刘笑源

（河北大学，河北 保定 071000）

摘要：在可持续发展与“双碳”目标驱动下，ESG表现成为企业构建竞争优势的关键路径。本文以2009—2023年A股上市公司为样本，通过主成分分析构建企业竞争优势指数，实证检验ESG表现的影响机制。研究发现第一，ESG整体表现显著提升企业竞争力；第二，环境责任、社会责任、治理责任均独立正向影响竞争力，其中环境责任的边际效应显著高于社会与治理责任；第三，融资约束显著抑制ESG对竞争力的促进作用，而股权集中度虽直接提升竞争力，却通过弱化利益相关者协同抵消ESG效果。建议企业优先强化环境责任实践、拓宽绿色融资渠道，并优化股权结构以平衡效率与协同治理。本文为ESG理论提供了多维整合框架，为企业可持续转型提供了实践参考。

关键词：ESG表现；企业竞争优势；融资约束；股权集中度

一、引言

在全球极端气候事件频发与生态环境持续恶化的背景下，可持续发展已成为国际社会的核心议题。与此同时，企业财务舞弊与治理缺陷频现，进一步凸显了环境（Environmental）、社会（Social）与公司治理（Governance）理念的重要性。ESG不仅被视为企业应对“双碳”目标的实践路径，更成为衡量企业长期价值与竞争力的新型标准[1]。

现有文献从经济后果与影响因素两大方向展开探讨。经济后果方面，ESG表现可通过缓解融资约束、降低供应链集中度等机制提升企业价值[2]，且对市场势力驱动的传统竞争优势具有替代效应。影响因素方面，研究多聚焦政策环境与利益相关者压力，但对企业内部资源整合路径的剖析不足。

企业在ESG实践中面临多重复杂挑战，主要表现为多维资源整合的协同困境——环境、社会与治理目标间的资源分配冲突导致实践碎片化，加之绿色技术投入的高成本与融资约束加剧了短期财务压力与长期收益的不确定性；同时，传统治理的高股权集中度模式虽能提升决策效率，却可能抑制利益相关者参与，使ESG实践陷入“合规表象”与战略转型的博弈。

本文的贡献在于构建多维分析框架，突破现有研究的碎片化局限。本文揭示ESG表现通过资源整合、风险缓释与利益相关者协同构建竞争优势的完整机制，为ESG理论体系提供了整合性视角。其次，拓展ESG研究的边界条件。通过引入融资约束与股权集中度的调节效应，本文揭示了传统治理模式与ESG治理范式的动态博弈：融资约束削弱ESG激励效果，而股权集中度在提升决策效率的同时抑制利益相关者协同。

二、理论分析与研究假设

ESG表现通过强化企业环境责任履行、社会责任实践及治理结构优化，能够有效提升利益相关者信任度与资源整合能力，进而增强企业竞争力[4]。因此提出假设1：ESG表现对企业竞争力有显著正向影响。

环境责任通过绿色技术创新与碳足迹管理降低运营成本并契合政策导向，社会责任通过员工权益保障和社区参与提升品牌价值与客户忠诚度，治公司理则通过完善董事会独立性与信息披露机制降低代理成本，三者协同作用形成差异化竞争优势。因此提出假设2：E分项、S分项、G分项均对企业竞争力有显著正向影响。

由于“双碳”目标下环境外部性压力更为突出，且环境绩效直接关联绿色金融工具的应用效率，E分项对企业竞争力的边际贡献可能高于S与G分项。因此提出假设3：E分项的正向影响作用大于S分项与G分析。

从融资约束视角，ESG表现可通过缓解信息不对称、降低资本成本及拓宽绿色融资渠道发挥负向调节作用，尤其在高ESG评级企业中，其信号效应能显著弱化融资约束对企业资源获取的限制[4]。因此提出假设4:融资约束在ESG表现对企业竞争力构建中有负向调节作用。

股权集中度则通过提升决策效率与战略一致性强化竞争力，但ESG实践可能通过引入外部监督机制分散股权控制，形成负向调节效应，这一矛盾反映了传统治理模式与ESG治理范式在权力结构上的动态博弈，因此提出假设5:股权集中度对企业竞争力表现有显著正向影响与假设6:股权集中度在ESG表现对企业竞争力构建中有显著负向调节作用。

研究假设1：ESG表现对企业竞争力有显著正向影响

研究假设2：E分项、S分项、G分项均对企业竞争力有显著正向影响

研究假设3：E分项的正向影响作用大于S分项与G分析

研究假设4：融资约束在ESG表现对企业竞争力构建中有负向调节作用

研究假设5：股权集中度对企业竞争力表现有显著正向影响

研究假设6：股权集中度在ESG表现对企业竞争力构建中有显著负向调节作用

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

以2009年-2023年A股上市公司作为研究对象，并做如下处理：剔除净资产收益率、研发投入占营业收入比例、资产负债率三个变量中存在缺失值的观测，并对所有变量进行1%和99%的双边缩尾处理，以消除极端值的影响。企业ESG表现得分及环境责任得分、社会责任得分、公司治理责任得分数据来源于上海华证数据库，其余变量数据均来自于国泰安数据库。

（二）变量定义与模型设定

1.变量定义

（1）被解释变量

企业竞争优势指数（CAI）：通过主成分分析对规模、盈利、创新三指标赋权，构建综合指数。其中企业规模采用总资产的自然对数衡量，企业盈利采用净资产收益率衡量，企业创新采用研发收入占营业收入比。

企业规模（Size）：采用总资产的自然对数

企业盈利（Pro）：采用净资产收益率

企业创新（Ino）：采用研发投入占营业收入比例

（2）解释变量

企业ESG表现（ESG）：采用上海华证数据库评级的企业ESG得分衡量

企业环境责任得分（E）：采用上海华证数据库评级的企业环境责任得分衡量

企业社会责任得分（S）：采用上海华证数据库评级的企业社会责任得分衡量

企业公司治理责任得分（G）：采用上海华证数据库评级的企业公司治理得分衡量

（3）调节变量

融资约束（WW）：采用业内学者常用的WW指数衡量企业融资约束[5]

股权集中度（H5）:采用前五股东持股比例的平方和度量股权集中度

（4）控制变量

企业年龄（Firm_age）：现年份-企业成立年份

成长性（Growth）：营业收入同比上期增长率

资产负债率（Debt_radio）：总负债\总资产

现金资产之比（Cash_radio）：现金资产额/资产总额

2.模型设定

本文为检验假设1-6设定模型（1）至模型（4），具体回归模型如下：

模型（1）验证假设1，模型（2）验证假设2与假设3，模型（3）验证回归假设4，模型（4）验证假设5与假设6.CAI为企业竞争优势指数，ESG为企业ESG表现得分，E为企业环境责任得分，S为企业社会责任得分，G为企业公司治理责任得分，WW为融资约束指数，H5为前五大股东持股比例的平方和Control为控制变量，分别为企业年龄（Firm_age)、成长性(Growth)、资产负债率(Debt_radio)、现金资产之比(Cash_radio)。

四、实证结果与分析

（一）描述性分析

表1列示主要变量的描述性统计分析结果。企业竞争优势指数变量（CAI）平均值接近0（-9.53e - 11），标准差为1.008378，最小值为-98.16908，最大值为32.84268，说明样本公司之间的CAI存在显著差异；企业ESG表现变量（ESG）平均值为73.53056，标准差为4.668709，最小值59.11，最大值84.08，表明样本公司的ESG表现差异较大；企业融资约束指数（WW）平均值为-1.027894，标准差为0.4762515，最小值-66.93359，最大值-.146013，显示样本公司间的WW表现差异极大；企业股权集中度变量（H5）平均值为0.1561878，标准差为0.113421，最小值0.000345，最大值0.8099，说明样本公司的H5表现有一定差异；此外，各变量标准差普遍较大，说明样本公司间观测值差异大，可能对企业竞争优势产生影响。

表1 描述性分析

（二）相关系数矩阵分析

从表2相关系数矩阵可见，企业竞争优势（CAI）与环境责任（E）和社会责任（S）表现均呈现显著正向关联（相关系数分别为0.205和0.137），其中环境维度的影响尤为突出，验证了绿色实践对竞争力的直接驱动作用。ESG整体表现（ESG）与CAI的正相关性（0.140）表明其综合价值。

此外，融资约束（WW）与CAI显著负相关（-0.116），且与ESG各分项均呈微弱负向关联，反映外部融资压力可能抑制企业ESG投入；而股权集中度（H5）虽与CAI正相关（0.151），但其与社会责任（S）的负向关联（-0.0313）及与治理（G）的正向关联（0.151）揭示出股权集中企业在治理优化与环境责任履行上的效率优势，却可能以牺牲社会责任投入为代价。这些结果共同表明，ESG实践的竞争力转化效果受分项协同性、融资环境及治理结构的复杂影响。

表2 相关系数矩阵

（三）基准回归结果

1.ESG对CAI回归分析

从表1中的列（1）回归结果可以看出，企业ESG表现的回归估计系数在1%的置信水平上显著为正，表明企业ESG表现越好，企业竞争力越好，假设1得到验证。该检验结果表明，企业通过整合环境、社会和治理（ESG）三方面的管理实践，能够优化资源配置效率、增强利益相关者信任并降低长期运营风险，从而形成可持续的竞争优势。

2.E、S、G分别对CAI回归分析

从表3中的列（2）回归结果可以看出，企业E分项表现的回归估计系数在1%的置信水平上显著为正，表明企业环境表现越好，企业竞争力越好。从表1中的列（3）回归结果可以看出，企业S分项表现的回归估计系数在1%的置信水平上显著为正，表明企业社会表现越好，企业竞争力越好。从表1中的列（4）回归结果可以看出，企业G分项表现的回归估计系数在1%的置信水平上显著为正，表明企业公司治理表现越好，企业竞争力越好。综上所述，假设2得到验证。环境（E）、社会（S）和治理（G）三个分项表现均对企业竞争力具有独立且显著的正向影响，体现了ESG多维度协同驱动的特征。

此外，观察表3列（2）至列（4）各项回归估计系数，发现E分项表现回归系数（0.003）大于S分项表现回归系数（0.002）与G分项表现回归系数（0.002），假设3得以证明。这一结果表明，相较于社会（S）和治理（G）维度，环境表现（E）对企业竞争力的边际提升作用更为显著。在ESG三大支柱中，环境表现对竞争力的驱动效率更高，凸显了绿色转型在当前市场与政策环境下的战略优先级。

（四）机制效应分析

为进一步进行机制效应分析，以融资约束与股权集中度作为调节变量，检验其在企业ESG表现对企业竞争优势构建过程中是否有影响。除作上述数据处理，添加行业效应与时间效应作为控制变量。

从表3中列（5）的回归结果可以看出，ESG与WW的交互项系数为在10%的置信水平上显著为负（-0.004），表明在WW指数较高的环境中，ESG对CAI的促进作用会被部分抵消，假设4得到验证。这反映了融资约束削弱了ESG对企业竞争优势构建的激励效果。

H5的回归估计系数在1%的置信水平上显著为正，表明市场集中度对CAI具有显著正向影响，假设5得到验证。ESG与H5的交互项系数为在1%的置信水平上显著为负（-0.027），表明在高市场集中度的行业中，ESG对CAI的促进作用显著减弱。假设6得到验证。这反映了融资约束削弱了ESG对企业竞争优势构建的激励效果。股权集中度对CAI的独立正向影响远大于ESG的直接效应，但高市场集中度会显著削弱ESG的创新激励作用。

表3  回归结果

（五）稳健性检验

1.变量替换

本文利用企业规模替代企业竞争优势指数，进一步对研究假设1至假设6进行稳健性检验。回归结果显示研究假设1至假设6仍然得到检验结果的支持。

2.内生性检验：工具变量法

本研究通过工具变量法（IV）缓解ESG评分与因变量的内生性问题，以行业内其他企业ESG表现均值作为工具变量。回归结果显示： ESG的因果效应IV估计仍支持ESG对CAI存在稳健正向因果效应。控制变量企业年龄、资产负债率、现金资产比率、成长性的系数方向和显著性在两类模型中保持一致，佐证模型设定可靠性。

工具变量法结果表明，行业ESG协同压力通过提升企业自身ESG实践，间接推动CAI改善。

五、结论与建议

（一）结论

本研究基于2009—2023年A股上市公司数据，系统检验了ESG表现对企业竞争优势构建的影响机制，揭示了ESG实践的多维驱动路径与调节效应。主要结论如下：

第一，ESG整体表现对企业竞争优势具有显著正向促进作用。通过整合环境责任、社会责任与治理效能，企业能够优化资源配置效率、增强利益相关者信任并降低长期运营风险，从而形成可持续的竞争优势。

第二，环境（E）、社会（S）、治理（G）分项表现均独立正向影响企业竞争力，但环境分项（E）的边际效应显著高于社会（S）与治理（G）分项。这表明，在“双碳”目标与绿色转型背景下，环境绩效提升对企业竞争力的驱动作用更为突出，凸显了低碳技术与碳管理实践的战略优先级。

第三，融资约束（WW）与股权集中度（H5）在ESG与竞争优势的关系中发挥重要调节作用。融资约束显著削弱了ESG对竞争优势的促进作用，而股权集中度虽对企业竞争力具有独立正向影响，但其与ESG的交互效应呈显著负向关系。这表明，高股权集中度可能通过强化内部决策效率与战略一致性提升竞争力，但同时也抑制了ESG实践所需的利益相关者协同效应，反映了传统治理模式与ESG治理范式的潜在冲突。

（二）建议

基于上述实证分析，本文启示建议在于以下三点：

第一、强化环境（E）分项实践，优先绿色技术创新。基于环境绩效对企业竞争力的显著驱动作用，企业应优先投入环境责任实践，以契合“双碳”政策导向。

第二、优化融资结构，缓解外部约束对ESG的抑制作用。针对融资约束削弱ESG激励效果的问题，企业需拓宽融资渠道，积极利用绿色信贷、政府补贴等政策性支持，降低融资成本。

第三、平衡股权集中度，促进利益相关者协同治理。尽管股权集中度能提升决策效率，但其对ESG实践的抑制作用表明企业需优化治理结构。建议适度引入战略投资者或机构股东，分散股权控制，增强利益相关者参与度，推动ESG治理从“合规表象”向战略转型深化。

参考文献：

[1]杨青萍,韩海波.ESG表现研究现状与展望[J].财务管理研究,2024(10):4-14.

[2]李发戈.ESG的全球视野与中国路径[N].社会科学报,2025-02-13(002).

[3]廖璇.ESG表现、市场势力与企业价值链升级——基于中国A股上市公司的经验证据*[J].上海对外经贸大学学报,2024(1):51-67.

[4]王琳璘,廉永辉,董捷.ESG表现对企业价值的影响机制研究[J].证券市场导报,2022(5):23-34.

[5]陈玲芳,于海楠.ESG表现、融资约束与企业绩效[J].会计之友,2022(22):24-30.

[6]Whited, T. M., & Wu, G. (2006). Financial constraints risk.The review of financial studies,19(2),531-559.