李端 郭佳軒 李海英

【摘要】提升全要素生產(chǎn)率是醫(yī)藥企業(yè)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵， ESG理念的興起為醫(yī)藥企業(yè)賦能提供了新的機(jī)遇。以2010 ～ 2020年我國(guó)220家A股上市醫(yī)藥企業(yè)為研究對(duì)象， 考察ESG表現(xiàn)與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系， 并探討技術(shù)創(chuàng)新在二者之間發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn)： ESG表現(xiàn)與全要素生產(chǎn)率之間并非呈簡(jiǎn)單線性關(guān)系， 而是呈現(xiàn)倒U型關(guān)系， 該結(jié)論經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后仍然成立； 技術(shù)創(chuàng)新在二者之間發(fā)揮顯著的調(diào)節(jié)作用， 表現(xiàn)為使倒U型曲線更加平緩、 拐點(diǎn)右移， 且高水平技術(shù)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)效應(yīng)更強(qiáng)。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)： 相較于環(huán)境責(zé)任維度E， 二者在社會(huì)責(zé)任維度S和公司治理維度G的倒U型關(guān)系更顯著； 二者在處于成長(zhǎng)期和成熟期的醫(yī)藥企業(yè)中的倒U型關(guān)系更顯著、 敏感性更強(qiáng)。本研究擴(kuò)展了企業(yè)ESG表現(xiàn)的經(jīng)濟(jì)后果及其中的作用機(jī)理， 為如何提高醫(yī)藥企業(yè)全要素生產(chǎn)率、 優(yōu)化配置醫(yī)藥創(chuàng)新資源、 助力高質(zhì)量發(fā)展提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

【關(guān)鍵詞】ESG表現(xiàn)；可持續(xù)發(fā)展；高質(zhì)量發(fā)展；全要素生產(chǎn)率；技術(shù)創(chuàng)新

【中圖分類號(hào)】 F270? ? ?【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A? ? ? 【文章編號(hào)】1004-0994（2023）11-0143-8

一、 引言

2004年， 聯(lián)合國(guó)研究報(bào)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(zé)任、 社會(huì)責(zé)任、 公司治理結(jié)構(gòu)和機(jī)制因素。與傳統(tǒng)重視財(cái)務(wù)績(jī)效、 經(jīng)營(yíng)效率等“果”類財(cái)務(wù)性指標(biāo)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(chǎn)品責(zé)任、 公司治理、 商業(yè)道德等“因”類非財(cái)務(wù)性指標(biāo)， 關(guān)注和倡導(dǎo)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(lián)盟（GSIA）所發(fā)布的報(bào)告表明， 2018 ～ 2020年全球可持續(xù)投資增長(zhǎng)了15%， 達(dá)到35.3萬億美元①。雖然國(guó)內(nèi)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(guó)“碳達(dá)峰、 碳中和”的發(fā)展戰(zhàn)略高度契合?！吨袊?guó)ESG發(fā)展白皮書》（2021）顯示， 目前我國(guó)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(bào)告， 而且據(jù)商道縱橫統(tǒng)計(jì)， 截至2021年7月， 港股上市公司的ESG信息披露率高達(dá)93.8%。

醫(yī)藥行業(yè)屬于知識(shí)密集型、 技術(shù)密集型、 信息密集型產(chǎn)業(yè)（康益敏等，2020）， 《2021年度藥品審評(píng)報(bào)告》顯示， 2021年國(guó)家藥品監(jiān)督管理局藥品審評(píng)中心共受理注冊(cè)申請(qǐng)11658件， 同比增長(zhǎng)了13.79%， 值得關(guān)注的是， 其中包含受理創(chuàng)新藥注冊(cè)申請(qǐng)達(dá)1886件， 涵蓋998個(gè)品種， 同比增長(zhǎng)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(zhǎng)動(dòng)能， 然而在醫(yī)藥企業(yè)由高速增長(zhǎng)轉(zhuǎn)為高質(zhì)量發(fā)展的現(xiàn)階段， 由于其社會(huì)責(zé)任缺失導(dǎo)致的違法違規(guī)現(xiàn)象頻頻發(fā)生。據(jù)國(guó)家藥品監(jiān)督管理局公布， 僅2021年1 ～ 9月， 全國(guó)共查處藥品違法案件3.9萬件， 涉案金額高達(dá)5.8億元， 搗毀制假售假窩點(diǎn)32個(gè)， 責(zé)令停產(chǎn)停業(yè)179家， 移送司法機(jī)關(guān)268件。對(duì)于醫(yī)藥企業(yè)而言， 其承擔(dān)著保障人民生命健康安全的獨(dú)特使命， 產(chǎn)品的研發(fā)和設(shè)計(jì)、 生產(chǎn)和銷售環(huán)節(jié)與倫理道德、 環(huán)境保護(hù)、 法律法規(guī)等方面緊密相關(guān)， 換言之， 醫(yī)藥企業(yè)除關(guān)注自身經(jīng)營(yíng)績(jī)效外， 還需重點(diǎn)強(qiáng)調(diào)企業(yè)道德、 綠色生產(chǎn)、 環(huán)境問題， 以獲取持續(xù)的高質(zhì)量發(fā)展動(dòng)力。2021年12月， 《“十四五”國(guó)家藥品安全及促進(jìn)高質(zhì)量發(fā)展規(guī)劃》將“醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展取得明顯改善， 產(chǎn)業(yè)層次顯著提高， 藥品創(chuàng)新研發(fā)能力達(dá)到國(guó)際先進(jìn)水平”作為我國(guó)2035年醫(yī)藥行業(yè)的遠(yuǎn)景目標(biāo)。在此背景下， 探究ESG表現(xiàn)對(duì)于醫(yī)藥企業(yè)的全要素生產(chǎn)率（TFP）有何種影響具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

黨的二十大報(bào)告指出， 高質(zhì)量發(fā)展是全面建設(shè)社會(huì)主義現(xiàn)代化國(guó)家的首要任務(wù)。為貫徹《國(guó)務(wù)院關(guān)于進(jìn)一步提高上市公司質(zhì)量的意見》， 證監(jiān)會(huì)在2022年4月發(fā)布的《上市公司投資者關(guān)系管理工作指引》中提出在與投資者溝通內(nèi)容中增加上市公司ESG信息， 旨在加快國(guó)內(nèi)ESG信息披露與ESG投資的發(fā)展進(jìn)程， 豐富投資者關(guān)系管理的內(nèi)容和方式， 促使企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。以往的研究證實(shí)了全要素生產(chǎn)率能夠很好地衡量企業(yè)的發(fā)展質(zhì)量（宋敏等，2021）， 本研究亦以全要素生產(chǎn)率作為高質(zhì)量發(fā)展的衡量指標(biāo)。ESG作為整合三個(gè)維度的綜合測(cè)評(píng)指標(biāo)體系， 雖然已有文獻(xiàn)對(duì)其進(jìn)行了有益的探討， 但關(guān)于其與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的研究卻并不充分， 如： 張小溪和馬宗明（2022）以“外部+內(nèi)部”影響機(jī)制構(gòu)造ESG“101”理論分析框架， 研究結(jié)果表明監(jiān)管層面通過規(guī)范企業(yè)ESG表現(xiàn)以供投資者進(jìn)行多方向選擇， 投資者獲得超額收益為企業(yè)帶來進(jìn)一步資金的流入， 從而形成良性循環(huán)以助力企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展； 盛明泉等（2022）以家族企業(yè)為背景探究ESG-TFP關(guān)系， 實(shí)證結(jié)果表明ESG表現(xiàn)能夠顯著促進(jìn)其全要素生產(chǎn)率的提高。概言之， 當(dāng)前對(duì)于ESG表現(xiàn)的研究方興未艾， 關(guān)于ESG-TFP的關(guān)系尚不明確， 考慮到技術(shù)創(chuàng)新是企業(yè)提升全要素生產(chǎn)率的重要途經(jīng)（曹偉等，2022）， 但是技術(shù)創(chuàng)新在醫(yī)藥企業(yè)ESG披露中發(fā)揮何種作用， 是否會(huì)對(duì)ESG-TFP的關(guān)系產(chǎn)生影響， 現(xiàn)有研究尚未證實(shí)。

本文可能的邊際貢獻(xiàn)如下： （1）拓展了ESG表現(xiàn)的經(jīng)濟(jì)后果研究?，F(xiàn)有文獻(xiàn)主要從企業(yè)績(jī)效、 融資約束、 投資效率等角度考察企業(yè)ESG表現(xiàn)的線性經(jīng)濟(jì)后果， 本文對(duì)ESG表現(xiàn)與全要素生產(chǎn)率之間是否存在非線性關(guān)系的問題進(jìn)行探究， 拓展了相關(guān)研究。（2）發(fā)現(xiàn)了制造業(yè)不同細(xì)化行業(yè)下隱含的ESG表現(xiàn)的經(jīng)濟(jì)后果異質(zhì)性。以往文獻(xiàn)多以整個(gè)制造業(yè)作為研究對(duì)象， 鑒于醫(yī)藥企業(yè)存在妥善處理化學(xué)廢棄物、 污染物環(huán)保壓力大、 保證人民健康安全社會(huì)責(zé)任重、 公司道德負(fù)面事件治理難度高三重特點(diǎn)， 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(yùn)含的內(nèi)在聯(lián)系。（3）為我國(guó)醫(yī)藥企業(yè)賦能增效拓展了新思路。本研究表明， 技術(shù)創(chuàng)新程度對(duì)于醫(yī)藥企業(yè)ESG-TFP間關(guān)系所發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用不同， 進(jìn)而豐富了ESG表現(xiàn)作用機(jī)理的研究， 為ESG-TFP相關(guān)研究提供了新的視角。

二、 理論分析與研究假設(shè)

（一） ESG表現(xiàn)與全要素生產(chǎn)率

從短期層面來看， 按照資源依賴?yán)碚摵托盘?hào)傳遞理論， 良好的ESG表現(xiàn)有助于全要素生產(chǎn)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(shì)方， 其主動(dòng)披露高質(zhì)量ESG信息傳遞出對(duì)于自身公司治理水平、 積極承擔(dān)社會(huì)責(zé)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(hào)， 調(diào)動(dòng)投資者主動(dòng)監(jiān)督管理層的積極性， 獲取投資者信任， 進(jìn)而緩解雙方信息不對(duì)稱和自身融資約束， 從而提升企業(yè)盈利能力和企業(yè)績(jī)效（溫素彬和方苑，2008；張兆國(guó)等，2013；Liang和Renneboog，2017）， 最終賦能企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展， 促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)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(jī)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(zhì)是各個(gè)利益相關(guān)者所締結(jié)的契約集合， 除股東資本投入外， 其他利益相關(guān)者的要素投入是企業(yè)得以為股東持續(xù)創(chuàng)造價(jià)值的動(dòng)因（黃世忠，2021）。對(duì)于外部利益相關(guān)群體而言， ESG表現(xiàn)是醫(yī)藥企業(yè)向其傳遞內(nèi)部信息的重要途徑， 高質(zhì)量的ESG信息披露更容易引起外部利益相關(guān)群體的關(guān)注。良好的ESG表現(xiàn)賦予醫(yī)藥企業(yè)吸收資源的優(yōu)勢(shì)， 使其有機(jī)會(huì)與上下游企業(yè)進(jìn)行資源數(shù)量與質(zhì)量的交換匹配。醫(yī)藥企業(yè)通過突破要素流動(dòng)壁壘， 實(shí)現(xiàn)資源聚集， 持續(xù)獲取異質(zhì)性生產(chǎn)要素， 從而在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中取得優(yōu)勢(shì)地位， 通過共同打造合作共贏的供應(yīng)鏈、 構(gòu)建廣泛的外部資源網(wǎng)絡(luò)并形成優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)與資源共享的體系， 將獲取的資源轉(zhuǎn)化為其持續(xù)經(jīng)營(yíng)的動(dòng)能， 進(jìn)而形成良性循環(huán)， 不斷促進(jìn)資源要素加速流動(dòng)， 為醫(yī)藥企業(yè)的發(fā)展持續(xù)提質(zhì)增效， 提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率?；谝陨戏治?， 本文認(rèn)為， 就短期而言ESG-TFP之間表現(xiàn)為“此起彼伏”的增進(jìn)關(guān)系。

從長(zhǎng)期層面來看， 基于聲譽(yù)機(jī)制和委托代理理論， 醫(yī)藥企業(yè)ESG表現(xiàn)對(duì)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生抑制作用， 從而降低全要素生產(chǎn)率。一方面， 管理層機(jī)會(huì)主義使得管理層可能會(huì)利用企業(yè)對(duì)于社會(huì)責(zé)任的承擔(dān)進(jìn)行自利性偽裝行為（權(quán)小鋒等，2015）， 通過貢獻(xiàn)公司資源以獲取更高的社會(huì)地位（Petrovits，2005）， 增加自身獲取個(gè)人職業(yè)聲譽(yù)的可能性， 不斷進(jìn)行慈善捐贈(zèng)、 扶貧、 環(huán)境保護(hù)等社會(huì)活動(dòng)以樹立正面企業(yè)家形象， 甚至可能會(huì)以股東利益為代價(jià)， 放棄凈現(xiàn)值（NPV）大于0的投資項(xiàng)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(chǎn)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(guān)者展示積極形象以獲得良好的聲譽(yù)（Gray和Balmer，1998）， 例如： 慈善事業(yè)可以提高公司在消費(fèi)者中的知名度， 但是利益相關(guān)群體更可能會(huì)關(guān)注企業(yè)參與社會(huì)責(zé)任背后的真正動(dòng)機(jī)（Fein， 1996）； 已有學(xué)者證實(shí)了慈善捐贈(zèng)在更大程度上是對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任缺失的掩飾（高勇強(qiáng)等，2012）； Boehe和Barin Cruz（2010）將承擔(dān)社會(huì)責(zé)任定義為企業(yè)超越合規(guī)性并采取行動(dòng)促進(jìn)社會(huì)和環(huán)境事業(yè)的事件。此外， 過度追求企業(yè)ESG評(píng)分最大化會(huì)導(dǎo)致履行成本的大量投入， 使得企業(yè)重心偏離主營(yíng)業(yè)務(wù)， 導(dǎo)致有限資源向非主營(yíng)業(yè)務(wù)傾斜， 擠占真正有利可圖的項(xiàng)目， 雖然改善了企業(yè)的ESG表現(xiàn)， 但造成了非效率投資， 從而導(dǎo)致全要素生產(chǎn)率下降?；谝陨戏治?， 本文認(rèn)為， 就長(zhǎng)期而言ESG-TFP之間表現(xiàn)為“此起彼落”的抑制關(guān)系。

綜上， 本文認(rèn)為， ESG表現(xiàn)的“此起彼伏”效應(yīng)與“此起彼落”效應(yīng)同時(shí)存在， 且由于ESG表現(xiàn)提升程度不同兩種效應(yīng)的占優(yōu)結(jié)果也不同， 即ESG表現(xiàn)存在一個(gè)合理區(qū)間， 因此本文提出假設(shè)1：

H1： 醫(yī)藥企業(yè)的ESG表現(xiàn)與全要素生產(chǎn)率之間呈現(xiàn)倒U型關(guān)系。

（二）技術(shù)創(chuàng)新對(duì)ESG-TFP間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

醫(yī)藥企業(yè)的核心是創(chuàng)造價(jià)值， 持續(xù)創(chuàng)新是醫(yī)藥行業(yè)獲得高質(zhì)量發(fā)展動(dòng)力的生命之源。醫(yī)藥企業(yè)通過不斷研發(fā)設(shè)計(jì)新產(chǎn)品滿足消費(fèi)者的需求， 維護(hù)企業(yè)ESG-TFP間關(guān)系， 技術(shù)創(chuàng)新作為企業(yè)創(chuàng)造價(jià)值的重要驅(qū)動(dòng)因素， 會(huì)對(duì)二者關(guān)系產(chǎn)生重要影響。

本文認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)作用分為兩個(gè)方面： 一方面， 對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新水平較低的醫(yī)藥企業(yè)而言， ESG表現(xiàn)在拐點(diǎn)之前的“此起彼伏”效應(yīng)和拐點(diǎn)之后的“此起彼落”效應(yīng)都更為明顯。由于自身技術(shù)創(chuàng)新水平低， 企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力會(huì)比較薄弱， 無法有效聚集資源和實(shí)現(xiàn)資源要素的順暢流動(dòng)， 而ESG信息的披露能夠發(fā)揮出能動(dòng)效應(yīng)， 促使企業(yè)向外界傳達(dá)積極信號(hào)， 吸引外部資源流入， 從而促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升， 隨著ESG表現(xiàn)的不斷優(yōu)化， “此起彼落”的抑制效應(yīng)凸顯， 企業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)一步下降。另一方面， 對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新水平較高的醫(yī)藥企業(yè)而言， ESG表現(xiàn)在拐點(diǎn)之前的“此起彼伏”效應(yīng)和拐點(diǎn)之后的“此起彼落”效應(yīng)都更為平緩。由于自身技術(shù)創(chuàng)新水平高， 相對(duì)而言企業(yè)能夠更加有效地突破資源壁壘、 實(shí)現(xiàn)聚集資源、 增強(qiáng)企業(yè)間資源要素流動(dòng)， 在競(jìng)爭(zhēng)中具有更明顯的優(yōu)勢(shì)， 短期內(nèi)企業(yè)ESG表現(xiàn)的優(yōu)化具有一定的促進(jìn)作用， 但是相對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新水平低的企業(yè)促進(jìn)作用有限， 隨著ESG表現(xiàn)的繼續(xù)優(yōu)化， 企業(yè)有能力弱化過度ESG表現(xiàn)產(chǎn)生的“此起彼落”效應(yīng)?？赡艿脑蚴?， 管理層將較多精力放在研發(fā)創(chuàng)新所產(chǎn)生的聲譽(yù)獎(jiǎng)勵(lì)高于依附企業(yè)社會(huì)責(zé)任承擔(dān)的自利行為所帶來的聲譽(yù)獎(jiǎng)勵(lì)， 并且當(dāng)醫(yī)藥企業(yè)的資源向技術(shù)創(chuàng)新傾斜時(shí)， 能夠削減企業(yè)內(nèi)部的非效率投資成本， 因此高水平技術(shù)創(chuàng)新企業(yè)ESG-TFP的曲線關(guān)系更為平滑。

綜上， 本文認(rèn)為醫(yī)藥技術(shù)創(chuàng)新能夠?qū)SG-TFP間關(guān)系產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用。基于以上分析， 本文提出假設(shè)2：

H2： 技術(shù)創(chuàng)新能顯著調(diào)節(jié)ESG-TFP之間的倒U型關(guān)系， 具體表現(xiàn)為曲線拐點(diǎn)右移且曲線更為平緩。

三、 研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

本文選擇2010 ～ 2020年②A股上市非ST醫(yī)藥制造業(yè)數(shù)據(jù)為初始樣本， 按照以下順序進(jìn)行處理： （1）剔除ESG評(píng)分缺失的樣本。因我國(guó)對(duì)于A股上市企業(yè)ESG信息尚處于積極鼓勵(lì)披露階段， 為保證實(shí)證研究的客觀性與真實(shí)性， 故需剔除未進(jìn)行ESG披露的樣本數(shù)據(jù)。（2）剔除只有一年數(shù)據(jù)的非連續(xù)樣本。（3）為消除極端值的影響， 對(duì)所有連續(xù)變量均在1%分位和99%分位進(jìn)行了縮尾處理。（4）為克服可能存在的多重共線性問題， 對(duì)交互項(xiàng)均進(jìn)行了中心化處理。最終， 得到220家醫(yī)藥上市企業(yè)共計(jì)1700個(gè)有效觀測(cè)值③。

本文的數(shù)據(jù)來源如下： ESG評(píng)分通過查閱和訊網(wǎng)手工整理獲得， 發(fā)明專利申請(qǐng)量數(shù)據(jù)來自于中國(guó)研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(tái)（CNRDS）， 公司特征和公司治理層面數(shù)據(jù)均來自于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。

（二）變量定義

1. 被解釋變量： 全要素生產(chǎn)率（TFP）。現(xiàn)有文獻(xiàn)廣泛采用的全要素生產(chǎn)率的測(cè)算方法主要包含最小二乘法（OLS法）、 固定效應(yīng)法（FE法）、 廣義矩估計(jì)、 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(shí)性偏差問題從而導(dǎo)致產(chǎn)生偏誤， 固定效應(yīng)法中大量數(shù)據(jù)會(huì)被舍棄， 造成信息覆蓋不全面， 廣義矩估計(jì)則需要包含足夠長(zhǎng)的時(shí)間跨度。因此， 本文參考宋敏等（2021）的做法， 采用OP法對(duì)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)算， 穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分采用LP法進(jìn)行測(cè)算， 具體測(cè)算模型如下：

其中： Yit為營(yíng)業(yè)收入； lnKit和AGEit為狀態(tài)變量；? lnKit為資本投入， 以固定資產(chǎn)凈值衡量； AGEit為企業(yè)年齡； lnLit為勞動(dòng)投入， 以員工人數(shù)衡量； STATEit和EXit為控制變量， 其中STATEit為企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)， EXit表示企業(yè)是否參與出口活動(dòng)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(yīng)； εit是殘差項(xiàng)， 包含無法預(yù)測(cè)的隨機(jī)干擾因素。全要素生產(chǎn)率的數(shù)值越大， 說明企業(yè)發(fā)展質(zhì)量越高。

2. 解釋變量： ESG表現(xiàn)（ESG）。國(guó)內(nèi)外現(xiàn)有ESG評(píng)級(jí)體系主要包含和訊網(wǎng)ESG、 彭博指數(shù)、 華證指數(shù)、 商道融綠評(píng)級(jí)、 嘉實(shí)ESG等， 分別在涵蓋范圍、 評(píng)級(jí)方式、 披露規(guī)則方面均有較大差異。基于數(shù)據(jù)廣泛性、 實(shí)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(wǎng)公布的分?jǐn)?shù)度量醫(yī)藥企業(yè)ESG表現(xiàn)， 該評(píng)分體系中除包含ESG總評(píng)分之外， 還分別公布了五個(gè)一級(jí)指標(biāo)得分， 分別為股東責(zé)任， 員工責(zé)任， 供應(yīng)商、 客戶和消費(fèi)者權(quán)益責(zé)任， 環(huán)境責(zé)任和社會(huì)責(zé)任， 將前三項(xiàng)加和作為公司治理責(zé)任的概括并按照周方召等（2020）的做法將ESG整體評(píng)分及各個(gè)維度評(píng)分均除以100。該評(píng)分越高， 表明企業(yè)ESG表現(xiàn)越好。

3. 調(diào)節(jié)變量： 技術(shù)創(chuàng)新（TI）?，F(xiàn)有關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新指標(biāo)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(biāo)衡量， 另一類是以專利申請(qǐng)量、 新產(chǎn)品的銷售量及銷售金額等指標(biāo)衡量（段軍山和莊旭東，2021）。綜合本文假設(shè)， 考慮技術(shù)創(chuàng)新是醫(yī)藥企業(yè)資源投入的最終體現(xiàn)， 以發(fā)明專利申請(qǐng)量對(duì)其進(jìn)行度量。我國(guó)的專利分為發(fā)明專利、 實(shí)用新型專利和外觀設(shè)計(jì)專利三類， 專利申請(qǐng)量較授權(quán)量更為可靠、 及時(shí)， 能夠真實(shí)準(zhǔn)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(qǐng)量較其他兩類專利申請(qǐng)量更能表明醫(yī)藥企業(yè)開展以充分追求技術(shù)進(jìn)步和增強(qiáng)競(jìng)爭(zhēng)實(shí)力為目標(biāo)的創(chuàng)新行為， 代表高水平技術(shù)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(qǐng)量加1的自然對(duì)數(shù)衡量技術(shù)創(chuàng)新， 并參考潘越等（2017）的做法， 將發(fā)明專利數(shù)據(jù)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(chǎn)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(gè)層面進(jìn)行控制。具體而言， 公司特征層面的變量包括總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（TTA）、 資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、 企業(yè)規(guī)模（SIZE） 、 企業(yè)價(jià)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(dú)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(gè)體和年份固定效應(yīng)。

上述變量定義見表1。

（三）模型設(shè)計(jì)

為證實(shí)本文所提假設(shè)， 模型構(gòu)建過程如下： 首先， 以醫(yī)藥企業(yè)全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量， 企業(yè)ESG表現(xiàn)及其平方作為解釋變量， 構(gòu)建非線性曲線模型（1）； 其次， 將技術(shù)創(chuàng)新作為調(diào)節(jié)變量納入模型， 構(gòu)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(chǎn)率越高； ESG代表企業(yè)基于環(huán)境責(zé)任、 公司治理責(zé)任、 社會(huì)責(zé)任所得的綜合評(píng)分， 分?jǐn)?shù)越高， 評(píng)級(jí)越高， 表明企業(yè)ESG表現(xiàn)越好； TI代表企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平。如果ESG-TFP間呈現(xiàn)倒U型關(guān)系， α2應(yīng)顯著小于0。Controls代表個(gè)體和年份以外的控制變量。

四、 實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2報(bào)告了本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果， 可以得出： 被解釋變量全要素生產(chǎn)率的中位數(shù)為7.9553， 均值為7.9733， 與現(xiàn)有文獻(xiàn)研究結(jié)果類似； 解釋變量ESG表現(xiàn)的最小值為-0.0320， 最大值為0.7529， 企業(yè)ESG表現(xiàn)存在明顯差異， 且均值僅為0.2667， 說明醫(yī)藥企業(yè)ESG表現(xiàn)整體水平不高。企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的均值略低于中位數(shù)， 表明技術(shù)創(chuàng)新水平大多處于中位數(shù)以下。

（二）ESG-TFP基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

表3第（1）～（2）列報(bào)告了ESG表現(xiàn)與醫(yī)藥企業(yè)全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果， 各列均控制了個(gè)體和年份固定效應(yīng)， 并且隨著控制變量的加入， 調(diào)整R2由0.394增長(zhǎng)至0.549， 說明模型的解釋力增強(qiáng)。第（2）列結(jié)果顯示， ESG的系數(shù)顯著為正（α1=1.333， P<0.01）， ESG2的系數(shù)顯著為負(fù)（α2=-1.173， P<0.01）， 說明ESG表現(xiàn)與醫(yī)藥企業(yè)TFP之間為倒U型關(guān)系， 假設(shè)1初步得到證實(shí)， 但由此得出非線性關(guān)系的結(jié)論理由并不充分。在Lind和Mehlum（2010）提出的證實(shí)U型關(guān)系存在需滿足的三個(gè)必要條件中， 除二次項(xiàng)系數(shù)需顯著為負(fù)外還需滿足另外兩個(gè)要求： 其一， 當(dāng)自變量取最小值時(shí)曲線斜率顯著為正， 取最大值時(shí)曲線斜率顯著為負(fù)； 其二， 拐點(diǎn)處于自變量取值范圍之內(nèi)。由于本文關(guān)注ESG對(duì)于TFP的影響， 故將模型（1）簡(jiǎn)化為：

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

（三）技術(shù)創(chuàng)新對(duì)ESG-TFP關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

在表3第（3）列中加入ESG×TI和ESG2×TI后， 調(diào)整R2由0.549增長(zhǎng)至0.555， 說明模型得到進(jìn)一步優(yōu)化， 因此考慮調(diào)節(jié)變量及其與解釋變量的交互項(xiàng)是有必要的， 并且解釋變量一次項(xiàng)系數(shù)顯著為正， 二次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)， 再次證實(shí)假設(shè)1成立。ESG×TI的系數(shù)顯著為負(fù)（α4=-0.470，P<0.01）， ESG2×TI的系數(shù)顯著為正（α5=0.719，P<0.01）， 初步證實(shí)了技術(shù)創(chuàng)新TI對(duì)ESG-TFP倒U型關(guān)系具有顯著的調(diào)節(jié)作用， 即技術(shù)創(chuàng)新TI緩和了ESG-TFP間的非線性關(guān)系。

為進(jìn)一步證實(shí)上述調(diào)節(jié)效應(yīng)的存在， 還需要證明拐點(diǎn)位置及曲線形態(tài)是否發(fā)生變化， 本文從調(diào)節(jié)變量對(duì)拐點(diǎn)位置的影響及曲線形態(tài)是否發(fā)生變化兩個(gè)方面進(jìn)行深入分析。

首先， 考慮調(diào)節(jié)變量TI對(duì)拐點(diǎn)位置的影響。由于本文關(guān)注TI對(duì)ESG-TFP曲線的影響， 因此將模型（2）簡(jiǎn)化表示為式（5）， 對(duì)其求一階導(dǎo)數(shù)可得式（6）， 當(dāng)式（6）為0時(shí)， ESG取值即為曲線拐點(diǎn)， 見式（7）。為了說明調(diào)節(jié)變量TI對(duì)拐點(diǎn)的影響， 對(duì)TI繼續(xù)求偏導(dǎo)（Haans等，2016）， 得式（8）， 由于分母恒為正數(shù)， 拐點(diǎn)的移動(dòng)方向取決于分子的正負(fù)， 由第（3）列系數(shù)計(jì)算得出（α1α5-α2α4）>0， 因此TI導(dǎo)致ESG-TFP曲線拐點(diǎn)向右移動(dòng)。為具體測(cè)算拐點(diǎn)移動(dòng)的大小， 本文借鑒朱丹和周守華（2018）的做法， 分別將調(diào)節(jié)變量TI的25%分位數(shù)及75%分位數(shù)取值代入式（7）求解ESG值。當(dāng)取25%分位數(shù)即TI=1.0986時(shí)， ESG為0.4530； 當(dāng)取75%分位數(shù)即TI=2.8904時(shí)， ESG為0.6830。這說明當(dāng)技術(shù)創(chuàng)新處于高水平時(shí)， ESG-TFP曲線拐點(diǎn)向右移動(dòng)了0.2300。

其次， 考慮調(diào)節(jié)變量TI對(duì)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(shù)， 曲線形態(tài)是由二次函數(shù)頂點(diǎn)曲率K的正負(fù)性及大小決定的。對(duì)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(diào)節(jié)變量TI對(duì)曲線形態(tài)的影響， 對(duì)式（9）中TI求偏導(dǎo)， 得式（10）， 若α5為正， 表明TI越大K越大， 技術(shù)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)作用使曲線越平緩； 若α5為負(fù)， 表明TI越大K越小， 技術(shù)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)作用使曲線越陡峭。第（3）列系數(shù)α5（α5=0.719，P<0.01）顯著為正， 說明調(diào)節(jié)變量TI使ESG-TFP曲線變得平緩。為測(cè)算出具體K值的大小， 將式（5）求二階導(dǎo)數(shù)得出式（9）， 即為頂點(diǎn)曲率K， 將調(diào)節(jié)變量TI的25%分位數(shù)及75%分位數(shù)取值代入式（9）求解K值。當(dāng)取25%分位數(shù)即TI=1.0986時(shí)， K為-3.9902； 當(dāng)取75%分位數(shù)即TI=2.8904時(shí)， K為-1.4136。這說明當(dāng)技術(shù)創(chuàng)新處于高水平時(shí)， ESG-TFP曲線頂點(diǎn)曲率變大， 二次曲線更為平緩。

五、 內(nèi)生性及穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）內(nèi)生性檢驗(yàn)

擁有較高全要素生產(chǎn)率的企業(yè)往往更加注重環(huán)保、 慈善捐贈(zèng)等企業(yè)活動(dòng)， 其不僅內(nèi)部治理水平高， 而且更加注重綠色生產(chǎn)、 低碳可持續(xù)的經(jīng)營(yíng)戰(zhàn)略，ESG表現(xiàn)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(nèi)生性問題， 本文參考高杰英等（2021）、 權(quán)小鋒和肖紅軍（2016）的做法， 以每一企業(yè)注冊(cè)地所在省份所有其他上市醫(yī)藥企業(yè)的ESG評(píng)級(jí)分?jǐn)?shù)的均值作為工具變量IV， 使用兩階段最小二乘法進(jìn)行回歸分析。同一省份其他醫(yī)藥企業(yè)ESG表現(xiàn)與該企業(yè)的全要素生產(chǎn)率不存在直接相關(guān)關(guān)系， 但每家上市醫(yī)藥企業(yè)的ESG表現(xiàn)會(huì)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(guān)性要求。由第一階段回歸分析結(jié)果可知， 工具變量IV的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)系數(shù)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(xiàn)越好， 該企業(yè)的ESG表現(xiàn)也越好， 相關(guān)性假定成立。由第二階段回歸分析結(jié)果可知， 解釋變量的一次項(xiàng)系數(shù)與二次項(xiàng)系數(shù)分別在1%和10%的水平上顯著， 且系數(shù)正負(fù)性與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致， 證明本文ESG-TFP間呈倒U型關(guān)系的結(jié)論在控制內(nèi)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(shí)別不足”假設(shè)， 表明不存在弱工具變量和工具變量識(shí)別不足的問題。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步加強(qiáng)本文結(jié)論的穩(wěn)健性， 采用以下方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)： 首先， 替換ESG衡量指標(biāo)。采用華證ESG評(píng)級(jí)指標(biāo)重新衡量醫(yī)藥企業(yè)ESG表現(xiàn)， 按照其采用的AAA～C九個(gè)等級(jí)的分級(jí)標(biāo)準(zhǔn)， 從高到低依次賦值為9～1并重新進(jìn)行回歸。其次， 替換TFP衡量指標(biāo)。采用LP方法重新衡量全要素生產(chǎn)率。最后， 基于分位數(shù)回歸進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。分別以全要素生產(chǎn)率10百分位、 25百分位、 50百分位、 75百分位和90百分位進(jìn)行分位數(shù)回歸。上述三種穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果顯示， 解釋變量ESG和ESG2的系數(shù)顯著性與正負(fù)性均驗(yàn)證了ESG-TFP間的倒U型關(guān)系， 證實(shí)本文結(jié)論穩(wěn)健。

由于篇幅限制， 上述檢驗(yàn)結(jié)果均未列出。

六、 拓展性分析

（一）維度異質(zhì)性

為厘清究竟哪個(gè)子維度對(duì)醫(yī)藥企業(yè)全要素生產(chǎn)率發(fā)揮實(shí)質(zhì)性提質(zhì)增效作用， 本文利用三個(gè)子維度指標(biāo)分別對(duì)被解釋變量TFP進(jìn)行回歸分析， 回歸結(jié)果如表5所示。第（1）列結(jié)果顯示， 環(huán)境維度的一次項(xiàng)系數(shù)E與二次項(xiàng)系數(shù)E2均不顯著， 說明E-TFP之間不存在非線性關(guān)系。而第（2）、 （3）列結(jié)果顯示， 社會(huì)責(zé)任維度的一次項(xiàng)系數(shù)S和二次項(xiàng)系數(shù)S2、 公司治理維度的一次項(xiàng)系數(shù)G和二次項(xiàng)系數(shù)G2均在1%的水平上顯著， 且一次項(xiàng)系數(shù)均為正， 二次項(xiàng)系數(shù)均為負(fù)， 說明不同子維度ESG表現(xiàn)對(duì)TFP的影響呈現(xiàn)異質(zhì)性， S-TFP、 G-TFP間的倒U型關(guān)系均成立?？梢?， 相對(duì)于承擔(dān)環(huán)境保護(hù)方面的責(zé)任， 維護(hù)醫(yī)藥產(chǎn)品質(zhì)量與安全， 注重客戶、 供應(yīng)商和消費(fèi)者權(quán)益保護(hù)， 積極承擔(dān)社會(huì)責(zé)任是醫(yī)藥企業(yè)持續(xù)發(fā)展的著力點(diǎn)， 優(yōu)化公司治理結(jié)構(gòu)， 遵循商業(yè)道德規(guī)范， 強(qiáng)化管理層獨(dú)立性、 多樣性與審計(jì)獨(dú)立性等是醫(yī)藥企業(yè)穩(wěn)定發(fā)展的關(guān)鍵。換言之， 對(duì)于醫(yī)藥企業(yè)而言， 高水平的社會(huì)責(zé)任承擔(dān)和公司治理結(jié)構(gòu)構(gòu)建能夠?qū)︶t(yī)藥企業(yè)全要素生產(chǎn)率發(fā)揮更加積極的作用。

（二）生命周期異質(zhì)性

基于生命周期理論， 企業(yè)生命軌跡的各個(gè)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(xiàn)與全要素生產(chǎn)率的關(guān)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(shù)生成變量age， 并依次賦值1 ～ 3， 分別代表初創(chuàng)期、 成長(zhǎng)期、 成熟期三個(gè)不同的生命周期， 分別對(duì)模型（1）進(jìn)行回歸， 結(jié)果如表6所示。第（1）列解釋變量的一次項(xiàng)系數(shù)ESG和二次項(xiàng)系數(shù)ESG2雖然正負(fù)性符合倒U型關(guān)系邏輯但均未通過顯著性檢驗(yàn)， 第（2）、 （3）列ESG和ESG2均在1%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)， 且一次項(xiàng)系數(shù)為正、 二次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)， ESG-TFP間倒U型關(guān)系成立。結(jié)果表明： 醫(yī)藥企業(yè)處于不同生命周期階段的ESG表現(xiàn)對(duì)TFP的影響呈現(xiàn)異質(zhì)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(jīng)營(yíng)模式， 在競(jìng)爭(zhēng)中沒有處于優(yōu)勢(shì)地位， 內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)尚不完善， 并且沒有能力承擔(dān)較高水平的社會(huì)責(zé)任， 因此ESG表現(xiàn)難以與TFP產(chǎn)生聯(lián)動(dòng)作用； 成長(zhǎng)期醫(yī)藥企業(yè)處于快速擴(kuò)張階段， 其積極承擔(dān)社會(huì)責(zé)任以期吸引外部利益相關(guān)群體的關(guān)注， 有能力將獲取的資源轉(zhuǎn)化為持續(xù)經(jīng)營(yíng)的動(dòng)能， 不斷促進(jìn)資源要素加速流動(dòng)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(nèi)部結(jié)構(gòu)規(guī)范機(jī)制（梁上坤等，2019）； 進(jìn)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(shí)現(xiàn)聚集資源， 在競(jìng)爭(zhēng)中具有明顯優(yōu)勢(shì)， 并且內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)趨于完善， 更加注重社會(huì)責(zé)任的承擔(dān)。因此相較于初創(chuàng)期， 處于成長(zhǎng)期和成熟期醫(yī)藥企業(yè)的ESG表現(xiàn)更加明顯， 更能發(fā)揮促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提升的作用。

七、 結(jié)論與啟示

本文基于信號(hào)傳遞理論、 資源依賴?yán)碚摷拔写砝碚摚?以2010 ～ 2020年220家A股上市醫(yī)藥企業(yè)為研究對(duì)象， 考察了醫(yī)藥企業(yè)ESG表現(xiàn)與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系， 并探討了技術(shù)創(chuàng)新在二者之間發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用， 本文主要結(jié)論如下： （1）ESG表現(xiàn)與醫(yī)藥企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間并非簡(jiǎn)單線性關(guān)系， 而是呈現(xiàn)倒U型關(guān)系， 即若ESG表現(xiàn)處于合理區(qū)間內(nèi)， ESG-TFP間表現(xiàn)為正相關(guān)關(guān)系， 若超出合理區(qū)間， ESG-TFP間表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)關(guān)系。（2）技術(shù)創(chuàng)新對(duì)ESG-TFP關(guān)系發(fā)揮顯著的調(diào)節(jié)作用， 合理區(qū)間范圍內(nèi)ESG表現(xiàn)對(duì)全要素生產(chǎn)率的正向促進(jìn)作用降低， 合理區(qū)間范圍外ESG表現(xiàn)對(duì)全要素生產(chǎn)率的負(fù)向抑制作用減緩， 整體表現(xiàn)為使倒U型曲線更加平緩， 且與低水平技術(shù)創(chuàng)新相比， 高水平技術(shù)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)作用更強(qiáng)。（3）進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)， 相較于E維度指標(biāo)， S維度和G維度指標(biāo)的倒U型關(guān)系更顯著， 即高水平的社會(huì)責(zé)任承擔(dān)和公司治理結(jié)構(gòu)構(gòu)建能夠?qū)︶t(yī)藥企業(yè)全要素生產(chǎn)率發(fā)揮更加積極的作用； 處于成長(zhǎng)期和成熟期的醫(yī)藥企業(yè)能夠廣泛吸納利益相關(guān)群體的資源， 建立健全企業(yè)內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)規(guī)范機(jī)制， 更為注重社會(huì)責(zé)任承擔(dān)， 踐行綠色生產(chǎn)理念， 因此， ESG表現(xiàn)的積極作用更加明顯， 更能發(fā)揮促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提升的作用， 上述倒U型關(guān)系更加顯著。

基于以上結(jié)論， 本文的啟示如下： （1）把握好ESG-TFP的曲線效應(yīng)。在初期階段， 應(yīng)充分發(fā)揮ESG表現(xiàn)的“信號(hào)傳遞”作用， 通過踐行低碳環(huán)保與綠色生產(chǎn)理念、 積極承擔(dān)社會(huì)責(zé)任、 優(yōu)化公司治理結(jié)構(gòu)， 發(fā)揮ESG信息對(duì)于醫(yī)藥企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)效應(yīng)。隨著ESG表現(xiàn)的不斷提升， 管理層機(jī)會(huì)主義行為和非效率成本投入可能會(huì)削弱醫(yī)藥企業(yè)全要素生產(chǎn)率。因此， 企業(yè)在不斷優(yōu)化ESG表現(xiàn)時(shí)應(yīng)深刻認(rèn)識(shí)到其兩面性， 采取適度化原則。（2）發(fā)揮技術(shù)創(chuàng)新的雙重調(diào)節(jié)作用， 高水平的技術(shù)創(chuàng)新能夠增進(jìn)ESG表現(xiàn)對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用并控制過度ESG表現(xiàn)產(chǎn)生的抑制作用， 醫(yī)藥企業(yè)應(yīng)不斷推動(dòng)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(shù)創(chuàng)新與ESG可持續(xù)發(fā)展理念統(tǒng)籌內(nèi)化上升至醫(yī)藥企業(yè)戰(zhàn)略層面。（3）把握不同維度指標(biāo)及企業(yè)所處生命周期階段的差異性。一是在承擔(dān)環(huán)保責(zé)任的基礎(chǔ)上強(qiáng)調(diào)社會(huì)責(zé)任承擔(dān)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(guān)系異質(zhì)性， 在成長(zhǎng)期和成熟期主動(dòng)發(fā)揮ESG表現(xiàn)的能動(dòng)作用， 提高醫(yī)藥企業(yè)全要素生產(chǎn)率， 共同助力醫(yī)藥企業(yè)高質(zhì)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(wǎng)自2010年開始發(fā)布上市公司ESG評(píng)分且2021年數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)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(cè)值為1917個(gè)，剔除ESG披露缺失的樣本181個(gè)，剔除僅包含一年數(shù)據(jù)的非連續(xù)樣本36個(gè)，最終得到1700個(gè)樣本觀測(cè)值。

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