企业数字化转型对ESG表现的影响机制研究——基于管理层治理与外部监督视角

Research on the Influence Mechanism of Corporate Digital Transformation on ESG Performance—Based on the Perspectives of Management Governance and External Supervision

摘要: 企业的数字化转型通过与生产经营过程深度结合，促进了企业的信息传递与价值创造，对企业的ESG表现产生了深刻影响。为研究如何激发企业实践ESG的内在动力问题，本文以2011~2022年我国A股上市公司数据为样本对企业数字化转型与ESG表现之间的关系进行了研究，并从内部管理层治理与外部监督视角对其影响机制进行了分析。研究表明：1) 企业的数字化转型可以显著促进ESG表现。2) 从管理层治理方面看，管理层自信程度越高、非效率投资水平越高，数字化转型对ESG表现的促进作用越小。3) 从外部监督视角看，企业接受的审计质量越高、分析师关注越多，数字化转型对ESG表现的促进效应越显著。异质性分析表明，数字化转型对ESG表现的促进作用在国有企业中更加显著。

Abstract: The digital transformation of enterprises has promoted the information transmission and value creation of enterprises through the deep integration with the production and operation process, and has a profound impact on the ESG performance of enterprises. In order to study how to stimulate the internal motivation of enterprises to practice ESG, our paper bases the data of China’s A-share listed companies from 2011 to 2022. This paper studies the relationship between corporate digital transformation and ESG performance, and analyzes its influence mechanism from the perspectives of internal management governance and external supervision. The research shows that: 1) The digital transformation of enterprises can significantly improve ESG performance. 2) From the perspective of management governance, the higher the level of management confidence, the higher the level of inefficient investment, the less digital transformation will promote ESG performance. 3) From the perspective of external supervision, the higher the quality of audit and the more attention from analysts, the more significant the promotion effect of digital transformation on ESG performance. Heterogeneity analysis shows that the role of digital transformation in promoting ESG performance is more significant in state-owned enterprises.

1. 引言

随着我国经济发展速度放缓，如何实现可持续性发展的问题越来越突出。我国因此提出了“双碳”目标等环保战略，这使得社会各界对ESG理念表现出了极大的关注。ESG是一种新兴的投资经营理念，最早在2004年的《全球契约》中被首次提出，它要求企业从环境(Environment)、社会(Social)与治理(Governance)三个维度持续运营，在投资者和企业追求利润的同时，高度关注非财务绩效，以达到社会价值的最大化。我国的ESG发展起步较晚，截至2022年仅有33.74%的A股上市企业披露了ESG报告，报告的规模、体系与规范相较于国外都有一定差距[1]。同时，我国ESG的发展主要依靠政策推进，企业主要在满足监管需求的基础上进行披露，因而面临内部动力不足的问题[2]。一方面，企业实行ESG需要付出的高额实践成本可能会影响企业的绩效水平；另一方面，如何有效利用企业的ESG信息，使其为企业与其他利益相关者产生更多的价值，也是有待讨论的问题。这些问题使企业进行ESG实践的内部驱动力较弱，在外部因素强制驱动而内部因素缺位的情况下，如何激发企业实践ESG的内在动力是当下热门的研究话题。

当前国内对ESG表现的研究尚无定论。大部分学者对ESG表现的影响持积极态度，少部分学者对其影响持消极态度。有学者认为，良好的ESG表现可以从多方面缓解企业融资约束[3]，增强企业的社会声誉[4]与财务绩效[5]。ESG表现良好的企业披露了更多的信息，拥有更高的信息透明度，有利于缓解利益相关者之间的信息不对称，抑制企业特质性风险，吸引更多的投资者。也有学者认为，由于外部压力与内部制度缺陷等因素会使企业产生“漂绿”行为，反而产生消极影响[6]。我们梳理文献发现，当前国内对ESG表现的研究主要集中在企业ESG实践所带来的经济后果方面，较少有文献研究什么因素可以促进ESG表现，本研究将试图探索什么因素可以影响企业的ESG表现的问题来增强ESG的可实践性。

数字化转型是近年来由技术发展而兴起的一股技术更新热潮。企业数字化转型主要指企业通过引入大数据、云计算、区块链和人工智能等数字技术实现生产运营等重大改进的过程。现有研究发现，企业的数字化转型既可以提高企业的内部效能，也能促进企业对外部因素的感知与识别，从而以降低内部生产成本与外部交易成本的方式赋能产业链[7]，还可以通过提高企业处理、传递信息的准确率与效率的方式缓解企业与利益相关者之间的信息不对称。从根本上来说，数字化转型的最终目标也是实现企业价值的最大化，这与ESG追求价值最大化的目标相吻合，因此我们猜测企业数字化转型的价值创造过程可能联系到企业的ESG表现。

关于数字化转型与ESG表现之间关系的研究尚未有定论。大部分学者认为，数字化转型可以从缓解信息不对称、提高绿色创新水平、增加媒体关注度[8]等多方面对企业的ESG表现产生积极影响；也有学者认为，数字化转型对ESG表现的影响呈“倒U型”[9]，企业过高的数字化程度反而会抑制ESG表现。大部分研究该课题的文献都没结合企业的内外部因素进行研究，而企业面临的内部治理与外部监督又是影响企业行为模式的重要因素。因此本文以2011~2022年的A股上市公司数据为样本，对企业数字化转型与ESG表现之间的关系进行了初步研究，并从内部治理与外部监督视角对其影响机制进行了进一步研究。该研究为数字化转型与ESG表现二者关系的讨论提供了进一步证据，探讨了数字化转型与ESG表现之间的作用机制，为数字经济背景下企业更好地进行ESG实践提供了经验证据，对我国解决经济如何实现可持续发展与高质量发展的问题具有重要意义。

2. 理论分析与研究假设

2.1. 企业数字化转型与ESG表现之间的关系

企业数字化转型与ESG实践的根本目的都是为了追求实现价值最大化，而这绕不开委托代理理论与利益相关者理论。根据委托代理理论，企业的管理层与股东之间存在因利益目标不一致而导致的利益冲突，这会使管理层追求自身利益而损害股东权益。解决委托代理问题是企业实现价值最大化的前提。利益相关者理论认为，企业的利益相关者不仅有管理层与股东等内部相关者，还有受到企业经济活动直接或间接影响的其他利益相关者。企业若想追求价值最大化，就应考虑到所有利益相关者的利益。

数字化转型的出现很好地解决了这些问题，为企业实现更好的ESG表现赋能。首先，数字化转型通过对数字技术的应用大幅提升了企业收集与处理信息的能力，同时又将这些信息更准确地传递到外部市场中，降低了交易成本与信息不对称，增加了企业的信息透明度[10]，提高了信息披露数量、质量与可用性[11]，使得企业的利益相关者们可以获得更多更及时、更有用的信息，以保证其利益。其次，企业的数字化转型可以使内部信息传递更为方便快捷，大幅提高了企业内部的沟通与监督效率，从而缓解委托代理问题、实现企业价值最大化。此外，数字化转型还将数字技术深度融入企业生产经营全过程，提高了生产效率与资源配置使用效率，降低了企业的ESG实践成本[2]，促进了绿色创新，以更高的绿色创新产出更高效地解决绿色发展问题。由此，本文提出假设H1。

H1：企业数字化转型可以促进企业的ESG表现。

2.2. 企业数字化转型对ESG表现的影响机制分析

2.2.1. 企业数字化转型、内部治理与ESG表现

内部治理是企业日常运营管理的重要一环，本文从管理层决策心理与管理层治理结果两个方面进行研究。管理层的决策心理主要指的是管理者在决策时的理性程度，高管过度自信就是管理决策时非理性心理的典型代表。大部分学者都认为，过度自信的管理层会对未来预期过于乐观，导致其将目光局限于短期效益，从而忽视长期绩效，更容易造成“短贷长投”的现象[12]；其次，由于过度自信的管理层更容易为短期效益所吸引，因此他们更容易忽视数字化转型与ESG披露这种减少企业短期收益的行为，从而导致企业轻视数字化与可持续发展。管理层治理结果主要指的是企业的非效率投资水平，企业的非效率投资水平越高代表着管理层治理结果越差。企业的非效率投资水平越高，说明企业的资金没有合理高效利用，抑制了企业的整体资源利用率，使得企业的发展受阻。企业的非效率投资还会对研发支出产生挤出效应，对数字化转型与ESG实践这类与技术创新产出与绿色创新产出相关的项目必然造成不利影响。因此我们提出假设H2。

H2：高管自信程度越高、非效率投资程度越大，其内部治理水平越低，企业数字化转型对ESG表现的促进作用越小。

2.2.2. 企业数字化转型、外部监督与ESG表现

外部监督指的是与企业没有直接利益关系的外部客体对企业披露的业绩与信息进行监督的行为，良好的外部监督可以使企业更好地为利益相关者服务，通过让企业受到更多的外部压力从而促使企业进行业绩改善与社会责任承担。本文主要使用企业接受审计的审计质量与企业披露的年度财务报告所受到的外部分析师追踪关注程度计量外部监督。审计质量指的是企业年报是否由国际四大会计师事务所进行审计。我国学者普遍认为受国际四大审计的企业接受的外部监督更强，其会计信息更不容易粉饰造假，从而拥有更高的信息质量，对外传递的信息也就越准确[13]。在良好的信息环境下，数字化转型的信息处理与信息传递作用会进一步放大，从而产生积极影响。分析师关注指的是跟踪目标企业年度财务报告的分析师数量，分析师关注越多，企业就越难进行信息造假；随着外部监督压力变大，企业也会顺应其他利益相关者的要求，加大对ESG的投入以维护声誉、获取口碑[14]。因此我们提出假设H3。

H3：企业所受到的审计质量越高、分析师关注越多，其外部监督越强，企业数字化转型对ESG表现的促进作用越好。

3. 研究设计

3.1. 样本选取与数据来源

据《A股上市公司2020年度ESG信息披露统计研究报告》，我国上市公司的ESG报告数量自2011年起持续增加，体系不断完善，因此本文选用沪深A股上市公司2011~2022年的数据为样本对企业数字化转型与ESG表现之间的关系进行了研究。为避免特殊因素对研究结论的影响，本文剔除了金融行业、ST、*ST或研究数据存在缺失的公司样本，并对连续变量进行1%的Winsorize缩尾处理，最终得到了3582家A股上市企业共25,841个观测值。本文使用的华证ESG评级来自于Wind数据库，其余相关数据均来自国泰安数据库(CSMAR)，运用的统计软件为Stata17.0。

3.2. 被解释变量

ESG表现(ESG)。本文将企业的ESG表现从C、CC、CCC、B、BB、BBB、A、AA、AAA分为九级，并从低到高依次赋值1~9，赋值越高，说明企业的ESG表现越好。

3.3. 核心解释变量

企业数字化转型程度(DIG)。本文从人工智能技术、云计算技术、大数据技术、区块链技术与数字技术应用这五个维度共76个关键词构建数字化词典，之后使用Python中的“jieba”分词功能从企业年报中提取并统计加总涉及的相关关键词词频，最后将得到的加总词频结果加1取对数得到代表企业数字化转型程度的指标DIG，代表企业数字化转型的指标数值越大，数字化转型程度也就越高。

3.4. 调节变量

本文的调节变量分为与内部治理相关和与外部监督相关两类。与内部治理有关的调节变量为高管自信程度、非效率投资水平；与外部监督有关的调节变量为分析师关注与审计质量。1) 高管自信程度。本文使用企业中薪酬最高的前三名高管薪酬总额与所有高管的薪酬之比来衡量管理层自信程度。该比例越高，代表高管越过度自信。2) 非效率投资水平。本文使用Richardson模型对企业的非效率投资程度进行衡量。通过模型回归计算结果的残差的绝对值表示企业非效率投资的大小，绝对值越大就说明企业的非效率投资越严重。3) 分析师关注。本文使用一年内跟踪该企业的研报数量加1取自然对数的方法计量分析师关注，数值越大，代表分析师对该企业的关注越多，企业受到的外部监督越强。4) 审计质量。本文建立虚拟变量来衡量企业的审计质量，如果企业被国际四大审计，则取值为1，反之则取值为0。受到国际四大审计的企业审计质量更好，外部监督更强。

3.5. 控制变量

本文在模型中加入了可能会对企业ESG表现产生影响的控制变量。本文涉及的主要变量的具体定义详见表1。

Table 1. Variable definitions

表1. 变量定义

变量类型	变量名称	变量符号	变量定义
被解释变量	ESG表现	ESG	根据华证ESG评级，从低到高依次赋值1~9
解释变量	企业数字化转型	DIG	数字化转型相关关键词统计加总的词频数加 1取自然对数
调节变量	非效率投资水平	Ineffvest	Richardson模型回归残差的绝对值
	高管自信程度	MS	薪酬最高的前三名高管薪酬总额/管理层薪酬总额
	分析师关注	Attention	一年内跟踪该企业的研报数量加1，取自然对数
	审计质量	BIG4	虚拟变量，若企业当年委托四大审计， 则为1，否则为0
控制变量	资产规模	Size	公司年末资产总额取自然对数
	上市年限	Age	公司上市年数取自然对数
	资产负债率	Lev	总负债/总资产
	托宾Q值	TobinQ	(公司市值/总资产)加1取自然对数
	第一大股东持股比例	Top	(第一大股东持股数量/公司股票数量) 加1取自然对数
	两职合一	Dual	虚拟变量，总经理与董事长两职合一则取1， 否则取0
	资产收益率	Roa	净利润/期末资产
	股权分散度	Sdp	第二大股东至第十大股东持股比例平方和/ 第一大股东持股比例平方
	监事会规模	Bov	监事会人数取自然对数
	产权性质	State	虚拟变量，若公司为国有控股则取值1， 否则取值0
	年度效应	Year	年份固定效应
	行业效应	Ind	行业固定效应

3.6. 模型构建

为验证企业数字化转型程度对ESG表现的影响，本文构建模型1：

${\text{ESG}}_{i,t}={\alpha }_0+{\alpha }_1{\text{DIG}}_{i,t}+{\alpha }_2{\text{Controls}}_{i,t}+{\displaystyle \sum \text{Year}}+{\displaystyle \sum \text{Ind}}+\epsilon$ (1)

其中，i为企业，t为年份，${\text{ESG}}_{i,t}$ 即为企业i在t年时的ESG表现，${\text{DIG}}_{i,t}$ 即为企业i在t年时的数字化转型程度，${\text{Controls}}_{i,t}$ 即为企业i在t年时的控制变量具体数据，${\alpha }_0$ 、${\alpha }_1$ 、${\alpha }_2$ 为回归系数，Year代表年份固定效应，Ind代表行业固定效应，$\epsilon$ 则为随机误差项。

本文建立模型2以检验企业数字化转型对ESG表现的调节作用机制，模型如下：

${\text{ESG}}_{i,t}={\beta }_0\text{+}{\beta }_1{\text{DIG}}_{i,t}\text{+}{\beta }_2{\text{Moderate}}_{i,t}+{\beta }_3{\text{Moderate}}_{i,t}\times {\text{DIG}}_{i,t}+{\beta }_4{\text{Controls}}_{i,t}{\displaystyle \sum \text{Year}}+{\displaystyle \sum \text{Ind}}+\epsilon$ (2)

其中，${\text{Moderate}}_{i,t}$ 为i企业t年时的调节变量数据，${\text{Moderate}}_{i,t}\times {\text{DIG}}_{i,t}$ 为i企业t年时的调节变量与数字化转型程度的交乘项，其余与模型(1)相同。

4. 实证分析

4.1. 描述性统计分析

表2为主要变量的描述性统计结果。被解释变量ESG的最大值与最小值分别为8和1，均值为4.111大于中位数4，这说明我国企业的ESG表现大部分处于中游水平，且ESG表现极佳的企业很少，标准差为1.095，说明我国企业的ESG表现差别较大，不同企业对ESG表现的重视程度不同；解释变量DIG最大值与最小值分别为5.088与0，均值为1.451，中位数为1.099，这说明我国企业的数字化转型程度普遍较低，标准差为1.398，说明我国企业数字化转型程度参差不齐、差距较大，很多企业对数字化转型的重视程度不足。其余控制变量的统计分布与已有文献类似。

Table 2. Descriptive statistics of the main variables

表2. 主要变量描述性统计

变量	样本量	均值	标准差	最小值	中位数	最大值
ESG	25,841	4.111	1.095	1	4	8
DIG	25,841	1.451	1.398	0	1.099	5.088
Size	25,841	3.106	0.056	2.999	3.099	3.271
Age	25,841	2.176	0.763	0.693	2.303	3.332
Lev	25,841	0.437	0.201	0.062	0.433	0.894
TobinQ	25,841	1.044	0.331	0.608	0.959	2.220
Top	25,841	3.444	0.455	2.226	3.468	4.315
Dual	25,841	0.271	0.444	0	0	1
Roa	25,841	0.033	0.064	−0.259	0.033	0.195
Sqd	25,841	0.345	0.476	0.001	0.131	2.399
Bov	25,841	1.489	0.190	1.386	1.386	2.079
State	25,841	0.370	0.483	0	0	1

本文还对所有变量包括机制变量进行了多重共线性检验，检验结果如表3所示，排除了变量间的多重共线性问题。

Table 3. Multicollinearity test results

表3. 多重共线性检验结果

变量	VIF	1/VIF
Size	2.97	0.336
Top	2.25	0.445
Sdp	2.02	0.495
Lev	1.86	0.537
Age	1.75	0.571
TobinQ	1.71	0.586
State	1.64	0.610
Attention	1.57	0.638
Roa	1.51	0.662
Bov
BIG4	1.32
1.17	0.758
0.823
Dual	1.13	0.887
DIG	1.12	0.894
MS	1.11	0.897
Ineffvest	1.05	0.950
VIF均值	1.58	−

4.2. 基准回归结果分析

企业数字化转型对ESG表现的影响结果如表4所示。Hausman检验结果表明，加入固定效应的回归模型更为合理，因此本文只展示了基准回归的回归结果。回归结果显示，DIG与ESG的回归系数为0.027，且在1%的水平上显著，这表明企业数字化转型可以有效提高ESG表现，即企业数字化转型程度越高，对ESG表现的提升作用就越好。本文假设H1得到了验证。

Table 4. Benchmark regression results: the impact of digital transformation on ESG performance

表4. 基准回归结果：企业数字化转型对ESG表现的影响

变量	ESG
DIG	0.027^***
(2.830)
Controls	Yes
_cons	−14.972^***
Ind	Yes
Year	Yes

续表

N	25,841
Adj.R^2	0.044
Hausman检验	245.540^***

注：^*、^**、^***分别表示在10%、5%和1%的水平下显著，()内为t值，Yes表示变量已控制，No表示变量未控制。其余表格同理。

4.3. 稳健性与内生性检验

本文还使用了替换核心解释变量与被解释变量、改变时间样本的方法进行了稳健性检验，结果显示回归结果依然稳健。在内生性检验中，本文借鉴赵涛等人[15]的方法进行工具变量检验，基本排除了内生性问题。

5. 调节机制分析

5.1. 管理层治理

在管理层治理视角下，本文从高管自信程度(MS)与企业非效率投资水平(Ineffvest)两方面进行研究，调节作用验证结果分别如表5列(1)、列(2)所示。列(1)显示，高管自信程度与企业数字化转型的交乘项(DIG × MS)系数为−0.115，且在1%的水平上显著，说明管理层高度自信会为企业带来更高的经营风险，不利于企业的长期发展，从而显著抑制企业数字化转型对ESG表现的促进作用，具体表现为，高管的自信程度越高，企业数字化转型对ESG表现的促进作用也就越小；列(2)显示，企业非效率投资水平与企业数字化转型的交乘项(DIG × Ineffvest)系数为−0.292，且在1%的水平上显著，这说明企业非效率投资程度也会降低企业的整体运营效率，并进一步对研发支出产生挤出效应，显著影响企业数字化转型对ESG表现的促进作用，具体表现为，企业非效率投资水平越高，企业数字化转型对ESG表现的促进作用越小。由此说明管理层的非理性决策态度与不良治理结果都会抑制企业数字化转型对ESG表现的促进作用，假设H2得到证明。管理层的非理性决策态度与管理层的不良治理结果都会抑制企业数字化转型对ESG表现的促进作用。

5.2. 外部监督

本文将企业受到的分析师关注与审计质量情况归纳为企业的外部监督情况。对分析师关注(Attention)与审计质量(BIG4)的调节机制验证结果如表5列(3)、(4)所示。列(3)显示，分析师关注与企业数字化转型的交乘项(DIG × Attention)系数为0.002，且在1%的水平上显著，这说明企业所受到的分析师关注越多，数字化转型对ESG的促进作用越显著；列(4)显示，审计质量与企业数字化转型的交乘项(DIG × BIG4)系数为0.154，且在1%的水平上显著，这说明企业所接受的审计质量越高，数字化转型对ESG的促进作用就越大。

综上所述，企业所受到的分析师关注与外部审计等外部监督关注度越高、质量越好，企业受到的外部监督也就越强，迫于外部压力，企业的信息环境也就越透明，从而进一步提高数字化转型对ESG表现的促进作用。假设H3得到证明。

5.3. 产权性质

张萌等人[13]的文章中提到，在我国的资本市场中，国有企业与非国有企业之间因其内在的治理机制与享有的资源禀赋不同，二者之间的数字化水平有很大的差异，而这种差异很可能对研究结果产生影响。为了研究企业的产权差异性对研究结果的影响，本文构造了产权性质的虚拟变量State，将国有企业计为1，非国企计为0，以此进行进一步异质性分析，结果如表5列(5)所示。结果显示，企业数字化转型与产权性质的交乘项(DIG × State)的系数为0.072，且在1%的水平上显著，与DIG和ESG的回归系数同号，因此产生促进效应。这说明，企业的国有性质可以增强数字化转型对ESG表现的正向作用。

Table 5. Results of regulatory mechanism analysis

表5. 调节机制分析结果

变量	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)
	ESG	ESG	ESG	ESG	ESG
DIG	0.082^*** (3.466)	0.038^*** (3.775)	0.005 (0.364)	0.017^* (1.782)	0.001 (0.079)
DIG × MS	−0.115^*** (−2.613)
DIG × Ineffvest		−0.292^*** (−3.219)
DIG × Attention			0.002^*** (2.821)
DIG × BIG4				0.154^*** (4.519)
DIG × State					0.072^*** (4.560)
_cons	−14.850^*** (−8.96)	−15.201^*** (−9.18)	−8.909^*** (−4.32)	−14.852^*** (−8.97)	−15.235^*** (−9.25)
N	25,803	25,841	17,670	25,841	25,841
Adj.R^2	0.046	0.045	0.047	0.046	0.046

6. 结论与启示

本文将可持续发展、“双碳”目标的政治经济背景与企业数字化转型的热潮相结合，以2011~2022年我国A股上市公司共12年的数据为样本构建固定效应模型进行了研究，实证分析了企业数字化转型与ESG表现之间的影响关系与作用机制。最终得到以下结论：1) 企业的数字化转型可以促进其ESG表现；2) 在管理层治理的角度，管理层非理性的决策心理与不良治理结果都会使得企业数字化转型对ESG表现的促进作用减弱，具体表现为管理层自信程度越高、非效率投资水平越高，企业数字化转型对ESG表现产生的促进效应越小。3) 在外部监督的角度。企业所受到的外部监督越强，企业数字化转型对ESG表现的促进效应越显著，具体表现为企业所受到的审计质量越好、分析师关注越高，其数字化转型程度就越能促进企业的ESG表现；4) 根据产权性质的异质性分析，相对于私企，国有企业的数字化转型程度对ESG表现产生的促进效应表现的更为显著。最后，在一系列稳健性检验与内生性检验后，我们的结论依然成立。

根据以上研究结论，我们得到以下启示：1) 企业要把握住数字化浪潮，抓住数字化转型为其带来的巨大机遇，将数字化转型与生产经营过程深度结合，为建立更加完善的信息披露制度、传递更加准确可信的信息提供基础条件。2) 管理层治理在企业中发挥着至关重要的作用，企业要想完全发挥出数字化转型的优势，实现价值的最大化，就必须更加重视建立更加合理的顶层制度的必要性，对管理层的企业治理行为进行监督与钳制，缓解委托代理问题，促进企业良性发展。3) 外部监督对企业的良性发展至关重要。其他利益方的外部监督可以为企业施压从而促进企业做出有利于价值最大化的行为，政府要建立健全市场监管机制，为企业创造良好的市场环境，从外部促进企业进行可持续发展。