ESG表现对企业全要素生产率的影响

杨建春 朱桂芳 王站杰

【摘要】ESG作为一种追求企业长期价值增长的投资理念和非财务绩效评价标准， 对于解决我国公司内部治理及经济社会高质量发展问题具有重要意义。本文以2012 ～ 2020年我国沪深A股上市公司为研究样本， 实证研究ESG表现、 融资约束、 市场化水平与企业全要素生产率之间的关系。结果表明： 第一， ESG表现与企业全要素生产率显著正相关， 良好的ESG表现有利于提升企业全要素生产率； 第二， 在ESG表现提升企业全要素生产率的过程中， 融资约束具有中介作用； 第三， 相对于位于高市场化水平地区的企业， 位于低市场化水平地区企业的ESG表现对企业全要素生产率的影响更大。本文结论对引导企业全面绿色转型升级、 提升企业全要素生产率、 促进经济社会高质量发展和生态环境高水平保护具有参考意义。

【关键词】ESG表现；企业全要素生产率；融资约束；市场化水平；高质量发展

【中图分类号】 F832.5     【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2023）19-0031-7

一、 引言

随着“碳达峰、 碳中和”被首次写入政府工作报告， 社会公众对生态环境保护、 社会责任的关注度空前高涨， 低碳绿色发展已经成为经济社会发展的主旋律， 无论是政府、 社会还是市场主体都面临着新的机遇和挑战。作为经济社会中的基本单元， 企业能否真正在经营管理中践行低碳绿色发展理念， 自觉履行环境保护、 绿色经营等社会责任， 关系着我国社会主义现代化建设全局。经济社会以高质量发展为主题， 创新将成为第一动力， 绿色将成为普遍形态， 绿色和创新将成为驱动经济转型升级的两个重要因素（张军扩等，2019）， 但以往企业在生产经营中只注重创新未兼顾环境保护， 使得我国多数企业处于“创新却不绿色”的发展阶段（吴超等，2018）。作为依靠重工业经济发展起来的国家， 要想实现以绿色经济为主导的高质量发展， 重点是将经济和生态文明建设相结合（唐鹏程和杨树旺，2018）。如何引导经济绿色转型升级， 促进生态环境高水平保护， 以及如何提高企业全要素生产率为企业发展带来新的增长点， 已成为社会主义市场经济下高质量发展的重要课题。

ESG包含环境、 社会和公司治理三个维度（袁业虎和熊笑涵，2021）， 源起于社会责任投资和伦理投资， 将可持续发展理念与绿色发展理念归纳整合， 充分发挥利益相关主体的作用， 依托市场化驱动机制， 倡导企业将对环境的友好与社会责任的承担内化到公司的治理之中， 以规范、 高水平的公司治理来保障企业对环境责任、 社会责任的履行。ESG高度契合“五位一体”的总体布局和新发展理念， 强调企业要注重生态环境保护、 履行社会责任、 提高治理水平， 推动了企业经营理念的变革， 为企业提质增效和经济社会高质量发展指明了新道路， 无论是对企业自身价值创造还是对宏观经济增长都具有重要意义。

在推动经济绿色转型升级和企业自身提质增效的过程中， 企业面临着提升全要素生产率与履行ESG责任的双重任务， 那么这两者之间是否存在联系？企业的ESG表现是否会影响企业全要素生产率？ESG被提出以来， 学术界与实务界高度重视ESG表现对企业财务绩效和企业价值的影响。为此， 学者们进行了丰富的研究， 尽管得出的结论不尽一致， 但大多数学者还是支持良好的ESG表现对企业财务绩效和企业价值具有正面促进作用的观点（Friede等，2015；王双进等，2022；郝颖，2023；薛天航等，2022）， 然而较少有学者对ESG表现与企業全要素生产率的关系进行研究。在微观企业领域对ESG表现与全要素生产率的关系进行研究， 能够有效引领经济体探寻中国经济持续高速增长的驱动因素（戴天仕和徐现祥，2010）， 引导企业全面绿色转型升级， 促进经济社会高质量发展和生态环境高水平保护。因此， 本文选取2012 ～ 2020年沪深A股上市公司作为研究对象， 对ESG表现与企业全要素生产率的关系进行深入研究， 明确ESG表现对企业全要生产率的积极影响， 促进企业全面认识ESG对推动企业高质量发展的影响效应， 将ESG纳入企业治理， 以期为推动我国经济社会高质量发展提供重要支持和经验证据。

二、 理论分析与研究假设

（一）ESG表现与企业全要素生产率

全要素生产率的核心内涵是指在生产要素投入一定的条件下， 所达到的额外不可预测的生产率（Olley等， 1996）。目前， 较少有学者直接探讨ESG表现与企业全要素生产率之间的关系， 多数学者都是围绕ESG三个因子中的某一个或某两个因子， 研究其与企业全要素生产率的关系。随着高质量发展理念的深入推广， 资本市场在对企业进行评估时不仅考虑经济和财务指标， 还将环境、 社会和公司治理指标纳入考量范围， 以评价企业可持续发展能力。利益相关者理论认为企业是多边关系的总和， 这意味着企业的成长和发展与各利益相关主体密切相关。企业是资源和能源的消耗者， 其对长期利益的追求与践行ESG理念一致。作为“社会生态经济人”， 企业在生产经营过程中不能一味地追求经济利润的增长， 需要更多地考虑各方利益相关者的要求， 承担更多环境、 社会、 公司治理责任。

第一， 良好的ESG表现能够加强企业与利益相关者的互动和获得更多的社会关注， 较多的社会联系能够与各利益相关者形成良好的合作关系， 不仅有利于降低交易成本和代理成本， 还有利于获得稳定的客户资源， 提高企业的综合竞争力和全要素生产率。第二， 良好的ESG表现可以向社会传递企业的正面信息， 在资本市场中树立积极正面的形象（孙慧等，2023）， 引发投资者对企业情感声誉和认知声誉的感知， 获得更多优质的投融资项目和积累更多的社会资源， 降低企业获得战略发展资源的成本和门槛， 为企业全要素生产率的提高提供潜在的发展条件。例如： 良好的ESG表现可以创造无法复制的无形资产， 为企业带来持续可增长的发展潜力。特别地， 政府通常会为ESG表现良好的企业制定一些扶持政策。ESG表现良好的企业会在资本市场中传递企业绿色经营的信号， 既能够迎合广大消费者和投资者的环保诉求， 也有利于获得政府、 社区、 投资者等利益相关者的认同感和信任感。第三， ESG表现良好的企业更注重改进公司治理问题， 形成完善的内部监督机制和管理体系。一方面， 可以减少组织冗余， 降低代理成本； 另一方面， 强调改善员工待遇和上下级关系， 实现员工与企业的共赢。ESG表现良好的企业可以增强员工间信息沟通的透明度， 进而促进人力资源积累和企业全要素生产率的提高。第四， ESG表现良好的企业在非财务方面的可持续发展表现更好。良好的ESG表现能够增加信息的透明度（Benitez等，2020）， 增强投资者的信任感知（陈晓珊和刘洪铎，2023）， 社会公众通常对ESG表现良好的企业在遭受外部突发事件或者公关危机时的包容性更强。因此， ESG表现良好企业的风险承担和保障可持续性收益的能力更强， 有利于降低投资者的风险感知和企业的融资成本， 从而提高企业全要素生产率。综上所述， 提出以下假设：

H1： ESG表现正向影响企业全要素生产率。

（二）ESG表现、 融资约束与企业全要素生产率

Fazzari和Athey（1987）认为， 融资约束是指在不完美的资本市场中， 内外融资不能完全互为替代， 外部融资成本通常高于内部融资成本的情形。当面临较为严重的融资约束时， 企业难以获得充足的资金， 对投资项目进行选择时需要更多地考虑投资成本而不是投资项目自身的价值， 使得投资偏离最优水平， 降低了企业全要素生产率（邓可斌和曾海舰，2014）。在新古典经济增长模型中， 技术创新是企业经济增长的内生驱动力， 同时也是提高企业全要素生产率的根本因素。首先， 技术创新可以使企业创造出具有持续竞争优势的高附加值产品或者通过降低生产成本增强核心竞争能力， 获得更多的市场份额与稳定的客户资源， 为企业带来巨大的创新收益。其次， 技术创新使生产要素组合进一步优化（盛明泉等，2022）。企业通过技术创新改善了生产技术与生产工艺， 优化了生产要素组合， 从而提高了资源配置效率和企业全要素生产率（李端等，2023）。然而， 技术创新活动通常会涉及企业的核心战略业务， 企业在融资过程中不会过多地向投资者披露融资项目的相关信息。理性投资者考虑到技术创新活动周期长、 风险高等特性， 可能会减少对技术创新项目的投资。由于技术创新活动投资时间长， 需要稳定的金融资源支持， 内外部信息不对称使得技术创新投入存在严重的资金缺口， 导致企业研发投入不足， 增加了外部融资成本， 抑制了企业的技术创新意愿和企业全要素生产率的提升（水会莉和韩庆兰，2016）。

基于信息不对称理论， 在资本市场信息不透明的情况下， 投资者更愿意将资金投入积极履行ESG责任的企业。首先， ESG表现良好的企业通过向外部投资者充分披露非财务性相关信息， 弥补对外信息公开不够透明的缺陷， 降低与外部投资者的信息不对称程度（李心斐和李芳芳，2022）。当资本市场或行业发生信任危机时， 勇于承担ESG责任的企业更具稳定性， 这在一定程度上会降低投资者风险溢价要求。其次， 作为一种隐形契约， ESG表现良好的企业在生产经营中通常会将利益相关者的需求考虑在内， 向市场传达企业有责任、 有担当的积極信号。ESG表现通过企业的声誉信号引发投资者对企业情感声誉和认知声誉的感知， 获得利益相关者的信任与支持， 降低企业的融资约束程度。最后， 随着高质量发展理念的推广， 投资者在关注盈利能力等关键财务指标的同时， 也越来越关注企业在ESG非财务方面的可持续发展表现， 以此来评估企业的风险承担能力， 保障其可持续性收益。融资约束的改善可以降低企业的流动性风险和交易成本， 企业在选择项目投资时可以更多地考虑项目本身的价值， 而不是融资约束的影响。这有利于促进企业金融资源的整合（任曙明和吕镯，2014）， 加快流动性资产向非流动性资产的转化， 将更多的金融资源投向收益更高的技术创新项目， 进而提升企业的全要素生产率。另外， ESG表现良好的企业可以强化利益相关者对企业的监督， 降低技术创新的机会成本， 提高创新的质量和效果， 从而提升企业的经营管理效率， 促进企业全要素生产率的提升。综上所述， 提出以下假设：

H2： ESG表现负向影响融资约束。

H3： 在ESG表现对企业全要素生产率的正向影响中， 融资约束起到了中介作用。

（三） 市场化水平的调节作用

市场化水平表示市场在资源配置中所起作用的水平， 即经济决策的权力从中央计划部门逐渐转交到分散的经济主体手中的水平（买生等，2020）。因为企业的行为是针对某种特定市场制度环境的反应函数， 故在讨论企业ESG时有必要考虑当地的市场制度环境。改革开放以来， 我国市场经济虽然得到极大的发展， 但总体来说我国市场体制改革仍然不尽完善， 地区市场化发展水平不均衡。

市场化水平主要通过两方面来影响企业ESG表现， 进而影响ESG表现与企业全要素生产率的关系。一方面， 在市场化水平较高的地区， 产品、 要素、 市场的自由度和资源配置的效率较高， 政府行政干预行为较少， 市场竞争较为激烈。已有研究表明， 市场竞争会加强还是削弱企业的环境、 社会、 公司治理责任履行主要取决于是否将其作为一种差异化战略来应对市场竞争。对于我国企业而言， 在激烈的市场竞争中， 第一发展要义就是生存， 企业为了生存往往选择通过压缩利润空间来获得更多的市场份额和发展资源， 因此会减少对社会责任的投资（杨忠智和乔印虎，2013）。并且， 在市场化水平较高的地区， 竞争机制和获取资源的途径相对公平， 企业用于改善自身ESG行为的投入较少、 动力不足。另一方面， 在市场化水平较低的地区， 市场制度和竞争机制不完善， 政府拥有对关键资源、 市场准入和行政审批等自由裁量的权力。与政府建立良好的关系有助于企业获取更多的稀缺资源和竞争优势， 减少企业的不良信用， 获得宽松的信贷支持， 降低企业陷入财务困境的风险（于蔚等，2012）。并且， 在市场化水平较低的地区， 出于对外部资源的稳定性需要， 建立良好的政企关系成为许多企业获取外部发展资源的战略手段。企业需肩负更多的ESG责任以获取政府的信任和支持， 如环境污染治理、 精准扶贫、 乡村振兴以及社会捐赠等活动。综合上述两方面的分析， 结合我国目前的ESG现状， 我国企业多倾向于被动承担ESG责任， 而不是将ESG作为一种有效应对市场竞争的差异化战略。因此， 本文认为， 相对于市场化水平较高地区的企业， 市场化水平较低地区企业的ESG表现对企业全要素生产率的影响更大， 从而提出如下假设：

H4： 市场化水平负向调节ESG表现对企业全要素生产率的正向影响。

三、 研究设计

（一）样本选取与数据处理

由于ESG相关研究在我国起步较晚， 本文在整理ESG评级数据时发现2012年之前的ESG评级数据缺失较严重。因此， 以2012 ～ 2020年我国沪深A股上市公司为研究样本， 以期获得较为完整的数据， 所选企业以中国证监会发布的《上市公司行业分类指引》（2012年修订）为标准， 将ESG数据与企业全要素生产率数据及其他数据相匹配， 形成 2012 ～ 2020年的面板数据集。同时， 对所得的数据做以下处理： ①剔除九年内数据缺失及严重异常的样本； ②剔除当年交易状态为ST 和?ST的样本； ③剔除金融业企业样本； ④分年度对连续变量进行1%和99%分位的缩尾处理。最终， 得到10964个样本观测值。

（二）变量定义

1. 被解释变量： 企业全要素生产率（Lntfp）。为克服固定效应法存在的内生性问题与OP法存在的样本损失和可能的偏误等问题， 本文参考鲁晓东和连玉君（2012）等的研究， 使用LP法对企业全要素生产率进行估算。具体的测算方法如下 ：

LnYit=αit+βlLnLit+βkLnkit+βlLnLit+βmLnmit+εit

（1）

其中： 资本存量与劳动投入使用国泰安数据库中的固定资产净值与从业人员人数作为代理变量。由于我国数据库缺乏直接数据， 企业增加值和中间要素投入需经过计算得出。参考袁堂军（2009）、 于新亮等（2017）的相关研究， 本文采用收入法计算企业增加值， 劳动报酬总额采用财务报告中支付给职工或为职工支付的现金总额。采用生产法计算企业中间投入， 以上公式中的其他数据均直接从国泰安数据库中获得。

2. 解释变量： ESG表现（ESG）。华证指数建立的ESG评价体系参考了国际主流的ESG评价体系并结合了我国市场特点， 将国内特有的经济指标纳入评级体系中， 具有贴近中国市场、 覆盖范围广、 时效性强等特点， 在国内得到了广泛的认可。华证指数将ESG评级分为从优到劣九个等级即AAA、 AA、 A、 BBB、 BB、 B、 CCC、 CC、 C， 依次将它们赋值为9 ～ 1分， ESG得分越高代表企业ESG表现越好， 同时将各季度得分取均值以测量年度ESG表现。

3. 中介变量： 融资约束（FC）。基于前文论述， 本文借鉴张悦玫等（2017）、 况学文等（2010）的研究， 采用顾雷雷和彭杨（2022）等的模型进行logit回归， 拟合企业每一年发生融资约束的概率， 取值为0 ～ 1。FC越大， 企业面临的融资约束问题越严重。具体公式如下：

P（QUFC=1或0|Zit）= （2）

Zit=α0+α1Sizeit+α2Levit+α3（                             ）it+α4MBit+α5（                     ）it+α6（                  ）it （3）

其中： Size表示資产规模， 以总资产的自然对数作为代理变量；Lev表示企业财务杠杆率， 以年末负债总额与年末资产总额的比值测量； CashDiv表示企业当年发放的现金股利； MB表示企业的市账比， 以市场价值与账面价值的比值测量； NWC表示净营运资本， 具体计算公式为“净营运资本=营运资本-货币资金-短期投资”； EBIT表示息税前净利润； ta表示总资产。

4. 调节变量： 市场化水平（Mark）。市场化水平的测量较为复杂， 本文采用王小鲁等（2021）编写的《中国分省份市场化指数报告（2021）》的指数评分作为市场化水平的代理变量。由于该报告中2016年以前市场化指数的计算基期为2008年， 而2016 ～ 2019年市场化指数的计算基期更换为2016年， 故以2008年为计算基期计算2016 ～ 2019年市场化指数， 以统一数据口径。同时， 该指数报告数据只更新到2019年， 为了使样本数据连续完整和研究结果更加可靠， 本文参考彭珏和陈红强（2015）的研究， 通过计算各省市场化水平的增长率推算出2020年度的数据。

5. 控制变量 。参考相关研究， 本文选取的控制变量具体包括： 企业规模（Size）、 资产负债率（Lev）、 资产收益率（Roa）、 劳动要素质量（Lob）、 资本要素质量（Density）， 同时还控制了年份（Year）和行业（Ind）固定效应。具体定义见表1。

（三）模型设计

为了检验ESG表现对企业全要素生产率的作用效果， 本文构建基准模型如下：

Lntfpit=β0+β1ESGit+β2Controlit+∑Ind+∑Year+εit

（4）

为了检验ESG表现、 融资约束与企业全要素生产率的关系， 本文借鉴温忠麟等（2022）的研究， 将ESG表现作为解释变量、 融资约束作为中介变量、 企业全要素生产率作为被解释变量， 建立中介效应模型如下：

FCit=β0+β1ESGit+β2Controlit+∑Ind+∑Year+εit

（5）

Lntfpit=β0+β1ESGit+β2Controlit+β3FCit+∑Ind+

∑Year+εit   （6）

为检验企业所处地区的市场化水平是否会影响ESG表现与企业全要素生产率的关系， 本文将企业全要素生产率作为被解释变量、 ESG表现作为解释变量、 市场化水平作为调节变量， 建立调节效应模型如下：

Lntfpit=β0+β1ESGit+β2Markit+β3Markit×ESGit+

β4Controlit+∑Ind+∑Year+εit （7）

四、 实证结果与分析

（一）描述性统计与相关性分析

1. 描述性统计。变量的描述性统计结果如表2所示。ESG表现的最大值为9， 最小值为4， 标准差为 1.153， 说明样本企业ESG整体表现不好， 对ESG理念的认识在不同企业中差异较明显。企业全要素生产率的最大值为12.197， 最小值为7.123， 标准差为1.101， 表明不同企业的全要素生产率差距较大， 但整体处于合理水平之上。融资约束的最大值为0.967， 最小值为 0， 标准差为0.265， 表明样本企业面临的融资约束程度差异性较大， 这可能与样本企业所处行业相关。进一步， 融资约束的均值为0.399， 表明样本企业普遍面临融资约束问题。市场化水平的最大值为11.857， 最小值为3.26， 标准差为1.791， 整体差异较明显， 但均值8.352与最大值11.857的差异较小， 说明市场化水平整体较高。可见， 我国市场经济虽然得到极大的发展， 但总体来说我国市场体制改革仍然不尽完善， 地区市场化发展水平不均衡。

2.相关性分析。对各变量进行相关性分析， 结果（限于篇幅，略）显示， 在 1%的显著性水平上， ESG表现和全要素生产率呈正相关关系， 初步表明良好的ESG表现能够提升企业全要素生产率。在1%的显著性水平上， 企业面临的融资约束与全要素生产率呈负相关关系， 初步判定当企业面临融资约束时会降低企业的全要素生产率。在1%的显著性水平上， ESG表现与融资约束呈负相关关系， 初步判定ESG表现良好的企业所面临的融资约束程度可能更低。另外， ESG和企业全要素生产率与企业规模、 劳动要素质量、 资产负债率等控制变量在1%的显著性水平上正相关， 与资本要素质量负相关。特别地， 在1%的显著性水平上， 市场化水平与企业全要素生产率负相关， 与ESG表现正相关， 本文选取的控制变量相关系数整体上都显著。

（二）ESG表现对企业全要素生产率的影响

在面板数据下， 本文经过Hausman 检验选择固定效应模型实证验证ESG表现对企业全要素生产率的影响， 回归分析结果如表3列（1）、 （2）所示。列（1）为没有控制年份和行业的估计结果， 列（2）控制了年份和行业， 表明无论是否控制年份和行业效应， ESG表现均在1%的水平上显著影响企业全要素生产率， 且估计系数显著为正， 与H1相一致。另外， 模型的R2从列（1）的0.657增加到列（2）的0.691， 表明增加了各项控制后， 模型的合理性提高了。正如前文所述， 良好的ESG表现可以向资本市场充分披露企业环境、 社会和公司治理信息， 有利于加强企业与各市场主体之间的联系， 赢得投资者的信任与支持， 不仅可以降低交易成本和代理成本， 还可以积累更多的社会战略资源， 增强企业的综合竞争力和提升企业全要素生产率。

（三）融资约束的中介作用

表3列（3）、 （4）列示了融资约束作为中介变量的检验结果。由列（3）可知， ESG表现在1%的水平上显著负向影响融资约束， 说明ESG表现能缓解企业面临的融资约束程度， 验证了H2。由列（4）可知， 融资约束在1%的水平上显著负向影响企业全要素生产率， 将融资约束纳入ESG表现与企业全要素生产率的研究模型后， ESG表现在1%的水平上显著正向影响企业全要素生产率， 验证了H3。这说明， 融资约束在ESG表现提升企业全要素生产率的过程中发挥了部分中介作用， 即ESG表现能够通过缓解企业面临的融资约束程度提升企业全要素生产率。正如前文所述， 企业良好的ESG表现可以充分披露非财务性相关信息， 弥补对外信息公开不够透明的缺陷， 缓解企业的融资约束， 进而促进企业金融资源整合和技术创新， 提升企业的全要素生产率。进一步， ESG作为综合衡量企业非财务绩效的重要指标， 对企业的生产经营决策具有重要意义。尤其是在我国经济由高速发展向高质量发展转变的宏观环境下， 国家对企业在环境、 社会、 公司治理等方面的责任履行提出了更严格的监管要求。ESG短期内可能增加企业的经营成本， 但长期来看有利于增强企业综合竞争力， 推动企业自身提质增效， H2和H3的确立有利于准确指导企业开展ESG实践和管理。

（四）市场化水平的调节作用

为研究不同的市场化水平下， ESG表现对企业全要素生产率的影响是否存在显著差异， 本文对ESG表现、 ESG表现与市场化水平的交互项、 企业全要素生产率之间的关系进行回归， 结果见表4。由回归结果可知， 在加入调节变量及其与解释变量的交互项Mark×ESG后， ESG表现的回归系数为0.123， 且在1%的水平上显著， 说明ESG表现对企业全要素生产率的正向影响保持显著。进一步分析研究变量的显著性水平， Mark×ESG的回归系数为-0.006， 在5%的水平上显著为负， 说明市场化水平对ESG表现对企业全要素生产率的正向作用有着削弱效应， 即控制其他变量不变的情况下， 相对于高市场化水平地区的企业， 低市场化水平地区企业的ESG表现对企业全要素生产率的影响更大， 验证了H4。正如前文所述， 在市场化水平较低的地区， 政府拥有对关键资源、 市场准入和行政审批等自由裁量的权力， 企业更倾向于通过肩负更多ESG责任以建立良好的政企关系， 获取更多的战略发展资源和竞争优势。在市場化水平较高的地区， 竞争机制较完善， 资源分配相对公平， 政府行政干预较少， 企业用于改善自身ESG行为的投入较少、 动力不足。因而， 市场化水平最终削弱了ESG表现对企业全要素生产率的提升作用。

（五）稳健性检验

为保证实证结果的稳健性， 本文通过替换被解释变量的测量方法和将解释变量滞后一期进行稳健性检验。限于篇幅， 检验结果未列出。

1. 替换被解释变量的测量方法。考虑到采用LP方法测量企业全要素生产率具有特异性， 为了避免测算方法造成的选择性偏误， 提高研究结果的可靠性， 本文借鉴鲁晓东和连玉君（2012）的研究， 使用OP法测量企业全要素生产率。由检验结果可知， 在采用不同估算方法避免选择性偏误后， ESG表现的回归系数无论是否控制年份和行业均显著为正， 与前文实证检验结果一致， 说明ESG表现对企业全要素生产率的促进作用是稳健的。

2. 将ESG表现滞后一期重新进行回归。基准模型的实证检验结果表明， 良好的ESG表现有利于企业全要素生产率的提升， 但企业全要素生产率与ESG表现也可能会存在双向因果关系， 企业全要素生产率越高， 企业的经营管理越规范， 因而企业有足够的积极性和资金投入ESG活动中。为进一步检验ESG表现对企业全要素生产率的影响效果， 本文将ESG表现滞后一期重新进行回归， 通过滞后项缓解双向因果问题。由回归结果可知， 滞后一期的ESG表现的回归系数与前文实证检验结果一致， 在1%的水平上显著为正， 说明滞后一期的ESG表现与当期的ESG表现对企业全要素生产率均具有促进作用， 结论是稳健的。总的来说， 在稳健性检验的结果中， ESG表现和企业全要素生产率的关系没有发生改变， 因此本文的研究结论具有稳健性。

五、 研究结论与启示

（一）研究结论

当前， 环境污染、 气候变化和公共卫生等问题随着社会的发展呈井喷式爆发， 如何促进经济社会可持续发展已经成为我国现阶段面临的首要问题。为应对发展所导致的环境和社会问题， 把高质量发展贯穿于社会主义现代化建设的各领域和全过程已经成为新的时代命题。ESG是企业经济价值观和社会价值观的统一， 其核心要义高度契合高质量发展理念， 对强化企业环境、 社会和公司治理意识， 促进经济绿色转型， 推进企业治理理念变革具有重要意义。本文以2012 ～ 2020年沪深A股上市公司为研究样本， 对ESG表现与企业全要素生产率之间的关系进行实证研究， 并具体分析了其可能的传导路径和作用规律， 本文的研究结论表明： ①ESG表现与企业全要素生产率显著正相关， 良好的ESG表现有利于提升企业全要素生产率。②在ESG表现提升企业全要素生产率的过程中， 融资约束具有中介作用。③ESG表现与企业全要素生产率之间的关系受地区市场化水平的影响， 相对于位于市场化水平较高地区的企业， 位于市场化水平较低地区企业的ESG表现对企业全要素生产率的影响更大。

（二）启示

基于以上研究结论， 本文得到以下启示： 首先， 政府部门应积极推进ESG实践， 有效推动经济绿色转型升级。从推进全社会ESG实践来看， 不能“眉毛胡子一把抓”， 可以按照企业规模和市场化水平逐步落实推进， 对环境污染水平高的企业按期进行ESG评级， 制定短期、 中期、 长期规划目标（王大地和黄洁，2021）， 积极稳步推进ESG实践， 提升企业全要素生产率， 促进经济绿色转型升级， 最终实现经济社会高质量发展。其次， 企业要提升全要素生产率， 应将ESG纳入经营发展的战略规划中， 从战略层面完善ESG管理。企业应将对环境的友好与社会责任的承担内化到公司治理之中， 充分考虑市场因素， 通过良好的ESG表现树立积极正面的企业形象， 缓解企业面临的融资约束程度， 进而获得充裕的资金来提高技术创新水平和全要素生产率， 创造高附加值的综合效益。最后， 我国相关研究机构应当及时引导建立与中国国情和高质量发展阶段经济特征相吻合的ESG评级体系， 加快ESG顶层设计（白雄等，2022）。通过权威统一的ESG评级体系， 自上而下有效推动ESG发展进程， 加强行业内部之间的互相监督， 提升企业整体ESG表现和全要素生产率， 降低企业的融资约束程度， 维护金融市场平稳运行， 促进经济社会高质量发展和生态环境高水平保护。

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