綠色金融、數字化轉型與企業ESG表現

郭淑娟 閆彩鳳

摘?要：本文以2013—2021年滬深兩市A股上市公司為研究對象，揭示綠色金融、數字化轉型與企業ESG表現的關系。研究發現，綠色金融總體上促進企業ESG表現提升，但二者間并非線性關系，而是呈現動態的“潛力滯后—緩慢釋放”的非線性變化軌跡。綠色金融發展對數字化轉型的影響具有非線性特征，數字化轉型在綠色金融與企業ESG表現間起中介作用，但這種中介作用體現為遮掩效應；數字化轉型導致綠色金融對企業ESG的推動作用是非線性的，隨著數字化轉型提升，綠色金融對企業ESG表現的促進作用緩慢釋放。進一步分析發現，綠色金融對企業ESG表現的促進作用在信息不對稱較低組、金融基礎較高組、重污染行業與國有企業中更顯著；綠色金融同群效應顯著促進企業ESG表現提升；ESG表現同群效應顯著改善環境績效，但對財務績效短期無顯著影響。

關鍵詞：綠色金融；企業ESG表現；數字化轉型；同群效應

中圖分類號：F49；F83251；F271??文獻標識碼：A??文章編號：1001-148X（2024）01-0091-12

收稿日期：2023-03-12

作者簡介：郭淑娟（1974—），女，山西長治人，教授，博士，研究方向：公司治理；閆彩鳳（1999—），女，山西忻州人，碩士研究生，研究方向：公司治理。

基金項目：山西省哲學社會科學規劃課題，?項目編號：2022YY025；?山西省科技戰略研究專項，?項目編號：?202204031401056；?山西省科技戰略研究專項，?項目編號：202104031402054；山西省科技戰略研究專項，項目編號：202104031402058；山西省省籌資金資助。

一、引言

2006年，聯合國責任投資原則組織（UN-PRI）首次提出ESG（Environmental，Social?and?Governance）理念并推動全球踐行至今，旨在鼓勵各國將ESG因素作為企業核心價值的基石，倡導企業重視環境保護、社會責任與公司治理的協調統一。ESG不僅與我國創新、協調、綠色、開放、共享的新發展理念相一致，而且其可持續發展、綠色低碳等核心思想與“雙碳”目標不謀而合，對企業發展提出了新要求，不僅要追求財務績效、更要積極履行企業在環境保護、社會責任、公司治理等方面的責任。

綠色金融是指將金融資源優先配置于改善生態環境、減少資源浪費與低碳轉型等領域的經濟活動。據初步估算，我國實現“雙碳”戰略所需投資大約在150萬億至300萬億元人民幣，如此巨額的資金缺口不僅需要政府財政支持，還需充分發揮資本市場的力量，而綠色金融作為助推“雙碳”目標實現的重要渠道，為企業綠色發展提供了關鍵性保障。資源基礎與技術進步是建設企業ESG體系的核心驅動力，而金融所承接的促進經濟發展的基本功能便是資源支持，為衡量技術進步的影響，本文引入數字化轉型這一變量，檢驗綠色金融、數字化轉型對企業ESG表現的綜合效應。

本文可能的邊際貢獻：第一，在理論上將綠色金融、數字化轉型與企業ESG表現納入同一研究框架，并結合綠色金融與數字化轉型發展的不同階段，探究綠色金融對企業ESG表現的非線性特征及作用機制，厘清二者之間的內在邏輯，深化了綠色金融的經濟效應與企業ESG表現的影響因素研究。第二，在實踐上，基于信息不對稱、金融基礎及行業、企業性質角度探究綠色金融對企業ESG表現的差異化作用，為企業根據不同的市場環境與企業性質制定更有利于提升企業ESG表現的戰略方針，并揭示了綠色金融、企業ESG表現的同群效應及經濟后果分析，探索企業基于競爭學習與制度同構等方面的“傳染效應”，從而推動企業ESG表現穩步提升，促進財務績效與環境績效雙贏目的的實現。

二、文獻回顧與研究假設

（一）綠色金融與企業ESG表現

ESG理念作為衡量企業全面可持續發展的重要體系，建立在傳統的財務績效衡量指標基礎上，是一種更加關注企業環境、社會與公司治理整合的評價標準與投資理念，更有利于推進環境、經濟與公司治理的協調統一。同時，利益相關者也將ESG表現作為考量企業價值的關鍵指標。然而，從2022年度新華網ESG評級結果來看，A股上市企業中獲“AA”級以上僅占61家，超半數企業獲“BBB”評級，評級較低的企業占比較大，表明半數以上企業ESG表現還有待提升，阻礙企業ESG表現提升的原因在于：一是企業本身技術落后、治理經驗不足，缺乏新的技術產品支持，企業踐行ESG戰略的成本較高，大量企業并不具備進一步提升ESG表現的能力；二是要想提高企業ESG表現需要投入資源，且需承擔回報周期長、主營業務投資被擠占的風險，部分企業即使有意愿提升ESG表現，但無法保障企業主營業務與ESG投入雙管齊下，存在“有心無力”的現象［1］。

從資源依賴理論與利益相關者理論來看，企業需要從外部獲取資源以求生存和發展［2］。針對上述企業發展ESG所面臨的問題，綠色金融的天然優勢——資本效應與技術效應提出了合適的解決方案。其一，綠色金融的本質便是將金融行業與綠色產業相互銜接，提高金融業服務于環境產業的精確性所作出的高效經濟活動，區別于傳統的“命令控制型”環境規制政策，綠色金融通過市場化機制提高金融配置效率，促進金融創新［3］，適時地將資金傾斜于綠色產業，保障其發展所需資金；其二，技術問題也歸咎于金融，綠色金融發展通過改善融資環境，為企業技術研發投入提供充足的資金，靶向性地支持企業技術創新［4］。故需充分發揮綠色金融的資源配置優化驅動效用，引導資金流向綠色產業，促進企業綜合發展環境、社會與治理問題，幫助我國跳出“環境庫茲涅茨陷阱”，從而達到兼顧經濟績效與環境績效的目的［5］。

但動態來看，還需謹慎思考綠色金融的發展，國內綠色金融起步較晚，開發性金融創新工具尚處于探索期，對綠色金融的認定標準還未統一，金融監管和金融創新的實現機制并不完善，少數企業存在“染綠”或“洗綠”的投機行為［6］。在起步階段，綠色金融實施規模較小，難以達到規模經濟的門檻，綠色金融驅動企業ESG表現的潛能并不足以釋放，即綠色金融對企業ESG表現的促進作用存在一定的滯后效應；在發展階段，綠色金融創新的相關監督與管理機制日益完善，企業投機行為逐漸減少，綠色金融得以充分發揮其資本效應與技術效應，但總體上，綠色金融發展水平尚未滿足市場需求與制度供給的要求，與現有經濟、社會的協調度不高，導致綠色金融對企業ESG表現的拉動作用不能充分釋放，企業綠色金融并未達到效率釋放的數量級，故綠色金融對企業ESG表現的促進作用有所增大，但仍呈現綠色金融驅動作用未充分釋放的局面，目前我國綠色金融的發展尚未進入加速階段，因此，綠色金融對企業ESG表現的影響具有非線性特征。綜上，本文提出如下假設：

H1：綠色金融對企業ESG表現具有促進效應。

H2：隨著綠色金融的發展，綠色金融對企業ESG表現的影響具有“潛力滯后—緩慢釋放”的非線性軌跡。

（二）綠色金融、數字化轉型與企業ESG表現

基于利益相關者價值互惠效應［7］與企業社會責任的保險機制［8］分析，企業為獲取最大財務回報，試圖降低社會責任成本以追求利潤最大化，導致部分企業選擇性重點披露環保信息［9］，引發一系列“漂綠”行為［10］以及企業承擔偽社會責任如操縱披露語言以獲取投資者認可等［11］。然而，企業數字化轉型技術的運用，使企業各項披露信息有跡可循，提高了企業信息披露的真實性，同時極大地緩解了利益相關者與企業間信息不對稱現象［12］。此外，數字化技術加速了企業由傳統生產模式向數字化智能發展的轉型［13］，提高了投資者ESG投資能力，監管部門的治理效率也大幅提升，因此，數字技術的應用降低了企業內部的信息披露成本與社會責任履行成本，為企業ESG轉型提供了充足的物質激勵，也增強了企業的ESG信息質量與管理能力，故企業內外部的共同激勵作用進一步推動了我國ESG表現的穩步發展。

數字化轉型初期階段，企業戰略管理重心向其傾斜，資金壓力、技術問題等均優先支持數字化轉型，考慮到企業內部資源有限且綠色金融實現周期較長，績效提升難度較大，數字化轉型與綠色金融同時發展往往不可兼得，故企業選擇重點實施數字化轉型，導致綠色金融對企業ESG表現的促進作用難以顯現；隨著數字化轉型發展逐漸完善，企業可以充分利用數字化技術為綠色金融的開拓實施護航，而綠色金融將資源優先于綠色行業的同時，也可借助數字化技術提高其識別能力，更精準地將綠色金融提供給需要的企業，進而強化數字化轉型與綠色金融的互相補充作用，更有利于發揮綠色金融的促進作用，故綠色金融對企業ESG表現的促進作用逐漸釋放。又因為我國綠色金融尚在發展不完善的階段，故綠色金融與數字化轉型的融合還待深入，二者磨合發展還需一定時間努力，故二者對企業ESG表現的作用也僅僅是暫時的抑制?；谝陨戏治?，本文提出以下假設：

H3：在數字化轉型初期階段，綠色金融會弱化數字化轉型；在數字化轉型發展階段，綠色金融會強化數字化轉型，進而產生對企業ESG表現的促進作用。

H4：數字化轉型在綠色金融與企業ESG表現間存在中介效應。

H5：隨著數字化轉型的發展，綠色金融對企業ESG表現的促進作用逐漸呈現（抑制作用將減弱）。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

以2013—2021年滬深兩市A股上市公司為研究對象，樣本篩選如下：（1）剔除金融、房地產業公司樣本；（2）剔除ST與*ST的樣本；（3）剔除相關變量缺失嚴重的數據；（4）采取合并報表數據，并對所有連續變量進行上下1%縮尾，經平衡面板處理，最終得到16200個公司—年度有效觀測值。企業ESG評級數據源自WIND數據庫，數字化轉型指標源于上市公司年報文本分析，對綠色金融的度量，綠色信貸、綠色投資、綠色保險和碳金融的數據源于EPS數據庫，綠色證券數據源于WIND數據庫，其他與企業治理相關的變量來自CSMAR數據庫，采用軟件Stata160展開數據實證分析。

（二）變量定義

1被解釋變量

企業ESG表現選用華證ESG評價體系加以刻畫，該指標體系以國外ESG發展經驗為基礎，結合我國實際情況進行調整，具有覆蓋范圍廣、時效性強等優勢，故本文借鑒王禹等（2022）［14］、高杰英等（2021）［15］和王琳璘等（2022）［2］的研究，將華證評級九個等級C-AAA由低到高分別賦值為1-9，由此得到變量ESG，數值越大表示ESG表現越好。

2解釋變量

綠色金融（gfin），借鑒李曉西（2014）［16］、周琛影等（2022）［17］對綠色金融指標體系的設置，充分考慮綠色金融的內涵與服務類型，采用主成分分析法從綠色信貸、綠色證券、綠色投資、綠色保險和碳金融五個維度合成綠色金融發展綜合水平指標。其中，綠色信貸采用逆向指標測度，具體為高耗能工業企業利息支出與工業企業利息總支出的比重；綠色證券采用環保企業A股市值與Ａ股總市值的比重表示；綠色投資選擇治理污染投資與GDP的比重來表示；綠色保險的衡量采用環境責任險規模占比表示，考慮到我國環境責任險推行時間較晚，數據披露不夠，對綠色保險的衡量采用與環境較為相關的農業保險替代環境責任險；碳金融的衡量，采用二氧化碳排放量與GDP的比重來表示。各指標具體測度及屬性見表1。

3中介變量

數字化轉型，借鑒吳非等（2021）研究［18］，首先，分別從五個角度“人工智能技術”“區塊鏈技術”“云計算技術”“大數據技術”與“數字技術應用”確定各層面關鍵詞并形成術語詞典；其次，通過Python爬取年報文本，并搜索該關鍵詞在每個公司年報中出現次數，并將其加總；最后，鑒于數據呈現一定右偏分布，對關鍵詞出現次數求和加1并取自然對數處理，得到數字化轉型的綜合指標（digital）。

4控制變量

借鑒已有研究［5，19］，將企業規模Size、資產負債率Lev、總資產凈利率ROA、公司成長性Growth、董事人數Board、獨董比例Indep、兩職合一Dual、第一大股東持股比例Top1、產權性質SOE與公司成立年限Firmage設置為控制變量，并控制時間與行業效應。各變量名稱及定義見表2。

（三）模型設定

為檢驗綠色金融對企業ESG表現的總效應，構建如下基準模型：

ESGi，t=α0+α1gfini，t+α2Xi，t+εi+σt+μi，t（1）

式（1）中，i和t分別代表企業和年份，ESGi，t為企業ESG表現，gfini，t為綠色金融發展水平，Xi，t表示一系列控制變量，εi、σt分別為行業和時間固定效應，μi，t表示隨機擾動項。

為檢驗綠色金融發展水平提升后，其對企業ESG表現可能存在的非線性效應，構建面板門檻模型如下：

ESGi，t=ρ0+ρ1gfini，t×Igfini，tθ+ρ2gfini，t×Igfini，t>θ+ρ3Xi，t+εi+σt+μi，t（2）

式（2）中，門檻變量為綠色金融發展水平gfini，t，?I·為示性函數，當滿足括號內條件取值為1，否則為0。式（2）為單門檻模型，可根據實證檢驗的需要將其擴充至多門檻模型。

為檢驗不同數字化轉型環境下綠色金融對數字化轉型的差異性影響，設定模型如下：

digitali，t=η0+η1gfini，t×Idigitali，tθ+η2gfini，t×Idigitali，t>θ+η3Xi，t+εi+σt+μi，t（3）

式（3）中，digitali，t為數字化轉型門檻變量。為驗證數字化轉型在綠色金融與企業ESG表現間的作用機制，在式（1）基礎上構建中介效應模型進行檢驗。具體步驟如下：在綠色金融發展水平對企業ESG表現的回歸系數α1顯著的情況下，分別構建綠色金融對數字化轉型的回歸方程以及綠色金融、數字化轉型對企業ESG表現的回歸方程，依據β1、γ2等估計參數的顯著性及大小、γ1判斷數字化轉型在綠色金融和企業ESG表現之間是否起到中介作用。因此，設定如下中介效應模型：

digitali，t=β0+β1gfini，t+α2Xi，t+εi+σt+μi，t（4）

ESGi，t=γ0+γ1gfini，t+γ2digitali，t+γ3Xi，t+εi+σt+μi，t（5）

為考察隨數字化轉型發展，綠色金融對企業ESG表現的促進效應是否發生變化，以數字化轉型為門檻變量設定如下模型：

ESGi，t=ω0+ω1gfini，t×Idigitali，tθ+ω2gfini，t×Idigitali，t>θ+ω3Xi，t+εi+σt+μi，t（6）

四、實證結果分析

（一）描述性統計分析

主要變量的描述性統計分析如表3所示。結果顯示，企業ESG表現均值為6573，說明企業ESG平均評級在BBB-A之間，與已有研究結論相近［1］，標準差為1219，最小值與最大值分別為0與9，可知企業間ESG表現存在差異；綠色金融發展水平均值為0284，標準差為0190，表明企業間綠色金融發展水平總體處于較低水平，且各公司間發展差異不大；數字化轉型均值為1477，標準差為1396，最小值與最大值分別為0與5063，表明樣本企業間數字化轉型進程存在明顯差異。

（二）綠色金融對企業ESG表現的總效應分析

1基準回歸

表4報告了綠色金融發展水平對企業ESG表現的線性估計結果。表4的列（1）-（3）依次加入控制變量與時間行業固定效應，結果顯示，核心解釋變量綠色金融發展水平gfin的回歸系數均為正數，且均通過1%顯著性水平檢驗，表明綠色金融發展水平能夠顯著提升企業ESG表現，支持了假設H1。

2非線性效應檢驗

采用面板門檻模型實證檢驗綠色金融對企業ESG表現的非線性影響，借鑒Hansen的方法檢驗面板門檻模型的存在性，經過自助法Bootstrap檢驗反復抽樣300次，結果如表5?Panel?A所示，以企業ESG表現為被解釋變量，綠色金融發展水平門檻變量未通過雙重門檻檢驗，顯著通過單重門檻檢驗，故在此基礎上設定單重門檻回歸模型，結果如表6列（1）所示，隨著綠色金融發展水平的提升，綠色金融對企業ESG表現的影響具有“潛力滯后—緩慢釋放”的非線性軌跡。具體地，當門檻變量綠色金融發展水平低于03115時，綠色金融對企業ESG表現的影響系數為-0662，即由于綠色金融作用釋放的滯后效應與對主營業務的擠出效應，處于起步階段的綠色金融總體上抑制企業ESG表現提升；當綠色金融發展水平高于03115時，綠色金融對企業ESG表現的影響系數仍為負值-0391，說明綠色金融仍抑制企業ESG表現，但抑制作用有所減小，體現為促進作用的緩慢釋放。綜上，假設H2得到驗證。

（三）綠色金融對數字化轉型與企業ESG表現的影響

1綠色金融對數字化轉型的非線性影響檢驗

采用面板門檻模型實證檢驗綠色金融對數字化轉型的非線性影響，為驗證面板門檻模型的存在性，采用自助法Bootstrap檢驗反復抽樣300次，結果如表5?Panle?B所示，數字化轉型門檻變量顯著通過雙重門檻，未通過三重門檻檢驗，在此基礎上設定雙重門檻的回歸模型，回歸結果見表6。

由表6列（2）可知，綠色金融對數字化轉型的影響具有動態變化的特點，隨著綠色金融發展，其對數字化轉型的影響由最初的抑制轉為促進。具體地，當門檻變量數字化轉型低于06931時，綠色金融對數字化轉型的影響系數是-2794，即綠色金融初期發展顯著抑制企業數字化轉型；當數字化轉型介于06931-20794之間時，綠色金融對數字化轉型的影響系數仍為負值-0352，即綠色金融發展仍顯著抑制企業數字化轉型，但抑制作用有所減??；當門檻變量數字化轉型高于20794，綠色金融對數字化轉型的影響系數轉為正數2039，即綠色金融發展成熟階段顯著促進企業數字化轉型。綜上，綠色金融發展對數字化轉型的影響具有非線性特征，發展初期顯著抑制企業數字化轉型，但長期看綠色金融發展具有促進企業數字化轉型的傾向，二者會出現彼此強化的市場壟斷趨勢，即典型的“贏家通吃”現象。假設H3得以驗證。

2影響機制檢驗

前文實證檢驗得出綠色金融與數字化轉型的關系是非線性的，綠色金融與企業ESG表現的總體影響是非負的，即綠色金融促進了企業ESG表現的提升，為驗證數字化轉型在此關系間的作用機制，選用中介效應模型進行實證檢驗，回歸結果見表7。

表7列（1）結果顯示綠色金融對數字化轉型的影響，回歸系數在1%水平上顯著為負，這表明綠色金融發展本身降低了企業數字化轉型，對其產生了擠占效應。表7列（2）結果顯示，綠色金融、數字化轉型對企業ESG表現的回歸系數均顯著為正，且均通過1%顯著性水平檢驗。表8采用Bootstrap檢驗中介效應估計值的置信區間，結果顯示，直接效應與間接效應的置信區間均不含0，故證實了中介效應的穩健性。進一步分析回歸系數，發現表7列（2）數字化轉型的系數與列（1）綠色金融的系數乘積為負，而表7列（2）綠色金融的系數符號為正，二者系數符號相反，證明了數字化轉型的中介作用表現為遮掩效應，且中介效應占比為072%|-0079×0034/0372|=072%。故綠色金融發展對企業ESG表現具有正面影響，而綠色金融對數字化轉型具有負面效應，說明綠色金融通過抑制企業數字化轉型抑制企業ESG表現，故綠色金融與企業ESG表現的正面效應被綠色金融通過數字化轉型降低企業ESG表現間接的負面效應所遮掩。該實證結果支持了假設H4。

3差異性數字化轉型下綠色金融對企業ESG表現的非線性效應分析

前文結果證實了假設H3，隨著數字化轉型發展，綠色金融對數字化轉型的影響由負向抑制轉為正向促進，且綠色金融與數字化轉型均促進企業ESG表現提升。理論上，在差異性數字化轉型中，綠色金融對企業ESG的影響可能具有非線性效應，對此，采用面板門檻模型進行實證檢驗，回歸結果見表5?Panel?C。隨著數字化轉型發展，綠色金融對企業ESG表現的影響體現出抑制作用逐漸減弱的非線性特征，即因為綠色金融與數字化轉型的互相擠占，導致企業ESG表現被顯著抑制。具體地，由表6列（3）可知，當門檻變量綠色金融低于06931時，綠色金融對企業ESG表現的影響系數為-0567；當門檻變量綠色金融大于06931時，綠色金融對企業ESG表現的影響系數為-0426，故抑制作用有所減小。因此，數字化轉型導致綠色金融對企業ESG的推動作用是非線性的，隨著數字化轉型的提升，綠色金融對企業ESG表現的抑制作用有所減小。假設H5得到支持。

（四）穩健性檢驗

1替換解釋變量

借鑒邱牧遠和殷紅（2019）研究方法［20］，將被解釋變量企業ESG表現替換為衡量上市公司ESG信息披露程度的彭博評分，該變量得分越高，表明企業ESG相關信息披露狀況越好，穩健性檢驗回歸結果如表9列（1）所示，可知，綠色金融顯著促進企業ESG表現，與前文基準回歸結果一致。

2替換模型

為了進一步控制宏觀系統性環境對回歸結果的影響，將主回歸模型替換為“行業×年度”的高階聯合固定效應模型，穩健性結果如表9列（2）所示，綠色金融仍顯著促進企業ESG表現，回歸系數仍在1%水平上顯著為正，與前文檢驗結果保持一致。

3多期雙重差分模型

將綠色金融改革創新試驗區看作一次準自然實驗，利用多期雙重差分（DID）模型開展內生性檢驗，通過計算政策實施前后時間上的差分及實驗組與對照組間政策實施與否的差分以識別綠色金融對企業ESG表現的凈效應，借鑒吳非等（2021）［18］研究構建模型如下：

ESGi，t=δ0+δ1treati，t×posti，t+δ2Xi，t+εi+σt+μi，t（7）

ESGi，t=υ0+υ1treati，t×posti，t×gfini，t+υ2Xi，t+εi+σt+μi，t（8）

式（7）、式（8）中，基于2017年6月首批設立的貴陽市、安順市、衢州市、湖州市、南昌市、九江市、廣州市、昌吉州、哈密市、克拉瑪依市綠色金融改革創新試驗區城市樣本定義為實驗組并將treati，t賦值為1，其余城市定義為對照組并賦值為0，設置為個體虛擬變量；2018年被設為政策處理時點，年份在2018年及之后將posti，t賦值為1，反之為0，設置為時間虛擬變量。在模型（7）基礎上，構建帶有調節效應的雙重差分模型（8），體現不同強度綠色金融對企業ESG表現的影響。模型（7）和模型（8）中交乘項的系數δ1、υ1體現了企業實行綠色金融后對企業ESG表現的影響大小，是主要待估參數，回歸結果見表9。列（3）為模型（7）回歸結果，交乘項系數顯著為正，表明開展綠色金融顯著促進企業ESG表現提升，列（4）為模型（8）回歸結果，交乘項系數顯著為正，引入綠色金融強度變量后交乘項系數有所增大，且仍顯著，由此發現，經過內生性處理后，綠色金融促進企業ESG表現的核心結論依舊保持穩健。

4分位數回歸

考慮到ESG表現不同的企業間存在較大差距，各企業綠色金融發展和實施水平均有所不同。因此，基于企業ESG表現的條件分布，選取了10%、25%、50%和75%分位數點，進行分位數檢驗，結果見表10。從總體看，分位數回歸結果表明綠色金融對企業ESG表現具有明顯促進作用。從變化趨勢看，綠色金融對企業ESG表現的促進作用，隨企業ESG表現的提升而逐漸減弱。進一步驗證了研究結論。

（五）內生性檢驗

1工具變量法（2SLS）

運用兩階段最小二乘估計法（2SLS）進行內生性檢驗。借鑒謝東江和胡士華（2023）研究方法［21］，選用綠色金融滯后一期作為工具變量，考慮到上一期綠色金融變量直接影響本期綠色金融，但對本期企業ESG表現并無直接影響，故工具變量滿足了相關性和外生性的要求。采用2SLS回歸結果如表11所示，列（1）表明工具變量顯著促進企業綠色金融發展，列（2）顯示綠色金融顯著促進企業ESG表現提升。此外，通過Kleibergen-Paap?rk?LM和Cragg-Donald?Wald?F的統計量等發現，工具變量不存在識別不足、弱識別和過度識別問題，故保證了研究結論的穩健性。

2樣本選擇Heckman模型

運用Heckman兩步法構建樣本選擇模型的步驟是：第一，根據企業ESG表現中位數設置虛擬變量ESG_dummy作為被解釋變量，將基準回歸中的核心解釋變量、控制變量及綠色金融滯后一期的工具變量均引入模型進行Probit估計，得逆米爾斯比率imr；第二，將計算出來的imr作為控制變量引入基準回歸模型進行實證檢驗，回歸結果見表11。由表11列（3）和列（4）可知IV和imr的回歸估計系數均在1%顯著性水平下顯著，且gfin均顯著為正，故控制樣本選擇性偏差后的回歸結果仍然保持穩健性。

3動態面板估計（SYS-GMM）

通過動態面板模型采用SYS-GMM估計，嘗試進一步修正潛在的內生性問題，檢驗結論穩健性。表11顯示了動態面板估計回歸結果。由列（5）可知，AR（1）檢驗p值為0000，AR（2）檢驗p值為0886，可以接受擾動項無自相關的原假設，Hansen檢驗P值為1000，說明并不存在過度識別問題，即滿足模型有效性，且綠色金融與企業ESG表現仍保持顯著正相關的關系，保證了研究結論的穩健性。

4動態面板門檻模型

考慮到本文樣本為平衡面板數據，且主回歸中假設H2為單門檻模型，故采用Seo和Shin（2016）［22］提出的動態面板門檻模型進行穩健性檢驗，可在一定程度上緩解門檻模型的內生性問題，回歸結果見表12?？芍?，列（1）顯示，以綠色金融為門檻變量，檢驗綠色金融與企業ESG表現的關系，發現依然是單重門檻，且隨著綠色金融發展水平的提升，綠色金融對企業ESG表現的影響仍然具有“潛力滯后—緩慢釋放”的非線性軌跡，與基礎回歸結果一致。此外，列（2）顯示，以數字化轉型為門檻變量，檢驗綠色金融與企業ESG表現的關系，發現二者間依然是單重門檻，隨著數字化轉型的提升，綠色金融對企業ESG表現的抑制作用有所減小，驗證了結論的穩健性。

五、進一步分析

（一）異質性分析

1基于信息不對稱角度

由于存在信息不對稱，綠色金融的投放實施過程可能精準度會大幅下降，或者利益相關者并未獲悉企業ESG表現有所提升的現狀，均體現為信息不對稱所導致的偏誤。已有研究發現，企業積極實施社會責任戰略以提升企業聲譽，公司透明度在這一過程中起著重要的傳導機制［23］；此外，分析師搭建起企業與社會公眾之間信息傳遞的橋梁［24］，有助于其他利益相關者全面考量企業績效，提高信息透明度。故本文按照分析師關注度與公司透明度對樣本企業進行中位數分組回歸，分析師關注度采用一年內對該公司進行過跟蹤的分析師（團隊）數量加以衡量，公司透明度以滬交所、深交所披露為準，由回歸結果可知，當分析師關注度和公司透明度大的分組，綠色金融對企業ESG表現的促進作用更明顯，且chow檢驗結果表明各組之間差異顯著。

2基于金融基礎角度

數字金融通過信息技術手段與新一代金融服務推動傳統金融領域革新，在為傳統金融領域帶來變革的同時，也對企業經營活動產生了積極影響［25］，同時，數字金融作為綠色金融發展的示范者，有利于保障綠色金融戰略順利實施。此外，融資約束的加劇，抑制了企業建設ESG的主觀意愿，當金融基礎充分發揮緩解融資約束的作用，有利于為企業ESG建設提供充足的資金，激活企業建設ESG的信心。故基于數字金融與企業融資約束對樣本企業中位數進行分組回歸，借鑒郭峰等（2020）研究［26］，數字金融采用北京大學互聯網金融研究中心編制的省級《數字普惠金融指數》，融資約束采用SA指數，參考Hadlock和Pierce（2010）［27］、鞠曉生等（2013）［28］的研究，由回歸結果可知，在數字金融基礎大的分組和融資約束小的分組，綠色金融對企業ESG表現的促進作用更顯著，且chow檢驗回歸結果表明各組之間差異顯著。

3基于行業、企業性質角度

重污染企業更多地需要承擔起保護環境、治理污染的重任，相比于其他行業，綠色金融對重污染行業的傾向性應更加明顯，考慮到重污染企業的環境治理基數較大，若該行業積極采用綠色金融開拓業務，踐行社會責任，便可更快地促進企業ESG表現的提升；此外，國有企業需要承擔社會責任，有一定的政策性、公益性目標，對盈利性目標的追求不甚明顯，故綠色金融向國有企業傾斜配置，使其更快地建設企業ESG，保證了國有企業社會責任的承擔與踐行［19］。故本文區分行業和企業性質分組回歸按照2008年環境保護部發布的《上市公司環境保護核查行業分類管理名錄》與2010年公布的《上市公司環境信息披露指南》，將樣本B6、B7、B8、B9、C17、C19、C22、C25、C26、C27、C28、C30、C31、C32、C33、D44劃分為重污染行業。，發現綠色金融對企業ESG表現的促進作用在重污染行業、國有企業更顯著，且chow檢驗回歸結果表明各組之間差異顯著。

（二）同群效應檢驗

1綠色金融同群效應

戰略生態理論強調企業戰略資源與所在環境共同構成相互銜接的生態系統與發展機制，據此解析綠色金融的同群效應，探討企業集群發展中的戰略協同及其與環境變化的關系［29］，企業綠色金融行為可能通過競爭合作學習與制度同構“傳染”至其他企業，因此，綠色金融在促進企業ESG表現的同時，綠色金融同群效應能否進一步促進企業ESG表現？為檢驗綠色金融是否存在同群效應，將基準模型設定為：

gfini，t=φ0+φ1gfin_Ti，t+φ2Xi，t+σt+μi，t（9）

其中，被解釋變量gfini，t表示焦點企業的綠色金融，gfin_Ti，t為企業同行業、同地區、同地區同行業其他企業的綠色金融均值，分別用gfin_ind、gfin_pro、gfin_proind表示。同時，參考楊松令等（2020）做法［30］，針對同行業同群效應檢驗模型，式（9）控制時間和省份效應，針對同地區同群效應檢驗模型，式（9）控制時間和行業效應，針對同地區同行業同群效應檢驗，式（9）控制時間效應。

為檢驗綠色金融同群效應對企業ESG表現的影響，設定以下模型，變量含義同前：

ESGi，t=χ0+χ1gfin_Ti，t+χ2Xi，t+σt+μi，t（10）

表13展示了模型（9）、模型（10）回歸結果。列（1）—（3）gfin_ind、gfin_pro、gfin_proind的回歸系數分別為0012、0999、0992，且均通過1%顯著性水平檢驗，該結果表明同行業、同地區、同行業同地區企業間綠色金融存在顯著的同群效應。列（4）—（6）結果顯示，gfin_ind、gfin_pro、gfin_proind系數分別為0783、0484、0562，且均通過1%顯著性水平檢驗，結果表明，綠色金融同群效應對企業ESG表現具有顯著正向影響。

2ESG表現同群效應及經濟后果分析

（1）ESG表現同群效應。同樣地，企業ESG表現行為亦可能通過競爭學習與制度同構“傳染”至其他企業，ESG表現是否存在同群效應以及有什么樣的經濟后果？建立如下模型進行檢驗：

ESGi，t=φ0+φ1ESG_Ti，t+φ2Xi，t+σt+μi，t（11）

其中，被解釋變量ESGi，t表示焦點企業的ESG表現，ESG_Ti，t為企業同行業、同地區、同地區同行業其他企業的綠色金融均值，分別用ESG_ind、ESG_pro、ESG_proind表示。

為檢驗ESG表現同群效應的經濟后果即對財務績效與環境績效的影響，設定以下模型：

TQ/EPi，t=χ0+χ1ESG_Ti，t+χ2Xi，t+σt+μi，t（12）

式（12）中，TQi，t與EPi，t分別表示企業財務績效與環境績效，采用企業托賓Q值度量財務績效，參考王馨和王營（2021）研究方法［31］，采用潤靈社會責任評級得分度量企業環境績效，自變量包括企業同行業、同地區、同地區同行業其他企業的ESG表現均值，其他變量含義同前。

表14展示了模型（11）和模型（12）回歸結果。列（1）—（3）ESG_ind、ESG_pro、ESG_proind系數均通過了1%水平顯著性檢驗，該結果表明同行業、同地區、同行業同地區企業間ESG表現存在顯著的同群效應。列（4）—（6）結果顯示，ESG_ind顯著抑制企業財務績效，而ESG_pro、ESG_proind與企業財務績效無顯著關系。列（7）—（9）結果顯示，ESG_ind、ESG_pro、ESG_proind顯著促進企業環境績效提升。表明企業ESG表現的同群效應短期內可較為明顯地促進環境績效提升，而對企業財務績效的積極影響暫未體現，長期來看當環境績效提升，不僅可維護企業在資本市場的形象，充分保障了利益相關者的權利，而且有利于企業的長期可持續發展。

六、結論與建議

本文以2013—2021年滬深兩市A股上市公司為樣本，揭示了綠色金融、數字化轉型與企業ESG表現的關系。研究發現：（1）綠色金融總體上顯著促進企業ESG表現提升，但綠色金融與企業ESG表現間并非線性關系，而是呈現動態的“潛力滯后—緩慢釋放”的非線性軌跡。（2）綠色金融發展對數字化轉型的影響具有非線性特征，發展初期顯著抑制企業數字化轉型，而長期看綠色金融發展具有促進企業數字化轉型的傾向，綠色金融發展與數字化轉型間會出現彼此強化的市場壟斷趨勢。（3）數字化轉型在綠色金融與企業ESG表現間起到中介作用，但這種中介作用體現為遮掩效應；數字化轉型導致綠色金融對企業ESG的促進作用是非線性的，隨著數字化轉型提升，綠色金融對企業ESG表現的促進作用緩慢釋放。（4）綠色金融對企業ESG表現的促進作用在信息不對稱較低組、金融基礎較高組、重污染行業與國有企業中更顯著。（5）綠色金融同群效應顯著促進企業ESG表現提升；ESG表現的同群效應顯著改善環境績效，但對財務績效短期無顯著影響。

基于研究結論，提出以下建議：（1）企業應抓住機遇、積極踐行綠色金融，切實推進并跨越綠色金融發展的初期階段，充分利用綠色金融所賦予的資本效應與技術效應，盡快釋放綠色金融對企業ESG表現的驅動作用，有效緩解我國企業ESG表現評分還有待提升的困境［32］。（2）企業需結合自身實際情況制定適合其發展的戰略，尤其處在數字化轉型與綠色金融發展的風口下，盲目從眾開展多元化戰略廣泛涉獵多個領域，往往消耗企業眾多資源、難以為繼，企業在初期發展階段盡量保持單一化策略，做到優勢突出，穩定發展，后期成熟階段，注重綠色金融與數字化轉型的彼此強化作用，以期真正實現促進企業ESG提升的作用。（3）企業開拓綠色金融業務應遵循差異化原則，結合自身實際情況和外部市場環境，規劃特有的發展路線。資本市場上需要提高公司透明度，企業應充分發揮分析師這一渠道的作用，降低信息不對稱度，促進企業ESG表現提升；企業應合理利用數字金融基礎，緩解融資約束，滿足資金需求，為綠色金融的實施奠定基礎；重污染行業與國有企業發揮帶頭作用，積極引領綠色金融對企業ESG表現的促進作用，這樣才能更多地獲取綠色金融的紅利，更有效地提升企業ESG表現，以切實實現財務績效與環境績效的雙贏。（4）企業綠色金融與ESG表現均存在同群效應，應充分把握綠色金融的發展機遇。企業要與商業生態系統中的上下游企業及利益相關者建立連接，與合作伙伴共同探索互利共贏的綠色金融商業模式，學習優秀企業的ESG表現提升實踐經驗；政府應為企業綠色金融與ESG表現創造良好的制度環境與市場環境，通過制定綠色金融與ESG表現專項規劃，打造行業或區域內的企業轉型示范，幫助其他企業學習先進的轉型知識與經驗，充分發揮戰略學習與環境壓力對企業轉型的驅動效應。

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Green?Finance，?Digital?Transformation?and?Corporate?ESG?Performance

GUO?Shujuan，?YAN?Caifeng

（School?of?Economics?and?Management，?Taiyuan?University?of?Technology，?Taiyuan?030600，?China）

Abstract：?Taking?the?A-share?listed?companies?in?Shanghai?and?Shenzhen?from?2013?to?2021?as?the?research?object，?the?relationship?between?green?finance，?digital?transformation?and?corporate?ESG?performance?is?revealed，?and?it?is?found?that?green?finance?generally?promotes?the?improvement?of?corporate?ESG?performance，?but?the?relationship?between?the?two?is?not?linear，?but?a?dynamic?nonlinear?change?trajectory?of?“potential?lag-slow?release”.?The?impact?of?green?finance?development?on?digital?transformation?is?non-linear，?and?digital?transformation?plays?an?intermediary?role?between?green?finance?and?corporate?ESG?performance，?but?this?intermediary?role?is?reflected?in?the?concealment?effect.?Digital?transformation?leads?to?the?non-linear?role?of?green?finance?in?promoting?corporate?ESG，?and?with?the?improvement?of?digital?transformation，?the?role?of?green?finance?in?promoting?corporate?ESG?performance?is?slowly?released.?Furthermore，?the?promotion?effect?of?green?finance?on?the?ESG?performance?of?enterprises?was?more?significant?in?the?group?with?low?information?asymmetry，?the?group?with?high?financial?foundation，?and?the?heavily?polluting?industries?and?state-owned?enterprises.?The?cohort?effect?of?green?finance?significantly?promotes?the?improvement?of?corporate?ESG?performance.?ESG?performance?cohort?effect?significantly?improved?environmental?performance，?but?had?no?significant?short-term?impact?on?financial?performance.

Key?words：green?finance;corporate?ESG?performance;digital?transformation;?cohort?effect

（責任編輯：周正）