張志紅 王露露 宋藝

［收稿日期］20230709

［基金項(xiàng)目］教育部人文社科項(xiàng)目（22YJA630118）；山東高速集團(tuán)課題（SDGS-YJYKJ-2021-11）；山東省重點(diǎn)研發(fā)計(jì)劃（軟科學(xué)項(xiàng)目）（2023RZB01004）

［作者簡介］張志紅（1970— ），女，山東濰坊人，山東財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，從事信息披露、財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)與資產(chǎn)評(píng)估研究，E-mail：jqbai@126.com；王露露（1990— ），女，山東鄒城人，山東財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院博士研究生，從事企業(yè)社會(huì)責(zé)任、全要素生產(chǎn)率研究；宋藝（1994— ），女，山東泰安人，浪潮集團(tuán)有限公司職員，從事創(chuàng)新、公司治理研究。

［摘要］綠色發(fā)展背景下，如何有效提升企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率是決定中國經(jīng)濟(jì)能否實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵。以2012—2019年滬深A(yù)股上市的工業(yè)企業(yè)為樣本，以企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露為切入點(diǎn)，探究其對綠色全要素生產(chǎn)率的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，社會(huì)責(zé)任信息披露水平越高，越有助于綠色全要素生產(chǎn)率的提升，并且社會(huì)責(zé)任信息披露主要通過資源集聚效應(yīng)（聚集資金與人力資源）與效率改善效應(yīng)（提高管理效率與資本配置效率）兩條路徑對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生促進(jìn)作用。異質(zhì)性分析結(jié)果表明，當(dāng)企業(yè)屬于自愿披露與重污染行業(yè)、企業(yè)信息環(huán)境較好、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為國有企業(yè)、所處行業(yè)市場競爭程度較為激烈時(shí)，社會(huì)責(zé)任信息披露對綠色全要素生產(chǎn)率的影響更明顯。研究豐富社會(huì)責(zé)任信息披露與綠色全要素生產(chǎn)率的相關(guān)理論，并為政策制定者完善社會(huì)責(zé)任信息披露制度、促進(jìn)企業(yè)綠色健康可持續(xù)發(fā)展提供決策依據(jù)。

［關(guān)鍵詞］社會(huì)責(zé)任信息披露；綠色全要素生產(chǎn)率；資源集聚效應(yīng)；效率改善效應(yīng)；高質(zhì)量發(fā)展；綠色發(fā)展

［中圖分類號(hào)］F273

［文獻(xiàn)標(biāo)志碼］A［文章編號(hào)］10044833（2024）04010313

一、引言

黨的十九大報(bào)告指出，我國經(jīng)濟(jì)已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，在未來相當(dāng)長的一段時(shí)間內(nèi)，高質(zhì)量發(fā)展都將成為中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重大戰(zhàn)略方向，是中國經(jīng)濟(jì)未來能否行穩(wěn)致遠(yuǎn)的關(guān)鍵。高質(zhì)量發(fā)展實(shí)質(zhì)是貫穿微觀企業(yè)、中觀產(chǎn)業(yè)與宏觀經(jīng)濟(jì)三個(gè)層次的完整體系，鑒于企業(yè)既是宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展的微觀主體，亦是中觀產(chǎn)業(yè)發(fā)展的基本組織，所以經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展需要通過企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展予以實(shí)現(xiàn)［1］。研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵在于提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率［2］，但是在“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享”新發(fā)展理念的倡導(dǎo)下，傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率忽略了能源投入，未考慮經(jīng)濟(jì)活動(dòng)對環(huán)境產(chǎn)生的負(fù)外部性，無法真實(shí)評(píng)價(jià)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量，所以通過將環(huán)境污染排放等負(fù)產(chǎn)出納入經(jīng)濟(jì)增長核算框架計(jì)算得出的綠色全要素生產(chǎn)率逐步成為高質(zhì)量發(fā)展的測度指標(biāo)［3］。如何引導(dǎo)各類生產(chǎn)要素向綠色行業(yè)集聚，全面提升企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率，已經(jīng)成為新常態(tài)下中國經(jīng)濟(jì)急需解決的重大問題。

“經(jīng)濟(jì)倫理學(xué)”認(rèn)為，市場經(jīng)濟(jì)的主體是企業(yè)，企業(yè)除了要為社會(huì)提供合格的產(chǎn)品與服務(wù)外，還要對股東及其他利益相關(guān)者承擔(dān)“利益最大化”的經(jīng)濟(jì)責(zé)任，作為一個(gè)社會(huì)組成單元，企業(yè)在享用各種社會(huì)資源的同時(shí)，還要承擔(dān)并履行對生態(tài)環(huán)境保護(hù)、節(jié)約資源的社會(huì)責(zé)任［4］。在高質(zhì)量發(fā)展與“雙碳”目標(biāo)背景下，越來越多的利益相關(guān)者希望企業(yè)能夠以更加透明以及更加負(fù)責(zé)的方式生產(chǎn)運(yùn)營，倒逼作為主要污染源之一的企業(yè)需要加大社會(huì)責(zé)任信息披露力度以應(yīng)對各方壓力［5］。作為利益相關(guān)者知悉企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行情況的重要渠道，社會(huì)責(zé)任信息披露問題日益受到各利益相關(guān)者主體的重視。已有研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)責(zé)任信息披露能夠發(fā)揮信息溝通作用，可幫助企業(yè)緩解融資約束問題［6］、提高企業(yè)投資回報(bào)率［7］、降低股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)［8］等。但較少有研究關(guān)注社會(huì)責(zé)任信息披露能否對企業(yè)效率產(chǎn)生影響。由于幾乎所有企業(yè)的核心目標(biāo)都是要促進(jìn)生產(chǎn)效率的提升，即提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，而包括社會(huì)責(zé)任信息披露在內(nèi)的任何信息披露行為都會(huì)對企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)產(chǎn)生影響［9］，因而本文在當(dāng)前呼吁綠色發(fā)展理念和“雙碳”目標(biāo)的背景下，將研究視角聚焦于企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露與綠色全要素生產(chǎn)率，試圖探討以下問題：社會(huì)責(zé)任信息披露能否對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響及其影響機(jī)制為何？在不同的信息環(huán)境、披露方式、行業(yè)特征、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與市場環(huán)境下，社會(huì)責(zé)任信息披露對綠色全要素生產(chǎn)率的影響是否存在差異？

與已有文獻(xiàn)相比，本文研究貢獻(xiàn)在于：第一，本文立足非財(cái)務(wù)信息披露視角，證實(shí)了社會(huì)責(zé)任信息披露對綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用，將微觀企業(yè)層面綠色全要素生產(chǎn)率影響因素的研究拓展至非財(cái)務(wù)信息披露角度，豐富了綠色全要素生產(chǎn)率的相關(guān)文獻(xiàn)，延伸了綠色全要素生產(chǎn)率領(lǐng)域的研究邊界；第二，本研究是對企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露經(jīng)濟(jì)后果的擴(kuò)展，既有文獻(xiàn)多是探究社會(huì)責(zé)任信息披露對企業(yè)投融資［67］或者股價(jià)［8］等的影響，對其是否能夠?qū)ιa(chǎn)效率產(chǎn)生作用的關(guān)注較少，本文在新發(fā)展理念的指導(dǎo)下從綠色全要素生產(chǎn)率視角出發(fā)剖析社會(huì)責(zé)任信息披露的經(jīng)濟(jì)后果，為今后探究社會(huì)責(zé)任信息披露的微觀效應(yīng)提供了新的研究思路；第三，本文對資金、人力資源、管理效率與資本配置效率在社會(huì)責(zé)任信息披露影響綠色全要素生產(chǎn)率中的作用機(jī)制進(jìn)行驗(yàn)證，為非財(cái)務(wù)信息披露能夠發(fā)揮資源聚集效應(yīng)與效率改善效應(yīng)從而促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)效率提升提供了證據(jù)，對于企業(yè)積極披露社會(huì)責(zé)任信息以促進(jìn)其綠色健康可持續(xù)發(fā)展具有重要的啟示作用。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

（一）文獻(xiàn)回顧

1.社會(huì)責(zé)任信息披露的相關(guān)研究。企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露是企業(yè)向利益相關(guān)者傳遞信息的一種途徑，能夠反映企業(yè)與利益相關(guān)者之間的互動(dòng)關(guān)系。既有研究表明，不論是盈利能力［10］、控股股東及外資股東持股比例［11］、管理層性別與政治背景［12］與管理層能力［13］等企業(yè)內(nèi)部因素，還是政府頒布的法律法規(guī)［14］、媒體監(jiān)督［15］與經(jīng)濟(jì)政策的不確定性［16］等外部因素，都會(huì)對企業(yè)是否披露社會(huì)責(zé)任信息以及社會(huì)責(zé)任信息披露的水平產(chǎn)生影響。由于社會(huì)責(zé)任信息披露具有信息傳遞效應(yīng)，能夠向利益相關(guān)者傳遞企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行情況的相關(guān)信號(hào)，有助于加強(qiáng)企業(yè)與利益相關(guān)者之間的信息溝通，所以企業(yè)披露的社會(huì)責(zé)任信息在幫助投資者做出合理的投資決策［17］、提高企業(yè)投資回報(bào)率［18］、緩解企業(yè)面臨的融資約束問題［6］以及降低企業(yè)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)［8］等方面發(fā)揮了重要作用。

2.綠色全要素生產(chǎn)率的相關(guān)研究。綠色全要素生產(chǎn)率是在傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率基礎(chǔ)上，通過將能源消耗作為投入、環(huán)境污染排放作為非期望產(chǎn)出納入經(jīng)濟(jì)增長核算框架中計(jì)算得出的，能夠體現(xiàn)一個(gè)國家或地區(qū)綠色經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量和可持續(xù)性［19］。為了將環(huán)境污染納入核算框架，學(xué)者們先后使用了參數(shù)法與非參數(shù)法兩種測算方法，其中，參數(shù)法以代數(shù)指數(shù)法、索羅余值法與隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)法為代表，非參數(shù)法以數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法為代表。由于代數(shù)指數(shù)法在計(jì)算時(shí)需要給出確切的投入產(chǎn)出信息，使得缺乏市場價(jià)格信息的環(huán)境污染數(shù)據(jù)被排除在外，而索羅余值法需要滿足規(guī)模報(bào)酬不變、生產(chǎn)技術(shù)效率一直處于最佳狀態(tài)等嚴(yán)格的假設(shè)條件，所以實(shí)證中很少采用這兩種方法。隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)法雖然比代數(shù)指數(shù)法與索羅余值法更加貼近現(xiàn)實(shí)，但該方法違背了生產(chǎn)可能性集是有界的理論假設(shè)，因而該方法在使用時(shí)也存在一定的局限性。數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法由Charnes等［20］首次提出，具有能夠分解生產(chǎn)率來源、支持跨期研究等優(yōu)點(diǎn)，在計(jì)算模型方面的可選擇性也較多，既有基于徑向的CCR模型［20］與BCC模型［21］，也有基于非徑向的SBM模型，亦有同時(shí)包含徑向與非徑向的EBM模型［23］。為了進(jìn)一步測算不同時(shí)點(diǎn)生產(chǎn)率的變動(dòng)情況，Chung等［24］提出了Malmquist-Luenberger（ML）指數(shù)，但ML指數(shù)存在非傳遞性與線性規(guī)劃無解的缺陷；Oh［25］進(jìn)一步提出了全局參比的Global Malmquist-Luenberger（GML）指數(shù)。隨著測算方法的不斷完善，國內(nèi)外學(xué)者使用不同的方法與模型對宏觀省區(qū)層面［26］、中觀行業(yè)層面［27］與微觀企業(yè)層面［2829］的綠色全要素生產(chǎn)率進(jìn)行了測度，并得到了將環(huán)境污染納入核算框架計(jì)算所得的綠色全要素生產(chǎn)率的值要低于傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率的研究結(jié)論。與此同時(shí)，還有一部分學(xué)者開始將測度出的綠色全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量，探究了環(huán)境規(guī)制［30］、外商直接投資［31］、技術(shù)創(chuàng)新［32］、碳排放制度［33］、產(chǎn)業(yè)政策［34］以及數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展［35］等是否會(huì)對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。

3.企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露影響綠色全要素生產(chǎn)率的相關(guān)研究。通過梳理文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，直接探究社會(huì)責(zé)任信息披露對企業(yè)層面綠色全要素生產(chǎn)率影響的研究還較為匱乏，已有學(xué)者多基于傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率視角，探究企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露制度、環(huán)境信息披露制度對傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率的影響與作用機(jī)制［9，36］，得到了社會(huì)責(zé)任與環(huán)境信息披露制度能夠?qū)θ厣a(chǎn)率產(chǎn)生促進(jìn)作用的結(jié)論，抑或是基于環(huán)境信息披露視角探究環(huán)境信息披露制度對城市綠色全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)與作用路徑［37］，發(fā)現(xiàn)環(huán)境信息披露制度的有效執(zhí)行能夠通過“清潔產(chǎn)業(yè)替代升級(jí)效應(yīng)”與“節(jié)能減排技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)”兩條渠道顯著促進(jìn)城市全要素能源效率的提升。

綜上，盡管目前國內(nèi)外學(xué)者已經(jīng)從不同角度對企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露與綠色全要素生產(chǎn)率進(jìn)行了分析，為本研究提供了重要的參考基礎(chǔ)與價(jià)值啟示，但仍有以下三點(diǎn)問題值得深入探究：第一，已有文獻(xiàn)大多探究社會(huì)責(zé)任信息披露對企業(yè)投融資以及股價(jià)等的影響，對社會(huì)責(zé)任信息披露能否幫助企業(yè)提高效率的關(guān)注不足；第二，受限于微觀企業(yè)層面環(huán)境數(shù)據(jù)的可獲得性，現(xiàn)有考察綠色全要素生產(chǎn)率的文獻(xiàn)大多停留在宏觀和中觀層面，譬如省份、地區(qū)、行業(yè)等，從微觀企業(yè)層面對綠色全要素生產(chǎn)率進(jìn)行深入剖析的文獻(xiàn)還比較少見；第三，盡管已經(jīng)有文獻(xiàn)分析了社會(huì)責(zé)任信息披露制度改革對全要素生產(chǎn)率的影響，但社會(huì)責(zé)任信息披露能否提升企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率及其影響機(jī)制為何尚不明確?；诖?，本文系統(tǒng)討論企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露對綠色全要素生產(chǎn)率的影響及其作用機(jī)理，并進(jìn)一步分析披露方式、信息環(huán)境、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、行業(yè)特征與市場環(huán)境帶來的異質(zhì)性影響，旨在豐富社會(huì)責(zé)任信息披露與綠色全要素生產(chǎn)率的相關(guān)研究，并為政策制定者完善社會(huì)責(zé)任信息披露制度、促進(jìn)企業(yè)綠色健康可持續(xù)發(fā)展提供決策依據(jù)。

（二）研究假設(shè)

全要素生產(chǎn)率是從總產(chǎn)出中扣除資本、勞動(dòng)等投入要素后的余值，涵蓋了技術(shù)進(jìn)步、管理效率提升、資源配置效率改善等多個(gè)方面。由于綠色全要素生產(chǎn)率只是在傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率的基礎(chǔ)上增加了能源消耗作為投入要素、環(huán)境污染作為非期望產(chǎn)出［38］，因而綠色全要素生產(chǎn)率亦涵蓋了技術(shù)進(jìn)步、管理效率提升與資源效率改善等方面。研究表明，綠色全要素生產(chǎn)率的變動(dòng)主要是由技術(shù)進(jìn)步與效率改善兩部分引起的［39］，而社會(huì)責(zé)任信息披露不僅可以幫助企業(yè)獲取技術(shù)進(jìn)步所需的資金與人力資源，還可以產(chǎn)生外部監(jiān)管壓力，倒逼企業(yè)提高管理效率，通過減少企業(yè)非效率投資行為從而提高資本配置效率，因而本文認(rèn)為社會(huì)責(zé)任信息披露可以通過資源集聚效應(yīng)（聚集資金與人力資源）與效率改善效應(yīng)（提高管理效率與資本配置效率）兩條路徑提升企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率（如圖1所示）。

第一，從資源集聚效應(yīng)角度看，內(nèi)生增長理論指出，內(nèi)生的技術(shù)進(jìn)步是推動(dòng)企業(yè)生產(chǎn)效率不斷提升的重要路徑之一［40］，技術(shù)創(chuàng)新能夠通過自主研發(fā)綠色技術(shù)和工藝、升級(jí)改造原有的環(huán)保與生產(chǎn)設(shè)備［41］從而對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。既有研究表明，資金與人力資本是推動(dòng)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步過程中最重要的供給因素［42］，鑒于技術(shù)創(chuàng)新尤其是綠色技術(shù)創(chuàng)新具有研發(fā)周期長、投資金額大、不確定性高的特點(diǎn)，并且綠色技術(shù)創(chuàng)新對節(jié)能減排的要求也更高，由此會(huì)迫使企業(yè)加大資金投入力度與引進(jìn)高素質(zhì)人才為綠色技術(shù)進(jìn)步提供資金與智力支持。研究發(fā)現(xiàn)，一方面，社會(huì)責(zé)任信息披露能夠幫助企業(yè)減少其與利益相關(guān)者之間的信息不對稱問題，使企業(yè)更容易獲得債權(quán)人與銀行等的支持，從而有效緩解企業(yè)面臨的融資約束問題，幫助企業(yè)獲得更多的融資機(jī)會(huì)［9］，保證企業(yè)有充足的資金對舊設(shè)備進(jìn)行更新?lián)Q代、研發(fā)或引進(jìn)綠色技術(shù)與工藝［43］，進(jìn)而幫助企業(yè)提高綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。另一方面，人力資本是企業(yè)研發(fā)節(jié)能環(huán)保、降低能耗等綠色技術(shù)與工藝的主要載體［44］，由于社會(huì)認(rèn)同理論指出求職者往往更傾向于在社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)好的企業(yè)中工作，因而社會(huì)責(zé)任信息披露不僅有利于企業(yè)吸引潛在的高素質(zhì)求職者，還能夠幫助企業(yè)留住現(xiàn)有的高素質(zhì)員工［45］，從而能夠?yàn)槠髽I(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新提供智力支持。

第二，從效率改善效應(yīng)角度看，一方面，依據(jù)信號(hào)傳遞理論，社會(huì)責(zé)任信息披露向投資者等利益相關(guān)者傳遞了企業(yè)在節(jié)能環(huán)保、可持續(xù)發(fā)展等方面的措施與成績等信息，可以減少利益相關(guān)者搜尋企業(yè)信息的成本與難度，有助于強(qiáng)化利益相關(guān)者對企業(yè)的監(jiān)督［46］，迫使企業(yè)進(jìn)一步優(yōu)化內(nèi)部生產(chǎn)流程，提高企業(yè)管理效率，從而降低企業(yè)生產(chǎn)管理成本，達(dá)到降本增效、形成生產(chǎn)率優(yōu)勢的目的［47］。另一方面，根據(jù)委托代理理論，社會(huì)責(zé)任信息披露能夠發(fā)揮信息溝通作用，有助于企業(yè)緩解其面臨的委托代理沖突與信息不對稱問題，從而幫助企業(yè)減少由于道德風(fēng)險(xiǎn)與逆向選擇所引致的非效率投資行為，進(jìn)而提高企業(yè)資本配置效率［47］。鑒于高效率的資本配置方式有助于企業(yè)更加合理的將資本投資于生產(chǎn)經(jīng)營所需的生產(chǎn)要素，進(jìn)而能夠促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)效率的提升［48］，因而本文認(rèn)為社會(huì)責(zé)任信息披露能夠通過提高資本配置效率從而對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。

綜上所述，本文認(rèn)為，社會(huì)責(zé)任信息披露一方面能夠產(chǎn)生資源集聚效應(yīng)，幫助企業(yè)聚集技術(shù)進(jìn)步所需的資金與人力資本資源，另一方面能夠發(fā)揮效率改善效應(yīng)，幫助企業(yè)提高內(nèi)部管理效率與資本配置效率，從而對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生促進(jìn)作用。綜合上述分析，提出本文的研究假設(shè)H1和H2。

H1：社會(huì)責(zé)任信息披露有助于提升企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率。

H2：社會(huì)責(zé)任信息披露通過資源集聚效應(yīng)（聚集資金與人力資源）與效率改善效應(yīng)（提高管理效率與資本配置效率）從而提高企業(yè)的綠色全要素生產(chǎn)率。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2012—2019年之所以將2012年作為初始研究年份，原因在于：第一，2012年黨的十八大首次將“生態(tài)文明”納入中國特色社會(huì)主義事業(yè)“五位一體”的總體布局之中，指出要“著力推進(jìn)綠色發(fā)展、循環(huán)發(fā)展、低碳發(fā)展”，即黨的十八大以來我國開始堅(jiān)定不移地走綠色發(fā)展道路，契合了本文想要探究綠色全要素生產(chǎn)率的研究問題；第二，《國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》在2011年進(jìn)行了第三次修訂，修訂后的標(biāo)準(zhǔn)于2012年開始使用，為了保證研究期間內(nèi)行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)的一致性，本文將初始研究年份界定為2012年。研究期間之所以截至2019年，是因?yàn)楸疚脑谟?jì)算綠色全要素生產(chǎn)率時(shí)所需的能源投入指標(biāo)來源于《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》，該年鑒雖然已經(jīng)更新至2022年，但本文所使用的地區(qū)層面能源數(shù)據(jù)目前只更新至2019年。滬深A(yù)股上市的工業(yè)企業(yè)為研究樣本。之所以選擇工業(yè)企業(yè)作為研究對象，原因主要有以下兩點(diǎn)：第一，工業(yè)在我國國民經(jīng)濟(jì)中起著主導(dǎo)作用，經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展離不開工業(yè)的推動(dòng)，工業(yè)企業(yè)同時(shí)也是能源消耗大戶，如何推動(dòng)工業(yè)實(shí)現(xiàn)綠色健康可持續(xù)發(fā)展，提高工業(yè)企業(yè)的綠色全要素生產(chǎn)率，是中國目前亟待解決的基礎(chǔ)性命題；第二，本文在計(jì)算綠色全要素生產(chǎn)率指標(biāo)時(shí)需要環(huán)境污染的相關(guān)數(shù)據(jù)，由于《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》中公布的環(huán)境污染指標(biāo)主要是工業(yè)廢水與工業(yè)廢氣，均與工業(yè)企業(yè)有關(guān)，所以本文選擇以工業(yè)企業(yè)作為研究對象，并根據(jù)《國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》（GB/T4754-2011），將B采礦業(yè)、C制造業(yè)、D電力、熱力、燃?xì)饧八a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)三大門類劃分為工業(yè)行業(yè)。鑒于非上市工業(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù)難以獲取，所以本文以滬深A(yù)股上市的工業(yè)企業(yè)作為研究對象，并進(jìn)行了一系列篩選：（1）剔除ST、*ST的企業(yè)；（2）為構(gòu)造計(jì)算綠色全要素生產(chǎn)率指標(biāo)所需的平衡面板數(shù)據(jù)，剔除2012—2019年間固定資產(chǎn)凈額、員工數(shù)量、營業(yè)收入等指標(biāo)缺失的企業(yè)；（3）剔除解釋變量與控制變量缺失的樣本，最終獲得8065個(gè)樣本觀測值。

本文使用的企業(yè)層面的相關(guān)數(shù)據(jù)主要來源于國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫與萬得（WIND）數(shù)據(jù)庫，地區(qū)層面的GDP數(shù)據(jù)、科技支出數(shù)據(jù)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)以及價(jià)格平減指數(shù)均來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，能源消耗數(shù)據(jù)來源于《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》，污染數(shù)據(jù)來源于《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》。為減少極端值的影響，本文對所有連續(xù)變量在1%和99%水平上進(jìn)行了縮尾處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量：綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）。本文使用MaxDEA軟件對綠色全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測度，在模型選擇方面，文章在借鑒已有研究的基礎(chǔ)上［23，25］，采用的是同時(shí)包含徑向與非徑向距離函數(shù)的EBM模型與全局參比的GML指數(shù)。鑒于GML指數(shù)衡量的是GTFP的增長率，即本年度相較于上一年度的變動(dòng)情況，所以本文參照張建和王博［35］的研究對GML指數(shù)進(jìn)行調(diào)整。調(diào)整方法為：以2011年為基期，將2011年GTFP的值設(shè)置為1，2012年GTFP的值為2011年的基期值乘以2012年的GML指數(shù)，2013年GTFP的值為2012年GTFP的值乘以2013年的GML指數(shù)，以此類推，從而求得企業(yè)各年GTFP的值。

結(jié)合崔興華和林明裕［28］、Jiang等［29］的研究，本文采用資本、勞動(dòng)、能源三項(xiàng)投入和期望、非期望兩項(xiàng)產(chǎn)出對綠色全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測度，具體如下：

（1）投入指標(biāo)。借鑒崔興華和林明裕［28］、Jiang等［29］的研究，投入指標(biāo)中的資本投入以企業(yè)年末的固定資產(chǎn)凈額表示，為緩解價(jià)格因素帶來的影響，使用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)對其進(jìn)行平減；勞動(dòng)投入以企業(yè)員工數(shù)量表示；能源投入以標(biāo)準(zhǔn)煤消耗量表示。由于企業(yè)層面標(biāo)準(zhǔn)煤消耗量的數(shù)據(jù)無法獲取，本文借鑒已有研究的做法［2829，49］，采用如下方法將地區(qū)層面的標(biāo)準(zhǔn)煤消耗量折算到企業(yè)層面：首先從《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》獲取企業(yè)所在地區(qū)的標(biāo)準(zhǔn)煤消耗量；其次計(jì)算地區(qū)標(biāo)準(zhǔn)煤消耗量的調(diào)整系數(shù)，得到加權(quán)調(diào)整后的地區(qū)標(biāo)準(zhǔn)煤消耗量；最后根據(jù)企業(yè)收入占地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值的比重，結(jié)合調(diào)整后的地區(qū)標(biāo)準(zhǔn)煤消耗量得到工業(yè)企業(yè)的標(biāo)準(zhǔn)煤消耗量。

（2）期望產(chǎn)出。借鑒Jiang等［29］的研究，本文以營業(yè)收入表示期望產(chǎn)出，并使用工業(yè)生產(chǎn)者出廠價(jià)格指數(shù)對營業(yè)收入進(jìn)行平減。

（3）非期望產(chǎn)出。以工業(yè)廢水中的化學(xué)需氧量和工業(yè)廢氣中的氮氧化物、二氧化硫和顆粒物（煙粉塵）排放量表示非期望產(chǎn)出。由于企業(yè)層面的污染物排放數(shù)據(jù)難以獲取，本文同樣采用趙細(xì)康［49］、崔興華和林明裕［28］、Jiang等［29］的計(jì)算方法將地區(qū)層面的污染物排放數(shù)據(jù)折算到企業(yè)層面。

2.解釋變量：企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露（CSRDIS）。借鑒劉想和劉銀國［50］、Liu和Zhang［51］等的研究，本文選取國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫社會(huì)責(zé)任子庫中“上市公司社會(huì)責(zé)任報(bào)告基本信息表”的11個(gè)方面作為企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的衡量標(biāo)準(zhǔn)。當(dāng)企業(yè)披露了某一方面的相關(guān)信息時(shí)賦值為1，否則為0，總得分在0～11分之間，然后采用總得分除以11的方式對數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，該指標(biāo)越大表明企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平越高。鑒于企業(yè)當(dāng)年的社會(huì)責(zé)任報(bào)告是在下一年公布，即當(dāng)年披露的社會(huì)責(zé)任信息影響的是下一年度的綠色全要素生產(chǎn)率，所以本文在回歸分析時(shí)采用的是t-1年的社會(huì)責(zé)任信息披露得分。

3.控制變量。參考已有文獻(xiàn)，本文主要選取了企業(yè)、行業(yè)與地區(qū)三個(gè)層面的控制變量。變量定義詳見表1。

（三）模型設(shè)計(jì)

為了檢驗(yàn)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露對綠色全要素生產(chǎn)率的影響，本文參考已有研究［2829］，構(gòu)建雙向固定效應(yīng)模型（1）進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)：

GTFPi，t=β0+β1CSRDISi，t-1+β2Controli，t+δi+θt+εi，t（1）

其中，被解釋變量GTFPi，t為企業(yè)i在t年的綠色全要素生產(chǎn)率；解釋變量CSRDISi，t-1為企業(yè)i在t-1年的社會(huì)責(zé)任信息披露水平；Controli，t是控制變量；δi表示企業(yè)個(gè)體固定效應(yīng)，θt表示時(shí)間固定效應(yīng)，εi，t為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2列示了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。數(shù)據(jù)顯示，綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）的最小值與最大值分別為0.6203與3.4086，說明企業(yè)之間在綠色全要素生產(chǎn)率方面存在較大差異性；社會(huì)責(zé)任信息披露（CSRDIS）的均值為0.4617，最小值與最大值分別為0與0.9091，表明企業(yè)在社會(huì)責(zé)任信息披露方面存在明顯差別，有些企業(yè)披露水平較高，而有些企業(yè)尚未披露社會(huì)責(zé)任的相關(guān)信息。

（二）基準(zhǔn)回歸結(jié)果與分析

表3列示了社會(huì)責(zé)任信息披露影響綠色全要素生產(chǎn)

率的回歸結(jié)果?？梢钥闯?，社會(huì)責(zé)任信息披露（CSRDIS）的系數(shù)在5%的水平上顯著為正，說明企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平越高，越有利于綠色全要素生產(chǎn)率的提升，驗(yàn)證了本文的假設(shè)H1。從經(jīng)濟(jì)意義看，企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露（CSRDIS）的系數(shù)值為0.0340，意味著企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平提升1%，將使綠色全要素生產(chǎn)率提升3.4%，相對于樣本期間綠色全要素生產(chǎn)率的均值1.4306而言，提升大約2.38%（0.0340/1.4306×100%）。

（三）內(nèi)生性檢驗(yàn)

1.傾向得分匹配法（PSM）。本文研究樣本均為上市的工業(yè)企業(yè)，在樣本選擇方面可能存在偏誤，故本文進(jìn)一步采用傾向得分匹配法（PSM）緩解這一內(nèi)生性問題可能對研究結(jié)果造成的影響。首先，構(gòu)建社會(huì)責(zé)任信息披露分值大小的虛擬變量CSRDIS_DUM1：分年度-行業(yè)把企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露分值劃分為5組，將得分最高組的CSRDIS_DUM1定義為1，將得分最低組的CSRDIS_DUM1定義為0，中間三組樣本不使用。其次，將CSRDIS_DUM1作為分組變量，選取公司規(guī)模（SIZE）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、總資產(chǎn)收益率（ROA）、營業(yè)收入增長率（GROWTH）、董事會(huì)規(guī)模（BOARD）、股權(quán)集中度（TOP5）、托賓Q（TOBINQ）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）、上市年齡（AGE）、高管持股比例（MSHARE）、機(jī)構(gòu)投資者持股比例（INST）作為協(xié)變量，采用“一配三、有放回、卡尺為0.01”的配對方法，借助Logit模型為社會(huì)責(zé)任信息披露分值較高的樣本（CSRDIS_DUM1=1）配對分值較低的樣本（CSRDIS_DUM1=0），配對后的有效樣本量為2362。最后，進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)并使用匹配后的樣本重新進(jìn)行回歸。未報(bào)告的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，配對后各個(gè)協(xié)變量在兩組之間均無顯著性差異，偏差也在10%的范圍以內(nèi)，匹配結(jié)果較好，未報(bào)告的ATT的值也通過了顯著性檢驗(yàn)。

表4中的第（1）列是使用配對后的樣本重新進(jìn)行回歸分析的結(jié)果。結(jié)果顯示，企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露（CSRDIS）對綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）的影響仍然在5%的水平上顯著為正。

2.Heckman兩階段。由于企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露并非強(qiáng)制性的信息披露，有些企業(yè)可能在社會(huì)責(zé)任的某些方面做出了實(shí)質(zhì)性的行動(dòng)，但是鑒于其他目的卻并未向利益相關(guān)者披露相關(guān)信息，由此造成了樣本選擇偏差帶來的內(nèi)生性問題。針對該問題，本文選擇Heckman兩階段進(jìn)行檢驗(yàn)。在第一階段構(gòu)建企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露決定模型（2），以企業(yè)當(dāng)年社會(huì)責(zé)任信息披露得分的中位數(shù)定義社會(huì)責(zé)任信息披露的虛擬變量CSRDIS_DUM2，大于中位數(shù)時(shí)取值為1，否則為0，并將其作為第一階段的被解釋變量進(jìn)行Probit回歸。由于同行業(yè)或者同地區(qū)上市企業(yè)的社會(huì)責(zé)任信息披露具有相似性，但是同行業(yè)或同地區(qū)其他企業(yè)的社會(huì)責(zé)任信息披露并不會(huì)直接對本公司的綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響，所以模型中采用同年度、同行業(yè)其他上市企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露得分的均值（IND_CSRDIS）與同年度、同地區(qū)其他上市企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露得分的均值（REG_CSRDIS）同時(shí)作為社會(huì)責(zé)任信息披露虛擬變量的排除性約束變量。此外，在模型（2）中還控制了其他影響企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的因素，包括模型（1）中企業(yè)層面所有控制變量，同時(shí)也對行業(yè)、年份與地區(qū)進(jìn)行了控制。

Probit（CSRDIS_DUM2i，t）=δ0+δ1IND_CSRDISi，t+δ2REG_CSRDISi，t+δ3Controlsi，t+εi，t（2）

在第二階段，本文將第一階段求出的逆米爾斯比率IMR作為控制變量加入模型（1）重新進(jìn)行回歸，結(jié)果見表4中的第（2）列。由表4數(shù)據(jù)可知，在控制IMR后，企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露（CSRDIS）與綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）的系數(shù)仍然在5%的水平上顯著正相關(guān)。

3.聯(lián)立方程組。盡管基準(zhǔn)回歸結(jié)果已經(jīng)證實(shí)社會(huì)責(zé)任信息披露能夠促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率的提升，但可能也會(huì)存在綠色全要素生產(chǎn)率高的企業(yè)更容易進(jìn)行社會(huì)責(zé)任信息披露的情況，由此造成的反向因果關(guān)系可能會(huì)對本文研究結(jié)論產(chǎn)生影響。因而，本文借鑒袁知柱等［54］的研究，采用聯(lián)立方程的方式緩解由于反向因果帶來的內(nèi)生性問題，方程如下：

CSRDISi，t=β0+β1GTFPi，t+β2Controlsi，t+∑Ind+∑Year+εi，t

GTFPi，t=β0+β1CSRDISi，t-1+β2Controlsi，t+∑Ind+∑Year+εi，t

（3）

第一個(gè)方程中，被解釋變量為社會(huì)責(zé)任信息披露（CSRDIS），解釋變量為綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP），控制變量（Control）表示其他影響社會(huì)責(zé)任信息披露的因素，具體包括模型（1）中企業(yè)層面的控制變量，除此之外還控制了行業(yè)與年份。第二個(gè)方程中，被解釋變量為綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP），解釋變量為社會(huì)責(zé)任信息披露（CSRDIS），控制變量（Control）與模型（1）保持一致，同時(shí)對年份與行業(yè)進(jìn)行控制。本文使用2SLS對聯(lián)立方程組進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果見表4的列（3）與列（4）。結(jié)果顯示，綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）的回歸系數(shù)在1%的水平上統(tǒng)計(jì)顯著，即綠色全要素生產(chǎn)率越高的企業(yè)，越傾向于提高社會(huì)責(zé)任信息披露水平，說明前述的反向因果關(guān)系確實(shí)存在。社會(huì)責(zé)任信息披露（CSRDIS）的回歸系數(shù)為0.0361，在1%的水平上顯著為正，即社會(huì)責(zé)任信息披露對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生促進(jìn)作用的結(jié)果并未發(fā)生改變。

4.工具變量法。盡管本文在模型設(shè)計(jì)時(shí)對企業(yè)層面、行業(yè)層面與地區(qū)層面的變量進(jìn)行了控制，但是仍然可能存在一些不可觀測的遺漏變量會(huì)對研究結(jié)果造成影響。為了緩解遺漏變量帶來的內(nèi)生性問題，本文采用經(jīng)典的兩階段最小二乘法（2SLS）與工具變量條件混合過程估計(jì)法（CMP）進(jìn)行回歸，以確保研究結(jié)果的穩(wěn)健性。根據(jù)Fisman和Svensson［52］選取工具變量的思路，本文采用同年度、同地區(qū)其他企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露得分均值（OTHER_CSRDIS）作為工具變量重新進(jìn)行回歸分析。企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露會(huì)受到同地區(qū)其他企業(yè)披露水平的影響，滿足工具變量相關(guān)性的條件；但同地區(qū)其他企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的水平又不會(huì)直接對企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生直接影響，滿足工具變量外生性的條件。

表5中的列（1）與列（2）分別報(bào)告了2SLS第一階段與第二階段的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示工具變量（OTHER_CSRDIS）與內(nèi)生變量（CSRDIS）顯著正相關(guān)，企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露（CSRDIS）的系數(shù)為0.4036，在1%的水平上顯著為正，說明在使用2SLS回歸后，本文的回歸結(jié)果并未發(fā)生變化。列（3）與列（4）分別列示了CMP第一階段與第二階段的回歸結(jié)果，結(jié)果表明同年度、同地區(qū)其他企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露能夠?qū)ζ髽I(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平產(chǎn)生顯著的正向影響，社會(huì)責(zé)任信息披露（CSRDIS）能夠?qū)ζ髽I(yè)綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）產(chǎn)生促進(jìn)作用。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.更換被解釋變量計(jì)算方式。參照J(rèn)iang等［29］的研究，本文對計(jì)算綠色全要素生產(chǎn)率時(shí)所需的化學(xué)需氧量、氮氧化物、二氧化硫和顆粒物（煙粉塵）四個(gè)非期望產(chǎn)出指標(biāo)采用熵值法進(jìn)行賦權(quán)，將賦權(quán)后計(jì)算得出的綜合值作為非期望產(chǎn)出重新采用EBM模型與GML模型進(jìn)行計(jì)算，回歸結(jié)果見表6第（1）列。由表6數(shù)據(jù)可知，在更換綠色全要素生產(chǎn)率計(jì)算方式后，社會(huì)責(zé)任信息披露（CSRDIS）對綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）的促進(jìn)作用并未發(fā)生改變，可見本文研究結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

2.更換樣本區(qū)間。隨著中國經(jīng)濟(jì)步入新常態(tài)，高質(zhì)量發(fā)展已經(jīng)成為國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要目標(biāo)，為推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)可持續(xù)發(fā)展，新《環(huán)保法》于2015年1月1日開始正式實(shí)施。新《環(huán)保法》作為中國“最嚴(yán)格”的環(huán)境保護(hù)法，一方面以法律形式對企業(yè)的信息披露行為作出了規(guī)范，另一方面也倒逼企業(yè)優(yōu)化資源配置，提升企業(yè)效率。為了排除新《環(huán)保法》的實(shí)施對研究結(jié)果造成的影響，本文將2015年的樣本刪除，對剩余年份的樣本進(jìn)行回歸，結(jié)果見表6中的列（2）。結(jié)果顯示，社會(huì)責(zé)任信息披露（CSRDIS）的系數(shù)為0.0365，在5%的水平上顯著為正，與主假設(shè)一致，可見在排除新《環(huán)保法》的影響后，本文的研究結(jié)論依舊成立。

3.使用公司層面聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。盡管本文在回歸時(shí)已經(jīng)控制了企業(yè)與時(shí)間雙向固定效應(yīng)，但是為了獲得更穩(wěn)健的檢驗(yàn)結(jié)果，本文進(jìn)一步使用公司層面聚類標(biāo)準(zhǔn)誤，回歸結(jié)果見表6中的列（3）。由表6結(jié)果可知，企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露（CSRDIS）對綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）的正向影響并未發(fā)生變化。

4.增加行業(yè)與地區(qū)層面固定效應(yīng)。由于企業(yè)所處細(xì)分行業(yè)與地區(qū)的不同，可能導(dǎo)致社會(huì)責(zé)任信息披露對綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在差異，因此本文進(jìn)一步在模型中增加了行業(yè)與地區(qū)層面的固定效應(yīng)，結(jié)果見表6列（4）。由表6數(shù)據(jù)可知，社會(huì)責(zé)任信息披露（CSRDIS）對綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）的影響系數(shù)為0.0295，仍然在5%的水平上顯著為正，再次表明本文的研究結(jié)論較為穩(wěn)健。

5.更換解釋變量衡量方式。為了獲得更加穩(wěn)健的回歸結(jié)果，本文采用和訊網(wǎng)發(fā)布的企業(yè)社會(huì)責(zé)任評(píng)分作為社會(huì)責(zé)任信息披露的代理變量重新進(jìn)行回歸，結(jié)果見表6列（5）。由表6數(shù)據(jù)可知，在更換解釋變量衡量方式后，社會(huì)責(zé)任信息披露仍然能夠顯著促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率的提升，結(jié)果并未發(fā)生變化。

五、進(jìn)一步分析

（一）機(jī)制分析

假設(shè)部分提出，社會(huì)責(zé)任信息披露可能會(huì)通過資源集聚效應(yīng)與效率改善效應(yīng)進(jìn)而對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生促進(jìn)作用，其中，資源集聚效應(yīng)表示社會(huì)責(zé)任信息披露后能夠?yàn)槠髽I(yè)帶來資金與人力資源，充足的資金能夠幫助企業(yè)緩解融資約束問題，人力資源可以為企業(yè)進(jìn)行綠色研發(fā)、提高綠色技術(shù)水平提供智力支持，本文在進(jìn)行機(jī)制分析時(shí)，分別采用企業(yè)面臨的融資約束與企業(yè)高素質(zhì)人員規(guī)模作為資金與人力資源的替代變量，檢驗(yàn)社會(huì)責(zé)任信息披露能否通過資源集聚效應(yīng)的路徑對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。效率改善效應(yīng)表示社會(huì)責(zé)任信息披露不僅能夠幫助企業(yè)優(yōu)化管理流程，提升管理效率，并且有助于企業(yè)減少非效率投資，提高資本配置效率，本文在進(jìn)行機(jī)制分析時(shí)，分別采用企業(yè)管理效率與資本配置效率作為機(jī)制變量，分析社會(huì)責(zé)任信息披露能否通過效率改善效應(yīng)的路徑對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。

為檢驗(yàn)假設(shè)H2是否成立，本文參照江艇［53］的觀點(diǎn)，設(shè)計(jì)模型（4）檢驗(yàn)社會(huì)責(zé)任信息披露對綠色全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制：

Mi，t=β0+β1CSRDISi，t-1+β2Controlsi，t+δi+θt+εi，t（4）

其中，被解釋變量M為機(jī)制變量，包括融資約束（SA）、企業(yè)高素質(zhì)人員規(guī)模（HUM）、管理效率（ME）與資本配置效率（INVEST）四個(gè)方面，其他變量與模型（1）保持一致。

1.融資約束的機(jī)制檢驗(yàn)。本文采用SA指數(shù)衡量企業(yè)面臨的融資約束，表7第（1）列匯報(bào)了社會(huì)責(zé)任信息披露影響企業(yè)融資約束的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，社會(huì)責(zé)任信息披露（CSRDIS）的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，表明企業(yè)在發(fā)布社會(huì)責(zé)任信息后，確實(shí)能夠幫助企業(yè)獲得銀行、債權(quán)人等利益相關(guān)者的支持，從而有助于企業(yè)獲取更多的融資機(jī)會(huì)，緩解企業(yè)面臨的融資約束問題，為企業(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新提供資金支持。

2.人力資源的機(jī)制檢驗(yàn)。本文采用企業(yè)本科生以上學(xué)歷員工數(shù)量的對數(shù)值作為人力資源（HUM）的替代變量，該指標(biāo)數(shù)值越大表示企業(yè)高素質(zhì)人員數(shù)量越多，表7列（2）報(bào)告了社會(huì)責(zé)任信息披露對高素質(zhì)人員規(guī)模的回歸結(jié)果。由表7數(shù)據(jù)可知，社會(huì)責(zé)任信息披露的系數(shù)顯著為正，說明企業(yè)披露社會(huì)責(zé)任信息確實(shí)能夠增加企業(yè)高素質(zhì)人員規(guī)模。根據(jù)社會(huì)認(rèn)同理論，求職者更傾向于在社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)好的企業(yè)中工作，鑒于社會(huì)責(zé)任信息披露既能夠向外部求職者傳遞社會(huì)責(zé)任履行情況的相關(guān)信號(hào)，吸引高素質(zhì)求職者到企業(yè)工作，又能夠激發(fā)企業(yè)內(nèi)部員工的積極性與組織認(rèn)同感，幫助企業(yè)留住高素質(zhì)員工，從而為企業(yè)進(jìn)行綠色研發(fā)提供充足的人力資本。

3.管理效率的機(jī)制檢驗(yàn)。參照楊繼生等［54］的研究，本文采用管理費(fèi)用與銷售費(fèi)用之和與營業(yè)總收入的比值衡量企業(yè)管理效率（ME），該值越大表示管理效率越低，表7列（3）報(bào)告了社會(huì)責(zé)任信息披露影響管理效率的回歸結(jié)果。由表7數(shù)據(jù)可知，社會(huì)責(zé)任信息披露（CSRDIS）的系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，說明社會(huì)責(zé)任信息披露能夠產(chǎn)生外部監(jiān)管壓力，倒逼企業(yè)優(yōu)化管理流程，提高內(nèi)部管理效率，從而促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。

4.資本配置效率的機(jī)制檢驗(yàn)。為檢驗(yàn)社會(huì)責(zé)任信息披露是否可以通過提高企業(yè)的資本配置效率促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率的提升，借鑒陳德球等［55］的研究，本文構(gòu)建模型（5）進(jìn)行檢驗(yàn)：

INVESTi，t=β0+β1CSRDISi，t-1+β2TOBINQi，t-1+β3CSRDISi，t-1×TOBINQi，t-1+αControlsi，t+δi+θt+εi，t（5）

其中，被解釋變量INVEST是企業(yè)i在t年時(shí)的投資支出，計(jì)算方法為購建無形資產(chǎn)、固定資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金除以總資產(chǎn)；TOBINQ為企業(yè)投資機(jī)會(huì)的代理變量，使用企業(yè)i在t-1年的托賓Q值進(jìn)行衡量；其他變量與模型（1）一致，回歸時(shí)控制時(shí)間與企業(yè)個(gè)體的雙向固定效應(yīng)。想要分析社會(huì)責(zé)任信息披露能否提高企業(yè)的資本配置效率，主要考察交互項(xiàng)CSRDIS×TOBINQ的系數(shù)β3，本文預(yù)測β3應(yīng)該顯著為正。

表7中的列（4）匯報(bào)了社會(huì)責(zé)任信息披露影響企業(yè)資本配置效率的回歸結(jié)果。由表7數(shù)據(jù)可知，交互項(xiàng)CSRDIS×TOBINQ的系數(shù)為0.0027，在5%的水平上顯著為正，可見社會(huì)責(zé)任信息披露確實(shí)能夠通過提高企業(yè)的資本配置效率從而對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。社會(huì)責(zé)任信息披露可以發(fā)揮信息溝通效應(yīng)，幫助企業(yè)緩解信息不對稱問題，有助于企業(yè)將資金投資于生產(chǎn)經(jīng)營所需的生產(chǎn)要素，從而提高企業(yè)資本配置效率。由于資本配置效率的提升是提高企業(yè)生產(chǎn)效率的重要途徑之一，因而社會(huì)責(zé)任信息披露通過提高企業(yè)資本配置效率從而對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了促進(jìn)作用。

上述實(shí)證分析結(jié)果表明，社會(huì)責(zé)任信息披露不僅能夠幫助聚集資金與人力資源，緩解企業(yè)面臨的融資約束問題，吸引并留住高素質(zhì)員工，還能夠提高企業(yè)管理效率與資本配置效率，即社會(huì)責(zé)任信息披露確實(shí)能夠通過資源集聚效應(yīng)與效率改善效應(yīng)驅(qū)動(dòng)綠色全要素生產(chǎn)率的提升，本文的假設(shè)H2得到驗(yàn)證。

（二）異質(zhì)性分析

1.基于披露方式的異質(zhì)性分析。2008年，上交所要求“上證公司治理板塊”的樣本公司、發(fā)行境外上市外資股的公司及金融類公司應(yīng)當(dāng)披露公司履行社會(huì)責(zé)任的報(bào)告，深交所要求納入“深證100指數(shù)”的上市公司披露社會(huì)責(zé)任報(bào)告?；诖?，本文將深交所與上交所要求披露社會(huì)責(zé)任報(bào)告的企業(yè)作為強(qiáng)制披露的樣本，分組檢驗(yàn)在不同的信息披露方式（自愿披露與強(qiáng)制披露）下，社會(huì)責(zé)任信息披露對綠色全要素生產(chǎn)率的影響是否存在差異，回歸結(jié)果見表8。由表8數(shù)據(jù)可知，當(dāng)企業(yè)屬于自愿披露時(shí)，社會(huì)責(zé)任信息披露對綠色全要素生產(chǎn)率的影響更明顯。可能的解釋為，強(qiáng)制披露組中的企業(yè)在披露社會(huì)責(zé)任相關(guān)信息時(shí)，更多的是出于滿足政策要求的被動(dòng)行為，而自愿披露的企業(yè)會(huì)更加主動(dòng)地披露其履行社會(huì)責(zé)任的情況，并且在披露內(nèi)容與語言方面都會(huì)盡力傳遞出企業(yè)在積極履行社會(huì)責(zé)任的正面信息，因而相較于強(qiáng)制披露，自愿披露的企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息發(fā)揮的作用更大，對綠色全要素生產(chǎn)率的影響也更加明顯。

2.基于信息環(huán)境的異質(zhì)性分析。盡管企業(yè)披露的社會(huì)責(zé)任信息能夠緩解企業(yè)與利益相關(guān)者之間的信息不對稱問題，但信息能否準(zhǔn)確、及時(shí)地傳遞給信息使用者會(huì)受到企業(yè)信息環(huán)境的影響，所以本文進(jìn)一步從企業(yè)信息環(huán)境的角度入手，分析企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露對綠色全要素生產(chǎn)率的影響在不同的信息環(huán)境下是否存在差異。由于分析師與媒體作為信息的傳播者與加工者，是資本市場的重要參與者，亦是企業(yè)外部信息環(huán)境的重要組成部分，所以本文分別以媒體報(bào)道數(shù)量與分析師覆蓋度作為信息環(huán)境的替代變量，按照媒體報(bào)道數(shù)量與分析師跟蹤人數(shù)的中位數(shù)將研究樣本劃分為信息環(huán)境較好與信息環(huán)境較差兩組，回歸結(jié)果見表8。由表8數(shù)據(jù)可知，當(dāng)企業(yè)所處的信息環(huán)境較好時(shí)，企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露（CSRDIS）對綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）的影響更為顯著?？赡艿慕忉尀?，盡管企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露能夠發(fā)揮信息溝通作用，有助于降低企業(yè)與利益相關(guān)者之間的信息不對稱問題，但是當(dāng)企業(yè)信息環(huán)境較好時(shí)，企業(yè)披露的社會(huì)責(zé)任信息能夠產(chǎn)生更大的“信息效應(yīng)”，從而使得其對綠色全要素生產(chǎn)率的影響更加明顯。

3.基于重污染行業(yè)的異質(zhì)性分析。盡管工業(yè)企業(yè)是環(huán)境污染的主要排放主體之一，但是工業(yè)企業(yè)中的重污染企業(yè)更是社會(huì)公眾與政府部門監(jiān)管的重點(diǎn)對象。隨著新《環(huán)保法》的頒布實(shí)施與綠色發(fā)展理念的提出，社會(huì)公眾對環(huán)境保護(hù)問題的關(guān)注度越來越高，重污染企業(yè)需要承受的外部利益相關(guān)者的監(jiān)管壓力也越來越大。在此背景下，本文進(jìn)一步將研究樣本劃分為重污染企業(yè)與非重污染企業(yè)兩組 ，考察在不同的行業(yè)污染程度下社會(huì)責(zé)任信息披露對綠色全要素生產(chǎn)率的影響，回歸結(jié)果見表9。由表9數(shù)據(jù)可知，當(dāng)企業(yè)處于重污染行業(yè)時(shí)，社會(huì)責(zé)任信息披露（CSRDIS）對綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）的影響更為顯著?？赡艿慕忉尀?，相較于非重污染企業(yè)，重污染企業(yè)在節(jié)能減排方面的難度更高，需要投入更多的資金與人力資源幫助企業(yè)購買或者升級(jí)改造環(huán)保設(shè)備、進(jìn)行綠色技術(shù)研發(fā)，因而重污染企業(yè)有更強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)提高社會(huì)責(zé)任信息披露水平，以發(fā)揮更大的資源集聚效應(yīng)，幫助企業(yè)獲取利益相關(guān)者手中的資源，從而對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了更加顯著的影響。

4.基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的異質(zhì)性分析。中國特殊的制度環(huán)境使得國有企業(yè)承擔(dān)了更多的政治任務(wù)，在履行社會(huì)責(zé)任方面也受到了更多來自政府與社會(huì)公眾的監(jiān)管，因而本文認(rèn)為在考慮企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露對綠色全要素生產(chǎn)率的影響時(shí)，應(yīng)該考察企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)是否會(huì)影響兩者關(guān)系。本文將研究樣本劃分為國有企業(yè)與非國有企業(yè)兩組，分析不同產(chǎn)權(quán)屬性下企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露對綠色全要素生產(chǎn)率的影響，回歸結(jié)果見表9。由表9數(shù)據(jù)可知，當(dāng)企業(yè)屬于國有企業(yè)時(shí)，社會(huì)責(zé)任信息披露對綠色全要素生產(chǎn)率的影響更明顯，原因在于，國有企業(yè)具有營利性與公益性的雙重屬性，國有企業(yè)本身所具備的“國有為民”的性質(zhì)使其承擔(dān)了更多的社會(huì)責(zé)任，所以當(dāng)國有企業(yè)披露社會(huì)責(zé)任信息時(shí)，會(huì)受到更多的社會(huì)關(guān)注，并且國有企業(yè)也愿意披露高質(zhì)量的信息以展示國有企業(yè)的正面形象，如此一來，國有企業(yè)可能會(huì)比非國有企業(yè)聚集更多的資源，從而對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了更明顯的作用。

5.基于市場競爭程度的異質(zhì)性分析。企業(yè)所處市場環(huán)境不同，可能會(huì)對企業(yè)行為產(chǎn)生不同影響。當(dāng)企業(yè)處于市場競爭程度較為激烈的行業(yè)時(shí)，為了獲取更多資源助力企業(yè)發(fā)展，可能會(huì)采取提高企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露質(zhì)量的行為以獲得利益相關(guān)者支持?；诖耍疚膶⒑辗疫_(dá)爾-赫希曼指數(shù)（Herfindahl-Hirschman Index，HHI）作為市場競爭程度的度量標(biāo)準(zhǔn)，進(jìn)一步分析社會(huì)責(zé)任信息披露對綠色全要素生產(chǎn)率的影響在不同市場環(huán)境下是否存在差異，回歸結(jié)果見表9。由表9數(shù)據(jù)可知，相較于市場競爭程度較低的企業(yè)，當(dāng)市場競爭程度較高時(shí)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露對綠色全要素生產(chǎn)率的影響更加明顯。原因在于，在社會(huì)資源既定的前提下，市場競爭程度越激烈，企業(yè)獲取資源的難度就越大，所以該類企業(yè)想要從眾多企業(yè)中獲得利益相關(guān)者的青睞，就需要提高社會(huì)責(zé)任信息披露質(zhì)量以便向利益相關(guān)者傳遞企業(yè)重視社會(huì)責(zé)任的積極信號(hào)，以此來幫助企業(yè)獲取利益相關(guān)者手中的資源，從而對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了更為明顯的促進(jìn)作用。

六、研究結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論

黨的十九大報(bào)告指出，中國經(jīng)濟(jì)已經(jīng)由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，如何促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率的提升、實(shí)現(xiàn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展已經(jīng)成為新常態(tài)下中國經(jīng)濟(jì)亟須解決的重要問題。本文以2012—2019年滬深A(yù)股上市的工業(yè)企業(yè)為樣本，采用雙向固定效應(yīng)模型驗(yàn)證企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露對綠色全要素生產(chǎn)率的影響及其影響機(jī)制，主要得到以下研究結(jié)論：

第一，社會(huì)責(zé)任信息披露能夠顯著促進(jìn)企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升。企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露不僅能夠發(fā)揮資源集聚效應(yīng)，幫助企業(yè)獲得綠色技術(shù)創(chuàng)新所需的資金與人力資源，為企業(yè)綠色技術(shù)進(jìn)步提供資金與智力支持，還能夠產(chǎn)生效率改善效應(yīng)，通過提高企業(yè)內(nèi)部管理效率，督促企業(yè)優(yōu)化資本配置，從而對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生促進(jìn)作用。

第二，機(jī)制分析結(jié)果顯示，社會(huì)責(zé)任信息披露通過緩解企業(yè)面臨的融資約束問題、幫助企業(yè)吸引并留住高素質(zhì)員工、提高企業(yè)內(nèi)部管理效率與資本配置效率從而對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生促進(jìn)作用。一方面，社會(huì)責(zé)任信息披露能夠向利益相關(guān)者傳遞企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行情況的相關(guān)信息，幫助企業(yè)獲取技術(shù)進(jìn)步所需的資金與人力資本資源，另一方面，社會(huì)責(zé)任信息披露也能夠產(chǎn)生外部監(jiān)管壓力，倒逼企業(yè)優(yōu)化內(nèi)部管理流程，提升企業(yè)管理效率，并且在利益相關(guān)者的督促下，企業(yè)會(huì)減少非效率投資行為，提高資本配置效率，從而提升企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率。

第三，異質(zhì)性分析結(jié)果表明，由于企業(yè)自愿披露社會(huì)責(zé)任信息時(shí)會(huì)更加主動(dòng)地披露其履行社會(huì)責(zé)任的情況，并且在披露內(nèi)容與語言方面都會(huì)盡力傳遞出企業(yè)在積極履行社會(huì)責(zé)任的正面信息，所以與強(qiáng)制披露相比，社會(huì)責(zé)任信息披露對綠色全要素生產(chǎn)率的影響在自愿披露組中更加顯著。基于信息環(huán)境的異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，社會(huì)責(zé)任信息披露對綠色全要素生產(chǎn)率的影響在信息環(huán)境較好的組中更加明顯，究其原因在于當(dāng)企業(yè)信息環(huán)境較好時(shí)，企業(yè)披露的社會(huì)責(zé)任信息能夠產(chǎn)生更大的“信息效應(yīng)”。按照企業(yè)是否屬于重污染行業(yè)進(jìn)行分組檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，鑒于重污染企業(yè)在節(jié)能減排方面的難度更高，需要投入更多的資金與人力資源幫助企業(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)研發(fā)，因而重污染企業(yè)有更強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)提高社會(huì)責(zé)任信息披露水平，從而對提高綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了更加顯著的影響?；谄髽I(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)進(jìn)行分組檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)披露的信息不僅質(zhì)量更高，而且受到的社會(huì)關(guān)注也較高，使得國有企業(yè)更容易聚集資源，從而對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了更明顯的作用。由于企業(yè)屬于市場競爭程度較為激烈的行業(yè)時(shí)獲取資源的難度更大，迫使企業(yè)需要提高社會(huì)責(zé)任信息披露水平以獲取更多資源，所以市場競爭程度更為激烈時(shí)社會(huì)責(zé)任信息披露對綠色全要素生產(chǎn)率的影響更大。

（二）政策建議

針對上述研究結(jié)論，本文提出以下政策建議：

一方面，對于政府部門而言，由于社會(huì)責(zé)任信息披露能夠幫助企業(yè)從利益相關(guān)者手中獲取技術(shù)進(jìn)步所需的資金與人力資源，幫助企業(yè)提高管理效率與資本配置效率，因而政府部門要制定相關(guān)政策引導(dǎo)企業(yè)積極披露社會(huì)責(zé)任的相關(guān)信息，使企業(yè)意識(shí)到社會(huì)責(zé)任信息披露為企業(yè)帶來的益處。此外，當(dāng)披露方式為自愿披露時(shí)，社會(huì)責(zé)任信息披露對綠色全要素生產(chǎn)率的影響更明顯，所以政府還要推出全面、規(guī)范的社會(huì)責(zé)任披露指引，進(jìn)一步明晰社會(huì)責(zé)任信息披露的內(nèi)容與方式，引導(dǎo)企業(yè)能夠?qū)⒗嫦嚓P(guān)者關(guān)注的信息及時(shí)、清晰的披露出來，使得社會(huì)責(zé)任信息披露能夠成為助力企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的工具。

另一方面，對于企業(yè)而言，首先需要正確認(rèn)識(shí)社會(huì)責(zé)任信息披露行為。盡管社會(huì)責(zé)任信息在披露時(shí)會(huì)產(chǎn)生成本，但從長遠(yuǎn)看，社會(huì)責(zé)任信息的披露不僅能夠幫助企業(yè)獲取綠色技術(shù)創(chuàng)新所需的資金與人力資源，還能夠產(chǎn)生外部監(jiān)管壓力，督促企業(yè)提高管理效率與資本配置效率，因而企業(yè)在披露社會(huì)責(zé)任的相關(guān)信息時(shí)，應(yīng)及時(shí)披露、詳盡披露，使利益相關(guān)者能夠及時(shí)準(zhǔn)確獲取企業(yè)社會(huì)責(zé)任的履行情況，從而形成“企業(yè)披露信息—利益相關(guān)者反饋信息—企業(yè)再披露信息”的良性循環(huán)。另外，由于信息環(huán)境較好時(shí)，社會(huì)責(zé)任信息披露能夠產(chǎn)生更大的“信息效應(yīng)”，對綠色全要素生產(chǎn)率的影響也更加明顯，因而企業(yè)還應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步優(yōu)化信息環(huán)境，增加企業(yè)信息透明度，使社會(huì)責(zé)任相關(guān)信息能夠及時(shí)、準(zhǔn)確地傳遞給利益相關(guān)者，從而幫助企業(yè)獲得高質(zhì)量發(fā)展。對于屬于重污染行業(yè)與市場競爭環(huán)境更為激烈的企業(yè)，更應(yīng)該積極主動(dòng)提高社會(huì)責(zé)任信息披露水平，從而發(fā)揮更大的資源集聚效應(yīng)，幫助企業(yè)獲取生存發(fā)展所需要的資源，助力企業(yè)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

［1］

董志愿，張?jiān)?政府審計(jì)對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響——基于審計(jì)署央企審計(jì)結(jié)果公告的實(shí)證分析［J］.審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究，2021（1）：110.

［2］郭金花，楊瑞平.國家審計(jì)能促進(jìn)國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長嗎？［J］.審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究，2020（5）：19.

［3］湛泳，李珊.智慧城市建設(shè)、創(chuàng)業(yè)活力與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展——基于綠色全要素生產(chǎn)率視角的分析［J］.財(cái)經(jīng)研究，2022（1）：418.

［4］Carroll A B.A three-dimensional conceptual model of corporate performance［J］.Academy of Management Review，1979，4（4）：497505.

［5］張欣，董竹.環(huán)境信息披露的綠色創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)［J］.財(cái)經(jīng)科學(xué)，2023（2）：4153.

［6］楊金坤.企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露與創(chuàng)新績效——基于“強(qiáng)制披露時(shí)代”中國上市公司的實(shí)證研究［J］.科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2021（1）：5775.

［7］Zamir F，Shailer G，Saeed A.Do corporate social responsibility disclosures influence investment efficiency in the emerging markets of Asia？［J］.International Journal of Managerial Finance，2022，18（1）：2848.

［8］宋獻(xiàn)中，胡珺，李四海.社會(huì)責(zé)任信息披露與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)——基于信息效應(yīng)與聲譽(yù)保險(xiǎn)效應(yīng)的路徑分析［J］.金融研究，2017（4）：161175.

［9］Li Z，Zou F，Mo B.Does mandatory CSR disclosure affect enterprise total factor productivity？［J］.Economic Research-Ekonomska Istrazivanja，2022，35（1）：49024921.

［10］劉媛媛，田言.財(cái)務(wù)報(bào)表誤述、誤述風(fēng)險(xiǎn)與自愿性信息披露——基于企業(yè)社會(huì)責(zé)任報(bào)告的證據(jù)［J］.會(huì)計(jì)研究，2019（4）：2635.

［11］余瑋，鄭穎，辛琳.企業(yè)社會(huì)責(zé)任報(bào)告披露的影響因素研究——基于控股股東和外資股東視角［J］.審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究，2017（2）：7887.

［12］黃荷暑，周澤將.女性高管、信任環(huán)境與企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露——基于自愿披露社會(huì)責(zé)任報(bào)告A股上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［J］.審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究，2015（4）：3039.

［13］李虹，王娟.管理層能力、企業(yè)文化與企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露［J］.華東經(jīng)濟(jì)管理，2019（10）：138146.

［14］楊漢明，吳丹紅.企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的制度動(dòng)因及路徑選擇——基于“制度同形”的分析框架［J］.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)，2015（1）：5562+159.

［15］賈興平，劉益.外部環(huán)境、內(nèi)部資源與企業(yè)社會(huì)責(zé)任［J］.南開管理評(píng)論，2014（6）：1318.

［16］Wang J，Zhang X，Dai M.Influences of economic policy uncertainty on corporate social responsibility information disclosure［J］.Amfiteatru Economic，2021，23（58）：843862.

［17］Rokhayati H，Nahartyo E，Haryono H.Effect of financial information and corporate social responsibility disclosure on investment decision：evidence from an experimental study［J］.Asian Journal of Business & Accounting，2019，12（1）：129164.

［18］Hasudungan A，Bhinekawati R.The effects of CSR disclosure on asymmetric information and RoI of publicly listed companies in SRI-Kehati index in Indonesia［J］.Corporate Governance：The International Journal of Effective Board Performance，2022，22（7）：15871604.

［19］張桅，胡艷.長三角地區(qū)創(chuàng)新型人力資本對綠色全要素生產(chǎn)率的影響——基于空間杜賓模型的實(shí)證分析［J］.中國人口·資源與環(huán)境，2020（9）：106120.

［20］Charnes A，Cooper W W，Rhodes E.Measuring the efficiency of decision making units［J］.European Journal of Operational Research，1978，2（6）：429444.

［21］Banker R D，Charnes A，Cooper W W.Some models for estimating technical and scale inefficiencies in data envelopment analysis［J］.Management Science，1984，30（9）：10781092.

［22］Tone K.A slacks-based measure of efficiency in data envelopment analysis［J］.European Journal of Operational Research，2001，130（3）：498509.

［23］Tone K，Tsutsui M.An epsilon-based measure of efficiency in DEAa third pole of technical efficiency［J］.European Journal of Operational Research，2010，207（3）：15541563.

［24］Chung Y H，F(xiàn)re R，Grosskopf S.Productivity and undesirable outputs：a directional distance function approach［J］.Journal of Environmental Management，1997，51（3）：229240.

［25］Oh D H.A global Malmquist-Luenberger productivity index［J］.Journal of Productivity Analysis，2010，34（3）：183197.

［26］藺鵬，孟娜娜.綠色全要素生產(chǎn)率增長的時(shí)空分異與動(dòng)態(tài)收斂［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2021（8）：104124.

［27］郭海紅，劉新民.中國農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的時(shí)空分異及收斂性［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2021（10）：6584.

［28］崔興華，林明裕.FDI如何影響企業(yè)的綠色全要素生產(chǎn)率？——基于Malmquist-Luenberger指數(shù)和PSM-DID的實(shí)證分析［J］.經(jīng)濟(jì)管理，2019（3）：3855.

［29］Jiang Y，Wang H，Liu Z.The impact of the free trade zone on green total factor productivity ——evidence from the Shanghai pilot free trade zone［J］.Energy Policy，2021，148（1）：1120.

［30］Qiu S，Wang Z，Geng S.How do environmental regulation and foreign investment behavior affect green productivity growth in the industrial sector？An empirical test based on Chinese provincial panel data［J］.Journal of Environmental Management，2021，287：112282.

［31］Li Y，Wu Y，Chen Y，et al.The influence of foreign direct investment and trade opening on green total factor productivity in the equipment manufacturing industry［J］.Applied Economics，2021，53（57）：66416654.

［32］張平淡，屠西偉.制造業(yè)集聚、技術(shù)進(jìn)步與企業(yè)全要素能源效率［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2022（7）：103121.

［33］Feng Y，Wang X，Liang Z，et al.Effects of emission trading system on green total factor productivity in China：empirical evidence from a quasi-natural experiment［J］.Journal of Cleaner Production，2021，294（4）：126262.

［34］李振洋，白雪潔.產(chǎn)業(yè)政策如何促進(jìn)制造業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率提升？——基于鼓勵(lì)型政策和限制型政策協(xié)同的視角［J］.產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2020（6）：2842.

［35］張建，王博.數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展與綠色全要素生產(chǎn)率提升［J］.審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究，2023（2）：107115.

［36］范丹，付嘉為.環(huán)境信息披露對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響［J］.中國環(huán)境科學(xué)，2021（7）：34633472.

［37］閆志俊，張兵兵，胡榴榴.環(huán)境信息披露能提升全要素能源效率嗎？——來自城市污染源監(jiān)管信息公開的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)［J］.中國人口·資源與環(huán)境，2022（6）：6775.

［38］王兵，劉光天.節(jié)能減排與中國綠色經(jīng)濟(jì)增長——基于全要素生產(chǎn)率的視角［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2015（5）：5769.

［39］關(guān)海玲，武禎妮.地方環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率提升——是技術(shù)進(jìn)步還是技術(shù)效率變動(dòng)？［J］.經(jīng)濟(jì)問題，2020（2）：118129.

［40］Aghion P，Howitt P.A model of growth through creative destruction［J］.Econometrica，1992，60（2）：323351.

［41］萬倫來，朱琴.R&D投入對工業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長的影響——來自中國工業(yè)1999～2010年的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2013（9）：2026.

［42］辛金國，蔡婧靚，楊晨，等.營商環(huán)境、融資結(jié)構(gòu)與家族企業(yè)創(chuàng)新投入［J］.科研管理，2023（1）：5665.

［43］王亞飛，陶文清.低碳城市試點(diǎn)對城市綠色全要素生產(chǎn)率增長的影響及效應(yīng)［J］.中國人口·資源與環(huán)境，2021（6）：7889.

［44］郭雨蕙，吳瀚然，章政.污染物排放標(biāo)準(zhǔn)提升觸發(fā)了“波特效應(yīng)”嗎——來自中國水污染企業(yè)的微觀證據(jù)［J］.當(dāng)代財(cái)經(jīng)，2023（1）：108119.

［45］張麟，王夏陽，陳宏輝，等.企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任對求職者會(huì)產(chǎn)生吸引力嗎——一項(xiàng)基于實(shí)驗(yàn)的實(shí)證研究［J］.南開管理評(píng)論，2017（5）：116130.

［46］李慧云，劉倩穎，李舒怡，等.環(huán)境、社會(huì)及治理信息披露與企業(yè)綠色創(chuàng)新績效［J］.統(tǒng)計(jì)研究，2022（12）：3854.

［47］李甜甜，李金甜.綠色治理如何賦能高質(zhì)量發(fā)展：基于ESG履責(zé)和全要素生產(chǎn)率關(guān)系的解釋［J］.會(huì)計(jì)研究，2023（6）：7898.

［48］杜傳忠，金華旺.制造業(yè)產(chǎn)融結(jié)合、資本配置效率與企業(yè)全要素生產(chǎn)率［J］.經(jīng)濟(jì)與管理研究，2021（2）：2840.

［49］趙細(xì)康．環(huán)境保護(hù)與產(chǎn)業(yè)國際競爭力［M］.北京：中國社會(huì)科學(xué)出版社，2003．

［50］劉想，劉銀國.社會(huì)責(zé)任信息披露與企業(yè)價(jià)值關(guān)系研究——基于公司治理視角的考察［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2014（11）：8997.

［51］Liu X，Zhang C.Corporate governance，social responsibility information disclosure，and enterprise value in China［J］.Journal of Cleaner Production，2017，142（1）：10751084.

［52］Fisman R，Svensson J.Are corruption and taxation really harmful to growth？Firm level evidence［J］.Journal of Development Economics，2007，83（1）：6375.

［53］江艇.因果推斷經(jīng)驗(yàn)研究中的中介效應(yīng)與調(diào)節(jié)效應(yīng)［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2022（5）：100120.

［54］楊繼生，陽建輝.行政壟斷、政治庇佑與國有企業(yè)的超額成本［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2015（4）：5061+106.

［55］陳德球，陳運(yùn)森，董志勇.政策不確定性、市場競爭與資本配置［J］.金融研究，2017（11）：6580.

［責(zé)任編輯：楊志輝］

Can Social Responsibility Information Disclosure Improve Green Total

Factor Productivity of Enterprises？

ZHANG Zhihong1， WANG Lulu1， SONG Yi2

（1. School of Accounting， Shandong University of Finance and Economics， Jinan 250014， China；

2. Inspur Group Co.， Ltd， Jinan 250101， China）

Abstract： In the context of green development， effectively enhancing enterprises green total factor productivity is crucial for achieving high-quality development in Chinas economy. Using industrial enterprises listed on the Shanghai and Shenzhen A-shares between 2012 and 2019 as samples， this study investigates the impact of corporate social responsibility information disclosure on green total factor productivity. The findings indicate that higher levels of social responsibility information disclosure enhance green total factor productivity， primarily through resource agglomeration （pooling funds and human resources） and efficiency improvement （boosting management and capital allocation efficiency）. Heterogeneity analysis reveals that the impact of social responsibility information disclosure on green total factor productivity is more pronounced for enterprises engaging in voluntary disclosure， operating in heavily polluted industries， possessing a favorable information environment， being state-owned， and facing intense market competition. This study aims to deepen the understanding of how social responsibility information disclosure influences green total factor productivity and offers insights for policymakers to refine disclosure systems and foster sustainable， green growth in enterprises.

Key Words： social responsibility information disclosure; green total factor productivity; resources agglomeration effect; efficiency improvement effect; high-quality development; green development