数字基础设施建设、绿色创新水平与企业ESG 表现

王励铧

（山西财经大学，太原 030000）

1 引言

自2020 年9 月习近平总书记提出“双碳”目标以来，中国的ESG 投资领域经历了一场显著的转变，迎来了新的发展机遇。中国政府对环境保护和ESG 的高度关注，使投资者对企业ESG 相关风险和价值有了更深刻的认识。政府的关注不仅提高了ESG 投资的社会声誉，还为投资者提供了更高透明度和更多可持续性的投资选择。因此中国的ESG 投资市场取得了显著进展，迅速壮大，成为全球最有潜力的ESG 投资市场之一。随着各项政策的推进，中国ESG 投资市场必将快速发展，为实现“双碳”目标和可持续发展作出重要贡献。

2 文献综述

2.1 企业ESG 表现的相关研究

随着ESG 的理念深入人心，企业ESG 表现目前已经受到了国内外学者的关注。良好的ESG 表现不仅可以提升企业的社会责任形象与公信力，还将直接驱动企业实现战略目标与持续增长[1]。企业应响应政府号召并顺应政策推进，以ESG 作为核心理念，推动企业实现绿色转型与高质量发展。ESG 表现卓越的企业，其信息披露制度完善，公司治理透明度高，这可降低信息不对称程度，有效减少投资成本[2]。同时，科学的ESG评级体系也使公司面临的经营与信用风险大为降低。此外，企业注重ESG 实践，在污染治理、员工权益保障、商业道德规范等方面取得进步，可展现其负责任的全球企业公民形象并吸引更多顶尖人才与战略投资者，获得持续创新的竞争优势[3,4]。另外，有学者研究发现地方政府债务使得流向政府的资金增多，挤占了企业的融资渠道从而影响企业的ESG 表现[5]。

2.2 数字基础设施建设的相关研究

在当今新一轮科技革命的浪潮中，数字基础设施的建设为“物联网”提供了支撑，而且显著地加速了数字经济的蓬勃发展。可以明确的是，数字基础设施的数量和质量在决定数字经济的增长速度和深度方面扮演着至关重要的角色。当前的学术文献广泛涵盖了数字基础设施建设所引发的多种经济和社会效应[6]。方福前等[7]利用中国1992-2016 年的省级面板数据研究发现，数字基础设施在促进中国经济增长时具有规模效应。Forman 等[8]发现高级互联网的使用使得教育水平高、人口总量大、收入水平高和IT 技术更密集地区的工资增长更快，并且网络的信息获取和工作搜寻优势有助于收入的提高。Cheng 等[9]指出数字基础设施建设可能会阻碍附近地区的经济增长，并引发数字基础设施建设对社会进步的负面影响。

3 理论分析

3.1 数字基础设施建设与企业ESG 表现

数字基础设施建设可以降低市场信息不对称[10]，提高企业的信息披露能力，使其能够更全面、透明地向利益相关者传达企业ESG 信息。随着ESG 理念的深入人心，投资者和消费者逐渐关注企业的可持续性绩效。首先，数字化工具和平台使企业能够更有效地监测和报告其在环境保护、社会责任和治理方面的实践，这促使企业更容易满足投资者和政策制定者对企业ESG 表现的要求，从而提高了企业在ESG 方面的可信度和可持续性表现。其次，数字基础设施建设可以推动企业减少对劳动力、资本等传统要素的依赖，提高企业的资源利用率，降低生产成本和能源消耗，从而提升企业ESG表现[11]。因此，本文提出以下研究假设：

H1：数字基础设施建设有利于提升企业ESG 表现。

3.2 数字基础设施建设、企业绿色创新水平和企业ESG 表现

数字基础设施建设可以提升企业绿色创新水平，从而优化企业ESG 表现。数字基础设施建设使得技术市场信息加强了外溢性和共享性，使得技术交流的壁垒被打破，提高技术流动的效率，促进企业进行绿色创新，此外，数字基础设施的特性包括高度互联互通和信息共享，这加速了知识信息的编码与即时交换[12]。数字基础设施建设通过降低数据采集和分析成本，为企业提供了更强大的工具，帮助它们更有效地追求绿色创新，减少环境污染，同时实现成本节约并提升竞争优势。这种技术驱动的可持续发展路径为企业创造了更多机会，有助于推动绿色创新的发展，从而提升企业ESG 表现。因此，本文提出以下研究假设：

H2：数字基础设施建设可以通过提升企业绿色创新水平优化企业ESG 表现。

4 研究设计

4.1 基准模型构建与变量测度

为检验数字基础设施建设是否促进了企业ESG 表现的提升，本文构建了渐进双重差分模型：

式中，下标i、j、t 分别表示企业、行业和年份；ESGijt为被解释变量，代表企业的ESG 表现；DIDijt为核心解释变量，如果i 企业所在城市在t 年实施“宽带中国”政策，那么DIDijt=1，否则为0；controlijt为一系列企业层面的控制变量；λj为行业固定效应；γt为时间固定效应；β1表示“宽带中国”政策对企业ESG 表现的估计值；εijt为扰动项。

被解释变量：企业ESG 表现（ESGijt）。本文参考lin 等[13]的做法选用华证ESG 评级数据作为衡量企业ESG 表现的核心指标。

解释变量：本文将“宽带中国”政策作为一项准自然实验，DIDijt是一个虚拟变量，若企业i 第t 年所在城市实施“宽带中国”政策则赋值为1。

控制变量：总资金周转率（TAT）、从上市年份到观测年份的年龄（AGE2）、股权制衡度（BALANCE）、董事规模（BOARD）、管理层费用率（MFEE）、资产负债率（LEV）、托宾Q 值（TobinQ）、账面市值比（BM）。

4.2 数据说明

本研究以中国沪深A 股上市企业为研究样本。鉴于企业ESG 数据的部分缺失和准自然实验的要求，本文研究区间选为2010-2021 年。企业财务信息与控制变量数据均来自CSMAR数据库。为保证数据的准确性，本文剔除了金融行业及其他观测值较少的行业，同时将关键变量缺失或明显不符合会计准则的样本一并剔除。表1 为主要变量定义及测度方法。

表1 变量定义及测度

5 实证分析

5.1 基准回归结果

本文基于2010-2021 年中国16 153 个企业的面板数据，运用双重差分法对式（1）进行估计。表2 汇报了数字基础设施建设对城市绿色创新效率影响效应的回归估计结果。

表2 基准回归结果

表2 第（1）列为固定行业和年份，且没有添加控制变量的估计结果，第（2）列进一步加入了一系列控制变量。从估计结果不难看出，无论是否添加控制变量，数字基础设施建设的估计系数均显著为正，表明数字基础设施建设对企业ESG表现的提升有显著的正向影响，验证了假设H1。

5.2 稳健性检验

在使用多期双重差分法识别政策前，需满足平行趋势检验，即在实施“宽带中国”战略之前，处理组和控制组的企业ESG 表现变化趋势应该相同，具体模型构建如下：

由于政策试点城市是在2014-2016 年分批次设立的，不同企业所在城市政策实施的时间不同。具体来说，首先设置时间虚拟变量，取值为当期年份和城市实施“宽带中国”战略年份的差值，政策实施当年赋值为0，前一年赋值为-1，后一年赋值为+1。其他变量和参数同式（1）。除此之外，本文的研究区间为2010-2021 年，而首次实施“宽带中国”战略的时间为2014 年，虚拟变量的取值范围为[-4,6]。因为两端的观测值较少并且为了避免多重共线性，本文将其他企业小于-5 年的相对年份设置为-5，并将这一时期的虚拟变量删除。图1 汇报了事件研究法平行趋势检验结果。结果显示，政策正式实施前各期的系数估计值均不显著，这表明政策实施前，实验组和对照组的企业ESG 表现并无显著差异，通过了平行趋势检验。

图1 事件研究法平行趋势检验结果

5.3 机制检验

前文的理论分析表明，数字基础设施建设不仅能对企业ESG 表现产生直接的促进作用，还可以通过提高绿色创新水平影响企业ESG 表现，为了验证这一机制，本文设定如下计量模型进行检验：

式（3）为检验数字基础设施建设的影响机制是否存在。Patentijt表示机制变量，即企业绿色创新水平。式（3）重点关注β1，若β1通过显著性水平检验，则说明数字基础设施建设通过提高企业绿色创新水平，间接地促进了企业ESG 表现的提升。

根据前文所述，数字基础设施建设可以显著提高城市对创新资源的利用效率。通过在线平台和数字工具，企业能够更加迅速、灵活地获取并分享知识、技术和人才资源，从而提升了企业的绿色创新水平，企业绿色创新水平的提高可以提高企业ESG 的表现。本文从企业绿色创新水平进行路径检验，如表3 所示。

表3 机制检验回归

针对企业绿色创新水平的检验，本文参考郑元桢等[14]的做法，选取企业2011-2021 年绿色专利申请量的对数作为机制变量，由表3 中第（2）列结果可知，数字基础设施建设可以通过提升企业绿色创新水平优化企业ESG 表现，验证了假设H2。

6 结论及政策建议

本文在分析了数字基础设施建设对企业ESG 表现的影响和机制的基础上，利用2010-2021 年中国沪深A 股上市企业的数据，使用华证ESG 评级数据作为衡量企业ESG 表现的核心指标。研究发现：数字基础设施建设对企业ESG 表现具有显著的正向影响，影响机制表现为数字基础设施建设通过提升企业绿色创新水平，间接优化了企业ESG 表现。

本文的研究具有丰富的现实意义：随着“宽带中国”战略试点的开始，我国数字基础设施建设正迈入新阶段，这助推了数字化平台的发展，同时也激励了绿色技术和产品的研发。例如，物联网技术和大数据分析可用于开发智能城市解决方案、可再生能源管理等创新领域。因此，企业应该积极响应政策号召，积极进行绿色技术创新。积极的绿色技术创新不仅符合社会责任，还能够增强企业的市场竞争力。除此之外，它为风险投资者和股东提供了更高的投资信心，鼓励了更多的资源投入，有助于提高企业ESG 表现，同时也符合可持续发展的整体目标。