1. 引言
近年来，ESG概念深入人心，成为学术研究的热点话题。2004年，联合国契约组织首次提出ESG概念，即企业在关注自身经营状况的同时，要将环境、社会和治理纳入考虑因素中，ESG表现是指通过观察企业在这三个方面的表现来评价企业的长期可持续发展能力的新型体系[1]。考虑到我国目前的ESG的发展现状，在ESG投资理念、指标构建、信息披露和风险管理等方面有较大的优化空间。
梳理现有研究可以发现，与本文主题紧密相关的研究脉络主要可划分为两大方向。第一类主要集中于探讨企业践行ESG理念所带来的经济后果。众多学者表明，企业良好的ESG表现可以加大企业在创新板块的资金投入，提高企业的技术创新能力[2] [3]。李井林等(2021)发现企业的ESG实践一定程度上可以降低企业风险，从而对企业价值提升产生积极的影响[4] [5]。邵鹏等(2024)认为企业ESG表现展现出的同群效应，具有缓解企业融资难题、降低融资成本的重要作用[6]。第二类主要围绕企业全要素生产率的驱动因素，旨在揭示显著影响全要素生产率的内外部因素。现有文献主要聚焦于两大维度：一是外部政策环境的作用，如环境规制政策[7] [8]以及减税降费[9]等财政激励措施；二是企业内部行为的特性，如研发投资活动[10]与治理结构的优化[11]等，通过优化企业资源的配置与利用效率，从而显著推动全要素生产率的提升。
本文的主要贡献体现在三个方面：第一，深入探讨了企业ESG表现对其全要素生产率的提升作用，为ESG表现的经济效应研究增添了新视角和实证依据；第二，精确阐明了ESG表现通过激发技术创新持续性和降低债务融资成本这两条路径，有效促进了企业全要素生产率的提升，揭示了其内在机制；第三，通过多视角的异质性分析，本文发现ESG表现对全要素生产率的提升效果在大型、国有及资本密集型企业中表现尤为突出，为不同类型企业提供了差异化的ESG策略参考。
2. 理论分析和研究假设
2.1. 企业ESG表现与全要素生产率
企业ESG表现对其全要素生产率的影响可以从环境、社会和治理三个维度分析：第一，环境维度，企业的环境责任表现不仅彰显了资源高效利用与保护的能力，也体现了其社会责任感。优秀的环境表现有助于企业塑造正面形象，增强利益相关者，降低代理和交易成本，优化资源配置，提高生产效率，从而提升全要素生产率[12] [13]；第二，社会维度，聚焦于企业如何平衡和调和与各方利益相关者的关系，履行社会责任的企业通常能提高员工满意度和幸福感，进而提升工作效率，同时通过减少与利益相关者之间的信息不对称，提高公司透明度，吸引投资，助力生产规模扩张，进一步提升全要素生产率[14]；第三，治理维度，公司的治理结构和管理质量直接影响全要素生产率，良好的公司治理能够协调股东、董事会和管理层间的关系，减少信息不对称和代理问题，提高决策的科学性，避免短视行为，优化权利分配和管理，提升企业效率和价值，推动全要素生产率增长，促进企业的长期可持续发展[13]。
综上所述，本文提出第一个假设：
H1：企业良好的ESG表现对全要素生产率的提升具有积极的促进作用。
2.2. 企业ESG表现、技术创新持续性与全要素生产率
ESG表现能够激励企业遵循可持续发展的原则来优化其生产和经营活动，促进了产品的持续改进和创新，还提升了企业在技术革新方面的整体能力[15]，进而增强企业的技术创新持续性。同时，ESG表现还能增强管理层对风险的接受度，激发企业进行技术创新的积极性，良好的ESG表现反映了企业在社会责任和治理上的成熟度，这为管理层提供了更大的信心和灵活性去承担创新过程中可能伴随的风险，从而推动企业在技术创新上采取更加主动和大胆的措施[2]。
创新不仅是指发明，更代表将新的生产要素和条件组合引入生产过程，创建新的生产函数，以实现更高的产出[16]。在本文的背景下，创新活动可以促进企业技术进步，企业通过采纳新技术、工艺、设备或生产方法，能够减少材料浪费、提升设备性能、降低人力成本、优化生产流程，这些技术层面的创新直接提高了企业的全要素生产率[17]。总的来说，创新活动在技术与管理两个层面对企业全要素生产率的提高起到了决定性作用。
2.3. 企业ESG表现、债务融资成本与全要素生产率
根据利益相关者理论可知，企业提升其ESG表现有助于缓解企业内部各利益方之间的利益矛盾，降低信息不对称和代理成本[12]。同时，良好的ESG表现也有助于企业与外部利益相关者，如债权人，建立长期的信任关系，促进可持续商业模式的发展[18]。在中国不断加强的监管框架和积极的宣传引导下，那些积极实施ESG理念并展现出卓越ESG表现的企业，不仅能够遏制管理层的不当和短视行为，提高企业的财务自律，还能向外界传递非自利的信号，赢得包括债权人在内的外部利益相关者的信任，增强投资者的信心，减少风险溢价，最终实现降低债务融资成本的目标[19]。
肖文和薛天航(2019)研究发现债务融资成本的降低对企业全要素生产率具有正面效应，主要通过缓解融资压力、增加创新投入及促进设备更新等途径实现[20]。并且，降低融资成本有助于增强信贷资源配置效率，从而对企业生产效率产生积极作用，助力企业升级与产业结构优化，促进企业全要素生产率的提升[21]。
基于以上分析，提出本文的第二个假设：
H2：企业良好的ESG表现可以通过促进企业技术创新持续性、降低企业债务融资成本促进全要素生产率的提升。
3. 研究设计
3.1. 计量模型设定
本文借鉴现有研究，构建以下模型[22]：
(1)
其中，TFP为OP法计算的全要素生产率；ESG为华证ESG评级的年度评分；Controls是本文的控制变量的合集；Ind为个体效应，Year为年份效应；εit为扰动项。为了探究企业ESG表现和全要素生产率之间的具体关系，要关注系数α1的正负和显著性。
3.2. 变量定义
(1) 被解释变量：企业全要素生产率(TFP)
OP法与LP法是估算企业全要素生产率的主流方法。相较于其他方法，OP法能有效规避同时性偏差与样本选择偏误问题，故本文采用OP法计算企业全要素生产率。
(2) 解释变量：企业ESG表现(ESG)
考虑到样本的完整性和评级体系的认可度和全面性等，本文参照谢红军等(2022)的研究方法，选择华证ESG评级得分来衡量企业的ESG表现[23]。华证ESG评级体系，涵盖环境、社会、治理三大维度，通过三级细化指标(3个一级、14个二级、26个三级)及超130项底层数据指标，构建全面评估框架，精准衡量企业可持续发展实践与成效。
(3) 控制变量
为强化研究的稳健性，本文参照现有研究选择以下控制变量。具体包括：企业规模、上市年限、产权比率、盈利能力、流动比率、财务杠杆、企业成长能力、总资产净利润率、第一大股东持股比例、董事会规模、两职合一，同时控制个体和年份。具体控制变量定义如表1所示。
(4) 机制变量
本文选取了两个变量进行机制分析，分别为企业技术创新持续性和债务融资成本。技术创新持续性借鉴现有研究，采用创新投入的环比增长率与当期的创新投入规模的积作为衡量企业技术创新持续性的指标，不仅考虑了创新投入的绝对量，还融入了其动态变化趋势[24]。鉴于专利申请活动具有“片段式”特点，且企业的许多创新项目的研发周期远超一年，因此，我们在数据处理上，将连续两年数据进行合并，有效平滑了短期波动。参考郑军等(2013)的研究，本文采用利息支出加上其他财务费用与期末总负债的比值作为债务融资成本的衡量标准[25]。具体方法见表1。
Table 1. Description of variables
表1. 变量说明
变量类型 |
变量名称 |
|
变量说明 |
被解释变量 |
企业全要素生产率 |
TFP |
OP法测算 |
解释变量 |
企业ESG表现 |
ESG |
华证ESG评级 |
中介变量 |
企业技术创新持续性 |
LNIIP |
企业在第t年和第t − 1年的创新投入之和的平方与企业在第t − 1年和第t − 2年的创新投入之和的比值 |
债务融资成本 |
DCost |
(利息支出 + 其他财务费用)/总负债 |
控制变量 |
企业规模 |
Size |
年总资产的自然对数 |
上市年限 |
Age |
当期年份减去企业成立年份的差值取对数 |
产权比率 |
EQU |
股东权益/总资产 |
盈利能力 |
EPS |
直接来源于上市公司年报的财务摘要 |
流动比率 |
LIQ |
流动资产/流动负债 |
财务杠杆 |
LEV |
总资产/总负债 |
企业成长能力 |
Growth |
采用营业收入同比增速衡量 |
总资产净利润率 |
ROA |
直接来源于国泰安数据库 |
第一大股东持股比例 |
TOP1 |
第一大股东持股数量/总股数 |
董事会规模 |
Board |
董事会人数的自然对数 |
两职合一 |
Dual |
董事长兼总经理则两职合一为1，反之为0 |
3.3. 数据说明
本文基于2012~2022年中国A股上市公司数据为研究样本，并进行以下处理：(1) 剔除金融业、ST、*ST企业；(2) 剔除关键数据缺失值较多的样本；(3) 剔除ESG评级数据缺失的样本。(4) 对于部分变量采用线性插值法补齐缺失值。最终得到26,470个样本数据。本文所使用数据均来源于万得数据库和国泰安数据库。
4. 实证结果和分析
4.1. 描述性统计
描述性统计的结果如表2所示。根据描述结果可知，TFP的均值为6.703，中位数为6.598，数值接近，表明中国目前的全要素生产率水平近似服从正态分布。ESG的均值为4.084，说明样本企业中的华证ESG评级多集中于B~BB之间。控制变量的最大值和最小值都有所差异，能够对回归进行较好的控制。
Table 2. Descriptive statistics of main variables
表2. 主要变量的描述性统计
VarName |
Obs |
Mean |
SD |
Min |
Median |
Max |
TFP |
26,470 |
6.703 |
0.903 |
2.377 |
6.598 |
11.418 |
ESG |
26,470 |
4.084 |
0.960 |
1.000 |
4.000 |
8.000 |
EQU |
26,470 |
1.295 |
11.314 |
−340.171 |
0.706 |
1556.429 |
EPS |
26,470 |
0.405 |
1.075 |
−16.460 |
0.271 |
49.930 |
LIQ |
26,470 |
2.479 |
3.249 |
0.026 |
1.662 |
144.000 |
LEV |
26,470 |
0.430 |
0.316 |
0.008 |
0.416 |
31.467 |
Dual |
26,470 |
0.281 |
0.450 |
0.000 |
0.000 |
1.000 |
Size |
26,470 |
22.265 |
1.334 |
15.577 |
22.074 |
28.615 |
Age |
26,470 |
2.193 |
0.779 |
0.000 |
2.303 |
3.497 |
Board |
26,470 |
2.123 |
0.197 |
1.099 |
2.197 |
2.890 |
TOP1 |
26,470 |
34.453 |
14.799 |
2.197 |
32.120 |
89.990 |
ROA |
26,470 |
0.035 |
0.250 |
−30.688 |
0.036 |
10.401 |
4.2. 基准回归
表3为企业ESG表现与全要素生产率的回归结果，其中列(1)为不加控制变量的回归结果，列(2)为添加控制变量的回归结果，从基准回归结果可以看出，核心解释变量的系数均在1%的水平上显著为正，说明企业的ESG表现与其全要素生产率之间正相关，表明企业优化ESG表现对全要素生产率水平的提高存在积极影响，初步验证第一个假设。
Table 3. Benchmark regression results
表3. 基准回归结果
VarName |
(1) |
(2) |
TFP |
TFP |
ESG |
0.032*** |
0.011*** |
|
(6.348) |
(2.680) |
EQU |
|
−0.000* |
|
|
(−1.673) |
EPS |
|
0.083*** |
|
|
(5.077) |
LIQ |
|
−0.003 |
|
|
(−1.184) |
LEV |
|
0.093** |
|
|
(2.433) |
Dual |
|
−0.016 |
|
|
(−1.241) |
Size |
|
0.406*** |
|
|
(22.921) |
Age |
|
0.001 |
|
|
(0.047) |
Board |
|
0.001 |
|
|
(0.031) |
TOP1 |
|
−0.000 |
|
|
(−0.326) |
ROA |
|
0.060 |
|
|
(1.482) |
常数项 |
6.229*** |
−2.522*** |
|
(256.461) |
(−6.558) |
个体固定效应 |
YES |
YES |
时间固定效应 |
YES |
YES |
样本值 |
26,470 |
26,470 |
R2 |
0.243 |
0.428 |
注：括号内为t值；***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。下文同。
4.3. 稳健性检验
4.3.1. 更换被解释变量
本文采用LP法重新测算企业全要素生产率指标，再次进行基础回归，结果如表4列(1)所示。根据回归结果可知，TFP_LP的估计系数为0.016，并在1%的水平上显著为正。说明，即使更改了全要素生产率的衡量方法，企业的ESG变现仍然对企业全要素生产率有积极的影响，该结果是稳健的。
4.3.2. 缩尾
为了确保研究结果的稳健性并减少样本中极端值的潜在影响，本文对所有连续变量进行了严格的1%双侧缩尾处理，这一处理方式有效地去除了数据中的异常值，随后对处理后的数据重新进行回归分析，其结果如表4列(2)所示。根据回归结果可知，TFP的估计系数为0.009，并在5%的水平上显著为正，证明了基础回归结果的稳健性。
4.3.3. 随机抽样
为了降低样本选择过程中可能引入的误差对实证分析结果的不利影响，本文对原始样本进行了多次重复随机抽样，每次抽取70%的样本量进行回归分析，在不同样本子集上测试模型的稳健性，确保研究结论不受特定样本选择的影响，回归的结果如表4列(3)所示。根据回归结果可知，TFP的估计系数为0.012，并在5%的水平上显著为正，进一步表明实证结果稳健有效。
可以看出，无论采用何种数据处理方法或进行何种稳健性检验，本文的研究结果均显示出高度的一致性和稳定性，未发生显著变化，这表明研究假设H1得到了充分的支持和验证。
Table 4. Robustness test results
表4. 稳健性检验结果
VarName |
(1) |
(2) |
(3) |
TFP_LP |
TFP |
TFP |
ESG |
0.016*** |
0.009** |
0.012** |
|
(3.895) |
(2.445) |
(2.544) |
常数项 |
−4.311*** |
−2.092*** |
−2.684*** |
|
(−10.827) |
(−6.124) |
(−7.039) |
控制变量 |
YES |
YES |
YES |
个体固定效应 |
YES |
YES |
YES |
时间固定效应 |
YES |
YES |
YES |
样本值 |
26,470 |
26,470 |
18,529 |
R2 |
0.508 |
0.465 |
0.445 |
4.4. 机制分析
4.4.1. 企业技术创新持续性
表5列(1)列示了企业技术创新持续性传导机制的回归结果。结果显示，ESG的估计系数在1%的水平上显著为正。说明企业更好的ESG表现能够显著促进企业的技术创新持续性。根据上文的分析结果可知，ESG表现通过鼓励企业采纳可持续发展原则和提升管理层对风险的接受度，促进企业生产和经营活动的优化，激发了产品创新和技术革新。通过增强企业的技术创新持续性，进而引入新的生产要素和条件，促进企业的技术进步和管理效率，进一步推动了全要素生产率的提升。
4.4.2. 债务融资成本
表5列(2)列示了债务融资成本传导机制的回归结果。结果显示，ESG的估计系数为0.001，并在1%的水平上显著为负。说明企业更好的ESG表现能够显著降低企业的债务融资成本。根据上文分析可知，ESG表现的提升有助于降低企业的债务融资成本，这一过程不仅缓解了内部利益相关者之间的矛盾，减少了信息不对称和代理成本问题，还增强了与外部利益相关者，尤其是债权人之间的信任关系，增强投资者信心。并且，降低的融资成本进一步促进了企业创新投入和设备更新，提高了资源配置效率，从而推动了企业生产效率的提升和产业结构的优化，最终助力企业全要素生产率的增长。
综上所述，验证了本文假设H2。
Table 5. Mechanism test results
表5. 机制检验结果
VarName |
(1) |
(2) |
企业技术创新持续性 |
债务融资成本 |
ESG |
0.028*** |
−0.001*** |
|
(2.612) |
(−3.110) |
常数项 |
−11.149*** |
−0.056*** |
|
(−13.025) |
(−3.748) |
控制变量 |
YES |
YES |
个体固定效应 |
YES |
YES |
时间固定效应 |
YES |
YES |
样本值 |
22,892 |
26,470 |
R2 |
0.254 |
0.286 |
4.5. 异质性分析
4.5.1. 企业规模
表6展示了不同规模农业企业数字化转型对其全要素生产率的影响。参考已有研究，本文以企业规模的“行业–年度”中位数为临界点将样本分为小规模企业和大规模企业，而后进行分组回归[26]。由表6列(1)、列(2)回归结果可知，大、小规模企业的ESG表现对全要素生产率的提升都有显著的正向作用，但大规模企业的估计系数相对更大，显著性更高。可能原因：不论企业规模大小，良好的ESG实践都能够提升企业的运营效率、增强风险管理、改善资本配置，并促进技术创新，从而提高全要素生产率。然而，大规模企业由于其较大的市场影响力和更多的资源，能够更有效地实施ESG策略，如在环境保护、社会责任和优秀治理方面的重大投资和举措，这些往往需要较大规模的资本和更复杂的管理结构才能实现。因此，大规模企业的ESG表现可能带来更加显著的生产效率改进和市场认可，从而获得更高的显著性和更大的估计系数。此外，大规模企业的ESG活动往往受到更多公众和投资者的关注，这促使它们在ESG实践中表现得更为积极，进而对全要素生产率产生更显著的正面影响。
4.5.2. 产权性质
鉴于产权性质差异可能影响企业ESG表现的效果，本文将样本企业划分为国有企业与非国有企业，分别进行基础回归。由表6列(3)、列(4)回归结果可知，非国有企业的ESG表现对全要素生产率的提升作用显著，国有企业ESG表现没有显著影响。可能的原因：非国有企业面临更加激烈的市场竞争，需要通过优化ESG表现来增强自身的品牌信誉和市场竞争力，吸引投资者和客户。此外，非国有企业在资本市场上的融资需求可能更加迫切，良好的ESG表现有助于降低融资成本，提高资本效率，从而促进全要素生产率的提升。而国有企业由于其特殊的所有制结构和政府背景，可能在市场竞争压力、融资成本和投资者关系等方面与非国有企业存在差异，这些因素可能减弱了国有企业ESG表现与全要素生产率之间的关联性。
4.5.3. 行业性质
不同要素密集度行业的发展状况、表现形式各有差异，致使企业ESG表现对全要素生产率的作用存在异质性结果。本文参照现有研究，将行业性质分为资本密集型和劳动密集型两组，分别进行回归[27]。根据表6列(5)、列(6)回归结果可知，ESG表现的估计系数均显著为正，但资本密集型企业的估计系数相对更大，并且在1%的水平下显著为正。回归结果说明，企业ESG变现的优化对全要素生产率的提升在资本密集型行业中更加显著。可能的原因：资本密集型行业对资本的使用效率有较高要求，ESG优化有助于更有效地利用资本，通过技术升级和工艺改进减少资源浪费，提高资本产出比，并且，资本密集型行业如制造业、采矿业等往往面临更严格的环境监管，ESG表现的优化可以降低环境违规风险和相关成本，促使企业采用更清洁、高效的生产方式，通常需要大量的技术创新来维持竞争力，ESG优化鼓励企业投资于研发和新技术，这些投资能够提升生产效率和产品质量。因此，在资本密集型行业中更加显著。
Table 6. Heterogeneous analysis
表6. 异质分析
VarName |
(1) 大规模 |
(2) 小规模 |
(3) 国企 |
(4) 非国企 |
(5) 资本密集型 |
(6) 劳动密集型 |
ESG |
0.025*** |
0.008* |
0.008 |
0.009* |
0.018*** |
0.003 |
|
(2.604) |
(1.810) |
(1.238) |
(1.779) |
(3.094) |
(0.638) |
常数项 |
−0.237 |
−2.397*** |
−2.394*** |
−2.294*** |
−1.998*** |
−2.557*** |
|
(−0.185) |
(−5.538) |
(−3.616) |
(−4.636) |
(−3.844) |
(−4.275) |
控制变量 |
YES |
YES |
YES |
YES |
YES |
YES |
个体固定效应 |
YES |
YES |
YES |
YES |
YES |
YES |
时间固定效应 |
YES |
YES |
YES |
YES |
YES |
YES |
样本值 |
3891 |
22,579 |
9742 |
16,728 |
13,505 |
12,965 |
R2 |
0.372 |
0.387 |
0.373 |
0.461 |
0.382 |
0.478 |
5. 总结和政策建议
随着公众对环境可持续性重视程度的不断提升，企业的环境、社会和治理(ESG)表现已成为全球关注的焦点，并对企业的日常运营和生产效率产生了深远的影响。本研究利用2012~2022年期间中国A股上市公司的相关数据，分析了企业ESG表现对其全要素生产率(TFP)的作用。研究结果显示，企业的ESG实践能显著提高其全要素生产率。进一步的机制分析指出，ESG表现主要通过两个途径促进TFP的提升：一是激励企业持续进行技术创新，二是减少企业的债务融资成本。此外，异质性分析发现，在规模较大、非国有属性以及资本密集度较高的企业中，ESG表现对TFP的正面影响更为明显。根据研究结果，本文提出以下政策建议：
第一，企业应积极践行ESG理念，提高企业ESG表现，培育ESG竞争优势，进而赋能企业高质量发展。
企业可以通过提升在环境保护、社会责任和良好治理方面的表现，培育起自身的ESG竞争优势。不仅有助于企业在市场中建立起更加正面的品牌形象，吸引更多的投资者和消费者，还能够促进企业内部的创新和效率提升，降低运营风险，提高资源配置的效率。最终，这些因素将共同作用，为企业带来更高质量的发展，实现长期的可持续发展，并在全球化竞争中获得优势。
第二，企业可以利用分析师、媒体等信息传递功能，缓解与利益相关方之间关于ESG信息的不对称，树立企业经营良好的形象。
通过透明和及时的信息披露，企业不仅能够建立起作为负责任企业公民的形象，还能够增强利益相关方的信任和支持，从而在市场中获得更高的评价和更好的发展机会。此外，良好的ESG形象还有助于企业吸引和保留人才，提高员工的满意度和忠诚度，促进企业的长期稳定发展。政策制定者应鼓励和支持企业加强与外部信息中介的合作，优化ESG信息的披露和传播机制，同时加强对ESG信息披露的监管，确保信息的真实性和可靠性。
第三，积极构建中国特色的ESG评价标准，强化上市公司的社会责任治理。
通过制定符合中国国情和市场特点的ESG评价体系，可以帮助企业更好地识别和响应环境、社会及治理方面的挑战和机遇。此举不仅有助于提升企业的社会形象和品牌价值，还能够促进企业在追求经济效益的同时，兼顾环境保护和社会责任，实现可持续发展。强化上市公司的社会责任治理，也意味着要求企业在决策过程中更加重视利益相关者的需求和期望，提高公司治理的透明度和质量，从而为投资者和整个社会创造长期价值。政策制定者应鼓励相关机构参与ESG标准的制定，同时为上市公司提供指导和支持，确保ESG实践与国际标准接轨，同时反映出中国的文化和价值观。