企業戰略差異度會影響ESG表現嗎

DOI：10．19641/j．cnki．42-1290/f．2024．06．009

【摘要】企業ESG發展一直是學術界和實務界關注的焦點， 企業經營戰略的實施會對ESG表現產生重要影響。本文以2009 ～ 2021年我國A股上市公司為樣本， 實證檢驗上市公司戰略差異度對ESG表現的影響及其內在機制。研究結果表明： 上市公司戰略差異度顯著抑制ESG表現； 在環保背景高管缺失與內部控制較差的情形下， 戰略差異度抑制ESG表現的效應更加明顯， 表明環保背景高管的環保理念與良好內部控制對公司治理具有重要性； 戰略差異度可從抑制企業信息透明度、 抑制企業持續創新能力兩個途徑降低ESG表現； 高于經濟政策不確定性的一定門檻值時才會使企業在制定差異化戰略時放棄ESG投資， 導致ESG表現降低。

【關鍵詞】戰略差異度；ESG表現；信息透明度；持續創新

【中圖分類號】 F275" " "【文獻標識碼】A" " " 【文章編號】1004-0994（2024）06-0065-7

一、 引言

受“逆全球化”格局的影響， 企業資本流動受阻， 金融市場波動加劇， 引發全球經濟衰退（馬小芳等，2021）。為開展貿易投資合作、 開拓雙向市場， 向企業提供差異化發展的戰略契機， 使企業意識到尋找差異化市場定位是應對全球性市場的根本挑戰（井潤田，2022）， 我國提出“加快供給側結構性改革， 構建國內國際雙循環相互促進的新發展格局”的重大決策， 促使企業通過制定戰略充分融合內部資源與外部機遇（簡建輝等，2022）。如何選擇正確的方向實現戰略變革并提高戰略績效， 是企業戰略理論與實踐領域經久不衰的話題。不同于行業常規戰略所帶來的激烈競爭， 采取差異化的戰略可以規避行業競爭， 發揮企業核心競爭力并獲取超常規發展機會與超額利潤（DiMaggio和Powell，1983）。然而企業也會因利益相關者理念不同、 制度邏輯不同以及控制工具缺失導致差異化戰略與國家發展邏輯背道而馳（趙燕和梁中，2022）。因此， 企業差異化戰略的行為必然會在客觀上影響企業的社會責任投資。其中， ESG表現作為貫徹落實“創新、 協調、 綠色、 開放、 共享”新發展理念的載體之一， 既是實現我國促進經濟高質量發展的核心內容， 也是當前國際社會衡量企業綠色可持續發展水平的重要標準（邱牧遠和殷紅，2019）。中國證監會于2022年4月15日發布《上市公司投資者關系管理工作指引》， 要求加強企業與投資者溝通中環境、 社會與公司治理信息的披露， 并籌劃中國上市公司ESG信息披露規則， 以強化企業ESG責任履行。以上市公司為代表的資本市場， 應當充分發揮ESG投資兼顧環境保護、 社會責任履行和公司長期價值創造的作用， 并以此推動企業高質量發展。客觀來說， 企業戰略必然會在一定程度上映射ESG投資等企業可持續發展方式， ESG表現在很大程度上反映出企業的研發投入程度與治理水平。由此可見， 企業的生產、 經營決策與戰略布局會在一定程度上通過企業ESG表現反映出來， 而戰略差異度作為戰略布局的重要變量也不例外。

然而， 目前并未有研究將企業戰略差異度與ESG表現確切地聯系起來， 僅能從其他相關文獻中推論二者之間的影響方向和機制。一方面， 宮興國等（2023）發現戰略差異度的變化所帶來的風險會降低企業創新的持續性和穩定性， 這可能會抑制ESG表現。王愛群和劉耀娜（2021）發現戰略差異度通過加大經營風險、 提高代理成本、 資源緊缺等路徑降低企業社會責任履行水平， 這進而可能影響ESG表現中履行社會責任的層面。另一方面， Chen（2021）認為行業常規戰略促使同行業企業面臨共同風險與激烈競爭， 可能需要開辟趕超同行業其他競爭者的發展路徑， 倒逼企業采取差異化創新戰略， 進一步促進ESG表現。劉靜和陳志斌（2020）認為在差異化戰略下， 企業運用內部資本市場來解決融資和資本配置問題， 能極大地緩解企業資金困難與籌資成本， 進一步促進ESG表現。不難發現， 現有文獻對于上述關系的探討并未達成一致， 戰略差異度對ESG表現的影響是促進還是抑制， 需要進行更為深入的研究。

相較于以往文獻， 本研究的貢獻在于： 一是將企業戰略差異引起的經濟后果從企業績效、 投資等經濟行為前移至非財務行為的ESG表現中， 拓寬了戰略差異經濟后果的研究領域， 補充了戰略差異度對ESG表現消極作用的相關研究。二是推動了關于企業ESG表現影響因素的相關研究， 對ESG表現產生影響的作用機制加以識別， 并揭示了企業戰略差異度影響ESG表現的機制“黑箱”。三是探究了經濟政策對企業戰略差異度與ESG表現兩者之間關系的影響， 在一定程度上可為國家經濟政策調控提供優化依據。

二、 理論機制與假設提出

戰略是企業對長遠全面的發展方向做出的一系列經營決策與資源調配等行為（Mintzberg，1983）。我國資本市場正處于“新興加轉軌”時期， 雖然受到宏觀政策與制度因素的快速變化影響（閆煥民等，2021）， 但可以通過制定與常規不同的差異化戰略來抵抗宏觀經濟波動、 捕捉有力投資機會（王貞潔和王京，2018）。戰略管理理論認為， 行業環境促使企業之間互相模仿、 學習， 通過達成一致的戰略配置使行業的配置資源均勻分布， 達成產業整合的中心趨勢， 以降低經營環境的不確定性（Wang，2018）。雖然企業模仿其他組織決定比在對盈利目標進行系統分析的基礎上做出決定更容易， 也更容易降低共同面對的行業風險與不確定性， 但組織為獲取更多的行業資源與核心競爭力， 需要采取差異化戰略布局（DiMaggio和Powell，1983）。這種偏離行業中心趨勢的戰略便形成企業與競爭對手之間的戰略差異， 被稱為戰略差異度（Tang等，2011）， 而ESG表現則是評估企業可持續發展績效的重要衡量方式。那么， 戰略差異度對企業ESG表現會產生怎么樣的影響呢？

相比于采用行業傳統戰略的企業而言， 采取差異化戰略的企業舍棄了原有的市場競爭力， 更注重于構建新商業模式與開拓新業務市場， 但該策略容易產生極端績效， 這樣一種急功近利的投資行為不但會給企業帶來經營風險， 還有可能加劇外部資金供給方因不確定性風險而提高的融資約束成本（楊興全和張兆慧，2018）， 資金鏈斷裂的風險更高， 一旦戰略失敗將產生嚴重的經濟后果。較大的經營風險與財務扭曲現象勢必會影響企業長期投資。傳統觀點認為， 企業進行環境管理與社會責任履行會耗費大量的資源， 擠占其他經濟活動的支出， 有違利潤最大化的目標（周澤將和雷玲，2023）。ESG投資相比于其他投資需要更長的投資回報周期， 是一項可逆性低、 幾乎無法變現的長期投資（黃曉霞等，2023）。管理者為降低投資風險與經營風險， 可能選擇短期收益高、 見效快的投資項目， 放棄風險高、 投入大、 變現困難的ESG投資， 因此， 戰略差異度越大的企業越可能會影響ESG表現。

差異化戰略對企業經營能力提出更高要求， 也容易產生激進的投資策略， 導致經營合法性喪失（DiMaggio和Powell，1983）。首先， 根據信息不對稱理論， 企業管理層往往利用信息優勢做出利己行為， 積壓“壞消息”直到實現自身利益（周曉蘇等，2016）， 從外部降低了信息透明度。其次， 戰略差異度增加了管理層承擔風險與變革的代理成本， 也使得管理層自由裁量權增強且自利行為難以被發現（董雪雁等，2021）， 容易出現過度投資與資金無效率占用等問題（孫潔和殷方圓，2020）， 信息不對稱現象使得各項會計要素確認和計量的操控空間更大， 從內部降低了信息透明度。而信息透明度的提高有利于企業利益相關者對社會責任履行的監督（袁冬梅等，2021）。因此戰略差異度的增加讓信息不對稱程度加劇， 弱化了股東監督管理層是否擁有環境、 社會與綠色治理責任意識與是否加強ESG相關社會責任投資的行為。管理者因害怕承擔投資失敗的風險， 放棄ESG投資等需要持續投入的高質量投資項目， 導致企業ESG表現降低。

企業采取差異化戰略時常在未知的領域開辟新的市場， 由于無法借鑒已有成熟經驗， 加上開拓“藍海”市場往往需要巨額的資金投入， 因此戰略差異化伴隨著未來現金流的緊缺與斷裂風險， 也面臨更高的經營風險。企業的持續創新與綠色低碳、 環境治理高度相關， 減少了企業對環境的負面影響， 促進了企業積極研發綠色環保產品與提升綠色創新產出， 帶來更高的環保效益， 從而使企業更好地履行環境責任與社會責任， 提升了ESG表現。但是技術創新的投入成本、 過程風險和產出不確定性增加了資源分配的協調成本與創新機會成本（何郁冰和張思，2017）。企業為避免資金鏈緊缺， 往往將持續創新的投入資源轉移至短期項目中， 導致財務資源無法向創新項目傾斜， 持續創新活力也將在資金緊缺與經營風險加大的雙重壓力下逐漸減弱（孫潔和殷方圓，2020）， 從而降低企業ESG表現。

因此， 戰略差異度越大的企業， 越有可能因自身經營風險較大而降低ESG表現。而且， 戰略差異度越大的企業其信息透明度越低， 持續創新能力也越低， 進而導致企業ESG表現變差。基于以上分析， 本文提出：

H1： 企業戰略差異度越大， 其ESG表現越差。

三、 研究設計

（一） 樣本選取與數據來源

本文選取我國A股上市公司2009 ～ 2021年的數據作為研究對象， 所有原始財務數據與其他數據均來自國泰安（CSMAR）數據庫與萬得（WIND）數據庫， ESG數據來自華證數據庫。剔除研究期間被ST、 ?ST和PT的企業樣本， 剔除金融業上市企業、 當年IPO上市企業及主要變量缺失樣本， 并且對全部連續變量進行上下1%水平的縮尾處理以排除極端值干擾， 最終共獲得27281個觀測值。

（二） 模型設定與變量選取

為了研究企業戰略差異度與ESG表現之間的關系， 本文建立了如下實證模型：

ESG_i，t=β₀+β₁DS_i，t+∑Controls_i，t+∑Year+∑Ind+ε_i，t（1）

其中： 下標i， t分別代表公司和時間。ESG為被解釋變量， 表示企業i在第t年的華證ESG評級結果。DS為解釋變量企業戰略差異度， 表示企業i在第t年的六個戰略維度偏離行業平均水平的程度。借鑒葉康濤等（2014）的研究， 首先選取六個關鍵領域的資源分配情況， 分別為廣告和宣傳投入（銷售費用/營業收入）、 研發投入（無形資產凈值/營業收入）、 資本密集度（固定資產/員工人數）、 固定資產更新程度（固定資產凈值/固定資產原值）、 管理費用投入（管理費用/營業收入）和企業財務杠桿［（短期借款+長期借款+應付債券）/權益賬面價值）］。其次， 將各企業的六個戰略維度指標分別減去同行業當年該指標的平均值， 再除以該指標的標準差予以標準化并取絕對值， 得到各企業在每一個戰略維度上偏離行業平均水平的程度。最后， 對各個公司標準化后的六個戰略指標取平均值， 得到戰略差異度指標（DS）。該指標越大， 說明企業與同年度同行業競爭對手的戰略差異越大， 企業戰略越極端。另外， Controls為一系列控制變量。除了控制變量， 本文還控制了年份固定效應（Year）與行業固定效應（Ind）。具體變量定義如表1所示。

四、 實證結果與分析

（一） 描述性統計

表2報告了樣本的描述性統計。由表可知， 企業ESG表現的均值為4.101， 標準差為1.088， 最大值為8， 最小值為1， 表明不同企業之間ESG表現水平差異較大， 充分證明了本文研究的必要性。企業戰略差異度（DS）的最大值（6.622）與最小值（0.022）也存在較大差異。其他變量變化范圍與已有研究相近。

（二） 基準回歸檢驗

表3為企業戰略差異度對ESG表現影響的回歸結果。第（1）列為未加入控制變量但控制年份與行業固定效應的回歸， 第（2）列為加入全部控制變量且控制了年份與行業固定效應的回歸， 第（3）、 （4）、 （5）列為企業戰略差異度（DS）對ESG子維度影響的檢驗， 并且每列回歸均使用了公司聚類效應對標準誤進行修正。回歸結果顯示， 企業戰略差異度的回歸系數在第（1）、 （2）列中均顯著為負。其一， 企業戰略差異度對ESG表現具有抑制作用； 在繼續加入控制變量后， 企業戰略差異度仍在1%的水平上顯著抑制ESG表現， 模型的擬合優度進一步優化， 解釋力度加大。這兩列基準回歸說明， 企業戰略差異度顯著降低了ESG表現， 從而驗證了H1。其二， 在檢驗企業戰略差異度對ESG表現中環境治理水平（E）、 社會治理水平（S）、 公司治理水平（G）三個子維度的影響可以發現， 企業戰略差異度（DS）對環境治理水平（E）、 社會治理水平（S）的影響顯著降低， 對公司治理水平（G）并無顯著影響。

（三） 穩健性檢驗

1. 考慮核心變量的測度方法。首先， 葉康濤等（2014）認為， 戰略差異度的衡量方法中僅采用銷售費用和無形資產與營業收入的比值衡量廣告和宣傳維度與研發維度可能存在測量誤差， 因此本文剔除六個維度中的廣告和宣傳維度與研發維度， 將剩下的四個維度重新構建戰略差異度指標（DS_adj）代入模型（1）再次檢驗本文假設。結果發現， 戰略差異度（DS_adj）與ESG表現（ESG）在1%的水平上顯著負相關， 回歸系數為0.149， 研究結論與H1保持一致。其次， 考慮到華證ESG評級雖具有統計時間跨度長、 覆蓋范圍廣等優點， 但其ESG評級并非來自企業財務報表數據等客觀資料， 可能并不能公正地體現ESG表現， 存在公允性偏差問題。本文以彭博（Bloomberg）數據庫中的ESG評分數據（ESG_adj）作為ESG表現的替代變量代入模型（1）再次檢驗本文假設， 結果（因篇幅限制穩健性檢驗具體數據略，下同）發現， 企業戰略差異度（DS）與ESG表現（ESG_adj）在1%的水平上顯著負相關， 回歸系數為1.191， 研究結論與H1保持一致。

2. 延長時間窗口。考慮到ESG投資的長周期性以及企業差異化戰略實際作用于ESG表現可能存在滯后性， 為檢驗企業戰略差異度對ESG表現的動態效應和長周期影響， 本文分別將核心解釋變量企業戰略差異度（DS）滯后2 ～ 4期， 將核心被解釋變量ESG表現（ESG）前置2 ～ 4期進行交叉對比。結果發現， 無論是對核心解釋變量進行滯后處理抑或是對被解釋變量進行前置處理， 企業戰略差異度對ESG表現都呈現出高度顯著的抑制作用。綜上， 企業差異化戰略能夠在較長的一個時間序列內對ESG表現形成具有疊加特征的促進作用， 這也從側面為本文的核心研究假說提供了佐證。

3. 排除重大外生事件的影響。2009 ～ 2021年有三件重大的外生事件可能會對戰略差異度與ESG表現的關系產生影響： 2015年股災發生時， 金融資產價值大幅下跌導致投資者信心不足， 管理層為恢復股市信心采取極端戰略經營， 從而產生戰略差異度的極端值。2018年中國證監會修訂了《上市公司治理準則》， 要求上市公司按照法律法規和相關要求披露環境信息和社會責任信息， 可能由于政策新規因素， 使得企業ESG表現較好。此外， 2020年企業經濟韌性受到不可避免的沖擊， 企業可能被迫中斷ESG投資以維持企業發展。為排除上述三個事件可能存在的影響， 本文將此類受重大外生事件影響的子樣本剔除后重新進行回歸。三個子樣本回歸結果表明， 在排除上述可能的影響后， 企業戰略差異度依然顯著抑制了ESG表現， 本文的主要結論較為穩健。

4. 加入個體與省份固定效應。為緩解因個體變化而變化的遺漏變量問題， 本文在控制了年份和行業固定效應的基礎上加入了個體固定效應。在控制個體固定效應后， 企業戰略差異度仍顯著抑制企業ESG表現， 但顯著性有所下降。由于不同省份的戰略聚集現象以及環境規制強度等因素可能產生異質性影響， 因此本文在控制年份和行業固定效應的基礎上加入了省份固定效應， 結果發現， 在控制省份固定效應后， 企業戰略差異度仍顯著抑制ESG表現。在控制年份、 行業、 個體與省份固定效應后， 企業戰略差異度仍在5%的水平上顯著抑制ESG表現， 本文研究結論未發生改變。

（四） 內生性檢驗

1. 傾向得分匹配法。企業是否進行差異化戰略內生于其自身特征而非隨機化， 這意味著戰略差異度不同的企業可能在基本特征等方面也存在較大的差別， 從而導致ESG表現不同。本文使用傾向得分匹配法對企業基本特征在戰略差異度不同的企業組之間進行平衡。具體而言， 本文首先將企業戰略差異度按分年度分行業中位數將樣本分為兩組， 企業戰略差異度較大的組為實驗組（Treat=1）， 企業戰略差異度較小的組為對照組（Treat=0）。其次， 將兩組樣本在公司規模（Size）等控制變量方面進行最近鄰匹配法， 按照1∶1進行匹配。平衡性檢驗結果顯示， 匹配后的樣本變量的標準化偏差均在5%以內，匹配效果良好（由于篇幅所限，平衡性檢驗結果未列出）。ESG表現（ESG）的平均處理效應（ATT）所對應的T值為-9.15， 在1%的水平上顯著， 說明相較于戰略差異度較小的公司， 戰略差異度大的公司ESG表現更低。最后， 對匹配后的樣本重新進行多元回歸分析， 結果如表4所示。第（1）列表示在控制了年份與行業固定效應但不控制個體固定效應后， 企業戰略差異度（DS）的估計系數顯著為負， 第（2）列表示在控制了年份、 行業與個體固定效應后企業戰略差異度（DS）的估計系數顯著為負， 結果表明在消除由協變量系統性差異導致的研究結果偏誤后， 本文H1仍然成立。

2. Heckman兩階段檢驗。企業是否獲得ESG評級是評價機構的自選擇行為， 由此對企業ESG表現產生樣本選擇偏差影響。為了避免樣本自選擇問題產生的內生性影響， 本文采用Heckman兩階段模型進行穩健性檢驗。本文借鑒潘玉坤和郭萌萌（2023）的方法， 以企業是否會獲得華證ESG評級設置虛擬變量ESGDUM， 當企業獲得華證ESG評級時取值為1， 否則為0。本文以虛擬變量ESGDUM為被解釋變量， 以企業同行業獲得ESG評級的其他上市企業數量與該行業企業總數量的比值（ESG_Mean）作為排他性約束變量， 以公司規模（Size）等控制變量進行Probit回歸， 并在計算出逆米爾斯比率（IMR）后， 將其重新代入模型（1）中進行二階段回歸。Heckman兩階段回歸結果如表4所示。在第二階段中， 第（4）列顯示， 在控制行業、 年份與個體固定效應后， 逆米爾斯比率（IMR）的系數在1%的水平上顯著為正， 企業戰略差異度（DS）的系數在1%的水平上顯著為負， 說明在控制了ESG評級的自選擇問題可能產生的內生性影響后， 企業戰略差異度與ESG表現依舊顯著負相關， H1仍然成立。

3. 工具變量法。前文在分析企業戰略差異度對ESG表現的影響時， 未考慮戰略差異度的內生性， 導致模型估計結果可能有偏， 因此本文采用工具變量法對模型進行處理。首先， 借鑒王化成等（2017）的方法， 采用同行業同年度其他公司的戰略差異度均值（DS_Mean）作為工具變量， 這是由于宏觀經濟環境（經濟政策、 政府管制）與微觀市場環境（市場集中度、 產品創新程度）的相似性， 同年該行業整體戰略差異度較大會讓企業之間產生學習效應， 促使該行業的企業實施更大的差異化戰略， 謀求更大的競爭優勢， 但單個企業的ESG表現與行業內其他企業的戰略差異度無關。其次， 借鑒袁蓉麗等（2019）的方法， 采用行業市場集中度（HHI）作為工具變量， HHI等于某一年行業內各公司主營業務收入占行業總主營業務收入比重的平方和， HHI越大代表行業壟斷程度越高， 壟斷程度的不斷提高促使企業實施差異化戰略， 打破壟斷企業的資源約束， 獲得競爭優勢， 但行業市場集中度與單個企業的ESG表現無關。

表5報告了工具變量法的回歸結果。第（1）列結果表明， 企業戰略差異度均值與戰略差異度顯著正相關， 即同行業同年度其他企業戰略差異度均值越大， 企業戰略差異度越高， 說明企業戰略存在互相學習、 趕超效應。第（2）列結果表明， 企業戰略差異度的系數為-2.235， 且在5%的水平上顯著， 說明在控制了內生性問題后， 企業戰略差異度對ESG表現的負向影響依然存在， H1仍然成立。

第（3）列結果表明， 市場集中度與企業戰略差異度顯著正相關， 即同行業同年度壟斷程度越高， 企業戰略差異度越高， 說明企業戰略差異度受行業壟斷程度影響。第（4）列結果表明， 企業戰略差異度的系數為-2.043， 且在5%的水平上顯著， 說明在控制了內生性問題后， 企業戰略差異度對ESG表現的負向影響依然存在， H1仍然成立。

（五） 異質性分析

1. 高管環保背景。高級管理者作為上市公司戰略規劃的決策者， 一直以來影響著差異化戰略布局中的創新、 生產能力等方面， 而高管的特定職能背景會對企業行為產生深遠影響。已有文獻表明， 具有環保背景的高管能促進企業履行環境責任（李毅等，2023）、 吸引綠色投資者進入（王輝等，2022）。具有環保認知的高管更容易意識到環境問題是企業發展戰略中不可缺少的一部分， 更有可能選擇前瞻性環境戰略來提升環境績效與財務績效（陳澤文和陳丹，2019）。因此， 擁有環保背景的高管會將環境保護意識內化在戰略中從而提升環保執行力， 并且促使企業注重環境社會治理問題， 推動綠色創新與環境保護。本文認為， 相較于高管具有環保背景， 若高管不具有環保背景， 企業則有可能在進行差異化戰略的同時逐漸舍棄ESG相關投資行為， 導致其ESG表現隨著戰略差異度的增大而下降。參照王輝等（2022）的做法， 若當年該公司高管的個人簡歷信息中包含“環境”“環保”“低碳”等關鍵詞， 則認定其具有環保背景。本文將企業樣本分為當年至少聘任一位環保背景高管與聘請無環保背景高管兩組進行異質性分析， 鑒于分組后兩組樣本分布不一致， 采用費舍爾組合檢驗法進行組間差異系數檢驗， 并使用Bootstrap法抽樣1000次，結果如表6第（1）、（2）列所示。由第（1）列可以看到， 高管具有環保背景的企業其戰略差異度并不會影響ESG的表現， 但第（2）列表明高管不具有環保背景的企業其戰略差異度會抑制企業ESG表現， 且組間差異系數顯著， 說明具備環保背景的高管在制定差異化戰略時更關注ESG投資的重要性。

2. 內部控制。內部控制是提高ESG的核心動力來源， 通過發揮內部監督作用， 抑制了管理層短視行為， 使企業代理成本降低（時現和吳厚堂，2016）。當企業的內部控制制度較差時， 容易舍棄長期回報收益高的ESG投資， 轉而將投資放在短期盈利項目中， 而良好的內部控制可以很好地彌補企業在履行社會責任中由于機會主義造成的損失（邢洋，2023）， 保障環境保護意識在企業文化中的體現， 使企業在進行差異化戰略時， 并不會因為回報周期長等缺點舍棄ESG投資。本文將深圳市迪博企業風險管理技術有限公司評價的內部控制質量指數以同行業同年度的中位數進行區分， 若企業內部控制指數高于同行業同年度企業中位數的為高質量內部控制組， 若小于中位數的為低質量內部控制組， 結果如表6第（3）、 （4）列所示。相對于高質量內部控制的企業， 低質量內部控制的企業其戰略差異度顯著抑制ESG表現， 且組間差異系數顯著。說明在較差的內部控制下， 企業戰略差異度越大， 其ESG的相關投資行為越差， 導致ESG表現變差。

（六） 渠道分析

依據理論分析， 本文選取信息透明度和企業持續創新兩類渠道進行檢驗。為了驗證信息透明度的中介效應， 本文借鑒張兵等（2009）的方法， 采用滬深證交所發布的上市公司信息披露質量評級來衡量上市公司的信息透明度（TRA）， 信息披露質量的評級分為優秀、 良好、 及格、 不及格由高到低的四個等級， 并由高到低分別賦值5、 4、 3、 2。將信息透明度作為中介變量放入回歸方程中， 采用個體固定效應模型并控制年份和行業。而為了驗證企業持續創新的中介效應， 本文借鑒何郁冰和張思（2017）的做法， 以創新投入指標的前后期對比來反映創新持續程度（IIP）， 具體為創新投入的環比增長率乘以當期的創新投入。將企業持續創新作為中介變量放入回歸方程中， 采用個體固定效應模型并控制年份和行業。

表7的第（1）、 （2）列列舉了信息透明度的回歸結果， 結果顯示， 企業戰略差異度對信息透明度有顯著的抑制作用， 而信息透明度可以促進企業ESG表現， 說明企業戰略差異度通過抑制企業信息透明度， 逃避承擔相應的社會責任， 進而抑制企業ESG表現的作用渠道成立。此外， 根據Sobel檢驗結果， 信息透明度（TRA）對應的Z統計量為-6.642， 在1%的水平上顯著， 也說明信息透明度在企業戰略差異度抑制企業ESG表現中發揮了中介效應。

表7的第（3）、 （4）列舉了企業持續創新的回歸結果， 結果顯示， 企業戰略差異度抑制了企業持續創新程度， 而企業持續創新可以促進企業ESG表現。這說明企業戰略差異度通過抑制企業持續創新能力， 促使企業削減綠色技術創新與創新持續投入， 進而抑制企業ESG表現的作用渠道成立。此外， 根據Sobel檢驗結果， 企業持續創新（IIP）對應的Z統計量為-8.471， 在1%的水平上顯著， 也說明企業持續創新在企業戰略差異度抑制企業ESG表現中發揮了中介效應。

（七） 門檻效應檢驗

本文用實證研究證明了戰略差異度與企業ESG表現的關系， 但實際上戰略差異度對ESG表現的抑制不僅受到企業本身因素的影響， 還受到當前經濟政策的影響。梁豐（2019）認為， 經濟政策不確定性的加大會讓企業產生等待、 謹慎心理， 延遲或減少當前投資。因此企業在開啟差異化戰略的初級階段， 可能并不會舍棄ESG相關投資， 而隨著經濟政策不確定性的不斷加大， 并跨過了關鍵門檻值， 差異化戰略才會因為經濟政策不確定性的外部影響開始從戰略中剔除ESG相關投資， 從而抑制企業ESG表現。本文借鑒彭俞超等（2018）的方式， 根據《南華早報》關鍵詞搜索測算得到的指數衡量經濟政策不確定性（EPU）， 先對當年12個月的指數取算術平均數再除以100， 以面板模型門檻回歸方法測算經濟政策不確定性的門檻效應， 并采用Bootstrap自主抽樣法統計門檻值的統計顯著性， 以判斷經濟政策不確定性的門檻效應是否影響戰略差異度對ESG表現的關系。

由表8的檢驗結果得知， 戰略差異度對ESG表現的影響會受到經濟政策不確定性門檻效應的影響， 經濟政策不確定性單一門檻的F值為23.08， 通過了5%的顯著性水平， 但未通過第二道門檻與第三道門檻， 表示不存在雙重門檻與三重門檻效應， 因此本文采用單門檻效應模型進行估計， 得到單一門檻值為2.0664。根據LR統計量繪制的置信區間圖可知， 下沉點在2.0664的位置且LR值小于臨界值7.35， 同時下沉點在95%置信區間范圍內通過了顯著性檢驗。結果表明， 在到達第一門檻閾值前， 經濟政策不確定性所帶來的系統性風險并未超出企業在制定差異化戰略時對ESG投資的承受能力， 對ESG表現的抑制并不明顯， 而跨過第一門檻閾值后， 經濟政策不確定性會使企業在制定差異化戰略時遭受獲取信息困難、 資金鏈緊張等風險， 頻繁的外部環境波動讓企業放棄帶來長期增值效應的ESG投資， 導致ESG表現變差。

五、 結論與啟示

本文選取我國A股上市公司2009 ～ 2021年的數據作為研究對象， 實證檢驗了企業戰略差異度對企業ESG表現的影響及其影響渠道， 得到以下結論： 企業戰略差異度顯著抑制企業ESG表現， 這一結論在經過一系列穩健性檢驗后依然成立； 對于高管缺少環保背景與內部控制較差的企業而言， 企業戰略差異度更能抑制企業ESG表現； 企業戰略差異度越高， 企業信息透明度與持續創新能力越低， 企業ESG表現就越差； 在超過經濟政策不確定性的特定門檻值后， 企業戰略差異度才顯著抑制企業ESG表現。相關啟示如下： 第一， 企業在執行差異化戰略時， 應當積極踐行ESG理念， 發揮ESG突出表現所帶來的差異化競爭優勢， 強化與社會和環境相關的責任履行能力， 積極披露企業戰略對環境和社會的影響。第二， 企業應發揮內部監督作用與環保背景高管的“綠色”優勢， 引導企業實現重視社會效益與生態效益的統一。第三， 企業在制定差異化戰略時應重視信息披露與持續創新的優勢， 二者均為改善ESG表現的有效方式， 有利于實現企業綠色高質量發展。第四， 企業應注意經濟政策不確定性對企業戰略制定的影響， 政府也應當出臺相關產業扶持政策以增強企業對ESG投資的信心， 對ESG表現較好的企業提供更多的社會資源與資金支持。

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（責任編輯·校對： 劉鈺瑩" 羅萍）

【基金項目】陜西省哲學社會科學重大理論與現實問題研究項目“高質量發展下政府Ramp;D補貼對陜西省數字經濟產業創新產出的影響研究”

（項目編號：2022ND0136）；陜西省哲學社會科學研究專項青年項目“碳審計助力西安市落實黃河流城高質量發展的路徑研究”（項目編

號：2023QN0291）

【作者單位】西京學院會計學院， 西安 710123