ESG表現對于制造業就業影響研究來自A股上市公司的證據

中圖分類號：F832.51；F249.2 文獻標識碼：A doi：10.3969/j.issn.1672-2272.202504043

Research on the Impact of ESG Performance on Manufacturing Employment： Evidence from A-Share Listed Companies

Zhang Jianxun12 ，Zhou Xiaomengl （1. School of Finance，Xinjiang University of Finance and Economics，Urumqi 83ool2，China） （2. Xinjiang Collaborative Innovation Research Center for Finance and Finance，Urumqi 83ool2，China）

Abstract：The concept of ESG is highly consistent with China’s new development concept，and has gradually become a key strategy to promote high-quality economic development. From the perspective of manufacturing，this paper analyzes the relationship between the ESG performance of manufacturing enterprises and their employment level by taking China’s A-share listed manufacturing enterprises from 2009 to 2O22 as a research sample. Research shows that improved ESG performance has significantly improved employment levels in manufacturing firms. The mechanism test shows that ESG performance improves the employment level of manufacturing enterprises through two mechanisms： the effect of production scale expansion and the alleviation of financing constraints. Heterogeneity analysis shows that the efect of ESG advantages in promoting employment in manufacturing enterprises is more significant in the central and western regions，state-owned enterprises and labor-intensive enterprises.This paper highlights the positive impact of ESG performance on the employment level of manufacturing enterprises，and provides a policy reference for achieving the goal of high-quality and full employment in China.

Key Words：ESG Performance；Manufacturing Companies；Employment Impact

0 引言

近年來，全球范圍內的氣候變化、公共衛生事件、核污水排放和地區沖突等問題層出不窮，使得可持續性發展理念逐漸成為全球共同關注的焦點。環境污染、突發公共衛生事件沖擊等嚴峻問題對社會和諧、人類健康以及全球經濟發展構成了巨大威脅，促使國際社會重新審視傳統的經濟發展模式，并積極探索可持續發展的新途徑。作為全球最大的發展中國家和碳排放國，我國不僅直面嚴峻的環境挑戰，也承擔著國際減排的重大責任，因此，我國提出了2030年實現“碳達峰”、2060年實現“碳中和\"的“雙碳”目標，將應對氣候變化提升至國家戰略高度，深度融人生態文明與經濟社會發展大局。黨的二十大報告在“推動綠色發展，促進人與自然和諧共生”這一主題，明確指出“大自然是人類賴以生存和發展的基本條件”“必須牢固樹立和踐行綠水青山就是金山銀山的理念，站在人與自然和諧共生的高度謀劃發展”。應摒棄傳統粗放的發展模式，轉向資源節約、環境友好的可持續發展道路。在此背景下，企業積極踐行ESG理念是一種具有戰略意義的合理選擇，ESG理念強調將環境生態（Environment）、社會影響（Social）和公司治理（Governance）3個關鍵因素納人企業的投資決策和日常運營考量，以實現對企業價值和風險的全面評估[1]。這一理念不僅有助于企業監督和規范自身行為，提升治理水平，還能夠為投資者提供重要的參考信息，他們可以通過評估企業的ESG表現，了解企業的可持續發展能力和社會責任履行情況，從而作出更明智的投資決策[2-3]。這種基于ESG理念的投資方式，不僅有助于推動企業的可持續發展，還能夠促進資本市場的健康發展。

隨著我國經濟從高速增長階段平穩過渡到高質量發展階段，經濟增長的步伐更為穩健和從容。然而，近年來全球范圍內的新冠肺炎疫情和地區沖突，使得世界經濟陷入低迷，我國的就業問題也日漸備受關注。當前，部分地區出現了就業市場的供需錯配狀況，一方面許多求職者面臨著就業難的困境，另一方面，眾多企業也難以招引到合適的人才[4]。我國作為制造業第一大國，制造業企業一直以來都占據著至關重要的地位，為大量勞動力提供了穩定的就業機會。為了更好地理解制造業企業在就業市場中的作用，并探討其未來的發展趨勢，從ESG視角出發，深入挖掘ESG對于制造業企業就業的影響。既有研究多圍繞ESG整體就業效應展開，研究視角較為寬泛。本文將從我國制造業強國的國情出發，將問題精準聚焦于制造業行業，深入剖析其內在關聯，旨在為政府制定政策、制造業企業規劃發展以及求職者做出職業選擇，提供更具針對性、更具價值的參考與啟示。

1理論分析與研究假設

制造業企業的ESG表現對企業就業水平的影響機制既包括企業生產方面，也包括企業獲取資金能力方面。首先，當一個制造業企業在面臨生產規模擴張時，往往會雇傭更多的員工去滿足自身的生產需求；其次，在雇傭更多員工的前提下需要有足夠的現金流支撐，資金充足的企業往往才有更大的意愿去雇傭員工進行生產活動，反之則是裁員。因此，本文基于上述兩個方向深人探討ESG表現影響制造業企業就業水平的理論機制。

1.1企業生產規模效應

首先，根據信號傳遞理論，對于消費者和投資者而言，一家制造業企業展現出良好的ESG表現，實際上是在傳遞一個強烈的信號：這家企業不僅在經濟上追求成功，同時也在積極履行對社會和環境的責任。這些信號能夠提升企業在消費者和投資者心目中的形象，使他們更傾向于在作出消費和投資決策時，優先考慮這樣的企業。原因是消費者和投資者認為，選擇具有良好ESG表現的企業，不僅有利于個人的經濟效益（產品質量），也能為社會和環境的可持續發展增添活力[2]。其次，對于政府部門而言，企業良好的ESG表現同樣傳遞了一個重要的信號：這家企業有意愿并有能力協助政府解決社會問題和承擔相應的環境保護責任。這種信號能夠幫助企業獲得政府部門的認可與支持，從而在政策制定、資源配置等方面獲得更多的優勢[5]。與此同時，這也能夠進一步提升企業聲譽，使其在市場競爭中占據更有利的位置[；良好的企業形象會強化消費者對其產品或服務的信任預期，從而激發更強的購買意愿，這種需求端的增長會驅動企業生產規模擴張，進而形成對勞動力需求的自然拉動效應[。最后，在制造業領域，企業的ESG表現往往與其社會責任和可持續發展戰略緊密相連。那些注重環保、關愛員工、積極履行社會責任的企業，往往能夠吸引更多的人才，提升員工滿意度和忠誠度，進而促進就業的穩定和增長[8]。綜上所述，制造業企業良好的ESG表現是一個重要信號，能夠向消費者、投資者、從業者和政府部門等傳遞出企業積極履行社會責任和環境責任的態度，為企業帶來更多的商業機會和發展空間，最終帶動制造業的就業發展[9]。

1.2 企業融資約束效應

本文認為，融資約束的大小往往影響著制造業企業的資金使用能力，而勞動力的雇傭往往需要資金的堅實支撐，因此，融資約束問題是影響制造業企業雇傭勞動力決策的關鍵因素之一。現有研究表明，企業展現出卓越的ESG表現能夠顯著降低其融資成本，從而有效緩解融資約束，為企業的勞動力雇傭創造更有利的條件[10]首先，從信息獲取的角度來看，制造業企業在ESG方面的表現作為非財務信息披露的關鍵環節，為銀行等債權人提供了更豐富、更全面的企業特性信息。這種信息透明度的提升有效減少了信息不對稱問題，使企業在尋求外部融資時更為順利，從而提升了融資效率[10-11]。其次，注重長期發展的制造業企業深知其聲譽和形象的重要性。因此，企業會更加重視財務信息的質量，確保數據的真實性和準確性。如果被發現財務造假，企業過去通過提高自身ESG水平所建立的良好聲譽和公眾形象將會受到嚴重損害，甚至可能面臨法律訴訟和信譽危機。因此，隨著企業信息含量的增加和信息質量的提升，信息不對稱問題便得到了緩解，從而幫助企業獲得所需的資金支持[12-13]。再次，企業優秀的ESG表現滿足了政府、消費者等關鍵利益相關者的預期，這種良好的表現有效地幫助企業獲得政府補助、優惠政策等外部支持，進一步緩解了融資約束問題。尤其是在重污染行業等特定領域，企業對于社會責任的披露程度更是成為監管層在評估其融資申請時不可或缺的重要考量因素[14-15]。最后，優秀的 ESG表現能夠顯著降低企業的債務違約風險，從而使其在融資時更順利地獲得所需資金，當企業所投資的項目違反相關的環保要求時，往往會面臨高額的賠償和治理費用，這些費用可能導致企業破產和債務違約。因此，企業如果注重環境保護和社會責任，往往能減少這些風險，讓債權人更愿意提供長期貸款[16]

有研究認為，企業在面臨融資約束時，其現金流動通常受到較大限制，這直接影響了其資金調配和投資決策，在面對融資約束時，企業通常難以獲取足夠的流動資金，這些企業可能會傾向于減少在人力資本方面的投資，即在人力成本投入上采取更為保守的策略，從而減少對勞動力的雇傭[17-18]。因此，一旦融資約束得到緩解，企業將有更多的資金空間擴大生產規模，從而提高自身的雇傭水平。

綜上所述，本文提出以下3個研究假設：

假設1：ESG表現對于制造業企業就業有正向影響。

假設2：ESG表現對于制造業企業規模擴張具有促進效應，通過生產規模擴張雇傭更多的勞動力，從而提高企業雇傭水平。

假設3：ESG優勢可以通過降低制造業企業融資約束，緩解企業資金壓力，從而提高企業雇傭水平。

2 研究設計

2.1 數據來源

考慮數據的可得性問題，本文以 2009-2022 年中國A股上市制造業企業作為研究對象，其中ESG表現數據取自華證ESG評級機構，其余數據來源于萬得數據庫與國泰安數據庫。在樣本處理方面，本文篩選出制造業企業，并排除了被特別處理（PT、ST、ST）的企業樣本以及存在數據缺失的觀測值，以確保分析結果的準確性和可靠性。與此同時，為了消除極端值所帶來的影響，本文對研究的連續變量均進行了 1% 與 99% 的縮尾處理，最終篩選出24659個有效樣本。

2.2 變量定義

2.2.1 被解釋變量

制造業就業（lnnum）。由于制造業企業的員工人數基數較大，與ESG表現的數據并不在一個數量級上，因此本文借鑒王永欽和董雯的做法，用lnnum表示制造業企業的就業水平，其中的數字含義為企業 i 在第 Φ_t 年末的企業員工人數取對數。

2.2.2 解釋變量

制造業企業ESG表現（ESG）。隨著責任投資理念的發展，全球涌現了多種ESG評級體系，其用不同標準來評估企業的ESG表現，其中華證ESG評級因其廣泛覆蓋和及時更新而知名。與其他ESG評價體系相比，華證ESG評級能夠有效反映企業在環境、社會和治理3個方面的全面表現，為投資者提供了更有價值的參考信息。本文參考方先明和胡丁[的做法，基于華證ESG評級等級，將制造業企業的評級從C到AAA分為九檔評級，且分別賦值為1一9，例如C的賦值為1，CC的賦值為2，本文以該賦值作為制造業企業ESG表現的衡量指標。

2.2.3 控制變量

在控制變量的選擇上，本文借鑒李井林等[19]和毛其淋等[20]的做法，選取企業規模（Size）、無形資產占比（Intangible）、資產負債率 （Lev） 、成長性（Growth）、現金流量（Cashflow）、固定資產比例（FixRatio）作為模型的控制變量，在此基礎上，還增加了個體固定效應和年份固定效應。表1列示了上述變量的具體衡量方法。

2.3 模型構建

為研究制造業企業ESG表現對其就業的影響，本文參考方先明等1的做法，進一步構建以下基本回歸模型：

其中lnnum為被解釋變量； ESG 為解釋變量；Control為控制變量；其中個體固定效應和年份固定效

應分別用INDIVIDUAL和YEAR表示；表示隨機誤差項。

3 實證分析

3.1 描述性統計分析

表2記錄了各個變量的描述性統計結果。從我國的制造業企業就業水平（nnum）來看，其最大值為13.25，最小值為2.833，均值為7.690，標準差為1.157，說明不同制造業企業的就業水平存在較大差異。企業規模 ?Size? ）最大值為27.62，最小值為17.64，均值為22.02，表明制造業企業的規模也存在較大差異，又由于企業規模與就業人數密切相關，因此可以進一步說明，本文所涵蓋的數據范圍廣泛，其得出的結論能夠為不同規模的制造業企業提供有價值的參考。制造業企業的ESG表現（ESG）數據，其最高得分為8，最低得分為1，平均得分為4.143，標準差為1.114，表明我國制造業在ESG方面整體表現良好[21]，但不同企業間的ESG表現仍存在較大差距。

3.2 相關性分析

表3呈現了各主要變量間的相關系數，其中制造業企業的ESG表現（ESG）與其就業水平（lnnum）在 1% 的顯著性水平上呈正相關，初步驗證了ESG表現提升有助于制造業企業就業水平的增長。此外，除了企業規模（Size）與制造業企業就業水平（lnnum）之間存在較高的相關性外，其余主要變量之間的相關性系數均保持在較低水平（低于0.4），這表明該模型并不存在嚴重的多重共線性問題，計算出來的方差膨脹因子的數值為1.13，進一步驗證了該結果。其中企業規模（ Size ）與制造業企業就業水平（nnum）存在較高的正相關關系在理論上是十分直觀的，往往規模越大的制造業企業吸納的勞動力越多。

3.3 基準回歸結果

表4呈現了ESG表現（ESG）對制造業企業就業（lnnum）影響的主要回歸分析結果。列（1）的結果是自變量與因變量的普通基準回歸，其中沒有加入任何控制變量，只控制了個體與年份效應，其基準回歸結果顯示制造業企業ESG表現的系數為0.056，在 1% 的水平上顯著且為正。列（2）在列（1）的基礎上加入了控制變量、個體與年份固定效應，以更準確地評估ESG表現對制造業企業就業的影響。該列數據顯示，ESG的系數為

0.027，在 1% 的水平上顯著為正。列（3）中雖未控制個體效應和年份效應，但加人了控制變量，最終結果顯示ESG表現系數為0.029，同樣在 1% 的水平上顯著為正。這些回歸結果表明ESG表現能夠顯著促進制造業企業的就業水平。以列（2）為例，從經濟意義上看，ESG表現每提升1個級別，制造業企業的就業水平將相應提高2.7% ，因此證實了假設1的成立，即良好的ESG表現對于制造業企業就業有正向影響。

3.4 穩健性檢驗

3.4.1 替換解釋變量

在基準回歸分析中，本文采用了華證ESG評級的具體等級數字作為解釋變量的賦值依據。為了檢驗模型的穩健性，本文參考高杰英等[13]的研究方法，構建了一個新的解釋變量（ESG2）。該變量直接根據ESG評級的大類（C類、B類、A類）進行賦值，其中CCC至C級賦值為1，BBB至B級賦值為2，以此類推。通過替換原本的解釋變量并進行基準回歸分析，由表5列（1）可知ESG2的系數為0.036，在 1% 水平下顯著為正，這表明替換核心解釋變量后，本文的主要結論依然成立。

盡管華證ESG評級因其廣泛的覆蓋范圍和較快的更新頻率而備受認可，但值得注意的是，其評級并非完全基于企業的財務報表等客觀數據，這可能導致其ESG指數的公正性受到質疑，為了克服這一局限性，本文進一步采用商道融綠的ESG評級數據作為新的解釋變量（ESG3）。其中， ESG3 的賦值方式與初始的核心解釋變量保持一致，表5列（2）列示了使用ESG3的基準回歸結果，結果顯示 ESG3 的系數在 5% 水平下顯著為正。

列（1）、列（2）結論表明即使采用其他ESG評級公司的數據進行基準回歸，也并沒有改變最初的結果，這進一步證實了本文的基準回歸結果是穩健的。

3.4.2加入更多控制變量

考慮到影響企業員工雇傭數量的因素有很多，借鑒現有文獻[22]，加入更多的控制變量進行檢驗，在原本選取的變量中增加了以下兩個變量：股權集中度（Top1）和銷售毛利率（GrossProft）。其中股權集中度為第一大股東持股比例，銷售毛利率為銷售額與銷售成本之差再除以銷售額。表5列（3）報告了增加控制變量的實證回歸結果，ESG的系數為0.029，在 1% 水平下顯著為正，說明基本回歸結果穩健。

3.5內生性檢驗（工具變量法）

借鑒武鵬等[23]和萬國超等[24]的做法，本文使用同年度同行業同城市企業ESG評級的均值作為工具變量，并把這一工具變量定義為 IV-ESG ，進一步用兩階段最小二乘法（2SLS）進行估計。考慮到同一地區內的外部環境因素的一致性，制造業企業的ESG表現往往受到該地區其他企業行為的影響，因此地區內企業ESG表現的平均水平與單一制造業企業的ESG表現之間存在一定的相關性。然而，這種地區層面的ESG表現均值更多地體現了宏觀區域特征，其形成與變化過程通常不直接涉及微觀層面個體企業的雇傭決策。因此，從邏輯和實證分析的角度來看，地區層面其他企業的ESG表現均值可以視為滿足外生性要求，即其不太可能由單一企業的雇傭水平直接決定，從而不會對分析制造業企業ESG表現與其雇傭水平之間的關系產生顯著的內生性問題。

采用2SLS估計策略，本文選取 IV-ESG 作為工具變量，并在表6中報告了回歸結果。其中，第一階段回歸的 IV-ESG 系數顯著為正，說明同年度同行業同城市企業ESG評級的均值 （IV-ESG） ）與制造業企業的ESG表現存在顯著的正相關性，與之前的預期一致。在驗證工具變量的合理性方面，本文采取了多種統計量進行了嚴格檢驗。首先，第一階段回歸的F值高達4343.962，遠超常用的臨界值10，從而排除了弱工具變量的可能性。其次，Kleibergen—PaapWaldrkF統計量的具體值為3094.405，遠超過弱識別檢驗（Stock—Yogo）在 10% 偏誤水平下的臨界值16.38，這一結果顯然拒絕了“工具變量是弱識別\"的假設。此外，Kleibergen—PaaprkLM統計量也在 1% 的顯著性水平上拒絕了“工具變量識別不足”的原假設。以上檢驗充分證明了本文構造的工具變量是合理的。

在表6列（2）展示的第二階段回歸結果中，ESG表現的估計系數顯著為正，這表明在利用工具變量控制潛在的內生性問題后，ESG表現對于促進制造業企業就業依然具有顯著的正向影響。這一結果進一步驗證了本文的假設1，即ESG表現對于制造業企業就業具有積極的促進作用。

4影響機制檢驗

4.1 融資約束問題

融資約束是影響制造業企業擴大生產規模的關鍵因素之一。基于信號傳遞理論，ESG表現出色的企業往往會積極宣傳其在環境保護、社會責任和可持續發展方面的成果。這不僅有助于企業樹立負責任的形象，還能夠有效減少企業與投資者之間的信息壁壘，幫助上市公司贏得金融機構的信任，獲得企業發展所需的財務資源。ESG建設本質上是將企業經營目標由經濟利潤最大化轉移到兼顧經濟與社會價值，最終達到良性循環的目的。緩解融資約束有助于降低企業的勞動力雇傭成本，進而增加人力資本投資，從而擴大企業的勞動力規模[17-18，25]。對于制造業整體而言，特別是技術密集型企業，探索出一條優質的外部融資路徑十分重要，這使得制造業企業不僅能夠保持就業率穩步提高，還能使員工整體薪酬脫離契約工資的約束[26]。因此，良好的ESG表現通過緩解融資約束顯著提升了制造業企業的就業水平。在研究中，為確保分析的準確性和可靠性，本文參考毛其淋和王玥清[20]的方法，采用KZ指數和WW指數作為融資約束的代理指標。

KZi=α+βESG，+γControl;+INDIVIDUAL +YEAR+εi，t （2）

WW_i，t=α₁+β₁ESG_i，t+γ₁Control_i，t+ INDIVIDUAL+YEAR+ε_i，t （204 （3）

已有文獻驗證了融資約束對于企業雇傭水平的影響[17-18]，因此本文僅報告ESG對融資約束的影響。結果如表7所示，當被解釋變量為 KZ 和WW指數時， ESG 系數在 1% 水平上均顯著為負，表明隨著制造業企業的ESG表現提高，企業的融資約束降低，再結合上述分析，制造業企業由于融資約束得到緩解，從而雇傭水平得到提升，假設2得到驗證。

4.2企業規模擴張效應

基于信號傳遞理論，擁有良好ESG表現的企業往往通過展現其積極承擔社會責任的行為，從而向外界釋放出正面信號，這有助于增強企業在公眾心目中的形象，進而提升其名譽價值[68]，隨著企業聲譽的提高，消費者對其商品的需求也會相應增加，這種需求的增長將直接驅使企業擴大其生產規模，從而雇傭更多的勞動力以滿足不斷增長的市場需求。ESG表現的提高還會促進企業的創新能力[1，27]，企業創新是推動生產效率提升的關鍵動力，隨著生產效率的顯著提高，生產成本得到降低。這種成本降低不僅激發了企業擴大產能的意愿，還使企業能夠通過降低商品價格來形成價格優勢，吸引更多消費者，從而推動生產規模的擴大，進一步增加了企業對于勞動力的需求。

在毛其淋和王玥清[2的研究方法基礎上，本文采用制造業企業營業收入作為評估企業生產規模的指標，由于該指標的數量級較大，因此本文對該營業收人進行了對數轉換，并把這一數據定義為Lnyyrs。為了驗證假設3，本文借鑒祝樹金和湯超[28]的做法，將制造業企業的生產規模效應作為中介變量，采取三步法進行檢驗，以下為模型的構建：

INDIVIDUAL+YEAR+ε_i，t （20 （4）

INDIVIDUAL+YEAR+ε_i，t （5）

lnnum_i，t=α₂+β₂ESG_i，t+δlnyysr_i，t+γ₁ Control_i，t+INDIVIDUAL+YEAR+e_i，t （6）

表7列（3）至（5）報告了上述模型的結果。列（3）反映的是式（4）的結果，可以看到，與前文類似，ESG表現對制造業企業的雇傭水平有顯著的正向影響。列（4）和列（5）結果顯示ESG表現對制造業企業的規模擴張效應有顯著正向影響，且制造業企業的規模擴張效應對其就業水平的影響也顯著為正，同時與列（3）中的ESG回歸系數進行比較，列（5）控制制造業企業的規模效應后的ESG回歸系數稍有降低但仍顯著為正，從而表明制造業企業的規模擴張效應是提高制造業雇傭水平的渠道，這意味著制造業企業可以通過提升ESG表現，使企業的生產規模擴大，從而進一步提高自身的雇傭水平，因此假設3成立。

5 異質性分析

5.1 企業產權異質性分析

與非國有企業相較，國有企業憑借其深厚的政治關聯背景，在政府采購、政府補貼以及外部融資等方面享有得天獨厚的優勢，在獲取發展所需資源時更加方便[29]。鑒于這些優勢，國有企業在 ESG方面的表現對其雇傭水平可能產生更為積極的影響。為了深入探究這一影響，本研究依據制造業企業的產權性質對模型進行了分組基準回歸分析。如表8的列（1）、列（2）所示，國有制造業企業在ESG表現與其雇傭水平之間的正向關系在系數上高于非國有企業 （0.038gt;0.024） ，這一發現與預期相吻合。這表明，國有制造業企業在ESG方面的努力能夠更加有效地促進企業內部就業水平。

5.2 企業所在地區異質性分析

為了深人探究地域差異對企業的影響，本文根據制造業企業所在地區對研究樣本進行分類，將研究樣本分為中西部地區和東部地區兩組，表8列（3）和列（4）分別展示了中西部地區制造業企業和東部地區制造業企業在ESG表現與其就業水平關系上的估計結果。結果顯示，無論在哪個地區，ESG表現對就業水平均有正面影響。然而，值得注意的是，中西部制造業企業的ESG估計系數高于東部的企業，這表明對于中西部地區企業而言，ESG表現的提升在促進就業方面的效果更為顯著。可能的原因是，中西部地區的企業在面臨更高的融資約束時（中西部地區制造業企業在融資方面相較于東部地區面臨更為顯著的約束），ESG表現的提升可能為其帶來了更多的市場認可和資源支持，從而更有力地推動了就業水平的提高[30]。

5.3企業要素密集度異質性分析

在探討ESG表現對制造業企業就業水平的影響時，本文注意到勞動密集型企業與資本密集型企業之間存在顯著差異。勞動密集型企業相對于資本密集型企業，其生產活動更依賴于勞動力資源而非生產設備和技術。同時，由于這種特性，勞動密集型企業員工的失業率往往更高[31]。為了深入理解ESG表現在這兩類企業中如何影響就業水平，本文對企業樣本進行了分類，分別針對勞動密集型和資本密集型制造業企業進行了基準回歸分析。表8列（5）和列（6）結果顯示，無論是勞動密集型企業還是資本密集型企業，ESG表現的提升都對企業的雇傭水平產生了正面且顯著的影響。然而，值得注意的是，勞動密集型企業的ESG表現對就業水平的促進效應更為顯著。

6 結論與建議

6.1 研究結論

制造業企業一直以來都被視為創造就業崗位的重要主體，在穩定大學生就業方面起關鍵作用[32]。本文收集了 2009-2022 年A股上市公司的樣本數據，深人探討了ESG表現對制造業企業就業的影響及其作用機制，得到以下主要研究結論：ESG表現的提升對制造業企業的就業水平產生了顯著的正向影響。這一影響主要歸因于兩個重要機制：融資約束的緩解和生產規模的擴張。異質性檢驗結果表明，國有企業、中西部地區企業以及勞動密集型企業的就業水平因ESG的改善得到了更顯著的提升。

6.2 政策建議

根據上述研究結論，本文提出如下政策建議：相關主管部門應積極制定并推行配套政策，引導制造業企業將ESG理念納人戰略決策體系，深度貫穿于研發設計、生產制造、供應鏈管理、市場營銷等企業運營的全鏈條環節。同時，亟須建立健全ESG信息披露標準和規范機制，以切實提升企業ESG報告的精準度、可比性與透明度。這類綜合性措施的實施，不僅能夠有效穩定和擴大就業市場規模、提升就業質量，更能有力驅動企業加快綠色低碳轉型步伐，顯著增強節能減排效能，從而為加快實現國家“雙碳”戰略目標提供關鍵支撐，并最終為我國經濟的高質量、可持續發展注入更加強勁且持久的新動能。

參考文獻：

[1]方先明，胡丁.企業 ESG表現與創新——來自 A股上市公司的證據[J].經濟研究，2023，58（2）：91-106.

[2]謝紅軍，呂雪.負責任的國際投資：ESG與中國OFDI[J].經濟研究，2022，57（3）：83-99.

[3]AMEL-ZADEH A， SERAFEIM G. Why and how inves-tors use ESG information： evidence from a global survey[J].Financial Analysts Journal，2018，74（3） ：87-103.

[4]段華，唐少清.青年就業現狀、影響因素及對策研究[J].中國軟科學，2024（S1）：50-54.

[5]李立卓，崔琳昊.ESG表現如何影響企業聲譽——信號傳遞視角[J].企業經濟，2023，42（11）：28-39.

[6]KHUONG M N，NGUYEN A K T，NGUYEN T T.Implementation of corporate social responsibility strate-gy to enhance firm reputation and competitive advantage[J].Journal of Competitiveness，2021，13（4） ：96-114.

[7]王永欽，董雯.機器人的興起如何影響中國勞動力市場？——來自制造業上市公司的證據[J].經濟研究，2020，55（10）：159-175.

[8]BHATTACHARYA C B， SEN S，KORSCHUN D. U-sing corporate social responsibility to win the war for tal-ent[J].MIT Sloan Management Review，20o8，49（2）：37-44.

[9]孫慧，祝樹森，張賢峰.ESG表現、公司透明度與企業聲譽[J].軟科學，2023，37（12）：115-121.

[10]邱牧遠，殷紅.生態文明建設背景下企業ESG表現與融資成本[J].數量經濟技術經濟研究，2019，36（3）：108-123.

[11]DHALIWAL D S，LI O Z， TSANG A，et al. Voluntarynonfinancial disclosure and the cost of equity capital： theinitiation of corporate social responsibility reporting[J].The Accounting Review，2011，86（1）： 59-100.

[12]GHOUL SE，GUEDHAMI O，KWOKCCY，et al.Does corporate social responsibility affect the cost ofcapital？[J]. Journal of Bankingamp; Finance，2011，35（9）：2388-2406.

[13]高杰英，褚冬曉，廉永輝，等.ESG表現能改善企業投資效率嗎？[J].證券市場導報，2021（11）：24-34，72.

[14］ZENG T，CROWTHER D. Relationship between corporatesocial responsibility and tax avoidance：international evidence[J]. Social Responsibility Journal，20l9，15（2）：244-257.

[15]何賢杰，肖土盛，陳信元.企業社會責任信息披露與公司融資約擊「1]財經研空 201？38（8）.60-71 83

LIU」峪雕分，呷曉明.政前環況無制初間了正亞頂力融貝成本嗎？[J].財會通訊，2024（8）：57-61.

[17]余明桂，王空.地方政府債務融資、擠出效應與企業勞動雇傭[J].經濟研究，2022，57（2）：58-72.

[18]鐵瑛，劉啟仁.銀行管制放松、融資約束與人力資本升級[J].財貿經濟，2021，42（11）：116-130.

[19]李井林，陽鎮，陳勁，等.ESG促進企業績效的機制研究——基于企業創新的視角[J].科學學與科學技術管理，2021，42（9）：71-89.

[20]毛其淋，王玥清.ESG的就業效應研究：來自中國上市公司的證據[J].經濟研究，2023，58（7）：86-103.

[21]王永德，程悅，董淑蘭.企業ESG表現能否促進實業資產投資[J].會計之友，2024（6）：105-113.

[22]潘凌云，董竹.稅收激勵與企業勞動雇傭——來自薪酬抵稅政策的“準自然實驗\"[J].統計研究，2021，38（7）：100-111.

[23]武鵬，楊科，蔣峻松，等.企業ESG表現會影響盈余價值相關性嗎？[J].財經研究，2023，49（6）：137-152，169.

[24]萬國超，李超，吳武清.企業ESG表現會影響股票錯誤定價嗎[J].財經科學，2023（6）：32-47.

[25]羅長遠，陳琳.融資約束會導致勞動收入份額下降嗎？——基于世界銀行提供的中國企業數據的實證研究[J].金融研究，2012（3）：29-42.

[26]李巍，張志超.外部融資對就業狀況和工資報酬的影響——源自異質性制造行業的證據[J].經濟與管理研究，2013（10）：92-100.

[27]王松，李湘琴，丁玲.ESG評級表現對企業創新績效的影響研究——基于政府補貼視角［J].科技創業月刊，2025，38（1） ：21-28.

[28]祝樹金，湯超.企業上市對出口產品質量升級的影響——基于中國制造業企業的實證研究[J].中國工業經濟，2020（2）：117-135，1-8.

[29]譚勁松，黃仁玉，張京心.ESG表現與企業風險-基于資源獲取視角的解釋[J].管理科學，2022，35（5）：3-18.

[30]李瑤，李磊，劉俊霞.有為政府、有效市場與高質量發展——基于調節效應和門檻效應的經驗研究[J].山西財經大學學報，2022，44（2）：16-30.

[31]劉貫春，葉永衛，張軍.社會保險繳費、企業流動性約束與穩就業——基于《社會保險法》實施的準自然實驗[J].中國工業經濟，2021（5）：152-169..

[32]王賢彬，陳春秀.重點產業政策與制造業就業[J].經濟研究，2023，58（10）：34-54.

（責任編輯：周媛）