ESG信息披露与企业可持续发展绩效

0引言在当前强调生态环境保护和经济发展协调推进的背景下，ESG理念与高质量发展理念高度契合。在政策制度层面，我国正逐步完善ESG管理的顶层设计，2024年5月7日，财政部发布了《企业可持续披露准则——基本准则（征求意见稿）》；2024年11月6日，上海、深圳、北京三大证券交易所进一步就《上市公司可持续发展报告编制指南（征求意见稿）》公开征求意见。相关政策制度的推出旨在规范上市公司可持续发展相关信息披露，推进我国可持续披露准则体系建设，进一步引导上市公司深入贯彻新发展理念，推动提高上市公司质量[1]。在实践层面，ESG理念作为企业高质量发展的重要导向，正受到我国微观主体的日益关注。投资者更加注重企业的环境绩效、社会责任绩效和治理绩效等非财务指标，逐步将ESG因素纳人到投资决策分析和投资行为之中[2]。与此同时，我国上市公司逐渐认识到，良好的ESG表现能够降低融资成本，并提高企业价值[3]面对我国宏观政策和微观主体都愈发重视ESG发展这一背景，探讨我国企业ESG信息披露是否能够提升其可持续发展绩效，以及其通过何种途径影响企业的可持续发展能力，成为学术界亟待解决的问题。1文献综述与研究假设1.1文献综述ESG报告作为非财务信息披露方式，为投资者提供了涵盖了环境保护（E）、社会责任承担（S）和贯彻实施可持续发展治理体系（G）三大维度的信息。2005年，联合国全球契约组织正式提出ESG这一理念[4]，由此，全球学者真正意义上开始了对ESG的探索。目前，国内外学者对ESG信息披露对企业财务绩效的影响进行了丰富的研究。Silvia等[5]认为非财务信息的披露能够在一定程度上缓解公司与外部利益相关者之间的信息不对称和降低委托代理成本，从而提升公司业绩，并基于意大利上市公司的面板数据实证检验了ESG评分与ROA、EBIT之间的正相关关系。Veeravel等通过印度证券交易所上市公司的样本数据实证检验了ESG披露对公司的ROA、ROE和TobinQ等绩效有着显著的积极影响。Simin等[7]认为ESG披露可以帮助公司获得竞争优势，提高企业声誉，从而提升长期发展能力，但只有大型公司和发达国家公司的ESG表现对ROA的积极影响是有效的，而小型企业和发展中国家企业的ESG表现与财务绩效没有统计学上的显著关系。李井林等[2]认为具有良好ESG表现的企业在制定发展战略时会考虑为利益相关者创造多元综合价值，有利提高企业绩效。蔡雯霞等[8]认为企业ESG表现还可以通过长期积累无形资产来提升企业抗风险能力进而改善企业的财务绩效，并根据我国上市公司数据的研究结果表明了企业ESG得分和ROA的显著正向相关关系。但是，也有部分学者认为ESG信息披露及其相关行为给企业带来了额外的经济成本，从而扼制企业可持续发展能力。Duque-Grisales等9研究了拉丁美洲的企业ESG表现与财务绩效之间的显著负相关关系，认为企业在没有明确的环境治理政策的情况下实施ESG投资活动，不仅会给公司带来大规模的额外经济成本，还会因为拉丁美洲政府的政治环境复杂性导致这些举措的短期性，从而使得影响公司的品牌形象和企业业绩。Ebru等[10]研究发现土耳其的上市公司ESG实践会抑制财务绩效的提升。此外，由于ESG信息披露规则的标准化和规范化有待完善，ESG“漂绿”等违规行为的发生加剧了信息不对称，影响投资者的价值判断和企业财务绩效[1]。Lee等[12]认为企业的ESG管理行为会影响企业品牌形象，但不同类型的投资者和消费者对品牌认可度和忠诚度存在着差异，因此并非所有公司进行ESG管理都能有效提升企业业绩。Eccles等[13]和MARC等[14]等学者的研究表明，ESG与财务绩效之间并不存在显著的相关关系。通过对相关文献的梳理和总结，可以发现关于ESG信息披露和企业可持续发展的研究对于两者的关系存在一定程度的争议。ESG披露与企业财务绩效会因为不同国家和地区的制度环境、经济发展水平及公司规模的差异而存在着正相关、负相关和不相关3种不同关系。许多研究集中于特定地区或特定市场，缺乏对跨区域和跨行业样本的广泛分析，限制了研究结论的普适性。在企业绩效的指标选取方面，部分学者的研究仅基于单一财务指标（如ROA、ROE），忽视了更全面的绩效衡量体系，并且多数研究集中于短期财务绩效，而缺乏对ESG披露如何影响企业长期价值和竞争优势的深入分析。未来相关领域的研究应构建系统性理论框架，以解释不同情境下ESG与财务绩效关系的差异性，通过扩展样本范围，进行跨区域和跨行业的比较研究，分析制度环境和行业特性对ESG与持续发展绩效关系的影响。所以，研究我国上市公司ESG表现能否促进企业可持续发展能力并就两者之间的关系因不同特征的企业而产生哪些差异展开深入分析具有重要的理论意义和实践意义。本文选取了我国A股上市公司2014—2023年的相关数据，构建双向固定效应非线性模型，实证检验ESG信息披露对企业可持续发展绩效的直接影响，讨论不同情境下ESG表现影响企业可持续发展能力的差异，并探究其作用机制，在此基础上，结合研究结果提出具有实践价值的政策建议，以期为提升我国企业可持续发展能力提供理论支持和实践参考。1.2研究假设1.2.1ESG信息披露对企业可持续发展绩效的直接影响考虑到我国ESG发展仍处于起步阶段和我国股票市场散户占比高[15]等特有的制度环境，本文认为企业在发展初期进行ESG信息披露，带来的相关管理成本压力会对企业可持续发展绩效产生消极效应，但随着ESG信息披露质量的提升和投资者对ESG发展理念的认同，ESG信息披露又会促进企业可持续发展绩效的提升。因此提出研究假设1：H1：ESG信息披露与企业可持续发展绩效存在“U形”非线性关系。1.2.2ESG信息披露影响企业可持续发展绩效的影响机制企业的经营和投资行为会受到融资约束的影响[6]，融资约束意味着企业不能以相对较低的成本获取资金，或者难以达到所需的资金规模[17]，从而影响企业可持续发展绩效。根据信息不对称理论，企业积极披露在环境治理、承担社会责任和贯彻治理理念等非财务信息，能够降低信息不对称程度，从而提升企业自身形象，向市场传递企业积极发展的信号，能吸引更多发展理念和追求目标相一致的投资者，使企业获得更多股权融资[18]。在我国，ESG信息披露不仅符合企业可持续发展理念，更契合政府倡导绿色转型的国家政策[19]，我国政府在金融资源配置特别是银行信贷供给方面具有较大影响[20]，满足政策支持条件的企业在融资方面更容易获得低成本的资金，ESG信息披露效率和质量较高企业可以获得更低的融资成本和更更宽的融资渠道，从而缓解融资约束。因此，提出理论假设2：H2：ESG信息披露能够缓解融资约束，间接影响企业可持续发展绩效。2模型设定和变量说明2.1模型设定本研究使用时间、省份双向固定效应模型研究ESG信息披露对企业可持续发展绩效的影响。为检验理论假设Hr

，设定以下模型式中：esgi，t

为i企业在χt

期的ESG表现;esgi，t2

为i企业在χt

期的ESG表现的平方项；sdgi，t

为i企业在χt

期的可持续发展绩效；为控制变量;μι

和δi，t

分别为年份固定效应和省份固定效应；εit

为随机扰动项;α0，α1

为常数项；为ESG表现对企业可持续发展绩效的影响程度;λ⋅1

为ESG表现的平方项对持续发展绩效的影响程度。若均显著为负且λ1

显著为正，则假设Hr

成立。为进一步分析企业ESG表现对可持续发展能力的传导路径，检验理论假设H2

，本文参照张祥建等[2的“U形”中介效应检验方法，设定以下模型式中：sai，t

为i企业在χt

期的融资约束，其余变量与式（1）、式（2）中的一致。式（3）研究的是企业ESG对融资约束的影响作用，式（4）研究的是科技创新对新质生产力发展的中介效应机制，若β2…β3

显著为负且λ2

、λ3

1η3

均显著为正则假设H2

得证。2.2变量选取2.2.1被解释变量被解释变量为企业可持续发展绩效（）。企业可持续发展绩效应包含财务绩效和环境绩效两个维度，但是由于本文研究的是其与ESG表现的关系，为避免共线性等问题对研究结果的干扰，因此本文只以财务可持续发展绩效作为企业可持续发展绩效的衡量指标。杨旭东等[22]结合范霍恩可持续发展静态模型构建了企业可持续发展指标，其模型既简单易行又考虑了企业动态增长因素，故本文参照此方法构建被解释变量的衡量指标。2.2.2解释变量解释变量为企业ESG信息披露表现。相较于国外如BloombergESG、MSCIESG、富时罗素等评级指数，我国相关评级机构的评级体系仍不完善，目前我国ESG评级指数有商道融绿ESG、CNRDSESG和华证ESG等，其中华证ESG参考了国外主流成熟的ESG评级框架[19]，该体系综合考量了碳足迹、绿色产品、社会贡献、治理结构、运营风险等多个维度的公司表现，并结合扶贫捐赠等具有中国特色的ESG指标，综合得出ESG评级结果。因此本文选择华证ESG评级综合得分作为解释变量的衡量指标。2.2.3中介变量中介变量选择由Hadlock和Pierle[23]提出的SA融资约束指数。该指数基于企业的规模（Size）和年龄（Age）两个变量，该指数不依赖于财务数据的中介变量，因而避免了这些变量可能带来的误差。SA方法测算的结果为负数，其绝对值越小说明融资约束程度越低。2.2.4控制变量参照已有研究的方法，本文选择企业规模，董事会规模，独立董事占比、两职合一、股权制衡度、企业年龄、管理层薪酬和所在城市经济发展水平共8个指标作为控制变量。各变量具体定义和计算方法见表1。2.3数据来源和说明本文选取2014—2023年我国上海、深圳、北京三大证券交易所上市公司的数据，剔除ST和*ST公司、金融行业公司和缺失数据值的公司，并对所有连续变量在1%和99%分位进行了缩尾处理以消除极端值的干扰。此外，为消除变量之间的量纲差异，还对解释变量Esg进行了MinMax标准化处理，将数据值转化至[0，1］区间内，最终获得21389个研究样本。使用STATA18.0进行多元回归分析以描述核心解释变量、控制变量与被解释变量之间的关系。相关数据来自Wind数据库、CSMAR数据库。2.4描述性统计全部变量的描述性统计结果见表2。可以看出，我国上市公司可持续发展能力差距较大，最大值为3.033738，最小值为-0.509198，均值为0.395221，大于其中位数0.205423，说明我国上市公司的可持续发展绩效分布呈现为右偏态特征，标准差0.395221说明我国不同上市公司的可持续发展能力差异较大；标准化后的ESG表现最小值为0，最大值为1，均值为0.627533，中位数为0.630267，标准差为0.095758，说明公司ESG表现也存在较大差异且整体ESG信息披露质量还有待提高，与我国上市公司ESG发展的现状相符。除了管理层薪酬和两职合一，其余变量的最大最小值均存在着明显的差距。表1变量定义表2描述性统计结果3实证结果及分析3.1基准回归根据本文设定的计量模型和样本数据，实证分析了我国上市公司ESG信息披露对企业可持续发展绩效的影响，基准回归结果见表3。表3中列（1）为加入控制变量的随机效应的回归结果，列（2）为加入个体固定效应的回归结果，列（3）、列（4）为未加入控制变量和个体、年份双向固定效应的回归结果，列（5）、列（6）为加入控制变量及个体、年份双向固定效应的回归结果。Esg的回归系数均为负值，且至少在5%的水平显著，Esg2

的回归系数均在1%的水平上显著为正。这一结果验证了研究假设H1，即ESG信息披露在初期在一定程度上会抑制上市企业可持续发展绩效，但当ESG表现达到更高水平后，其带来的经济效益超过管理成本，使得企业可持续发展能力得到反弹和增长。此外，从表3列（6）中可以发现，企业规模Size的回归系数为0.367，其平方项系数为-0.00838，两者均在1%的水平上显著，说明企业可持续发展绩效与企业规模存在着“倒U形”的非线性关系，这种关系意味着适度的规模扩张带来的规模经济效应和生产效率的提高可以促进企业可持续发展能力，但超过某一阈值后，规模过大可能使得企业陷入管理效率下降、决策过程复杂和官僚化等困境[24]，造成可持续发展能力下降。表3基准回归结果注：***、”、*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著，括号内数据为标准误差。下同。3.2稳健性检验与内生性检验3.2.1稳健性检验为进一步评估研究结果的可靠性和稳定性，本文采用3种方法进行稳健性检验。第一，直辖市具有明显的区位优势和经济政治优势，可能对研究结果产生影响，因此本文剔除位于北京、上海、天津、重庆4个直辖市的上市公司样本数据后进行回归，结果见表4列（1）。第二，2015年中国股灾对金融市场产生重大冲击[25]及2020年新冠疫情对我国企业的发展产生了巨大的冲击[26]，因此本文剔除2015年和2020年两个异常年份的样本数据，回归结果见表4列（2）。第三，参照方先明和胡丁[27]的方法，将上市公司ESG等级分为C、CC、CCC至A、AA、AAA共9个等级，并从低到高分别赋值1至9，将核心解释变量Esg，Esg²分别替换为使用该方法得到的变量Score，Score²后的回归结果见表4列（3）。采用以上3种稳健性检验方法后的实证结果与基准回归结果保持一致，说明上市企业ESG信息披露表现与可持续发展绩效存在“U形”关系的结论具有稳健性3.2.2内生性检验由于企业的ESG策略和表现往往具有延续性，前一期的ESG信息披露表现与当期的ESG表现是高度相关的，与当期的误差项无关，因此本文选取解释变量滞后一期作为工具变量进行内生性检验。其结果见表4的列（4）、列（5）和列（6），在列（4）和列（5）的第一阶段回归结果中滞后一期的Esgt-1

和Esgt-12

的系数都显著为正，且F检验的数值远大于临界值10，表明工具变量的选择是合理且有效的。在列（6）的第二阶段回归结果中，Esg的系数为-1.946，Esg2

的系数为1.225，均在10%的水平上显著。进一步验证了本文研究假设H1。表4稳健性检验与内生性检验3.3异质性检验3.3.1地区异质性我国不同地区之间在经济发展水平、社会环境和文化氛围等方面存在差异，不同地区的企业其经营环境和经营理念也存在着差异。为检验ESG信息披露对企业可持续发展绩效的影响在不同地区的企业的差异，本文将样本按照企业所在地分为东部企业、中部企业、西部企业3类进行地区异质性分析，结果见表5列（1）、列（2）和列（3）。相较于东部和中部地区，我国西部地区企业ESG信息披露的回归系数显著性较差，产生这一差异的原因可能是西部地区传统资源型产业占比更高，相关企业在环境保护和社会治理方面的压力更大，并且ESG相关投资主要集中于我国经济发达地区，西部地区吸引的资本可能更多集中于基础设施或传统产业，导致ESG表现对改善企业绩效的影响效果较差。3.3.2上市市场异质性上市企业所处的股票市场交易板块反映了其规模、行业定位、发展阶段等基本特征，因此将样本按我国企业上市的市场板块划分为主板、科创板、创业板和北京证券交易所上市公司4大类，以更清晰地揭示这些特征差异如何影响ESG表现与可持续发展绩效的关系，回归结果见表5的列（4）至列（8）。列（4）中主板上市公司的Esg、Esg2

回归系数分别为-0.856和0.56，均在1%的水平上显著，科创板和创业板上市公司的回归系数不显著，值得注意的是北京证券交易所上市公司（表5中简称为北证）的Esg、Esg2

回归系数分别为21.28和-17.25，并在1%的水平上显著，表现为ESG信息披露与企业可持续发展绩效存在“倒U形”关系，即ESG投入超过一定水平后可能导致绩效下降。这一结果说明我国不同规模、不同定位和不同发展阶段的企业，其ESG表现对可持续发展能力的影响存在着明显的差异。我们认为导致这一差异的原因在于，主板企业通常具有“大盘蓝筹”的特点，多数企业具有比较大的资本规模和比较稳定的盈利能力，拥有更多资源用于推动ESG实践，并且主板企业受资本市场的高度关注，其ESG表现能有效吸引机构投资者和ESG投资基金的青睐，从而为绩效带来资金支持和长期收益。而科创板和创业板企业以拥有关键核心技术和创新能力突出的具有较强成长性的企业为主，这些企业的发展更注重技术研发、市场扩展和短期盈利，而将ESG管理视为次要任务，对ESG的投入较少且效果较弱，难以对企业发展能力产生显著影响。北京证券交易所企业多为具有“专精特新”特色的小微型企业和创新型中小企业，更容易受到如绿色补贴、税收优惠等政策支持，初期ESG管理多集中在基本治理和合规层面，如减少污染、改善劳动条件等，这些投入成本较低且直接带来效率提升，推动了企业可持续发展绩效的增长。但随着ESG管理投入逐渐增加，新增的投资可能集中在高成本、低收益的领域，导致边际效益逐步下降。过度强调ESG表现可能使企业在研发、市场扩展等关键业务上的资源投入不足，从而影响其核心竞争力和绩效。另外小微企业的管理能力有限，高水平ESG实践可能增加运营负担和内部管理难度，反而对绩效造成负面影响。3.3.3产权异质性国有企业与私有企业在承担社会责任、资源获取[28和政企关系[29等方面有较大差异。产权的归属决定了企业的战略目标、经营理念、治理结构和激励机制，这些差异决定了企业进行ESG管理的深度和广度。将研究样本分为国有企业和私有企业，深入探究我国不同产权性质企业的ESG表现对可持续发展能力影响的差异，回归结果见表5列（9）和列（10）。可以发现，相较于国有企业，私有企业的ESG表现对可持续发展绩效的影响效果更加显著。其原因主要是由于私企的生存和发展高度依赖市场，其ESG表现通常是为了吸引投资者、满足消费者需求和维护供应商关系，因此具有更强的主动性和针对性，能够根据市场反馈快速调整ESG战略来追求短期实质性的回报。而国企通常需要平衡经济、社会和政策目标，其ESG信息披露更多是为响应政府要求，对ESG认识层次不高，缺乏完善的激励机制[3]，缺乏ESG管理与核心业务的深度结合，导致ESG信息披露对企业可持续发展绩效的影响较弱。表5异质性检验3.4中介机制检验为验证理论假设H2

，本文根据模型（3）和模型以以，千入依拍伏王伏王（4）进行中介机制检验，回归结果见表6。表6列（1）为Esg表现对企业可持续发展绩效的基准回归结果，列（2）为仅考虑Esg一次项与企业融资约束的关系，系数为-0.0005但并不显著。列（3）为企业ESG表现与融资约束的关系检验的回归结果，Esg和Esg²的系数分别为-0.149，0.119，P值均小于0.01。列（4）中，Esg、Esg2

和Sa的系数分别为－0.785、0.514、0.545，且都在1%的水平上显著。以上研究结果说明，当企业在ESG领域的投入处于初始阶段，这些投入被视为额外成本，尤其是对于资源有限的企业，增加现金流压力和运营成本，进而加剧融资约束，抑制了企业可持续发展能力，并且资本市场和投资者可能无法明确识别企业ESG进行管理的潜在收益，从而增加企业获取资金的难度。当企业的ESG表现达到一定水平后，企业通过增强社会责任承担、信息透明度和管理效率，建立起正面的企业形象。我国政府和机构投资者往往对高水平ESG表现的企业提供政策和资金支持，从而缓解了企业融资约束，促进企业可持续能力的发展。此外，本文参照温忠麟和叶宝娟[30]的方法，采用了Bootstrap法进行中介效应检验，Bootstrap法的检验结果显示中介效应的95%置信区间为，0.0020268]，不包含0，P值为0.047lt;0.05，说明融资约束的中介效应是显著的。综上所述，本文理论假设H2成立。表6中介机制检验（续）4研究结论与建议4.1研究结论本文关于ESG信息披露与企业可持续发展关系的主要研究结论如下：首先，总体而言，ESG信息披露与企业可持续发展绩效之间呈正U型关系。ESG信息披露的初期会增加企业的运营和管理成本，从而抑制企业可持续发展能力。当企业的ESG信息披露水平逐步提高后，其管理效益和市场认可以及由此带来的资源配置效率得到了显著改善，从而促进企业可持续发展绩效的提升。其次，进一步探讨了不同特征的企业ESG表现对可持续发展绩效的影响差异。我国东部和中部地区企业的ESG信息披露对可持续发展绩效的正向促进作用显著。主板上市企业比科创板和创业板企业在ESG信息披露方面的优势最为明显，其ESG表现能有效吸引投资者和政策支持，显著影响了企业可持续发展绩效。北京证券交易所上市企业的ESG投入在超过某一“最优区间”后反而造成绩效下降。相较于国有企业，私营企业的ESG信息披露对可持续发展绩效的影响更为显著，这表明私企的ESG投入能迅速转化为市场回报，而国有企业因政策驱动和激励机制不足，往往缺乏效率和深度。最后，ESG信息披露通过缓解融资约束间接影响了企业的可持续发展能力。ESG信息披露的初始阶段，企业的ESG表现并不能获得市场认可，反而会因为增加现金流压力和运营成本，进而加剧融资约束，但高水平的ESG实践增强了企业的社会责任感和市场透明度，降低了资本市场的信息不对称，同时吸引更多关注环境、社会和治理的政策支持与长期投资者，从而帮助企业缓解融资困难，改善企业绩效。4.2政策建议基于上述研究结论，本文提出以下4点政策建议：第一，进一步完善ESG信息披露法规与标准。2024年11月6日，上海证券交易所制定了《推动提高沪市上市公司ESG信息披露质量三年行动方案（2024—2026年）》，推动上市公司ESG信息披露。我国可以借鉴欧美成熟市场经验，在上海、深圳、北京三大证券交易所推行分阶段强制披露制度，对于高排放、高污染行业（如能源、化工）优先实行强制披露要求，并逐步扩展到中小企业。整合现有国内评级机构的成果，制定统一的评级体系，将企业创新能力、社会贡献和绿色治理等符合新发展理念的指标纳入评估范围，增强评级标准的科学性和可操作性。成立专门的监管部门，通过大数据分析和人工智能对企业披露数据真实性进行动态监测