上市公司ESG 表现与财务绩效的动态交互作用实证研究

一、引言

随着可持续发展理念的普及，ESG（环境、社会和治理）已成为评价企业综合实力和可持续发展能力的关键指标。投资者、监管机构和社会公众越来越重视企业的ESG 表现，并将其作为投资和评价的重要依据。同时，企业的财务绩效仍是其生存和发展的核心。ESG 表现与财务绩效之间的关系，以及它们之间是否存在动态交互作用，是学术界和实务界关注的焦点。深入研究这两者之间的动态交互作用，不仅有助于企业了解ESG 实践对财务绩效的影响，调整经营策略，也有助于监管部门制定政策，引导企业可持续发展，具有重要的理论和现实意义。

二、理论基础与文献综述

2.1 理论基础

利益相关者理论强调企业生存和发展依赖于与股东、员工、客户等众多利益相关者的互动。积极履行ESG 责任，满足各方需求，增强信任和支持，创造良好经营环境，促进财务绩效提升。例如，注重环境保护减少法律风险和声誉损失；关注员工福利提高满意度和效率，推动财务绩效增长。

可持续发展理论认为企业践行 ESG 理念是实现可持续发展的重要途径。通过环境、社会和治理方面的持续投入，优化资源配置，降低运营成本，提高创新能力，实现财务绩效稳定增长。良好的财务绩效又为ESG 实践提供资金支持，形成良性循环。

2.2 文献综述

关于 ESG 表现与财务绩效关系的研究结论不一。部分研究支持“ 协同效应” 观点，认为良好的 ESG 表现提升企业声誉，吸引人才和客户，降低融资成本，促进财务绩效提高。例如，参与社会公益活动提升品牌形象，增强消费者忠诚度，增加销售收入。也有研究提出“ 成本效应” 观点，认为ESG 投入增加运营成本，短期内可能影响财务绩效。此外，ESG 表现与财务绩效关系受行业特征、企业规模、外部环境等因素调节。现有研究多侧重静态分析，本研究将采用动态模型，深入探究两者之间的动态影响机制。

三、研究设计

3.1 变量选取与度量

ESG 表现：依据商道融绿评级体系，构建ESG 综合评分，涵盖环境、社会、治理三个维度的18 个指标。环境维度包括单位营收碳排放、能耗和环保投入等 6 个指标；社会维度涉及员工培训时长、薪酬增长率和公益捐赠等 6 个指标；治理维度包含独立董事比例、董事会会议次数和内控缺陷整改率等6 个指标。通过主成分分析法处理数据，得出0-100 分的ESG 评分，分数越高代表ESG 表现越好。

财务绩效：以总资产收益率（ROA）和净资产收益率（ROE）为核心指标。ROA 和 ROE 分别通过净利润除以平均总资产和平均净资产计算得出，并取其算术平均值作为财务绩效综合指标，全面反映企业盈利能力和资产运营效率。

控制变量：考虑企业规模（总资产自然对数）、资产负债率、营业收入增长率和企业年龄作为控制变量，以减少其他因素对研究结果的影响。

3.2 数据来源与样本选择

选取沪深 A 股 2018- 2022 年共 5 个年度的 876 家上市公司作为研究样本。ESG 数据来源于商道融绿数据库，财务数据及控制变量数据均取自 Wind 金融终端数据库。为确保数据质量，剔除 ST、*ST 类企业以及数据缺失超过 20% 的样本，最终得到包含 4380 条观测值的平衡面板数据集。

3.3 模型构建

构建包含 ESG 综合评分（ESG）、财务绩效综合指标（FP）、企业规模（Size）、资产负债率（Lev）、营业收入增长率（Growth）、企业年龄（Age）的六维面板向量自回归（PVAR）模型：

其中， Γ_j 为 36×36 阶系数矩阵，通过 AIC、BIC、HQIC 信息准则共同确定最优滞后阶数为 2:μ_i 代表个体固定效应， ∇_A 代表时间固定效应，ε_it 为服从独立同分布的随机扰动项。

四、实证结果分析

4.1 平稳性检验

采用 LLC 检验、IPS 检验、ADF - Fisher 检验和 PP - Fisher 检验四种方法对变量进行单位根检验。结果显示，ESG 评分在四种检验下的 p 值均小于 0.01（LLC 检验： t=-6.82 ， p=0.000 ；IPS 检验： W=-2.31 ， p= 0.010；ADF - Fisher 检验： ， p=0.000 ；PP - Fisher 检验：χ ，财务绩效指标在 1% 显著性水平下拒绝原假设，其余控制变量也均通过平稳性检验，表明所有变量均为平稳序列，满足PVAR 模型估计条件。

4.2 模型估计与结果

运用系统 GMM 估计方法对模型进行参数估计，核心变量回归结果如下：ESG 评分的一阶滞后项对财务绩效的回归系数为 0.123（ t=3.21 ， p< 0.01），二阶滞后项系数为 0.087（ ），表明 ESG 表现对财务绩效的正向影响在滞后一期时更为显著，且持续至滞后二期；财务绩效的一阶滞后项对 ESG 评分的回归系数为 0.098(Ωt=2.89,p<0.01 ），二阶滞后项系数为 0.065（ t=1.98 ， p<0.1 ），说明财务绩效提升也能显著促进企业改善 ESG 表现。

脉冲响应函数显示，当给予 ESG 评分一个标准差正向冲击后，财务绩效在第 2 期开始显著上升，第 4 期达到峰值（响应值为 0.078），随后逐渐衰减并在第 8 期趋于稳定；反之，财务绩效的正向冲击使 ESG 评分在第 3 期达到最大响应（响应值为 0.062）。方差分解结果表明，在第10 期时，ESG 评分可解释财务绩效波动的 23.6% ，财务绩效对 ESG 评分波动的解释力为 18.4% 。

4.3 异质性分析

按证监会行业分类标准，将样本划分为制造业（423 家）、金融业（89家）和服务业（364 家）进行分组回归。结果显示，制造业企业 ESG 评分对财务绩效的影响系数（ 0.152,p<0.01 ）显著高于金融业（ 0.076p<0.05 ）和服务业（0.093， p<0.05 ）；而金融业财务绩效对 ESG 表现的促进作用（0.115， p<0.01 ）更为突出。以企业规模中位数（总资产 28.6 亿元）为界分组发现，大型企业组 ESG 与财务绩效的双向影响系数（分别为 0.138和 0.105，均在 1% 水平显著）明显高于中小企业组（0.091 和 0.072，在5% 水平显著） 。

五、研究结论

研究表明，上市公司 ESG 表现与财务绩效呈显著动态交互、相互促进关系，且在行业和企业规模上存在异质性。制造业 ESG 对财务绩效促进明显，金融业反之；大型企业双向影响更强，为企业与监管决策提供依据。

参考文献

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刘璐瑶（2001-），女，汉族，籍贯：山东济宁，硕士，研究方向：会计学、财务管理、金融