李端 郭佳軒 李海英

【摘要】提升全要素生產率是醫(yī)藥企業(yè)實現高質量發(fā)展的關鍵， ESG理念的興起為醫(yī)藥企業(yè)賦能提供了新的機遇。以2010 ～ 2020年我國220家A股上市醫(yī)藥企業(yè)為研究對象， 考察ESG表現與全要素生產率之間的關系， 并探討技術創(chuàng)新在二者之間發(fā)揮的調節(jié)作用。研究發(fā)現： ESG表現與全要素生產率之間并非呈簡單線性關系， 而是呈現倒U型關系， 該結論經過一系列穩(wěn)健性檢驗后仍然成立； 技術創(chuàng)新在二者之間發(fā)揮顯著的調節(jié)作用， 表現為使倒U型曲線更加平緩、 拐點右移， 且高水平技術創(chuàng)新的調節(jié)效應更強。進一步研究發(fā)現： 相較于環(huán)境責任維度E， 二者在社會責任維度S和公司治理維度G的倒U型關系更顯著； 二者在處于成長期和成熟期的醫(yī)藥企業(yè)中的倒U型關系更顯著、 敏感性更強。本研究擴展了企業(yè)ESG表現的經濟后果及其中的作用機理， 為如何提高醫(yī)藥企業(yè)全要素生產率、 優(yōu)化配置醫(yī)藥創(chuàng)新資源、 助力高質量發(fā)展提供了經驗證據。

【關鍵詞】ESG表現；可持續(xù)發(fā)展；高質量發(fā)展；全要素生產率；技術創(chuàng)新

【中圖分類號】 F270? ? ?【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2023）11-0143-8

一、 引言

2004年， 聯合國研究報告Who Cares Wins中首次提出ESG概念， 旨在呼吁和提倡在投資中融入環(huán)境責任、 社會責任、 公司治理結構和機制因素。與傳統重視財務績效、 經營效率等“果”類財務性指標不同， ESG意在考察企業(yè)污染與消耗、 氣候變化、 員工健康與安全、 產品責任、 公司治理、 商業(yè)道德等“因”類非財務性指標， 關注和倡導可持續(xù)性。近年來ESG理念在全球得到快速發(fā)展， 全球永續(xù)投資聯盟（GSIA）所發(fā)布的報告表明， 2018 ～ 2020年全球可持續(xù)投資增長了15%， 達到35.3萬億美元①。雖然國內ESG發(fā)展較晚， 但“可持續(xù)發(fā)展、 綠色低碳”作為ESG的核心理念， 與我國“碳達峰、 碳中和”的發(fā)展戰(zhàn)略高度契合?！吨袊鳨SG發(fā)展白皮書》（2021）顯示， 目前我國ESG發(fā)展步入快車道， 超過四分之一的A股上市公司發(fā)布了2020年度ESG/CSR報告， 而且據商道縱橫統計， 截至2021年7月， 港股上市公司的ESG信息披露率高達93.8%。

醫(yī)藥行業(yè)屬于知識密集型、 技術密集型、 信息密集型產業(yè)（康益敏等，2020）， 《2021年度藥品審評報告》顯示， 2021年國家藥品監(jiān)督管理局藥品審評中心共受理注冊申請11658件， 同比增長了13.79%， 值得關注的是， 其中包含受理創(chuàng)新藥注冊申請達1886件， 涵蓋998個品種， 同比增長了76.10%。由此可見， 醫(yī)藥企業(yè)具有巨大的創(chuàng)新發(fā)展?jié)摿驮鲩L動能， 然而在醫(yī)藥企業(yè)由高速增長轉為高質量發(fā)展的現階段， 由于其社會責任缺失導致的違法違規(guī)現象頻頻發(fā)生。據國家藥品監(jiān)督管理局公布， 僅2021年1 ～ 9月， 全國共查處藥品違法案件3.9萬件， 涉案金額高達5.8億元， 搗毀制假售假窩點32個， 責令停產停業(yè)179家， 移送司法機關268件。對于醫(yī)藥企業(yè)而言， 其承擔著保障人民生命健康安全的獨特使命， 產品的研發(fā)和設計、 生產和銷售環(huán)節(jié)與倫理道德、 環(huán)境保護、 法律法規(guī)等方面緊密相關， 換言之， 醫(yī)藥企業(yè)除關注自身經營績效外， 還需重點強調企業(yè)道德、 綠色生產、 環(huán)境問題， 以獲取持續(xù)的高質量發(fā)展動力。2021年12月， 《“十四五”國家藥品安全及促進高質量發(fā)展規(guī)劃》將“醫(yī)藥產業(yè)高質量發(fā)展取得明顯改善， 產業(yè)層次顯著提高， 藥品創(chuàng)新研發(fā)能力達到國際先進水平”作為我國2035年醫(yī)藥行業(yè)的遠景目標。在此背景下， 探究ESG表現對于醫(yī)藥企業(yè)的全要素生產率（TFP）有何種影響具有重要的現實意義。

黨的二十大報告指出， 高質量發(fā)展是全面建設社會主義現代化國家的首要任務。為貫徹《國務院關于進一步提高上市公司質量的意見》， 證監(jiān)會在2022年4月發(fā)布的《上市公司投資者關系管理工作指引》中提出在與投資者溝通內容中增加上市公司ESG信息， 旨在加快國內ESG信息披露與ESG投資的發(fā)展進程， 豐富投資者關系管理的內容和方式， 促使企業(yè)高質量發(fā)展。以往的研究證實了全要素生產率能夠很好地衡量企業(yè)的發(fā)展質量（宋敏等，2021）， 本研究亦以全要素生產率作為高質量發(fā)展的衡量指標。ESG作為整合三個維度的綜合測評指標體系， 雖然已有文獻對其進行了有益的探討， 但關于其與企業(yè)全要素生產率的研究卻并不充分， 如： 張小溪和馬宗明（2022）以“外部+內部”影響機制構造ESG“101”理論分析框架， 研究結果表明監(jiān)管層面通過規(guī)范企業(yè)ESG表現以供投資者進行多方向選擇， 投資者獲得超額收益為企業(yè)帶來進一步資金的流入， 從而形成良性循環(huán)以助力企業(yè)高質量發(fā)展； 盛明泉等（2022）以家族企業(yè)為背景探究ESG-TFP關系， 實證結果表明ESG表現能夠顯著促進其全要素生產率的提高。概言之， 當前對于ESG表現的研究方興未艾， 關于ESG-TFP的關系尚不明確， 考慮到技術創(chuàng)新是企業(yè)提升全要素生產率的重要途經（曹偉等，2022）， 但是技術創(chuàng)新在醫(yī)藥企業(yè)ESG披露中發(fā)揮何種作用， 是否會對ESG-TFP的關系產生影響， 現有研究尚未證實。

本文可能的邊際貢獻如下： （1）拓展了ESG表現的經濟后果研究。現有文獻主要從企業(yè)績效、 融資約束、 投資效率等角度考察企業(yè)ESG表現的線性經濟后果， 本文對ESG表現與全要素生產率之間是否存在非線性關系的問題進行探究， 拓展了相關研究。（2）發(fā)現了制造業(yè)不同細化行業(yè)下隱含的ESG表現的經濟后果異質性。以往文獻多以整個制造業(yè)作為研究對象， 鑒于醫(yī)藥企業(yè)存在妥善處理化學廢棄物、 污染物環(huán)保壓力大、 保證人民健康安全社會責任重、 公司道德負面事件治理難度高三重特點， 本文創(chuàng)新性地以醫(yī)藥企業(yè)為研究樣本， 考察其ESG-TFP蘊含的內在聯系。（3）為我國醫(yī)藥企業(yè)賦能增效拓展了新思路。本研究表明， 技術創(chuàng)新程度對于醫(yī)藥企業(yè)ESG-TFP間關系所發(fā)揮的調節(jié)作用不同， 進而豐富了ESG表現作用機理的研究， 為ESG-TFP相關研究提供了新的視角。

二、 理論分析與研究假設

（一） ESG表現與全要素生產率

從短期層面來看， 按照資源依賴理論和信號傳遞理論， 良好的ESG表現有助于全要素生產率的提升。一方面， 從單向資源獲取角度來看， 醫(yī)藥企業(yè)作為信息優(yōu)勢方， 其主動披露高質量ESG信息傳遞出對于自身公司治理水平、 積極承擔社會責任、 努力踐行可持續(xù)發(fā)展等方面的信心， 該信心釋放出利好信號， 調動投資者主動監(jiān)督管理層的積極性， 獲取投資者信任， 進而緩解雙方信息不對稱和自身融資約束， 從而提升企業(yè)盈利能力和企業(yè)績效（溫素彬和方苑，2008；張兆國等，2013；Liang和Renneboog，2017）， 最終賦能企業(yè)高質量發(fā)展， 促進企業(yè)全要素生產率的提升。另一方面， 從雙向資源循環(huán)角度來看， 只有通過與控制資源的其他主體建立溝通合作機制， 才能使醫(yī)藥企業(yè)提高獲取發(fā)展所需資源的可能性， 換言之， 醫(yī)藥企業(yè)的本質是各個利益相關者所締結的契約集合， 除股東資本投入外， 其他利益相關者的要素投入是企業(yè)得以為股東持續(xù)創(chuàng)造價值的動因（黃世忠，2021）。對于外部利益相關群體而言， ESG表現是醫(yī)藥企業(yè)向其傳遞內部信息的重要途徑， 高質量的ESG信息披露更容易引起外部利益相關群體的關注。良好的ESG表現賦予醫(yī)藥企業(yè)吸收資源的優(yōu)勢， 使其有機會與上下游企業(yè)進行資源數量與質量的交換匹配。醫(yī)藥企業(yè)通過突破要素流動壁壘， 實現資源聚集， 持續(xù)獲取異質性生產要素， 從而在市場競爭中取得優(yōu)勢地位， 通過共同打造合作共贏的供應鏈、 構建廣泛的外部資源網絡并形成優(yōu)勢互補與資源共享的體系， 將獲取的資源轉化為其持續(xù)經營的動能， 進而形成良性循環(huán)， 不斷促進資源要素加速流動， 為醫(yī)藥企業(yè)的發(fā)展持續(xù)提質增效， 提高企業(yè)的全要素生產率?；谝陨戏治觯?本文認為， 就短期而言ESG-TFP之間表現為“此起彼伏”的增進關系。

從長期層面來看， 基于聲譽機制和委托代理理論， 醫(yī)藥企業(yè)ESG表現對高質量發(fā)展產生抑制作用， 從而降低全要素生產率。一方面， 管理層機會主義使得管理層可能會利用企業(yè)對于社會責任的承擔進行自利性偽裝行為（權小鋒等，2015）， 通過貢獻公司資源以獲取更高的社會地位（Petrovits，2005）， 增加自身獲取個人職業(yè)聲譽的可能性， 不斷進行慈善捐贈、 扶貧、 環(huán)境保護等社會活動以樹立正面企業(yè)家形象， 甚至可能會以股東利益為代價， 放棄凈現值（NPV）大于0的投資項目， 忽視真正有前景的投資， 造成非效率投資增加， 從而不利于企業(yè)全要素生產率的提升（高杰英等，2021）。另一方面， 醫(yī)藥企業(yè)希望向利益相關者展示積極形象以獲得良好的聲譽（Gray和Balmer，1998）， 例如： 慈善事業(yè)可以提高公司在消費者中的知名度， 但是利益相關群體更可能會關注企業(yè)參與社會責任背后的真正動機（Fein， 1996）； 已有學者證實了慈善捐贈在更大程度上是對企業(yè)社會責任缺失的掩飾（高勇強等，2012）； Boehe和Barin Cruz（2010）將承擔社會責任定義為企業(yè)超越合規(guī)性并采取行動促進社會和環(huán)境事業(yè)的事件。此外， 過度追求企業(yè)ESG評分最大化會導致履行成本的大量投入， 使得企業(yè)重心偏離主營業(yè)務， 導致有限資源向非主營業(yè)務傾斜， 擠占真正有利可圖的項目， 雖然改善了企業(yè)的ESG表現， 但造成了非效率投資， 從而導致全要素生產率下降?；谝陨戏治觯?本文認為， 就長期而言ESG-TFP之間表現為“此起彼落”的抑制關系。

綜上， 本文認為， ESG表現的“此起彼伏”效應與“此起彼落”效應同時存在， 且由于ESG表現提升程度不同兩種效應的占優(yōu)結果也不同， 即ESG表現存在一個合理區(qū)間， 因此本文提出假設1：

H1： 醫(yī)藥企業(yè)的ESG表現與全要素生產率之間呈現倒U型關系。

（二）技術創(chuàng)新對ESG-TFP間關系的調節(jié)作用

醫(yī)藥企業(yè)的核心是創(chuàng)造價值， 持續(xù)創(chuàng)新是醫(yī)藥行業(yè)獲得高質量發(fā)展動力的生命之源。醫(yī)藥企業(yè)通過不斷研發(fā)設計新產品滿足消費者的需求， 維護企業(yè)ESG-TFP間關系， 技術創(chuàng)新作為企業(yè)創(chuàng)造價值的重要驅動因素， 會對二者關系產生重要影響。

本文認為技術創(chuàng)新的調節(jié)作用分為兩個方面： 一方面， 對于技術創(chuàng)新水平較低的醫(yī)藥企業(yè)而言， ESG表現在拐點之前的“此起彼伏”效應和拐點之后的“此起彼落”效應都更為明顯。由于自身技術創(chuàng)新水平低， 企業(yè)的競爭力會比較薄弱， 無法有效聚集資源和實現資源要素的順暢流動， 而ESG信息的披露能夠發(fā)揮出能動效應， 促使企業(yè)向外界傳達積極信號， 吸引外部資源流入， 從而促進企業(yè)全要素生產率的提升， 隨著ESG表現的不斷優(yōu)化， “此起彼落”的抑制效應凸顯， 企業(yè)全要素生產率進一步下降。另一方面， 對于技術創(chuàng)新水平較高的醫(yī)藥企業(yè)而言， ESG表現在拐點之前的“此起彼伏”效應和拐點之后的“此起彼落”效應都更為平緩。由于自身技術創(chuàng)新水平高， 相對而言企業(yè)能夠更加有效地突破資源壁壘、 實現聚集資源、 增強企業(yè)間資源要素流動， 在競爭中具有更明顯的優(yōu)勢， 短期內企業(yè)ESG表現的優(yōu)化具有一定的促進作用， 但是相對于技術創(chuàng)新水平低的企業(yè)促進作用有限， 隨著ESG表現的繼續(xù)優(yōu)化， 企業(yè)有能力弱化過度ESG表現產生的“此起彼落”效應?？赡艿脑蚴?， 管理層將較多精力放在研發(fā)創(chuàng)新所產生的聲譽獎勵高于依附企業(yè)社會責任承擔的自利行為所帶來的聲譽獎勵， 并且當醫(yī)藥企業(yè)的資源向技術創(chuàng)新傾斜時， 能夠削減企業(yè)內部的非效率投資成本， 因此高水平技術創(chuàng)新企業(yè)ESG-TFP的曲線關系更為平滑。

綜上， 本文認為醫(yī)藥技術創(chuàng)新能夠對ESG-TFP間關系產生調節(jié)作用?；谝陨戏治觯?本文提出假設2：

H2： 技術創(chuàng)新能顯著調節(jié)ESG-TFP之間的倒U型關系， 具體表現為曲線拐點右移且曲線更為平緩。

三、 研究設計

（一）數據來源

本文選擇2010 ～ 2020年②A股上市非ST醫(yī)藥制造業(yè)數據為初始樣本， 按照以下順序進行處理： （1）剔除ESG評分缺失的樣本。因我國對于A股上市企業(yè)ESG信息尚處于積極鼓勵披露階段， 為保證實證研究的客觀性與真實性， 故需剔除未進行ESG披露的樣本數據。（2）剔除只有一年數據的非連續(xù)樣本。（3）為消除極端值的影響， 對所有連續(xù)變量均在1%分位和99%分位進行了縮尾處理。（4）為克服可能存在的多重共線性問題， 對交互項均進行了中心化處理。最終， 得到220家醫(yī)藥上市企業(yè)共計1700個有效觀測值③。

本文的數據來源如下： ESG評分通過查閱和訊網手工整理獲得， 發(fā)明專利申請量數據來自于中國研究數據服務平臺（CNRDS）， 公司特征和公司治理層面數據均來自于國泰安數據庫（CSMAR）。

（二）變量定義

1. 被解釋變量： 全要素生產率（TFP）?，F有文獻廣泛采用的全要素生產率的測算方法主要包含最小二乘法（OLS法）、 固定效應法（FE法）、 廣義矩估計、 Olley-Pakes法（OP法）、 Levinsohn-Petrin法（LP法）， 其中， 最小二乘法中可能存在樣本選擇偏誤問題和同時性偏差問題從而導致產生偏誤， 固定效應法中大量數據會被舍棄， 造成信息覆蓋不全面， 廣義矩估計則需要包含足夠長的時間跨度。因此， 本文參考宋敏等（2021）的做法， 采用OP法對全要素生產率進行測算， 穩(wěn)健性檢驗部分采用LP法進行測算， 具體測算模型如下：

其中： Yit為營業(yè)收入； lnKit和AGEit為狀態(tài)變量；? lnKit為資本投入， 以固定資產凈值衡量； AGEit為企業(yè)年齡； lnLit為勞動投入， 以員工人數衡量； STATEit和EXit為控制變量， 其中STATEit為企業(yè)產權性質， EXit表示企業(yè)是否參與出口活動的虛擬變量； EXITit為企業(yè)退出變量； YEAR和PROV為自由變量， 分別代表年份和地區(qū)固定效應； εit是殘差項， 包含無法預測的隨機干擾因素。全要素生產率的數值越大， 說明企業(yè)發(fā)展質量越高。

2. 解釋變量： ESG表現（ESG）。國內外現有ESG評級體系主要包含和訊網ESG、 彭博指數、 華證指數、 商道融綠評級、 嘉實ESG等， 分別在涵蓋范圍、 評級方式、 披露規(guī)則方面均有較大差異?；跀祿V泛性、 實用性和可得性的考慮， 本文借鑒賈興平和劉益（2014）的研究， 采用和訊網公布的分數度量醫(yī)藥企業(yè)ESG表現， 該評分體系中除包含ESG總評分之外， 還分別公布了五個一級指標得分， 分別為股東責任， 員工責任， 供應商、 客戶和消費者權益責任， 環(huán)境責任和社會責任， 將前三項加和作為公司治理責任的概括并按照周方召等（2020）的做法將ESG整體評分及各個維度評分均除以100。該評分越高， 表明企業(yè)ESG表現越好。

3. 調節(jié)變量： 技術創(chuàng)新（TI）?，F有關于技術創(chuàng)新指標的度量方式主要包括兩類， 一類是以研發(fā)資金投入金額、 研發(fā)人員占比等指標衡量， 另一類是以專利申請量、 新產品的銷售量及銷售金額等指標衡量（段軍山和莊旭東，2021）。綜合本文假設， 考慮技術創(chuàng)新是醫(yī)藥企業(yè)資源投入的最終體現， 以發(fā)明專利申請量對其進行度量。我國的專利分為發(fā)明專利、 實用新型專利和外觀設計專利三類， 專利申請量較授權量更為可靠、 及時， 能夠真實準確地反映企業(yè)創(chuàng)新水平（黎文靖和鄭曼妮，2016）， 且發(fā)明專利申請量較其他兩類專利申請量更能表明醫(yī)藥企業(yè)開展以充分追求技術進步和增強競爭實力為目標的創(chuàng)新行為， 代表高水平技術創(chuàng)新。因此， 借鑒黎文靖和鄭曼妮（2016）、 李雪松等（2022）的研究， 以發(fā)明專利申請量加1的自然對數衡量技術創(chuàng)新， 并參考潘越等（2017）的做法， 將發(fā)明專利數據缺失的樣本賦值為0。

4. 控制變量。為控制企業(yè)全要素生產率受不同因素的影響， 本文借鑒黃勃等（2022）的做法， 從公司特征和公司治理兩個層面進行控制。具體而言， 公司特征層面的變量包括總資產周轉率（TTA）、 資產負債率（LEV）、 企業(yè)規(guī)模（SIZE） 、 企業(yè)價值（Q）、 企業(yè)年齡（AGE）； 公司治理層面的變量包括兩職兼任（DUAL）、 第一大股東持股比例（FIRST）、 獨董比例（DS）、 董事規(guī)模（DR）、 大股東資金占用（OCCUPY）等。此外， 還控制了個體和年份固定效應。

上述變量定義見表1。

（三）模型設計

為證實本文所提假設， 模型構建過程如下： 首先， 以醫(yī)藥企業(yè)全要素生產率作為被解釋變量， 企業(yè)ESG表現及其平方作為解釋變量， 構建非線性曲線模型（1）； 其次， 將技術創(chuàng)新作為調節(jié)變量納入模型， 構建非線性曲線模型（2）（方杰等，2015）。

其中： TFP值越高表明企業(yè)全要素生產率越高； ESG代表企業(yè)基于環(huán)境責任、 公司治理責任、 社會責任所得的綜合評分， 分數越高， 評級越高， 表明企業(yè)ESG表現越好； TI代表企業(yè)的技術創(chuàng)新水平。如果ESG-TFP間呈現倒U型關系， α2應顯著小于0。Controls代表個體和年份以外的控制變量。

四、 實證結果與分析

（一）描述性統計

表2報告了本文主要變量的描述性統計結果， 可以得出： 被解釋變量全要素生產率的中位數為7.9553， 均值為7.9733， 與現有文獻研究結果類似； 解釋變量ESG表現的最小值為-0.0320， 最大值為0.7529， 企業(yè)ESG表現存在明顯差異， 且均值僅為0.2667， 說明醫(yī)藥企業(yè)ESG表現整體水平不高。企業(yè)技術創(chuàng)新的均值略低于中位數， 表明技術創(chuàng)新水平大多處于中位數以下。

（二）ESG-TFP基準回歸結果分析

表3第（1）～（2）列報告了ESG表現與醫(yī)藥企業(yè)全要素生產率的回歸結果， 各列均控制了個體和年份固定效應， 并且隨著控制變量的加入， 調整R2由0.394增長至0.549， 說明模型的解釋力增強。第（2）列結果顯示， ESG的系數顯著為正（α1=1.333， P<0.01）， ESG2的系數顯著為負（α2=-1.173， P<0.01）， 說明ESG表現與醫(yī)藥企業(yè)TFP之間為倒U型關系， 假設1初步得到證實， 但由此得出非線性關系的結論理由并不充分。在Lind和Mehlum（2010）提出的證實U型關系存在需滿足的三個必要條件中， 除二次項系數需顯著為負外還需滿足另外兩個要求： 其一， 當自變量取最小值時曲線斜率顯著為正， 取最大值時曲線斜率顯著為負； 其二， 拐點處于自變量取值范圍之內。由于本文關注ESG對于TFP的影響， 故將模型（1）簡化為：

當ESG取最小值時， 曲線斜率為1.4081>0； 當ESG取最大值時， 曲線斜率-0.4333<0。拐點為0.5682（令斜率公式為零， 求解ESG值即為拐點）， 位于（ESGmin=-0.0320， ESGmax=0.7529）范圍內， 滿足其余兩個條件， ESG-TFP間非線性的倒U型關系成立， 假設1得到證實。即在拐點之前， 隨著ESG表現不斷向好、 資源聚集， 醫(yī)藥企業(yè)TFP逐漸提升， 呈現出“此起彼伏”的增進效應； 達到拐點之后， 由于過于關注ESG表現， 致使資源涌向企業(yè)非主營業(yè)務， 造成非效率資源投資， TFP反而有所下降， 呈現出“此起彼落”的抑制效應， 即ESG表現處于過低或過高水平均不利于全要素生產率的提升。目前我國醫(yī)藥行業(yè)ESG表現的均值0.2495仍在拐點之前， 處于對全要素生產率增進階段。

（三）技術創(chuàng)新對ESG-TFP關系的調節(jié)效應檢驗

在表3第（3）列中加入ESG×TI和ESG2×TI后， 調整R2由0.549增長至0.555， 說明模型得到進一步優(yōu)化， 因此考慮調節(jié)變量及其與解釋變量的交互項是有必要的， 并且解釋變量一次項系數顯著為正， 二次項系數顯著為負， 再次證實假設1成立。ESG×TI的系數顯著為負（α4=-0.470，P<0.01）， ESG2×TI的系數顯著為正（α5=0.719，P<0.01）， 初步證實了技術創(chuàng)新TI對ESG-TFP倒U型關系具有顯著的調節(jié)作用， 即技術創(chuàng)新TI緩和了ESG-TFP間的非線性關系。

為進一步證實上述調節(jié)效應的存在， 還需要證明拐點位置及曲線形態(tài)是否發(fā)生變化， 本文從調節(jié)變量對拐點位置的影響及曲線形態(tài)是否發(fā)生變化兩個方面進行深入分析。

首先， 考慮調節(jié)變量TI對拐點位置的影響。由于本文關注TI對ESG-TFP曲線的影響， 因此將模型（2）簡化表示為式（5）， 對其求一階導數可得式（6）， 當式（6）為0時， ESG取值即為曲線拐點， 見式（7）。為了說明調節(jié)變量TI對拐點的影響， 對TI繼續(xù)求偏導（Haans等，2016）， 得式（8）， 由于分母恒為正數， 拐點的移動方向取決于分子的正負， 由第（3）列系數計算得出（α1α5-α2α4）>0， 因此TI導致ESG-TFP曲線拐點向右移動。為具體測算拐點移動的大小， 本文借鑒朱丹和周守華（2018）的做法， 分別將調節(jié)變量TI的25%分位數及75%分位數取值代入式（7）求解ESG值。當取25%分位數即TI=1.0986時， ESG為0.4530； 當取75%分位數即TI=2.8904時， ESG為0.6830。這說明當技術創(chuàng)新處于高水平時， ESG-TFP曲線拐點向右移動了0.2300。

其次， 考慮調節(jié)變量TI對ESG-TFP曲線形態(tài)的影響。模型（2）是以ESG為自變量、 TFP為因變量的二次函數， 曲線形態(tài)是由二次函數頂點曲率K的正負性及大小決定的。對于倒U型曲線， 在滿足K<0的前提下， K越小表明二次曲線越陡峭； 相反， K越大則表明二次曲線越平緩。為了說明調節(jié)變量TI對曲線形態(tài)的影響， 對式（9）中TI求偏導， 得式（10）， 若α5為正， 表明TI越大K越大， 技術創(chuàng)新的調節(jié)作用使曲線越平緩； 若α5為負， 表明TI越大K越小， 技術創(chuàng)新的調節(jié)作用使曲線越陡峭。第（3）列系數α5（α5=0.719，P<0.01）顯著為正， 說明調節(jié)變量TI使ESG-TFP曲線變得平緩。為測算出具體K值的大小， 將式（5）求二階導數得出式（9）， 即為頂點曲率K， 將調節(jié)變量TI的25%分位數及75%分位數取值代入式（9）求解K值。當取25%分位數即TI=1.0986時， K為-3.9902； 當取75%分位數即TI=2.8904時， K為-1.4136。這說明當技術創(chuàng)新處于高水平時， ESG-TFP曲線頂點曲率變大， 二次曲線更為平緩。

五、 內生性及穩(wěn)健性檢驗

（一）內生性檢驗

擁有較高全要素生產率的企業(yè)往往更加注重環(huán)保、 慈善捐贈等企業(yè)活動， 其不僅內部治理水平高， 而且更加注重綠色生產、 低碳可持續(xù)的經營戰(zhàn)略，ESG表現往往也更好， 即本文可能存在一定的反向因果問題。為緩解醫(yī)藥企業(yè)ESG-TPP之間的內生性問題， 本文參考高杰英等（2021）、 權小鋒和肖紅軍（2016）的做法， 以每一企業(yè)注冊地所在省份所有其他上市醫(yī)藥企業(yè)的ESG評級分數的均值作為工具變量IV， 使用兩階段最小二乘法進行回歸分析。同一省份其他醫(yī)藥企業(yè)ESG表現與該企業(yè)的全要素生產率不存在直接相關關系， 但每家上市醫(yī)藥企業(yè)的ESG表現會受到同一省份同行業(yè)其他企業(yè)的影響， 該工具變量滿足外生性和相關性要求。由第一階段回歸分析結果可知， 工具變量IV的一次項和二次項系數均在1%的水平上顯著為正， 說明同一省份其他醫(yī)藥企業(yè)的ESG表現越好， 該企業(yè)的ESG表現也越好， 相關性假定成立。由第二階段回歸分析結果可知， 解釋變量的一次項系數與二次項系數分別在1%和10%的水平上顯著， 且系數正負性與基準回歸結果一致， 證明本文ESG-TFP間呈倒U型關系的結論在控制內生性問題后依然成立。另外， Cragg-Donald Wald F值大于10%水平下的臨界值且Kleibergen-Paap rk LM值顯著拒絕“工具變量識別不足”假設， 表明不存在弱工具變量和工具變量識別不足的問題。

（二）穩(wěn)健性檢驗

為進一步加強本文結論的穩(wěn)健性， 采用以下方式進行穩(wěn)健性檢驗： 首先， 替換ESG衡量指標。采用華證ESG評級指標重新衡量醫(yī)藥企業(yè)ESG表現， 按照其采用的AAA～C九個等級的分級標準， 從高到低依次賦值為9～1并重新進行回歸。其次， 替換TFP衡量指標。采用LP方法重新衡量全要素生產率。最后， 基于分位數回歸進行穩(wěn)健性檢驗。分別以全要素生產率10百分位、 25百分位、 50百分位、 75百分位和90百分位進行分位數回歸。上述三種穩(wěn)健性檢驗的回歸結果顯示， 解釋變量ESG和ESG2的系數顯著性與正負性均驗證了ESG-TFP間的倒U型關系， 證實本文結論穩(wěn)健。

由于篇幅限制， 上述檢驗結果均未列出。

六、 拓展性分析

（一）維度異質性

為厘清究竟哪個子維度對醫(yī)藥企業(yè)全要素生產率發(fā)揮實質性提質增效作用， 本文利用三個子維度指標分別對被解釋變量TFP進行回歸分析， 回歸結果如表5所示。第（1）列結果顯示， 環(huán)境維度的一次項系數E與二次項系數E2均不顯著， 說明E-TFP之間不存在非線性關系。而第（2）、 （3）列結果顯示， 社會責任維度的一次項系數S和二次項系數S2、 公司治理維度的一次項系數G和二次項系數G2均在1%的水平上顯著， 且一次項系數均為正， 二次項系數均為負， 說明不同子維度ESG表現對TFP的影響呈現異質性， S-TFP、 G-TFP間的倒U型關系均成立?？梢?， 相對于承擔環(huán)境保護方面的責任， 維護醫(yī)藥產品質量與安全， 注重客戶、 供應商和消費者權益保護， 積極承擔社會責任是醫(yī)藥企業(yè)持續(xù)發(fā)展的著力點， 優(yōu)化公司治理結構， 遵循商業(yè)道德規(guī)范， 強化管理層獨立性、 多樣性與審計獨立性等是醫(yī)藥企業(yè)穩(wěn)定發(fā)展的關鍵。換言之， 對于醫(yī)藥企業(yè)而言， 高水平的社會責任承擔和公司治理結構構建能夠對醫(yī)藥企業(yè)全要素生產率發(fā)揮更加積極的作用。

（二）生命周期異質性

基于生命周期理論， 企業(yè)生命軌跡的各個不同階段具有截然不同的特征（王鳳榮和高飛，2012）， 那么企業(yè)在不同生命周期階段下ESG表現與全要素生產率的關系如何， 是否具有顯著性差異？本文參考董曉芳和袁燕（2014）、 李賁和吳利華（2018）的做法， 按照企業(yè)年齡變量AGE的三分位數生成變量age， 并依次賦值1 ～ 3， 分別代表初創(chuàng)期、 成長期、 成熟期三個不同的生命周期， 分別對模型（1）進行回歸， 結果如表6所示。第（1）列解釋變量的一次項系數ESG和二次項系數ESG2雖然正負性符合倒U型關系邏輯但均未通過顯著性檢驗， 第（2）、 （3）列ESG和ESG2均在1%的水平上通過了顯著性檢驗， 且一次項系數為正、 二次項系數為負， ESG-TFP間倒U型關系成立。結果表明： 醫(yī)藥企業(yè)處于不同生命周期階段的ESG表現對TFP的影響呈現異質性， 可能的原因是： 處于初創(chuàng)期的企業(yè)深受資源約束困擾， 尚未形成穩(wěn)定的經營模式， 在競爭中沒有處于優(yōu)勢地位， 內部治理結構尚不完善， 并且沒有能力承擔較高水平的社會責任， 因此ESG表現難以與TFP產生聯動作用； 成長期醫(yī)藥企業(yè)處于快速擴張階段， 其積極承擔社會責任以期吸引外部利益相關群體的關注， 有能力將獲取的資源轉化為持續(xù)經營的動能， 不斷促進資源要素加速流動形成良性循環(huán)， 并且隨著企業(yè)規(guī)模的不斷拓展逐漸建立起內部結構規(guī)范機制（梁上坤等，2019）； 進入成熟期的醫(yī)藥企業(yè)其盈利模式和持續(xù)綠色發(fā)展理念已較為成熟， 能夠有效突破資源壁壘， 實現聚集資源， 在競爭中具有明顯優(yōu)勢， 并且內部治理結構趨于完善， 更加注重社會責任的承擔。因此相較于初創(chuàng)期， 處于成長期和成熟期醫(yī)藥企業(yè)的ESG表現更加明顯， 更能發(fā)揮促進全要素生產率提升的作用。

七、 結論與啟示

本文基于信號傳遞理論、 資源依賴理論及委托代理理論， 以2010 ～ 2020年220家A股上市醫(yī)藥企業(yè)為研究對象， 考察了醫(yī)藥企業(yè)ESG表現與全要素生產率之間的關系， 并探討了技術創(chuàng)新在二者之間發(fā)揮的調節(jié)作用， 本文主要結論如下： （1）ESG表現與醫(yī)藥企業(yè)全要素生產率之間并非簡單線性關系， 而是呈現倒U型關系， 即若ESG表現處于合理區(qū)間內， ESG-TFP間表現為正相關關系， 若超出合理區(qū)間， ESG-TFP間表現為負相關關系。（2）技術創(chuàng)新對ESG-TFP關系發(fā)揮顯著的調節(jié)作用， 合理區(qū)間范圍內ESG表現對全要素生產率的正向促進作用降低， 合理區(qū)間范圍外ESG表現對全要素生產率的負向抑制作用減緩， 整體表現為使倒U型曲線更加平緩， 且與低水平技術創(chuàng)新相比， 高水平技術創(chuàng)新的調節(jié)作用更強。（3）進一步研究發(fā)現， 相較于E維度指標， S維度和G維度指標的倒U型關系更顯著， 即高水平的社會責任承擔和公司治理結構構建能夠對醫(yī)藥企業(yè)全要素生產率發(fā)揮更加積極的作用； 處于成長期和成熟期的醫(yī)藥企業(yè)能夠廣泛吸納利益相關群體的資源， 建立健全企業(yè)內部治理結構規(guī)范機制， 更為注重社會責任承擔， 踐行綠色生產理念， 因此， ESG表現的積極作用更加明顯， 更能發(fā)揮促進全要素生產率提升的作用， 上述倒U型關系更加顯著。

基于以上結論， 本文的啟示如下： （1）把握好ESG-TFP的曲線效應。在初期階段， 應充分發(fā)揮ESG表現的“信號傳遞”作用， 通過踐行低碳環(huán)保與綠色生產理念、 積極承擔社會責任、 優(yōu)化公司治理結構， 發(fā)揮ESG信息對于醫(yī)藥企業(yè)全要素生產率的促進效應。隨著ESG表現的不斷提升， 管理層機會主義行為和非效率成本投入可能會削弱醫(yī)藥企業(yè)全要素生產率。因此， 企業(yè)在不斷優(yōu)化ESG表現時應深刻認識到其兩面性， 采取適度化原則。（2）發(fā)揮技術創(chuàng)新的雙重調節(jié)作用， 高水平的技術創(chuàng)新能夠增進ESG表現對企業(yè)全要素生產率的促進作用并控制過度ESG表現產生的抑制作用， 醫(yī)藥企業(yè)應不斷推動企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新， 優(yōu)化配置醫(yī)藥創(chuàng)新資源， 將技術創(chuàng)新與ESG可持續(xù)發(fā)展理念統籌內化上升至醫(yī)藥企業(yè)戰(zhàn)略層面。（3）把握不同維度指標及企業(yè)所處生命周期階段的差異性。一是在承擔環(huán)保責任的基礎上強調社會責任承擔與公司治理水平的重要性， 二是把控企業(yè)在不同生命周期階段ESG-TFP關系異質性， 在成長期和成熟期主動發(fā)揮ESG表現的能動作用， 提高醫(yī)藥企業(yè)全要素生產率， 共同助力醫(yī)藥企業(yè)高質量發(fā)展。

【 注 釋 】

1資料來源：《GSIR2020》，http：//www.gsi-alliance.org/wp-content/uploads/2021/08/GSIR-20201.pdf。

2由于和訊網自2010年開始發(fā)布上市公司ESG評分且2021年數據缺失嚴重，故以2010年為研究起始年份，2020年為研究終止年份。

3原始樣本觀測值為1917個，剔除ESG披露缺失的樣本181個，剔除僅包含一年數據的非連續(xù)樣本36個，最終得到1700個樣本觀測值。

【 主 要 參 考 文 獻 】

曹偉，馮穎姣，余晨陽，萬諜．人民幣匯率變動、企業(yè)創(chuàng)新與制造業(yè)全要素生產率［ J］．經濟研究，2022（3）：65 ～ 82．

董曉芳，袁燕．企業(yè)創(chuàng)新、生命周期與聚集經濟［ J］．經濟學（季刊），2014（2）：767 ～ 792．

段軍山，莊旭東．金融投資行為與企業(yè)技術創(chuàng)新——動機分析與經驗證據［ J］．中國工業(yè)經濟，2021（1）：155 ～ 173．

方杰，溫忠麟，梁東梅，李霓霓．基于多元回歸的調節(jié)效應分析［ J］．心理科學，2015（3）：715 ～ 720．

高杰英，褚冬曉，廉永輝，鄭君．ESG表現能改善企業(yè)投資效率嗎？［ J］．證券市場導報，2021（11）：24 ～ 34+72．

高勇強，陳亞靜，張云均．“紅領巾”還是“綠領巾”：民營企業(yè)慈善捐贈動機研究［ J］．管理世界，2012（8）：106 ～ 114+146．

黃勃，李海彤，江萍，雷敬華．戰(zhàn)略聯盟、要素流動與企業(yè)全要素生產率提升［ J］．管理世界，2022（10）：195 ～ 212．

黃世忠．支撐ESG的三大理論支柱［ J］．財會月刊，2021（19）：3 ～ 10．

賈興平，劉益．外部環(huán)境、內部資源與企業(yè)社會責任［ J］．南開管理評論，2014（6）：13 ～ 18+52．

黎文靖，鄭曼妮．實質性創(chuàng)新還是策略性創(chuàng)新？——宏觀產業(yè)政策對微觀企業(yè)創(chuàng)新的影響［ J］．經濟研究，2016（4）：60 ～ 73．

李賁，吳利華．開發(fā)區(qū)設立與企業(yè)成長：異質性與機制研究［ J］．中國工業(yè)經濟，2018（4）：79 ～ 97．

李雪松，黨琳，趙宸宇．數字化轉型、融入全球創(chuàng)新網絡與創(chuàng)新績效［ J］．中國工業(yè)經濟，2022（10）：43 ～ 61．

梁上坤，張宇，王彥超．內部薪酬差距與公司價值——基于生命周期理論的新探索［ J］．金融研究，2019（4）：188 ～ 206．

潘越，肖金利，戴亦一．文化多樣性與企業(yè)創(chuàng)新：基于方言視角的研究［ J］．金融研究，2017（10）：146 ～ 161．

權小鋒，吳世農，尹洪英．企業(yè)社會責任與股價崩盤風險：“價值利器”或“自利工具”？［ J］．經濟研究，2015（11）：49 ～ 64．

權小鋒，肖紅軍．社會責任披露對股價崩盤風險的影響研究：基于會計穩(wěn)健性的中介機理［ J］．中國軟科學，2016（6）：80 ～ 97．

盛明泉等．ESG與家族企業(yè)全要素生產率［ J］．財務研究，2022（2）：58 ～ 67．

宋敏，周鵬，司海濤．金融科技與企業(yè)全要素生產率——“賦能”和信貸配給的視角［ J］．中國工業(yè)經濟，2021（4）：138 ～ 155．

王鳳榮，高飛．政府干預、企業(yè)生命周期與并購績效——基于我國地方國有上市公司的經驗數據［ J］．金融研究，2012（12）：137 ～ 150．

溫素彬，方苑．企業(yè)社會責任與財務績效關系的實證研究——利益相關者視角的面板數據分析［ J］．中國工業(yè)經濟，2008（10）：150 ～ 160．

張兆國，靳小翠，李庚秦．企業(yè)社會責任與財務績效之間交互跨期影響實證研究［ J］．會計研究，2013（8）：32 ～ 39+96．

周方召，潘婉穎，付輝．上市公司ESG責任表現與機構投資者持股偏好——來自中國A股上市公司的經驗證據［ J］．科學決策，2020（11）：15 ～ 41．

Boehe D. M.， L. Barin Cruz. Corporate social responsibility， product differen-tiation strategy and export performance［ J］． Journal of Business Ethics，2010（2）：325 ～ 346．

Fein S.. Effects of suspicion on attributional thinking and the correspondence bias［ J］． Journal of Personality and Social Psychology，1996（6）：1164 ～ 1184．

Gray E. R.， J. M. Balmer. Managing corporate image and corporate reputation［ J］． Journal of Marketing Management，1998（5）：695 ～ 702．

Haans R. F.， C. Pieters， Z. He. Thinking about U： Theorizing and testing U-and inverted U-Shaped relationships in strategy research［ J］． Strategic Mana-gement Journal，2016（7）：1177 ～ 1195．

Liang H.， L. Renneboog. On the foundations of corporate social responsibility［ J］． The Journal of Finance，2017（2）：853 ～ 910．

Lind J. T.， H. Mehlum. With or without U？ The appropriate test for a U-Shaped relationship［ J］． Oxford Bulletin of Economics and Statistics，2010（1）：109 ～ 118．