ESG信息披露如何影响企业全要素生产率？——基于A股上市公司的经验证据

■郭毓东 洪扬

一、引言

党的二十大报告明确指出，高质量发展是全面建设社会主义现代化国家的首要任务，推动经济社会发展绿色化、低碳化是实现高质量发展的关键环节。因此，要想实现我国经济高质量发展，就要放弃粗放式的经济发展模式，促进实体经济向以提高全要素生产率和科技创新水平为主要目标，且兼顾经济效益、社会效益以及环境效益的绿色发展模式转变。企业作为经济活动的主体，是推动经济高质量发展的生力军，其全要素生产率的提高对于促进我国经济高质量发展起着关键作用[1]。

ESG 信息披露是指包含Environmenta（l环境）、Socia（l社会）和Governance（治理）等方面特质信息的披露方式。这一信息披露方式高度契合我国经济高质量发展要求，是政府、投资者及债权人等利益相关者了解企业可持续发展能力、未来发展战略目标的重要途径，对于企业自身发展亦具有重要意义。随着我国“碳达峰、碳中和”战略目标的逐步推进，利益相关者对企业ESG 信息披露表现和可持续发展能力关注度快速攀升，这有助于推进我国ESG 信息披露制度的进一步发展和完善。与此同时，企业也想要通过ESG 信息披露来促进自身高质量发展。那么，ESG 信息披露是否有助于提高全要素生产率进而促进企业高质量发展呢？

目前，国内外关于ESG 信息披露经济后果的研究大多聚焦于探究其对融资成本[2]、企业风险[3]、财务绩效[4]、股价崩盘风险[5]、企业价值[6]、环境绩效[7]和审计费用[8]等的影响。关于ESG信息披露能否影响企业全要素生产率，目前只有少数学者对两者之间的关系进行了探讨。例如，盛明泉等[9]研究指出良好的ESG 表现能够促进家族企业全要素生产率的提高，该作用主要通过增强研发创新能力、提升信息透明度和降低融资约束来实现。陈玲芳[10]研究发现林业企业的ESG 表现可以通过强化创新能力和完善内部控制来提高全要素生产率。范丹等[11]研究发现环境信息披露主要通过缓解融资约束和促进绿色创新来提升企业全要素生产率。Liang 等[12]研究指出企业履行社会责任有助于提升企业全要素生产率，该作用主要通过缓解融资约束途径来实现。以上研究成果为厘清企业履行社会、环境责任的动因和经济后果提供了有益的参考。然而，关于ESG 信息披露对企业全要素生产率影响机制方面的研究还不够深入，并且部分研究只探讨了环境、社会、公司治理信息单个方面披露对企业全要素生产率的影响，未将ESG整体信息披露框架纳入研究。

鉴于此，本文以我国A 股上市公司为样本，以ESG信息披露对企业全要素生产率的影响为研究主题，进一步厘清ESG 信息披露对企业全要素生产率的作用路径和影响因素，同时考察环保属性、企业规模及两职合一差异情况下，ESG 信息披露对企业全要素生产率的不同影响。本文的主要贡献在于：第一，拓展和丰富了ESG 信息披露经济后果和企业全要素生产率影响因素的相关研究，将以往学者研究的经济后果进一步扩展。第二，借助中介效应和调节效应模型，从资源效应、成本效应和市场关注效应等视角出发，明晰ESG 信息披露提高企业全要素生产率的作用路径，进一步研究了内部控制、审计质量和企业绿色创新在ESG 信息披露与企业全要素生产率关系中发挥的调节作用，并拓展探究了ESG 信息披露对企业全要素生产率在不同情况下的作用差异，以期为新时代高质量发展背景下政策的制定与实施提供参考。

二、理论分析与研究假设

（一）ESG信息披露与企业全要素生产率

在我国大力推进低碳经济及绿色发展的背景下，注重ESG 信息披露质量的企业可以有效改善全要素生产率低下的状况进而实现自身高质量发展。首先，信息不对称和委托代理理论认为，企业与利益相关者间所掌握的信息是不对等的，利益相关者通常处于信息劣势地位，承受着较大的风险[13]。而企业提高ESG 信息披露水平可以有效降低利益相关者的信息劣势，提高利益相关者对企业ESG 表现的了解程度，减少利益相关者对企业风险的担忧，增强利益相关者的信心，赢得利益相关者的信任与支持，降低企业融资成本与难度，从而促进企业创新绩效提升[14]。同时，高水平的ESG 信息披露可以增强利益相关者对企业管理层的监控能力，切实保障利益相关者的合法权益，降低管理层因私人利益而减少创新投入的可能性，有利于缓解管理层与利益相关者间的代理冲突[15]，改善资源配置效率，激发研发创新活力，进而有助于提高企业全要素生产率。其次，资源基础理论指出，ESG 信息披露水平较高的企业通常更加重视环境保护和可持续发展，且具备充足的资金，掌握更多的社会资源，因而会更积极主动地履行环境和社会责任，不断提高内部治理能力，从而提升企业的市场竞争优势。最后，根据信号传递和声誉理论，ESG信息披露具有信号传递效应，可以向外界释放企业注重绿色可持续发展的积极信号，从而有助于提升企业的社会声誉和形象[16]，提高公众对企业的认可度，促进企业构建有利的价值网络，增强企业与各利益相关方之间的长期合作关系，为企业赢得更多的资源支持，增强企业风险承担能力[17]，提高全要素生产率，进而推动企业高质量发展。根据以上分析，本文提出假设：

H1：ESG信息披露对企业全要素生产率会产生正向影响。

（二）政府补助的中介作用

基于资源效应视角，高水平ESG 信息披露能够有效增加政府补助，进而促进全要素生产率提升。一方面，积极履行环境、社会责任能够展示良好的企业形象，且高水平的ESG 信息披露符合政府对企业的期待，从而有利于企业获得更多政府补助[18]。另一方面，通过披露高水平ESG 信息获得的政府补助会激励企业提高研发强度和增强创新能力，进而有助于促进全要素生产率提高[19，20]。根据以上分析，本文提出假设：

H2：ESG信息披露可以通过增加政府补助来提升企业全要素生产率。

（三）债务融资成本的中介作用

基于成本效应视角，高水平的ESG 信息披露可以有效减少债务融资成本，进而促进全要素生产率提升。一方面，企业提高ESG 信息披露水平能够有效提高企业信息透明度，缓解信息不对称对债权人的不利影响，增强债权人的信心，减少债权人的投资风险，赢得债权人的认可和支持，进而有助于企业获得较低成本的债务融资[21]。另一方面，企业在提高ESG 管理能力的过程中提升风险管理水平，可以在很大程度上降低企业面临的潜在风险[22]。因此，债权人往往更加支持和信任那些积极主动披露有关环境保护、社会责任履行、公司治理等特质信息的企业，并会降低对债务融资的风险溢价补偿要求，以较低的成本支持企业债务融资。这有助于缓解企业融资约束问题，提高企业研发强度，增强技术创新能力，进而促进全要素生产率提高。根据以上分析，本文提出假设：

H3：ESG信息披露可以通过降低债务融资成本来提升企业全要素生产率。

（四）市场关注程度的中介作用

基于市场关注效应视角，高水平ESG 信息披露可以有效提升市场关注程度，进而促进全要素生产率提升。一方面，我国的资本市场具有明显的ESG责任偏好，企业提高ESG 信息披露水平可以向外界释放企业重视ESG 责任履行和绿色可持续发展的良好信号，从而有助于企业吸引更多市场关注[23，24]。另一方面，市场对企业的关注程度越高，越有助于企业特质信息的深度挖掘和公开信息的广泛传播，这不仅能进一步减弱企业与市场间的信息不对称程度，为企业赢得更多利益相关者的信任与支持，还有助于企业缓解融资约束，加大研发创新强度，提高创新效率，进而推动全要素生产率提高[25，26]。根据以上分析，本文提出假设：

H4：ESG信息披露可以通过提高市场关注程度来提升企业全要素生产率。

（五）内部控制的调节作用

良好的内部控制是提升企业信息披露质量的重要内部治理机制。一方面，环境治理能力、社会责任履行水平和公司治理能力较高的企业往往拥有较为健全完善的内部控制机制。同时，良好的内部控制可以有效提升ESG 信息披露的全面性、真实性和可靠性，打消利益相关者对投资风险的担忧，帮助利益相关者提高对企业ESG 表现和可持续发展能力的了解程度，并作出科学合理的投资决策。另一方面，高质量内部控制能够有效缓解信息不对称和代理问题，约束高管的非理性行为，提高利益相关者对信息披露的信赖度，进而有利于企业获得更多的资源支持[27，28]。因此，企业可以通过建立健全内部控制机制来提升ESG 信息披露质量，向外界传递企业积极承担ESG 责任与可持续发展的良好信号，以获得更多利益相关者的认可与支持，从而降低企业融资约束，增强企业研发创新能力，最终有助于提高企业全要素生产率。根据以上分析，本文提出假设：

H5：内部控制有助于强化ESG信息披露对企业全要素生产率的促进作用。

（六）审计质量的调节作用

良好的审计质量是保障企业信息披露质量的重要外部监督机制。一方面，高质量的外部审计能够起到监督作用，可以在一定程度上约束管理层的自利行为和机会主义行为，有利于缓解信息不对称和代理问题，进而促进企业可持续发展[29]。另一方面，高质量的外部审计可以较好地督促管理层提供高水平的ESG 信息，确保ESG 信息的准确性、真实性与可靠性，加强利益相关者对企业ESG 信息披露的信赖度，增强利益相关者的信心，进而有利于企业获得更多融资支持。因此，企业可以通过雇佣高质量的审计师对ESG 信息披露进行审计，以提升ESG 信息披露的真实性和可靠性，增强利益相关者对企业的信任度，赢得利益相关者的认可和支持，缓解企业融资约束，增强企业研发创新能力，进而推动全要素生产率的提高。根据以上分析，本文提出假设：

H6：审计质量有助于强化ESG信息披露对企业全要素生产率的促进作用。

（七）企业绿色创新的调节作用

绿色创新作为企业承担环境、社会责任的典型表现，是影响投资者投资决策的重要因素。一方面，企业开展创新活动需要大量的资源支持，而良好的社会信任是影响企业获得创新资源的关键因素[30]。因此，企业需要积极主动披露有关于绿色创新行为的信息，以提升外部投资者对企业战略目标、核心竞争力和可持续发展能力等方面的了解程度，缓解信息不对称问题，进而有助于企业赢得更多投资者的信任和支持[31]。另一方面，绿色创新被普遍认为是企业节约资源、减轻污染的重要工具，可以帮助企业实现社会效益、经济效益和环境效益，同时也会促使企业更加注重环境、社会责任的履行[32，33]。综上所述，企业开展绿色创新活动不仅可以帮助企业获得更多投资者的关注、信任和支持，还可以帮助企业实现社会效益、经济效益和环境效益。因此，绿色创新型企业也更加愿意披露有关于环境、社会责任和公司治理等方面的特质信息，向外界传递企业积极主动承担ESG 责任的信号，以加强对潜在投资者的吸引力，缓解融资约束问题，提升全要素生产率，进而促进企业高质量发展。根据以上分析，本文提出假设：

H7：企业绿色创新有助于增强ESG信息披露对企业全要素生产率的促进作用。

三、研究设计

（一）数据来源与处理

本文选取2017—2021 年中国A 股上市公司为样本，并进行了以下处理：（1）剔除变量数据缺失的样本；（2）剔除金融业企业；（3）剔除ST、*ST以及PT企业。最终获得7630 个有效观测值。为控制异常值的影响，对主要变量在上下1%的水平进行了缩尾处理。本文ESG 信息披露数据采用华证ESG 评价体系提供的评级结果，内部控制数据取自迪博数据库，绿色专利数据取自CNRDS 数据库，其他财务数据取自CSMAR数据库。

（二）变量说明

1.被解释变量

全要素生产率（TFP）。目前，测算全要素生产率的主流方法有LP 法、OP 法、OLS 法以及FE 法等。考虑到LP 法能够更好地解决选择性偏误和内生性问题，因此，本文借鉴鲁晓东等[34]的做法，选用LP法测算全要素生产率。运用LP法测算时，总产出变量采用企业营业收入来衡量，劳动力投入变量采用企业雇佣人数来衡量，资本投入变量采用企业固定资产投入来衡量，中间投入变量采用企业营业成本加上管理费用、财务费用、销售费用再减去当期计提的折旧与摊销、支付给职工和为职工支付的现金来衡量。此外，在稳健性检验中，进一步使用OP法、OLS法以及FE法测度的全要素生产率进行稳健性检验。

2.解释变量

ESG 信息披露（ESG）。本文参考李志斌等[35]的做法，以华证ESG 评级来衡量ESG 信息披露。华证ESG 评级一共有九个等级，本文采用九分制将CAAA级分别赋值1—9。同时，将四个季度的评分取平均值来测度年度ESG信息披露质量。

3.中介变量

本文的中介变量包括政府补助、债务融资成本、市场关注程度等变量。

政府补助（SUB）。借鉴盛丽颖等[36]的做法，使用政府补助取自然对数来衡量政府补助。

债务融资成本（COST）。借鉴林钟高等[37]的做法，使用企业财务费用占期末总负债的比重来测度债务融资成本。

市场关注程度（ANALYST）。借鉴王波等[38]的做法，使用分析师跟踪人数来衡量市场关注程度。

4.调节变量

本文调节变量包括内部控制、审计质量、企业绿色创新等变量。

内部控制（ICD）。参考逯东等[39]的研究，选用迪博内部控制指数除以100来测度内部控制水平。该数值越大，说明内部控制越有效。

审计质量（AUDIT）。参考Pittman 等[40]的研究，以企业是否选择“国际四大”来衡量审计质量。如果企业聘请“国际四大”进行审计，则AUDIT 取1；否则，AUDIT取0。

企业绿色创新（GI）。借鉴王晓祺等[41]的做法，以上市公司绿色专利申请数量加1取自然对数来测度企业绿色创新能力。

5.控制变量

借鉴陈玲芳等[42]的研究，本文设置以下控制变量：公司规模（SIZE）、盈利能力（ROE）、偿债能力（LEV）、发展能力（GROWTH）、董事会规模（BOARD）、股权集中度（FIRST）、营运能力（TAT）、托宾Q 值（TOBINQ）、固定资产比率（FIXED）、两职合一（DUAL）、行业（INDUSTRY）和年份（YEAR）。变量说明见表1。

表1 变量说明

（三）模型设定

为了探究ESG 信息披露对全要素生产率的影响，设定如下模型：

为了探究政府补助、债务融资成本和市场关注程度在ESG信息披露与全要素生产率关系中发挥的中介效应，借鉴温忠麟等[43]的研究，设定如下模型：

为了探究内部控制、审计质量和企业绿色创新在ESG 信息披露与全要素生产率之间发挥的调节作用，设定如下模型：

式（1）至（10）中，TFP 为全要素生产率，ESG 为ESG 信息披露，SUB 为政府补助，COST 为债务融资成本，ANALYST 为市场关注程度，ICD为内部控制，AUDIT 为审计质量，GI 为企业绿色创新，Controls 为控制变量，INDUSTRY 为行业固定效应，YEAR 为年份固定效应，i 代表企业，t 代表年份，ε为随机扰动项。另外，为避免公司层面的聚集效应对回归结果的影响，确保研究结论的可靠性，本文在公司层面进行了Robust异方差调整和Cluster聚类处理。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计

表2 为描述性统计结果。其中，TFP 的均值为9.273，最小值为6.930，最大值为12.070，说明不同企业之间全要素生产率差距较大。ESG 的均值为6.508，最小值为1，最大值为9，说明不同企业之间的ESG信息披露质量存在一定差异。

表2 描述性统计

（二）基本回归结果分析

表3为ESG信息披露与全要素生产率的实证检验结果。为确保结果的稳健性，（1）列仅加入被解释变量和解释变量，（2）列在（1）列的基础上加入了控制变量，（3）列在（2）列的基础上加入了行业固定效应，（4）列在（2）列的基础上加入了年份固定效应，（5）列在（2）列的基础上加入了行业固定效应和年份固定效应。结果显示，无论是否加入控制变量，是否控制行业、年份固定效应，ESG 与TFP 均显著正相关，且均在1%的水平上显著，即ESG 信息披露对企业全要素生产率会产生正向影响，假设H1得以验证。

表3 基本回归结果

（三）稳健性检验

第一，替换解释变量。为排除潜在的测度偏差对实证结果的影响，本文参考杨杰等[44]的研究，使用彭博ESG 评分（PESG）作为ESG 信息披露（ESG）的替代变量重新进行实证检验。根据表4（1）列可知，PESG 的回归系数为0.022，且在1%的水平上显著，说明ESG 信息披露有助于提升企业全要素生产率。因此，替换解释变量度量方法后，研究结论依旧成立。

表4 稳健性检验结果

第二，替换被解释变量。为了防止潜在的度量偏差对实证结果的影响，本文分别采用OP法计算的全要素生产率（TFP_OP）、OLS法计算的全要素生产率（TFP_OLS）以及FE 法计算的全要素生产率（TFP_FE）作为全要素生产率（TFP）的替代变量重新进行实证分析。根据表4（2）至（4）列可知，ESG的回归系数分别为0.040、0.046、0.048，且均在1%的水平上显著，说明ESG 信息披露有助于提升企业全要素生产率。因此，替换被解释变量衡量方法后，研究结论依旧成立。

（四）内生性检验

第一，工具变量法。为了缓解可能由遗漏变量导致的内生性问题，本文借鉴王琳璘等[45]的研究，以公司注册地所在城市其他上市公司ESG 信息披露的均值（AVERESG）作为工具变量，并运用2SLS 进行回归分析。在进行回归之前，对工具变量的有效性进行检验，发现工具变量通过了“弱工具变量检验”和“不可识别检验”，说明工具变量选取有效。根据表5（2）列可知，ESG的回归系数为0.224，且在1%的水平上显著，说明ESG 信息披露有助于提升企业全要素生产率。因此，采用工具变量法后，本文研究结论依旧成立。

表5 内生性检验结果

第二，滞后核心解释变量。为了克服互为因果造成的内生性偏误，本文将核心解释变量滞后1—3期处理后分别进行实证检验。根据表5（3）至（5）列可知，L.ESG、L2.ESG、L3.ESG 的回归系数分别为0.041、0.040、0.053，且均在1%的水平上显著，说明ESG 信息披露有助于提升企业全要素生产率。因此，滞后核心解释变量后，本文研究结论依旧成立。

（五）作用机制检验

1.基于资源效应视角

由前文理论分析可知，资源效应主要表现为政府补助的增加，即ESG 信息披露能够通过增加政府补助来提升全要素生产率。表6（1）和（2）列为政府补助作为中介变量的检验结果。根据表6（1）列可知，ESG 的回归系数为0.072，且在1%的水平上显著，说明ESG 信息披露有助于企业获取更多的政府补助。根据表6（2）列可知，在加入SUB 后，ESG 与TFP显著正相关，SUB与TFP显著正相关，说明政府补助在ESG 信息披露与企业全要素生产率的关系中发挥部分中介效应，假设H2 得以验证。因此，ESG信息披露可以通过增加政府补助来提升全要素生产率。

表6 作用机制检验结果

2.基于成本效应视角

由前文理论分析可知，成本效应主要表现为债务融资成本的减少，即ESG 信息披露能够通过减少债务融资成本来提升全要素生产率。表6（3）和（4）列为债务融资成本作为中介变量的检验结果。根据表6（3）列可知，ESG 的回归系数为-0.002，且在1%的水平上显著，说明ESG 信息披露能够有效减少债务融资成本。根据表6（4）列可知，在加入COST后，ESG 与TFP 显著正相关，COST 与TFP 显著负相关，说明债务融资成本在ESG 信息披露与企业全要素生产率的关系中发挥部分中介效应，假设H3得以验证。因此，ESG 信息披露可以通过减少债务融资成本来提升全要素生产率。

3.基于市场关注效应视角

由前文理论分析可知，市场关注效应主要表现为市场关注程度的提高，即ESG 信息披露能够通过提高市场关注程度来提升全要素生产率。表6（5）和（6）列为市场关注程度作为中介变量的检验结果。根据表6（5）列可知，ESG 的回归系数为0.741，且在1%的水平上显著，说明高水平的ESG信息披露能够有效提高市场关注程度。根据表6（6）列可知，在加入ANALYST 后，ESG与TFP显著正相关，ANALYST与TFP显著正相关，说明市场关注程度在ESG信息披露与企业全要素生产率之间起到部分中介作用，假设H4 得以验证。因此，ESG 信息披露可以通过提高市场关注程度来提高全要素生产率。

（六）调节效应检验

1.内部控制的影响

表7（1）列为内部控制作为调节变量的检验结果。其中，ESG 与ICD 交互项（ESG×ICD）的回归系数为0.036，且在1%的水平上显著，说明内部控制在ESG信息披露与企业全要素生产率的关系中发挥正向调节作用，假设H5得以验证。因此，内部控制有助于强化ESG信息披露对全要素生产率的促进作用。

表7 调节效应检验结果

2.审计质量的影响

表7（2）列为审计质量作为调节变量的检验结果。其中，ESG与AUDIT交互项（ESG×AUDIT）的回归系数为0.107，且在1%的水平上显著，说明审计质量在ESG 信息披露与企业全要素生产率之间具有正向调节作用，假设H6得以验证。因此，审计质量可以强化ESG信息披露对全要素生产率的促进作用。

3.企业绿色创新的影响

表7（3）列为企业绿色创新作为调节变量的检验结果。其中，ESG与GI交互项（ESG×GI）的回归系数为0.031，且在1%的水平上显著，说明企业绿色创新在ESG 信息披露与企业全要素生产率之间起到正向调节作用，假设H7 得以验证。因此，企业绿色创新有助于增强ESG 信息披露对全要素生产率的促进作用。

五、异质性分析

（一）环保属性的影响

由于我国不同企业的环保属性存在区别，ESG信息披露对全要素生产率的作用可能存在不同。因此，为了探究环保属性对ESG 信息披露与企业全要素生产率关系的影响，本文借鉴于波[46]的研究，将样本分为重污染、非重污染企业两组分别进行验证。根据表8（1）和（2）列可知，在重污染企业组中，ESG的回归系数未通过显著性检验，而在非重污染企业组中，ESG的回归系数为0.043，且在1%的水平上显著。说明非重污染企业ESG 信息披露有助于提升全要素生产率。究其原因可能是：重污染属性使得利益相关者普遍认为重污染企业的生产经营活动具有负外部性，而提升环境绩效则是重污染企业的固有责任，致使利益相关者通常不太关注重污染企业在改善自身环境表现方面所付出的努力，对重污染企业ESG 信息披露的关注度较小，对其投资热情也较低。而非重污染企业的生产经营活动更加符合绿色可持续发展理念，相关的政策支持较多，其所披露的ESG 信息更加受到利益相关者的关注和认可，利益相关者对其投资热情更高。因此，非重污染企业积极主动披露高质量的ESG 信息有助于其获得更多利益相关者的认可和支持，缓解融资约束困境，加大技术创新投入，从而促进全要素生产率提高。综上，ESG 信息披露对全要素生产率的促进作用在非重污染企业中表现更为明显。

表8 异质性检验结果

（二）企业规模的影响

考虑到不同规模的企业在抗风险能力、治理水平以及融资方式等方面存在差异，ESG 信息披露对全要素生产率的作用可能具有不同。因此，为了检验企业规模对ESG 信息披露与全要素生产率关系的影响，本文以企业规模的行业年度中位数为标准，将样本分为大、小规模企业两组分别进行验证。根据表8（3）和（4）列可知，在大规模企业组中，ESG 的回归系数为0.059，且在1%的水平上显著，说明大规模企业ESG 信息披露有助于提升全要素生产率。在小规模企业组中，ESG 的回归系数未通过显著性检验。这可能是由于：大规模企业在风险应对能力、人力资本和技术创新潜力等方面均远胜于小规模企业，具有更高的ESG 信息披露能力和动机，并将其转化为提升全要素生产率的动力。同时，利益相关者更加关注和信任大规模企业的ESG 信息披露，愿意为大规模企业提供更多的资金支持，进而助力企业提升全要素生产率。综上，ESG信息披露对全要素生产率的促进作用在大规模企业中表现更为显著。

（三）两职合一差异的影响

考虑到不同企业之间两职合一情况存在差异，ESG信息披露与全要素生产率之间的关系或许存在不同。因此，为了考察两职合一差异对ESG 信息披露与全要素生产率关系的影响，本文将样本分为两职合一和两职分离两组分别进行验证。根据表8（5）和（6）列可知，在两职合一样本组中，ESG的回归系数为0.004，但未通过显著性检验。而在两职分离样本组中，ESG的回归系数为0.042，且在1%的水平上显著，说明在两职分离的企业中，ESG信息披露有助于提升全要素生产率。这或许是因为：CEO 和董事长两职合一的结构会降低董事会对公司运营过程的监控能力，企业更容易隐瞒对自己不利的信息，从而会导致ESG 信息披露的真实性和可靠性降低。同时，利益相关者也会对两职合一企业所披露的ESG信息的真实性存疑而保持观望态度。而两职分离能够避免董事会与经理层利益趋于一致的现象，增强了董事会对经理层的制衡以及对ESG 信息披露的监督，有效约束了经理层的自利行为，进而有利于提高ESG 信息披露质量。并且，利益相关者也更加信任和认可两职分离企业所披露的ESG 信息，更愿意将资源投入其中，进而有助于提高企业全要素生产率。综上，ESG 信息披露对全要素生产率的促进作用在两职分离的企业中表现更为显著。

六、结论与建议

（一）研究结论

本文基于2017—2021 年中国A 股上市公司的经验数据，探究ESG 信息披露如何影响企业全要素生产率，研究结果表明：（1）ESG 信息披露有助于提升企业全要素生产率，且该结论在更换解释变量和被解释变量、以工具变量法检验、滞后核心解释变量后仍然成立；（2）ESG信息披露对企业全要素生产率的促进作用可以通过资源效应、成本效应和市场关注效应来实现；（3）将内部控制、审计质量和企业绿色创新引入实证分析，发现内部控制、审计质量和企业绿色创新均可以强化ESG 信息披露对企业全要素生产率的促进作用；（4）基于环保属性、企业规模以及两职合一差异的异质性分析表明，在非重污染、大规模以及两职分离的企业中，ESG 信息披露对企业全要素生产率的促进作用更为明显。

（二）对策建议

1.政府层面。（1）应建立健全具有中国特色、科学有效的ESG 评级体系和信息披露制度，引导企业履行ESG 责任并提升ESG 信息披露水平，同时鼓励、支持和指导第三方评级机构参与企业ESG 信息的采集和发布，促进ESG 评价结果落地应用，助力企业实现可持续发展。（2）应增强对企业ESG 信息披露的监督力度，设置科学合理的奖惩机制。一方面，需要设定相关ESG 激励标准，奖励及时主动披露真实ESG 信息的企业，给予更多政府补助、减税降费和政府采购等方面的倾斜，赋能企业高质量发展；另一方面，需要发挥制度的惩戒效应，严惩蓄意隐瞒或模糊真实ESG 信息的企业，提高虚假发布ESG相关信息的成本，以遏制企业“漂绿”行为。

2.企业层面。（1）应充分认识到ESG信息披露的重要性，把提高ESG 信息披露质量纳入企业战略，积极改善ESG 信息披露表现，不断向外界传递企业重视绿色可持续发展和ESG 绩效优秀的良好信号，持续提高市场对企业的关注度，赢得利益相关者的青睐，吸引更多的资金支持，增强技术创新能力，优化资源配置，提高全要素生产率，实现企业高质量发展。（2）应建立健全内部控制机制，增强ESG 信息披露方面的内部控制机制建设，切实保障ESG 信息披露的全面性、真实性和可靠性。（3）应强化外部监督机制，聘请高质量的审计师进行审计，切实提高ESG信息披露的可信度。（4）应注重绿色创新，树立创新驱动与绿色发展理念，制定适当的绿色创新战略，增加绿色研发投入，提高绿色创新能力，通过绿色创新加强环境治理，改善资源配置效率，争取绿色信贷支持，驱动企业绿色发展。（5）基于异质性分析结果，非重污染、大规模以及两职分离的企业应利用好自身的竞争优势，注重将ESG 发展理念融入公司内部治理，积极主动履行ESG责任，持续提升核心竞争力，以争取外部关键资源，促进全要素生产率提升，实现企业绿色可持续发展。