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| ESG表现、企业声誉与全要素生产率 |
| 第747期 作者：□文/周佳敏 时间：2025/2/16 16:09:47 浏览：11次 |
［提要］ 高质量发展背景下，ESG表现对我国制造业企业的重要性逐渐凸显。本文选取我国制造业企业作为研究对象，实证考察ESG表现影响制造业企业全要素生产率的路径。研究发现：制造业企业的ESG表现能够提升企业全要素生产率，且经过稳健性检验之后这一结论依然成立。作用机制检验结果表明：制造业企业的ESG表现能够增强企业声誉，获取关键发展资源，最终促进企业全要素生产率的提升。进一步研究发现：非国有制造业企业、重污染制造业企业的ESG表现更能提升企业全要素生产率。研究结论为我国制造业企业积极参与ESG实践、提升企业全要素生产率提供经验证据和管理启示。
关键词：ESG表现；利益相关者；企业声誉；企业全要素生产率
中图分类号：F270.7 文献标识码：A
收录日期：2024年8月24日
党的二十大报告强调：高质量发展是全面建设社会主义现代化国家的首要任务。制造业企业作为我国实体经济的重要组成部分，其全要素生产率的提升是高质量发展的关键所在。目前，我国制造业企业的全要素生产率整体水平偏低。制造业企业在生产经营的同时，不仅要应对来自环境规制的压力，还面临着侵害员工、消费者权益等社会责任问题，其不合理的内部治理结构也严重阻碍着企业全要素生产率的提升。ESG代表着环境、社会与公司治理，能够体现企业在经营过程中对环境的影响、社会责任的承担等，与制造业企业面临的多重压力相呼应。
近两年，研究ESG表现影响企业全要素生产率的文献逐渐增多，但较少聚焦于制造业企业，且主要从技术创新、融资约束等角度探讨作用机制，忽视社会层面的企业声誉在其中发挥的作用。制造业企业参与ESG实践能够促进其改进能源利用效率，减轻对生态环境的影响，建立并提升企业声誉。良好的企业声誉能为制造业企业吸引更多的投资，再加上内部治理结构的改善，在一定程度上能促进企业全要素生产率的提升。基于上述背景，本文聚焦于中国制造业上市公司，运用商道融绿的ESG评级数据，设样本区间为2015～2022年，实证考察制造业企业的ESG表现对企业全要素生产率的影响以及企业声誉在其中发挥的作用。
一、理论分析与研究假说
利益相关者理论认为，企业在追求利润最大化的同时，应兼顾各个利益相关者，包括投资者、供应商、消费者、政府等的需求。制造业企业参与ESG实践，能从环境、社会、公司治理三个维度满足利益相关者的需求。比如，在环境维度，制造业企业减少温室气体排放、降低水资源消耗密度等；在社会维度，企业保护消费者的个人信息、提升员工职业技能等；在公司治理维度，企业保证董事会多元化、重视商业道德等。这些行为都属于制造业企业在ESG实践中的良好表现。同时，根据信息不对称理论，制造业企业为了将其与其他企业区分开来，从而获取竞争优势，会通过企业的ESG报告、媒体报道等渠道向利益相关者传递积极信号。这些信号能够正面影响利益相关者对企业的印象、认知和评价，有助于制造业企业积累并提升企业声誉。而企业声誉能使投资者对企业的未来投资回报形成稳定预期，这对于货物回款具有时间滞后性的制造业企业而言尤为重要，能使其获得投资者持续的资金支持，缓解融资约束。此外，良好的企业声誉具有极强的排他性和难以模仿性，能够提升制造业企业在合约签署中的可信程度。制造业企业的ESG表现越好，越能增强企业声誉，提高消费者对企业的好感度以及对其产品的信赖度，推动企业对新产品进行研发创新，最终促进制造业企业全要素生产率的提升。基于上述分析，本文提出如下假设：
H1：制造业企业的ESG表现越好，越能增强企业声誉，最终表现为企业全要素生产率的提升
二、研究设计
（一）样本选择与数据来源。由于数据库更新不及时的限制，本文设样本期间为2015～2022年，根据《上市公司行业分类指引》（2012年修订）选择中国制造业A股上市公司作为研究对象。本文按照以下标准进行数据清洗：（1）剔除ST、*ST的样本；（2）剔除8年内ESG评分不全的制造业上市公司；（3）剔除变量数据缺失相对严重的样本；（4）对数据进行缩尾处理以降低极端值的影响。
（二）变量选取
1、被解释变量：企业全要素生产率（TFP）。本文借鉴鲁晓东等（2012）的研究，采用LP法测算制造业企业的全要素生产率，估计方程如下：
lnYit=β0+βLlnLit+βKlnKit+βMlnMit+ε1it （1）
式中，lnYit为本文用LP法估计得到的制造业企业全要素生产率，下标i为个体标识，下标t为年份标识，L为劳动力投入，K为资本投入，M为中间品投入，ε1it为残差项。
2、解释变量：ESG表现（ESGt-1）。由于ESG治理效益具有缓释效果，无法在当期观察到其对企业全要素生产率的影响，且为了避免产生内生性问题，本文使用商道融绿公布的滞后一期的ESG评分来衡量制造业企业的ESG表现。
3、中介变量：企业声誉（Rep）。本文参考管考磊和张蕊（2019）的做法，选取12个企业声誉评价指标，利用因子分析计算出企业声誉的得分，并按照得分低到高的顺序将样本分为10组，每组依次赋值为1～10，以此来衡量企业声誉这一变量。
4、控制变量。本文参考以往研究，选取企业年龄（Age）、企业规模（Size）、资产负债率（Lev）、总资产净利润率（ROA）、企业成长性（Growth）、是否两职合一（Dual）、股权制衡度（Balance）作为控制变量。同时，控制了个体（δi）和时间（Yeart）效应。变量的具体描述见表1。（表1）
（三）模型设定。为检验制造业企业的ESG表现对企业全要素生产率的影响机制，本文引入企业声誉（Rep）这一中介变量，建立如下模型以验证H1：
TFP＿LPi，t＝α0+α1ESGi，t-1+α2Controli，t+δi+Yeart+εi，t （2）
Repi，t=β0+β1ESGi，t-1+β2Controli，t+δi+Yeart+εi，t （3）
TFP＿LPi，t＝γ0+γ1ESGi，t-1+λ1Mediatori，t+γ2Controli，t+δi+Yeart+εi，t （4）
式（2）、式（3）、式（4）中，下标i为个体标识，下标t为年份标识，TFP_LPi，t为企业在期的全要素生产率，ESGi，t-1为企业滞后一期的ESG表现变量，Repi，t为企业i在t期的企业声誉，Controli，t表示控制变量，δi为个体固定效应，Yeart为时间固定效应，εi，t为残差项。
三、实证分析
（一）描述性统计分析。由表2可知，制造业企业全要素生产率的均值为8.127，标准差为0.675，最小值为6.585，最大值为9.315，这说明我国制造业企业的全要素生产率之间存在较大差异，从整体数据来看，其全要素生产率水平并不高。企业滞后一期ESG表现的均值为50.213，标准差为5.392，最小值为38.125，最大值为68.750，这说明制造业企业的ESG表现整体差异较大，这可能是因为中国企业参与ESG实践较晚并且采取了不同的ESG信息披露标准。企业声誉（Rep）的均值为9.056，标准差为1.267，最小值为2.000，最大值为10.000，说明制造业企业的企业声誉较好但彼此之间差异较明显。（表2）
（二）回归结果分析。表3中的列（1）、列（2）均未加入控制变量，仅进行ESG表现对制造业全要素生产率的基准回归，且列（1）没有控制个体和时间的固定效应，而列（2）控制了个体和时间的固定效应。由两列结果可知，在1%的显著性水平下，制造业企业的ESG表现与企业全要素生产率存在正相关关系，且ESG表现存在滞后一期效应，未控制个体和时间固定效应下的系数为0.023，控制了个体和时间固定效应下的系数为0.037。这说明，ESG表现越好，制造业企业全要素生产率越高。但由于模型中仅存在ESG表现这一个解释变量，列（1）、列（2）中R2的值都很低，说明模型的拟合程度不是很好。列（3）考虑了控制变量对企业全要素生产率的影响，且控制了企业个体和时间，R2的值达到了0.69，模型拟合度较好。由列（3）结果可知，制造业企业的ESG表现与企业全要素生产率在5%的水平下正相关，并且ESG表现的滞后一期效应仍存在，系数为0.015。列（1）、列（2）、列（3）的结果均显示制造业企业能通过改善ESG表现来提升全要素生产率。（表3）
（三）稳健性检验
1、更换被解释变量测算方法。本文采用OP法来测算制造业企业的全要素生产率，以检验回归结果的稳健性。表4中第（1）、第（2）列的结果说明，加入或不加入控制变量，制造业企业的ESG表现与企业全要素生产率均呈现正相关关系，系数分别是0.033和0.020。由此可验证本文的实证结果是较为稳健的，制造业企业的ESG表现越好，越能促进企业全要素生产率的提升。（表4）
2、更换解释变量衡量指标。本文参照王丹和张丁（2023）的做法，对华证的季度ESG评级（C-AAA）由低到高依次赋值1～9，再对每年四个季度的评分取平均值，用ESG1表示，以此来衡量制造业企业的ESG表现。表4中第（3）、第（4）列的结果说明，加入或不加入控制变量，ESG表现与制造业企业全要素生产率皆在1%的显著性水平下呈现正相关关系，系数分别是0.043和0.025。由此可说明，本文的研究结果是具有较强稳健性的。
（四）异质性分析。本部分按照企业所有权性质、污染程度分别进行异质性分析，以检验不同类型制造业企业的ESG表现对企业全要素生产率的影响差异。（表5）
1、区分企业所有权性质。表5中第（1）、第（2）列的结果说明，在1%的显著性水平下，国有和非国有制造业企业的ESG表现与企业全要素生产率皆为正相关关系，两者的作用系数分别为0.015、0.020，说明非国有制造业企业的ESG表现更能显著提升企业全要素生产率。这可能是因为：一方面相比于非国有制造业企业，国有制造业企业的政商关联程度更高，更容易获得政策性补贴、财政补助，融资压力更低，提升ESG表现从而获取利益相关者的资金支持并非其第一选择；另一方面国有制造业企业由于其特殊性质，更多地追求非营利性目标，承担着社会责任，提升生产效率、追求利润最大化并非其首要目标。相比于非国有制造业企业，国有制造业企业提升企业全要素生产率的积极性较低。而非国有企业追求利润最大化，能够集约、高效地利用企业资源投入到ESG实践中，注重自身环境绩效、社会责任以及内部治理水平的综合提升，这有助于其获取关键发展资源，最终促进企业全要素生产率的提升。
2、区分企业污染程度。表5中第（3）、第（4）列的结果说明，重污染和非重污染企业均在1%的显著性水平下与企业全要素生产率正相关。重污染企业的相关系数为0.046，非重污染企业的相关系数为0.021，说明重污染企业的ESG表现更能显著促进企业全要素生产率的提升。这可能是由于两方面的原因：一方面，在我国“双碳”目标背景下，相较于非重污染企业，重污染企业更受当地监管部门的关注，面临着更大的社会压力以及更为严格的市场准入准则，增加了企业的环境治理成本。这会倒逼重污染企业积极参与ESG实践，改变末端治污方式，提升资源利用效率，降低末端治理成本，最终表现为对企业全要素生产率更显著的促进作用。另一方面，相较于非重污染企业，重污染企业的环保压力更大，彼此之间的竞争更为激烈，会更加注重改善自身的ESG表现。同时，重污染企业在污染治理方面拥有更为丰富的经验，能够在生产过程中适时更替要素，采用清洁的原料、能源以及更先进的技艺、设备进行生产，实现更高质量的产出，最终表现为对企业全要素生产率更优的促进作用。
（五）影响机制分析。表6报告了企业声誉（Rep）的中介效应检验结果。由列（2）可知，制造业企业的滞后一期ESG表现与企业声誉Rep在1%的显著性水平下呈现正相关关系，系数为0.014。这说明制造业企业改善ESG表现会向外界传递积极的信号，能够获取利益相关者的关注，从而增强企业声誉。列（3）显示了将制造业企业的滞后一期ESG表现与企业声誉Rep同时加入模型之后的回归结果。从表6中可看出，滞后一期的ESG表现与企业声誉Rep皆在1%的显著性水平下与企业全要素生产率呈现正相关关系，系数由0.015提升至0.021，企业声誉Rep的系数为0.140。这说明制造业企业的ESG表现越好，越能增强企业声誉，从而更易于获取发展资源，最终表现为企业全要素生产率的提升。验证了研究假说H1。（表6）
四、结论及建议
高质量发展背景下，本文聚焦于我国制造业企业，探究制造业企业的ESG表现与企业全要素生产率之间的关系。同时，本文替换企业全要素生产率的测算方法、更换ESG评级数据库进行稳健性检验。本文按照企业所有权性质、污染程度进行异质性分析。研究发现：（1）制造业企业的ESG表现能够正向影响企业的全要素生产率。（2）制造业企业的ESG表现能通过增强企业声誉的方法来提升企业全要素生产率，即制造业企业的ESG表现越好，越能增强企业声誉，从而获取发展资源，最终促进企业全要素生产率的提升。（3）相较于国有制造业企业，非国有制造业企业的ESG表现更能显著促进企业全要素生产率的提升；相较于非重污染制造业企业，重污染制造业企业的ESG表现更能提升企业全要素生产率。
基于上述结论，提出以下建议：（1）政府应制定、完善ESG信息披露标准。高质量的信息披露能够为高质量发展奠定坚实基础。一方面，在ESG议题选择上，政府应优先考虑符合中国国情的议题，同时考虑到上市公司的实际能力，尽量减少ESG信息披露对企业及其处于同一价值链的利益相关者的负担。另一方面，政府应引导企业践行ESG理念并进行自愿披露，通过市场对ESG表现的反馈，指导企业改善ESG表现。（2）制造业以及其他行业的企业应改善自身的ESG表现，重视提升全要素生产率。ESG表现对全要素生产率的影响属于长期影响，企业应制定长期规划，并将ESG理念落到实处。企业可以借助互联网等途径传递ESG实践方面的信息，积累并增强企业声誉，赢得资源获取方面的优势，从而促进全要素生产率的提升。
（作者单位：南京农业大学）
主要参考文献：
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