李端 郭佳轩 李海英
【摘要】提升全要素生产率是医药企业实现高质量发展的关键, ESG理念的兴起为医药企业赋能提供了新的机遇。以2010 ~ 2020年我国220家A股上市医药企业为研究对象, 考察ESG表现与全要素生产率之间的关系, 并探讨技术创新在二者之间发挥的调节作用。研究发现: ESG表现与全要素生产率之间并非呈简单线性关系, 而是呈现倒U型关系, 该结论经过一系列稳健性检验后仍然成立; 技术创新在二者之间发挥显著的调节作用, 表现为使倒U型曲线更加平缓、 拐点右移, 且高水平技术创新的调节效应更强。进一步研究发现: 相较于环境责任维度E, 二者在社会责任维度S和公司治理维度G的倒U型关系更显著; 二者在处于成长期和成熟期的医药企业中的倒U型关系更显著、 敏感性更强。本研究扩展了企业ESG表现的经济后果及其中的作用机理, 为如何提高医药企业全要素生产率、 优化配置医药创新资源、 助力高质量发展提供了经验证据。
【关键词】ESG表现;可持续发展;高质量发展;全要素生产率;技术创新
【中图分类号】 F270 【文献标识码】A 【文章编号】1004-0994(2023)11-0143-8
一、 引言
2004年, 联合国研究报告Who Cares Wins中首次提出ESG概念, 旨在呼吁和提倡在投资中融入环境责任、 社会责任、 公司治理结构和机制因素。与传统重视财务绩效、 经营效率等“果”类财务性指标不同, ESG意在考察企业污染与消耗、 气候变化、 员工健康与安全、 产品责任、 公司治理、 商业道德等“因”类非财务性指标, 关注和倡导可持续性。近年来ESG理念在全球得到快速发展, 全球永续投资联盟(GSIA)所发布的报告表明, 2018 ~ 2020年全球可持续投资增长了15%, 达到35.3万亿美元①。虽然国内ESG发展较晚, 但“可持续发展、 绿色低碳”作为ESG的核心理念, 与我国“碳达峰、 碳中和”的发展战略高度契合。《中国ESG发展白皮书》(2021)显示, 目前我国ESG发展步入快车道, 超过四分之一的A股上市公司发布了2020年度ESG/CSR报告, 而且据商道纵横统计, 截至2021年7月, 港股上市公司的ESG信息披露率高达93.8%。
医药行业属于知识密集型、 技术密集型、 信息密集型产业(康益敏等,2020), 《2021年度药品审评报告》显示, 2021年国家药品监督管理局药品审评中心共受理注册申请11658件, 同比增长了13.79%, 值得关注的是, 其中包含受理创新药注册申请达1886件, 涵盖998个品种, 同比增长了76.10%。由此可见, 医药企业具有巨大的创新发展潜力和增长动能, 然而在医药企业由高速增长转为高质量发展的现阶段, 由于其社会责任缺失导致的违法违规现象频频发生。据国家药品监督管理局公布, 仅2021年1 ~ 9月, 全国共查处药品违法案件3.9万件, 涉案金额高达5.8亿元, 捣毁制假售假窝点32个, 责令停产停业179家, 移送司法机关268件。对于医药企业而言, 其承担着保障人民生命健康安全的独特使命, 产品的研发和设计、 生产和销售环节与伦理道德、 环境保护、 法律法规等方面紧密相关, 换言之, 医药企业除关注自身经营绩效外, 还需重点强调企业道德、 绿色生产、 环境问题, 以获取持续的高质量发展动力。2021年12月, 《“十四五”国家药品安全及促进高质量发展规划》将“医药产业高质量发展取得明显改善, 产业层次显著提高, 药品创新研发能力达到国际先进水平”作为我国2035年医药行业的远景目标。在此背景下, 探究ESG表现对于医药企业的全要素生产率(TFP)有何种影响具有重要的现实意义。
党的二十大报告指出, 高质量发展是全面建设社会主义现代化国家的首要任务。为贯彻《国务院关于进一步提高上市公司质量的意见》, 证监会在2022年4月发布的《上市公司投资者关系管理工作指引》中提出在与投资者沟通内容中增加上市公司ESG信息, 旨在加快国内ESG信息披露与ESG投资的发展进程, 丰富投资者关系管理的内容和方式, 促使企业高质量发展。以往的研究证实了全要素生产率能够很好地衡量企业的发展质量(宋敏等,2021), 本研究亦以全要素生产率作为高质量发展的衡量指标。ESG作为整合三个维度的综合测评指标体系, 虽然已有文献对其进行了有益的探讨, 但关于其与企业全要素生产率的研究却并不充分, 如: 张小溪和马宗明(2022)以“外部+内部”影响机制构造ESG“101”理论分析框架, 研究结果表明监管层面通过规范企业ESG表现以供投资者进行多方向选择, 投资者获得超额收益为企业带来进一步资金的流入, 从而形成良性循环以助力企业高质量发展; 盛明泉等(2022)以家族企业为背景探究ESG-TFP关系, 实证结果表明ESG表现能够显著促进其全要素生产率的提高。概言之, 当前对于ESG表现的研究方兴未艾, 关于ESG-TFP的关系尚不明确, 考虑到技术创新是企业提升全要素生产率的重要途经(曹伟等,2022), 但是技术创新在医药企业ESG披露中发挥何种作用, 是否会对ESG-TFP的关系产生影响, 现有研究尚未证实。
本文可能的邊际贡献如下: (1)拓展了ESG表现的经济后果研究。现有文献主要从企业绩效、 融资约束、 投资效率等角度考察企业ESG表现的线性经济后果, 本文对ESG表现与全要素生产率之间是否存在非线性关系的问题进行探究, 拓展了相关研究。(2)发现了制造业不同细化行业下隐含的ESG表现的经济后果异质性。以往文献多以整个制造业作为研究对象, 鉴于医药企业存在妥善处理化学废弃物、 污染物环保压力大、 保证人民健康安全社会责任重、 公司道德负面事件治理难度高三重特点, 本文创新性地以医药企业为研究样本, 考察其ESG-TFP蕴含的内在联系。(3)为我国医药企业赋能增效拓展了新思路。本研究表明, 技术创新程度对于医药企业ESG-TFP间关系所发挥的调节作用不同, 进而丰富了ESG表现作用机理的研究, 为ESG-TFP相关研究提供了新的视角。
二、 理论分析与研究假设
(一) ESG表现与全要素生产率
从短期层面来看, 按照资源依赖理论和信号传递理论, 良好的ESG表现有助于全要素生产率的提升。一方面, 从单向资源获取角度来看, 医药企业作为信息优势方, 其主动披露高质量ESG信息传递出对于自身公司治理水平、 积极承担社会责任、 努力践行可持续发展等方面的信心, 该信心释放出利好信号, 调动投资者主动监督管理层的积极性, 获取投资者信任, 进而缓解双方信息不对称和自身融资约束, 从而提升企业盈利能力和企业绩效(温素彬和方苑,2008;张兆国等,2013;Liang和Renneboog,2017), 最终赋能企业高质量发展, 促进企业全要素生产率的提升。另一方面, 从双向资源循环角度来看, 只有通过与控制资源的其他主体建立沟通合作机制, 才能使医药企业提高获取发展所需资源的可能性, 换言之, 医药企业的本质是各个利益相关者所缔结的契约集合, 除股东资本投入外, 其他利益相关者的要素投入是企业得以为股东持续创造价值的动因(黄世忠,2021)。对于外部利益相关群体而言, ESG表现是医药企业向其传递内部信息的重要途径, 高质量的ESG信息披露更容易引起外部利益相关群体的关注。良好的ESG表现赋予医药企业吸收资源的优势, 使其有机会与上下游企业进行资源数量与质量的交换匹配。医药企业通过突破要素流动壁垒, 实现资源聚集, 持续获取异质性生产要素, 从而在市场竞争中取得优势地位, 通过共同打造合作共赢的供应链、 构建广泛的外部资源网络并形成优势互补与资源共享的体系, 将获取的资源转化为其持续经营的动能, 进而形成良性循环, 不断促进资源要素加速流动, 为医药企业的发展持续提质增效, 提高企业的全要素生产率。基于以上分析, 本文认为, 就短期而言ESG-TFP之间表现为“此起彼伏”的增进关系。
从长期层面来看, 基于声誉机制和委托代理理论, 医药企业ESG表现对高质量发展产生抑制作用, 从而降低全要素生产率。一方面, 管理层机会主义使得管理层可能会利用企业对于社会责任的承担进行自利性伪装行为(权小锋等,2015), 通过贡献公司资源以获取更高的社会地位(Petrovits,2005), 增加自身获取个人职业声誉的可能性, 不断进行慈善捐赠、 扶贫、 环境保护等社会活动以树立正面企业家形象, 甚至可能会以股东利益为代价, 放弃净现值(NPV)大于0的投资项目, 忽视真正有前景的投资, 造成非效率投资增加, 从而不利于企业全要素生产率的提升(高杰英等,2021)。另一方面, 医药企业希望向利益相关者展示积极形象以获得良好的声誉(Gray和Balmer,1998), 例如: 慈善事业可以提高公司在消费者中的知名度, 但是利益相关群体更可能会关注企业参与社会责任背后的真正动机(Fein, 1996); 已有学者证实了慈善捐赠在更大程度上是对企业社会责任缺失的掩饰(高勇强等,2012); Boehe和Barin Cruz(2010)将承担社会责任定义为企业超越合规性并采取行动促进社会和环境事业的事件。此外, 过度追求企业ESG评分最大化会导致履行成本的大量投入, 使得企业重心偏离主营业务, 导致有限资源向非主营业务倾斜, 挤占真正有利可图的项目, 虽然改善了企业的ESG表现, 但造成了非效率投资, 从而导致全要素生产率下降。基于以上分析, 本文认为, 就长期而言ESG-TFP之间表现为“此起彼落”的抑制关系。
综上, 本文认为, ESG表现的“此起彼伏”效应与“此起彼落”效应同时存在, 且由于ESG表现提升程度不同两种效应的占优结果也不同, 即ESG表现存在一个合理区间, 因此本文提出假设1:
H1: 医药企业的ESG表现与全要素生产率之间呈现倒U型关系。
(二)技术创新对ESG-TFP间关系的调节作用
医药企业的核心是创造价值, 持续创新是医药行业获得高质量发展动力的生命之源。医药企业通过不断研发设计新产品满足消费者的需求, 维护企业ESG-TFP间关系, 技术创新作为企业创造价值的重要驱动因素, 会对二者关系产生重要影响。
本文认为技术创新的调节作用分为两个方面: 一方面, 对于技术创新水平较低的医药企业而言, ESG表现在拐点之前的“此起彼伏”效应和拐点之后的“此起彼落”效应都更为明显。由于自身技术创新水平低, 企业的竞争力会比较薄弱, 无法有效聚集资源和实现资源要素的顺畅流动, 而ESG信息的披露能够发挥出能动效应, 促使企业向外界传达积极信号, 吸引外部资源流入, 从而促进企业全要素生产率的提升, 随着ESG表现的不断优化, “此起彼落”的抑制效应凸显, 企业全要素生产率进一步下降。另一方面, 对于技术创新水平较高的医药企业而言, ESG表现在拐点之前的“此起彼伏”效应和拐点之后的“此起彼落”效应都更为平缓。由于自身技术创新水平高, 相对而言企业能够更加有效地突破资源壁垒、 实现聚集资源、 增强企业间资源要素流动, 在竞争中具有更明显的優势, 短期内企业ESG表现的优化具有一定的促进作用, 但是相对于技术创新水平低的企业促进作用有限, 随着ESG表现的继续优化, 企业有能力弱化过度ESG表现产生的“此起彼落”效应。可能的原因是, 管理层将较多精力放在研发创新所产生的声誉奖励高于依附企业社会责任承担的自利行为所带来的声誉奖励, 并且当医药企业的资源向技术创新倾斜时, 能够削减企业内部的非效率投资成本, 因此高水平技术创新企业ESG-TFP的曲线关系更为平滑。
综上, 本文认为医药技术创新能够对ESG-TFP间关系产生调节作用。基于以上分析, 本文提出假设2:
H2: 技术创新能显著调节ESG-TFP之间的倒U型关系, 具体表现为曲线拐点右移且曲线更为平缓。
三、 研究设计
(一)数据来源
本文选择2010 ~ 2020年②A股上市非ST医药制造业数据为初始样本, 按照以下顺序进行处理: (1)剔除ESG评分缺失的样本。因我国对于A股上市企业ESG信息尚处于积极鼓励披露阶段, 为保证实证研究的客观性与真实性, 故需剔除未进行ESG披露的样本数据。(2)剔除只有一年数据的非连续样本。(3)为消除极端值的影响, 对所有连续变量均在1%分位和99%分位进行了缩尾处理。(4)为克服可能存在的多重共线性问题, 对交互项均进行了中心化处理。最终, 得到220家医药上市企业共计1700个有效观测值③。
本文的数据来源如下: ESG评分通过查阅和讯网手工整理获得, 发明专利申请量数据来自于中国研究数据服务平台(CNRDS), 公司特征和公司治理层面数据均来自于国泰安数据库(CSMAR)。
(二)变量定义
1. 被解释变量: 全要素生产率(TFP)。现有文献广泛采用的全要素生产率的测算方法主要包含最小二乘法(OLS法)、 固定效应法(FE法)、 广义矩估计、 Olley-Pakes法(OP法)、 Levinsohn-Petrin法(LP法), 其中, 最小二乘法中可能存在样本选择偏误问题和同时性偏差问题从而导致产生偏误, 固定效应法中大量数据会被舍弃, 造成信息覆盖不全面, 广义矩估计则需要包含足够长的时间跨度。因此, 本文参考宋敏等(2021)的做法, 采用OP法对全要素生产率进行测算, 稳健性检验部分采用LP法进行测算, 具体测算模型如下:
其中: Yit为营业收入; lnKit和AGEit为状态变量; lnKit为资本投入, 以固定资产净值衡量; AGEit为企业年龄; lnLit为劳动投入, 以员工人数衡量; STATEit和EXit为控制变量, 其中STATEit为企业产权性质, EXit表示企业是否参与出口活动的虚拟变量; EXITit为企业退出变量; YEAR和PROV为自由变量, 分别代表年份和地区固定效应; εit是残差项, 包含无法预测的随机干扰因素。全要素生产率的数值越大, 说明企业发展质量越高。
2. 解释变量: ESG表现(ESG)。国内外现有ESG评级体系主要包含和讯网ESG、 彭博指数、 华证指数、 商道融绿评级、 嘉实ESG等, 分别在涵盖范围、 评级方式、 披露规则方面均有较大差异。基于数据广泛性、 实用性和可得性的考虑, 本文借鉴贾兴平和刘益(2014)的研究, 采用和讯网公布的分数度量医药企业ESG表现, 该评分体系中除包含ESG总评分之外, 还分别公布了五个一级指标得分, 分别为股东责任, 员工责任, 供应商、 客户和消费者权益责任, 环境责任和社会责任, 将前三项加和作为公司治理责任的概括并按照周方召等(2020)的做法将ESG整体评分及各个维度评分均除以100。该评分越高, 表明企业ESG表现越好。
3. 调节变量: 技术创新(TI)。现有关于技术创新指标的度量方式主要包括两类, 一类是以研发资金投入金额、 研发人员占比等指标衡量, 另一类是以专利申请量、 新产品的销售量及销售金额等指标衡量(段军山和庄旭东,2021)。综合本文假设, 考虑技术创新是医药企业资源投入的最终体现, 以发明专利申请量对其进行度量。我国的专利分为发明专利、 实用新型专利和外观设计专利三类, 专利申请量较授权量更为可靠、 及时, 能够真实准确地反映企业创新水平(黎文靖和郑曼妮,2016), 且发明专利申请量较其他两类专利申请量更能表明医药企业开展以充分追求技术进步和增强竞争实力为目标的创新行为, 代表高水平技术创新。因此, 借鉴黎文靖和郑曼妮(2016)、 李雪松等(2022)的研究, 以发明专利申请量加1的自然对数衡量技术创新, 并参考潘越等(2017)的做法, 将发明专利数据缺失的样本赋值为0。
4. 控制变量。为控制企业全要素生产率受不同因素的影响, 本文借鉴黄勃等(2022)的做法, 从公司特征和公司治理两个层面进行控制。具体而言, 公司特征层面的变量包括总资产周转率(TTA)、 资产负债率(LEV)、 企业规模(SIZE) 、 企业价值(Q)、 企业年龄(AGE); 公司治理层面的变量包括两职兼任(DUAL)、 第一大股东持股比例(FIRST)、 独董比例(DS)、 董事规模(DR)、 大股东资金占用(OCCUPY)等。此外, 还控制了个体和年份固定效应。
上述变量定义见表1。
(三)模型设计
为证实本文所提假设, 模型构建过程如下: 首先, 以医药企业全要素生产率作为被解释变量, 企业ESG表现及其平方作为解释变量, 構建非线性曲线模型(1); 其次, 将技术创新作为调节变量纳入模型, 构建非线性曲线模型(2)(方杰等,2015)。
其中: TFP值越高表明企业全要素生产率越高; ESG代表企业基于环境责任、 公司治理责任、 社会责任所得的综合评分, 分数越高, 评级越高, 表明企业ESG表现越好; TI代表企业的技术创新水平。如果ESG-TFP间呈现倒U型关系, α2应显著小于0。Controls代表个体和年份以外的控制变量。
四、 实证结果与分析
(一)描述性统计
表2报告了本文主要变量的描述性统计结果, 可以得出: 被解释变量全要素生产率的中位数为7.9553, 均值为7.9733, 与现有文献研究结果类似; 解释变量ESG表现的最小值为-0.0320, 最大值为0.7529, 企业ESG表现存在明显差异, 且均值仅为0.2667, 说明医药企业ESG表现整体水平不高。企业技术创新的均值略低于中位数, 表明技术创新水平大多处于中位数以下。
(二)ESG-TFP基准回归结果分析
表3第(1)~(2)列报告了ESG表现与医药企业全要素生产率的回归结果, 各列均控制了个体和年份固定效应, 并且随着控制变量的加入, 调整R2由0.394增长至0.549, 说明模型的解释力增强。第(2)列结果显示, ESG的系数显著为正(α1=1.333, P<0.01), ESG2的系数显著为负(α2=-1.173, P<0.01), 说明ESG表现与医药企业TFP之间为倒U型关系, 假设1初步得到证实, 但由此得出非线性关系的结论理由并不充分。在Lind和Mehlum(2010)提出的证实U型关系存在需满足的三个必要条件中, 除二次项系数需显著为负外还需满足另外两个要求: 其一, 当自变量取最小值时曲线斜率显著为正, 取最大值时曲线斜率显著为负; 其二, 拐点处于自变量取值范围之内。由于本文关注ESG对于TFP的影响, 故将模型(1)简化为:
当ESG取最小值时, 曲线斜率为1.4081>0; 当ESG取最大值时, 曲线斜率-0.4333<0。拐点为0.5682(令斜率公式为零, 求解ESG值即为拐点), 位于(ESGmin=-0.0320, ESGmax=0.7529)范围内, 满足其余两个条件, ESG-TFP間非线性的倒U型关系成立, 假设1得到证实。即在拐点之前, 随着ESG表现不断向好、 资源聚集, 医药企业TFP逐渐提升, 呈现出“此起彼伏”的增进效应; 达到拐点之后, 由于过于关注ESG表现, 致使资源涌向企业非主营业务, 造成非效率资源投资, TFP反而有所下降, 呈现出“此起彼落”的抑制效应, 即ESG表现处于过低或过高水平均不利于全要素生产率的提升。目前我国医药行业ESG表现的均值0.2495仍在拐点之前, 处于对全要素生产率增进阶段。
(三)技术创新对ESG-TFP关系的调节效应检验
在表3第(3)列中加入ESG×TI和ESG2×TI后, 调整R2由0.549增长至0.555, 说明模型得到进一步优化, 因此考虑调节变量及其与解释变量的交互项是有必要的, 并且解释变量一次项系数显著为正, 二次项系数显著为负, 再次证实假设1成立。ESG×TI的系数显著为负(α4=-0.470,P<0.01), ESG2×TI的系数显著为正(α5=0.719,P<0.01), 初步证实了技术创新TI对ESG-TFP倒U型关系具有显著的调节作用, 即技术创新TI缓和了ESG-TFP间的非线性关系。
为进一步证实上述调节效应的存在, 还需要证明拐点位置及曲线形态是否发生变化, 本文从调节变量对拐点位置的影响及曲线形态是否发生变化两个方面进行深入分析。
首先, 考虑调节变量TI对拐点位置的影响。由于本文关注TI对ESG-TFP曲线的影响, 因此将模型(2)简化表示为式(5), 对其求一阶导数可得式(6), 当式(6)为0时, ESG取值即为曲线拐点, 见式(7)。为了说明调节变量TI对拐点的影响, 对TI继续求偏导(Haans等,2016), 得式(8), 由于分母恒为正数, 拐点的移动方向取决于分子的正负, 由第(3)列系数计算得出(α1α5-α2α4)>0, 因此TI导致ESG-TFP曲线拐点向右移动。为具体测算拐点移动的大小, 本文借鉴朱丹和周守华(2018)的做法, 分别将调节变量TI的25%分位数及75%分位数取值代入式(7)求解ESG值。当取25%分位数即TI=1.0986时, ESG为0.4530; 当取75%分位数即TI=2.8904时, ESG为0.6830。这说明当技术创新处于高水平时, ESG-TFP曲线拐点向右移动了0.2300。
其次, 考虑调节变量TI对ESG-TFP曲线形态的影响。模型(2)是以ESG为自变量、 TFP为因变量的二次函数, 曲线形态是由二次函数顶点曲率K的正负性及大小决定的。对于倒U型曲线, 在满足K<0的前提下, K越小表明二次曲线越陡峭; 相反, K越大则表明二次曲线越平缓。为了说明调节变量TI对曲线形态的影响, 对式(9)中TI求偏导, 得式(10), 若α5为正, 表明TI越大K越大, 技术创新的调节作用使曲线越平缓; 若α5为负, 表明TI越大K越小, 技术创新的调节作用使曲线越陡峭。第(3)列系数α5(α5=0.719,P<0.01)显著为正, 说明调节变量TI使ESG-TFP曲线变得平缓。为测算出具体K值的大小, 将式(5)求二阶导数得出式(9), 即为顶点曲率K, 将调节变量TI的25%分位数及75%分位数取值代入式(9)求解K值。当取25%分位数即TI=1.0986时, K为-3.9902; 当取75%分位数即TI=2.8904时, K为-1.4136。这说明当技术创新处于高水平时, ESG-TFP曲线顶点曲率变大, 二次曲线更为平缓。
五、 内生性及稳健性检验
(一)内生性检验
拥有较高全要素生产率的企业往往更加注重环保、 慈善捐赠等企业活动, 其不仅内部治理水平高, 而且更加注重绿色生产、 低碳可持续的经营战略,ESG表现往往也更好, 即本文可能存在一定的反向因果问题。为缓解医药企业ESG-TPP之间的内生性问题, 本文参考高杰英等(2021)、 权小锋和肖红军(2016)的做法, 以每一企业注册地所在省份所有其他上市医药企业的ESG评级分数的均值作为工具变量IV, 使用两阶段最小二乘法进行回归分析。同一省份其他医药企业ESG表现与该企业的全要素生产率不存在直接相关关系, 但每家上市医药企业的ESG表现会受到同一省份同行业其他企业的影响, 该工具变量满足外生性和相关性要求。由第一阶段回归分析结果可知, 工具变量IV的一次项和二次项系数均在1%的水平上显著为正, 说明同一省份其他医药企业的ESG表现越好, 该企业的ESG表现也越好, 相关性假定成立。由第二阶段回归分析结果可知, 解释变量的一次项系数与二次项系数分别在1%和10%的水平上显著, 且系数正负性与基准回归结果一致, 证明本文ESG-TFP间呈倒U型关系的结论在控制内生性问题后依然成立。另外, Cragg-Donald Wald F值大于10%水平下的临界值且Kleibergen-Paap rk LM值显著拒绝“工具变量识别不足”假设, 表明不存在弱工具变量和工具变量识别不足的问题。
(二)稳健性检验
为进一步加强本文结论的稳健性, 采用以下方式进行稳健性检验: 首先, 替换ESG衡量指标。采用华证ESG评级指标重新衡量医药企业ESG表现, 按照其采用的AAA~C九个等级的分级标准, 从高到低依次赋值为9~1并重新进行回归。其次, 替换TFP衡量指标。采用LP方法重新衡量全要素生产率。最后, 基于分位数回归进行稳健性检验。分别以全要素生产率10百分位、 25百分位、 50百分位、 75百分位和90百分位进行分位数回归。上述三种稳健性检验的回归结果显示, 解释变量ESG和ESG2的系数显著性与正负性均验证了ESG-TFP间的倒U型关系, 证实本文结论稳健。
由于篇幅限制, 上述检验结果均未列出。
六、 拓展性分析
(一)维度异质性
为厘清究竟哪个子维度对医药企业全要素生产率发挥实质性提质增效作用, 本文利用三个子维度指标分别对被解释变量TFP进行回归分析, 回归结果如表5所示。第(1)列結果显示, 环境维度的一次项系数E与二次项系数E2均不显著, 说明E-TFP之间不存在非线性关系。而第(2)、 (3)列结果显示, 社会责任维度的一次项系数S和二次项系数S2、 公司治理维度的一次项系数G和二次项系数G2均在1%的水平上显著, 且一次项系数均为正, 二次项系数均为负, 说明不同子维度ESG表现对TFP的影响呈现异质性, S-TFP、 G-TFP间的倒U型关系均成立。可见, 相对于承担环境保护方面的责任, 维护医药产品质量与安全, 注重客户、 供应商和消费者权益保护, 积极承担社会责任是医药企业持续发展的着力点, 优化公司治理结构, 遵循商业道德规范, 强化管理层独立性、 多样性与审计独立性等是医药企业稳定发展的关键。换言之, 对于医药企业而言, 高水平的社会责任承担和公司治理结构构建能够对医药企业全要素生产率发挥更加积极的作用。
(二)生命周期异质性
基于生命周期理论, 企业生命轨迹的各个不同阶段具有截然不同的特征(王凤荣和高飞,2012), 那么企业在不同生命周期阶段下ESG表现与全要素生产率的关系如何, 是否具有显著性差异?本文参考董晓芳和袁燕(2014)、 李贲和吴利华(2018)的做法, 按照企业年龄变量AGE的三分位数生成变量age, 并依次赋值1 ~ 3, 分别代表初创期、 成长期、 成熟期三个不同的生命周期, 分别对模型(1)进行回归, 结果如表6所示。第(1)列解释变量的一次项系数ESG和二次项系数ESG2虽然正负性符合倒U型关系逻辑但均未通过显著性检验, 第(2)、 (3)列ESG和ESG2均在1%的水平上通过了显著性检验, 且一次项系数为正、 二次项系数为负, ESG-TFP间倒U型关系成立。结果表明: 医药企业处于不同生命周期阶段的ESG表现对TFP的影响呈现异质性, 可能的原因是: 处于初创期的企业深受资源约束困扰, 尚未形成稳定的经营模式, 在竞争中没有处于优势地位, 内部治理结构尚不完善, 并且没有能力承担较高水平的社会责任, 因此ESG表现难以与TFP产生联动作用; 成长期医药企业处于快速扩张阶段, 其积极承担社会责任以期吸引外部利益相关群体的关注, 有能力将获取的资源转化为持续经营的动能, 不断促进资源要素加速流动形成良性循环, 并且随着企业规模的不断拓展逐渐建立起内部结构规范机制(梁上坤等,2019); 进入成熟期的医药企业其盈利模式和持续绿色发展理念已较为成熟, 能够有效突破资源壁垒, 实现聚集资源, 在竞争中具有明显优势, 并且内部治理结构趋于完善, 更加注重社会责任的承担。因此相较于初创期, 处于成长期和成熟期医药企业的ESG表现更加明显, 更能发挥促进全要素生产率提升的作用。
七、 结论与启示
本文基于信号传递理论、 资源依赖理论及委托代理理论, 以2010 ~ 2020年220家A股上市医药企业为研究对象, 考察了医药企业ESG表现与全要素生产率之间的关系, 并探讨了技术创新在二者之间发挥的调节作用, 本文主要结论如下: (1)ESG表现与医药企业全要素生产率之间并非简单线性关系, 而是呈现倒U型关系, 即若ESG表现处于合理区间内, ESG-TFP间表现为正相关关系, 若超出合理区间, ESG-TFP间表现为负相关关系。(2)技术创新对ESG-TFP关系发挥显著的调节作用, 合理区间范围内ESG表现对全要素生产率的正向促进作用降低, 合理区间范围外ESG表现对全要素生产率的负向抑制作用减缓, 整体表现为使倒U型曲线更加平缓, 且与低水平技术创新相比, 高水平技术创新的调节作用更强。(3)进一步研究发现, 相较于E维度指标, S维度和G维度指标的倒U型关系更显著, 即高水平的社会责任承担和公司治理结构构建能够对医药企业全要素生产率发挥更加积极的作用; 处于成长期和成熟期的医药企业能够广泛吸纳利益相关群体的资源, 建立健全企业内部治理结构规范机制, 更为注重社会责任承担, 践行绿色生产理念, 因此, ESG表现的积极作用更加明显, 更能发挥促进全要素生产率提升的作用, 上述倒U型关系更加显著。
基于以上结论, 本文的启示如下: (1)把握好ESG-TFP的曲线效应。在初期阶段, 应充分发挥ESG表现的“信号传递”作用, 通过践行低碳环保与绿色生产理念、 积极承担社会责任、 优化公司治理结构, 发挥ESG信息对于医药企业全要素生产率的促进效应。随着ESG表现的不断提升, 管理层机会主义行为和非效率成本投入可能会削弱医药企业全要素生产率。因此, 企业在不断优化ESG表现时应深刻认识到其两面性, 采取适度化原则。(2)发挥技术创新的双重调节作用, 高水平的技术创新能够增进ESG表现对企业全要素生产率的促进作用并控制过度ESG表现产生的抑制作用, 医药企业应不断推动企业持续创新, 优化配置医药创新资源, 将技术创新与ESG可持续发展理念统筹内化上升至医药企业战略层面。(3)把握不同维度指标及企业所处生命周期阶段的差异性。一是在承担环保责任的基础上强调社会责任承担与公司治理水平的重要性, 二是把控企业在不同生命周期阶段ESG-TFP关系异质性, 在成长期和成熟期主动发挥ESG表现的能动作用, 提高医药企业全要素生产率, 共同助力医药企业高质量发展。
【 注 释 】
1资料来源:《GSIR2020》,http://www.gsi-alliance.org/wp-content/uploads/2021/08/GSIR-20201.pdf。
2由于和讯网自2010年开始发布上市公司ESG评分且2021年数据缺失严重,故以2010年为研究起始年份,2020年为研究终止年份。
3原始樣本观测值为1917个,剔除ESG披露缺失的样本181个,剔除仅包含一年数据的非连续样本36个,最终得到1700个样本观测值。
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