数字化转型与企业ESG表现

邰晓红 郭建晓

摘 要：数字化转型为企业可持续发展提供了新的路径。本文以2013—2021年沪深两市A股上市公司为研究样本，采取逐步回归分析法，研究数字化转型对企业ESG表现的影响及其内在机理。研究发现，数字化转型会显著提升企业ESG表现，资源协奏在数字化转型提升企业ESG表现的机制中起部分中介作用，即数字化转型可以通过提升资源协奏能力来提升企业ESG表现。

关键词：数字化转型；ESG表现；可持续发展；资源协奏

本文索引：邰晓红，郭建晓.<变量 2>[J].中国商论，2024（01）：-159.

中图分类号：F276.44 文献标识码：A 文章编号：2096-0298（2024）01（a）--05

1 引言

目前，我国经济发展已经转向高质量发展阶段，“双碳”战略、绿色发展等众多议题都与可持续发展密切相关。党的二十大报告明确指出“要推动绿色发展，促进人与自然和谐共生”。微观企业作为宏观经济的重要组成部分，其可持续发展能力势必深刻影响到宏观社会的绿色发展态势，因此企业的ESG表现也受到社会各界的广泛关注[1]。ESG （Environment-Social Responsibility-Corporate Governance，ESG）作为一种国际社会广泛使用的前沿方法，从环境（E）、社会（S）、公司治理（G）三个方面综合对企业可持续能力进行评价，是衡量企业可持续发展水平的重要标准[2]。我国企业ESG实践晚于国际同行但发展迅速，截至2022年底，中国市场已有103家机构签署了PRI，同比增长71%，增速为全球第一；ESG市场总规模超过了24.6万亿人民币，较2020年增长近80%。ESG理念越来越受到资本市场重视，监管部门、上市公司及资管机构等参与方正从规则制定、披露策略、投资方法等方面积极完善我国ESG体系。基于此背景，无论从“双碳”目标顺利实现，还是从经济顺利向可持续、高质量发展模式转变，如何提升我国企业ESG表现已成为亟须解决的重要问题。

数字化转型作为新一轮科技革命的产物，是企业利用数字技术和信息化手段，重新设计和优化其业务流程、组织架构、产品与服务等方面，以提高其效率、创新能力和竞争力的过程[3-4]。现有研究已经证明，数字化转型可以提高企业的技术创新能力并使分工水平更专业，优化原有的工业化管理模式，实现跨渠道融合，提高运营效率及公司绩效[5-7]。数字化转型在助力微观企业转型升级并提升其财务绩效的同时，是否也能提升微观企业的ESG表现等非经济效益方面，由此提升企业可持续发展力，并最终在宏观层面支撑我国“双碳”目标的顺利实现，使我国经济顺利向可持续、高质量发展模式转变？目前已有部分学者注意到数字化转型与企业ESG表现之间的联系，并对其中的影响机制做出了探究，现有研究表明数字化转型可以通过融资约束、分析师关注、创新能力和信息互动等路径对企业ESG表现产生正向影响[8-10]。

然而这些文献从资源基础观理论出发，将数字化转型视作企业的一种异质性资源，认为企业获取的这种异质性资源越多，企业的ESG表现也会越好。但SIRMON的资源协奏理论认为，资源并不会为企业直接带来价值，而管理者的资源管理行为才是让企业产生竞争优势的根本[11]，即资源只有通过“结构化-捆绑-利用”等一系列管理行为，才能真正的产生竞争优势，并最终在企业的“广度-深度-生命周期”等多个维度发挥深远意义。这似乎从另一个角度解释了学界观察到的一个现象，即许多学者与企业家发现拥有相同异质性资源的企业，其竞争力表现并不像资源基础观所预测的呈现出相近的水平，反而差异较为明显。资源协奏理论指出，即使拥有相同资源禀赋的企业，也会因资源协奏能力的不同导致竞争力的表现出现差异。

因此，本文以2013—2021年A股上市公司为研究样本，基于资源协奏理论，考察数字化转型对企业ESG表现的影响及其作用。与现存研究相比，本文可能存在的边际贡献：第一，从数字化转型视角出发，挖掘微观企业提升ESG表现的新的可能路径，拓展了现存ESG研究的范畴；第二，基于资源协奏理论解释具有相近数字化水平的企业ESG表现存在差异的原因，有助于揭开数字化转型影响企业ESG表现的内在机理。

2 理论分析与研究假设

2.1 数字化转型与企业ESG表现

以往企业的发展往往以企业利润最大化理论、股东价值最大化理论为行动指南，将单一目标作为企业经营管理的方向[12]。而利益相关者理论则认为，企业不仅应该考虑股东的利益，还应该平衡并关注多个利益相关方的不同需求，在企业经营决策中考虑到员工、客户、供应商、社会和环境等方面[13]。如今，全球极端天气频发、贸易摩擦不断、环境保护形势严峻，ESG理念越来越受到企业利益相关各方的关注，促使利益相关各方不再一味追求经济效益方面的回报与股东优先的利润分配方式，而更鼓励企业以长远目光寻求更贴合可持续发展理念的模式，摒弃原有的“利润至上”思维，倒逼企业进行转型升级[14]。在数字经济时代的宏观背景下，将数字技术引入企业转型升级的过程中，不仅为企业经济效益方面带来助力，在企业的环境、社会、公司治理等非经济效益方面也会带来显著提升。基于此，本文提出以下假设：

假设H1：数字化转型对企业ESG表现具有提升作用。

2.2 数字化转型、资源协奏与企业ESG表现

现有文献主要关注数字化转型与企业ESG表现之间的线性关系，即数字化资源的多少对企业ESG表现的差异影响。单纯的数字化资源并不能直接为企业的ESG表现带来提升，对这些异质性资源采取的管理行为才能真正促进企业的ESG表现。在数字化转型作用于企业ESG表现的过程中，企业需要合理的获取这种资源，与现有资源进行整合构建新的资源组合，并进行资源捆绑以利用资源构建自身竞争优势，使资源真正发挥效用并最终提升企业的ESG表现。具体来说，资源协奏理论总结了“结构化-捆绑-利用”三步式管理行为。第一，资源结构化行为可以让企业评估现存数字化资源，并积累有助于数字化转型的资源，剔除转型过程中的无用资源，从而构建数字化转型所需的资源池[15]；第二，资源捆绑行为是将形成的资源池进行整合最终形成数字化能力的过程，在这一过程中，首先要确保现存资源池的稳定并保证这些资源能够跟随市场变化得到及时更新，其次要借助培訓或学习等方式拓展现存资源的适用范围，最后要及时拓展资源池以提升数字化能力；第三，资源的结构化及捆绑行为只是数字化资源的一种积累，想要真正的建立竞争优势必须借助资源利用行为，在这一过程中企业应明确利用资源的策略，用不易模仿的方式完成企业资源的动员，切实地调用这些资源与能力，最终将数字化转型真正作用于企业ESG表现上[16]。基于上述背景，本文提出以下假设：

假设H2：数字化转型通过资源协奏影响企业ESG表现。

3 研究设计

3.1 样本数据来源

本文选取2013—2021年A股上市企业为研究样本，并对样本做以下处理：第一，剔除ST、ST*及PT类企业；第二，剔除主要变量数据缺失企业；第三，剔除金融保险类企业；第四，对连续变量做1%及99%缩尾处理，最终取得14499个企业-年度样本。其中企业ESG表现数据来自华证ESG评级数据库，数字化转型数据为上市企业年报经词频统计与文本分析后所得，其他数据来自CSMAR数据库。

3.2 变量定义

3.2.1 被解释变量：企业ESG表现（ESG）。我国企业目前ESG披露存在口径不一致，数据可比性差等特征，目前学界研究主要以第三方评级机构披露数据为主，其中包括商道融绿、华证、彭博等。参考既往研究[17-18]，以华证ESG评级对企业ESG表现进行测量。华证ESG评级涵盖了企业的环境、社会和治理三个方面，综合考量企业的表现，给出“C-AAA”的九级评分，其中将评级为C的企业赋值为1，依此类推评级AAA的企业赋值为9。

3.2.2 解释变量：数字化转型（lnDT）。首先，借鉴吴非等[19]的研究，从人工智能、大数据分析、云计算、区块链五个维度构建数字词典；其次，在数字词典的基础上，利用python的“jieba”分词工具对上市公司年报进行文本分析和词频统计；最后，对各企业中各数字化关键词的词频进行汇总，得到数字化总词频，并对总词频进行加一取对数处理，衡量企业数字化转型的程度。

3.2.3 中介变量：资源协奏（RO）。资源协奏是企业的一系列管理行为，难以用定性的方法加以测度。本文参考既往研究[20-21]，以资源协奏的结果来度量企业的资源协奏能力。数字化资源通常需要依靠研发能力最终在企业发挥效用，因此借鉴现有研究，以研发人员数量占比作为企业资源协奏能力的代理指标[22]。

3.2.4 控制变量。为控制企业财务层面及治理层面带来的影响，本文参考既往研究在模型内添加了可能对企业ESG表现产生影响的控制变量[23-24]，其中包括总资产净利润率（ROA）、总资产周转率（ATO）、现金流比率（Cashflow）、固定资产占比（Fixed）、公司成长性（Growth）、董事会规模（Board）、独立董事占比（Indep）、两职合一（Dual）、股权制衡度（Balance）、公司成立年限（FirmAge）。

具体变量说明见表1。

3.3 模型设计

为验证数字化转型对企业ESG表现的影响及资源协奏在其中发挥的中介效应，本文拟构建四步式中介效应检验模型。本文采取该方法主要是由于传统的三步式中介效应模型有学者指出其中可能存在某些不足[25]。因此，本文拟参考牛志伟（2023）[26]的设计思路：第一，在中介效应中同时考虑中介变量与被解释变量之间的关系，进一步增加实证链条的完备性；第二，进一步增加Bootstrap推导的基于百分比的置信区间，依靠非参数测试程序来缓解Sobel检验中中介效应是建立在假设系数的乘积的正态分布的基础之上的问题；基于上述分析，本文构建以下模型：

4 实证分析

4.1 描述性统计

表2为主要变量的描述性统计结果，由表2数据可知，被解释变量ESG的均值为6.446，标准差为1.219，表明上市企业ESG表现仍存在一定差距，但大部分ESG表现已经处在中上位置。解释变量lnDT的均值为1.563，表明上市公司的数字化转型程度差异显著且大部分公司仍处在起步阶段。中介变量RO的均值为0.122，标准差为0.132，表明大部分上市公司研发人员占比仍处于低位，且差异较为明显，对数字化资源的利用程度仍待提升。调节变量及门槛变量Size的均值为22.394，标准差为1.273，最小值为18.875，最大值为28.502，表明企业规模大部分为中大型企业，这可能是上市的企业本身就具备一定体量。其余变量的描述性统计结果与现存研究基本一致，在此不再赘述。

4.2 回归分析

以模型（1）至模型（4）为基础的回归结果见表3。表3第（1）列检验了数字化转型对企业ESG表现的影响，可以发现lnDT的系数为0.056且在1%水平上显著，表明数字化转型对企业ESG表现具有显著提升作用，假设H1得到了验证。表3第（2）列检验了数字化转型对资源协奏的影响结果，可以发现lnDT的系数为0.011且在1%水平下显著；表3第（3）列展示了资源协奏对企业ESG表现的影响，表3数据显示RO系数为0.336且在1%水平下显著；表3第（4）列检验了将数字化转型与资源协奏同时纳入模型后对企业ESG表现的影响，可以发现lnDT与RO的系数分别为0.053及0.268且均在1%水平下显著，lnDT的系数较第（1）列有所下降，表明资源协奏在数字化转型与企业ESG表现的关系中发挥了部分中介效应；在此基础上，本文进行了Soble检验，可以发现Z值为2.601在1%水平下显著；本文还进行了Bootstrap（1000）次检验置信区间，可以发现置信度为95%的中介效应置信区间为[0.0006545， 0.004972]未包含0，假设H2得到验证。

4.3 稳健性检验

虽然本文采用的双向固定效应模型在一定程度上能够缓解由于遗漏某些不随时间变化的固定因素带来的内生性问题，但仍可能存在样本选择偏误、反向因果等问题，因此为保证研究结论的稳健，本文采取以下方法予以处理。

针对可能存在的样本选择偏误问题，本文采取Heckman两阶段模型缓解样本选择偏误可能对结论产生的干扰。在第一阶段以企业是否進行数字化转型生成哑变量，并带入Probit回归中求出逆米尔斯比率（IMR），第二阶段将逆米尔斯比率作为控制变量带入模型（1）至模型（4）中进行回归，表4中展示了具体回归结果。由表4数据可知，加入IMR后，模型（1）至模型（4）的系数虽有变化，但仍在1%水平上显著，因此基准回归得出的结论在考虑到样本选择偏误之后仍然稳健。

5 研究结论与启示

5.1 研究结论

本文以2013—2021年A股上市公司为研究样本，实证检验了数字化转型对企业ESG表现的影响及其内在机制。研究得出以下结论：（1）数字化转型有助于提升企业ESG表现；（2）资源协奏在数字化转型促进企业ESG表现的过程中起部分中介作用；（3）企业规模在数字化转型促进企业ESG表现的关系中起调节作用；（4）不同企业规模下，企业进行数字化转型对ESG表现的影响呈现“抑制-促进-显著促进”特征。

5.2 研究启示

（1）数字化转型作为当前企业转型升级的新方向，也是企业可持续发展的重要抓手。企业需要在技术、人才、组织、资本等多个层面实现全面升级和变革，持续调整和优化自身战略目标，适应快速变化的市场需求，满足多方利益相关者的关切，实现传统产业与数字技术的融合，提升企业ESG表现，完成可持续发展模式的转变。

（2）企业不仅无意数字资源的积累，还应关注对数字资源的管理和利用，应建立完善的数字资源管理体系，充分挖掘数字资源的价值和潜力，应用于企业的生产、服务、管理和创新等方面，将其作为数字化转型的关键环节和核心竞争力，以实现企业的可持续发展。

（3）数字化转型不是“一刀切”式的解决方案，而是需要根据企业自身规模、行业特点、技术基础、人才资源等方面综合考虑，制定符合企业实际情况的数字化转型战略和方案，这样企业才能在数字化转型中取得良好的成效，避免“负效应”的出现，提高效率、降低成本、增强竞争力，最终实现可持续发展。

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