張司鍇 王晶

摘要：文章利用金融機構、商業(yè)銀行2017-2022年財報數(shù)據(jù)，在控制內(nèi)生性、分離異質(zhì)性變量的前提下，從理論和實證兩方面考察ESG理念對普惠金融行業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用。以此得出結論，ESG理念對普惠金融行業(yè)全要素生產(chǎn)率具有促進作用，并集中體現(xiàn)于社會責任板塊。同時，全要素生產(chǎn)率提升可以反作用于ESG報告要求，使其規(guī)范性不斷完善。根據(jù)該結論可以為進一步擴大普惠金融行業(yè)規(guī)模，推動全要素生產(chǎn)提升提供政策性建議。

關鍵詞：ESG理念；普惠金融；全要素生產(chǎn)率

一、引言

本文以金融機構及商業(yè)銀行實際放貸回款數(shù)據(jù)為樣本，實證研究ESG理念對普惠金融行業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。本文可能的創(chuàng)新之處在于：首先，通過回歸方程分析，定量描述ESG三大導向?qū)θ厣a(chǎn)率的影響；其次，通過ESG評級報告要求，分析其在普惠金融行業(yè)領域的中介效應；最后，結合未來金融機構對小微企業(yè)的貸款預算，逆推ESG評級報告更新趨勢，并進行異質(zhì)性分析，將ESG理念在普惠金融行業(yè)領域廣泛應用，提供政策變更思路。

二、文獻綜述與機制分析

從普惠金融的行業(yè)分析來看，ESG報告要求將會在金融行業(yè)全要素生產(chǎn)率量化標準的變革中，起到?jīng)Q定性的作用。（楊豐來等，2017）ESG鼓勵綠色金融的發(fā)展，契合社會主義核心價值觀中對于生態(tài)環(huán)境建設的社會責任。根據(jù)國家數(shù)據(jù)統(tǒng)計局統(tǒng)計結果，綠色交通，新能源的行業(yè)，受到國家政策支持，其資本規(guī)模增長幅度已經(jīng)高達3.17%（環(huán)保型企業(yè)平均增幅），且實行綠色環(huán)保項目的小微企業(yè)可持續(xù)性強，金融機構放貸回款效率相對更高（施平，2010），使得金融機構的資本效能（AE-ROA）得到提升，進而提升全要素生產(chǎn)率。

疫情過后，金融生態(tài)環(huán)境轉(zhuǎn)好，投資機會增加。ESG報告鼓勵金融機構向小微企業(yè)發(fā)放貸款，優(yōu)化資源配置，體現(xiàn)社會責任。根據(jù)九大行工作報告，雖然壞賬比例有小幅度增加，但是金融機構（包括商業(yè)銀行）存儲資金規(guī)模和普惠放款規(guī)模越大，市場整體透支風險將會降低，可以對金融機構產(chǎn)生反作用，使得金融機構總融資成本下降（“規(guī)模上升，Ke降低”），依此帶來的收益遠大于（“ROA降低”）所帶來的違約損失（唐松，2020）。

同時，根據(jù)ESG理念，扶持小微企業(yè)也會帶來正向的企業(yè)形象影響，吸引更多的儲戶進行儲蓄，也吸引更多的小微企業(yè)進行貸款，提高金融機構整體的可持續(xù)經(jīng)營能力。根據(jù)資本平衡理論（Hsieh和Klenow，2003），資金供給側需求側渠道多樣化可以增強金融生態(tài)的穩(wěn)定性。具有更強的流動性，提升金融機構營運資本量（“WC”增加），現(xiàn)金流充裕，減少了小微企業(yè)短期透支的需求（韓可欣等，2022），從而提高全要素生產(chǎn)率。

另外，金融機構實行金融業(yè)務數(shù)字化管理，將大數(shù)據(jù)、云計算等融到金融服務之中，大大降低了信貸風險評估過程中的不確定性，特別是金融機構與小微企業(yè)所在市場存在的信息不對稱現(xiàn)象，有效緩解中小企業(yè)存在的融資約束，幫助金融機構識別小微企業(yè)的市場潛力（郝曉雁，2018）。并且定期的征繳與函證也可直接降低交易成本，提高資金回款效率。違約風險減少（“ROA增加”）①進而提高普惠金融行業(yè)整體的全要素生產(chǎn)率。

三、模型設定與變量說明

（一）模型設定

1. 基準模型設定

本文主要研究ESG理念對普惠行業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，設定如下的基準回歸模型，采用的是當前行業(yè)內(nèi)普遍的全要素生產(chǎn)率OP/LP核算方法：

TFP=α+β1TC+β2SC+β3AE+γcontrol +Vi+θ（1）

lnTFP=β0+βTCln（Protech）*∑■■■+βsc*Ke*ln（labor）/Vi+βAEln■（2）

其中，TC（technology control）表示金融科技水平，SC（scale control）表示規(guī)模因素，AE（asset efficiency）表示資本效能。α為常數(shù)項，β為自變量回歸系數(shù)，γ表示控制變量系數(shù)，Vi表示企業(yè)間差異（異質(zhì)性分析），θ表示干擾項隨機誤差系數(shù)。

（二）模型變量構建與定義

1. 被解釋變量：全要素生產(chǎn)率（TFP）

本文采用劉莉亞等（2018）的研究成果，利用OP/LP法則對全要素生產(chǎn)率進行量化計算。依照相關性原則，OP值用于穩(wěn)健性檢驗，LP值用于數(shù)理統(tǒng)計估計值測算，用以衡量普惠金融行業(yè)機構單體及行業(yè)平均全要素生產(chǎn)率，并佐證第二部分中的分析機制。

2. 解釋變量：全要素模型自變量

TC主要與金融機構在普惠金融科技轉(zhuǎn)型中進行的研發(fā)有關。本文采用變量“項目科技水平百分比變動”（pro-Tech），即新興金融科技融合型放款業(yè)務占普惠金融總業(yè)務量金額的百分比；以及“科技研發(fā)投入占比變動”（R&D%），即金融機構的科技研發(fā)費用占總體費用的百分比進行衡量。

SC主要與企業(yè)規(guī)模、勞動力有關，本文采用變量“Ke”“l(fā)abor”進行衡量。“Ke”變量表示金融機構本身的融資成本，“l(fā)abor”則表示金融機構總從業(yè)人員數(shù)量在取對數(shù)值后進行規(guī)模計算。但同時由于存在地區(qū)及機構異質(zhì)性，SC變量本身也會受到Nature/GDPIndex等因素的制約。

AE主要有資本總量、投資回報率、營運資本量。本文采用變量“C（capital）”“ROA（return on asset）”“WC（working capital）”進行衡量。且值得注意的是，由于各個地區(qū)之間存在ESG評級報告要求的差異，ESG報告本身就存在報告成本及合理保證審計成本（ESGIndex），該理念在實踐過程中，也會直接影響金融機構的資本效能。

3. 控制變量

對于全要素生產(chǎn)率的研究主要為以下兩大方向：一是基于宏觀政策（例如ESG硬性報告要求）調(diào)控的全要素影響。二是基于金融市場導向的全要素影響（殷晶晶等，2023）。并且，考慮數(shù)據(jù)可得性后，本文擬將以下變量作為控制變量。Nature Index當企業(yè)為民營私有時取1，國有商行取0，混合所有制改革型企業(yè)取0.5；GDP Index當企業(yè)商行注冊地在東部地區(qū)（含中部）取1，否則取0；ESG Index當企業(yè)有明確量化的報告指標且出具合理保證ESG報告取1，否則取0。

本文實證分析所用數(shù)據(jù)來源于金融機構、九大商業(yè)銀行報告，部分企業(yè)ESG報告、《中國城市統(tǒng)計年鑒》《北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù)（2020）》、國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)等。各變量描述性統(tǒng)計結果如表1所示。

四、實證結果分析

（一）基準回歸結果

本文根據(jù)模型（1）、（2）式建立回歸方程，表2報告了ESG理念實行后各因變量“變動幅度年限平均值”對金融機構全要素生產(chǎn)率的影響結果。其中回歸數(shù)據(jù)控制了地區(qū)和年GDP固定效應。從表2中可知，TC的估計系數(shù)在1%顯著水平下為0.194，ESG在技術革新上的要求，對金融機構及商行的全要素生產(chǎn)率起到促進作用。同時，SC與AE對于全要素生產(chǎn)率也有顯著影響，系數(shù)分別為0.233和0.049，在1%水平上顯著為正。企業(yè)根據(jù)ESG報告要求三大導向，制定的相關措施，均對其本身全要素生產(chǎn)率具有積極效益。并且進一步強化金融服務的便捷性、合規(guī)性，降低交易成本，對小微企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展具有重要戰(zhàn)略意義。

從控制變量的角度分析，Pro-tech、Ke、R&D等回歸系數(shù)，均在1%、5%水平上顯示為正。表明業(yè)務科技化水平越高，機構資金規(guī)模越穩(wěn)定，資本效能越高，對于全要素生產(chǎn)率的提升效果越明顯，這也將與企業(yè)自身規(guī)模產(chǎn)生直接聯(lián)系。但同時，機構的人力資源等，業(yè)務數(shù)字化的情境下，對普惠金融行業(yè)機構全要素生產(chǎn)率影響不顯著，這也意味著未來該行業(yè)可能存在大量裁員風險。

（二）內(nèi)生性問題

本文所研究的因變量是全要素生產(chǎn)率。但在ESG報告要求方面，由于地區(qū)間制度不同，金融機構是否出具ESG報告，ESG報告是否經(jīng)過獨立審計以及ESG報告的可比性、可理解性三大方面都存在重大差異。且單個分支地區(qū)機構的ESG報告質(zhì)量要求，對機構整體的全要素生產(chǎn)率影響較小，二者存在雙向因果的可能性較低。

鑒于上述內(nèi)生性問題分析，本文參考兩階段最小二乘法（IV-2SLS）對該項變量進行調(diào)整。以當?shù)貙徲媹蟾嬖u級質(zhì)量要求，對ESG報告評級報告質(zhì)量要求進行估值。將審計報告評級質(zhì)量要求作為工具變量。從表3中IV值1.678可以推出，兩種報告質(zhì)量存在正相關，內(nèi)生性問題處理結果符合全要素生產(chǎn)率變動規(guī)律。

（三）中介效應檢驗

在實證分析過程中發(fā)現(xiàn)，ESG評級報告要求對于ESG理念在普惠金融行業(yè)的影響，起到至關重要的作用。金融機構會設定相關KPI指標，進行合理預算，來達到企業(yè)可持續(xù)經(jīng)營及品牌建設的目的。同時，全要素生產(chǎn)率的變動會反向作用于評級報告要求，需要做到與時俱進，相互匹配。中介效應在5%水平上顯著，效應值為0.572，說明ESG報告要求變動對全要素生產(chǎn)率存在部分中介效應。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1. 替換被解釋變量測算方法

本文所采用的OP/LP方法測算全要素生產(chǎn)率，并進行穩(wěn)健性檢驗。在表3中，普惠金融行業(yè)機構全要素生產(chǎn)率回歸系數(shù)為0.136，在1%水平上顯著為正。

2. 剔除特定樣本

在實證數(shù)據(jù)選取過程中，存在高市場份額占比企業(yè)，創(chuàng)設類似華為錢包、螞蟻金服等項目，并且規(guī)模遠高于行業(yè)平均，對于實證結果方差等測算，存在較大影響。在表3中，剔除特定樣本后，普惠金融行業(yè)機構全要素生產(chǎn)率回歸系數(shù)為0.139，通過1%顯著性水平檢驗。

（五）異質(zhì)性分析

1. 基于金融機構性質(zhì)異質(zhì)性分析

普惠金融行業(yè)領域，企業(yè)類型主要分為兩類。一是例如私募等民營私有性質(zhì)機構，主要以經(jīng)營所得進行投融資金融活動；二是商業(yè)銀行等國有性質(zhì)企業(yè)，主要以儲戶的儲蓄金進行投融資，維持金融生態(tài)正常運營。將兩者進行分類，Nature Index平均回歸系數(shù)分別為0.168和0.235，且通過1%顯著性水平檢驗。因此，兩組樣本值之間存在顯著差異，且ESG理念對民營私有性質(zhì)金融機構全要素生產(chǎn)率影響更為顯著。由此也可以進一步印證國有商行可以更容易通過央行等獲得國家財政支持，民營私有企業(yè)對于多樣化的資金渠道，低息高效的資金需求更加迫切。此外，鑒于機構性質(zhì)的不同，其投資項目的回報率及風險偏好與風險承受能力也存在巨大的差異。民營私有性質(zhì)企業(yè)更偏向于追求高風險高回報的投資決策，商行的放貸政策則相對保守，但從整體上而言，兩種類型的企業(yè)都在擴張小微企業(yè)貸款資金額度。

但也并非無限擴大小微企業(yè)的資金限額，資金限額的增長必須在有效的預算控制之內(nèi)。因為如果無限擴大貸款規(guī)模，超過臨界奇點。根據(jù)前文分析的ESG評級標準中介效應以及高信貸風險，其規(guī)模效應報酬率上升幅度也可能小于破產(chǎn)清算財產(chǎn)損失，也可能產(chǎn)生國有資產(chǎn)非法侵占嫌疑。

2.基于地域GDP異質(zhì)性分析

針對各個地區(qū)不同的經(jīng)濟發(fā)展水平，地區(qū)內(nèi)小微企業(yè)的融資需求與金融機構的供給側資金儲量必然存在巨大差異。本文根據(jù)商業(yè)銀行總行所在地，相關民營企業(yè)登記注冊地，分為東部金融機構與西部金融機構兩組研究樣本。對GDP與信貸金額總量，進行回歸分析，兩者分類后GDP Index回歸系數(shù)分別為0.258和0.194，均通過5%水平檢驗?；貧w結果表明，地域GDP對于普惠金融全要素生產(chǎn)率存在顯著性影響。這主要是因為東部地區(qū)小微企業(yè)發(fā)展需求較大，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意愿與機會多于西部地區(qū)，缺少相關政策支持及經(jīng)濟基礎。同時，西部部分地區(qū)的金融機構供給側存在現(xiàn)金流赤字等現(xiàn)象，使得供給需求側存在嚴重的負面杠桿效應，這也亟待于國家宏觀調(diào)控進行解決。

3.基于ESG評級標準異質(zhì)性分析

ESG評級報告等先進理念，在實際運行過程中，仍然沒有建立統(tǒng)一的標準。同時不同金融機構的社會責任要求不同，普遍傾向于披露對自身利好的指標，并且指標的計算過程及報告準確性無法得到合理保證。通過對ESG報告質(zhì)量評級要求，建立回歸分析，ESG Index平均回歸系數(shù)為0.049，未通過1%水平顯著性檢驗。數(shù)據(jù)進一步佐證，ESG報告在實際的普惠金融行業(yè)投資決策中，并未充分發(fā)揮其可持續(xù)發(fā)展導向作用，報告機制仍然有待健全。

五、結論與政策建議

普惠金融領域全要素生產(chǎn)率的提升，能夠激發(fā)社會整體創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)效能，并且優(yōu)化社會整體資本結構配置，是推動中國式現(xiàn)代化，促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的必由之路。

研究結果顯示：第一，從金融機構及各大商行的經(jīng)營數(shù)據(jù)結果分析來看，ESG理念能夠促進普惠金融行業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，且在控制內(nèi)生性變量，剔除特定樣本等一系列穩(wěn)健性檢驗以后，結論仍然成立；第二，從影響機制看，ESG評級報告的中介效應，能夠促進金融機構進行自身品牌建設，優(yōu)化資源配置；第三，從未來的發(fā)展趨勢來看，普惠金融行業(yè)轉(zhuǎn)型也將對ESG報告產(chǎn)生反作用，提升報告的可比性與可理解性。

基于以上研究結論，可以得出以下政策啟示：一是ESG理念應當鼓勵實行差異化普惠金融利率，針對環(huán)保類型綠色金融給予更多稅務減免。特別是針對重工業(yè)污染性小微企業(yè)，可以根據(jù)其年碳排放量、排污量等指標，適當提高金融利率，促進企業(yè)進行可持續(xù)化發(fā)展改革。從而推動全要素生產(chǎn)率提升。二是政府踐行ESG理念，體現(xiàn)社會責任，對于小微企業(yè)貸款發(fā)放量大的銀行機構等，給予一定比例的政策補貼，鼓勵經(jīng)濟發(fā)展，優(yōu)化金融生態(tài)。從而做到降低金融機構與小微企業(yè)之間存在的資源配置不合理，信息不對稱等痛點。為小微企業(yè)提供更加低息高效的資金供給，從而做到提高各個產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率，實現(xiàn)經(jīng)濟穩(wěn)步發(fā)展。三是ESG理念應當鼓勵數(shù)智金融，提升金融科技水平，將業(yè)務金融數(shù)字化水平納入ESG評級標準，推動企業(yè)進行治理體系革新，從而促進金融整體行業(yè)效能優(yōu)化。鼓勵企業(yè)及各大商行進行金融科技發(fā)展規(guī)劃，將大數(shù)據(jù)、云計算等融入金融服務。加速建立多層次、廣覆蓋的金融體系，加強金融服務對實體經(jīng)濟的影響，促進全要素生產(chǎn)率提升。四是ESG報告的評級標準，應當建立相關準則體系，在報告中明確解釋相關變量的計算方法并要求提供合理保證，增強報告的可比性與可信度，從而反作用于金融機構及外部投資者，增強整體市場信心，間接提高市盈率等隱形指標。

參考文獻：

[1]白萬平，孫溶鎂，白鴿.數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展提高了企業(yè)全要素生產(chǎn)率嗎？——基于A股上市公司的分析[J].經(jīng)濟與管理評論，2022，38（05）：5-19.

[2]白萬平，官倩倩.數(shù)字背景下金融監(jiān)管與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展——基于中國互聯(lián)網(wǎng)金融監(jiān)管視角[J].北方金融，2022（10）：40-45.

[3]周榮華，吳勇.論中國經(jīng)濟體制改革的動力構成及其釋放途徑[J].南京理工大學學報（社會科學版），2020，24（05）：62-67.

[4]段軍山，高雯玉.數(shù)字金融發(fā)展對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響研究[J].當代財經(jīng)，2022（05）：51-62.

[5]段軍山，莊旭東.地方金融監(jiān)管對提高銀行貸款質(zhì)量的效應——來自中國省級面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗證據(jù)[J].金融論壇，2020，25（01）：28-37.

[6]王世文，溫馨，劉峻峰.金融科技對中小企業(yè)創(chuàng)新的影響[J].經(jīng)濟問題，2023（03）：51-57.

[7]王世文，張尹，祝演.金融科技、融資約束與全要素生產(chǎn)率——基于制造業(yè)上市公司的實證研究[J].宏觀經(jīng)濟研究，2022（08）：55-64+74.

[8]黃益平.用金融創(chuàng)新支持經(jīng)濟創(chuàng)新[J].財經(jīng)界，2022（35）：5.

[9]黃益平，沈艷.數(shù)據(jù)要素市場化配置多點發(fā)力[J].經(jīng)濟，2022（02）：74-77.

[10]楊豐來，黃永航.企業(yè)治理結構、信息不對稱與中小企業(yè)融資[J].金融研究，2006（05）：159-166.

[11]Rupamanjari R S，Sandeep G.Impact of ESG score on financial performance of Indian firms：static and dynamic panel regression analyses[J].Applied Economics，2023，55（15）.

[12]Chunhua L，Dianlong W，F(xiàn)eng H. Corporate ESG performance and trade credit financing-Evidence from China[J]. International Review of Economics and Finance，2023，85.

（作者單位：浙江財經(jīng)大學）