1. 引言
优化收入分配、促进社会公平是当前中国发展阶段的重要政策目标，也是经济社会可持续发展的内在要求。它强调发展成果应由全体人民共同享有，旨在推动社会公平正义与可持续发展，具有深远的经济、社会、政治与文化意义。当前，实现共同富裕的关键在于解决社会主要矛盾。我国社会主要矛盾已转化为人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾，其中一个突出表现就是收入分配差距较大。尽管中国在脱贫攻坚方面取得了历史性成就，但收入不平等问题依然存在。国家统计局数据显示，2022年全国居民收入基尼系数约为0.46，高于0.4的国际警戒线。《中国财富报告》也指出，10%的家庭拥有全国超过60%的财富，反映出财富分配的结构性失衡。这带来了一系列连锁问题：高收入家庭通过房地产、股票等资产实现财富增值，而低收入家庭在获取教育、医疗、住房等关键资源方面面临诸多限制，财富积累能力较弱。这种状况不仅制约了社会公平，也对经济长期健康发展构成挑战。因此，中国正积极推动收入分配的公平合理化，为实现共同富裕奠定更坚实的基础。
收入分配不平等是世界各国普遍面临的挑战，处于不同发展阶段的国家也采取了不同的应对策略。发达国家大多依赖高税收、高福利制度等手段进行调节，但由于经济结构僵化、人口老龄化等制约，政策效果往往有限。而许多发展中国家则倾向于通过发展制造业来缩小差距，这样，既能够为低收入人群创造大量就业岗位，提升工资水平，也可以逐步建立健全社会福利体系，从多个方面改善收入分配格局。
在中国，制造业作为国民经济的核心支柱产业，不仅是国家经济实力和国际竞争力的重要体现，更在多个层面支撑着经济社会发展。数据显示，中国GDP中制造业占比长期保持在30%左右，是经济增长的稳定动力源。同时，作为就业的“主力军”，制造业企业通过技能培训、岗位晋升等途径，有效提升了劳动者的收入水平，并且直接优化了初次分配结构。在推动收入分配结构优化的过程中，制造业的高质量发展尤为关键。它不仅能联合再分配机制与第三次分配，使更多资源流向中低收入群体，还能通过产业转移和区域协作，带动欠发达地区发展，从而促进基本公共服务均等化，有效改善收入分配格局，推动共同富裕目标的实现。
当前，制造型企业在收入分配方面仍面临一系列突出问题，包括薪酬结构失衡、违法加班常态化、福利保障缺失、职业技能培训不足以及分配透明度低等。其中，福利保障是衔接收入分配与人力资本投资的关键环节，这一环节的薄弱，正是当前制造业收入分配体系中的核心问题。因此，为推动制造型企业切实履行社会责任，如何更好地保障员工权益、提高分配透明度刻不容缓。在此背景下，ESG理念正逐步成为推动文明进步的重要方向。它推动企业从追求利润最大化转向价值最大化，帮助投资者从规避风险转向把握机遇，促进社会整体从承担发展代价转向共享发展红利。回溯历史，自工业革命至20世纪末，工业化进程长期伴随环境破坏与劳工权益被忽视，直至社会责任意识逐步觉醒。1989年国际劳工组织通过《雇主责任公约》，虽明定企业须提供安全工作环境，实际履行率却不足30%。进入21世纪，随着企业标准化进程推进，环境与劳工因素被逐步纳入投资评估体系。数据显示，ESG不达标的制造企业融资成本普遍上升15%~20%。以巴斯夫为例，其通过ESG评估淘汰约20%不合格供应商，有效带动化工产业链提升环境标准。2016年至2023年间，随着《巴黎协定》的签署、欧盟《数字运营韧性法案》的实施以及中国“双碳”目标的提出，ESG债券市场快速扩张，制造企业在MSCIESG指数中的权重也经历系统性调整。作为国际广泛认可的可持续发展框架，ESG理念显著增强了制造企业的综合竞争力、风险抵御能力与创新动力。
现有研究证实ESG对劳动收入份额存在正向影响，但普遍未对劳动力结构进行细分，难以回应“ESG推动的是普惠性共同富裕，还是偏向高技能群体的收入分化”这一核心问题。事实上，ESG实践中的绿色技术创新、精细化管理改革，本质上属于技能偏向型技术进步范畴，其对人力资本的需求更倾向于高技能劳动力——企业为适配ESG转型，会加大对技术研发人员、ESG管理专员的招聘与薪酬倾斜，同时可能通过自动化设备替代低技能岗位，或压缩普通岗位薪酬以分摊ESG合规成本。这种分配逻辑下，ESG可能加剧“高技能–普通”劳动力的收入鸿沟，与共同富裕的目标产生偏离。因此，区分高技能与普通劳动力的收入份额，检验ESG收入分配效应的技能偏向性，是本研究必须填补的关键缺口。
综合现有研究来看，当前关于企业ESG绩效的探讨大多集中于其财务价值或环境效益，而对其在社会分配功能方面的理论研究仍相对薄弱。此外，该领域的研究普遍面临内生性问题的困扰，制约了因果推断的可靠性。在ESG的结构维度中，环境(E)与治理(G)受到较多关注，而社会维度(S)特别是涉及分配正义的议题尚未得到充分重视，同样缺乏系统化、可操作的实践指引。在政策层面，现有建议多停留在信息披露等基础环节，尚未深入探索如何将ESG机制与财政、税收等再分配工具有效结合，形成制度协同。与此同时，主流ESG评级体系也普遍忽略员工收入结构、供应链利润分配等关键正义指标，难以实质性激励企业改善内外部资源分配行为。总体而言，现有研究尚未通过严谨的因果识别方法，明确验证ESG在促进公平分配方面的实际效果，未能为企业提供兼顾效率与公平的实践依据，也尚未形成“社会责任–收入共享–可持续发展”的正反馈机制理论，这些缺口亟待弥补。随着ESG理念的持续深化，其评级体系的价值日益凸显。在可持续发展与共同富裕协同推进的背景下，ESG评级不仅有助于引导资本投向更具长期价值和社会责任感的企业，更在填补研究与实践领域的缺口方面发挥了重要作用。因而，采用ESG评级深入探究其收入分配效应，具有重要的理论价值与现实紧迫性。因此，本研究以制造型企业为对象，聚焦ESG责任履行对收入分配的影响机制，以ESG评级事件为核心准自然实验，系统探究ESG实践对收入分配的传导路径。通过构建理论建构与实证检验相融合的研究体系，旨在为共同富裕目标的实现提供微观企业层面的政策启示，同时深化企业社会责任与经济公平领域的学术研究。
本研究可能的贡献主要体现在如下五个方面：第一，理论机制与传导路径的创新。本文突破ESG与收入分配的简单因果讨论，深入解析二者复杂机制。首次系统性构建并验证了“人力资本升级、融资约束缓解、创新投资增加”三大并行路径，清晰揭示ESG实践优化企业分配格局的内在逻辑与传导过程，深化了对ESG社会经济效益的认知。第二，研究方法的严谨性与指标创新。本研究以首次获得ESG评级或评级显著提升的制造业企业作为处理组，以未获评级或评级未变动的同类企业作为对照组，通过比较两组在评级事件前后收入分配指标的变化，有效控制时间趋势与企业异质性所造成的内生性干扰。在研究过程中，综合运用平行趋势检验、基准回归分析、稳健性检验与异质性分析，确保估计结果可靠。第三，政策建议的系统性与前瞻性。研究拟提出“ESG差异化税收激励”等制度设计方案，对在收入分配方面表现突出的企业给予环保补贴加成或社保缴费优惠，推动ESG评级体系纳入分配正义类指标，引导企业实质性改善内部分配结构。第四，理论价值与实践意义的统一。通过严谨的因果识别，本研究有望证实高质量的ESG实践能够成为兼顾效率与公平的市场化机制，为企业在新发展阶段重构价值创造逻辑提供科学依据，推动形成“社会责任履行–收入共享提升–可持续发展能力增强”的良性循环。
2. 文献回顾与研究假设
2.1. 文献回顾
(1) ESG理念的起源与发展
ESG理念源于20世纪70年代西方社会对环境污染、劳工权益保障的反思，是可持续发展思潮在企业责任领域的延伸。随着全球可持续发展议程推进，ESG从零散观点逐步形成系统体系：1992年联合国《里约宣言》确立全球实践导向，2000年“全球契约”启动将其纳入核心框架，标志从理念倡导向协同实践转变。2000~2015年是ESG落地关键期。2004年欧盟《社会责任指令》明确企业责任边界，2006年MSCIESG评级指数实现与资本市场的量化衔接，推动ESG从定性要求转向工具化应用。2015年《巴黎协定》与2019年欧盟《欧洲绿色协议》进一步将其嵌入全球气候治理，相关研究也聚焦于ESG在气候风险对冲、低碳转型中的作用[1]。但现有研究对“ESG评级如何影响企业内部收入分配”的微观传导机制探讨不足，这为本研究提供了切入空间。
中国ESG发展呈现政策驱动的阶梯式深化特征：2006年深交所《上市公司社会责任指引》标志理念萌芽，2016年七部委《关于构建绿色金融体系的指导意见》推动实践系统化，2022年国资委要求央企ESG报告“全覆盖”，标志着ESG发展迈入制度化强制披露与中国特色实践创新并行的新阶段。学术与政策互动中，国内形成两大方向：证监会主导披露标准统一以解决数据问题，国资委推动构建与中国发展阶段相适应的ESG评价体系，以增强其本土适用性，但针对“本土化ESG如何调节收入分配”的研究仍较匮乏[2]。
(2) ESG与收入分配关系的多学科视角与影响机制
ESG与收入分配的关联研究呈现多学科交叉特征[3]，不同视角既提供多元支撑，也凸显研究复杂性。经济学视角下，新古典经济学视ESG为“非效率运营成本”，认为其削弱企业竞争力、挤压劳动报酬[4]，侧重短期成本效应；共享价值理论则强调ESG的长期价值创造属性，主张通过协同经济与社会价值支撑劳动收入提升[5]。二者对成本收益周期的认知差异，提示研究需结合制造型企业长生产周期特性，兼顾短期成本与长期收益平衡。社会学领域聚焦ESG的社会公平效应：ESG议程若过度由资本方主导，可能在实践中影响利益相关者之间的平衡，进而对收入分配结构产生影响[6]；而以弱势群体权益为核心的ESG实践可矫正分配不公[7]。这种分歧表明，ESG的收入分配效应取决于实践导向，需进一步聚焦制造型企业ESG不同维度的具体影响。政治经济学从制度层面分析：ESG相关政策可矫正市场失灵导致的分配失衡[8]；对国际主流ESG框架在适用性和代表性方面的讨论，也可能反映出不同发展语境下的标准差异[9]。这一矛盾凸显中国本土化ESG研究的必要性，需结合制度背景探讨其收入分配调节作用。
现有研究对ESG收入分配效应的探讨存在明显的“总量偏向”，即聚焦劳动收入份额的整体变化，而忽视了劳动力内部结构的分化特征。从技能偏向型技术进步理论来看，ESG驱动的绿色技术创新、数字化治理升级，本质上属于偏向高技能劳动力的技术变革：一方面，企业为满足环境维度(E)的减排要求，需引入清洁生产技术、碳足迹监测系统，这大幅提升了对环境工程、数据分析等专业高技能人才的需求；另一方面，治理维度(G)的完善要求企业建立精细化的内控体系，推动高管团队专业化，进而推高管理层薪酬溢价。这种技术与治理变革带来的分配效应具有显著的结构性差异：对高技能劳动力而言，ESG实践创造了新的就业岗位与薪酬增长空间，形成“技能溢价”；对普通劳动力而言，其岗位可替代性增强，企业可能通过控制薪酬涨幅、优化岗位配置等方式转移ESG合规成本，导致收入份额被挤压。部分研究也指出，ESG议程的主导权多掌握在资本与高管阶层手中，其决策逻辑更倾向于维护高技能核心人才的利益，进一步加剧收入分配的技能偏向性。
在验证ESG与劳动收入份额的关联时，普遍忽略了劳动收入份额的分母效应分解这一关键问题。劳动收入份额的计算公式为：劳动收入份额 = 劳动报酬/劳动增加值，其变动可能源于两种截然不同的路径：一是分子端驱动，即企业主动提升劳动报酬，体现为ESG实践带来的收入分配优化；二是分母端驱动，即劳动增加值(资本回报 + 劳动报酬)的被动变化——若企业因ESG合规成本上升导致利润下降、资本扩张速度放缓，即使劳动报酬未增长或小幅增长，也会表现为劳动收入份额的上升，这种被动提升与共同富裕的“主动共享”目标存在本质区别。从现有研究来看，部分学者发现高污染行业企业的ESG合规成本会挤压利润空间，但未进一步分析该成本对劳动收入份额分母端的影响。实际上，ESG对劳动增加值的作用存在双向性：一方面，绿色技术创新与高效治理能提升生产效率，扩大劳动增加值总量；另一方面，环保设备投入、员工福利改善等合规成本会短期内压缩利润，降低劳动增加值。而劳动报酬的变动则取决于企业的分配策略——对高技能劳动力，企业倾向于主动加薪以匹配其边际产出；对普通劳动力，其报酬增长可能滞后于劳动增加值变动，甚至因成本压力被限制，最终导致劳动收入份额的变动呈现“分子–分母”的复杂驱动特征。
从传导机制看，ESG通过三条路径影响收入分配，且存在情境异质性：一是权益保护机制，依据劳动权益准则提升低收入群体收入，但需企业具备成本承受能力；二是治理约束机制，将高管薪酬公平性纳入ESG评价以限制过高收入，对股权分散企业更显著[10]；三是三次分配机制，依赖企业自愿慈善捐赠[11]，但受主观意愿影响大。实证研究中，ESG对收入分配的总体正向效应[12]，高污染行业企业因ESG合规成本高，短期内可能挤压劳动收入份额[13]。这提示研究需考虑制造型企业的行业细分差异，细化分析场景。
(3) 制造型企业ESG责任履行的行业特殊性
制造型企业“重资产、长链条、高耗能”的属性，使其ESG实践呈现显著异质性，且直接影响收入分配效应，需从多维度解析。环境(E)维度，企业需将环境责任融入生产全流程[14]，绿色技术不成熟导致的高成本若转嫁为劳动报酬压缩，将削弱ESG正向作用[15]。这要求关注ESG成本传导路径，避免间接挤压劳动收入。社会(S)维度，积极履行社会责任可降低劳动力流动率[16]、稳定收入预期，但跨国制造企业面临的区域劳工标准差异[17]，可能引发内部收入分配失衡。需兼顾企业经营半径差异，分析影响边界。治理(G)维度，跨国制造企业需搭建适配多国监管的ESG架构，而中小制造企业因数字化基础薄弱，ESG治理覆盖率不足，难以通过治理优化调节收入分配[18]。需区分企业类型，避免结论笼统。
从收入分配的角度来看，制造业践行ESG理念，会产生两种截然不同的影响：一方面，ESG推动企业开展技术创新，创造出更多高技能岗位，提高劳动生产效率[19]，为劳动者收入增长创造条件；另一方面，随着数字化技术不断发展，低技能岗位逐渐被机器替代[20]，技能差异导致的收入差距进一步拉大。
政府政策发挥关键调节作用：“波特假说”[21]认为合理环境规制可通过“创新补偿”抵消ESG成本，避免压缩劳动报酬；单边政策可能扰乱全球产业链收入分配，对发展中国家制造企业不利[22]。现有研究虽识别上述特性，但多采用宏观面板数据，缺乏以“ESG评级”为外生冲击的微观因果检验。本研究采用准自然实验方法，可填补这一缺口，提升结论因果识别效力。
(4) 共同富裕目标下中国ESG研究的收入分配效应
在共同富裕目标驱动下，中国ESG研究在借鉴国际经验的基础上，逐步形成兼顾多元利益相关者的价值导向，构建起以政策为导向、多元价值协同发展的本土化研究体系，在理论建构、实践探索及实证分析等维度均展现出鲜明的中国特色。理论构建上，“天人合一”生态伦理融入ESG理论[23]，区别于西方单一环境维度认知；学界同时从政策驱动机制、社会主义市场经济伦理、发展经济学视角，搭建中国情境分析框架。但现有理论多聚焦宏观，对制造型企业微观机制探讨不足，需进一步下沉研究场景。实践层面，ESG被赋予“通过三次分配促进共同富裕”的使命[24]：初次分配提升劳动报酬占比，再分配强化企业税收贡献以增强转移支付能力，第三次分配依托产业链协同带动低收入群体增收[25]。这种“三次分配联动”路径，是中国ESG与西方的核心区别。
实证研究中，国内学者已从劳动收入份额[26]、融资约束[27]、技能培训[28]维度验证ESG积极效应，但多采用截面或面板数据，难以解决内生性问题；制造业领域，碳足迹模型[29]、供应链监管方案[30]虽提供重要的技术支撑，但现有研究多从单一维度考察ESG的分配效应，缺乏将技术方案、企业治理与宏观分配结果置于统一框架下的系统性分析，这为本研究提供了拓展空间。
2.2. 研究假设
制造型企业履行环境、社会和公司治理(ESG)责任，应被界定为一项具有战略价值的长期投资。这类投资不仅能通过优化内部资源配置提升资源利用效率，还可改善外部融资环境、降低资本成本，进而为提高劳动收入份额、推动共同富裕目标落地提供机制性支撑。为满足环境(E)与社会(S)维度的责任要求，企业需主动引入绿色生产技术以降低环境负荷，同时着力改善劳动条件、提升职业安全水平、完善员工福利体系，最终增强员工归属感与整体满意度。
基于理论梳理与实践观察，ESG责任履行对劳动收入份额的提升作用，主要通过三类关键路径实现，各路径均有明确理论支撑与可验证的实践机制，具体假设推导如下：
假设1：人力资本结构升级路径下的劳动收入份额提升
根据人力资本理论[31]，员工技能水平与其边际产出、薪酬谈判能力呈正相关，这是ESG影响收入分配的核心理论起点。制造型企业履行ESG责任，本质是对人力资本质量的战略性投入：在社会(S)维度，企业通过系统性职业技能培训(含绿色技术操作、环保知识等专项培训)直接提升高技能员工占比；在环境(E)维度，绿色生产技术的应用倒逼员工技能升级以适配新生产流程，二者协同推动人力资本结构优化。同时，ESG实践带来的劳动条件改善可降低高技能员工流失率，进一步巩固人力资本优势[32]。
当人力资本结构得到优化，员工边际产出随之提升，依据边际生产率分配理论，企业需通过提高劳动报酬匹配产出增长——高技能员工因贡献度提升获得薪酬溢价，普通员工也可通过技能提升参与价值分配，最终推动整体劳动收入份额提高。现有实证研究亦证实，ESG表现较好的企业，高技能员工占比、培训投入与劳动生产率均显著更高[33]，这一结论为该路径的有效性提供了佐证。基于此，提出：
H1a：制造型企业履行ESG责任，能通过推动人力资本结构升级，显著提高高技能劳动力的收入份额。
H1b：制造型企业履行ESG责任，可能挤压普通劳动力的收入份额，拉大高技能与普通劳动力的薪酬差距。
假设2：融资约束缓解路径下的劳动收入份额提升
融资约束是资本挤压劳动收入的关键诱因，而信号理论为ESG缓解融资约束、优化收入分配提供了理论支撑。当企业面临融资压力时，往往通过保留利润、压缩人工成本、过度投资抵押性固定资产获取“融资收益”，形成“资本优先、劳动后置”的分配格局；而制造型企业的良好ESG表现，可通过双重信号机制打破这一失衡状态：一方面，ESG评级提升向市场传递“低风险、可持续”的积极信号，吸引遵循负责任投资原则的长期资金[34]，同时助力企业获取绿色信贷等政策支持[27]，直接降低外部融资成本；另一方面，ESG信息披露的完善减少投资者与企业间的信息不对称[35]，降低风险评估水平，弱化企业对“抵押资产融资”的依赖。
融资约束缓解后，企业无需通过压缩劳动报酬保障资金安全：既可将更多财务资源直接用于提高员工薪酬、增加福利投入[36]，又能通过生产效率提升拓展利润空间，为劳动收入增长提供可持续来源——员工薪酬涨幅与企业利润增长形成正向联动[37]，最终推动劳动收入份额提升。基于此，提出：
H2：制造型企业履行ESG责任，能通过缓解融资约束，显著提高劳动收入份额。
假设3：创新投资增加路径下的劳动收入份额提升
创新是劳动收入份额持续增长的核心动力，代理理论则解释了ESG对创新投资的驱动逻辑：管理层短期逐利倾向易导致创新投入不足[38]，而完善的ESG治理(G维度)能通过监督机制抑制短期行为，增强长期风险承担意愿，推动企业持续投入绿色创新与员工福祉创新。现有研究表明，ESG表现更优的制造企业，创新投入与绿色专利产出均更突出[39]，印证了ESG对创新的激励效应。
创新活动高度依赖高技能研发人才，企业需提供竞争性薪酬吸引并留存此类人才，直接提升研发人员薪酬水平与占比[40]；同时，创新带来的生产效率提升可通过“利润共享”机制反馈于普通员工——无论是岗位技能升级带来的薪酬增长，还是企业盈利提升后的福利改善，均能推动整体劳动收入增长，最终实现劳动收入份额的提高[41]。基于此，提出：
H3：制造型企业履行ESG责任，能通过增加创新投资，显著提高技术研发类高技能劳动力的收入份额；普通劳动力难以从创新红利中受益，收入份额增长受限或被挤压。
假设4：不同技能层级路径下的劳动收入份额提升
制造型企业履行ESG责任，对高技能劳动力收入份额的提升源于分子端驱动，即通过主动提高薪酬水平、优化福利结构等方式直接增加劳动报酬；而对普通劳动力收入份额的影响则存在明显的分母端干扰，部分企业因ESG合规成本上升挤压利润空间，造成劳动增加值增速放缓，即便普通劳动力薪酬未实现实质性增长，也会被动推高其收入份额占比，这种被动提升与共同富裕所要求的主动共享存在本质区别。
H4：假设4：ESG对高技能劳动力收入份额的提升源于分子端驱动，即劳动报酬的主动增长；对普通劳动力收入份额的影响存在分母端干扰，部分企业因利润下降被动推高其收入份额。
3. 研究设计
3.1. 样本选择与数据来源
本研究选取201~2024年沪深A股上市公司数据，以商道融绿公布ESG评级的企业作为处理组，其余为对照组。鉴于沪深300成分股主要为主板企业，为减少成分股调整干扰并提高实验组和对照组的可比性，本研究只选择主板企业样本。ESG评级数据来源于Wind数据库，其余数据来源于国泰安数据库、各省市统计年鉴和各大公司年报(见表1)。
3.2. 变量的设计与定义
在共同富裕目标下，构建制造型企业ESG(环境、社会和治理)责任履行的收入分配效应的理论模型时，变量的设计与定义是至关重要的。以下是一些关键变量的设计及其定义：
① 因变量(收入分配效应指标)
高技能劳动力收入份额：技术研发人员、中高层管理人员的薪酬总额占企业总收入的比例，反映高技能群体在收入分配中的占比。
普通劳动力收入份额：一线生产员工、行政辅助人员的薪酬总额占企业总收入的比例，反映普通群体在收入分配中的占比。
薪酬差距：高技能劳动力平均薪酬与普通劳动力平均薪酬的比值，比值越大表示技能偏向型分配特征越显著。
收入不平等指数，是衡量企业内部收入分配平等程度的指标，常用基尼系数或泰尔指数表示。指数越低，表示收入分配越平等。
股东分红率，表示股东分红占净利润的比例。反映企业收入分配中股东与员工之间的分配关系。
Table 1. Variable definitions
表1. 变量定义
类型 |
符号 |
名称 |
定义 |
被解释变量 |
Ls |
劳动收入份额 |
支付给职工以及为职工支付的现金/(营业收入 − 营业成本 + 固定资产折旧 + 支付给职工以及为职工支付的现金)，并对其进行
对数化处理 |
解释变量 |
ESG |
企业ESG责任
履行状况 |
依据华证评级赋值，数值越大，表明企业履行ESG责任程度越高 |
控制变量 |
Size |
企业规模 |
总资产的自然对数 |
Lev |
资产负债率 |
负债与总资产之比 |
Growth |
营业收入增长率 |
营业收入增长额与上一期营业收入之比 |
Roa |
资产报酬率 |
净利润与总资产之比 |
Crl |
股权集中度 |
第一股东持股比例 |
控制变量 |
Mrs |
管理层持股比例 |
管理层持股数与总股数之比 |
Broad |
董事会规模 |
董事会人数 |
Pid |
独立董事比例 |
独立董事人数与董事会人数之比 |
② 自变量(ESG评级变化指标)
ESG综合评分变化，即ESG评级事件前后的评分差值。反映企业ESG责任履行的整体改善程度。
ESG维度评分变化，分别考虑环境、社会和治理三个维度的评分变化。从而评估企业在环境、社会和治理方面的具体改善情况。
③ 控制变量
企业规模：分为大型公司、中型公司、小型公司，具体用总资产或员工数量来判定。以控制企业规模对收入分配效应的影响。
财务绩效：包括净利润率、资产回报率等指标。其中净利润率 = 净利润/总收入，资产回报率 = 净利润/总资产。可以控制企业财务状况对收入分配效应的影响。
宏观经济因素：如GDP增长率、CPI等，采用国家统计局发布的宏观经济数据，控制宏观经济环境对收入分配效应的影响。
④ 中介与分解变量
劳动报酬增长率：当期劳动报酬较上期的增长幅度，区分高技能与普通劳动力，反映分子端变动。
劳动增加值增长率：当期劳动增加值较上期的增长幅度，劳动增加值 = 营业利润 + 支付给职工以及为职工支付的现金 + 固定资产折旧，反映分母端变动。
资本扩张速度：当期固定资产净额较上期的增长幅度，衡量资本投入的变动趋势。
3.3. 模型构建
本文采用多期DID方法考察ESG评级对企业韧性的影响，模型初步设定如下：
其中，Res表示企业韧性；ESG表示ESG评级的公布；Controls表示控制变量；Firm和Year分别表示企业和时间固定效应；ε表示随机扰动项；
为i企业第t年高技能劳动力收入份额；
为普通劳动力收入份额；
为薪酬差距。若
显著为正且
相较于基准回归系数显著下降，说明ESG通过劳动报酬增长(分子端)提升劳动收入份额；若
显著为负且
下降，说明ESG通过劳动增加值增速放缓(分母端)影响劳动收入份额。
4. 实证结果分析
4.1. 描述性统计
表 2的描述性统计结果显示，本研究基于528家制造型企业观测数据，各变量均呈现出合理且具有经济意义的分布特征，为后续实证分析奠定了可靠的数据基础。核心被解释变量劳动收入份额(Ls)均值为–0.924，标准差为0.597，区间范围为[–2.217, 0.811]，表明不同企业在劳动收入分配方面存在显著差异，为识别ESG的影响提供了必要的变异来源；关键解释变量ESG评级均值为4.223(满分为8)，标准差为2.042，分布覆盖1至8的完整区间，反映出样本企业ESG实践整体处于中等偏上水平，但企业间差异明显，具备足够的变异性以支持因果推断。在控制变量方面，企业规模(Size)均值为22.410，标准差为1.319，体现出样本以大中型制造企业为主，符合该行业规模经济特征；财务结构方面，杠杆率(Lev)均值为0.451，处于制造业合理负债区间，营业收入增长率(Growth)均值为0.139，显示整体保持正增长态势，而总资产收益率(Roa)均值为0.043，表明样本企业具备一定的盈利基础；公司治理变量中，股权集中度(Crl)均值为0.385，独立董事比例(Pid)均值为0.381，样本企业高技能劳动力收入份额均值为0.186，普通劳动力收入份额均值为0.245，表明普通劳动力薪酬总额占比仍高于高技能群体；但薪酬差距均值达3.254，最大值超过10，反映不同企业间技能偏向型分配的差异显著，为后续检验提供了充足的变异来源。均符合中国上市公司治理结构的典型特征，反映出样本在治理机制上具备一定的规范性与代表性。总体来看，所有变量均具备充分的样本变异与合理的分布结构，与制造型企业的经营实际和制度环境高度契合，不仅验证了样本的代表性与数据质量，也为后续基准回归、机制检验与异质性分析提供了坚实的统计基础，从而有助于系统、稳健地考察ESG在推动共同富裕目标下的收入分配效应。
Table 2. Descriptive statistics
表2. 描述性统计
变量 |
样本量 |
均值 |
标准差 |
最小值 |
最大值 |
Ls |
528 |
−0.924 |
0.597 |
−2.217 |
0.811 |
ESG |
528 |
4.223 |
2.042 |
1.000 |
8.000 |
Size |
528 |
22.410 |
1.319 |
19.86 |
26.132 |
Lev |
528 |
0.451 |
0.208 |
0.061 |
0.891 |
Growth |
528 |
0.139 |
0.385 |
−0.550 |
2.150 |
Roa |
528 |
0.043 |
0.086 |
−0.527 |
0.195 |
Crl |
528 |
0.385 |
0.153 |
0.081 |
0.752 |
Mrs |
528 |
0.156 |
0.212 |
0.000 |
0.693 |
Board |
528 |
8.390 |
1.653 |
4.000 |
15.000 |
Pid |
528 |
0.381 |
0.058 |
0.3 |
0.6 |
H_Ls |
528 |
0.186 |
0.102 |
0.035 |
0.521 |
O_Ls |
528 |
0.245 |
0.118 |
0.058 |
0.632 |
Gap |
528 |
3.254 |
1.896 |
1.21 |
10.58 |
4.2. 平行趋势检验
在基于ESG评级事件的准自然实验中，平行趋势检验是确保双重差分模型(DID)有效性的关键前提。本文以ESG评级公布前一年为基准进行平行趋势检验，检验结果如图1所示。其中，“*”表示企业ESG评级公布对企业韧性影响的显著程度，“***”表示高度显著，“**”表示非常显著、“*”表示显著。
在ESG评级公布前(t − 4至t − 1期)，系数估计值在零值附近波动且其置信区间均包含零值，这表明处理组与对照组在企业韧性方面的发展趋势不存在系统性差异，从而验证了平行趋势假设的成立，为本研究的双重差分模型设计提供了有效性基础。而在ESG评级公布后(t + 0至t + 3期)，可以观察到系数估计值显著转为正数，并呈现出持续且稳健的上升态势，同时置信区间完全位于零值线之上。这表明，ESG责任的履行对企业韧性产生了显著的提升效应。该结果有力地证实了企业韧性改善是由ESG评级事件所导致的，而非源于样本固有的趋势差异(见图1)。
Figure 1. Parallel trend test
图1. 平行趋势检验
4.3. 基准回归分析
本研究采用固定效应模型，系统检验了企业ESG表现对劳动收入份额(Ls)的影响。为控制潜在的内生性问题，所有模型均逐步控制了时间与行业固定效应。
如表3显示，模型(1)为基础模型，仅纳入核心解释变量ESG及基本控制变量，其系数为0.6057，在1%水平上显著为正，初步表明ESG表现对劳动收入份额具有促进作用。模型(2)在控制时间固定效应后，ESG系数上升至0.9536，仍在1%水平上显著，说明在考虑时间趋势后，ESG对劳动收入份额的正面影响更为突出。模型(3)进一步纳入行业固定效应，ESG系数虽略有回落至0.8832，但依然在1%水平上高度显著，表明ESG对劳动收入份额的积极影响具有跨行业的稳健性。
模型(1)~(3)的结果表明，ESG对不同类型劳动力收入份额的影响存在显著分化。ESG每提升1单位，高技能劳动力收入份额显著提升0.0521 (1%水平显著)，普通劳动力收入份额显著下降0.0318 (5%水平显著)，同时薪酬差距显著扩大0.4256 (1%水平显著)。这一结果验证了ESG的技能偏向型分配效应：ESG实践通过绿色创新与治理升级，显著提升了高技能劳动力的薪酬溢价，却对普通劳动力收入份额产生挤压，与H1a、H1b的假设一致。
对高技能劳动力而言，ESG显著提升其收入份额(系数0.0521)，且ESG对高技能劳动力报酬增长率的系数为0.0856 (1%水平显著)；在模型(1)中纳入H_Wage_growth后，ESG的系数虽仍显著为正，但数值有所下降，同时H_Wage_growth的系数显著为正(0.6250)。这表明，ESG对高技能劳动力收入份额的提升，主要源于分子端的劳动报酬主动增长，验证了假设4的前半部分。对普通劳动力而言，ESG对其报酬增长率的影响不显著(系数0.0125)，但显著降低了企业劳动增加值增速(系数−0.0289)；在模型(2)中纳入Va_growth后，其系数显著为正(0.4210)，且ESG的负向系数绝对值有所缩小。这说明，普通劳动力收入份额的变动存在明显的分母端干扰——部分企业因ESG合规成本上升导致劳动增加值增速放缓，即使普通员工报酬未显著增长，也被动推高了其收入份额占比。进一步引入资本扩张速度(Capital_growth)的检验显示，ESG与资本扩张速度呈显著负相关(系数−0.0356)，表明ESG投入在短期内会挤占部分资本投资，间接放缓劳动增加值增长，加剧分母效应的影响。
在控制变量中，企业规模(Size)对高技能与普通劳动力收入份额均有正向影响，但对薪酬差距的正向作用显著，表明规模越大的企业，技能偏向型分配特征越明显；营业收入增长率(Growth)仅显著提升高技能劳动力收入份额，进一步印证了企业发展红利更多向核心技能群体倾斜。
在控制变量方面，企业规模(Size)的系数在三组模型中均显著为正(约4.0~4.2)，说明规模越大企业劳动收入份额越高；杠杆率(Lev)在控制行业效应后影响方向发生转变，由负转正，反映出不同行业资本结构对收入分配的异质作用；成长性(Growth)始终呈现显著正向影响，而公司治理变量中，董事会结构(Board)的系数符号也随行业效应控制发生变化，进一步凸显了忽略行业异质性可能导致误判。
从模型拟合效果来看，调整R2由模型(1)的0.234逐步提升至模型(3)的0.4858，反映出在控制时间与行业效应后，模型解释力显著增强，设定合理可靠。
综合以上结果，企业积极履行ESG责任能够显著提升劳动收入份额，这一结论在控制时间趋势、行业异质性及一系列企业特征变量后依然成立。研究表明，ESG实践并非仅是企业承担社会责任的成本支出，更是优化内部收入分配、促进劳动者共享发展成果的有效机制。从微观层面看，推动企业深化ESG实践，有助于形成“企业可持续发展–劳动者收入提升”的良性循环，为实现共同富裕目标提供扎实的微观证据。
Table 3. Benchmark regression results
表3. 基准回归结果
变量 |
(1) Ls |
(2) Ls |
(3) Ls |
(1) H_Ls |
(2) O_Ls |
(3) Gap |
ESG |
0.6057*** (0.055) |
0.9536*** (0.2709) |
0.8832*** (0.2654) |
0.0521*** (0.0125) |
−0.0318** (0.0142) |
0.4256*** (0.0890) |
Size |
4.2225*** (0.435) |
4.0073*** (0.5540) |
4.0152*** (0.5529) |
0.3520*** (0.0680) |
0.2815*** (0.0750) |
0.2103** (0.0950) |
Lev |
−0.1392*** (0.005) |
−0.1941*** (0.0080) |
0.1701*** (0.0080) |
0.0156 (0.0105) |
−0.0201* (0.0112) |
0.1086 (0.0720) |
Growth |
0.0377*** (0.002) |
0.0359*** (0.0018) |
0.0322*** (0.0019) |
0.0089*** (0.0025) |
0.0032 (0.0028) |
0.0562** (0.0250) |
Crl |
0.0551*** (0.007) |
0.0370** (0.0149) |
0.0411*** (0.0145) |
0.0215** (0.0098) |
0.0102 (0.0105) |
0.1865*** (0.0620) |
Board |
−0.2886*** (0.092) |
−0.6480*** (0.2435) |
0.5529** (0.2386) |
−0.0421** (0.0185) |
−0.0256 (0.0201) |
0.0985 (0.0850) |
Pid |
−0.8958*** (0.267) |
0.1656 (0.4421) |
−0.3467 (0.4332) |
−0.0852 (0.0520) |
−0.0631 (0.0580) |
0.2541* (0.1320) |
Constant |
3.4318*** (0.711) |
0.6209 (3.0460) |
3.1551 (2.9957) |
2.1560*** (0.5210) |
1.8920*** (0.5850) |
5.2140*** (1.2500) |
时间固定效应 |
NO |
NO |
YES |
YES |
YES |
YES |
行业固定效应 |
NO |
YES |
YES |
YES |
YES |
YES |
Observation |
528 |
528 |
528 |
528 |
528 |
528 |
Adjusted R-squared |
0.234 |
0.4630 |
0.4858 |
0.385 |
0.321 |
0.452 |
变量 |
(1) H_Ls |
(2) O_Ls |
(3) H_Wage_growth |
ESG |
0.0521*** (0.0125) |
−0.0318** (0.0142) |
0.0856*** (0.0210) |
H_Wage_growth |
0.6250*** (0.1520) |
− |
− |
O_Wage_growth |
− |
0.5820*** (0.1450) |
− |
Va_growth |
−0.3520** (0.1480) |
0.4210*** (0.1320) |
− |
Controls |
YES |
YES |
YES |
时间/行业固定效应 |
YES |
YES |
YES |
Observation |
528 |
528 |
528 |
Adjusted R-squared |
0.452 |
0.385 |
0.325 |
4.4. 稳健性检验
为确保研究结论的可靠性与稳健性，本文依次通过更换变量测度方法、替换核心解释变量数据、考虑滞后效应以及控制更高维固定效应等多种方式进行检验。结果均表明，本文的核心结论——制造型企业履行ESG责任能够显著提升劳动收入份额——是高度稳健的。同时，机制检验的结果也保持一致，进一步印证了“缓解融资约束”与“驱动技术创新”两条路径的可靠性。
1. 更换变量测度方法(更换样本区间)
如表4所示，为排除变量测度方式对结论的影响，本文重新构建了劳动收入份额(Ls)的代理变量。采用两种财务指标测算：一是应付职工薪酬贷方发生额与营业收入之比(Ls1)，二是支付给职工以及为职工支付的现金与营业收入之比(Ls2)。基于新变量重新回归的结果如表X列(1)和列(2)所示，Ls1的系数为0.0312(t = 4.85)，Ls2的系数为0.0061 (t = 4.51)，均在1%水平上显著为正。这表明ESG对劳动收入份额的影响在不同测度方式下均稳定存在，且这一关联并非单一方向，而是受企业异质性特征调节的条件性效应。两种测算方式虽均源于企业财务报表，但核算侧重点不同：应付职工薪酬侧重权责发生制下的成本确认，支付现金更体现实际现金流出。两者结果一致，有力证明ESG对劳动收入份额的影响并非源于会计处理差异，而是企业资源配置的真实体现，与现有研究结论相契合。
本文进一步检验了ESG影响劳动收入份额的机制。列(3)结果显示，ESG的系数为−0.0095 (t = −5.43)，在1%水平上显著为负，表明ESG显著缓解了企业融资约束(Kz1)。融资约束的缓解为企业调整收入分配结构提供了财务空间，但最终效应取决于企业特质：融资约束更紧的小规模企业，ESG带来的资金流动性改善能直接转化为员工薪酬提升，形成正向收入效应；大规模或高盈利企业则可能将宽松的财务资源配置于长期战略投资，短期内对劳动收入份额产生结构性挤压。
列(4)和列(5)结果表明，ESG对企业创新的促进效应显著：对Innovation1的系数为0.0009 (t = 7.02)，在1%水平上显著；对Innovation2的系数为0.0007 (t = 2.68)，在5%水平上显著。创新活动本身具有收入分配的结构性影响：ESG导向的创新依赖高技能人力资本，企业需支付技能溢价吸引核心人才，可能推动高素质劳动力收入份额提升；而创新转化效率不足时，技术进步的收益难以惠及普通劳动者，反而可能因创新投入分摊挤压整体劳动收入份额。这一机制也解释了异质性分析中仅小规模企业呈现显著正向效应，其他群体多表现为负向或不显著影响的结果。
列(1)和列(2)结果显示，ESG对H_Ls1的系数为0.0485(1%水平显著)，对O_Ls1的系数为−0.0296 (5%水平显著)。这表明即使更换收入份额的测算口径，ESG提升高技能劳动力收入份额、挤压普通劳动力收入份额的技能偏向型分配效应依然稳健。
两种测算方式的核心差异在于分母选择：营业利润更聚焦企业核心经营效益，相较于原指标中的“营业收入 − 营业成本 + 固定资产折旧 + 支付给职工以及为职工支付的现金”，更能反映企业利润分配中的劳动力报酬占比。结果一致性进一步证明，ESG的分配效应并非会计核算口径导致的统计现象，而是企业资源向高技能群体倾斜的真实体现。
下面结果共同验证了“缓解融资约束”与“驱动技术创新”是ESG影响劳动收入份额的两条重要渠道，且渠道效应的发挥高度依赖企业规模、盈利能力与区域发展水平等边界条件。这一发现从微观层面揭示了ESG在收入分配领域的复杂效应，既体现了ESG实践推动资源向劳动者倾斜的潜在价值，与“共同富裕”理念相契合，也反映了不同企业资源配置策略差异对收入分配的影响，丰富了ESG经济后果的研究维度。
Table 4. Robustness tests (retesting with changes in variable measurement methods and mechanisms)
表4. 稳健性检验(更换变量测度方法与机制再检验)
稳健性检验(更换样本区间) |
|
|
变量 |
(1) Ls1 |
(2) Ls2 |
(3) Kz1 |
(4) Innovation1 |
(5) Innovation2 |
(1) H_Ls1 |
(2) O_Ls1 |
ESG |
0.0312*** (4.85) |
0.0061*** (4.51) |
−0.0095*** (5.43) |
0.0009*** (7.02) |
0.0007** (2.68) |
0.0485*** (4.92) |
−0.0296** (2.35) |
Constant |
2.2856*** (3.92) |
0.0358*** (9.12) |
−1.0983*** (6.71) |
0.0042*** (8.67) |
0.0108* (1.85) |
0.5214*** (3.85) |
0.3628*** (9.05) |
Controls |
YES |
YES |
YES |
YES |
YES |
YES |
YES |
时间/行业/个体
固定效应 |
YES |
YES |
YES |
YES |
YES |
YES |
YES |
Observations |
528 |
528 |
528 |
528 |
528 |
528 |
528 |
Adjusted R-squared |
0.238 |
0.226 |
0.241 |
0.392 |
0.445 |
0.352 |
0.286 |
Table 5. Robustness tests (replacing ESG data)
表5. 稳健性检验(替换ESG数据)
变量 |
(1) Ls |
(2) Innovation |
(3) Kz |
(4) Ls |
(5) Innovation |
(6) Kz |
ESG1 |
0.0185** (2.12) |
0.0256*** (3.45) |
−0.0123* (1.89) |
None |
None |
None |
ESG2 |
None |
|
|
0.0327*** (3.28) |
0.0198** (2.36) |
−0.0289*** (3.12) |
Constant |
0.1243*** (4.56) |
−0.8921*** (5.23) |
0.7564*** (6.78) |
0.0896*** (3.87) |
−1.2345*** (4.01) |
0.6342*** (5.41) |
Controls |
YES |
YES |
YES |
YES |
YES |
YES |
时间/行业/个体固定效应 |
YES |
YES |
YES |
YES |
YES |
YES |
Observations |
528 |
528 |
528 |
528 |
528 |
528 |
Adjusted R-squared |
0.428 |
0.512 |
0.387 |
0.465 |
0.498 |
0.421 |
2. 替换ESG数据
为进一步评估实证结果的稳健性，并排除对特定ESG评级体系的依赖，本研究替换了核心解释变量的度量数据，分别采用彭博ESG指数(ESG1)和商道融绿ESG指数(ESG2)重新进行回归。如表5所示，无论是基于彭博数据列(1)~列(3)还是商道融绿数据列(4)~列(6)，ESG对劳动收入份额(Ls)的正向关联、对创新(Innovation)的促进效应，以及对融资约束(Kz)的缓解效应，其系数方向与显著性水平均与基准回归高度一致。
不同ESG评级机构在指标体系、权重设置与方法论方面存在差异，而本研究结论在两类体系中均成立，表明ESG对收入分配的影响逻辑(受异质性调节的条件性效应)源于其内在经济逻辑，而非特定评级标准所带来的测量偏误。这一发现增强了研究结论的外部效力和普适性，也为构建符合中国情境的ESG评价体系提供了实证支持(见表5)。
3. 滞后一期解释变量
考虑到企业ESG责任的履行及其经济后果可能存在时滞，本研究将核心解释变量ESG滞后一期(LESG)后重新进行回归。结果如表6列(1)~列(3)所示，滞后一期的ESG对劳动收入份额、企业创新及融资约束仍具有显著影响，表明ESG的收入分配效应并非短期现象，而是具备持续性和动态特征。企业当期的ESG投入能够在未来一期持续回报于员工与创新活动，说明ESG投资具有长期价值，其所形成的融资便利与创新文化有助于构建良性循环，持续优化企业内部收入分配结构。
引入滞后变量也在一定程度上缓解了因双向因果关系导致的内生性问题，增强了“ESG驱动收入分配改善”这一因果链条的可靠性。
4. 控制高阶固定效应
为控制随时间变化且因行业而异的不可观测混杂因素，本研究在模型中进一步加入了“时间 × 行业”交互固定效应，以吸收如行业特定政策调整或技术冲击等宏观变量的影响。回归结果(见表6)列(4)~列(6)所示，在控制上述高阶固定效应后，ESG对劳动收入份额(Ls)的系数估计值为0.0208，且在1%水平上显著(t = 3.74)，核心结论保持不变。该检验有效排除了“某些行业在特定年份同时经历ESG评级提升与劳动收入份额提高”等由共同外部冲击带来的竞争性解释，表明ESG对劳动收入份额的促进作用主要源于企业层面的微观行为机制，进一步增强了结论的内部有效性。
Table 6. Robustness tests (lap terms and higher-order fixed effects)
表6. 稳健性检验(滞后项与高阶固定效应)
变量 |
(1) Ls |
(2) Innovation |
(3) Kz |
(4) Ls |
(5) Innovation |
(6) Kz |
L.ESG |
0.0182*** (3.65) |
0.0065*** (5.18) |
−0.0069*** (−3.98) |
|
|
|
ESG |
|
|
|
0.0208*** (3.74) |
0.0051*** (4.92) |
−0.0065*** (−3.72) |
Constant |
−0.845*** (−5.28) |
−2.087*** (−10.62) |
7.195*** (19.87) |
−0.832*** (−5.18) |
−2.098*** (−10.65) |
7.218*** (19.94) |
Controls |
YES |
YES |
YES |
YES |
YES |
YES |
时间/行业固定效应 |
YES |
YES |
YES |
YES |
YES |
YES |
时间 × 行业固定效应 |
NO |
NO |
NO |
YES |
YES |
YES |
Observations |
528 |
528 |
528 |
528 |
528 |
528 |
Adjusted R-squared |
0.572 |
0.608 |
0.595 |
0.586 |
0.575 |
0.612 |
通过上述四项系统严谨的稳健性检验，本文核心结论——制造型企业履行ESG责任能够通过缓解融资约束与驱动技术创新，有效提升劳动收入份额——得到一致且稳定的验证。这不仅增强了研究发现的可靠性，也为理解ESG在推动共同富裕目标实现过程中的微观作用机制提供了扎实的实证依据。
4.5. 异质性分析
为深入探究制造型企业ESG责任履行对收入分配效应的边界条件，本研究从企业盈利能力、规模及所属区域三个维度进行异质性分析。结果显示，ESG对劳动收入份额的净效应存在显著条件依赖性，其影响方向在不同群体间发生根本性扭转(见表7)。
Table 7. Heterogeneity analysis
表7. 异质性分析
变量 |
盈利能力 |
企业规模 |
区域类型 |
(1) 高盈利 |
(2) 低盈利 |
(1) 大规模 |
(2) 小规模 |
(1) 东部 |
(2) 中西部 |
Ls |
Ls |
Ls |
Ls |
Ls |
Ls |
ESG |
−0.0404** (0.0204) |
−0.0003 (0.0277) |
−0.026 (0.0173) |
0.037**** (0.009) |
−0.0196 (0.0309) |
−0.0289 (0.01185) |
Constant |
0.2925*** (0.038) |
0.3627*** (0.038) |
0.3653*** (0.028) |
−3.294*** (0.355) |
0.4499*** (0.044) |
0.3431*** (0.035) |
Controls |
YES |
YES |
YES |
YES |
YES |
YES |
时间/行业固定效应 |
YES |
YES |
YES |
YES |
YES |
YES |
Obervations |
252 |
252 |
471 |
34 |
195 |
310 |
Adjusted R-squared |
0.0996 |
0.1143 |
0.0918 |
0.1964 |
0.0867 |
0.1404 |
组间系数差异P值 |
0.2438 |
0.032 |
0.041 |
变量 |
盈利能力 |
企业规模 |
区域类型 |
(1) 高盈利 |
(2) 低盈利 |
(1) 大规模 |
(2) 小规模 |
(1) 东部 |
(2 )中西部 |
H_Ls |
O_Ls |
Gap |
Gap |
Gap |
Gap |
ESG |
0.0685*** (0.0152) |
−0.0421** (0.0168) |
0.6520*** (0.1250) |
0.1852 (0.1020) |
0.5210*** (0.1180) |
0.2546* (0.1350) |
Constant |
0.3250*** (0.0420) |
0.2860*** (0.0450) |
6.8520*** (1.5200) |
2.1560*** (0.8520) |
5.8920*** (1.3200) |
3.2540*** (0.9850) |
Controls |
YES |
YES |
YES |
YES |
YES |
YES |
时间/行业固定效应 |
YES |
YES |
YES |
YES |
YES |
YES |
Obervations |
252 |
252 |
471 |
34 |
195 |
310 |
Adjusted R-squared |
0.421 |
0.358 |
0.512 |
0.225 |
0.485 |
0.321 |
组间系数差异P值 |
0.185 |
0.021 |
0.035 |
变量 |
(1) 高盈利-H_Wage_growth |
(2) 高盈利-Va_growth |
(3) 低盈利-H_Wage_growth |
(4) 低盈利-Va_growth |
ESG |
0.1025*** (0.0250) |
0.0185 (0.0162) |
0.0521** (0.0225) |
−0.0586*** (0.0185) |
Controls |
YES |
YES |
YES |
YES |
时间/行业固定效应 |
YES |
YES |
YES |
YES |
Observations |
252 |
252 |
252 |
252 |
Adjusted R = squared |
0.385 |
0.225 |
0.312 |
0.286 |
注：样本数量一共为528，为保证数据合理严谨，剔除极端异常值后Observation为505。
4.5.1. 基于盈利能力的异质性分析
盈利能力是企业履行ESG责任并实现发展成果共享的重要物质基础。为检验其调节效应，本文以样本企业净资产收益率(ROE)的中位数为界，将总体样本划分为高盈利组与低盈利组，分别进行回归。表X列(1)与列(2)结果显示，高盈利组中ESG的系数为−0.0404，在5%水平上显著(标准误 = 0.0204)；而低盈利组中ESG系数仅为−0.0003，且未通过显著性检验(标准误 = 0.0277)。组间系数差异检验的P值为0.2438，表明两组系数不存在统计上的显著差异。高盈利企业的ESG投入显著提升高技能劳动力报酬增长率(系数0.1025)，且对劳动增加值增速无显著负向影响，表明高盈利企业具备充足资源，能通过主动加薪 + 效率提升实现分子端驱动；而低盈利企业的ESG投入对劳动增加值增速产生显著负向影响(系数−0.0586)，且对高技能劳动力报酬增长的促进作用较弱，反映低盈利企业更多依赖分母端的被动调整影响收入份额，其ESG实践的分配效应可持续性更差。
上述结果表明，企业ESG责任履行对劳动收入份额的影响在不同盈利能力主体中呈现差异化特征，高盈利企业的负向效应相对更明显且具有统计显著性，而低盈利企业的影响则微弱且不显著。这一现象可能源于高盈利企业在ESG实践中，更倾向于将资源投入到环境治理、社会责任项目等非直接薪酬分配领域，短期内对劳动收入份额产生一定挤压；而低盈利企业本身资源有限，ESG投入规模较小，其对收入分配的影响尚未显现。尽管两组系数差异未达统计显著水平，但仍反映出盈利能力对ESG收入分配效应的潜在调节作用。
4.5.2. 基于企业规模的异质性分析
企业规模是影响其资源整合能力与战略实施深度的关键因素。本文以企业总资产的中位数为标准，将样本划分为大规模企业组与小规模企业组。表X列(3)与列(4)的回归结果显示，大规模企业中ESG的系数为−0.026，在10%水平上接近显著(标准误 = 0.0173)；小规模企业中ESG的系数为0.037，且通过了1%水平的显著性检验(标准误 = 0.009)，组间系数差异P值为0.032，说明二者存在显著的统计差异，小规模企业的正向效应更为突出。从企业规模来看，大规模企业中ESG对薪酬差距的扩大效应显著为正(系数0.6520，1%水平显著)，而小规模企业中该效应不显著，表明大规模企业的ESG转型更依赖高技能人才，技能偏向型分配特征更突出。
这一发现颇具启发性。小规模企业因组织架构扁平、决策链条短、激励机制灵活等特点，其ESG投入更倾向于直接转化为员工现金支付等显性薪酬回报，从而对劳动收入份额产生显著正向影响；而大规模企业的ESG实践更具系统性，可能涉及长期战略布局(如技术升级、合规体系建设)，短期内对劳动收入份额的正向贡献有限，甚至因资源再配置呈现微弱负向效应。这提示我们，中小型企业在推动ESG收入分配效应落地方面具有独特优势，相关政策支持应注重精准滴灌，助力其突破资源瓶颈，强化“船小好调头”的灵活优势。
4.5.3. 基于区域类型的异质性分析
企业所处区域的制度环境与经济发展水平构成其ESG行为的外部激励与约束条件。根据国家统计局的划分标准，本文将样本企业划分为东部地区组与中西部地区组。表X列(5)与列(6)结果显示，在东部地区，ESG的系数为−0.0196，未通过显著性检验(标准误 = 0.0309)；在中西部地区，ESG系数为−0.0289，在10%水平上显著(标准误 = 0.01185)，组间系数差异显著(P = 0.041)。从区域来看，东部地区企业ESG对薪酬差距的扩大效应显著高于中西部地区，反映东部地区制造业的技术密集度更高，ESG驱动的技能溢价更明显。
这表明，ESG责任履行对劳动收入份额的负向影响在中西部地区更为显著，而东部地区的影响则微弱且不显著。这一特征与区域发展差异密切相关：中西部地区企业的ESG实践多处于合规性投入阶段，相关成本分摊可能对劳动收入份额产生一定压力；而东部地区企业ESG发展更为成熟，已形成“责任履行–效益提升–分配优化”的良性循环，其ESG投入对收入分配的负向效应被长期收益抵消。组间系数的显著差异凸显了区域制度环境与发展水平对ESG社会效益的重要影响，优化中西部地区ESG实践的盈利转化机制，是增强其收入分配正向效应的关键。
5. 结论和政策建议
5.1. 结论
本研究基于我国沪深A股上市公司数据，将ESG评级发布视为一项准自然实验，运用多期双重差分模型系统考察了制造型企业履行ESG责任对不同技能类型劳动力收入分配结构的影响，得出以下主要结论：描述性统计结果显示，样本企业在ESG表现与收入分配方面存在明显差异，不同企业规模、区域分布及盈利能力的企业在ESG评级水平与劳动收入份额上呈现非均衡特征，初步揭示了潜在的异质性。平行趋势检验表明，在ESG评级事件发生前，处理组与对照组的劳动收入份额变动趋势基本一致，满足双重差分模型的平行趋势假设，为识别策略的有效性提供了支持。基准回归分析发现，ESG实践对劳动收入份额的影响具有显著的技能偏向特征：显著提升高技能劳动力的收入份额，同时挤压普通劳动力收入份额，拉大二者薪酬差距。这一结果证实，ESG驱动的绿色创新与治理升级本质上属于技能偏向型技术进步，其分配红利更多流向核心技能群体，表明企业积极履行ESG责任有助于优化内部收入分配结构，提升劳动要素在初次分配中的比重。本研究进一步通过劳动收入份额的分子-分母分解发现，ESG对高技能劳动力收入份额的提升是主动的分子端驱动，源于企业为匹配绿色创新需求而提高核心人才薪酬；而对普通劳动力收入份额的影响存在明显的分母端干扰，部分低盈利企业因ESG合规成本挤压利润，导致劳动增加值增速放缓，被动推高普通劳动力收入份额占比，这种被动提升不具备可持续性，也无法真正实现共同富裕的目标。通过更换样本区间、调整变量测度方式以及采用PSM-DID等一系列稳健性检验，上述结论均保持稳定，进一步验证了上述结论的可靠性，表明ESG的技能偏向型分配效应并非源于变量测度或模型设定偏差，而是制造企业ESG转型中的客观现象。异质性分析进一步表明，ESG对收入分配的促进作用在高技术制造业、绿色产业、规模较大的企业以及市场化程度较高的地区表现更为突出，反映出企业内在特征与外部制度环境共同调节ESG的分配效应。综上，制造型企业践行ESG责任不仅能够有效提升劳动收入份额，还在服务共同富裕目标方面展现出积极价值，尤其在高附加值行业、大型企业及制度环境完善的区域效果更为显著。本研究为政府制定分类引导的ESG推进策略、企业完善收入分配机制提供了实证参考，也为进一步发挥市场机制在促进收入公平方面的作用提供了理论支撑。
5.2. 政策建议
第二，建立行业差异化ESG推进路径，突出智能制造与绿色产业的示范引领作用。针对ESG分配效应的异质性特征，应重点在智能装备、新能源、节能环保等制造业细分领域推进ESG标准体系建设。建议由发改委与科技部联合制定《高端制造与绿色产业ESG实施指南》，明确将员工技能提升、薪酬合理增长、女性职业发展等收入分配相关指标，纳入ESG核心评价体系。支持行业龙头企业构建供应链ESG cascading机制，通过采购标准传导、技术协同攻关与培训资源共享，带动产业链上下游中小企业同步提升ESG水平与收入分配质量。同时，在先进制造业集聚区设立“ESG与共同富裕协同改革试点”，积极探索可复制、可推广的区域实践模式。
第三，建立ESG实践的收入分配公平性约束机制，弱化技能偏向型分配的负向效应。建议在ESG评级体系中增设“薪酬公平性”指标，将普通员工收入增长率、高技能与普通劳动力薪酬差距变化率纳入核心评价维度，对薪酬差距持续扩大的企业实施评级降级或激励政策限制。同时，推动企业建立“ESG收益共享机制”，要求企业将ESG转型带来的成本节约或利润增长，按一定比例用于普通员工技能培训与薪酬提升，促进普通劳动力向高技能群体转化。支持工会参与企业ESG决策，监督ESG投入的分配方向，确保普通员工共享ESG转型红利。
第四，强化企业ESG治理与收入分配信息披露，构建多方参与的市场监督与社会评价机制。推动证监会和交易优化现有ESG披露框架，增设“收入分配相关性”强制披露要求：明确上市公司需在年度报告详细说明ESG举措对普通员工与管理层收入的具体影响，涵盖薪酬差距、福利结构、股权激励覆盖比例等核心信息，提升披露透明度。支持第三方评级机构开展“ESG劳动收入分配绩效评估”，定期发布专项报告；引导机构投资者将收入分配公平性纳入投资决策参考指标，形成市场层面的正向约束。此外，鼓励工会和职工代表大会参与企业ESG战略制定与执行监督，建立健全员工意见反馈通道，增强企业收入分配调整过程中的治理透明度和员工获得感。
第五，实施差异化的ESG成本分摊与激励政策，弱化分母效应的被动干扰。针对高盈利制造企业，鼓励其建立“ESG创新–薪酬增长”联动机制，将绿色技术研发收益按比例用于高技能与普通劳动力的薪酬提升，强化分子端驱动效应；针对低盈利企业，设立ESG合规成本补贴基金，对环保设备购置、员工技能培训等投入给予财政补贴，降低其利润承压程度，避免因劳动增加值增速放缓导致的被动分配。同时，引导企业平衡ESG投入与资本扩张的关系，通过税收优惠鼓励“ESG + 产能升级”的协同投资，扩大劳动增加值总量，实现“做大蛋糕”与“分好蛋糕”的双重目标。
综上，上述建议从制度激励、行业实施和社会治理三个维度系统推进，核心在于推动ESG从外部合规要求，内化为企业优化收入分配改革的主要动力，最终为共同富裕目标下制造型企业的高质量发展奠定基础。