数字化转型对企业ESG履责的影响机制研究

江苏科技大学经济与管理学院 苏洋 狄为

发布时间:2025-12-26

摘要：在数字经济迅速发展和“双碳”目标大背景下，本研究深入探究了数字化转型对企业ESG履责关系的影响及机制路径。研究发现：数字化转型正向促进了企业ESG履责，且主要通过促进创新产出、提高信息披露质量和提升企业全要素生产率三条路径影响企业ESG履责水平；此外，数字化转型对大型企业、国有企业及高科技企业ESG履责的促进作用更强。

关键词：数字化转型，ESG履责，企业创新，信息披露质量，全要素生产率

一、引言

在我国力争实现“双碳”目标的重大战略背景下，ESG（Environmental，Social and Governance）作为一种企业绿色发展的评判标准，将可持续理念融入生产运营和投资决策之中，受到社会各界广泛关注^[1]。截至2022年10月底，我国A股上市公司中，共有1467家发布了2021年度企业社会责任报告，占比29.2%；1626家披露了温室气体排放管理的目标，占比33%。ESG理念的蓬勃兴起正在重塑企业的经营理念^[2]。然而，由于ESG实践的外部性，企业进行ESG责任履行存在动力不足问题。一方面，企业ESG责任履行属于无关盈利的额外开支，会导致财务绩效降低、股东利益受损等“负效应”后果^[3]；另一方面，由于技术落后、信息不对称等原因，部分企业存在ESG治理能力不足，成本较高等问题，降低了企业履行ESG责任的意愿。现阶段，数字化转型已成为我国经济高质量发展和企业提质增效的重要推动力。既有研究涉及了数字化转型对宏观经济（如出口）、社会生产效率及微观财务（如企业业绩、融资约束、股票流动性）等领域^[4-8]，而对非财务领域（如企业ESG履责）的研究尚未深入。基于以上分析，本研究着重探究数字化转型对企业ESG履责的促进效应和路径机制，丰富了数字化转型对企业非财务领域的研究，具有一定的理论价值。

二、理论分析与研究假设

就企业发展而言，数字化转型推动了企业实现效率和效益的巨大变革^[9]，促进企业ESG履责提升。一方面，数字化转型通过数字技术运用和技术创新赋能^[10]，促进了企业人工效率、生产效率和管理效率提升^[11]，优化了企业财务业绩和资本市场表现^[6，8]，为企业进行ESG责任履行奠定了物质基础；另一方面，企业进行ESG责任履行的一个关键动力在于获取市场激励、实现企业声誉和提升经营业绩^[12]。而数字化转型极大地提高了企业信息披露质量，从而更可能获得市场经济刺激，缓解融资约束，提高财务绩效，由此提升企业进行ESG治理的意愿。基于此，提出假设：

H1：数字化转型正向影响企业ESG履责。

从创新绩效视角来看，创新为企业可持续发展提供了源动力，而数字化转型有助于改善创新流程，凝聚创新要素，提高企业创新效率^[13]。大量文献研究表明，数字化转型能显著促进企业创新。首先，由于企业创新具有风险高、投资期长的特点，企业创新的成败受到诸如人力、财力及专利储备的制约，而数字化转型为企业创新提供了基础性条件支撑。叶永卫等（2022）研究发现，数字化转型显著提升了企业本科及以上学历员工的占比，优化了企业的人力资本结构，为企业创新奠定了人才基础^[14]。田秀娟等（2022）发现，数字技术与金融部门的深度融合，在短期内通过降低融资约束显著带动高技术产业发展^[7]。此外，数字化转型凭借构建创新知识共创网络打破了传统企业创新的知识边界，进而通过技术共享和溢出机制促进企业创新^[10]。其次，企业创新提升了企业ESG履责。通过绿色创新可以缓解企业生产带来的负面性，为产品开发、生产和销售提供绿色解决方案。企业创新还为解决社会问题提供了新思路，如改善教育、卫生保健、公共交通、社区发展等。通过运用技术和创新思维，企业可以提供切实有效的解决方案，改善人们的生活质量。最后，企业创新促进了企业治理效能提升。通过技术手段创新，企业可以减少环境约束，使用更加高效的运营方式和管理手段激发员工工作积极性，提升企业治理效率，最终提高企业ESG履责表现。基于此，提出假设：

H2：数字化转型通过促进企业创新产出，正向影响企业ESG履责。

从信息赋能视角来看，数字化转型对企业内外部发展都起到了积极作用。对于企业内部治理，数字化转型通过建立数字信息管理平台等技术手段，记录、整理和分析企业日常经营和管理决策的相关信息，通过事故追责等方式，有效降低管理层短视和自利行为导致的非效率投资。对于企业外部交易，数字化转型打通了供应链上下游的信息传递壁垒，避免了信息传递中“牛鞭效应”的产生，通过大数据、物联网等数字技术重塑供应链库存管理模式，在提升供应链资源配置效率的同时降低相关交易成本^[15]。数字化转型提高了企业的信息披露质量，数字化转型通过增强企业的信息捕捉、生成、处理和分析预测能力，将企业的财务状况和经营成果更准确地体现在财务报表上，提高了企业财务报表的有用性。高质量的信息披露有利于提升企业外部关注和资本可得性，同时由于企业ESG履责具有声誉促进机制^[16]，企业提升外部关注的同时也将提升企业ESG履责水平，以维持企业的正面形象。基于此，提出假设：

H3：数字化转型通过提高信息披露质量，正向影响企业ESG履责。

数字经济时代，数字化转型已成为提升企业全要素生产率，推进高质量发展的核心动能^[17-18]。一方面，数字化转型促进了企业全要素生产率提升。从成本赋能视角来看，数字化转型可以利用数字技术，建立共享式信息平台和分布式信息结构，在满足信息安全的基础上提高企业信息交互效率，降低生产销售中的信息筛选和匹配查找成本。而数字交易平台的建设则有利于降低企业议价签约、货款两讫和质量担保等步骤的时间成本和交易风险，进一步提高运营效率，同时通过去中介化降低供应链中的无效流转和信息不对称现象^[19-21]，最终提升企业全要素生产率。从价值创造视角来看，数字化转型使数据作为第四生产要素加入资本增值过程中，成为企业的一项重要无形资产^[22]。通过数据挖掘和数据分析，扩展了企业的客户资源^[23]。通过数字技术，企业可以高效处理海量数据，精准识别客户人群，同时进一步关注客户多样化需求，在经过一系列市场调查和数据分析后识别需求，调整企业产品结构，完善企业产品生态，提高企业的市场竞争力，进而促进企业全要素生产率的提升。另一方面，全要素生产率有利于提升企业ESG履责。根据冗余资源理论，具备全要素生产率优势的企业，会由于资本冗余，在环境保护和社会责任实践中投入更多的闲置资源。且全要素生产率优势有利于企业获取更优异的市场表现和更高的市场关注，进一步强化企业的环保意识和社会责任。全要素生产率的提高，也促使企业股东和高级管理层提高治理效能和管理效率，进一步提升公司治理绩效^[24]。基于此，提出假设：

H4：数字化转型通过提高企业全要素生产率，正向影响企业ESG履责。

三、研究设计

（一）样本选取和数据来源

相关文献认为2011年后我国数字化转型迅速发展，由此本研究选取2011—2021年共11年的沪、深A股上市公司数据作为研究对象。本研究对原始数据进行如下处理：剔除金融行业；剔除ST、*ST、PT样本；在对变量数据进行1%和99%缩尾处理后，最终得到27，119个样本观测值。本研究主要数据来源于国泰安数据库，并采用Stata16进行数据分析。

（二）变量说明

1.被解释变量：企业ESG履责

为体现数字化转型的政策趋势影响，本研究选择数据涵盖时间长，样本数量大的华证数据库ESG评级数据作为被解释变量的数据来源。参考谢红军等（2022）、方先明等（2023）的方法^[2，25]，根据ESG评级（九个级别）由低到高分别赋值1至9。

2.解释变量：数字化转型

参考吴非等（2021）的方法^[8]，本研究采用上市公司年报中数字化转型相关词频衡量企业数字化转型强度。具体地，在查阅相关文献后利用文本分析（textualanalysis）构建数字化转型词典，之后对上市公司年报数据进行词典词频统计，最终得到各企业各年度数字化转型年报词频。考虑到词频数据呈现左偏分布，本研究对总频数进行对数化处理。

3.机制变量

为考察不同口径企业创新的机制差异，借鉴吴非等（2021），肖静等（2023）的做法^[8，26]，本研究选择技术创新产出（Techin）和绿色创新产出（Gretotal）作为企业创新绩效的代理变量。具体而言，分别采用专利申请数量和绿色专利申请数量加1的自然对数进行衡量，专利申请数据来源于CNRDS数据库。关于信息披露质量，参照申明浩等（2022），洪瑞等（2023）的做法^[27-28]，采用分析师关注度（Analyst）和深交所公布的企业信息披露评级（Disclosure）作为代理变量。具体而言，分析师关注度（Analyst）根据企业被分析师跟踪人数加1取自然对数进行衡量，信息披露评级（Disclosure）则根据深交所公布的信息披露考评结果的4个级别从高到低分别赋值3至0。全要素生产率借鉴梁运吉等（2023）的研究^[29]，采用LP法计算得出。

4.控制变量

根据已有研究，选择影响企业数字化转型的变量因素作为控制变量，主要变量定义如表1所示：

（三）模型设定

为考察数字化转型对企业ESG履责的影响，建立以下回归模型：

ESG_i，t=α+βDTD_i，t+γ∑Controls_i，t+Year+Indus+μ_i，t （1）

MV_i，t=α₀+α₁DTD_i，t+γ∑Controls_i，t+Year+Indus+μ_i，t （2）

ESG_i，t=β₀+β₁DTD_i，t+β₂MV_i，t+γ∑Controls_i，t+Year+Indus+μ_i，t （3）

其中，下标i和t分别代表企业和年份，Controls为上述控制变量，MV代表创新产出、信息披露质量和全要素生产率等机制变量，μ表示随机误差项。

四、实证分析

（一）描述性统计

描述性统计结果，如表2所示：

由表2可知，被解释变量ESG的最小值仅为1.000，对应的ESG评级为C，最大值为6.000（未缩尾前为8），对应的ESG评级为B，两者差距较大。结合中位数结果为4.000，表明有一小部分企业并不注重企业ESG履责。解释变量数字化转型（即DTD）最大值为5.040，最小值为0，而中位数和均值分别为1.100和1.370，分布左偏明显，表明大部分企业对数字化转型重视程度低，存在较大提升空间。

（二）基准回归分析

“数字化转型-企业ESG履责”的核心回归结果，如表3所示：

表3中第（1）列未控制行业和年份固定效应，第（2）列、第（3）列分别控制了行业和年份固定效应，第（4）列、第（5）列同时控制了行业和年份固定效应。同时，为观察本研究控制变量的影响，第（4）列未纳入控制变量，第（5）列在第（4）列的基础上加入了控制变量。回归结果中数字化转型（DTD）的回归系数均在1%水平上显著为正，这意味着数字化转型正向促进了企业ESG履责，假设H1得证。

（三）机制分析

1.创新产出

数字化转型、创新产出和企业ESG履责的回归结果，如表4所示：

表4中关键变量均通过了1%的统计显著性检验。其中，第（1）列、第（3）列中数字化转型的估计参数均为正，证明了数字化转型存在对技术创新产出（Techin）和绿色创新产出（Gretotal）的促进作用。第（2）列、第（4）列中的估计参数为正，其中数字化转型（DTD）对应的估计参数分别为0.029和0.036，均小于表3中对应的估计参数0.051，一定程度提示存在间接机制。

本研究Bootstrap抽样检验（抽样1000次）的结果印证了上述结论，中介变量Techin间接效应占比21.95%，Gretotal的间接效应占比25.64%。综上所述，在“数字化转型-企业ESG履责”的机制分析中，数字化转型能通过技术创新产出和绿色创新产出间接影响企业ESG履责，假设H2得证。

2.信息披露质量

数字化转型、信息披露质量和企业ESG履责的回归结果，如表5所示：

表5第（1）列、第（3）列中数字化转型（DTD）的估计参数在1%水平上显著为正，表明数字化转型（DTD）对分析师关注（Analyst）和信息披露评级（Disclosure）的促进作用。第（2）、第（4）列中的估计参数均在1%水平显著为正，其中数字化转型（DTD）对应的估计参数分别为0.027和0.047，均小于表3中对应的估计参数0.051，提示存在间接机制。Bootstrap抽样检验（抽样1000次）显示中介变量Analyst和Disclosure的间接效应占比分别为16.67%和12.82%。上述结果可以证明数字化转型存在信息赋能机制，即通过提升信息披露质量渠道正向影响企业ESG履责，假设H3得证。

3.全要素生产率的影响

数字化转型通过全要素生产率影响企业ESG履责的间接效应检验结果，如表6所示：

表6第（1）列中数字化转型对全要素生产率的估计参数为0.114且在1%的水平显著，表明数字化转型对全要素生产率具有正向促进作用。第（2）列中数字化转型和全要素生产率的估计参数均为正且在1%水平保持了显著性。表6中数字化转型的估计参数小于表3中对应的估计参数，表明存在间接机制。Bootstrap抽样检验（抽样1000次）显示中介变量TFP的间接效应占比为28.37%。由上述分析可知，数字化转型不仅能直接促进企业ESG履责，而且能通过影响全要素生产率间接影响企业ESG履责，假设H4得证。

（四）稳健性检验

稳健性检验结果，如表7所示：

1.替换核心解释变量

为提升研究的有效性，借鉴沈隆等（2024）的研究方法^[30]，本研究选择使用上市公司年报管理层讨论与分析（MD&A）中数字化转型的相关词频加一的自然对数（DTD1）替代核心解释变量。回归结果如表7第（1）列所示。

2.替代核心被解释变量

为避免单个评级机构出现误判，本研究选择采用国际认可的彭博（Bloomberg）ESG评分（ESG1）替代核心被解释变量，重新进行模型（1）的回归，回归结果如表7第（2）列所示。

3.删除数字化行业的样本

为避免数字化行业上市公司年报中经营事项对数字化转型词频统计的干扰，本研究删除了与数字化转型紧密相关的行业。借鉴杨金玉等（2022）的方法^[31]，本研究选择删除计算机、通信和其他电子设备制造业（C39）、电信和卫星传输服务（I63）、互联网和相关服务（I64）及软件和信息技术服务业（I65）4个行业大类的上市公司样本，再次进行模型（1）的回归，回归结果依旧成立。回归结果如表7第（3）列所示。

4.仅以传统行业进行回归

由于传统行业具有历史悠久，成熟稳定，抗干扰能力强等特点，本研究选择传统行业进行稳健性检验。参照陈康等（2018）的做法^[32]，选择采矿业（B）、水生产和供应业（D）及剔除电子设备制造的制造业（C）3个行业门类作为传统行业，再次进行模型（1）的回归，回归结果依旧成立。回归结果如表7第（4）列所示。

（五）内生性检验

1.多期双重差分检验

借鉴吴非等（2021）的方法^[8]，本研究尝试构建多期双重差分模型以进一步克服内生性问题。设置模型（4）、模型（5）以检验数字化转型对企业ESG履责的影响效应：

ESG_i，t+1=α+φ₁treat×post+γ∑Controls_i，t+Year+Indus+μ_i，t （4）

ESG_i，t+1=α+φ₂post×treat×DID_i，t+γ∑Controls_i，t+Year+Indus+μ_i，t （5）

其中，变量treat和post分别为个体虚拟变量和时间虚拟变量。具体做法为将样本期间一直未实施数字化转型战略的企业分组对应的treat赋值为0，其余赋值为1；将样本首次实施数字化转型战略及以后年份对应样本的post赋值为1，其余赋值为0。此外，为使样本观测更为直观，本研究对样本进行了处理。删除了样本期间一直实施数字化转型战略的企业样本使政策变化前后形成更好的对照。同时，为使政策变化前后有足够的观测时间，本研究将实施数字化转型战略时间过短（≤2）的样本也进行了删除。

双重差分检验的回归结果，如表8所示：

表8第（1）列为模型（4）的回归结果，其中DID（即post×treat）的回归系数显著为正（系数为0.051，稳健标准误为0.019），表明企业在进行数字化转型后ESG履责有所提高。模型（5）的回归结果如第（2）列所示，DID×DTD的回归系数虽然有所下降，但仍在1%的统计水平显著为正（系数为0.032，稳健标准误为0.008），表示数字化转型强度越高的企业，其企业ESG履责的增进幅度越明显。

2.工具变量法

借鉴肖红军等（2021）、王海军等（2023）的做法^[33-34]，本研究使用同一城市、同一行业和同一年度的数字化转型均值作为工具变量IV。两阶段最小二乘法（2SLS）的回归结果，如表9所示：

其中工具变量（IV）和数字化转型（DTD）的系数在1%的统计水平上显著为正，表明不存在互为因果的情况。Kleibergen-Paaprk LM统计量通过了1%水平的显著性测试，表明不存在工具变量识别不足。Kleibergen-Paaprk Wald F统计量对应的值为1.1e＋05，远大于16.38，表明拒绝工具变量为弱工具变量。

（六）异质性检验

分组异质性检验结果，如表10所示：

1.企业规模

在考虑数字化转型对企业ESG履责影响的情景中，本研究首先考察企业规模对两者关系的影响。原因在于企业规模一定程度上是企业进行数字化转型和ESG治理的门槛，大企业具有资金、人员、技术和资源积累，能在较大程度上克服数字化转型对资源的依赖，同时在技术迭代的进程中跟紧时代大潮，真正将数字化技术嵌合到企业发展中。进一步地，大企业具有社会影响力大，社会关注性强的特点，一定程度上也使大企业更加注重外在形象和社会声誉，对企业ESG履责的改善和提升具有更强的动力。参考方先明等（2023）对企业规模界定的方法^[25]，本研究截取企业规模最小的30%和最大的30%，将其分别定义为小型企业和大型企业，再次进行模型（1）的估计，结果如表10第（1）列、第（2）列所示。大型企业数字化转型的显著性水平更高，同时估计参数值也更大（β＝0.081＞β＝0.039）。表明随着企业规模的上升，数字化转型对企业ESG履责的促进效应更强。

2.产权性质

根据有限资源理论，利益至上的企业所有者势必更加重视企业利润，而不愿意将企业资源投入环境、社会责任和公司治理等与企业利润提升无关的领域。由此本研究根据实际控制人的性质将样本分为国有企业和非国有企业，重新进行模型（1）的回归，检验结果如表10第（3）列、第（4）列所示。产权性质分组对应的数字化转型估计参数均在1%水平上显著，但国有企业数字化转型的估计参数值更大（β＝0.093＞β＝0.033），这表明相较于非国有企业，国有企业数字化转型促进企业ESG履责的动力更强。该情况在一些文献中得到了支持。方先明等（2023）认为，国有企业对维护社会稳定、缓解社会问题等方面具有更大的意愿和动机，这促使其提升企业ESG履责^[25]。总体来说，国有企业的发展属性并非利益至上，而是起着社会稳定调节剂的作用，所以进行数字化转型赋能企业经营发展时也会有更大的可能性提升企业ESG履责。

3.科技属性

针对科技属性行业差异对数字化转型与企业ESG履责关系的影响，本研究将样本分为高科技行业和非高科技行业。具体分组方式参考黎文靖等（2016）的做法^[35]，分组回归结果如表10第（5）列、第（6）列所示。其中分组回归的显著性水平一致，均通过了1%水平的显著性检验，同时高科技行业分组的数字化转型（DTD）估计参数值更大（β＝0.066＞β＝0.039），这表明相较于非高科技企业，高科技企业数字化转型对企业ESG履责的优化效果更强。

本研究认为，高科技企业由于其行业特性，其发展核心在于保持一定的科技创新水平，科技创新是其核心竞争力；而数字化转型是对当下引领时代潮流的数字科技的发展和运用，势必成为高科技企业的重点关注领域，也就导致其对于数字化转型的发展和运用居于较高水平，因此对企业ESG履责提升产生了较强的驱动力。

五、结论与建议

（一）结论

本研究选取2011—2021年我国上市公司有关数据，采用控制行业和年份双重固定效应建立模型的方法，研究了数字化转型对企业ESG履责的影响及关系，并对存在的间接影响路径及行业异质性等进行了进一步研究。

最终得出结论：

其一，经过全样本数据检验，数字化转型和企业ESG履责之间存在较为稳定的促进关系，数据结果经过稳健性检验后仍成立。

其二，数字化转型主要通过促进企业创新产出、提高信息披露质量和提升企业全要素生产率三条路径影响企业ESG履责水平。

其三，路径分析中，技术创新产出和绿色创新产出均呈现部分中介作用，且技术创新中介效应更强；其四，数字化转型对不同类型企业的ESG履责效果存在显著差异，对国有企业、非重污染企业和高科技企业促进作用更强。

（二）建议

基于上述结论，本研究提出以下两点建议。

第一，企业层面。企业应该把握市场发展的机遇，主动披露企业ESG信息，从而获取市场正向反馈，最终形成“企业治理-市场激励”的正向循环机制。大型企业、国有企业和高科技企业由于具有资本和技术优势，应更加积极地进行数字化转型实践，发挥其对企业发展的效益赋能、效率赋能等作用，助力企业高质量和可持续发展。

第二，政府层面。政府应发挥对宏观经济的调控作用，改善外部市场环境，积极引导企业进行数字化转型。政府应加快信息披露制度的构建和完善，通过政策引导和绿色信贷等方式鼓励企业进行ESG信息披露，推动企业提高信息披露质量。政府还要完善市场监管机制，对于采用选择性披露信息等行为误导投资者的企业依法进行追责。

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作者简介：苏洋，江苏科技大学经济与管理学院，硕士研究生，研究方向为公司治理；狄为，江苏科技大学经济与管理学院，教授，硕士生导师，研究方向为财务成本管理。

《经营与管理》2025年第10期