双碳背景下企业ESG表现与财务绩效——基于长三角上市公司的证据

刘慧媛

（上海立信会计金融学院统计与数学学院，上海 201209）

一、引言

2021年1月1日，全国碳市场发电行业第一个履约周期正式启动，2225家发电企业陆续被分到碳排放配额，我国碳市场开始进入实质性运行阶段。同时，我国向国际社会作出了2030年碳排放达峰和2060年实现碳中和的承诺。国家责任的改变，对企业的环境、社会责任和治理提出了更高的要求。ESG（Environmental, Social and Governance）代表企业环境、社会责任和公司治理三大因素，是一种新的企业评价方式。在国外，ESG在学术界和实践界有较高的关注和认可，拥有庞大的市场参与群体和成熟的评价体系。在中国，随着“创新、协调、绿色、开放、共享”发展理念的提出与落实，ESG逐渐受到政府、金融机构和投资者的关注。与全球报告倡议组织（Global Reporting Initiative，GRI）最初侧重于环境绩效报告框架一样，中国早期与ESG相关的监管文件也主要侧重于环境信息披露方面。2017年6月，环境保护部与中国证监会签署《关于共同开展上市公司环境信息披露工作的合作协议》，建立和完善了上市公司强制性环境信息披露制度。2018年9月，中国证监会发布修订后的《上市公司治理准则》（中国证券监督管理委员会公告〔2018〕29号），增加了环境保护与社会责任的内容，明确了上市公司对利益相关者、员工、社会环境等方面的责任，突出上市公司在环境保护、社会责任方面的引导作用，确立了ESG信息披露基本框架。通过ESG评价体系，可以更好地引导投资者的投资方向，促进上市公司非金融信息披露和公司治理水平，形成机构投资者与被投企业的良性互动，促进绿色金融一体化高质量发展。

在ESG实践领域，因企业违背ESG理念带来严重后果的不乏先例。雷曼兄弟依托高杠杆多元化跨界经营、董事长和总经理两职合一、忽视ESG体系的治理要素等行为导致申请破产保护（操群和许骞，2019）。英国石油公司2010年在墨西哥湾发生的深水地平线漏油事件，酿成了一场经济和环境的惨剧（Garcia等，2017）。近年来，随着ESG呼声日渐高涨，机构和企业积极践行ESG理念，如2019年7月，韩国浦项制铁面向全球发行价值5亿美元的5年期ESG债券，致力于构建钢铁产业生态体系。

相比于ESG的实践发展，ESG相关研究较为滞后。有关ESG的研究中，企业ESG表现与财务绩效的关系一直是研究者争论的焦点（Wang和Sarkis，2017）。在一些发达国家，因上市企业信息披露较齐全，围绕ESG表现、ESG披露与企业财务绩效、融资成本等的实证研究比较丰富。但对于发展中的中国，关于ESG这一主题的研究尚处于初识和探索阶段，ESG相关研究文献较少。为此，本文研究碳达峰碳中和背景下中国上市企业ESG表现与财务绩效之间的关系，以帮助推动企业的高质量可持续发展，促进我国碳达峰碳中和目标的实现。

本文的创新点包括：一是国内学界关于环境、社会责任和公司治理的研究大都是单方面进行的，本文综合考虑ESG三个维度构建ESG指标体系；二是紧紧围绕习近平在“扎实推进长三角一体化发展座谈会”的重要指示精神，长三角在全国经济中具有举足轻重地位，长三角高质量的发展必须更加重视生态文明建设，因此本文样本选择长三角区域企业，分析ESG表现与企业财务绩效之间的关系；三是本文实证研究将结合中国的特殊国情，提出有助于推动落实高质量一体化发展的重点举措和政策措施。

本文其余部分的结构如下：第二部分介绍相关的文献和假设；第三部分是研究设计，包括经验模型、数据来源、指标的选取、样本的选择和研究方法；第四部分是实证研究；第五部分为研究结论与建议。

二、文献回顾与研究假设

（一）文献回顾

1.ESG表现

在发达国家，ESG评估的数据从最早可见于由个人基于公司年报和公司网站数据形成的研究，逐渐发展到可从一些商业信息公司的数据库中查询，且体系相对比较成熟（Fatemi等，2018）。KLD数据库可提供企业ESG表现的数据查询，Bloomberg数据库可提供企业ESG披露数据的查询。

KLD数据库包含7个ESG类别中60多个ESG绩效指标，用于可持续发展绩效的3个ESG维度，并使用ESG评级的二进制表示。如果公司符合评级建立的标准，则相应的变量取值为“1”；如果公司不符合既定标准，则取值为“0”。每个ESG类别中的评级分为两组指标，用于衡量最佳实践的绩效（优势）和最严峻的挑战（关注点）（Rezaeea和Tuo，2017）。Bloomberg数据库2009年首次发布ESG披露信息，目前在63个国家和地区约11000家公司中编制了大约300个数据点。Bloomberg数据库通过对公开信息的收集，评估了每家公司环境、社会和治理（ESG）活动的程度数据。Bloomberg数据库的ESG原始数据来自企业社会责任报告、年度报告和企业网站等公司文件，反映了投资者公开可用的信息范围。Bloomberg数据库披露的数据介于0.1（最低）和100（最高）之间（Ng和Rezaee，2015）。

由于企业公开数据的缺乏，我国关于ESG评价的研究目前主要侧重于ESG单方面的评价研究。沈洪涛和马正彪（2014）从污染排放、环境管理、社会影响3个维度选取8个指标，采用AHP层次分析法赋权构建环境表现的评价。杨金磊和杨位留（2019）采用润灵环球（RKS）责任评级得分作为企业社会表现的评价。何梦兰和陈矜（2018）从股权结构、董事会、监事会治理及管理层治理中选取关键变量，运用主成分分析法对关键指标提取公因子，进行加权求和得到企业治理表现评价。以ESG为研究主题的文献较少，主要侧重于ESG的国际实践和国内借鉴研究。中国工商银行绿色金融课题组等（2017）、中国证券投资基金业协会和国务院发展研究中心（2018）、操群和许骞（2019）在吸收借鉴国内外现有ESG指标框架下，总结或构建了各自的ESG评价指标体系。因此，本文对ESG指标体系的研究有助于进一步填补和丰富我国企业ESG的相关研究。

2.ESG表现和财务绩效

已有的实证研究中，ESG表现与企业财务绩效的实证研究结论并不统一。部分研究者认为两者间存在正相关关系，Velte（2017）选用2010-2014年德国412个公司的ESG指标及其与企业财务绩效之间的关系进行研究，发现ESG表现对企业财务绩效有积极影响，且治理表现对企业财务绩效影响最大；Margolis等（2009）汇总了167项关于ESG表现和企业财务绩效的研究发现两者正相关，但相关性较弱。然而，其他一些研究者认为两者之间存在负相关关系。Garcia等（2017）研究巴西、俄罗斯、印度、中国和南非金砖四国2010-2012年365家敏感性行业上市公司的数据，发现敏感行业的公司表现出更优越的环境绩效，且ESG表现最佳的公司往往利润较低。此外，也有研究者发现两者间不存在显著的相关关系，AL-Tuwaijri等（2004）采用结构方程模型进行研究，发现环境表现对经济绩效有积极影响，但经济绩效对环境表现的影响不显著。

目前，有关ESG的实证研究，更多的是针对欧美等发达国家开展。近两年，出现了少量关于亚洲国家的ESG研究。Alsayegh等（2020）实证研究了2005-2017年亚洲企业ESG信息披露对EES可持续发展绩效的影响，研究发现积极的ESG披露可以增强公司的可持续发展绩效。Ng等（2020）使用2013-2017年亚洲国家/地区数据研究了金融发展与ESG的关系，发现金融发展与ESG的成功成正比。

（二）研究假设

企业ESG表现与财务绩效的影响关系主要表现在以下两方面：

首先，利益相关者理论一直是ESG主题的核心理论，该理论认为公司应该作出符合团体或个人利益（即利益相关者）的决策活动（Garcia等，2017）。利益相关者理论认为，企业产生的可持续价值原则上是通过满足各利益相关方的特定社会期望来实现的，为了不断实现利益相关者的这些期望，需要进行可持续性管理。可持续发展管理活动是利益相关者沟通的有效工具，能反映利益相关者的权力、可持续绩效和可持续发展报告之间的联系（Roberts，1992）。Clarkson等（2008）研究发现，由于利益相关者对公司的可持续发展战略感兴趣，更好的ESG表现会带来更好的可持续绩效，特别是在ESG评级或声誉方面。Velte（2017）研究发现，ESG评级最终会随着利益相关者信任度的提高而改善公司财务状况。Branco和Lucia（2006）发现企业的社会责任行为会吸引合格员工，提高公司声誉和利益相关者间的互动，降低资本成本，提高企业财务绩效。

其次，合法性理论认为，企业社会责任治理可以被视为一个企业追求道德合法性的意图。根据Bloomberg数据库的定义，企业社会责任治理是公司自愿采取的社会和环境等方面运营问题的控制机制，以及企业为与利益相关者互动而采取的核心战略。Kim等（2012）认为企业有两种策略参与ESG实践活动，一种策略是企业致力于环境和社会道德行为，并消耗大量资源来实施企业的ESG实践。因此，这些可能会对企业的长期发展等相关问题产生有益和积极的结果，从而实现更好的财务成果和更高的社会合法性。另一种策略涉及参与象征性和机会性，也被定义为“绿色洗涤”公司，试图象征性地改善企业形象，但基本上没有实质性地参与环境和社会责任的治理机制。因而，这些“绿色洗涤”企业可能会因其较低的ESG实践活动结果而产生合法性差距，并且可能不会在短期或长期内带来显著回报。Wang和Sarkis（2017）认为企业会努力实现社会责任目标并追求道德或社会合法性。

基于此，本文假设ESG表现能提高企业的财务绩效，即：

H1：企业的ESG整体指标表现与财务绩效有显著关系。

将ESG从三个维度上进行分解，则假设H1可以分解为H1a、H1b和H1c：

H1a：企业的环境表现与财务绩效有显著关系。

H1b：企业的社会责任表现与财务绩效有显著关系。

H1c：企业的治理表现与财务绩效有显著关系。

三、研究设计

（一）样本和变量的选择

1.样本的选择

ESG在中国的实践刚刚兴起，企业ESG有关的数据信息披露相对不全，相比而言，长三角企业数据披露信息较为齐全。因此，本文选取2012-2017年长三角区域上市企业作为样本。其中，本文不考虑金融企业，并剔除样本期间为ST和*ST的股票，共获得191家长三角上市企业。最终，本文的样本包括191家企业2012-2017年的1146个年度观测值。企业ESG表现的数据来源于国泰安数据库（CSMAR）和公众环境评价中心网站（IPE），所有的财务数据则来源于Wind数据库。为了消除异常值的影响，对所有的连续变量在1%和99%分位上进行Winsorize缩减处理。

2.因变量的选择

本文因变量采用基于会计和基于市场的财务绩效衡量指标。采用资产回报率（ROA）作为基于会计的财务绩效指标，采用托宾Q（Tobin Q）作为基于市场的财务绩效指标。资产回报率是较常见的会计变量，代表控制公司总资产后的盈利能力，较高的资产回报率表明财务业绩较好，且不同运营规模的公司之间具有可比性（Kimmel等，2018）。参考Wang和Sarkis（2017）的研究方法，本文使用托宾Q衡量公司的运营效率和财务业绩能力。

3.自变量的选择

（1）环境表现。《上市公司治理准则》确立了ESG信息披露基本框架，有关ESG的研究大多使用的是环境、社会责任和公司治理的代理指标。ESG中环境表现（E）的评价，由于目前公开的数据较少，本文借鉴邱牧远和殷红（2019）的研究，采用IPE网站披露的企业年内受到环保处罚的次数作为企业环境表现的基础衡量数据。本文将上市企业及其子公司在会计年度内受到的环保处罚数量进行加总，由于该数据为逆向指标，本文采用数据中的最大值减去当前指标值的方法，将逆向指标转化为正向指标，将该正向指标作为企业的环境表现得分（E）。可以看出，E指标越高，企业年内的环保处罚越少，环境表现则越好。

（2）社会责任表现。ESG中社会责任表现（S）的评价，现有文献多数采用和讯网或润灵环球责任评级得分作为企业的社会表现得分（杨金磊和杨位留，2019），但这些指标与《上市公司治理准则》中明确的社会责任差异较大，因此本文对照这份准则，选取企业年度社会捐赠额、是否制定股东权益保护政策的虚拟变量、是否披露债权人权益保护政策的虚拟变量、是否披露职工权益保护政策的虚拟变量、是否披露供应商权益保护政策的虚拟变量、是否披露客户及消费者权益保护政策的虚拟变量、是否披露安全生产内容的虚拟变量7个变量（所有的虚拟变量，若为“是”则取值为1，否则取值为0）进行主成分分析，并将第一主成分作为企业社会责任表现得分（S）。S指标值越大，说明企业的社会责任表现越好。在第一主成分中，7个变量对应的载荷系数分别为0.070833、0.471388、0.246905、0.509374、0.242243、0.408029和0.476637①7个载荷系数为SPSS软件输出结果，下同。，所有变量的系数均与本文的预期相吻合。7个变量中，员工保护政策的虚拟变量、消费者保护政策的虚拟变量与是否制定股东保护政策的虚拟变量是反映S指标的重要变量。

（3）治理表现。ESG中治理表现（G）的评价，既有研究大多数从股权结构、董事会、监事会治理及管理层治理中选取关键变量，再运用主成分分析，对关键指标提取公因子，进行加权求和得到企业治理表现得分（白重恩等，2005；张学勇和廖理，2010；毛志宏和金龙，2016）。本文借鉴他们的方法，选取以下9个治理变量：第一大股东持股比例、前十大股东持股比例、股东大会次数、流通股比例、两职合一（董事与总经理兼任）的虚拟变量（董事长与总经理为同一人，则取值为1，否则为0）、管理层持股、独立董事比例、董事会次数、是否为国有控股的虚拟变量（国企取值为1，否则为0）。其中，第一大股东持股比例、前十大股东持股比例、股东大会次数、流通股比例反映了股权结构机制，是否为国有控股的虚拟变量反映了具有中国特色的企业控股结构，两职合一和管理层持股反映了管理层的治理机制，独立董事比例、董事会次数反映董事等其他治理形式。

本文采用统计学上常用的主成分分析法，从主成分分析中提取第一主成分并定义为公司治理表现得分（G）。在第一主成分中，9个变量对应的载荷系数分别为-0.323756、-0.142154、0.363163、0.322667、0.272923、0.479651、0.031260、0.292409和-0.497936。除前十大股东持股比例，其他8个变量的系数符合与白重恩等（2005），毛志宏和金龙（2016）相吻合。9个变量中，是否为国有控股的虚拟变量、管理层持股、股东大会次数是反映G指标的重要变量。

（4）ESG表现。ESG表现是将企业在E、S、G三方面的表现综合成一个可比的数值。本文采用结构化专家打分法获得E、S、G各自的权重（中国工商银行绿色金融课题组等，2017）。综合各专家的打分意见得到E、S、G的权重依次为3∶2∶5，即E占比30%、S占比20%、G占比50%。结合现有文献对ESG的单项实证研究的结果，以及中国证券投资基金业协会和国务院发展研究中心金融研究所发布的《中国上市公司ESG评价体系研究报告》提到“在ESG三项内容中，治理因素相对显著性较大，其次是环境因素，最后是社会因素”，本文认为3∶2∶5的权重有一定的合理性（权重是影响实证结果的一个重要指标，事实上，本文也做了其他权重的实证结果，结果可见第四部分）。同时，本文将E、S、G指标先进行Z标准化处理，再按照3∶2∶5的权重进行赋权，从而得到企业的ESG整体指标表现得分。

4.控制变量的选择

本文引进与企业规模、企业财务风险和企业盈利能力有关的控制变量，以消除无关变量的影响。一是使用企业的总资产的自然对数（Size）控制公司规模大小的影响；二是使用流动比率（Lr）控制企业短期偿债能力的影响；三是使用企业经营活动的三年净利润增长率（Netbene）来反映企业盈利增长，使用资产周转率（Asset_Turn）反映企业生产经营活动的流动性，即企业资产运行的质量。为了消除经济周期波动带来的影响，本文将年份也作为控制变量。变量的定义和说明见表1。

表1 变量的定义和说明

（二）模型的设定

本研究评估E、S、G三方面及ESG整体指标表现是否对企业的财务绩效有影响。企业的财务绩效分为ROA和Tobin Q两个变量，建立的模型如下：

其中，ROAit，Tobin Qit为第i（i=1,2,···,N）个上市企业第t（t=1,2,···,T）年的数据，εit为独立同分布的随机变量，并且具有期望为0，同方差的性质。

四、企业ESG表现与财务绩效的实证研究

本文的实证研究包括两部分，首先实证分析企业环境表现（E）、社会责任表现（S）和治理表现（G）三方面分别对基于会计和基于市场的财务绩效的影响，然后实证分析企业ESG整体指标表现对基于会计和基于市场的财务绩效的影响。

（一）企业环境表现、社会责任表现、治理表现与财务绩效的描述统计分析

变量的描述性统计结果见表2。由表2可以看出，样本中，环境表现（E）、社会责任表现（S）和治理表现（G）的平均值（中位数）分别为11.86（12）、10.94（2.22）和3.84（3.53），E的平均值最大。从财务绩效指标可以看出，资产回报率（ROA）、托宾Q（Tobin Q）的平均值（中位数）分别为6.94（5.89、1.66（1.22）。控制变量中，Size的平均值（中位数）为9.07（8.93），Lr的平均值（中位数）为1.83（1.45），Netbene的平均值（中位数）为108.53%（33.35%），Asset_Turn的平均值（中位数）为0.69（0.60）。

表2 变量描述性统计

（二）企业环境表现、社会责任表现、治理表现与财务绩效的相关分析

变量的皮尔森相关系数矩阵见表3。由表3可以看出，E与S负相关，与G正相关；S与G正相关。这表明长三角区域企业环境表现越好，企业的社会责任表现越差，企业的治理越好；企业的社会表现与治理正相关，这与很多研究结论一致（Velte，2017；Garcia等，2017）。E与因变量（ROA，Tobin Q）正相关，S与因变量（ROA，Tobin Q）负相关，G与ROA负相关，与Tobin Q正相关。控制变量Size与因变量（ROA，Tobin Q）负相关，Lr和Netbene与因变量（ROA，Tobin Q）正相关，Asset_Turn与ROA正相关，与Tobin Q负相关。

表3 皮尔森相关系数矩阵

（三）企业环境表现、社会责任表现、治理表现与财务绩效的面板回归分析

将环境表现（E）、社会责任表现（S）、治理表现（G）分别与基于会计的财务绩效变量资产回报率（ROA）和基于市场的财务绩效变量托宾Q（Tobin Q）进行面板回归，结果见表4。

表4模型（1）是以ROA为因变量的面板回归模型的估计，Hausman检验统计量为71.895，对应的显著性水平为0.000①Hausman检验统计量的值和对应的显著性水平为Eviews软件输出结果，下同。，本文采用固定效应模型。可以看出，企业的环境表现（E）与ROA显著负相关，企业责任表现（S）与ROA负相关，但并不显著。企业的治理表现（G）与ROA正相关，对应系数的显著性水平为0.068，在0.1的显著性水平下显著。Size与ROA显著负相关，Lr、Netbene、Asset_Turn与ROA显著正相关。

表4模型（2）是以Tobin Q为因变量的面板回归模型的估计，Hausman检验统计量为35.930，对应的显著性水平为0.000，本文采用固定效应模型。可以看出，E、S与Tobin Q呈不显著的负相关；G与Tobin Q呈不显著的正相关。Size与Tobin Q显著负相关，Netbene与Tobin Q显著正相关，Asset_Turn与Tobin Q呈不显著的负相关关系，Lr与Tobin Q呈不显著的正相关关系。

由表4实证研究的结论可以看出，无论是以ROA还是Tobin Q为因变量，社会责任表现与财务绩效之间都不存在显著关系，因此拒绝H1b；当以ROA为因变量时，不能拒绝H1c，以Tobin Q为因变量时，拒绝H1c。当以ROA为因变量时，不能拒绝H1a，以Tobin Q为因变量时，拒绝H1a。

表4 面板回归系数的估计：E、S、G

综合来看，企业环境表现越好，越不利于基于会计的财务绩效的提升，这与王遥和李哲媛（2013）的研究结果一致，这意味着当前环保处罚导致的企业成本的增加，远远低于企业因污染环境而获得的收益，即企业污染环境的外部负效应没有内化到企业成本层面，而是由社会公众承担了这个负效应；环境表现好的企业，对基于市场的财务绩效的提升作用不显著，这表明尽管有不良环境表现的企业可能获得了较好的财务绩效，但环保处罚影响了企业在资本市场的形象，风险规避的投资者选择了回避。社会责任表现好的企业对以基于会计和基于市场的财务绩效有抑制作用，但作用不显著，这可能意味着在本文对社会责任测量的维度范围内，企业的社会责任表现并没有获得利益相关者的正向反馈或者企业的社会责任表现缺乏足够的显示度，以至于利益相关者和资本市场对企业的社会责任表现有所忽视，在这种情况下，企业的社会责任表现只是增加了企业的运营成本。环境治理较好的企业，企业的财务绩效越好，表明良好的公司治理有利于公司规范运作。公司规模与财务绩效负相关可能因为公司规模与企业的环保处罚次数呈正相关，说明越大的公司越容易受到环境问题的困扰，越不利于企业财务绩效的提升，这个结论与Wang和Sarkis（2017）的研究结论一致。

（四）企业ESG表现与财务绩效的进一步分析

本文将E、S、G指标先进行标准化处理，再按照3∶2∶5的权重进行赋权，从而得到企业的ESG整体指标表现得分。标准化后的E、S、G三组数据及ESG整体指标表现数据的描述统计结果如表5所示。

表5 标准化后的E、S、G及ESG整体指标的描述统计结果

由表5可知，标准化后E、S、G的描述统计结果，企业在治理表现方面的平均得分最高，主要原因在于长三角上市企业相比于中国其他地区的企业在公司治理方面的信息披露更为充分。从标准化后E、S、G数据的变化范围来看，S的变化范围最小，主要因为企业在社会责任方面的信息披露不多。

所有样本ESG整体指标表现的取值范围为-5.439～2.335，平均得分为0.004，标准差为0.323。从时间维度上看，历年ESG表现数据在均值和方差上的变化不大，具有相对稳定性，这在一定程度上显示了ESG整体指标表现这一评价体系的稳定性，具体结果见表6。

表6 2012-2017年ESG整体指标表现的描述统计

将企业ESG整体指标表现分别对基于会计的财务绩效（ROA）和基于市场的财务绩效（Tobin Q）进行面板回归，结果见表7。

表7模型（1）是以ROA为因变量面板回归模型的估计，Hausman检验统计量为58.222，对应的显著性水平为0.000，采用固定效应模型。可以看出，ESG整体指标表现与ROA负相关，对应系数的显著性水平为0.095，在0.1的显著性水平下显著。Size与ROA显著负相，Lr、Netbene、Asset_Turn与ROA显著正相关。

表7模型（2）是以Tobin Q为因变量的面板回归模型的估计，Hausman检验统计量为35.754，对应的显著性水平为0.000，采用固定效应模型。可以看出，ESG整体指标表现与Tobin Q呈不显著的正相关关系。Size与Tobin Q显著负相关，Netbene与Tobin Q显著正相关，Asset_Turn与Tobin Q呈不显著的负相关，Lr与Tobin Q呈不显著的正相关关系。

从表7可以看出，以ROA为因变量，ESG表现与财务绩效在0.1的显著性水平下显著，H1得证；以Tobin Q为因变量时，ESG表现与财务绩效不存在显著关系，拒绝H1。

表7 面板回归系数的估计：ESG

事实上，本文也考虑了其他一些权重，例如，E、S、G分别为2∶1∶7、1∶1∶8、3∶3∶4的权重，在这些权重下，ESG表现无论对基于会计还是基于市场的财务绩效的影响在0.1的显著性水平下都不显著。

这一结论可能与中国ESG尚处于初识和探索阶段的特点有关。企业对ESG的认知普遍不足，参与ESG的实践活动仅具象征性，未做到实质性地参与ESG实践。如果企业不再将ESG非财务报告贴上“绿色洗涤”的标签，而是一种客观而可靠的信息工具，那么成功的利益相关者管理只会带来更好的ESG表现，这样才能提高企业财务绩效。由ESG与财务绩效的研究结论可知：我国在利益相关者权利、可持续性管理和经济效益的正向关联方面还任重而道远。

五、研究结论与建议

（一）研究结论

本文研究了碳达峰碳中和背景下企业环境表现、社会责任表现、治理表现三方面及ESG表现对财务绩效的影响。研究的样本数据为191家长三角上市企业2012-2017年1146个年度观测值。研究发现，环境表现对基于会计的财务绩效显著负相关，社会责任表现无论对基于会计还是基于市场的财务绩效都呈不显著的负相关关系，治理表现对基于会计的财务绩效显著正相关。此外，ESG表现对基于会计的财务绩效影响系数的显著性p值为0.095，在0.1的显著性水平上显著；ESG整体指标表现对基于市场的财务绩效没有显著影响。这可能与中国ESG处于初识和探索阶段的特点有关，缺乏要求企业进行信息披露的法律法规体系及相关制度约束，企业缺少信息披露动力。将本文研究结论与Alsayegh等（2020）的研究进行对比，发现Alsayegh等的研究样本中，日本数据占比为43.27%，中国数据占比仅为9.86%，研究结论为积极的ESG披露可以有效增强公司的可持续发展绩效。这一结论与日本可持续发展的政策法规和ESG投资领域走在亚洲前列有关。

当前，我国投资者缺少对ESG投资的市场关注度，无法形成由具有较大影响力及规模的商业机构或者官方机构（如政府部门等）来主导构建一套完善的评级体系，从而引导机构投资者进行投资，提高企业财务绩效，并进一步倒逼企业实质性地参与ESG实践活动，进行更好的信息披露，改善企业自身ESG各项表现。

（二）政策建议

根据上述研究结论，本文提出如下有助于推动落实高质量一体化发展、促进碳达峰碳中和目标实现的建议。

首先，政府部门应着力提升长三角企业实质性地参与ESG实践活动的意识和投资者的绿色投资意识。鼓励企业实质性地参与ESG实践活动，让企业不再将ESG当作“绿色洗涤”的标签，而是一种客观而可靠的信息工具，以此促进中国企业的绿色长期发展；建议投资者选择更具社会意识的投资，提高长期投资价值，促进中国企业绿色发展。

其次，在长三角绿色一体化发展示范区先行启动全面实施对接国际先进标准的ESG披露规则。根据国际最领先的ESG披露标准制订上海标准的ESG披露规则，倡导长三角示范区启动区内的企业，主动进行ESG信息披露，为长三角及整个长江经济带区域企业树立示范样本。鼓励和支持第三方绿色评估机构对长三角区域企业的ESG进行评估和排名，倡导全社会绿色投资和绿色消费理念，鼓励和鞭策企业在环境、社会责任和公司治理方面不断取得进步。

最后，进一步完善推动ESG体系配套激励的相关约束机制。如对ESG评分高的上市公司在招标、采购、税收减免等方面可以给予一定的鼓励措施，在IPO、再融资、绿色信贷等方面提供便利条件。对于不按照要求披露信息、披露虚假信息且ESG评分低的上市公司应给予相应的制裁。

（三）研究局限性及未来研究的方向

本文存在一些局限性。首先，本文得到的ESG表现与企业财务绩效之间的关系与所选取的企业样本，以及样本所处的时间段有关，本文得到的关系结果与选取的样本的行业占比有关，例如像酒精、烟草、军事和核工业等敏感性行业企业ESG表现与财务绩效的关系可能又不一样（Garcia等，2017）。其次，本文得到的ESG表现与企业财务绩效之间的关系也依赖于本文所选取的ESG评价指标，目前，Wind数据库已开始收集并陆续在Wind终端公布上市公司的ESG综合评级结果，后续可以采用Wind上市公司ESG综合评级数据进一步检验企业ESG表现与财务绩效之间的关系。最后，在以后的研究中，可以扩大样本量，尽量让样本包含中国更多的上市企业，同时，运用可获得的最新数据，扩大研究期限，并且进一步使用替代的估计方法进行估计。

根据实证结果，未来进一步研究的假设：ESG作为整体指标不一定对企业财务绩效有显著的正向影响，因为这些有关ESG的成本内部化或许还需要很长时间进行演变。但是ESG整体指标对企业股价市场表现的正向影响足以影响企业的融资能力。当拉长时间周期，企业ESG表现不佳的企业最终会因为融资能力的减弱而降低其财务绩效表现。因此，鼓励和支持ESG投资基金的发展是有益处的。此外，证券市场对企业ESG信息披露的强制性要求非常重要。