數字化轉型、高質量發展水平與企業ESG表現
——基于長三角制造業上市公司的經驗數據

2023-12-18 07:46:46吳鋮鋮

大連民族大學學報 2023年6期

吳鋮鋮,董慧

(1.池州學院商學院,安徽池州 247000;2.安徽大學商學院,安徽合肥 230601)

《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035年遠景目標綱要》明確指出,要實施制造業降本減負行動,降低企業生產經營成本,支持建設數字化轉型綜合性服務平臺。同時要充分發揮海量數據和豐富應用場景優勢,促進數字技術與實體經濟深度融合,賦能傳統產業轉型升級,催生新產業新業態新模式。數字經濟已成為暢通數據資源大循環、全面賦能經濟社會發展的重要推動力,數字化轉型是微觀經濟主體助力數字經濟高質量發展的必由之路[1]。制造企業通過構建數字管理系統能夠強化全流程數據貫通,加快全價值鏈業務協同,形成數據驅動的智能決策能力,提升企業整體運行效率和產業鏈上下游協同效率。黨的二十大報告提出,要“加快構建新發展格局,著力推動高質量發展”。數字化轉型是制造企業高質量發展的核心動力,其對環境保護和社會責任履行具有溢出效應,制造企業通過數字化轉型能夠增強ESG實踐進而提升其ESG表現。ESG表現是企業環境保護E(Environmental)、社會責任S(Social)、公司治理G(Governance)三個方面的非財務績效評價體系,其是利益相關者制定戰略決策、企業形成競爭優勢與可持續發展能力的重要參考,因此國內外學者開始逐漸關注企業ESG表現的經濟后果與影響因素。如從信息基礎設施建設[2]、城市數字經濟發展[3]、環境規制差異[4]、共同機構持股[5]、內部控制質量[6]戰略激進度[7]角度考慮企業ESG表現的影響因素,但鮮有文獻從高質量發展水平角度出發,考察數字化轉型與制造企業ESG表現之間的關系。從數字化轉型與制造企業ESG表現來看,數字化轉型促進現代信息技術與制造企業生產經營、內部治理等各個環節深度融合,通過構建數字化協同治理機制提高企業財務信息透明度與非財務信息公開度,有利于利益相關者對企業經營管理與戰略決策進行約束和監督,增強制造企業加大環境保護、履行社會責任與完善公司治理的能力和意愿。

本文基于長三角區域制造業上市公司2016-2021年面板數據,通過Python文本分析提取數字化轉型關鍵詞刻畫企業數字化轉型程度,實證考察數字化轉型對企業ESG表現的影響,以及企業高質量發展水平對數字化轉型與ESG表現的中介作用。本文的邊際貢獻可能在于:第一,現有關于企業ESG表現的影響因素研究主要集中在財務狀況、市場績效等方面,缺乏基于高質量發展背景的影響因素與驅動機制研究,本文考察制造企業數字化轉型對其ESG表現的影響,豐富了企業ESG表現的影響因素研究內容;第二,構建“數字化轉型-高質量發展水平-企業ESG表現”的邏輯理路,探究企業高質量發展水平的中介作用,打開數字化轉型影響企業ESG表現的“黑箱”;第三,檢驗不同企業規模、技術屬性、企業生命周期階段條件下數字化轉型對企業ESG表現的異質性影響,系統揭示二者存在的理論邏輯和內外部影響,為進一步提升制造企業ESG表現提供經驗依據。

一、理論分析與假設提出

1.數字化轉型與企業ESG表現

數字化轉型是數字技術深度融入企業各類生產要素、不同生產經營環節的過程,也是微觀企業主體遵循經濟發展規律的必然過程,其能夠重構組織內部的協同運作能力、調整組織發展模式與戰略定位,通過創新賦能作用助力制造企業實現高質量發展。企業ESG表現是其在環境保護、社會責任和公司治理三個方面的實踐應用,數字化轉型對企業ESG表現的促進作用可從以下三個方面分析:

從環境保護表現來看,數字化轉型促進企業形成綠色創新價值鏈的新型商業模式,引導制造企業資金與生產要素逐漸流向綠色節能產品,推動企業智能運用數據信息踐行綠色發展理念,有利于企業獲取獨特性創新資源與長期競爭優勢,確保綠色低碳內化發展逐漸成為制造企業的主要發展方向。相關研究表明數字化轉型能夠顯著提高企業綠色創新數量與質量,對實質性綠色創新的提升效應更強[8-9],而綠色創新是優化資源配置、轉型生產過程、提高資源利用效率與降低環境污染治理成本的關鍵所在,制造企業通過數字化轉型的綠色創新賦能作用實現降本增效、改善環境績效,并提高企業對環境保護的自主意識,并通過追蹤碳排放量評估企業對“碳達峰、碳中和”目標的達成度,從而進一步提高制造企業的綠色產出效益與環境績效。

從社會責任表現來看,數字化轉型能夠完善企業管理機制與信息披露制度,提高企業信息披露的質量、真實性和及時性,有利于打破時間和空間維度對企業信息披露的制約作用,幫助企業改善對外關系,進一步提高企業履行社會責任的意愿和能力。相關研究表明數字化轉型能夠提升企業內部信息透明度、優化內部控制質量與提高財務穩定性[10-11]。具體而言,數字信息技術的廣泛應用有利于制造企業構建數據信息管理平臺,推動企業數據要素資源自由流動,打破企業內部不同機構、企業內外部之間的信息壁壘,提高數據資源的使用效率、數據信息的整合程度與開放程度,利益相關者能夠通過企業公開披露的財務信息與非財務信息進行投資決策,緩解企業與利益相關者之間的信息不對稱問題,即通過提高信息透明度與資源利用效率促進制造企業更好地踐行社會責任。

從公司治理表現來看,數字化轉型能夠打破企業內部組織的慣性約束,將區塊鏈、云計算等信息技術融入企業經營管理、內部控制等方面,提高企業內外部資源的整合與重構能力,推動要素資源在企業內外部的自由流動,即制造企業數字化轉型能夠促進ESG表現。相關研究表明數字化轉型顯著提升企業內部控制質量與公司治理水平[12-13],且降低治理信息不對稱程度、提高內部控制運行效率是數字化轉型作用的部分中介。數字化轉型有助于制造企業構建數字化協同治理機制,提高企業內部各種信息的公開度與透明度,緩解委托人與代理人之間的利益沖突,激勵高管個人利益與企業價值提升趨于一致,即通過降低治理信息不對稱程度來提高企業內部治理水平。其次,數字化轉型是區塊鏈、云計算等數字技術廣泛應用的綜合體現,其逐漸形成以互聯網科技企業提供金融服務為代表的新型數字金融業務,數字金融能夠顯著降低金融資源服務成本,擴大金融資源服務范圍。基于上述分析,本文提出假設H1:

假設H1:數字化轉型有助于正向提升企業ESG表現。

2.數字化轉型、高質量發展水平與企業ESG表現

高質量發展水平是企業發展“質量”與“數量”的集中體現,其強調踐行綠色、開放、共享等新發展理念,以數字化轉型等創新發展為根本抓手,提高制造企業信息獲取能力與要素資源配置效率,逐漸形成一種可持續發展模式。從數字化轉型與企業高質量發展水平的研究現狀來看,梁小甜等[14]、苗春霞[15]均提出制造業數字化轉型能夠顯著提升其高質量發展水平,即數字化轉型是制造企業實現高質量發展的關鍵動力,也是提升制造企業ESG表現的根本推動力。第一,數字化轉型有助于提升制造企業高質量發展水平。區塊鏈、云計算等數字信息技術的廣泛應用能夠提高企業生產經營各個環節的要素資源利用效率,精準預算要素資源使用量與流動去向,優化制造企業要素資源配置與生產管理模式。同時,數字信息技術能夠降低企業與外部信息使用者之間的信息偏差,降低信息不對稱對外部信息使用者戰略決策的不利影響,規避決策者認知偏差可能導致的決策失誤,解決信息不對稱制約制造企業高質量發展的關鍵問題。第二,高質量發展水平有助于提升制造企業ESG表現。制造企業高質量發展是踐行綠色、創新、共享等新發展理念的綜合體現,高質量發展能夠提高企業要素資源利用效率與綠色創新環保水平,促使企業在追求價值最大化發展目標的同時更愿意履行社會責任,即制造企業高質量發展能夠推動管理者的個人利益與企業整體發展趨于一致,迫使其為利益相關者提供更優質的服務,從而提高企業內部控制質量和綜合治理水平,即數字化轉型能夠通過提高制造企業高質量發展水平以提升其ESG表現。基于此,本文提出假設H2:

假設H2:數字化轉型通過提高制造企業高質量發展水平以提升其ESG表現,即高質量發展水平對數字化轉型與企業ESG表現的關系間具有中介作用。

二、研究設計

1.樣本選擇與數據來源

依據證監會行業劃分標準(2012),以2017-2021年長三角區域制造業上市公司作為研究對象,數字化轉型相關數據來源于各公司年報以及國泰安《中國數字經濟研究數據庫》,本文通過Python文本分析提取各上市公司年報中數字化轉型關鍵詞,通過關鍵詞詞頻數測度企業數字化轉型程度。ESG表現采用2017-2021年華證數據庫ESG評級數據,分別將C、CC、CCC、B、BB、BBB、A、AA、AAA等9個級別賦值1-9分。高質量發展相關數據來源于LP法測算的全要素生產率,其他財務數據均來源于CSMAR數據庫與Wind數據庫。本文對樣本數據進行以下處理:(1)剔除被特殊處理的ST、*ST樣本;(2)剔除指標數據異常或者嚴重缺失的樣本。經過篩選后共獲得611家樣本企業3 055個有效樣本觀測值,并對主要連續變量進行1%和99%分位數的winsorize縮尾處理,以消除極端數據與異常數據分析結果的影響。所有樣本數據均來自CSMAR數據庫、各上市公司年報,主要通過STATA15.0進行數據處理與分析。

2.變量定義

(1)被解釋變量(ESG表現)。多維度評價指標體系、第三方機構評價得分是衡量企業ESG表現的主要方式,其中商道融綠、華證、彭博數據庫和中財大綠金院是國內主要的ESG評級機構,但華證ESG評價指標體系更符合A股上市公司的實際情況且覆蓋面最廣[16]。因此,本文選取華證ESG數據庫的A股上市公司ESG評分衡量長三角區域制造業上市公司的ESG表現情況,按評價結果等級從AAA到C依次遞減賦分,AAA賦值9分,C級賦值1分,得分越高則表明企業ESG表現越好。具體賦分情況見表1。

表1 華證ESG評級賦分

(2)解釋變量(數字化轉型)。文本分析法與定量描述法從不同角度測度企業數字化轉型程度,文本分析法借助Python軟件分析相關文件中數字化轉型等關鍵詞出現頻率(剔除“管理層討論與分析部分”內容),進而獲取數字化轉型程度數值;定量描述法通過數字化轉型過程資金投入與具體成果的相對關系間接衡量企業數字化轉型程度。本文參考吳非等的研究成果[17],將企業數字化轉型依據功能不同劃分為底層技術運用與技術實踐應用層面,底層技術運用由人工智能技術、區塊鏈技術、云計算技術與大數據技術4個類別構成,技術實踐應用由數字技術應用層面構成,其中具體關鍵詞包括人工智能、區塊鏈、云計算、大數據、移動互聯網、工業互聯網等,見表2。利用Python軟件和Java PDFbox對長三角制造業上市公司2016-2021年年報進行文本分析,并統計數字化轉型相關關鍵詞出現頻次,以該頻次作為企業數字化轉型程度的衡量標準,原因在于年報中數字化轉型相關關鍵詞出現頻次可以合理反映企業數字化轉型程度,關鍵詞出現頻率越高則說明企業數字化轉型成效越顯著。同時,為有效解決關鍵詞統計頻次(詞頻類變量)右偏傾向的影響,本文以數字化轉型關鍵詞頻次加1后取對數作為企業數字化轉型程度(Dcg)的代理變量。

表2 數字化轉型關鍵詞詞譜

(3)中介變量(高質量發展水平)。單一指標(研發創新、人均利潤等)[18]或者綜合評價指標體系[19]是衡量企業高質量發展水平的主要方法,但上述方法均存在一定的缺陷,如單一指標無法綜合體現企業高質量發展的本質特征,而綜合評價指標體系可能存在可比性較低的細化指標。企業高質量發展的內涵是高效、綠色、可持續發展,不同學者的認知觀點存在區別,張軍擴等[20]認為高質量發展體現在資源配置、技術水平與產品服務等多方面,劉志彪等[21]提出高質量發展水平與全要素生產率具有高度一致性,而企業高質量發展更多強調企業具備高水平、高層次的發展狀態[22]。全要素生產率是要素投入與產出的相對比率,本質是技術、人才等要素質量和資源配置效率,通過技術進步、人力資本提升等方式提高全要素生產率,且全要素生產率與高質量發展之間存在同步變化[21],即全要素生產率是評估微觀企業發展質量的關鍵指標,OP法和LP法是企業全要素生產率的主要測算方法,但LP法相較于OP法能夠有效避免內生性問題,本文參照魯曉東等的做法[23],采用LP法測算長三角區域制造業上市公司全要素生產率(Tfp)。LP法以Cobb-Douglas生產函數為基礎,具體回歸方程如下:

LnYi,t=α0+α1LNLi,t+α2LNKi,t+α3LNMi,t+εi,t

借鑒段姝等的做法[24],以營業收入作為Yi,t的代理變量,以固定資產凈值作為Li,t的代理變量,以發放薪酬的職工總人數作為Ki,t的代理變量,以購買商品、接受勞務支付的現金作為Mi,t的代理變量。各變量定義見表3。

表3 全要素生產率測算變量定義(LP法)

(4)控制變量。控制變量為減少變量遺漏對分析結果的估計偏誤,本文對可能造成回歸結果偏誤的相關變量加以控制,具體分為財務狀況層面與內部治理層面。財務狀況層面控制變量包括:企業規模(Size)、財務風險(Lev)、盈利能力(Roa)、經營活動現金流(Cash);內部治理層面控制變量包括第一大股東持股比例(Top1)。此外,為進一步控制不隨時間變化的不可觀測因素,回歸模型考慮了時間固定效應(Year)。具體變量定義情況見表4。

表4 具體變量定義

3.模型設定

為檢驗企業數字化轉型對ESG表現的影響,本文設定以下模型:

Esgi,t=α0+α1Dcgi,t+∑Year+εi,t

(1)

Esgi,t=α0+α1Dcgi,t+α2∑CVi,t+∑Year+εi,t

(2)

其中,Esgi,t表示長三角區域i制造業上市公司t年的ESG表現,Dcgi,t表示i企業t年的數字化轉型程度,CVi,t為財務狀況層面與內部治理層面的控制變量集合,Year為控制時間固定效應,ε為隨機誤差項。

三、實證分析

1.描述性統計

表5列示了主要變量的描述性統計與VIF分析結果。結果顯示長三角制造業上市公司ESG表現(Esg)的最小值為1(C等級),最大值為7(A等級),均值、標準差分別為4.11、1.19,說明企業ESG表現評級整體處于B等級且差異相對較大,大部分企業ESG表現均處于較低水平,企業ESG表現存在較大的提升空間。數字化轉型(Dcg)的均值、標準差分別為3.63、0.25,表明各企業數字化轉型程度相對較低,且樣本企業間數字化轉型差異較小。高質量發展水平(Tfp)最大值、最小值分別為11.07、4.51,但均值、標準差僅為7.52、0.82,說明樣本企業高質量發展水平整體水平不高且各樣本企業之間相對差異較小。就控制變量而言,所有控制變量取值均處于合理范圍之內,但企業規模(Size)的標準差為1.13,說明樣本企業之間在規模方面仍存在較大差異。

表5 描述性統計與VIF分析

同時,從方差膨脹因子VIF分析結果來看,各變量的VIF值均小于5、VIF均值為1.58,容差值均大于0.1、差值均值為0.72,說明變量選取較為合理,回歸模型各變量之間不存在多重共線性問題。

2.基準回歸分析

本文采用遞進式回歸策略檢驗數字化轉型與企業ESG表現之間的關系,表6列(1)為未加入控制變量、僅考慮時間固定效應的回歸結果,可以發現數字化轉型(Dcg)與企業ESG表現(Esg)的回歸系數0.513在1%的置信水平下顯著,說明數字化轉型與企業ESG表現顯著正相關,數字化轉型對企業ESG表現具有顯著的正向促進作用,初步驗證了假設H1。表6列(2)為加入財務狀況層面與內部治理層面的控制變量回歸結果,結果顯示數字化轉型(Dcg)與企業ESG表現(Esg)的回歸系數0.483顯著為正,同樣說明數字化轉型與企業ESG表現顯著正相關,即數字化轉型程度越高,企業ESG表現越好。數字化轉型通過技術創新的溢出效應提升企業ESG表現,為企業持續穩定發展提供動力保障,假設H1得到驗證。

表6 基準回歸分析與中介效應檢驗結果

3.作用機制分析

基準回歸分析結果證明數字化轉型能夠顯著提升企業ESG表現,但上述結論無法說明數字化轉型影響企業ESG表現的具體作用機制,因此本文參考溫忠麟等學者提出的中介效應檢驗步驟[25],使用高質量發展水平(Tfp)作為中介變量,構建中介效應模型進一步分析數字化轉型如何通過提高高質量發展水平來提升企業ESG表現。具體中介效應模型如下:

Tfpi,t=a0+a1Dcgi,t+a2∑CVi,t+∑Year+εi,t

(3)

Esgi,t=b0+b1Dcgi,t+b2Tfpi,t+b3∑CVi,t+∑Year+εi,t

(4)

其中,Tfpi,t表示i企業t年的高質量發展水平。上述模型均采用聚類穩健標準誤,并采用固定效應模型控制時間效應。具體檢驗步驟包括:第一,對模型(2)進行回歸,若回歸系數α1顯著,則繼續進行檢驗,若回歸系數α1不顯著,則檢驗終止;第二,若回歸模型(3)中回歸系數a1顯著,則檢驗繼續進行,若系數a1不顯著,則檢驗終止;第三,對模型(4)進行回歸檢驗,若回歸系數b1、b2均顯著且系數b1小于模型(2)回歸系數α1,則說明高質量發展水平是數字化轉型的中介變量。

表6列(3)、(4)報告了高質量發展水平作為中介變量對主效應的作用機制。列(3)結果顯示數字化轉型與企業高質量發展水平顯著正相關(a1=0.103,p1<0.01),說明數字化轉型能夠促進企業高質量發展,即數字化轉型通過降低經營成本、提高管理效率等方式優化企業資源配置,進而提高企業全要素生產率以推動企業實現高質量發展。列(4)為基于模型(4)加入高質量發展水平后再次進行回歸,結果顯示數字化轉型回歸系數由模型(2)的0.483下降為模型(4)的0.448,即高質量發展水平顯著促進企業ESG表現,高質量發展水平是數字化轉型提升企業ESG表現的部分中介變量,原因在于全要素生產率提升有助于完善企業內部治理體系與社會責任履行情況,進而提高企業ESG表現,假設H2得以驗證,數字化轉型能夠通過提高高質量發展水平促進企業ESG表現,“數字化轉型-提高高質量發展水平-企業ESG表現”的作用機制得以驗證。其中,直接效應為0.448,中介效應為0.103×0.339=0.035,中介效應的貢獻率為0.035/0.448=7.81%。

4.邊際效應分析

基準回歸分析無法反映不同水平ESG表現下企業數字化轉型邊際效應的結構性變化,本文建立面板分位數回歸模型探討不同ESG表現水平下企業數字化轉型邊際效應的演化規律[7]。具體回歸模型如下:

Qτ(Esgi,t×Dcgi,t)=βτ0+βτ1Dcgi,t+βτ2∑CVi,t+∑Year+εi,t

(5)

其中,Qτ(ESGi,t×Dcgi,t)表示在給定數字化轉型(Dcg)的情況下,企業ESG表現(Esg)在第τ分位數上的值,βτ1表示數字化轉型在第τ分位數上的回歸系數。

表7報告了不同水平ESG表現下企業數字化轉型(Dcg)的邊際效應變化。結果顯示90分位點、75分位點、50分位點數字化轉型(Dcg)系數大于25分位點、10分位點,說明數字化轉型對企業ESG表現的影響存在結構性差異,數字化轉型系數隨ESG表現分位數的增大而增大。就具體系數值與顯著性而言,10分位點數字化轉型系數僅在5%的置信水平下顯著,而其他分位點數字化轉型系數均在1%的水平下顯著,說明數字化轉型主要推動中高水平企業ESG表現提升,其原因可能在于中高水平企業ESG表現更有利于實現企業進行ESG投資的潛在價值。綜上,隨著企業ESG表現的提升,數字化轉型的邊際效應影響逐漸增強,企業更傾向于履行ESG責任。

表7 邊際效應分析

5.穩健性檢驗

(1)替換核心變量。對于解釋變量(數字化轉型Dcg),基準回歸以數字化轉型相關關鍵詞出現頻次作為企業數字化轉型程度的測度依據,上述文本識別方法存在一定的局限性。本文參考湯萱等的做法[26],以國泰安數據庫公布的上市公司數字化轉型指數(Dcg1)作為企業數字化轉型程度的代理變量,并基于模型(2)再次進行回歸分析,回歸結果見表8列(1)。結果顯示數字化轉型(Dcg1)與企業ESG表現(Esg)的回歸系數1.144顯著為正,說明替換數字化轉型的測度方式后,“數字化轉型-企業ESG表現”的影響效果并未發生實質性改變,再次驗證了假設H1,即基準回歸結果依然穩健。

表8 穩健性檢驗結果

對于被解釋變量,穩健性檢驗方法如下:第一,拆分被解釋變量。本文將ESG綜合評級指標進一步拆分為環境(E)、社會(S)和公司治理(G)三個子維度,按評價結果等級從AAA到C依次遞減賦分,并基于模型(2)再次進行基準回歸,回歸結果見表8列(2)至(4)。結果顯示數字化轉型與環境(E)、社會(S)和公司治理(G)均顯著正相關,即數字化轉型正向促進企業環境、社會和公司治理三方面表現,再次說明假設H1成立。第二,替換被解釋變量。本文以彭博數據庫ESG得分(I_ESG)替代華證ESG綜合評級指標賦分結果作為被解釋變量,并再次進行基準回歸,替換后的回歸結果見表8列(5)。結果顯示數字化轉型(Dcg)與企業ESG表現(I_ESG)的回歸系數2.317依然顯著,假設H1再次得到驗證。

(2)剔除部分樣本。2020年爆發新冠肺炎疫情對經濟發展與金融市場產生重大影響。為規避新冠肺炎疫情的影響,本文剔除2020年樣本數據后對剩余樣本再次進行基準回歸,回歸結果見表8列(6)。結果顯示數字化轉型(Dcg)與企業ESG表現(Esg)系數0.472依然顯著,再次說明數字化轉型能夠顯著提升企業ESG表現,假設H1得到驗證。綜上,在替換解釋變量、拆分被解釋變量、替換被解釋變量與剔除部分樣本數據等穩健性檢驗后,數字化轉型與企業ESG表現之間的關系并未發生實質性改變,即研究結果具有穩健性。

6.內生性檢驗

(1)Heckman兩步法。為避免樣本自選擇等內生性問題對分析結果的影響,本文采用Heckman兩階段分析模型檢驗數字化轉型與企業ESG表現之間的關系。第一步,根據數字化轉型中位數將全樣本劃分為兩組,將高數字化轉型組定義為Dcg=1,低數字化轉型組定義為Dcg=0,并以其作為Probit回歸模型(6)的被解釋變量,根據模型(6)計算出逆米爾斯比率(IMR),具體Probit回歸模型如下:

Dcgi,t=α0+α1∑Controlsi,t+∑Year+εi,t

(6)

第二步,將逆米爾斯比率(IMR)作為控制變量加入模型(2)再次進行回歸,回歸結果見表9列(1)。結果顯示數字化轉型與企業ESG表現系數0.451顯著為正,且逆米爾斯比率(IMR)系數顯著,說明在控制逆米爾斯比率(IMR)之后,數字化轉型顯著提升企業ESG表現,基準回歸結論依然穩健。

表9 內生性檢驗結果

(2)滯后效應檢驗。由于數字化轉型與企業ESG表現可能存在反向因果問題,即數字化轉型可能是企業ESG表現的結果而非原因。為此,本文將數字化轉型分別進行滯后一期、滯后二期處理,并再次進行基準回歸,回歸結果見表9列(2)、列(3)。結果顯示滯后一期、滯后兩期數字化轉型均與企業ESG表現顯著正相關,假設H1再次得到驗證。

四、異質性分析

本文對樣本數據按照企業規模、技術屬性、企業生命周期階段進行分組回歸,考察不同企業特質和所處情境條件下數字化轉型對企業ESG表現的異質性影響。

1.企業規模異質性分析

為探究數字化轉型對不同規模企業ESG表現的促進作用是否存在差異,本文按照總資產自然對數的中位數將全樣本劃分為大規模企業與中小規模企業,其中大于或等于全樣本總資產自然對數中位數的樣本劃分為大規模企業,小于全樣本總資產自然對數中位數的樣本劃分為中小規模企業,并對兩組樣本進行分組回歸,回歸結果見表10列(1)、列(2)。結果顯示,大規模企業數字化轉型的回歸系數為0.857,且通過1%的置信水平檢驗,中小規模企業數字化轉型的系數0.464在5%的置信水平下顯著,說明大規模企業數字化轉型更能顯著提升企業ESG表現,而中小規模企業的提升作用顯著性有所下降。上述原因可能在于大規模企業管理體系與運作機制較為完善,其更能推動數字化轉型資源要素在各系統之間整合、重構,且重塑后動態能力更適應企業調整后的發展戰略,即數字化轉型對提升大規模企業ESG表現的提升作用更為顯著。

表10 不同維度異質性分析

2.技術屬性異質性分析

參考曾皓等的做法[27],本文依照《上市公司資質認定信息文件》披露的認定項目類型將全樣本細分為高新技術企業與非高新技術企業兩組,并分組進行基準回歸分析,回歸結果見表10列(3)、(4)。結果顯示高新技術企業數字化轉型顯著提升企業ESG表現,而非高新技術企業的提升作用顯著性有所下降。原因可能在于高新技術企業對數字化轉型等高科技開發、應用的重視程度高于非高新技術企業,其更愿意通過研發數字化管理系統、商業模式等方式獲取市場競爭優勢,逐漸暢通企業內外部信息溝通、降低信息不對稱程度,并增強顧客黏性以推動企業持續穩定發展。另外,非高新技術企業對數字化轉型等高技術的接受與實踐應用程度較低,造成企業在資金籌集、信息溝通等方面存在時滯,無法有效推進非高新技術企業開展數字化轉型等創新活動,難以激發非高新技術企業數字化轉型對企業ESG表現的促進作用。

3.企業生命周期異質性分析

企業生命周期理論認為,不同生命周期階段的企業盈利能力、現金流穩定性與資源配置結構等方面存在較大差異,即不同生命周期階段數字化轉型對企業ESG表現的促進作用存在差異。因此,本文預期盈利能力強、現金流穩定的成熟期企業數字化轉型對企業ESG表現的促進作用更為顯著。企業生命周期劃分主要包括現金流組合法、產業增長率法與財務綜合指標法,其中Dickinson提出的現金流組合法主觀性低、實踐操作性強[28]。參考曹裕等的做法[29],根據經營現金流、投資現金流、籌資現金流的不同組合將企業生命周期劃分為成長期、成熟期和衰退期三個階段。具體企業生命周期劃分標準見表11。

表11 企業生命周期劃分標準

表12分別報告了不同生命周期階段數字化轉型對企業ESG表現的促進作用。結果顯示,成長期、成熟期企業數字化轉型顯著促進企業ESG表現,但對衰退期企業無顯著影響,說明信息技術能夠改善企業內部各部門之間、企業與外部投資者之間的信息不對稱問題,有利于成長期、成熟期企業開展數字化轉型等創新活動,加之成長期、成熟期企業數字化轉型能夠提高生產效率與管理水平、優化企業資源配置與內部治理結構,進而有效提升企業環境保護、公共責任與公司治理等方面的表現。

表12 企業生命周期異質性分析

五、結論與建議

基于“雙碳”目標背景,如何推動企業承擔環境保護和公共社會責任是實現企業高質量發展的關鍵,而釋放數字化新引擎的強大動力是實現上述目標的重要措施。選取長三角區域制造業上市公司2016-2021年數據為研究對象,通過Python文本分析提取數字化轉型關鍵詞刻畫企業數字化轉型程度,實證檢驗數字化轉型對企業ESG表現的影響,以及企業高質量發展水平在數字化轉型對企業ESG表現影響中的中介作用。主要研究結論如下:(1)數字化轉型對企業ESG表現具有顯著的正向促進作用,高質量發展水平在數字化轉型與企業ESG表現中具有中介傳導作用,且在穩健性檢驗與內生性檢驗后結論依然成立;(2)進一步分析發現,隨著企業ESG表現的提升,數字化轉型的邊際效應影響逐漸增強,企業更傾向于履行ESG責任;(3)不同企業規模、技術屬性、企業生命周期階段條件下數字化轉型對企業ESG表現的促進作用存在異質性。具體而言,數字化轉型顯著促進大規模企業、高新技術企業、成長期企業與成熟期企業的ESG表現,而對中小規模企業、非高新技術企業與衰退期企業的促進作用則不顯著。基于此,本文提出以下對策建議:

第一,政府部門應積極引導企業開展數字化轉型等創新活動,制定頂層設計與具體策略優化市場營商環境,并通過構建數字化信息披露平臺逐步規范信息披露制度,保證企業信息充分公開,從而有效避免企業的各種“漂綠”行為。同時,監管機構應制定相應的獎勵和懲罰措施推動制造企業數字化轉型,通過政府補貼、稅收優惠等方式激勵積極轉型的企業,以充分發揮數字化轉型的創新賦能作用。

第二,政府部門應著力構建企業數字化轉型扶持與激勵政策體系,支持企業數字化轉型與高質量發展。對于大規模企業、高新技術企業、成長期企業與成熟期企業,政府部門應出臺相關政策措施保障數字化轉型對企業ESG表現的提升作用,對于中小規模企業、非高新技術企業與衰退期企業,政府部門應結合企業需求與發展導向加大政策支持力度,引導企業運用數字技術的數據處理與分析優勢優化投資結構,幫助企業樹立正確的ESG投資理念,為形成暢通、穩定、高效的國民經濟循環體系奠定基礎。

第三,制造企業應堅持數字化轉型的創新發展模式,通過構建數字化信息平臺優化企業內部管理結構與運營方式,將數字化技術融入產品生產、經營管理等各個環節,推動不同數據資源在企業內部各部門之間、內外部之間的自由流動與高效傳輸,拉近企業供給與市場需求的距離,并基于客戶需求提供定制化產品或服務,形成創新發展新業態以推動企業實現高質量發展。