摘要：新质生产力是推动经济高质量发展的关键因素，其培育过程在企业层面备受重视。本文基于 2015–2023 年 A 股上市公司数据，采用双向固定效应模型分 析ESG 对企业新质生产力的影响。研究发现：良好的ESG 表现显著促进新质生产力发展；其作用机制主要通过推动绿色技术创新和缓解融资约束实现，且市场竞争强 化了这一关系；异质性分析显示，该促进效应在东部地区、劳动密集型和资本密集型行业中更为显著关键词：ESG 表现；新质生产力；绿色技术创新；融资约束；市场竞争程度

一、引言

ESG 作为整合制度约束、技术革新与社会资本的战略框架，正推动企业从粗放经营向可持续模式转变，推动经济发展模式的根本性变革。在新一轮科技革命和产业变革背景下，新质生产力强调以“新”和“质”实现发展突破，已成为推动高质量发展的核心力量。

然而，企业培育新质生产力仍面临技术瓶颈、要素配置低效、制度协同不足等堵点，亟需系统化解决方案。ESG 综合考量环境责任、社会责任和企业治理等多个方面，正重构产业生态、催化绿色技术突破与强化组织韧性。ESG 已融入企业发展，其能否成为企业新质生产力培育的加速器？作用机制是什么？这一命题的解答需系统剖析 ESG 能否通过提升企业的动态能力，驱动企业资源要素配置效应，从而促进企业新质生产力的发展。

既有研究考察科技创新、数字化转型及政策环境对新质生产力的影响（袁野等 ，2024 ；赵国庆和李俊廷，2024）[1][2]，但鲜有学者探究 ESG 对企业新质生产力的影响及其机制。尽管宋陆军和孙娜（2024）从理念层面提出 ESG 与新质生产力的协同路径 [3]，宋佳等（2024）初步验证 ESG 通过降低融资成本、吸引机构投资促进新质生产力发展 [4]。现有研究存在拓展的空间。一方面，新质生产力研究多为定性分析，定量及实证检验其形成逻辑的研究较少，ESG 影响机制尚未明确。另一方面，研究多集中在宏观层面，微观企业层面的深入研究相对匮乏。

鉴于此，本文以 2015-2023 年中国 A 股上市公司为样本，分析 ESG 与企业新质生产力之间的关系，并继续从技术、资金、市场层面探讨绿色技术创新、融资约束在二者关系研究中发挥的中介效应以及市场竞争程度的调节作用，以便丰富现有研究。

二、理论分析和研究假设

（一）ESG 表现与企业新质生产力

ESG 作为整合环境、社会与治理维度的战略框架，通过优化生产要素配置与协同，成为推动新质生产力发展的核心动力。新质生产力的本质是劳动者、劳动资料、劳动对象及其组合方式的根本性质变，依赖于科技创新、资源优化与制度创新的深度融合。ESG 通过整合多元诉求、培育异质性资源和增强动态适应能力，重塑生产要素的内涵与外延，推动其向高效、优质和可持续方向跃迁。基于资源基础理论，ESG 有助于企业获取绿色金融、高素质人才和稳定供应链，优化创新资源配置（林炳洪和李秉祥，2024）。在劳动者层面，ESG 通过改善员工权益和社区参与，吸引并留住高素质人才，强化人力资本这一关键要素。在劳动对象层面，ESG 推动供应链绿色化管理，促进再生材料与清洁能源使用，实现劳动对象的低碳化、数字化升级，拓展生产可能性边界，提升资源效率。基于以上分析，提出以下研究假设：

H1 ：良好的ESG 表现能够促进企业新质生产力的发展。

（二）ESG 表现、绿色技术创新与企业新质生产力

绿色技术创新旨在通过开发或优化生产技术，以达成资源高效利用、降低污染排放以及实现环境保护目标（龙子午和张晓菲，2023）[5]。创新驱动理论下环境规制的压力、投资体系和市场需求使企业主动或被动进行ESG 实践，加大绿色创新技术的研发投入（李井林等，2024）[6]，促进颠覆性技术创新。ESG通过塑造企业的绿色动态能力，使其在快速变化的市场环境中更有效地识别、吸收和转化绿色技术知识，加速绿色创新成果的商业化进程。通过清洁生产技术研发应用提升能源和资源利用率，绿色产品市场化推动产业升级，实现从传统要素驱动向创新驱动转变，促进企业生产力跃升。基于此，提出研究假设H2 ：

H2 ：良好的ESG 表现通过赋能绿色技术创新促进企业新质生产力的发展（三）ESG 表现、融资约束与企业新质生产力

良好的 ESG 通过满足利益相关方期望和适应制度要求，显著缓解企业融资约束。ESG 不达标企业通常面临更高的合规成本与融资限制，而优秀 ESG 表现则能够赢得投资者、消费者与政府的信任。在绿色金融兴起的背景下，银行和资本市场更倾向为 ESG 领先企业提供低成本资金（刘晓慧和陈艳，2024）[7]，政府也通过税收优惠和补贴等措施缓解企业融资压力。融资约束的减轻为企业发展新质生产力提供关键支持（刘德宇和王珂凡，2024）[8]。基于动态能力理论，财务压力下降增强了企业战略适应性和响应能力，财务弹性带来的持续试错与优化空间，为新质生产力的培育创造了有利条件。基于以上分析，提出以下研究假设：

H3 ：良好的ESG 表现通过缓解融资约束促进企业新质生产力的发展。

（四）市场竞争的调节效应

基于动态能力理论，企业 ESG 战略的实施效果高度依赖于其与外部动态环境的适配程度。因此，ESG 对新质生产力的作用可能受到市场竞争强度的影响。市场竞争作为激发企业技术革新的重要力量，影响着 ESG 所积累的战略性资源能否有效转化为实际生产力。在竞争程度较低的市场中，企业缺乏足够的外部压力，容易陷入“ESG 资源冗余”陷阱：尽管持有 ESG 相关资产，却缺乏动力将其深度整合至核心技术与生产流程中。此时，ESG 投入易流于表面合规，难以实质性推动生产力跃迁。相反，高度竞争的环境通过加剧资源稀缺性、加速技术迭代和放大市场风险，迫使企业将 ESG 资源纳入动态能力构建的核心。市场竞争扮演“能力催化剂”角色，驱动企业从被动响应转向主动战略挖掘，促进ESG 资源向新质生产力高效转化。基于以上分析，提出假设H4 ：

H4 ：市场竞争程度正向调节ESG 对企业新质生产力的促进作用。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选取 2015-2023 年中国 A 股上市公司为研究样本，相关变量数据来源于CNRDS、CSMAR、华证、WIND 数据库以及上市公司年报。并对相关数据进行处理，最终得到24052 个样本。

（二）变量定义

1. 被解释变量

企业新质生产力（NQP），本文采用国泰安 CSMAR 数据库中企业新质生产力指标，其参考宋佳等（2024）的研究 [4]。

2. 解释变量

ESG 表现（ESG），本文采用华证 ESG 评级，参考方先明和胡丁（2023）的研究，将其依次从高到低赋值为9 至 1^[9] 。

3. 中介变量

绿色技术创新（GI），参考徐佳和崔静波（2020）的研究，对上市企业当年申请的绿色专利数量进行加1 取自然对数处理 [10]。

融资约束（FC），参考卢盛峰和陈思霞（2017）的研究，即采用企业 SA 指数绝对值来表示[11]。

4. 调节变量

市场竞争程度（Compet），本文参考 Zheng et al.（2025）的研究，使用赫芬达尔 - 赫希曼指数（HHI）的倒数表示市场竞争程度（Compet）[12]，数值越高即行业内规模相似的公司数量越多，竞争越激烈。反之，竞争越不激烈。

5. 控制变量

本文参考以往相关研究控制以下相关变量：企业规模、资产负债率、盈利能力、流动比率、托宾Q 值、产权性质、股权集中度、董事会规模、独董占比、两职合一，同时控制了年度和行业固定效应。

（三）模型构建

1. 基准回归模型

本文构建以下基准回归模型：

其中，i 表示个体，t 表示年份。被解释变量 NQP 代表企业新质生产力，解释变量 ESG 表示企业 ESG 表现。Controls 表示设定的一系列控制变量。 ε_i，t 表示误差。Year、Ind 表示行业和年份固定效应。

2. 中介效应模型

本文构建以下中介效应模型：

其中，GI 表示绿色技术创新，FC 代表融资约束。

3. 调节效应模型

本文构建以下调节效应模型：

NQP_i，t=η₀+η₁ESG_i，t+η₂Compet_i，t+η₃ESG_i，t*Compet_i，t

其中，Compet 表示市场竞争程度。

表1 变量说明

四、实证分析

（一）描述性统计分析

表 2 列示主要变量的描述性统计结果。其中，我国上市公司的新质生产力存在显著差异，且大部分企业的新质生产力水平集中在中位数附近或以下。我国上市公司 ESG 处于中等水平，这反映出企业在可持续发展方面已经取得了一定的进展，但仍存在较大的提升空间。

表 2 描述性统计

（二）基准回归

表 3 的列（1）在不考虑控制变量的情况下，回归结果在 10% 水平下显著。列（2）在加入控制变量后，ESG 表现的回归系数更大且在1% 水平下显著。因此，假设H1 得证。

（三）稳健性检验

1. 滞后解释变量

为了降低双向因果可能带来的干扰，采取滞后解释变量进行回归分析。表4 回归结果均显著为正，假设H1 得以验证。

2. 替换被解释变量

为了验证模型的稳健程度，采用全要素生产率（TFP）度量被解释变量企业新质生产力水平，分别运用 LP 法和 OLS 法来重新评估企业全要素生产率。表 4列（4）、（5）的回归结果显著为正，验证了假设H1 的稳健性。

（四）内生性检验

1. 工具变量法

为缓解模型潜在的内生性问题，本文使用行业层面的 ESG 均值作为企业ESG 表现的工具变量，同时满足工具变量的相关性和排他性条件。表 5 列（1）、（2）表明假设H1 依然稳健。

2. 系统 GMM

本文参考杨志安和侯耀威（2025）的研究，运用系统广义矩估计（SYS-GMM）回归分析，以验证前文所得结论的稳健性[13]。表5 列（3）表明假设H1 依然稳健。

五、机制检验与异质性分析

（一）机制检验

表 6 列（1）、（2）表明良好的 ESG 显著影响企业绿色技术创新，绿色技术创新对新质生产力的影响同样显著为正。假设 H2 得到验证。列（3）、（4）表明良好的ESG 有效缓解企业融资约束，融资约束对新质生产力的影响显著为负，由此假设 H3 得到验证。列（5）表明市场竞争程度在 ESG 促进企业新质生产力发展的过程中起到正向调节作用，由此假设H4 得以证明。

表6 机制检验

（二）异质性分析

1. 区域异质性

鉴于各区域在资源禀赋和经济发展水平方面的差异，本文依据国家统计局的区域划分标准细分为东部、中部与西部三大区域进行回归分析。表8 列（1）、（2）、（3）显示 ESG 表现对企业新质生产力发展在东部地区具有显著作用，在中部以及西部地区作用不显著。

2. 要素密集型行业异质性

不同行业在资源利用、生产过程、市场环境及政策敏感度等方面存在显著差异，因此本文将样本根据要素密集程度分为劳动密集型、技术密集型和资本密集型行业，分别进行回归分析。表 7 列（4）、（5）、（6）表明 ESG 显著促进了劳动密集型与资本密集型行业内企业新质生产力提升，且在劳动密集型行业中促进作用更强，而对技术密集型行业内企业新质生产力无显著影响。

表7 异质性分析

六、结论与建议

（一）研究结论

本文研究发现：（1）ESG 良好的企业能够显著提升其新质生产力。（2）ESG通过赋能绿色技术创新和缓解融资约束双重路径推动新质生产力的发展。（3）市场竞争程度在 ESG 与新质生产力的关系中发挥正向调节作用。（4）在区域和行业层面，东部地区、劳动密集型和资本密集型行业的企业 ESG 表现对新质生产力的促进作用更为显著，这表明 ESG 实践的效果受到区域经济发展水平和行业特性的显著影响。

（二）建议启示

企业应深度融入 ESG 理念，通过提升环境信息披露与社会责任绩效，拓宽绿色融资渠道；加大绿色技术研发，构建产学研协同机制，加速技术商业化应用，以ESG 驱动新质生产力发展。

政府需完善 ESG 评价与政策体系，短期内以财税优惠和绿色信贷支持中西部及薄弱企业突破融资瓶颈；长期应建设碳定价与绿色金融基础设施，推进行业差异化 ESG 标准，设立阶段性技术路线图，并利用“监管沙盒”机制鼓励绿色技术试点，引导资本向优质ESG 企业流动。

参考文献：

[1] 袁野 ， 曹倩 ， 尹西明 ， 陈劲 . 创新联合体赋能新质生产力的理论机制与实践路径研究 [J]. 科技进步与对策 ， 2024， 41 （20）： 32-44.

[2] 赵国庆， 李俊廷. 企业数字化转型是否赋能企业新质生产力发展——基于中国上市企业的微观证据 [J]. 产业经济评论 ， 2024， （04）： 23-34.

[3] 宋陆军 ， 孙娜 . ESG 理念助推新质生产力发展的实现路径研究 [J].会计之友 ， 2024， （14）： 156-161.

[4] 宋佳， 张金昌， 潘艺. ESG 发展对企业新质生产力影响的研究——来自中国 A 股上市企业的经验证据 [J]. 当代经济管理 ， 2024， 46 （06）： 1-11.

[5] 龙子午 ， 张晓菲 . ESG 表现对企业绿色技术创新的影响——基于中国上市公司的经验证据 [J]. 南方金融 ， 2023， （09）： 56-70.

[6] 李井林， 阳镇， 陈劲. ESG 表现如何赋能企业绿色技术创新？——来自中国上市公司的微观证据 [J]. 管理工程学报 ， 2024， 38 （05）： 1-17.

[7] 刘晓慧 ， 陈艳 . ESG 表现与企业创新——基于绿色金融改革的调节作用 [J]. 统计与决策 ， 2024， 40 （07）： 183-188.

[8] 刘德宇 ， 王珂凡 . 营商环境对企业新质生产力的影响机制研究 [J].金融与经济 ， 2024， （08）： 85-94.

[9] 方先明 ， 胡丁 . 企业 ESG 表现与创新——来自 A 股上市公司的证据[J]. 经济研究 ， 2023， 58 （02）： 91-106.

[10] 徐佳， 崔静波. 低碳城市和企业绿色技术创新[J]. 中国工业经济，2020， （12）： 178-196.

[11] 卢盛峰 ， 陈思霞 . 政府偏袒缓解了企业融资约束吗 ？——来自中国的准自然实验 [J]. 管理世界 ， 2017， （05）： 51-65+187-188.

[12]Zheng Y， Guo Y， Yan J. Business environment and industrialchain resilience[J]. Finance Research Letters， 2025： 106886.

[13] 杨志安 ， 侯耀威 . 财税政策、数字化与制造业企业新质生产力 [J].华东经济管理 ， 1-11.