數字化轉型與企業ESG表現

邰曉紅 郭建曉

摘 要：數字化轉型為企業可持續發展提供了新的路徑。本文以2013—2021年滬深兩市A股上市公司為研究樣本，采取逐步回歸分析法，研究數字化轉型對企業ESG表現的影響及其內在機理。研究發現，數字化轉型會顯著提升企業ESG表現，資源協奏在數字化轉型提升企業ESG表現的機制中起部分中介作用，即數字化轉型可以通過提升資源協奏能力來提升企業ESG表現。

關鍵詞：數字化轉型；ESG表現；可持續發展；資源協奏

本文索引：邰曉紅，郭建曉.<變量 2>[J].中國商論，2024（01）：-159.

中圖分類號：F276.44 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2024）01（a）--05

1 引言

目前，我國經濟發展已經轉向高質量發展階段，“雙碳”戰略、綠色發展等眾多議題都與可持續發展密切相關。黨的二十大報告明確指出“要推動綠色發展，促進人與自然和諧共生”。微觀企業作為宏觀經濟的重要組成部分，其可持續發展能力勢必深刻影響到宏觀社會的綠色發展態勢，因此企業的ESG表現也受到社會各界的廣泛關注[1]。ESG （Environment-Social Responsibility-Corporate Governance，ESG）作為一種國際社會廣泛使用的前沿方法，從環境（E）、社會（S）、公司治理（G）三個方面綜合對企業可持續能力進行評價，是衡量企業可持續發展水平的重要標準[2]。我國企業ESG實踐晚于國際同行但發展迅速，截至2022年底，中國市場已有103家機構簽署了PRI，同比增長71%，增速為全球第一；ESG市場總規模超過了24.6萬億人民幣，較2020年增長近80%。ESG理念越來越受到資本市場重視，監管部門、上市公司及資管機構等參與方正從規則制定、披露策略、投資方法等方面積極完善我國ESG體系。基于此背景，無論從“雙碳”目標順利實現，還是從經濟順利向可持續、高質量發展模式轉變，如何提升我國企業ESG表現已成為亟須解決的重要問題。

數字化轉型作為新一輪科技革命的產物，是企業利用數字技術和信息化手段，重新設計和優化其業務流程、組織架構、產品與服務等方面，以提高其效率、創新能力和競爭力的過程[3-4]。現有研究已經證明，數字化轉型可以提高企業的技術創新能力并使分工水平更專業，優化原有的工業化管理模式，實現跨渠道融合，提高運營效率及公司績效[5-7]。數字化轉型在助力微觀企業轉型升級并提升其財務績效的同時，是否也能提升微觀企業的ESG表現等非經濟效益方面，由此提升企業可持續發展力，并最終在宏觀層面支撐我國“雙碳”目標的順利實現，使我國經濟順利向可持續、高質量發展模式轉變？目前已有部分學者注意到數字化轉型與企業ESG表現之間的聯系，并對其中的影響機制做出了探究，現有研究表明數字化轉型可以通過融資約束、分析師關注、創新能力和信息互動等路徑對企業ESG表現產生正向影響[8-10]。

然而這些文獻從資源基礎觀理論出發，將數字化轉型視作企業的一種異質性資源，認為企業獲取的這種異質性資源越多，企業的ESG表現也會越好。但SIRMON的資源協奏理論認為，資源并不會為企業直接帶來價值，而管理者的資源管理行為才是讓企業產生競爭優勢的根本[11]，即資源只有通過“結構化-捆綁-利用”等一系列管理行為，才能真正的產生競爭優勢，并最終在企業的“廣度-深度-生命周期”等多個維度發揮深遠意義。這似乎從另一個角度解釋了學界觀察到的一個現象，即許多學者與企業家發現擁有相同異質性資源的企業，其競爭力表現并不像資源基礎觀所預測的呈現出相近的水平，反而差異較為明顯。資源協奏理論指出，即使擁有相同資源稟賦的企業，也會因資源協奏能力的不同導致競爭力的表現出現差異。

因此，本文以2013—2021年A股上市公司為研究樣本，基于資源協奏理論，考察數字化轉型對企業ESG表現的影響及其作用。與現存研究相比，本文可能存在的邊際貢獻：第一，從數字化轉型視角出發，挖掘微觀企業提升ESG表現的新的可能路徑，拓展了現存ESG研究的范疇；第二，基于資源協奏理論解釋具有相近數字化水平的企業ESG表現存在差異的原因，有助于揭開數字化轉型影響企業ESG表現的內在機理。

2 理論分析與研究假設

2.1 數字化轉型與企業ESG表現

以往企業的發展往往以企業利潤最大化理論、股東價值最大化理論為行動指南，將單一目標作為企業經營管理的方向[12]。而利益相關者理論則認為，企業不僅應該考慮股東的利益，還應該平衡并關注多個利益相關方的不同需求，在企業經營決策中考慮到員工、客戶、供應商、社會和環境等方面[13]。如今，全球極端天氣頻發、貿易摩擦不斷、環境保護形勢嚴峻，ESG理念越來越受到企業利益相關各方的關注，促使利益相關各方不再一味追求經濟效益方面的回報與股東優先的利潤分配方式，而更鼓勵企業以長遠目光尋求更貼合可持續發展理念的模式，摒棄原有的“利潤至上”思維，倒逼企業進行轉型升級[14]。在數字經濟時代的宏觀背景下，將數字技術引入企業轉型升級的過程中，不僅為企業經濟效益方面帶來助力，在企業的環境、社會、公司治理等非經濟效益方面也會帶來顯著提升。基于此，本文提出以下假設：

假設H1：數字化轉型對企業ESG表現具有提升作用。

2.2 數字化轉型、資源協奏與企業ESG表現

現有文獻主要關注數字化轉型與企業ESG表現之間的線性關系，即數字化資源的多少對企業ESG表現的差異影響。單純的數字化資源并不能直接為企業的ESG表現帶來提升，對這些異質性資源采取的管理行為才能真正促進企業的ESG表現。在數字化轉型作用于企業ESG表現的過程中，企業需要合理的獲取這種資源，與現有資源進行整合構建新的資源組合，并進行資源捆綁以利用資源構建自身競爭優勢，使資源真正發揮效用并最終提升企業的ESG表現。具體來說，資源協奏理論總結了“結構化-捆綁-利用”三步式管理行為。第一，資源結構化行為可以讓企業評估現存數字化資源，并積累有助于數字化轉型的資源，剔除轉型過程中的無用資源，從而構建數字化轉型所需的資源池[15]；第二，資源捆綁行為是將形成的資源池進行整合最終形成數字化能力的過程，在這一過程中，首先要確保現存資源池的穩定并保證這些資源能夠跟隨市場變化得到及時更新，其次要借助培訓或學習等方式拓展現存資源的適用范圍，最后要及時拓展資源池以提升數字化能力；第三，資源的結構化及捆綁行為只是數字化資源的一種積累，想要真正的建立競爭優勢必須借助資源利用行為，在這一過程中企業應明確利用資源的策略，用不易模仿的方式完成企業資源的動員，切實地調用這些資源與能力，最終將數字化轉型真正作用于企業ESG表現上[16]。基于上述背景，本文提出以下假設：

假設H2：數字化轉型通過資源協奏影響企業ESG表現。

3 研究設計

3.1 樣本數據來源

本文選取2013—2021年A股上市企業為研究樣本，并對樣本做以下處理：第一，剔除ST、ST*及PT類企業；第二，剔除主要變量數據缺失企業；第三，剔除金融保險類企業；第四，對連續變量做1%及99%縮尾處理，最終取得14499個企業-年度樣本。其中企業ESG表現數據來自華證ESG評級數據庫，數字化轉型數據為上市企業年報經詞頻統計與文本分析后所得，其他數據來自CSMAR數據庫。

3.2 變量定義

3.2.1 被解釋變量：企業ESG表現（ESG）。我國企業目前ESG披露存在口徑不一致，數據可比性差等特征，目前學界研究主要以第三方評級機構披露數據為主，其中包括商道融綠、華證、彭博等。參考既往研究[17-18]，以華證ESG評級對企業ESG表現進行測量。華證ESG評級涵蓋了企業的環境、社會和治理三個方面，綜合考量企業的表現，給出“C-AAA”的九級評分，其中將評級為C的企業賦值為1，依此類推評級AAA的企業賦值為9。

3.2.2 解釋變量：數字化轉型（lnDT）。首先，借鑒吳非等[19]的研究，從人工智能、大數據分析、云計算、區塊鏈五個維度構建數字詞典；其次，在數字詞典的基礎上，利用python的“jieba”分詞工具對上市公司年報進行文本分析和詞頻統計；最后，對各企業中各數字化關鍵詞的詞頻進行匯總，得到數字化總詞頻，并對總詞頻進行加一取對數處理，衡量企業數字化轉型的程度。

3.2.3 中介變量：資源協奏（RO）。資源協奏是企業的一系列管理行為，難以用定性的方法加以測度。本文參考既往研究[20-21]，以資源協奏的結果來度量企業的資源協奏能力。數字化資源通常需要依靠研發能力最終在企業發揮效用，因此借鑒現有研究，以研發人員數量占比作為企業資源協奏能力的代理指標[22]。

3.2.4 控制變量。為控制企業財務層面及治理層面帶來的影響，本文參考既往研究在模型內添加了可能對企業ESG表現產生影響的控制變量[23-24]，其中包括總資產凈利潤率（ROA）、總資產周轉率（ATO）、現金流比率（Cashflow）、固定資產占比（Fixed）、公司成長性（Growth）、董事會規模（Board）、獨立董事占比（Indep）、兩職合一（Dual）、股權制衡度（Balance）、公司成立年限（FirmAge）。

具體變量說明見表1。

3.3 模型設計

為驗證數字化轉型對企業ESG表現的影響及資源協奏在其中發揮的中介效應，本文擬構建四步式中介效應檢驗模型。本文采取該方法主要是由于傳統的三步式中介效應模型有學者指出其中可能存在某些不足[25]。因此，本文擬參考牛志偉（2023）[26]的設計思路：第一，在中介效應中同時考慮中介變量與被解釋變量之間的關系，進一步增加實證鏈條的完備性；第二，進一步增加Bootstrap推導的基于百分比的置信區間，依靠非參數測試程序來緩解Sobel檢驗中中介效應是建立在假設系數的乘積的正態分布的基礎之上的問題；基于上述分析，本文構建以下模型：

4 實證分析

4.1 描述性統計

表2為主要變量的描述性統計結果，由表2數據可知，被解釋變量ESG的均值為6.446，標準差為1.219，表明上市企業ESG表現仍存在一定差距，但大部分ESG表現已經處在中上位置。解釋變量lnDT的均值為1.563，表明上市公司的數字化轉型程度差異顯著且大部分公司仍處在起步階段。中介變量RO的均值為0.122，標準差為0.132，表明大部分上市公司研發人員占比仍處于低位，且差異較為明顯，對數字化資源的利用程度仍待提升。調節變量及門檻變量Size的均值為22.394，標準差為1.273，最小值為18.875，最大值為28.502，表明企業規模大部分為中大型企業，這可能是上市的企業本身就具備一定體量。其余變量的描述性統計結果與現存研究基本一致，在此不再贅述。

4.2 回歸分析

以模型（1）至模型（4）為基礎的回歸結果見表3。表3第（1）列檢驗了數字化轉型對企業ESG表現的影響，可以發現lnDT的系數為0.056且在1%水平上顯著，表明數字化轉型對企業ESG表現具有顯著提升作用，假設H1得到了驗證。表3第（2）列檢驗了數字化轉型對資源協奏的影響結果，可以發現lnDT的系數為0.011且在1%水平下顯著；表3第（3）列展示了資源協奏對企業ESG表現的影響，表3數據顯示RO系數為0.336且在1%水平下顯著；表3第（4）列檢驗了將數字化轉型與資源協奏同時納入模型后對企業ESG表現的影響，可以發現lnDT與RO的系數分別為0.053及0.268且均在1%水平下顯著，lnDT的系數較第（1）列有所下降，表明資源協奏在數字化轉型與企業ESG表現的關系中發揮了部分中介效應；在此基礎上，本文進行了Soble檢驗，可以發現Z值為2.601在1%水平下顯著；本文還進行了Bootstrap（1000）次檢驗置信區間，可以發現置信度為95%的中介效應置信區間為[0.0006545， 0.004972]未包含0，假設H2得到驗證。

4.3 穩健性檢驗

雖然本文采用的雙向固定效應模型在一定程度上能夠緩解由于遺漏某些不隨時間變化的固定因素帶來的內生性問題，但仍可能存在樣本選擇偏誤、反向因果等問題，因此為保證研究結論的穩健，本文采取以下方法予以處理。

針對可能存在的樣本選擇偏誤問題，本文采取Heckman兩階段模型緩解樣本選擇偏誤可能對結論產生的干擾。在第一階段以企業是否進行數字化轉型生成啞變量，并帶入Probit回歸中求出逆米爾斯比率（IMR），第二階段將逆米爾斯比率作為控制變量帶入模型（1）至模型（4）中進行回歸，表4中展示了具體回歸結果。由表4數據可知，加入IMR后，模型（1）至模型（4）的系數雖有變化，但仍在1%水平上顯著，因此基準回歸得出的結論在考慮到樣本選擇偏誤之后仍然穩健。

5 研究結論與啟示

5.1 研究結論

本文以2013—2021年A股上市公司為研究樣本，實證檢驗了數字化轉型對企業ESG表現的影響及其內在機制。研究得出以下結論：（1）數字化轉型有助于提升企業ESG表現；（2）資源協奏在數字化轉型促進企業ESG表現的過程中起部分中介作用；（3）企業規模在數字化轉型促進企業ESG表現的關系中起調節作用；（4）不同企業規模下，企業進行數字化轉型對ESG表現的影響呈現“抑制-促進-顯著促進”特征。

5.2 研究啟示

（1）數字化轉型作為當前企業轉型升級的新方向，也是企業可持續發展的重要抓手。企業需要在技術、人才、組織、資本等多個層面實現全面升級和變革，持續調整和優化自身戰略目標，適應快速變化的市場需求，滿足多方利益相關者的關切，實現傳統產業與數字技術的融合，提升企業ESG表現，完成可持續發展模式的轉變。

（2）企業不僅無意數字資源的積累，還應關注對數字資源的管理和利用，應建立完善的數字資源管理體系，充分挖掘數字資源的價值和潛力，應用于企業的生產、服務、管理和創新等方面，將其作為數字化轉型的關鍵環節和核心競爭力，以實現企業的可持續發展。

（3）數字化轉型不是“一刀切”式的解決方案，而是需要根據企業自身規模、行業特點、技術基礎、人才資源等方面綜合考慮，制定符合企業實際情況的數字化轉型戰略和方案，這樣企業才能在數字化轉型中取得良好的成效，避免“負效應”的出現，提高效率、降低成本、增強競爭力，最終實現可持續發展。

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