喻 驊 葛 軍 陳良華

1 引 言

ESG（Environment,Social and Governance，縮寫ESG）由聯(lián)合國全球契約組織（United Nations Global Compact,縮寫UNGC）于2004 年首次提出，將可持續(xù)發(fā)展包含的豐富內(nèi)涵予以歸納整理，充分發(fā)揮政府、企業(yè)、金融機(jī)構(gòu)等主體的作用，依托市場化驅(qū)動機(jī)制，在推動企業(yè)落實(shí)綠色環(huán)保和長期價(jià)值提升方面形成了一套具有可操作性的系統(tǒng)方法論。從全球范圍來看，ESG 理念經(jīng)過近二十年的完善，越來越多的企業(yè)主動承諾改善非財(cái)務(wù)績效，世界范圍內(nèi)的主流金融機(jī)構(gòu)持續(xù)增加ESG 投資活動，各國政府部門出臺強(qiáng)制性法規(guī)或指導(dǎo)性意見推廣ESG 實(shí)踐。近三年在新冠疫情等外部環(huán)境沖擊下，企業(yè)作為市場主體其經(jīng)營環(huán)境不確定性水平呈現(xiàn)上升的趨勢，隨著政策監(jiān)管要求的提高和外部資本市場關(guān)注的增加，企業(yè)是否仍具備足夠的內(nèi)生動力去履行ESG 責(zé)任，通過長期可持續(xù)的價(jià)值行動提高全要素生產(chǎn)率，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)社會價(jià)值和市場價(jià)值的共贏呢？

國內(nèi)外學(xué)者對企業(yè)ESG 責(zé)任履行所帶來的經(jīng)濟(jì)后果開展了相關(guān)理論和實(shí)證研究，現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)注于ESG對企業(yè)財(cái)務(wù)績效（Garcia 等，2020［1］；Atan 等，2018［2］；李井林等，2021［3］；袁業(yè)虎等，2021［4］；張弛等，2020［5］）的影響；對企業(yè)價(jià)值（Elghoul 等，2017［6］； Aouadi 等，2018［7］；張琳等，2019［8］；王波等，2022［9］；王琳璘等，2022［10］）的影響；對融資成本（Rafeala 等，2020［11］；邱牧遠(yuǎn)和殷紅，2019［12］）的影響等。全要素生產(chǎn)率是一個(gè)綜合性的索洛余值，可以分解為技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)和資源配置效應(yīng)兩個(gè)方面（任勝鋼等，2019［13］），在微觀企業(yè)層面反映了各項(xiàng)資源要素投入所形成的最大化產(chǎn)出水平，幫助企業(yè)實(shí)現(xiàn)長期可持續(xù)發(fā)展目標(biāo)。ESG 理論框架將環(huán)境保護(hù)、社會責(zé)任和公司治理三大領(lǐng)域進(jìn)行融合，強(qiáng)調(diào)企業(yè)在整體環(huán)境中為社會帶來的綜合價(jià)值，與全要素生產(chǎn)率的價(jià)值導(dǎo)向不謀而合。然而目前鮮有文獻(xiàn)關(guān)注企業(yè)的ESG 責(zé)任履行是否能優(yōu)化要素配置效率，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。

實(shí)物期權(quán)理論認(rèn)為當(dāng)企業(yè)環(huán)境不確定性增加時(shí)，必然導(dǎo)致該階段對投資產(chǎn)生影響的財(cái)務(wù)信息和非財(cái)務(wù)信息數(shù)量增加，投資人基于謹(jǐn)慎性考慮會對企業(yè)的投資持觀望和延遲的態(tài)度，同時(shí)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的提高也導(dǎo)致企業(yè)籌資難度加大，決策者由于資金短缺有可能會控制或減少ESG 實(shí)踐的投入水平，進(jìn)而影響企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的進(jìn)程。因此微觀層面的環(huán)境不確定性將會對企業(yè)的實(shí)際經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出水平產(chǎn)生較大的影響，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)的管理行為和決策目標(biāo)產(chǎn)生差別。本文針對這一特征利用2011-2020 年滬深A(yù) 股上市公司數(shù)據(jù)，系統(tǒng)考察ESG 責(zé)任履行對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。研究結(jié)果表明：ESG 責(zé)任履行能夠提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率；高環(huán)境不確定性企業(yè)的ESG 責(zé)任履行部分受成本管控水平的機(jī)制作用，對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生正向影響；低環(huán)境不確定性企業(yè)的ESG 責(zé)任履行部分受投資水平的機(jī)制作用，對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生正向影響。

與既往文獻(xiàn)比較，本文可能存在的貢獻(xiàn)：第一，現(xiàn)有文獻(xiàn)針對ESG 責(zé)任履行影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的研究相對較少，本文實(shí)證檢驗(yàn)了ESG 整體和三個(gè)分項(xiàng)因素均能夠提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，豐富和拓展了ESG 責(zé)任履行經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)研究。第二，本文在明確了ESG 責(zé)任履行能夠提升全要素生產(chǎn)率后，將研究視角推至機(jī)制作用，將環(huán)境不確定性納入考量，探究在不同的環(huán)境不確定性水平下，ESG 責(zé)任履行如何通過成本管控水平和投資水平來影響全要素生產(chǎn)率的提高，為相關(guān)研究提供了新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，為企業(yè)ESG 實(shí)踐的開展提供有益的價(jià)值參考。

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 ESG 責(zé)任履行與全要素生產(chǎn)率

企業(yè)的ESG 實(shí)踐不以自身盈利為唯一的戰(zhàn)略目標(biāo)，而是在盈利的同時(shí)致力于推動社會持久穩(wěn)定進(jìn)步，最終實(shí)現(xiàn)企業(yè)與社會和諧共生的可持續(xù)發(fā)展目標(biāo)（盛明泉等，2022［14］）。近年來的理論分析和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明,企業(yè)承擔(dān)環(huán)境責(zé)任、社會責(zé)任和公司治理責(zé)任有助于緩解信息不對稱問題，從而贏得利益相關(guān)者的信賴和支持，降低兩者之間的交易成本。因此ESG 責(zé)任履行被外部利益相關(guān)者看作具有可持續(xù)性的理想特征,具有穩(wěn)定企業(yè)估值和契約的作用,幫助企業(yè)獲取可持續(xù)發(fā)展所需的資源和支持。本文認(rèn)為ESG 責(zé)任履行具體通過以下三個(gè)方面影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率：首先，ESG 責(zé)任履行有助于緩解企業(yè)融資約束。作為企業(yè)重要的非財(cái)務(wù)信息，ESG 可以幫助外部利益相關(guān)者更全面地了解企業(yè)經(jīng)營狀況，具有積極的信號傳遞作用（張兆國等，2013［15］）。高質(zhì)量的ESG 實(shí)踐被視作有價(jià)值的無形資產(chǎn)和較高的內(nèi)部管理水平的體現(xiàn)，這類企業(yè)進(jìn)入資本市場障礙較小，投資者對股票有較好的預(yù)期，其融資水平高于同類型ESG 實(shí)踐質(zhì)量低的企業(yè)（葉陳剛等，2015［16］）。同時(shí)隨著環(huán)保納入政績考核和綠色金融政策的大力推進(jìn)，ESG 責(zé)任履行水平高的企業(yè)更容易獲得金融機(jī)構(gòu)的資金支持（邱牧遠(yuǎn)和殷紅，2019［12］）。因此，融資約束的緩解能幫助企業(yè)持有更充足的資金，在生產(chǎn)要素的配置上更加游刃有余，進(jìn)而提高全要素生產(chǎn)率。其次，ESG 責(zé)任履行能提高企業(yè)財(cái)務(wù)績效。當(dāng)企業(yè)ESG 實(shí)踐達(dá)到一定程度,其價(jià)值增加和價(jià)值創(chuàng)造效應(yīng)將更加顯著，各項(xiàng)成本被收益抵消并超越，最終轉(zhuǎn)化為企業(yè)可獲得關(guān)鍵資源和學(xué)習(xí)曲線的積極因素，進(jìn)而顯著提升財(cái)務(wù)績效（王雙進(jìn)等，2022［17］）。良好的財(cái)務(wù)績效不僅向外部利益相關(guān)者傳達(dá)了低風(fēng)險(xiǎn)高回報(bào)的投資信號，也對優(yōu)秀人才具有吸引力，進(jìn)而擁有更好的人力資源，而人力資源是企業(yè)優(yōu)化各類資源配置的關(guān)鍵因素，對提高全要素生產(chǎn)率具有積極的正向作用。最后，ESG 責(zé)任履行能推動企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。在綠色環(huán)保節(jié)能減排的“雙碳”背景下，企業(yè)通過增加研發(fā)投入，提高環(huán)保創(chuàng)新水平增加企業(yè)的知識存量，幫助企業(yè)獲得更多的專利技術(shù)和非專利技術(shù)。因此企業(yè)積極履行ESG 責(zé)任，優(yōu)化的環(huán)境績效及公司治理水平有助于在實(shí)際生產(chǎn)經(jīng)營中將新增的知識存量轉(zhuǎn)化為實(shí)際的效率產(chǎn)出，進(jìn)而提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

ESG 理念的推廣要求企業(yè)在環(huán)境保護(hù)、社會責(zé)任和公司治理三個(gè)方面投入生產(chǎn)要素時(shí)更加關(guān)注配置方式的優(yōu)化,因此企業(yè)ESG 的責(zé)任履行情況越好，其提質(zhì)增效的作用越明顯，通過緩解融資約束、提高財(cái)務(wù)績效和促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新的途徑，促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提升。基于上述分析，本文提出如下研究假設(shè)：

H1：ESG 責(zé)任履行能夠提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

2.2 基于環(huán)境不確定性的機(jī)制作用

目前數(shù)字經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展與實(shí)體經(jīng)濟(jì)逐步融合，同時(shí)疊加新冠疫情的影響，企業(yè)內(nèi)外部環(huán)境發(fā)生劇烈變化。企業(yè)決策者在做出具有重大影響的經(jīng)營和投融資決策時(shí)會充分參考企業(yè)內(nèi)外部環(huán)境特征,當(dāng)環(huán)境的不確定性加劇時(shí)，外部投資人和利益相關(guān)者基于所獲信息會更加謹(jǐn)慎地做出判斷，決策者的行為也會由激進(jìn)轉(zhuǎn)為穩(wěn)健，減低過度支付和難以產(chǎn)生協(xié)同效應(yīng)引致的不利后果（林鐘高等，2015［18］），通過控制經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)來降低環(huán)境不確定性對企業(yè)造成的負(fù)面影響。環(huán)境不確定性的增加使得企業(yè)難以精準(zhǔn)把握市場情況，在投資時(shí)可能產(chǎn)生投資過度或投資不足的問題，進(jìn)而降低企業(yè)投資效率和內(nèi)部資源配置效率（申慧慧等，2012［19］）。而ESG責(zé)任履行作為企業(yè)重要的內(nèi)部資源投入，如何影響全要素生產(chǎn)率，并最終對企業(yè)長期價(jià)值創(chuàng)造產(chǎn)生積極作用，與企業(yè)在面對環(huán)境不確定性時(shí)的管理決策行為是有直接關(guān)聯(lián)的。但是環(huán)境不確定性水平的差異會導(dǎo)致企業(yè)所面臨的融資約束、投資風(fēng)險(xiǎn)和決策行為有很大區(qū)別，一概而論不利于梳理ESG 責(zé)任履行對全要素生產(chǎn)率提升的作用機(jī)制，產(chǎn)生有效結(jié)論。環(huán)境不確定性高低進(jìn)行界定時(shí)基于微觀層面衡量，主要是企業(yè)所處外部環(huán)境不易預(yù)測的變化而導(dǎo)致的核心業(yè)務(wù)活動的波動，最終會引起企業(yè)營業(yè)收入的波動（Ghosh 和Olsen，2009［20］），高于營業(yè)收入波動差異的平均水平即為高環(huán)境不確定性，低于營業(yè)收入波動差異的平均水平即為低環(huán)境不確定性。

在高環(huán)境不確定性下，企業(yè)面臨的生存壓力和風(fēng)險(xiǎn)挑戰(zhàn)更大，各類資源約束更加凸顯，ESG 責(zé)任履行所需資源持續(xù)投入的動力和能力不足。管理層出于會計(jì)穩(wěn)健性的謹(jǐn)慎反映（謝偉峰和陳省宏，2021［21］），需要將更多的現(xiàn)金保留在企業(yè)內(nèi)部（Almeida 等，2004［22］），因此會更關(guān)注企業(yè)的成本控制水平，通過必要的成本管控策略來降低環(huán)境不確定導(dǎo)致的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)，并向外部投資者傳遞積極的投資信號（Rajan 等，2000［23］）。企業(yè)在履行ESG 責(zé)任時(shí)由于環(huán)境不確定性水平較高，融資約束增加且外部競爭激烈，通過成本管控措施所獲得的比較優(yōu)勢將幫助企業(yè)進(jìn)行更有效率的資源配置（Hitt 等，1991［24］），進(jìn)而提高全要素生產(chǎn)率。在低環(huán)境不確定性下，企業(yè)創(chuàng)造價(jià)值的關(guān)鍵環(huán)節(jié)在于抓住投資機(jī)會，而ESG 類投資有利于提升企業(yè)的賬面價(jià)值和市場價(jià)值（王波和楊茂佳，2022［9］）。并且良好的融資預(yù)期為企業(yè)履行ESG 責(zé)任提供了資金支持，而ESG 責(zé)任履行有助于企業(yè)降低投資偏離程度，提升投資效率（莊旭東和段軍山，2022［25］），幫助企業(yè)擴(kuò)大社會聲譽(yù)吸引外部投資者關(guān)注，形成各類資源獲取能力提高的良性循環(huán)，有利于全要素生產(chǎn)率的提升?；谏鲜龇治觯疚奶岢鋈缦卵芯考僭O(shè)：

H2a：高環(huán)境不確定性下，企業(yè)的ESG 責(zé)任履行通過成本管控水平的機(jī)制作用來促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提升。

H2b：低環(huán)境不確定性下，企業(yè)的ESG 責(zé)任履行通過投資水平的機(jī)制作用來促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提升。

3 樣本選取與研究設(shè)計(jì)

3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文基于國泰安（CSMAR）、萬得（Wind）和彭博（Bloomberg）數(shù)據(jù)庫，選取2011-2020 年度滬深市場A 股上市公司作為研究樣本，為了保證數(shù)據(jù)的可靠性對樣本進(jìn)行如下篩選處理：第一，為了保證相關(guān)指標(biāo)的完整性，刪除了主要變量缺失的樣本；第二，由于金融企業(yè)的經(jīng)營活動與一般企業(yè)存在明顯差異，剔除金融行業(yè)的樣本；第三，為了保證上市公司經(jīng)營狀況的穩(wěn)定性，剔除被特殊標(biāo)記為ST 和*ST 的樣本。最終經(jīng)過篩選共獲得9339 個(gè)企業(yè)年度觀測值，為了控制極端值對研究結(jié)論的影響，本文對連續(xù)型變量進(jìn)行上下1%的縮尾處理。

3.2 主要變量界定

3.2.1 全要素生產(chǎn)率（Tfplp）

全要素生產(chǎn)率是衡量企業(yè)總體效率的綜合指標(biāo)，主要的測算方法有OLS、OP、LP 和FE 法。本文主要參考Levinsohn 和Petrin（2003）［26］的方法（簡稱LP 方法）進(jìn)行測算。由于OP 法要求投資與總產(chǎn)出一直保持單調(diào)關(guān)系，因此投資額為零的樣本不能參與估計(jì)，導(dǎo)致較多企業(yè)樣本被舍棄（魯曉東和連玉君，2012［27］）。LP 法使用中間品投入作為代理變量，從數(shù)據(jù)角度出發(fā)更易獲得，研究者可以根據(jù)可獲得數(shù)據(jù)的特點(diǎn)靈活選擇代理變量，具體測算模型如下 ：

其中：Y 代表產(chǎn)出（主營業(yè)務(wù)收入），K 代表資本投入（固定資產(chǎn)和無形資產(chǎn)的凈額）,L 代表勞動投入（員工數(shù)量），M 代表中間品投入（購入商品和接受勞務(wù)的凈額），殘差項(xiàng)ε 即為全要素生產(chǎn)率(Tfplp)。

3.2.2 ESG 責(zé)任履行（Esg）

借鑒潘海英等（2022）［28］和王雙進(jìn)等（2022）［17］的研究，采用發(fā)展較為成熟的彭博數(shù)據(jù)庫提供的A股上市公司ESG 評級，該評級將ESG 責(zé)任履行進(jìn)一步細(xì)化為環(huán)境（Environment）、社會責(zé)任（Society）、公司治理（Governance）分項(xiàng)，分值越高企業(yè)履行相應(yīng)責(zé)任的程度越高。

3.2.3 環(huán)境不確定性（Opunad）

環(huán)境不確定性水平的差異不僅源于企業(yè)自身經(jīng)營狀況，還與其所處行業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r密切相關(guān)，因此本文借鑒Ghosh 和Olsen（2009）［20］、申慧慧等（2012）［19］和胡志亮等（2021）［29］的做法，使用上市公司過去5 年銷售收入數(shù)據(jù)，通過式（2）分別估計(jì)過去5 年的非正常銷售收入。

其中Sale 代表銷售收入，Year 代表年度，式（2）的殘差項(xiàng)ε 即為非正常銷售收入；計(jì)算上市公司過去5 年非正常銷售收入的標(biāo)準(zhǔn)差，再除以過去 5 年銷售收入的平均值，從而得到上市公司未經(jīng)行業(yè)調(diào)整的環(huán)境不確定性。同一年度同一行業(yè)內(nèi)所有上市公司的未經(jīng)行業(yè)調(diào)整的環(huán)境不確定性的中位數(shù)，即為行業(yè)環(huán)境不確定性數(shù)值，再將上市公司未經(jīng)行業(yè)調(diào)整的環(huán)境不確定性除以行業(yè)環(huán)境不確定性，即為經(jīng)行業(yè)調(diào)整后的環(huán)境不確定性（Opunad）。本文以經(jīng)行業(yè)調(diào)整的環(huán)境不確定性的中位數(shù)作為判別的依據(jù)，大于中位數(shù)被定義為高不確定性樣本，小于中位數(shù)的被定義為低不確定性樣本。經(jīng)過上述分類后，最終有5073 個(gè)上市公司年度觀測值屬于高環(huán)境不確定性樣本，4266 個(gè)上市公司年度觀測值屬于低環(huán)境不確定性樣本。

3.2.4 成本管控水平（Costeff）

借鑒Hoitash 等（2016）［30］和劉峰等（2022）［31］的研究，使用企業(yè)同一年份營業(yè)總收入增長率與營業(yè)總成本增長率的差額作為成本管控水平的代理變量。

3.2.5 投資水平（Investlev）

借鑒吳永剛等（2016）［32］和張多蕾等（2018）［33］的研究，使用資產(chǎn)負(fù)債表披露的固定資產(chǎn)和無形資產(chǎn)凈額和現(xiàn)金流量表披露的構(gòu)建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金，計(jì)算上市公司各年度在固定資產(chǎn)和無形資產(chǎn)方面的現(xiàn)金支出占當(dāng)年固定資產(chǎn)和無形資產(chǎn)的比重作為投資水平的代理變量。

3.2.6 機(jī)構(gòu)投資者持股水平(Insinv)

本文借鑒周方召等（2020）［34］和王瑤等（2021）［35］的方法，同時(shí)考慮數(shù)據(jù)的可獲得性，按照證券投資基金持股比例、QFII 持股比例、券商持股比例、保險(xiǎn)基金持股比例、社保基金持股比例和信托持股比例相加求和計(jì)算得到。

3.2.7 控制變量

借鑒李井林等（2021）［3］和盛明泉等（2022）［14］的研究，選取應(yīng)收類資產(chǎn)比率（Rce）、固定資產(chǎn)比率（Tan）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（Turn）、企業(yè)年齡（Age）、董事會規(guī)模（Boardsize）、董事會獨(dú)立性（Indir）、股權(quán)制衡度（Shabal）、賬面市值比（Bm）作為控制變量，同時(shí)控制行業(yè)固定效應(yīng)和年度固定效應(yīng)。本文主要變量定義如下表所示：

表1 變量定義表

3.3 模型構(gòu)建

為檢驗(yàn)企業(yè)ESG 責(zé)任履行與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，本文構(gòu)建了式（3），并分別使用環(huán)境（Environment）、社會責(zé)任（Society）和公司治理（Governance）三個(gè)分項(xiàng)替換解釋變量ESG 責(zé)任履行進(jìn)行驗(yàn)證：

為了檢驗(yàn)：（1）高環(huán)境不確定性下，企業(yè)ESG 責(zé)任履行是否會通過加強(qiáng)成本管控水平來促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提升；（2）低環(huán)境不確定性下，企業(yè)ESG 責(zé)任履行是否會通過提高投資水平來促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提升。本文參考Baron 和Kenny（1986）［36］的Sobel 方法構(gòu)建機(jī)制檢驗(yàn)的相關(guān)模型，路徑A 仍沿用式（3）,路徑B 和C 當(dāng)中介變量為成本管控水平時(shí)構(gòu)建式（4）和式（5），當(dāng)中介變量為投資水平時(shí)構(gòu)建式（6）和式（7）：

為了檢驗(yàn)企業(yè)ESG 責(zé)任履行和全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系是否會受到機(jī)構(gòu)投資者持股水平差異的調(diào)節(jié)作用，構(gòu)建式（8）：

4 實(shí)證結(jié)果與分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)

本文相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2 所示。其中全要素生產(chǎn)率（Tfplp）的最大值為12.386，最小值為7.046，標(biāo)準(zhǔn)差為1.101，說明不同上市公司的全要素生產(chǎn)率存在一定的差異，基本符合正態(tài)分布。ESG 責(zé)任履行（Esg）的均值20.754 和中位數(shù)19.835 接近，最大值為50.413，最小值為8.678，說明我國上市公司在ESG 責(zé)任履行的實(shí)際成效上存在較大差異。環(huán)境不確定性（Opunad）的均值為1.251，最小值為0.078，最大值為9.390，值越大說明上市公司面臨的環(huán)境不確定性越高，從描述性結(jié)果來看上市公司之間存在較大差異。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

4.2 相關(guān)性分析

本文各變量的相關(guān)性分析結(jié)果如表3 所示。ESG 責(zé)任履行（Esg）與全要素生產(chǎn)率（Tfplp）相關(guān)系數(shù)為正，且在1%的水平下顯著，符合假設(shè)1；成本管控水平（Costeff）與ESG 責(zé)任履行（Esg）和全要素生產(chǎn)率（Tfplp）的相關(guān)系數(shù)為正，且在1%的水平下顯著，有可能驗(yàn)證假設(shè)2a；投資水平（Investlev）與ESG 責(zé)任履行（Esg）和全要素生產(chǎn)率（Tfplp）的相關(guān)系數(shù)為正，且在1%的水平下顯著，有可能驗(yàn)證假設(shè)2b。主要變量間的相關(guān)系數(shù)和控制變量的相關(guān)性系數(shù)均小于0.5，說明研究選擇的變量具有合理性，模型不存在多重共線性問題。

表3 相關(guān)性分析

4.3 基準(zhǔn)回歸分析

表4 匯報(bào)了基于式（3）的全樣本ESG 責(zé)任履行（Esg）與全要素生產(chǎn)率（Tfplp）之間的回歸結(jié)果，第（1）列為ESG 責(zé)任履行（Esg）加入控制變量，控制行業(yè)和年份固定效應(yīng)，采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤后的回歸結(jié)果，回歸系數(shù)為0.038，且在1%的水平上顯著。第（2）—（4）列為環(huán)境（Environment）、社會責(zé)任（Society）和公司治理（Governance）采用同樣檢驗(yàn)方法的回歸結(jié)果，均在1%的水平上顯著，且環(huán)境（Environment）的回歸系數(shù)最大為0.033，社會責(zé)任（Society）的回歸系數(shù)最小為0.018，表明企業(yè)在ESG 責(zé)任履行時(shí)對環(huán)境（Environment）最關(guān)注，其實(shí)踐行動成效最明顯?；谏鲜龇治?，本文認(rèn)為ESG 責(zé)任履行（Esg）能提升全要素生產(chǎn)率（Tfplp），假設(shè)1 得到驗(yàn)證。

表4 ESG 責(zé)任履行與全要素生產(chǎn)率

4.4 基于環(huán)境不確定性的機(jī)制作用分析

表5 匯報(bào)了區(qū)分環(huán)境不確定性水平（Opunad）后：（1）高環(huán)境不確定性組，ESG 責(zé)任履行（Esg）對全要素生產(chǎn)率（Tfplp）的回歸系數(shù)為0.024，在1%的水平上顯著；（2）低環(huán)境不確定性組，ESG 責(zé)任履行（Esg）對全要素生產(chǎn)率（Tfplp）的回歸系數(shù)為0.041，在1%的水平上顯著。使用似無相關(guān)估計(jì)（SUR 法）進(jìn)行組間系數(shù)差異檢驗(yàn)，結(jié)果表明在不同環(huán)境不確定性水平下，ESG 責(zé)任履行（Esg）對全要素生產(chǎn)率（Tfplp）的相關(guān)系數(shù)存在顯著差異，結(jié)果列于表5 最后兩行?；诖吮疚奶岢銎髽I(yè)ESG 責(zé)任履行（Esg）與全要素生產(chǎn)率（Tfplp）的提升作用需要通過不同的中介變量來進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn)。按照Baron 和Kenny (1986)［36］的研究方法，為檢驗(yàn)成本管控水平（Costeff）和投資水平（Investlev）在ESG 責(zé)任履行（Esg）與全要素生產(chǎn)率（Tfplp）之間是否具有中介機(jī)制效應(yīng)提出：（1）高環(huán)境不確定性下，企業(yè)在ESG 責(zé)任履行（Esg）時(shí)更傾向于通過加強(qiáng)成本管控水平（Costeff）來提升全要素生產(chǎn)率（Tfplp）；（2）低環(huán)境不確定性下，企業(yè)在ESG 責(zé)任履行（Esg）時(shí)更傾向于通過提高投資水平（Investlev）來提升全要素生產(chǎn)率（Tfplp）。

表5 區(qū)分環(huán)境不確定性水平下ESG 責(zé)任履行與全要素生產(chǎn)率

4.4.1 成本管控水平的機(jī)制作用檢驗(yàn)

表6 為區(qū)分了高低環(huán)境不確定性后，在模型Path A 中：ESG 責(zé)任履行（Esg）對全要素生產(chǎn)率（Tfplp）的回歸系數(shù)分別為0.024 和0.041，均在1%水平上顯著。在模型Path B 中：僅高環(huán)境不確定性組ESG 責(zé)任履行（Esg）對成本管控水平（Costeff）的回歸系數(shù)為0.051，在5%水平上顯著，而低環(huán)境不確定性組回歸系數(shù)不顯著。在模型Path C 中:僅高環(huán)境不確定性組中成本管控水平（Costeff）對全要素生產(chǎn)率（Tfplp）的回歸系數(shù)在1%的水平顯著，值為0.169，并且ESG 責(zé)任履行（Esg）對全要素生產(chǎn)率（Tfplp）的回歸系數(shù)在1%水平上顯著，值為0.014，低于其在Path A 的回歸系數(shù)0.024，符合部分中介作用的判定要求。表6匯報(bào)的結(jié)果表明：成本管控水平（Costeff）作為機(jī)制分析的中介變量，只在高環(huán)境不確定性組中起作用，對低環(huán)境不確定性組沒有影響，因此假設(shè)2a 得到驗(yàn)證。

4.4.2 投資水平的機(jī)制作用檢驗(yàn)

表7 在區(qū)分了高低環(huán)境不確定性后對投資水平（Investlev）的機(jī)制作用進(jìn)行了檢驗(yàn)，在模型Path A 中：ESG 責(zé)任履行（Esg）對全要素生產(chǎn)率（Tfplp）的回歸系數(shù)與在成本管控水平（Investlev）檢驗(yàn)中保持一致。在模型Path B 中：高環(huán)境不確定性組ESG 責(zé)任履行（Esg）對投資水平（Investlev）的回歸系數(shù)不顯著；低環(huán)境不確定性組ESG 責(zé)任履行（Esg）對投資水平（Investlev）的回歸系數(shù)為0.082，在1%水平上顯著。在模型Path C 中：通過對比兩組的回歸結(jié)果，投資水平（Investlev）對全要素生產(chǎn)率（Tfplp）的回歸系數(shù)僅在低環(huán)境不確定性1%水平下顯著，回歸系數(shù)為0.116，同時(shí)該組的ESG 責(zé)任履行（Esg）對全要素生產(chǎn)率（Tfplp）的回歸系數(shù)也低于其在Path A 的回歸系數(shù)，符合部分中介作用的判定要求。表7 匯報(bào)的結(jié)果表明：投資水平（Investlev）作為機(jī)制分析的中介變量在低環(huán)境不確定性下起作用，因此假設(shè)2b 得到驗(yàn)證。

表7 投資水平的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

4.5 穩(wěn)健性分析

4.5.1 估計(jì)個(gè)體固定效應(yīng)模型緩解遺漏變量問題

對于模型中可能存在的不隨時(shí)間變化且不可觀測的遺漏變量，加入企業(yè)個(gè)體固定效應(yīng)，即以雙向固定效應(yīng)模型取代基準(zhǔn)回歸中“行業(yè)+時(shí)間”固定效應(yīng)模型。表8 的第（1）—（4）列分別顯示了ESG 責(zé)任履行（Esg）、環(huán)境（Environment）、社會責(zé)任（Society）和公司治理（Governance）采用雙向固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果。和基準(zhǔn)回歸相比各變量的回歸系數(shù)有所降低，但是所有回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著，與前文假設(shè)1 的實(shí)證結(jié)果保持一致，本文的基本結(jié)論未發(fā)生改變。

表8 變換基準(zhǔn)回歸模型緩解遺漏變量問題

4.5.2 滯后多期解釋變量緩解雙向因果問題

基準(zhǔn)回歸顯示企業(yè)ESG 責(zé)任履行（Esg）情況越好，對全要素生產(chǎn)率（Tfplp）的提升作用越明顯，這一結(jié)果有可能因?yàn)槿厣a(chǎn)率高的企業(yè)具有主動提升ESG 的意愿。為了避免反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，基于滯后期解釋變量不易受到當(dāng)期全要素生生產(chǎn)率（Tfplp）的反向影響，分別以滯后一期、二期、三期、四期的ESG 責(zé)任履行（L.Esg、L2.Esg、L3.Esg、L4.Esg）為解釋變量進(jìn)行檢驗(yàn)。表9 匯報(bào)了全樣本根據(jù)環(huán)境不確定性水平分組后分別滯后四期的回歸結(jié)果。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：所有滯后期ESG 的回歸系數(shù)均為正，且在1%的水平上顯著，其中滯后一期的回歸系數(shù)最高，滯后二至四期的回歸系數(shù)有所下降，說明企業(yè)如果積極推行ESG 理念，對全要素生產(chǎn)率（Tfplp）的提升在近期影響水平較高，隨著時(shí)間的推移影響水平逐漸變小，但是仍保持了長期和持續(xù)的影響。同時(shí)根據(jù)環(huán)境不確定性分組后，發(fā)現(xiàn)所有滯后期回歸結(jié)果中低環(huán)境不確定性組的回歸系數(shù)均大于高環(huán)境不確定性組，說明在不同的環(huán)境不確定性水平下，企業(yè)ESG 責(zé)任履行（Esg）對全要素生產(chǎn)率（Tfplp）的影響水平存在差異，前文的假設(shè)2a 和2b 部分得到驗(yàn)證，本文的基本結(jié)論未發(fā)生改變。

表9 滯后多期解釋變量緩解雙向因果問題

4.5.3 PSM 處理緩解樣本選擇偏差問題

雖然基準(zhǔn)回歸驗(yàn)證了企業(yè)ESG 責(zé)任履行對全要素生產(chǎn)率的提升具有積極作用，為了排除樣本選擇偏差所導(dǎo)致的自選擇問題，即ESG 責(zé)任履行情況好的企業(yè)其全要素生產(chǎn)率本身就高于ESG 責(zé)任履行情況差的情況，本文借鑒Rosenbaum 和Rubin（1983）［37］提出的“傾向得分匹配法（PSM）”對基準(zhǔn)回歸結(jié)果進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。將企業(yè)ESG 責(zé)任履行（Esg）根據(jù)其對應(yīng)行業(yè)進(jìn)行均值計(jì)算，并根據(jù)樣本值與其對應(yīng)行業(yè)均值大小的比較生成虛擬變量，大于等于行業(yè)均值賦值1 為處理組，小于行業(yè)均值賦值0 為對照組。選擇了企業(yè)年齡（Age）應(yīng)收類資產(chǎn)比率（Rce）、固定資產(chǎn)比率（Tan）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（Turn）、董事會規(guī)模（Boardsize）、董事會獨(dú)立性（Shabal）和賬面市值比（Bm）指標(biāo)作為傾向性得分的匹配標(biāo)準(zhǔn)。采用了1:1 近鄰匹配、核匹配和卡尺為0.01 的半徑匹配三種傾向得分的匹配方法來檢驗(yàn)處理組和對照組的系統(tǒng)差異，表10 匯報(bào)了三種PSM 后的樣本回歸的結(jié)果，相關(guān)結(jié)果與基準(zhǔn)回歸保持一致，表明在考慮了樣本選擇偏差問題后，假設(shè)1 的實(shí)證結(jié)果得到驗(yàn)證。

表10 PSM 處理緩解樣本選擇偏差

4.5.4 改變被解釋變量的測度方法

本文參考魯曉東和連玉君（2012）［27］對全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測算的FE 法和OP 法重新計(jì)算樣本企業(yè)的相關(guān)指標(biāo)替換前文LP 法計(jì)算的全要素生產(chǎn)率，基于穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。表11 的第（1）列中企業(yè)ESG 責(zé)任履行（Esg）采用FE 法計(jì)算的全要素生產(chǎn)率（Tfpfe）回歸系數(shù)要明顯大于基準(zhǔn)回歸中基于LP 法計(jì)算的全要素生產(chǎn)率（Tfplp），且在1%水平顯著；第（2）列基于OP 法計(jì)算的回歸系數(shù)也在1%的水平顯著，結(jié)果與LP 法基本一致，表明本文的結(jié)論未發(fā)生改變。

表11 替換被解釋變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

5 拓展性分析

近年來全球投資者不斷加強(qiáng)對ESG 投資的關(guān)注，使得全球ESG 投資的資產(chǎn)規(guī)?？焖僭鲩L，從2018 年的30.7 萬億美元增加至2020 年的35.3 萬億美元，彭博（Bloomberg）預(yù)估，至2025 年全球ESG 投資規(guī)模將達(dá)到53 萬億美元，占全球在管投資總量的三分之一。ESG 責(zé)任履行較好的企業(yè)關(guān)注可持續(xù)發(fā)展能力，更加重視長期利益（王琳璘等，2022［10］），經(jīng)營活動注重流程優(yōu)化和資源的最優(yōu)配置，從而獲得社會認(rèn)可和投資者青睞。同時(shí)ESG 責(zé)任履行較好的企業(yè)信息披露意愿更強(qiáng)，能有效地緩解信息不對稱問題，其股價(jià)能更準(zhǔn)確地反映企業(yè)實(shí)際經(jīng)營情況（司登奎等，2021［38］），降低股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)起到穩(wěn)定資本市場的作用（帥正華，2022［39］）。因此對于專業(yè)化的機(jī)構(gòu)投資者來說，上市公司的ESG 責(zé)任履行情況是其持股的重要考慮因素。而機(jī)構(gòu)投資者在資本市場中的態(tài)度、傾向和行動會切實(shí)影響企業(yè)的資源配置效率和技術(shù)進(jìn)步速度，進(jìn)而對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著影響。

本文認(rèn)為機(jī)構(gòu)投資者持股水平（Insinv）作為重要的調(diào)節(jié)變量，會對企業(yè)ESG 責(zé)任履行（Esg）與全要素生產(chǎn)率（Tfpfe）的關(guān)系產(chǎn)生影響，并基于環(huán)境不確定性水平（Opunad）分組檢驗(yàn)調(diào)節(jié)效應(yīng)是否存在差異。表12 的第（1）列匯報(bào)了在高環(huán)境不確定性組中機(jī)構(gòu)投資者持股水平（Insinv）與ESG 責(zé)任履行（Esg）的交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)為0.015，在1%的水平上顯著；第（2）列匯報(bào)了在低環(huán)境不確定性組中機(jī)構(gòu)投資者持股水平（Insinv）與ESG 責(zé)任履行（ESG）的交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)為0.024，在1%的水平上顯著。同時(shí)分組后ESG 責(zé)任履行（Esg）對全要素生產(chǎn)率（Tfplp）的主效應(yīng)存在且在1%的水平顯著，進(jìn)行似無相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果顯示兩組間系數(shù)存在明顯差異，表明機(jī)構(gòu)投資者持股水平（Insinv）的調(diào)節(jié)作用在全樣本中均存在，但是對低環(huán)境不確定性組的調(diào)節(jié)作用更強(qiáng)。

表12 基于機(jī)構(gòu)投資者持股水平的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

6 研究結(jié)論與啟示

本文以2011-2020 年中國滬深A(yù) 股上市公司為研究樣本，基于企業(yè)微觀環(huán)境不確定性下的企業(yè)管理行為選擇偏差，考察了ESG 責(zé)任履行對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響和相關(guān)影響機(jī)制。研究結(jié)果表明：（1）ESG 責(zé)任履行能夠提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，該結(jié)論在環(huán)境因素、社會責(zé)任因素和公司治理因素中同樣成立，并且企業(yè)在ESG 責(zé)任履行時(shí)對環(huán)境因素最關(guān)注，其實(shí)踐行動成效最明顯。（2）成本管控水平在ESG 責(zé)任履行和企業(yè)全要素生產(chǎn)率中發(fā)揮部分機(jī)制作用，僅在高環(huán)境不確定性企業(yè)中存在。（3）投資水平在ESG 責(zé)任履行和企業(yè)全要素生產(chǎn)率中發(fā)揮部分機(jī)制作用，僅在低環(huán)境不確定性企業(yè)中存在。（4）機(jī)構(gòu)投資者持股水平對ESG 責(zé)任履行和企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有正向調(diào)節(jié)作用，且對低環(huán)境不確定性企業(yè)更顯著。

本文研究認(rèn)為：企業(yè)在日常經(jīng)營管理和重大戰(zhàn)略決策時(shí)應(yīng)樹立ESG 理念，需要結(jié)合企業(yè)內(nèi)外部環(huán)境的真實(shí)情況，更細(xì)致地探究如何從環(huán)境、社會責(zé)任和公司治理三個(gè)層面切實(shí)履行ESG 責(zé)任，兼顧可持續(xù)發(fā)展和短期績效的平衡，最終促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提升。實(shí)施有效的成本管控時(shí)，一方面企業(yè)應(yīng)減少資源浪費(fèi)，提高各類要素使用效率；另一方面通過吸引外部投資，降低資本成本形成良性循環(huán)。在擴(kuò)大投資水平時(shí)，一方面企業(yè)應(yīng)該有效評估基于ESG理念的相關(guān)對內(nèi)投資的可行性和績效，積累關(guān)鍵技術(shù)人才擴(kuò)大知識儲備存量，在提高企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新能力的同時(shí)控制投資風(fēng)險(xiǎn)降低委托代理成本；另一方面通過協(xié)調(diào)與員工、客戶、社區(qū)、政府等利益相關(guān)方的訴求，在保證投資效果的同時(shí)切實(shí)提高ESG 行動對實(shí)際生產(chǎn)率的轉(zhuǎn)化作用，進(jìn)而提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。該研究結(jié)論為企業(yè)切實(shí)履行ESG 責(zé)任提供了可行的思路，即當(dāng)企業(yè)處于高環(huán)境不確定性時(shí)，可通過加強(qiáng)成本管控水平這一路徑來促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提升；當(dāng)企業(yè)處于低環(huán)境不確定性時(shí)，可通過提高有效對內(nèi)投資這一路徑來促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提升。