摘 要：為探究ESG責任履行對工業(yè)上市公司高質量發(fā)展的影響，以及外部治理因素對二者關系的調節(jié)作用，以2011—2021年中國A股工業(yè)上市公司數(shù)據(jù)為樣本，構建多維固定效應模型進行實證分析。研究發(fā)現(xiàn)，履行ESG責任有助于推動工業(yè)上市公司實現(xiàn)高質量發(fā)展，且公司治理責任的推動作用最大；分析師關注、媒體關注及環(huán)境規(guī)制等外部治理因素在ESG責任履行與高質量發(fā)展的關系中發(fā)揮正向調節(jié)作用。結果表明，工業(yè)上市公司應當加大ESG責任履行力度，可利用分析師關注、媒體關注激勵工業(yè)上市公司履行ESG責任，政府及監(jiān)管部門應當完善與ESG責任履行相關的法律法規(guī)，進而推動工業(yè)上市公司實現(xiàn)高質量發(fā)展。

關鍵詞：ESG責任履行；高質量發(fā)展；外部治理；分析師關注；媒體關注；環(huán)境規(guī)制；工業(yè)上市公司

中圖分類號：F 124 文獻標識碼：A 文章編號：1672-7312（2024）04-0455-08

ESG Responsibility Fulfillment，External Governance，and High Quality Development of Industrial Listed Companies

HUA Xi，ZHANG Yonghong，TIAN Ming

Abstract：In order to explore the impact of ESG responsibility fulfillment on the high-quality development of industrial listed companies，and the moderating effect of external governance factors on the relationship between ESG responsibility fulfillment and high-quality development，this paper uses the data of China’s A-share industrial listed companies from 2011—2021 as samples to build a multidimensional fixed effect model for empirical analysis.It is found that fulfilling ESG responsibilities can promote high-quality development of industrial listed companies，and that corporate governance has the greatest impact.Besides，external governance factors such as analyst attention，media attention，and environmental regulations play a positive moderating "role in the relationship between" ESG responsibilities fulfilling and high quality development.The results indicate that industrial listed companies should increase the fulfillment of ESG responsibilities，while analysts，and media attention can be used to motivate industrial listed companies to actively fulfill their ESG responsibilities，and the government and regulatory authorities should improve the laws and regulations related to the fulfillment of to promote ESG responsibility "industrial listed companies to achieve high-quality development.

Key words：ESG responsibility fulfillment；high quality development；external governance；analyst attention；media attention；environmental regulations；industrial listed companies

0 引言

黨的二十大報告指出“高質量發(fā)展是全面建設社會主義現(xiàn)代化國家的首要任務，是體現(xiàn)創(chuàng)新、協(xié)調、綠色、開放、共享的新發(fā)展理念的發(fā)展，要以提高全要素生產(chǎn)率推動高質量發(fā)展”。公司高質量發(fā)展主要表現(xiàn)為全要素生產(chǎn)率提高，即公司的人力、物力、財力等資源利用效率上升，實現(xiàn)全方位多角度的發(fā)展。工業(yè)上市公司作為碳排放量較大、經(jīng)濟貢獻度較高的主體，研究工業(yè)上市公司如何在錯綜復雜的資本市場中實現(xiàn)高質量發(fā)展，對我國經(jīng)濟建設及生態(tài)文明建設具有重要意義。

ESG是一種倡導投資者將關注點由財務績效轉移到企業(yè)環(huán)境表現(xiàn)、社會責任和公司治理效率的投資理念，逐漸成為企業(yè)評價標準之一。ESG責任履行指的是企業(yè)以實際行動踐行ESG理念，在環(huán)境保護、社會責任、公司治理等方面切實做出努力。已有學者發(fā)現(xiàn)ESG責任履行會對上市公司財務績效[1]、企業(yè)價值[2]、融資能力[3]等指標產(chǎn)生影響，而這些指標與上市公司發(fā)展質量也存在較大關聯(lián)。

隨著“大智移云物”時代來臨，分析師關注、媒體關注、環(huán)境規(guī)制等外部治理因素對上市公司行為的影響愈發(fā)凸顯。在ESG責任履行與工業(yè)上市公司高質量發(fā)展的關系中，還應當考慮外部治理的作用。廣義的公司治理可劃分為內(nèi)部治理與外部治理，內(nèi)部治理通常指公司內(nèi)部的權責配置和制衡安排，如董事會、監(jiān)事會、股東大會制度等[4]；外部治理通常指來自公司外部的政府監(jiān)管、法律制度、社會監(jiān)督、利益相關者治理等外部治理機制[5]。因此，研究將外部治理定義為在公司內(nèi)部治理體系范圍外，由分析師、媒體、政府等外部主體通過資訊、輿論、法律等方式增強上市公司信息透明度、發(fā)揮外部監(jiān)督作用的各項制度總稱。

研究選取2011—2021年中國A股工業(yè)上市公司為樣本，檢驗ESG責任履行對工業(yè)上市公司高質量發(fā)展的影響機制，以及外部治理因素對ESG責任履行與高質量發(fā)展關系的調節(jié)作用。與已有研究相比，研究的邊際貢獻主要體現(xiàn)在以下兩個方面：第一，已有研究主要分析了ESG表現(xiàn)對企業(yè)價值、財務績效、債務融資成本等財務指標的影響，尚未有從外部治理視角探討ESG責任履行與上市公司高質量發(fā)展是否存在關聯(lián)。從外部治理視角探討了ESG責任履行與工業(yè)上市公司高質量發(fā)展的關系及影響機制，豐富了ESG責任履行經(jīng)濟后果的相關研究。第二，已有關于外部治理的研究，以分析單個外部治理因素的影響為主，部分研究會同時考慮兩個外部治理因素的影響，但兩個外部治理因素間的關系相對割裂。結合利益相關者理論，從市場、社會、政府等與上市公司聯(lián)系緊密的利益相關者出發(fā)，選擇3個利益相關者屬性較強的外部治理因素，系統(tǒng)性剖析外部治理因素對ESG責任履行與高質量發(fā)展關系的調節(jié)作用機制。

1 理論分析與研究假設

1.1 ESG責任履行與高質量發(fā)展

對于ESG責任履行會對企業(yè)帶來何種影響，學術界尚未達成共識，國內(nèi)外學者從資本成本、企業(yè)績效、企業(yè)價值、融資能力、企業(yè)風險、財務績效、綠色創(chuàng)新績效等角度展開了探討，主要存在3種觀點。第一種觀點認為，ESG能夠為上市公司帶來積極影響，良好的ESG表現(xiàn)能夠幫助企業(yè)降低資本成本[6]、增加企業(yè)績效[7]、提升企業(yè)價值[8]、提高創(chuàng)新水平[9]、與利益相關者建立良好關系、樹立正面企業(yè)形象。第二種觀點認為，應當分階段看待ESG對上市公司的影響，ESG表現(xiàn)與財務績效[10]、綠色創(chuàng)新績效[11]、出口績效[12]均存在先抑制后促進的“U型”關系。第三種觀點認為，應當審慎看待ESG對上市公司的影響，公司可能出于謀求綠色融資和政府補貼、保護商業(yè)機密等動機[13]，披露虛假、不實或失實的ESG報告[14]，誤導報告使用者。

隨著我國資本市場建設的推進、上市公司信息披露制度及監(jiān)管制度的完善，ESG投資理念所引發(fā)的“漂綠”、成本增加等不利影響都是暫時的，ESG責任履行終將為工業(yè)上市公司帶來積極的經(jīng)濟影響，推動工業(yè)上市公司實現(xiàn)高質量發(fā)展目標。首先，根據(jù)利益相關者理論，得到利益相關者認可是提升公司發(fā)展質量的重要條件[15]，而履行ESG責任能夠幫助公司與利益相關者建立良好關系。其次，根據(jù)資源依賴理論，公司處于一定的社會環(huán)境中，其發(fā)展不僅與公司內(nèi)部資源有關，還與來自外部環(huán)境的資源有很大關聯(lián)[16]，ESG責任履行程度高的公司更容易獲得外部環(huán)境的資源支持。再次，從合法性角度，公司生存發(fā)展的必要條件之一是被利益相關者接納并為外部環(huán)境所包容[17]，在ESG理念愈發(fā)得到重視的背景下，履行ESG責任正是幫助工業(yè)上市公司滿足該條件的媒介。最后，依據(jù)信號傳遞理論，工業(yè)上市公司可以通過披露ESG報告、參與第三方ESG評分等方式，主動向外界展示其在ESG責任履行方面的努力與成效，緩解信息不對稱問題[18]，從而爭取更多資源和支持。

基于上述分析，工業(yè)上市公司履行ESG責任有助于提升發(fā)展質量。由此，提出如下假設。

假設H1：控制其他條件不變，ESG責任履行能夠推動工業(yè)上市公司實現(xiàn)高質量發(fā)展，即ESG責任履行與工業(yè)上市公司高質量發(fā)展顯著正相關。

1.2 ESG責任履行、外部治理與高質量發(fā)展

1.2.1 外部治理

基于外部治理定義，根據(jù)利益相關者理論，將外部治理主體劃分為市場、社會及政府3個類別，分別使用分析師關注、媒體關注及環(huán)境規(guī)制等3個變量共同表征外部治理。其中，用分析師關注衡量市場對公司的外部治理作用，用媒體關注衡量社會對公司的外部治理作用，用環(huán)境規(guī)制衡量政府對公司的外部治理作用。

1.2.2 分析師關注的調節(jié)作用

分析師關注指證券分析師收集并分析上市公司經(jīng)營管理狀況，以滿足投資者信息需求的行為。分析師關注能夠強化ESG責任履行與工業(yè)上市公司高質量發(fā)展之間的正相關關系，原因主要有三點。第一，融資約束是制約工業(yè)上市公司實現(xiàn)轉型升級的重要問題，提高公司信息透明度能夠有效緩解融資約束問題[19]。面對分析師關注，工業(yè)上市公司會披露更多內(nèi)部信息，從而有機會獲得更加充裕的現(xiàn)金流，進一步提升發(fā)展質量。第二，根據(jù)聲譽機制，為了獲得分析師青睞，工業(yè)上市公司將會更加積極履行ESG責任，在員工福利、社會倫理、產(chǎn)品安全及售后服務等方面承擔更多社會責任，實現(xiàn)高質量發(fā)展。第三，分析師關注會抑制管理者的違規(guī)行為及利己活動[20]，督促管理者履行忠誠義務與勤勉義務[21]，降低代理成本[22]，提升發(fā)展效率。

基于上述分析，分析師關注能夠通過緩解融資約束、聲譽激勵、約束管理者行為激勵工業(yè)上市公司履行ESG責任，提升發(fā)展質量。由此，提出如下假設。

假設H2a：控制其他條件不變，分析師關注在ESG責任履行與工業(yè)上市公司高質量發(fā)展的關系中發(fā)揮正向調節(jié)作用，即分析師關注會強化ESG責任履行與高質量發(fā)展的正相關關系。

1.2.3 媒體關注的調節(jié)作用

媒體關注指媒體對事件的跟蹤與報道，對于上市公司的行為具有積極的外部治理作用[23]。聲譽是幫助上市公司樹立競爭優(yōu)勢的重要戰(zhàn)略資源[24]，媒體關注能夠通過聲譽機制強化ESG責任履行與工業(yè)上市公司高質量發(fā)展之間的正相關關系，原因主要有兩點。第一，媒體關注能夠通過聲譽機制鼓勵工業(yè)上市公司披露內(nèi)部信息，增強信息透明度，從而在一定程度上抑制高管薪酬過高問題[25]、攫取私人利益的行為[26]，提高管理效率[27]，降低管理成本并優(yōu)化管理質量。第二，媒體關注的監(jiān)督作用和引導作用會促使上市公司更加積極履行ESG責任，這一行為經(jīng)過媒體傳播，能夠為工業(yè)上市公司塑造社會責任感強、財務狀況良好的正面形象，吸引更多合作伙伴，提升發(fā)展質量。

基于上述分析，媒體關注能夠通過聲譽機制抑制上市公司代理問題、鼓勵上市公司積極承擔社會責任，引導工業(yè)上市公司加大ESG責任履行力度并提升公司發(fā)展水平。由此，提出如下假設。

假設H2b：控制其他條件不變，媒體關注在ESG責任履行與工業(yè)上市公司高質量發(fā)展的關系中發(fā)揮正向調節(jié)作用，即媒體關注會強化ESG責任履行與高質量發(fā)展的正相關關系。

1.2.4 環(huán)境規(guī)制的調節(jié)作用

環(huán)境規(guī)制指政府為協(xié)調環(huán)境保護與經(jīng)濟發(fā)展的關系所采取的調控措施[28]，能夠引導工業(yè)上市公司改善環(huán)境表現(xiàn)。環(huán)境規(guī)制能夠強化ESG責任履行與工業(yè)上市公司高質量發(fā)展之間的正相關關系，原因主要有兩點。第一，根據(jù)制度理論，環(huán)境規(guī)制會激勵工業(yè)上市公司履行ESG責任，以回應利益相關者對美好生態(tài)環(huán)境和社會環(huán)境的訴求。為提升組織合法性水平，工業(yè)上市公司會主動遵循環(huán)境規(guī)制調控，改善環(huán)境表現(xiàn)，實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。第二，依據(jù)波特假說，環(huán)境規(guī)制會督促工業(yè)上市公司主動增強競爭優(yōu)勢。在環(huán)境法治秩序完善、執(zhí)法力度趨嚴的背景下，環(huán)境規(guī)制會對公司造成持續(xù)性壓力，促使其反思在環(huán)境保護及社會責任等方面存在的不足，積極履行ESG責任，提升競爭優(yōu)勢。

基于上述分析，環(huán)境規(guī)制能夠激勵工業(yè)上市公司履行ESG責任，督促工業(yè)上市公司增強競爭優(yōu)勢，進而推動實現(xiàn)高質量發(fā)展目標。由此，提出如下假設。

假設H2c：控制其他條件不變，環(huán)境規(guī)制在ESG責任履行與工業(yè)上市公司高質量發(fā)展的關系中發(fā)揮正向調節(jié)作用，即環(huán)境規(guī)制會強化ESG責任履行與高質量發(fā)展的正相關關系。

綜合上述分析，構建圖1的理論模型，擬通過收集相關數(shù)據(jù)并進行實證檢驗，揭示ESG責任履行與工業(yè)上市公司高質量發(fā)展的關系，明晰分析師關注、媒體關注和環(huán)境規(guī)制等外部治理因素對二者關系的影響機制。

2 研究設計

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

參照《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》（GB/T4754—2017）、《上市公司行業(yè)分類指引》對工業(yè)及工業(yè)上市公司的界定，工業(yè)指從事自然資源開采、對采掘品及農(nóng)產(chǎn)品進行加工與再加工的生產(chǎn)部門，工業(yè)上市公司指采礦業(yè)、制造業(yè)以及電力、熱力、燃氣及水生產(chǎn)和供應業(yè)等3個門類的上市公司。選擇2011—2021年中國A股工業(yè)上市公司為研究對象，剔除研究區(qū)間內(nèi)被ST、*ST以及關鍵數(shù)據(jù)缺失的樣本，修正有明顯錯誤的數(shù)據(jù)，最終得到968家工業(yè)上市公司共7 242個有效樣本觀測值。同時，為減少極端值對結果造成誤差，對所有連續(xù)變量均在1%和99%分位進行winsorize處理。此外，為減少多重共線性對研究結果的影響，對交乘項所涉及的變量進行均值中心化處理。

所用ESG責任履行數(shù)據(jù)為來自Bloomberg數(shù)據(jù)庫的ESG評分，其余相關數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。采用Stata 17.0軟件進行數(shù)據(jù)處理及分析，對樣本數(shù)據(jù)進行Hausman檢驗后選擇采用多維固定效應模型進行回歸分析。

2.2 變量定義

2.2.1 被解釋變量

被解釋變量為高質量發(fā)展，對于高質量發(fā)展的評價，學術界主要有兩種做法。第一種做法是基于學者對高質量發(fā)展內(nèi)涵的理解，多維度構建評價指標體系[29-31]。第二種做法是考慮到全要素生產(chǎn)率能夠相對全面地反映不同要素對產(chǎn)出的貢獻，高質量發(fā)展最終表現(xiàn)為公司全要素生產(chǎn)率的提升，故使用全要素生產(chǎn)率作為高質量發(fā)展的代理變量[32-35]。

基于已有研究，考慮到評價指標的選取具有主觀性，而全要素生產(chǎn)率的計算方法相對客觀，故使用全要素生產(chǎn)率衡量工業(yè)上市公司高質量發(fā)展。此外，考慮到ESG責任履行對工業(yè)上市公司高質量發(fā)展的影響具有滯后性，故采用滯后一期的公司全要素生產(chǎn)率。

2.2.2 解釋變量

解釋變量為ESG責任履行。目前國內(nèi)外對上市公司ESG的評價方式有評分和評級兩種，評價機構根據(jù)從上市公司官網(wǎng)、可持續(xù)發(fā)展報告、新聞輿情等公開信息渠道獲得的數(shù)據(jù)，構建不同的評價指標體系，從而對上市公司的ESG表現(xiàn)進行評分或評級。其中，ESG評分機構較少，主要有彭博（Bloomberg）、標普道瓊斯（Samp;P DJI）；ESG評級機構較多，包括富時羅素（FTSE Russell）、明晟（MSCI）、路孚特（ReFinitiv）、華證、商道融綠、潤靈環(huán)球等。

與評級方式相比，評分方式更為精準，故采用彭博（Bloomberg）數(shù)據(jù)庫的ESG評分衡量公司ESG責任履行水平。彭博（Bloomberg）構建了3維共120個指標的ESG評分體系，針對公司E、S、G等3個維度的表現(xiàn)分別打分，加權得到ESG總分，總分范圍為0至100，每年更新一次，評價結果相對全面客觀。

2.2.3 調節(jié)變量

調節(jié)變量為外部治理，使用分析師關注、媒體關注及環(huán)境規(guī)制共同表征外部治理。

1）分析師關注。已有研究主要使用當年跟蹤上市公司的分析師人數(shù)加1后取自然對數(shù)、t年度年報發(fā)布后至t+1年度年報發(fā)布前的分析師團隊數(shù)量加1后取自然對數(shù)[36]衡量分析師關注。借鑒已有研究，采用當年跟蹤上市公司的分析師數(shù)量加1后取自然對數(shù)來衡量工業(yè)上市公司所受到的分析師關注。

2）媒體關注。已有研究通常使用報刊新聞報道數(shù)量、網(wǎng)絡新聞報道數(shù)量、網(wǎng)絡引擎搜索指數(shù)等作為媒體關注的代理變量。主要考察媒體關注對工業(yè)上市公司的綜合影響，因此不考慮正面、負面、中性等不同性質媒體報道的影響差異。同時，與傳統(tǒng)紙質媒體相比，網(wǎng)絡報道的傳播速度更快、范圍更加廣泛，對工業(yè)上市公司的影響更加直接和顯著，故采用中國主流財經(jīng)媒體當年度對該工業(yè)上市公司的網(wǎng)絡報道總數(shù)加1后取自然對數(shù)來衡量該工業(yè)上市公司所受到的媒體關注。

3）環(huán)境規(guī)制。已有研究中常用的環(huán)境規(guī)制測量指標有：排污費、環(huán)保稅、政府工作報告中的環(huán)保詞匯比例、行政處罰案件數(shù)量以及非正式環(huán)境規(guī)制強度[37]?？紤]到行政處罰對上市公司行為的影響相對較大，使用行政型環(huán)境規(guī)制（當年上市公司注冊地行政處罰案件數(shù)量除以10 000）作為環(huán)境規(guī)制的代理變量。

2.2.4 控制變量

考慮到工業(yè)上市公司高質量發(fā)展水平受諸多因素影響，借鑒現(xiàn)有文獻[9]，引入公司年齡、股權性質、總資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)周轉率、企業(yè)價值、獨立董事比例、股權制衡度等作為控制變量，并控制年度因素和工業(yè)子行業(yè)因素。

變量定義見表1。

2.3 模型設計

首先，使用線性方程實證檢驗ESG責任履行與工業(yè)上市公司高質量發(fā)展的關系，構建模型（1）；為檢驗E、S、G等3個維度責任對工業(yè)上市公司高質量發(fā)展的影響強度，構建模型（2）（3）（4）。

3 實證結果

3.1 描述性統(tǒng)計

表2報告了被解釋變量、解釋變量、調節(jié)變量及控制變量的描述性統(tǒng)計結果。其中，高質量發(fā)展（H）最大值為14.440，最小值為8.967，標準差為1.219，說明中國工業(yè)上市公司的高質量發(fā)展水平差異較大。Bloomberg的ESG評分范圍為0至100，由ESG責任履行（X）平均值23.400、中位數(shù)21.070和標準差9.405可知，中國工業(yè)上市公司ESG責任履行情況有待改善，且整體差異較大。由環(huán)境保護（E）平均值11.940、社會責任（S）平均值22.820、公司治理（G）平均值48.370可知，中國工業(yè)上市公司ESG責任中公司治理責任履行情況相對較好，環(huán)境保護及社會責任履行水平有待提高。分析師關注（F）最大值為3.951，最小值為0，標準差為1.200，說明不同工業(yè)上市公司所受到的分析師關注差異較大。媒體關注（M）最大值為8.594，最小值為3.258，標準差為1.069，說明不同工業(yè)上市公司所受到的媒體關注強度不一。環(huán)境規(guī)制（P）最大值為3.084，最小值為0.007，標準差為0.682，說明不同工業(yè)上市公司所受到的環(huán)境規(guī)制差異相對較小。企業(yè)價值（Q）最大值為8.464，最小值為0，標準差為1.392，說明中國工業(yè)上市公司的企業(yè)價值整體差異較大。除此之外，公司年齡（A）、股權性質（Z）、總資產(chǎn)收益率（R）、總資產(chǎn)周轉率（T）、獨立董事比例（I）、股權制衡度（B）等變量不存在異常值或極端值，說明變量選取較為合理。

3.2 相關性檢驗

為檢驗主要變量間的相關性，進行Pearson相關系數(shù)檢驗和方差膨脹因子檢驗，檢驗結果見表3和表4。由表3可知，ESG責任履行（X）與工業(yè)上市公司高質量發(fā)展（H）顯著正相關，初步驗證前文假設H1，即ESG責任履行有助于推動工業(yè)上市公司實現(xiàn)高質量發(fā)展。此外，從其他變量的相關系數(shù)大小來看，各變量之間不存在高度相關。同時，由表4可知，主要變量的VIF值均小于2.5，遠低于臨界值10，進一步說明設定的模型不存在自相關問題，模型設置較為合理。

3.3 ESG責任履行與高質量發(fā)展的主效應檢驗

ESG責任履行對工業(yè)上市公司高質量發(fā)展影響的回歸結果見表5。列（1）是未控制年份與行業(yè)效應、未加入控制變量的回歸結果；列（2）是控制年份與行業(yè)效應的回歸結果；列（3）是控制年份與行業(yè)效應并加入控制變量的回歸結果。列（1）至列（3）中X的系數(shù)均顯著為正且均在1%置信水平顯著，說明無論是否加入控制變量，ESG責任履行與工業(yè)上市公司高質量發(fā)展都呈正相關關系，即提高ESG責任履行情況能夠促進工業(yè)上市公司高質量發(fā)展，驗證假設H1。列（4）至列（6）分別是環(huán)境保護、社會責任、公司治理等3個維度責任與工業(yè)上市公司高質量發(fā)展的回歸結果，均控制年份與行業(yè)效應，并加入控制變量。其中，E的系數(shù)為0.024，S的系數(shù)為0.017，G的系數(shù)為0.032，均為正數(shù)且在1%置信水平顯著。由于E、S、G在ESG評分中的分值占比相同，且G的系數(shù)最大，說明環(huán)境保護、社會責任、公司治理等3個維度責任都顯著促進高質量發(fā)展，且公司治理對高質量發(fā)展的促進作用最大。

3.4 外部治理的調節(jié)效應檢驗

使用分析師關注、媒體關注及環(huán)境規(guī)制共同表征外部治理，外部治理的調節(jié)效應回歸結果見表6，列（1）至列（6）均固定年度和行業(yè)效應，并加入控制變量?？紤]到不同高質量發(fā)展水平的上市公司對外部治理因素的反應存在差異，故將全體樣本分為高質量發(fā)展水平高于中位數(shù)、低于中位數(shù)兩組，列（1）至列（3）為高質量發(fā)展水平高于中位數(shù)樣本的回歸結果，列（4）至列（6）為高質量發(fā)展水平低于中位數(shù)樣本的回歸結果。列（1）至列（3）中X的系數(shù)、交乘項X×F、X×M、X×P的系數(shù)都是正數(shù)，且至少在10%置信水平顯著，說明對于高質量發(fā)展水平較高的工業(yè)上市公司，在分別加入調節(jié)變量分析師關注、媒體關注、環(huán)境規(guī)制后，ESG責任履行（X）與高質量發(fā)展（H）的正相關關系依然成立，且分析師關注、媒體關注、環(huán)境規(guī)制等調節(jié)變量能夠正向強化ESG責任履行與高質量發(fā)展的關系。列（4）至列（6）中X的系數(shù)依然為正，但僅列（6）中X的系數(shù)與交乘項X×P的系數(shù)為正且至少在10%置信水平顯著，交乘項X×F、X×M的系數(shù)不顯著，說明對于高質量發(fā)展水平較低的工業(yè)上市公司，分析師關注、媒體關注對ESG責任履行與高質量發(fā)展關系的調節(jié)作用較弱，環(huán)境規(guī)制對二者關系的正向強化作用依然顯著，驗證假設H2c。上述結果表明，外部治理機制在ESG責任履行與高質量發(fā)展的關系中發(fā)揮正向調節(jié)作用，且分析師關注、媒體關注的正向調節(jié)作用對于高質量發(fā)展水平較高的工業(yè)上市公司較為顯著，環(huán)境規(guī)制的正向調節(jié)作用對于全體工業(yè)上市公司都成立。

3.5 穩(wěn)健性檢驗

為增加研究結論的可靠性，通過替換被解釋變量、工具變量法以及異質性分析進行穩(wěn)健性檢驗。

3.5.1 替換被解釋變量的穩(wěn)健性檢驗

為提高分析結果的可靠性，將被解釋變量替換為固定效應法計算的全要素生產(chǎn)率，進行穩(wěn)健性檢驗，回歸結果見表7，列（1）至列（7）均加入控制變量并固定年度和行業(yè)效應。其中，列（1）展示了替換被解釋變量后的主效應回歸結果，ESG的系數(shù)為0.038，是正數(shù)且在1%置信水平顯著，說明ESG責任履行與工業(yè)上市公司高質量發(fā)展正相關，再次驗證假設H1。列（2）至列（4）、列（5）至列（7）分別為高質量發(fā)展水平高于中位數(shù)、低于中位數(shù)的樣本穩(wěn)健性檢驗結果。其中，列（2）至列（5）、列（7）中X的系數(shù)、交乘項X×F、X×M、X×P的系數(shù)均為正數(shù)且至少在10%置信水平顯著，列（6）中X的系數(shù)、交乘項X×M的系數(shù)均為正數(shù)但不顯著，說明分析師關注、媒體關注、環(huán)境規(guī)制都能夠正向強化ESG責任履行與高質量發(fā)展的關系，且分析師關注、環(huán)境規(guī)制的正向調節(jié)作用對于全體工業(yè)上市公司都成立，而媒體關注的正向調節(jié)作用則對高質量發(fā)展水平較高的工業(yè)上市公司成立，再次驗證假設H2a、假設H2b、假設H2c，說明實證結果具有穩(wěn)健性。

3.5.2 工具變量法檢驗內(nèi)生性

履行ESG責任有助于推動工業(yè)上市公司實現(xiàn)高質量發(fā)展，但高質量發(fā)展水平較高的工業(yè)上市公司也更愿意積極履行ESG責任，因此兩者間存在一定的反向因果關系，為控制這一內(nèi)生性問題，可采用工具變量法進行處理。

參考已有文獻，選擇工業(yè)上市公司注冊地的儒家文化影響力（工業(yè)上市公司注冊地半徑300 km范圍內(nèi)的孔廟數(shù)量加1的自然對數(shù)）作為工具變量[38]，用K表示。一方面，從相關性看，儒家文化會影響當?shù)毓芾碚叩沫h(huán)護意識與社會責任感；另一方面，從外生性看，儒家文化影響力不會直接影響工業(yè)上市公司的高質量發(fā)展水平。

工具變量法的回歸結果見表8。第（1）列報告了第一階段回歸結果，工具變量K的系數(shù)為0.445，是正數(shù)且在1%置信水平顯著，這意味著儒家文化影響力越強的地區(qū)，工業(yè)上市公司的ESG責任履行情況越好，證實了工具變量與解釋變量的相關性。Minimum eigenvalue statisti值為12.208，大于經(jīng)驗值10，也大于臨界值8.96，表明在可接受的弱工具變量偏差在15%以下時，工具變量對內(nèi)生性的控制是有效的。Partial R2的結果為0.001 8，說明工具變量解釋力較強。第（2）列報告了第二階段的回歸結果，X系數(shù)為0.142，在1%置信水平顯著，且系數(shù)大小顯著大于表5列（3）中的0.035。上述結果表明，在使用工具變量控制內(nèi)生性后，ESG責任履行有助于推動工業(yè)上市公司高質量發(fā)展的結論依然成立。

3.5.3 異質性分析

不同規(guī)模的工業(yè)上市公司由于實力不同，ESG責任履行情況也存在差異。為檢驗公司規(guī)模對ESG責任履行與高質量發(fā)展關系的影響，拓寬研究結論使用情境，將研究樣本按公司規(guī)模中位數(shù)分為公司規(guī)模高于中位數(shù)、低于中位數(shù)兩組，檢驗結果見表9、表10，均加入控制變量并固定年度和行業(yè)效應。

表9中列（1）和列（2）展示了不同規(guī)模工業(yè)上市公司的ESG責任履行與高質量發(fā)展關系結果，X系數(shù)分別為0.027、0.008，均為正數(shù)且在1%置信水平顯著，說明公司規(guī)模差異不影響ESG責任履行與高質量發(fā)展的正相關關系。

表10中列（1）至列（3）、列（4）至列（6）分別展示了公司規(guī)模高于中位數(shù)、低于中位數(shù)的工業(yè)上市公司的異質性分析結果，發(fā)現(xiàn)X的系數(shù)均為正數(shù)。列（1）及列（4）中X系數(shù)與交乘項X×F的系數(shù)均為正數(shù)，且交乘項X×F的系數(shù)均在1%置信水平顯著，說明分析師關注對ESG責任履行與高質量發(fā)展關系的正向強化作用不受公司規(guī)模的影響，這主要是因為分析師的分析結果具有專業(yè)性強、傳播面廣、直接面向投資者的特點，不同規(guī)模的工業(yè)上市公司都會相對重視分析師關注。列（2）及列（5）中X系數(shù)與交乘項X×M的系數(shù)均為正數(shù)，但列（5）中交乘項X×M的系數(shù)在10%置信水平顯著，列（5）中交乘項X×M的系數(shù)不顯著，說明媒體關注對ESG責任履行與高質量發(fā)展關系的正向強化作用對于大規(guī)模工業(yè)上市公司顯著，對于小規(guī)模工業(yè)上市公司不顯著，這主要是因為大規(guī)模工業(yè)上市公司相對注重公司形象管理，對于媒體關注更加重視。列（3）及列（6）中X系數(shù)與交乘項X×P的系數(shù)均為正數(shù)，列（3）中交乘項X×P的系數(shù)不顯著，列（6）中交乘項X×P的系數(shù)在10%置信水平顯著，說明與大規(guī)模工業(yè)上市公司相比，環(huán)境規(guī)制的正向強化作用對小規(guī)模工業(yè)上市公司更加顯著，這主要是由于小規(guī)模工業(yè)上市公司所面臨的生存壓力較大，出于合規(guī)性需求，對環(huán)境規(guī)制的反應更為敏感。

4 結語

1）履行ESG責任有助于推動工業(yè)上市公司實現(xiàn)高質量發(fā)展，環(huán)境保護、社會責任及公司治理等3個維度責任對高質量發(fā)展的推動作用都顯著，且公司治理的推動作用最大。

2）分析師關注、媒體關注及環(huán)境規(guī)制等外部治理因素在ESG責任履行與工業(yè)上市公司高質量發(fā)展的關系中發(fā)揮正向調節(jié)作用，且這一效應對于高質量發(fā)展水平較高的工業(yè)上市公司更加明顯。

3）外部治理因素中的媒體關注、環(huán)境規(guī)制對ESG責任履行與高質量發(fā)展關系的正向強化作用會由于公司規(guī)模產(chǎn)生差異，分析師關注對ESG責任履行與高質量發(fā)展關系的正向強化作用不受公司規(guī)模的影響。

4）工業(yè)上市公司應當充分重視ESG責任履行對高質量發(fā)展的正向影響，同時，還應當重視公司對外交流平臺的建設，加強信息披露，既能夠降低彼此間的信息不對稱問題，也能夠幫助公司吸引分析師、媒體及社會的關注，增強競爭優(yōu)勢。

5）分析師關注能夠督促工業(yè)上市公司提高ESG責任履行情況，分析師可通過持續(xù)理性地關注督促管理者提高ESG表現(xiàn)，從而實現(xiàn)高質量發(fā)展目標。

6）媒體應當充分發(fā)揮媒體關注對企業(yè)的外部監(jiān)督作用和聲譽激勵作用，激勵小規(guī)模工業(yè)上市公司提升ESG責任履行水平，從而提高發(fā)展質量。

7）政府及監(jiān)管部門應當充分發(fā)揮環(huán)境規(guī)制對工業(yè)上市公司約束和指引作用，完善與ESG責任履行、ESG信息披露相關的法律法規(guī)，推動我國工業(yè)上市公司實現(xiàn)更高水平的高質量發(fā)展。

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（責任編輯：王強）

收稿日期：2023-12-24

基金項目：山西省思想政治工作課題（23SXSZ0111）；山西省研究生教育創(chuàng)新計劃項目（2023SZ08）

作者簡介：華喜（1997—），女，福建龍巖人，碩士研究生，主要從事環(huán)境資源會計方向的學習與研究。