ESG信息披露與企業可持續發展績效

0 引言

在當前強調生態環境保護和經濟發展協調推進的背景下，ESG理念與高質量發展理念高度契合。在政策制度層面，我國正逐步完善ESG管理的頂層設計，2024年5月7日，財政部發布了《企業可持續披露準則——基本準則（征求意見稿）》；2024年11月6日，上海、深圳、北京三大證券交易所進一步就《上市公司可持續發展報告編制指南（征求意見稿）》公開征求意見。相關政策制度的推出旨在規范上市公司可持續發展相關信息披露，推進我國可持續披露準則體系建設，進一步引導上市公司深入貫徹新發展理念，推動提高上市公司質量[1]。在實踐層面，ESG 理念作為企業高質量發展的重要導向，正受到我國微觀主體的日益關注。投資者更加注重企業的環境績效、社會責任績效和治理績效等非財務指標，逐步將ESG因素納人到投資決策分析和投資行為之中[2]。與此同時，我國上市公司逐漸認識到，良好的ESG表現能夠降低融資成本，并提高企業價值[3]

面對我國宏觀政策和微觀主體都愈發重視ESG發展這一背景，探討我國企業ESG信息披露是否能夠提升其可持續發展績效，以及其通過何種途徑影響企業的可持續發展能力，成為學術界亟待解決的問題。

1文獻綜述與研究假設

1.1 文獻綜述

ESG報告作為非財務信息披露方式，為投資者提供了涵蓋了環境保護（E）、社會責任承擔（S）和貫徹實施可持續發展治理體系（G）三大維度的信息。2005年，聯合國全球契約組織正式提出ESG這一理念[4]，由此，全球學者真正意義上開始了對 ESG的探索。目前，國內外學者對ESG信息披露對企業財務績效的影響進行了豐富的研究。

Silvia等[5]認為非財務信息的披露能夠在一定程度上緩解公司與外部利益相關者之間的信息不對稱和降低委托代理成本，從而提升公司業績，并基于意大利上市公司的面板數據實證檢驗了ESG評分與ROA、EBIT之間的正相關關系。Veeravel等通過印度證券交易所上市公司的樣本數據實證檢驗了ESG披露對公司的ROA、ROE和TobinQ等績效有著顯著的積極影響。Simin等[7]認為ESG披露可以幫助公司獲得競爭優勢，提高企業聲譽，從而提升長期發展能力，但只有大型公司和發達國家公司的ESG表現對ROA的積極影響是有效的，而小型企業和發展中國家企業的ESG表現與財務績效沒有統計學上的顯著關系。李井林等[2]認為具有良好ESG表現的企業在制定發展戰略時會考慮為利益相關者創造多元綜合價值，有利提高企業績效。蔡雯霞等[8]認為企業ESG表現還可以通過長期積累無形資產來提升企業抗風險能力進而改善企業的財務績效，并根據我國上市公司數據的研究結果表明了企業ESG得分和ROA的顯著正向相關關系。

但是，也有部分學者認為ESG信息披露及其相關行為給企業帶來了額外的經濟成本，從而扼制企業可持續發展能力。Duque-Grisales等9研究了拉丁美洲的企業ESG表現與財務績效之間的顯著負相關關系，認為企業在沒有明確的環境治理政策的情況下實施ESG投資活動，不僅會給公司帶來大規模的額外經濟成本，還會因為拉丁美洲政府的政治環境復雜性導致這些舉措的短期性，從而使得影響公司的品牌形象和企業業績。Ebru等[10]研究發現土耳其的上市公司ESG實踐會抑制財務績效的提升。此外，由于ESG信息披露規則的標準化和規范化有待完善，ESG“漂綠”等違規行為的發生加劇了信息不對稱，影響投資者的價值判斷和企業財務績效[1]。Lee等[12]認為企業的 ESG 管理行為會影響企業品牌形象，但不同類型的投資者和消費者對品牌認可度和忠誠度存在著差異，因此并非所有公司進行ESG管理都能有效提升企業業績。Eccles等[13]和MARC等[14]等學者的研究表明，ESG與財務績效之間并不存在顯著的相關關系。

通過對相關文獻的梳理和總結，可以發現關于ESG信息披露和企業可持續發展的研究對于兩者的關系存在一定程度的爭議。ESG披露與企業財務績效會因為不同國家和地區的制度環境、經濟發展水平及公司規模的差異而存在著正相關、負相關和不相關3種不同關系。許多研究集中于特定地區或特定市場，缺乏對跨區域和跨行業樣本的廣泛分析，限制了研究結論的普適性。在企業績效的指標選取方面，部分學者的研究僅基于單一財務指標（如ROA、ROE），忽視了更全面的績效衡量體系，并且多數研究集中于短期財務績效，而缺乏對ESG披露如何影響企業長期價值和競爭優勢的深入分析。未來相關領域的研究應構建系統性理論框架，以解釋不同情境下ESG與財務績效關系的差異性，通過擴展樣本范圍，進行跨區域和跨行業的比較研究，分析制度環境和行業特性對ESG與持續發展績效關系的影響。所以，研究我國上市公司ESG表現能否促進企業可持續發展能力并就兩者之間的關系因不同特征的企業而產生哪些差異展開深入分析具有重要的理論意義和實踐意義。

本文選取了我國A股上市公司2014—2023年的相關數據，構建雙向固定效應非線性模型，實證檢驗ESG信息披露對企業可持續發展績效的直接影響，討論不同情境下ESG表現影響企業可持續發展能力的差異，并探究其作用機制，在此基礎上，結合研究結果提出具有實踐價值的政策建議，以期為提升我國企業可持續發展能力提供理論支持和實踐參考。

1.2 研究假設

1.2.1ESG信息披露對企業可持續發展績效的直接影響

考慮到我國ESG發展仍處于起步階段和我國股票市場散戶占比高[15]等特有的制度環境，本文認為企業在發展初期進行ESG信息披露，帶來的相關管理成本壓力會對企業可持續發展績效產生消極效應，但隨著ESG信息披露質量的提升和投資者對ESG發展理念的認同，ESG信息披露又會促進企業可持續發展績效的提升。因此提出研究假設1：

H1：ESG信息披露與企業可持續發展績效存在“U形”非線性關系。

1.2.2 ESG信息披露影響企業可持續發展績效的影響機制

企業的經營和投資行為會受到融資約束的影響[6]，融資約束意味著企業不能以相對較低的成本獲取資金，或者難以達到所需的資金規模[17]，從而影響企業可持續發展績效。根據信息不對稱理論，企業積極披露在環境治理、承擔社會責任和貫徹治理理念等非財務信息，能夠降低信息不對稱程度，從而提升企業自身形象，向市場傳遞企業積極發展的信號，能吸引更多發展理念和追求目標相一致的投資者，使企業獲得更多股權融資[18]。在我國，ESG信息披露不僅符合企業可持續發展理念，更契合政府倡導綠色轉型的國家政策[19]，我國政府在金融資源配置特別是銀行信貸供給方面具有較大影響[20]，滿足政策支持條件的企業在融資方面更容易獲得低成本的資金，ESG信息披露效率和質量較高企業可以獲得更低的融資成本和更更寬的融資渠道，從而緩解融資約束。因此，提出理論假設2：

H2：ESG信息披露能夠緩解融資約束，間接影響企業可持續發展績效。

2模型設定和變量說明

2.1 模型設定

本研究使用時間、省份雙向固定效應模型研究ESG信息披露對企業可持續發展績效的影響。為檢驗理論假設 H_r ，設定以下模型

式中： esg_i，t 為 i 企業在 χ_t 期的 ESG 表現; esg_i，t² 為 i 企業在 χ_t 期的ESG表現的平方項； sdg_i，t 為 i 企業在 χ_t 期的可持續發展績效； 為控制變量; μ_ι 和 δ_i，t 分別為年份固定效應和省份固定效應； ε_it 為隨機擾動項;α₀，α₁ 為常數項；為ESG表現對企業可持續發展績效的影響程度; λ_?1 為 ESG表現的平方項對持續發展績效的影響程度。若均顯著為負且 λ₁ 顯著為正，則假設 H_r 成立。

為進一步分析企業ESG表現對可持續發展能力的傳導路徑，檢驗理論假設 H₂ ，本文參照張祥建等[2的“U形”中介效應檢驗方法，設定以下模型

式中： sa_i，t 為 i 企業在 χ_t 期的融資約束，其余變量與式（1）、式（2）中的一致。

式（3）研究的是企業ESG對融資約束的影響作用，式（4）研究的是科技創新對新質生產力發展的中介效應機制，若 β₂…β₃ 顯著為負且 λ₂ 、 λ₃ 1 η₃ 均顯著為正則假設 H₂ 得證。

2.2 變量選取

2.2.1 被解釋變量

被解釋變量為企業可持續發展績效（ ）。企業可持續發展績效應包含財務績效和環境績效兩個維度，但是由于本文研究的是其與ESG表現的關系，為避免共線性等問題對研究結果的干擾，因此本文只以財務可持續發展績效作為企業可持續發展績效的衡量指標。楊旭東等[22]結合范霍恩可持續發展靜態模型構建了企業可持續發展指標，其模型既簡單易行又考慮了企業動態增長因素，故本文參照此方法構建被解釋變量的衡量指標。

2.2.2 解釋變量

解釋變量為企業ESG信息披露表現。相較于國外如BloombergESG、MSCIESG、富時羅素等評級指數，我國相關評級機構的評級體系仍不完善，目前我國ESG評級指數有商道融綠ESG、CNRDSESG和華證ESG等，其中華證ESG參考了國外主流成熟的ESG評級框架[19]，該體系綜合考量了碳足跡、綠色產品、社會貢獻、治理結構、運營風險等多個維度的公司表現，并結合扶貧捐贈等具有中國特色的ESG指標，綜合得出ESG評級結果。因此本文選擇華證ESG評級綜合得分作為解釋變量的衡量指標。

2. 2. 3 中介變量

中介變量選擇由Hadlock和Pierle[23]提出的SA融資約束指數。該指數基于企業的規模（Size）和年齡（Age）兩個變量，該指數不依賴于財務數據的中介變量，因而避免了這些變量可能帶來的誤差。SA方法測算的結果為負數，其絕對值越小說明融資約束程度越低。

2.2. 4 控制變量

參照已有研究的方法，本文選擇企業規模，董事會規模，獨立董事占比、兩職合一、股權制衡度、企業年齡、管理層薪酬和所在城市經濟發展水平共8個指標作為控制變量。

各變量具體定義和計算方法見表1。

2.3 數據來源和說明

本文選取2014—2023年我國上海、深圳、北京三大證券交易所上市公司的數據，剔除ST和*ST公司、金融行業公司和缺失數據值的公司，并對所有連續變量在 1% 和 99% 分位進行了縮尾處理以消除極端值的干擾。此外，為消除變量之間的量綱差異，還對解釋變量Esg進行了MinMax標準化處理，將數據值轉化至[0，1］區間內，最終獲得21389個研究樣本。使用STATA18.0進行多元回歸分析以描述核心解釋變量、控制變量與被解釋變量之間的關系。相關數據來自Wind數據庫、CSMAR數據庫。

2.4 描述性統計

全部變量的描述性統計結果見表2。可以看出，我國上市公司可持續發展能力差距較大，最大值為3.033738，最小值為-0.509198，均值為0.395221，大于其中位數0.205423，說明我國上市公司的可持續發展績效分布呈現為右偏態特征，標準差0.395221說明我國不同上市公司的可持續發展能力差異較大；標準化后的ESG表現最小值為0，最大值為1，均值為0.627533，中位數為0.630267，標準差為0.095758，說明公司ESG表現也存在較大差異且整體ESG信息披露質量還有待提高，與我國上市公司ESG發展的現狀相符。除了管理層薪酬和兩職合一，其余變量的最大最小值均存在著明顯的差距。

3 實證結果及分析

3.1 基準回歸

根據本文設定的計量模型和樣本數據，實證分析了我國上市公司ESG信息披露對企業可持續發展績效的影響，基準回歸結果見表3。表3中列（1）為加入控制變量的隨機效應的回歸結果，列（2）為加入個體固定效應的回歸結果，列（3）、列（4）為未加入控制變量和個體、年份雙向固定效應的回歸結果，列（5）、列（6）為加入控制變量及個體、年份雙向固定效應的回歸結果。Esg的回歸系數均為負值，且至少在

5% 的水平顯著， Esg² 的回歸系數均在 1% 的水平上顯著為正。這一結果驗證了研究假設H1，即ESG信息披露在初期在一定程度上會抑制上市企業可持續發展績效，但當ESG表現達到更高水平后，其帶來的經濟效益超過管理成本，使得企業可持續發展能力得到反彈和增長。此外，從表3列（6）中可以發現，企業規模Size的回歸系數為0.367，其平方項系數為-0.00838，兩者均在 1% 的水平上顯著，說明企業可持續發展績效與企業規模存在著“倒U形”的非線性關系，這種關系意味著適度的規模擴張帶來的規模經濟效應和生產效率的提高可以促進企業可持續發展能力，但超過某一閾值后，規模過大可能使得企業陷入管理效率下降、決策過程復雜和官僚化等困境[24]，造成可持續發展能力下降。

3.2穩健性檢驗與內生性檢驗

3.2.1 穩健性檢驗

為進一步評估研究結果的可靠性和穩定性，本文采用3種方法進行穩健性檢驗。第一，直轄市具有明顯的區位優勢和經濟政治優勢，可能對研究結果產生影響，因此本文剔除位于北京、上海、天津、重慶4個直轄市的上市公司樣本數據后進行回歸，結果見表4列（1）。第二，2015年中國股災對金融市場產生重大沖擊[25]及2020年新冠疫情對我國企業的發展產生了巨大的沖擊[26]，因此本文剔除 2015 年和2020 年兩個異常年份的樣本數據，回歸結果見表4列（2）。第三，參照方先明和胡丁[27]的方法，將上市公司ESG 等級分為C、CC、CCC至A、AA、AAA共9個等級，并從低到高分別賦值1至9，將核心解釋變量Esg，Esg2分別替換為使用該方法得到的變量Score，Score2后的回歸結果見表4列（3）。采用以上3種穩健性檢驗方法后的實證結果與基準回歸結果保持一致，說明上市企業ESG信息披露表現與可持續發展績效存在“U形”關系的結論具有穩健性

3.2.2 內生性檢驗

由于企業的ESG 策略和表現往往具有延續性，前一期的ESG信息披露表現與當期的ESG表現是高度相關的，與當期的誤差項無關，因此本文選取解釋變量滯后一期作為工具變量進行內生性檢驗。其結果見表4的列（4）、列（5）和列（6），在列（4）和列（5）的第一階段回歸結果中滯后一期的 Esg_t-1 和 Esg_t-1² 的系數都顯著為正，且F檢驗的數值遠大于臨界值10，表明工具變量的選擇是合理且有效的。在列（6）的第二階段回歸結果中，Esg的系數為-1.946， Esg² 的系數為1.225，均在 10% 的水平上顯著。進一步驗證了本文研究假設 H1 。

3.3 異質性檢驗

3.3.1 地區異質性

我國不同地區之間在經濟發展水平、社會環境和文化氛圍等方面存在差異，不同地區的企業其經營環境和經營理念也存在著差異。為檢驗ESG信息披露對企業可持續發展績效的影響在不同地區的企業的差異，本文將樣本按照企業所在地分為東部企業、中部企業、西部企業3類進行地區異質性分析，結果見表5列（1）、列（2）和列（3）。相較于東部和中部地區，我國西部地區企業ESG信息披露的回歸系數顯著性較差，產生這一差異的原因可能是西部地區傳統資源型產業占比更高，相關企業在環境保護和社會治理方面的壓力更大，并且ESG相關投資主要集中于我國經濟發達地區，西部地區吸引的資本可能更多集中于基礎設施或傳統產業，導致ESG表現對改善企業績效的影響效果較差。

3.3.2上市市場異質性

上市企業所處的股票市場交易板塊反映了其規模、行業定位、發展階段等基本特征，因此將樣本按我國企業上市的市場板塊劃分為主板、科創板、創業板和北京證券交易所上市公司4大類，以更清晰地揭示這些特征差異如何影響ESG表現與可持續發展績效的關系，回歸結果見表5的列（4）至列（8）。列（4）中主板上市公司的 Esg 、 Esg² 回歸系數分別為-0.856和0.56，均在 1% 的水平上顯著，科創板和創業板上市公司的回歸系數不顯著，值得注意的是北京證券交易所上市公司（表5中簡稱為北證）的Esg、 Esg² 回歸系數分別為21.28和-17.25，并在 1% 的水平上顯著，表現為ESG信息披露與企業可持續發展績效存在“倒U形”關系，即ESG投入超過一定水平后可能導致績效下降。這一結果說明我國不同規模、不同定位和不同發展階段的企業，其ESG表現對可持續發展能力的影響存在著明顯的差異。我們認為導致這一差異的原因在于，主板企業通常具有“大盤藍籌”的特點，多數企業具有比較大的資本規模和比較穩定的盈利能力，擁有更多資源用于推動ESG實踐，并且主板企業受資本市場的高度關注，其ESG表現能有效吸引機構投資者和ESG投資基金的青睞，從而為績效帶來資金支持和長期收益。而科創板和創業板企業以擁有關鍵核心技術和創新能力突出的具有較強成長性的企業為主，這些企業的發展更注重技術研發、市場擴展和短期盈利，而將ESG管理視為次要任務，對ESG的投入較少且效果較弱，難以對企業發展能力產生顯著影響。北京證券交易所企業多為具有“專精特新”特色的小微型企業和創新型中小企業，更容易受到如綠色補貼、稅收優惠等政策支持，初期ESG管理多集中在基本治理和合規層面，如減少污染、改善勞動條件等，這些投入成本較低且直接帶來效率提升，推動了企業可持續發展績效的增長。但隨著ESG管理投入逐漸增加，新增的投資可能集中在高成本、低收益的領域，導致邊際效益逐步下降。過度強調ESG表現可能使企業在研發、市場擴展等關鍵業務上的資源投入不足，從而影響其核心競爭力和績效。另外小微企業的管理能力有限，高水平ESG實踐可能增加運營負擔和內部管理難度，反而對績效造成負面影響。

3.3.3 產權異質性

國有企業與私有企業在承擔社會責任、資源獲取[28和政企關系[29等方面有較大差異。產權的歸屬決定了企業的戰略目標、經營理念、治理結構和激勵機制，這些差異決定了企業進行ESG管理的深度和廣度。將研究樣本分為國有企業和私有企業，深入探究我國不同產權性質企業的ESG表現對可持續發展能力影響的差異，回歸結果見表5列（9）和列（10）。可以發現，相較于國有企業，私有企業的ESG表現對可持續發展績效的影響效果更加顯著。其原因主要是由于私企的生存和發展高度依賴市場，其ESG表現通常是為了吸引投資者、滿足消費者需求和維護供應商關系，因此具有更強的主動性和針對性，能夠根據市場反饋快速調整ESG戰略來追求短期實質性的回報。而國企通常需要平衡經濟、社會和政策目標，其ESG信息披露更多是為響應政府要求，對ESG認識層次不高，缺乏完善的激勵機制[3]，缺乏ESG管理與核心業務的深度結合，導致ESG信息披露對企業可持續發展績效的影響較弱。

3.4 中介機制檢驗

為驗證理論假設 H₂ ，本文根據模型（3）和模型

以以 ，千入依拍伏王伏王（4）進行中介機制檢驗，回歸結果見表6。表6列（1）為Esg表現對企業可持續發展績效的基準回歸結果，列（2）為僅考慮Esg一次項與企業融資約束的關系，系數為-0.0005但并不顯著。列（3）為企業ESG表現與融資約束的關系檢驗的回歸結果，Esg和Esg2的系數分別為-0.149，0.119，P值均小于0.01。列（4）中，Esg、 Esg² 和 Sa 的系數分別為－0.785、0.514、0.545，且都在 1% 的水平上顯著。以上研究結果說明，當企業在ESG領域的投入處于初始階段，這些投入被視為額外成本，尤其是對于資源有限的企業，增加現金流壓力和運營成本，進而加劇融資約束，抑制了企業可持續發展能力，并且資本市場和投資者可能無法明確識別企業ESG進行管理的潛在收益，從而增加企業獲取資金的難度。當企業的ESG表現達到一定水平后，企業通過增強社會責任承擔、信息透明度和管理效率，建立起正面的企業形象。我國政府和機構投資者往往對高水平ESG表現的企業提供政策和資金支持，從而緩解了企業融資約束，促進企業可持續能力的發展。此外，本文參照溫忠麟和葉寶娟[30]的方法，采用了Bootstrap法進行中介效應檢驗，Bootstrap法的檢驗結果顯示中介效應的 95% 置信區間為 ，0.0020268]，不包含0， P 值為 0.047lt;0.05 ，說明融資約束的中介效應是顯著的。綜上所述，本文理論假設H2 成立。

4研究結論與建議

4.1 研究結論

本文關于ESG信息披露與企業可持續發展關系的主要研究結論如下：

首先，總體而言，ESG信息披露與企業可持續發展績效之間呈正U型關系。ESG信息披露的初期會增加企業的運營和管理成本，從而抑制企業可持續發展能力。當企業的ESG信息披露水平逐步提高后，其管理效益和市場認可以及由此帶來的資源配置效率得到了顯著改善，從而促進企業可持續發展績效的提升。

其次，進一步探討了不同特征的企業ESG表現對可持續發展績效的影響差異。我國東部和中部地區企業的ESG信息披露對可持續發展績效的正向促進作用顯著。主板上市企業比科創板和創業板企業在ESG信息披露方面的優勢最為明顯，其ESG表現能有效吸引投資者和政策支持，顯著影響了企業可持續發展績效。北京證券交易所上市企業的ESG投入在超過某一“最優區間”后反而造成績效下降。相較于國有企業，私營企業的ESG信息披露對可持續發展績效的影響更為顯著，這表明私企的ESG投入能迅速轉化為市場回報，而國有企業因政策驅動和激勵機制不足，往往缺乏效率和深度。

最后，ESG信息披露通過緩解融資約束間接影響了企業的可持續發展能力。ESG信息披露的初始階段，企業的ESG表現并不能獲得市場認可，反而會因為增加現金流壓力和運營成本，進而加劇融資約束，但高水平的ESG實踐增強了企業的社會責任感和市場透明度，降低了資本市場的信息不對稱，同時吸引更多關注環境、社會和治理的政策支持與長期投資者，從而幫助企業緩解融資困難，改善企業績效。

4.2 政策建議

基于上述研究結論，本文提出以下4點政策建議：

第一，進一步完善ESG信息披露法規與標準。2024年11月6日，上海證券交易所制定了《推動提高滬市上市公司ESG信息披露質量三年行動方案（2024—2026年）》，推動上市公司ESG信息披露。我國可以借鑒歐美成熟市場經驗，在上海、深圳、北京三大證券交易所推行分階段強制披露制度，對于高排放、高污染行業（如能源、化工）優先實行強制披露要求，并逐步擴展到中小企業。整合現有國內評級機構的成果，制定統一的評級體系，將企業創新能力、社會貢獻和綠色治理等符合新發展理念的指標納入評估范圍，增強評級標準的科學性和可操作性。成立專門的監管部門，通過大數據分析和人工智能對企業披露數據真實性進行動態監測，對虛假披露企業采取嚴厲懲罰措施。積極參與全球ESG標準制定機構（如GRI、SASB）的合作，將中國特色融入全球ESG規則。

第二，深化ESG金融支持體系。近年來，上海證券交易所、中國人民銀行分別在綠色公司債券和碳減排支持工具等方面著手施策，推動了綠色金融產品創新，保障境內ESG投資規范發展。進一步拓展綠色金融改革創新試驗區覆蓋范圍，服務區域內企業的ESG發展需求，為企業提供綠色信貸、綠色債券等產品支持。鼓勵銀行業將企業ESG評級與授信額度、貸款利率掛鉤。在上海、深圳、北京三大證券交易所推動“綠色板塊”建設，開發ESG主題指數、ETF 和期權等金融產品，吸引更多投資者關注ESG投資，為符合ESG標準的企業提供融資便利和政策支持。多渠道普及ESG投資理念，提高投資者對長期價值的認知，減少市場短期波動對企業ESG實踐的負面影響。考慮設立專項基金支持北京證券交易所上市企業及其他中小微企業在ESG領域的投入，重點用于初期ESG項目啟動。

第三，注重區域差異化的ESG發展。地方政府可以考慮制定適應區域特色的ESG披露指南，東部地區鼓勵高科技企業關注環境創新，西部地區則重點加強資源型企業的環保與社會責任信息披露。在東部和中部地區加快培育綠色技術和可再生能源產業鏈，吸引ESG優質企業集聚形成產業集群，進一步增強綠色經濟的示范效應在西部地區推動綠色技術改造專項行動，提供綠色稅收減免和創新補貼，幫助資源型企業降低環保和治理成本。通過綠色發展基金吸引國內外資本投向西部地區ESG項目。

第四，提升企業ESG管理能力。2024年多家A股上市公司設立ESG委員會，推動了ESG戰略融人企業核心業務，提升了企業在資本市場中的形象與價值，積極響應政策的號召和監管要求。各地應推動政府和高校共同設立“企業ESG高管學院”，通過線上線下相結合的培訓方式，為企業高級管理層普及ESG理念與實踐經驗，提升企業戰略制定的綠色導向。借鑒國內外企業的經驗，要求規模以上企業成立專門的ESG委員會，明確職責與任務，并將ESG管理與企業核心業務發展目標相結合。

5 結語

本文基于2014—2023年我國A股上市公司的數據，構建雙向固定效應非線性模型，實證檢驗了ESG信息披露對企業可持續發展績效的影響及其內在機制，通過剔除特定樣本和替換核心解釋變量等多種檢驗方法驗證了結果的穩健性，并使用Bootstrap法進一步確認了融資約束在ESG信息披露與企業可持續發展績效之間的顯著中介效應。

本文具有以下幾方面的創新性貢獻：一是構建了ESG信息披露與企業可持續發展績效的非線性模型，為該領域的研究提供了新的實證證據；二是通過異質性分析，從地理區域、上市市場和企業產權多維度深化了對ESG信息披露影響企業可持續發展能力的差異性研究；三是驗證了融資約束在ESG信息披露與企業可持續發展績效關系中的中介效應，豐富了現有文獻在作用路徑研究中的內容。

但本文也存在一定局限性。例如，ESG評級數據的質量和一致性可能影響研究結果的穩健性，未來研究可進一步拓展數據來源或采用更全面的指標體系。此外，本文基于我國A股上市公司的樣本，尚未全面覆蓋中小微企業或非上市企業，未來研究可通過跨國比較或非上市公司數據的補充，進一步探討ESG信息披露在不同經濟體和企業類型中的作用機制。

總而言之，本研究深化了對ESG信息披露與企業可持續發展績效關系的理解，為相關政策制定和企業實踐提供了理論支持與實踐啟示。未來應進一步推動ESG信息披露的標準化建設，鼓勵企業將ESG理念融人核心戰略，并探索跨區域、多行業ESG投資的實際效果，以更好地促進經濟社會的高質量發展。

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收稿日期：2024-11-29

作者簡介：

黃永興，男，1965年生，碩士研究生，教授，主要研究方向：現代計量經濟理論及其應用。

儲子杰，男，1995年生，碩士研究生在讀，主要研究方向：金融數據分析。