[29] 冯晓英,郭婉瑢,黄洛颖.智能时代的教师专业发展:挑战与路径[J].中国远程教育,2021(11):1-8,76.

[30] 袁磊,张瑾,滕洁梅,等.我国STEAM 教育生态的反思与重构[J].电化教育研究,2022(11):31-37.

[31] 袁磊,徐济远,梁世松.STEM 教育赋能教育强国建设:逻辑解构、问题剖析与发展策略[J/OL].广西师范大学学

报(哲学社会科学版).http://kns.cnki.net/kcms/detail/45.1066.C.20240403.1543.002.html.

ResearchonSTEAM CultivationMechanismFacingtheDemandof

New QualityTalents

WANGZhuo-yu1,YUHao-yuan2,WANGLin-lin3

(1.CollegeofChineseLanguageandLiterature,GuangxiNormalUniversity,Guilin541004,China;

2.FacultyofEducation,GuangxiNormalUniversity,Guilin541004,China;3.SchoolofEducation,

ZhengzhouUniversity,Zhengzhou450001,China)

Abstract:Educationisthecorestrategytoalleviatethecontradictionbetweennewqualityproductive

forcesandthesupply&demandoftalents,whilebasiceducationistheindispensablecornerstonefor

shapingnewqualitytalents.Inordertoconsolidatethecultivationfoundationoffuturenewquality

talents,thebasiceducationshouldcloselyfocusontheneedsofnewqualitytalents,buildasetof

efficientmechanismssoastohelpstudentssmoothlygrowintonewqualitytalents.Inthisprocess,

theguidance ofcomposite educational goals,the restructuring ofinterdisciplinary knowledge

systems,andthecustomizedstrategiesprovidestrongsupportforSTEAMeducationtoempowerthe

cultivationofnewtalents.Inordertomeetthemulti-dimensionalneedsofnewtalents,itisnecessary

toreconstructthecultivation mechanism ofSTEAM educationfromfivekeylevels:reshapingthe

corecultivation concept,clarifying thefundamentalcultivation goal,strengthening the basic

cultivationconditions,formulatingtheprimarycultivationstrategyandstabilizingthekeycultivation

cornerstones.InordertopromoteSTEAM educationtobetteradapttothedevelopmentofthe

digitalizationerainthecultivationofnewtalents,aseriesofmeasuresshouldbetaken:toensurethe

efficientoperationofSTEAMeducation,toimproveitsinterdisciplinaryknowledgesystem,tobuild

aspacethatspansvirtualandphysicalworlds,toimprovetheSTEAMqualificationsofteachers,and

tobuildavibrantnewecologyforthecultivationofSTEAMtalents.Theimplementationofthese

measureswillstronglypromotetheinnovationanddevelopmentofSTEAMeducationincultivating

newqualitytalents,thuscontributingtothesocialprogressinthenewera.

Key words:new quality productive forces;new quality talents;STEAM education;STEM

education;cultivationmechanism;interdiscipline

[责任编辑 苏良亿]

96

第60卷 第5期 广西师范大学学报(哲学社会科学版) Vol.60 No.5

2024年9月 JournalofGuangxiNormalUniversity(PhilosophyandSocialSciencesEdition) Sep.,2024

doi:10.16088/ji.ssn.1001-6597.2024.05.009

[收稿日期]2024-01-20

[基金项目]国家自然科学基金“异质股东资源协同与国企混改效率增进:模型测度、作用机理及治理路径研究”

(72362003);广西哲学社会科学规划基金“广西国有企业混合所有制改革效率测度及治理优化策略研究”(22BGL009);

广西哲学社会科学规划基金“混合所有制改革、股权结构特征与企业成长性”(20CGL001)

[作者简介]霍晓萍(1981—),女,山西寿阳人,广西师范大学教授,管理学博士,研究方向:公司治理。

ESG 表现会影响企业股权资本成本吗?

霍晓萍1,2,赵芸培1

(1.广西师范大学 经济管理学院,广西 桂林 541004;2.广西高校数字赋能经济发展重点实验室,广西 桂林 541004)

[摘 要]践行 ESG发展理念是企业高质量可持续发展的必然选择。基于我国2012—2022年沪深

A 股上市公司数据,实证检验 ESG表现对企业股权资本成本的影响,研究发现:ESG 表现对企业股权资本

成本有显著的负向影响;ESG表现通过缓解委托代理成本和提高信息透明度降低企业股权资本成本;异质

性分析表明,非国有企业、东部地区的企业以及低能耗企业的ESG表现对于股权资本成本的降低作用更为

显著。此研究有助于理解企业通过提升 ESG表现保护股东利益的内在逻辑,对推动我国企业 ESG 体系建

设和高质量发展具有启示意义。

[关键词]ESG表现;股权资本成本;委托代理;信息透明度

[中图分类号]F270.7;F832.51 [文献标识码]A [文章编号]1001-6597(2024)05-0097-20

一、引言

ESG 是一种重要的投资理念,其核心包括环境、社会责任和公司治理三个方面,用于

衡量企业的可持续发展能力。ESG 理念自2004年由联合国首次提出以来,就受到了全

球众多国际组织与投资机构的广泛认可与高度关注。在我国经济发展和绿色转型的背景

下,我国政府也加大了对 ESG 理念的推广和践行。2015年中共中央、国务院发布《生态

文明体制改革总体方案》要求资本市场建立上市公司强制性环保信息披露机制;2016年

中央全面深化改革领导小组审议通过《关于构建绿色金融体系的指导意见》,明确推动上

市公司环境信息披露;2018年证监会发布修订后的《上市公司治理准则》,规定上市公司

应及时披露环境信息、履行社会责任和公司治理相关信息;2020年我国提出“双碳”目标,

明确我国经济的绿色发展道路。党的十九届六中全会通过的《决议》提出要“实现创新成

为第一动力、协调成为内生特点、绿色成为普遍形态、开放成为必由之路、共享成为根本目

的的高质量发展”。2022年5月国务院国资委印发的《提高央企控股上市公司质量工作

方案》也提出要“贯彻落实新发展理念,探索建立健全 ESG 体系”,一系列政策文件均要求

97

企业重视生态环境、社会责任问题,ESG 理念纳入企业长期战略规划已逐渐成为全球趋

势。党的二十大报告明确指出“推动经济社会发展绿色化、低碳化是实现高质量发展的关

键环节”,进一步强调 ESG 所涵盖的保护生态环境、履行社会责任、加强治理水平与高质

量发展内涵之间的高度契合,为企业可持续发展指明了道路。ESG 理念正逐步融入我国

经济发展,践行 ESG 理念已成为当前企业实现高质量发展的必然方向[1]。

ESG 表现是一种关注企业经营活动对环境和社会产生的影响以及公司治理完善程

度的投资理念和评估体系。在国家政策的顶层设计下,企业 ESG 表现受到社会各界的广

泛关注,ESG 表现是否能为经济发展带来积极的影响也成为学界重点关注的问题。已有

研究表明,企业的 ESG 表现较优能够在一定程度上降低股票市场波动性[2],提高运营效

率[3],改善长期财务绩效[4-5],降低风险[6-7],也有助于改善融资环境[8],优化资本结构动

态调整[9],进而提升企业价值[10]。相反,企业不良的 ESG 表现可能引发负面的经济后

果[11]。具体而言,ESG 表现较差的企业往往会面临更高的诉讼风险[12]和债务违约风

险[13],存在遭到消费者抵制和政府规制的可能性,甚至会引发财务危机[14]。因此,提升

企业的 ESG 表现对于改善企业绩效、降低经营风险,并推动企业实现高质量可持续发展,

是一种必然选择。重视 ESG 表现,企业可以更好地满足投资者和社会对企业承担责任的

期望,加强企业治理水平,增强企业的竞争力和可持续发展能力。

股权资本成本在企业的投融资决策中起着决定性作用[15],是投资者在权衡报酬与风

险基础上提出的必要报酬率,亦是股东至上、股东价值最大化、股东利益保护等目标实现

的核心基础[16]。确保实现股东要求的报酬率不仅代表达成股东财富最大化的目标,也标

志着对股东利益的根本保障[17]。投资者在决策时会根据企业披露的信息来权衡经营风

险和预期收益,从而提出股权资本的必要报酬率,而这一报酬率受到多种因素的影响[18]。

已有关于股权资本成本影响因素的研究多集中在企业财务方面,具体体现 在 信 息 披

露[19-20]、经营风险[21]、研发投入[22]以及股权集中度[23]等方面。然而,在当前推动经济高

质量发展的时代背景下,企业财务绩效并非投资者在作出投资决策时的唯一衡量标准,非

财务绩效的表现也同样受到关注[24]。其中,环境绩效[25]、社会责任[26]、公司治理[27]等均

会对企业的持续经营和长期发展产生影响,更会影响到投资者的决策和判断。

现有关于 ESG 表现与企业资本成本关系的少量文献主要集中在对企业债务资本成

本的研究,廉永辉等和李井林等的研究指出企业重视 ESG 表现能够通过降低财务风险和

代理风险,增强信息透明度,缓解融资约束实现对债务资本成本的降低作用[28-29]。企业

的资本成本包括债务资本成本和股权资本成本。债务资本成本可以通过债务契约来确定

并获得法律的保护;股权资本成本本质上是股东因让渡资本使用权而要求的必要报酬率,

是股东财富最大化目标下股东利益得到保护的基准,其影响因素更为复杂[30-31]。厘清

ESG 表现是否能够影响股权资本成本以及怎样影响股权资本成本的现实问题,对于建立

股东利益保护机制并完善股东的投资决策制度具有重要的意义。在推动企业可持续发展

的过程中,将 ESG 表现与股权资本成本的关系纳入考虑,有助于更全面地评估企业的综

合绩效,引导企业在投融资决策中注重 ESG 因素,进一步提升企业的可持续竞争力。

基于以上分析,本文采用2012—2022年间沪深 A 股上市公司的7369个样本,对企

业 ESG 表现与股权资本成本之间的关系进行实证检验。研究结果表明,企业 ESG 表现

对股权资本成本有显著降低作用,而且相较于公司治理维度,环境保护与社会责任履行对

于股权资本成本的降低作用更为明显。同时,研究发现 ESG 表现能够通过降低企业代理

成本和提高信息透明度,对股权资本成本产生负向影响。进一步研究表明,非国有企业、

98

东部地区的企业以及低能耗企业的 ESG 表现对于股权资本成本的降低作用更为显著。

本文的研究贡献体现在两个方面:第一,以股权资本成本为切入点,丰富了 ESG 表现

经济后果的相关文献。目前有关 ESG 整体经济效益的研究多集中于企业价值[32]、财务

绩效[4]、技术创新[33-34]、融资约束[8]、高质量发展[35]等研究层面,较少涉及股东财富保

护,因此本文以股权资本成本作为切入点,深入研究了 ESG 表现与股权资本成本之间的

关系,不仅提供了股东财富保护研究的新视角,而且扩展了 ESG 表现经济后果的相关文

献。第二,厘清了 ESG 表现对股权资本成本的影响机制。已有文献从数字化转型[36]、核

心竞争力[37]、内部控制审计[38]等角度出发,探究股权资本成本的影响因素及作用路径,

并发现委托代理成本与信息不对称在其中起到关键作用。因此,本文从 ESG 表现的视角

出发,基于委托代理理论与信息不对称理论,深入分析 ESG 表现对股权资本成本的影响

机制,丰富了股权资本成本的相关文献。

二、文献综述与研究假设

ESG 理念将可持续发展原则融入企业经营和投资决策中,能够提高企业绩效,促进

长期价值的创造。一些研究发现,ESG 表现良好的企业通常具备较强的产品创新能力、

较低的代理成本和较高的投资效率[39-40],良好的 ESG 表现有助于企业降低财务风险,缓

解融资约束,提高经营效率,增强竞争优势,推动可持续发展[41],也有利于规范企业行为,

规避潜在风险[42],降低投资者期望报酬率。股权资本成本是股东投资要求的期望报酬

率,其作为反映资本市场融资效率和投资者衡量投资目标可行性的重要指标,在投资决策

中扮演着关键的角色。

在空间维度上,ESG 理念涵盖了环境、社会和公司治理三大支柱,当企业在这些子维

度上均展现出卓越的表现时,将有助于降低其股权资本成本[43-45]。在环境保护方面,严

格的环境管制能够加强环境保护从而促进企业价值的提升[46],积极承担环境责任有助于

企业获取利益相关者所掌握的关键战略资源,进而打造自身的竞争优势,降低股权资本成

本,实现经济效益和环境效益的双赢[41-43]。在履行社会责任方面,已有研究发现积极履

行社会责任能够帮助企业在社会各界中树立良好的形象,形成“声誉效应”[47]。企业声誉

得到提升,可以减少投资者的风险感知,进而获取较低的股权资本成本[48-49]。在公司治

理方面,合理的股权结构有助于公司制定科学决策[50],高效的内部控制和良好的内部控

制环境可以有效降低企业与外界的信息不对称程度,对股权资本成本产生积极影响[45]。

企业的 ESG 表现是由环境、社会和公司治理三个子维度共同构建的综合体,因此,ESG

表现优异的企业往往能更有效地降低股权资本成本,进而提升企业的整体价值[8]。

在时间维度上,ESG 强调长期的投资视角,重视可持续性的考量,是上市公司可持续

发展和长期投资价值评价的重要衡量维度[51]。长远来看,良好的 ESG 表现对于企业与

利益相关者之间的稳固关系具有显著影响,有助于缓解外部环境动荡带来的财务风险和

下行风险[42],提升企业韧性和风险应对能力。根据收益风险相匹配原理,企业增强风险

承担能力可降低投资者对未来风险和收益的不确定性,进而降低投资者要求的必要报酬

率。另外,ESG 表现作为企业的核心竞争力[52],其长期且全面的视角能够帮助企业识别

并应对潜在风险,从而能够在面对外部危机冲击时迅速调整策略,恢复企业运营状态,确

保生产经营的可持续性。ESG 表现良好所展现的可持续性与韧性特质,会赢得投资者的

99

广泛青睐,从 而 有 助 于 降 低 企 业 的 股 权 资 本 成 本[53-54]。基 于 上 述 分 析,本 文 提 出 假

设 H1:

假设 H1:ESG 表现能够降低企业股权资本成本。

公司内部存在的委托代理问题被认为是影响股权资本成本的重要因素[37,43]。根据

委托代理理论,股东和管理层均以自身收益最大化为行动原则,而管理层作为代理人可能

会出于个人利益而做出损害股东利益的行为[55]。同时,由于特定的制度背景和产权结

构,我国企 业 还 存 在 控 股 大 股 东 利 用 控 制 权 与 管 理 层 合 谋,侵 占 中 小 股 东 利 益 的 情

况[56-57]。股东与管理层以及控股股东与中小股东之间存在的两种代理成本将会对企业

股权资本成本产生更为显著的影响。投资者察觉到自己的利益有将被侵犯的可能性,为

了补偿监督控股大股东与管理层行为所付出的额外成本,势必会提高预期投资收益,要求

更高的必要报酬率,从而引起股权资本成本增高[58]。

委托代理冲突的缓解有助于降低股权资本成本。已有研究发现,良好的公司治理机

制往往能够缓解代理冲突。具体而言,核心竞争力强的企业具有较完善的自我约束机制,

能够降低侵占外部投资者利益的动机,缓解委托代理冲突进而降低股权资本成本[37]。企

业还可以通过提升数字化程度优化公司治理,降低代理成本,增强投资者的投资信心以及

为企业提供低成本资金的意愿[36]。良好的资产质量也能够通过优化公司治理来约束管

理层和大股东的“自利”行为,减少委托代理问题,保障投资者利益不被侵占,从而起到降

低股权资本成本的作用[59]。

然而,已有文献没有关注到 ESG 表现提升所产生的代理冲突缓释效应对股权资本成

本的影响。基于 ESG 理念,企业将在环境保护、社会责任承担以及公司治理方面表现出

更为积极的态度,这种全面改善有助于缓解委托代理冲突。首先,当下环保问题日益受到

投资者、政府和公众的关注,在相关法规政策约束和公众媒体的监督下,企业加强 ESG 表

现有利于减少环境污染行为和非必要的消耗浪费,做出符合利益相关者期望的决策,进而

降低公司内部的代理成本[60]。其次,良好的 ESG 履行体现出企业具有较强的道德伦理

观和社会责任价值观,有助于提升大中小股东、管理层责任意识和行为的一致性,强化利

益相关者之间的信任关系。同时,ESG 信息披露会增强企业声誉,良好的社会声誉能进

一步约束机会主义行为,进而减少代理冲突[61-62]。最后,高质量的公司内部治理机制对

企业代理成本具有明显的抑制作用,良好的 ESG 表现意味着公司治理机制完善、内部管

理透明,企业监督有效、股权结构合理,能够有效遏制潜在违规行为,有助于建立健康的委

托代理关系,加强股东利益的保护[63]。基于上述分析,本文提出假设 H2:

假设 H2:ESG 表现能够降低委托代理成本,从而降低企业股权资本成本。

信息不对称问题是导致股权资本成本增加的重要原因[64-65]。高管损害股东利益的

根源在于信息不对称,高管占据内部人的优势地位,可以凭借管理权力进行盈余管理或过

度投资以谋取自身福利[66],股东为防止自身利益受到侵害必然会加大监督力度,由此产

生的监督成本是股权资本成本增加的原因之一。当信息披露不充分时,投资者对于企业

的相关信息了解不全面,将会假设企业存在隐匿信息的行为。这会增加在投资过程中的

信息搜寻费用进而导致产生交易成本,投资者因此会要求更高的必要报酬率[64]。

信息不对称的缓解有助于降低股权资本成本。已有研究证实,更全面的信息披露有

助于利益相关者准确判断目标企业的经营和财务状况,减少投资面临的不确定风险,进而

降低股权资本成本[20]。更高效的信息披露能够满足投资者获取相关信息的及时性要求,

100

使投资者对企业的风险状况拥有更准确的评估,而无须提高风险补偿以应对未知的可能

性[67]。信息不对称程度的降低与信息披露质量的提高,也使得企业与投资者之间的信息

交流更加准确高效,有助于投资者更好地理解企业的 ESG 表现和业务情况,降低投资决

策中的不确定性,进而降低股权资本成本[19]。

然而,已有文献并没有关注到企业 ESG 表现提高而产生的信息效应对于股权资本成

本的影响。第一,ESG 表现提升了企业信息透明度。企业披露环境保护或社会责任相关

信息,均能够在一定程度上缓解投资者与企业之间的信息不对称程度[64,68],ESG 表现较

好的企业通常在其信息披露中呈现更为全面的内容,进一步提升信息透明度,更好地满足

投资者的信息需求[69]。第二,完善的公司治理机制降低了信息不对称程度。ESG 表现良

好意味着企业拥有高效的公司治理机制,能够建立有效的内部控制和监督机制,保证信息

的及时透明和公正披露,缓解信息不对称问题[70-71]。最后,企业重视 ESG 表现提升、积

极披露相关指标的行为,能够通过信号传递机制向投资者传递出积极信号[72]。有效的公

司治理有助于信息向投资者全面准确呈现,信息透明度的提高能够降低公司未来业绩和

风险的不确定性,从而降低投资者的风险溢价[73]。基于此,本文提出假设 H3:

假设 H3:ESG 表现能够提高信息透明度,从而降低企业股权资本成本。

本文的理论逻辑框架如图1。





&4(

=

(

5

ffi

B

ffi



ffi

K)ffi

KMK-

4?)/

PEfl

K

/)@

))@

图1 ESG表现对企业股权资本成本的影响机制

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文以我国沪深 A 股上市公司为研究对象,以2012—2022年数据作为样本区间,研

究企业 ESG 表现与股权资本成本的关系。其中上市公司财务数据来自国泰安数据库,

ESG 表现来自彭博数据库,并按照如下规则处理样本:

(1)由于金融类上市公司受相关政策限制,其财务结构、会计制度不同于一般上市公

司,剔除金融类企业;

(2)剔除PT、ST财务状况异常的上市公司;

(3)剔除财务数据缺失和数据异常的上市公司;

(4)对连续型变量两端进行1%缩尾(winsorize)处理以降低异常值影响。

根据上述标准,共得到7369个样本。

(二)变量定义

1.被解释变量:股权资本成本

本文借鉴相关文献[37,74],选择伊斯顿(Easton)提出的 PEG 模型[75]衡量股权资本成

101

本。PEG 模型属于事前预测方法,仅需两期 EPS,估算精度较高。模型如下所示:

RE_PEG=

eps2-eps1

P0

。

其中:P0 是年初收盘价格,eps1 和eps2 是分析师预测的未来第一年和第二年的每股

盈余。

2.解释变量:ESG 表现

本文借鉴已有文献[76-77],采用彭博数据库中的 ESG 评级指标作为解释变量。该数

据库的指标体系遵循国际主流的 ESG 分析框架,采用定量和定性相结合方法进行评估。

研究对象为全球上市公司,涵盖的样本数量大且时间跨度长,认可度相对较高。

3.控制变量

借鉴已有文献[20,78],选择企业规模(Size)、综合市场年贝塔系数(BETA)、总资产净

利润率(ROA)、上市年限(ListAge)、应收账款比(REC)、管理层持股比例(Msher)、股权

制衡度(Balance)、股权集中度(TOP5)、独立董事比例(Indep)、两职合一(Dual)作为控

制变量,同时加入年份虚拟变量和行业虚拟变量。

4.中介变量

委托代理成本(AC)。本文借鉴解维敏等的研究[79],采用资金占用水平来度量企业

代理成本。资金占用水平为其他应收款净额与总资产的比值,其他应收款占比越高,该值

越大,意味着企业代理成本越高。

信息透明度(TRANS)。本文借鉴辛清泉等和黄宏斌等的做法[80-81],采用透明度综

合指标衡量信息透明度。从盈余质量指标、深交所信息披露考评分值、分析师跟踪人数、

分析师盈余预测准确性和是否聘请“四大”审计师五个角度构建信息透明度代理变量,该

值越大,信息透明度越高。

具体变量定义见表1。

表1 主要变量定义

变量类型 变量名称 定义

被解释变量 股权资产成本(RE_PEG) 根据 PEG模型计算

解释变量 ESG 彭博数据库 ESG数据

中介变量

资金占用水平(AC) 资金占用水平=其他应收款净额/资产总额

信息透明度(TRANS) 构建信息透明度代理指标

控制变量

企业规模(Size) 企业资产总计取对数

贝塔系数(BETA) 公司股票收益率与市场收益率的相关度

总资产净利润率(ROA) 净利润/总资产平均余额

上市年限(ListAge) ln(当年年份-上市年份+1)

应收账款比(REC) 应收账款净额 / 总资产

管理层持股比例(Msher) 董监高持股数量 / 总股本数量

股权制衡度(Balance) 第二到第五大股东持股比例/第一大股东持股比例

股权集中度(TOP5) 公司前五大股东持股比例

独立董事比例(Indep) 独立董事/董事人数

两职合一(Dual) 董事长与总经理是同一人为1,否则为0

102

(三)模型设计

本文设计了以下模型(1)来检验假设 H1。同时为了验证 ESG 表现对股权资本成本

的作用机制,本文参考江艇和温忠麟提出的中介效应检验方法[82-83],首先检验核心解释

变量与被解释变量的关系,其次检验核心解释变量是否作用于中介变量,在此基础上进一

步检验核心解释变量与中介变量对被解释变量的影响,因此,本文设计模型(2)(3)与模型

(4)(5)检验假设 H2、H3。

RE_PEGi,t=α0+α1ESGi,t+α2Sizei,t+α3BETAi,t+α4ROAit.+

α5ListAgei,t+α6RECit.+α7Msheri,t+α8Balancei,t+α9TOP5i,t+

α10Indepi,t+α11Duali,t+Industry+Year+ε。 (1)

ACi,t=α0+α1ESGi,t+α2Sizei,t+α3BETAi,t+α4ROAit.+

α5ListAgei,t+α6RECit.+α7Msheri,t+α8Balancei,t+α9TOP5i,t+

α10Indepi,t+α11Duali,t+Industry+Year+ε。 (2)

RE_PEGi,t=α0+α1ESGi,t+α2ACi,t+α3Sizei,t+α4BETAi,t+

α5ROAit.+α6ListAgei,t+α7RECit.+α8Msheri,t+α9Balancei,t+

α10TOP5i,t+α11Indepi,t+α12Duali,t+Industry+Year+ε。 (3)

TRANSi,t=α0+α1ESGi,t+α2Sizei,t+α3BETAi,t+α4ROAit.+

α5ListAgei,t+α6RECit.+α7Msheri,t+α8Balancei,t+α9TOP5i,t+

α10Indepi,t+α11Duali,t+Industry+Year+ε。 (4)

RE_PEGi,t=α0+α1ESGi,t+α2TRANSi,t+α3Sizei,t+α4BETAi,t+

α5ROAit.+α6ListAgei,t+α7RECit.+α8Msheri,t+α9Balancei,t+

α10TOP5i,t+α11Indepi,t+α12Duali,t+Industry+Year+ε。 (5)

其中,i代表企业,t代表年份,鉴于股权资本成本会受到行业和宏观经济形势的影响,本

文在模型中控制了行业(Industry)与时间(Year)固定效应,ε为随机扰动项。

四、实证结果

(一)描述性统计分析

表2列示了本文相关变量的描述性统计结果,2012—2022年共计7369个样本。从

表中可知,股权资本成本(RE_PEG)的平均值为0.106,中位数为0.102,整体分布略向右

偏;ESG 表现的平均值为30.28,中位数为28.86,最大值为58.33,最小值仅为11.75,标准

误为9.569,可见我国上市公司的 ESG 表现还有待提高,不同企业之间的 ESG 履行情况

也存在较大差距。

表2 描述性统计结果

变量 样本数 均值 中位数 标准误 最小值 最大值

REPEG 7369 0.106 0.102 0.0380 0.0270 0.240

ESG 7369 30.28 28.86 9.569 11.75 58.33

Size 7369 23.31 23.23 1.214 19.95 26.45

BETA 7369 1.134 1.143 0.317 0.0500 2.488

103

续表

变量 样本数 均值 中位数 标准误 最小值 最大值

ROA 7369 0.0770 0.0660 0.0650 -0.365 0.287

ListAge 7369 2.511 2.639 0.611 0.693 3.401

REC 7369 0.103 0.0760 0.0970 0 0.506

Msher 7369 7.813 0.106 15.17 0 70.17

Balance 7369 0.674 0.487 0.582 0.0190 2.962

Top5 7369 54.81 54.70 15.28 18.75 89.21

Indep 7369 37.49 36.36 5.471 28.57 60

Dual 7369 0.222 0 0.416 0 1

(二)相关性分析

相关性分析结果见表3。由表3可知,ESG 表现与企业股权资本成本呈负相关关系,

在一定程度上支持了假设 H1,ESG 表现能够降低企业股权资本成本。观察控制变量可

知,总资产净利润率(ROA)、应收账款比(REC)、股权制衡度(Balance)、股权集中度

(TOP5)与企业股权资本成本呈负相关关系,企业规模(Size)、贝塔系数(BETA)、上市

年限(ListAge)、管理层持股比例(Msher)、独立董事比例(Indep)、两职合一(Dual)与股

权资本成本呈正相关关系。所有变量的相关性系数的绝对值均小于0.5,并通过了多重共

线性检验,各变量之间不存在共线性的问题。

表3 相关性分析结果

变量 REPEG ESG Size BETA ROA ListAge REC Msher Balance Top5 Indep Dual

REPEG 1

ESG -0.00260 1

Size 0.2021* 0.4523* 1

BETA 0.0246* -0.0310* -0.0980* 1

ROA -0.0275* 0.0397* -0.1410* -0.0568* 1

ListAge 0.0427* 0.2870* 0.3882* -0.0264* -0.1456* 1

REC -0.0114 -0.0124 -0.1476* 0.0681* -0.0110 -0.1897* 1

Msher 0.000400 -0.1043* -0.3191* 0.0162 0.1649* -0.4958* 0.1722* 1

Balance -0.00530 0.0524* -0.0729* -0.0109 0.00760 -0.1034* 0.0784* 0.2387* 1

Top5 -0.0616* 0.0462* 0.1931* -0.1878* 0.1220* -0.1815* -0.0979* 0.0103 -0.2172* 1

Indep 0.0171 0.0599* 0.0564* 0.000800 0.0320* -0.000700-0.0345* 0.0377* -0.0463* 0.0551* 1

Dual 0.0167 0.00660 -0.1180* 0.00740 0.0886* -0.1867* 0.0755* 0.2524* 0.0877* -0.0490*0.0843* 1

注:* 号代表5%的显著性水平。

(三)回归分析

为进一步检验 ESG 表现与企业股权资本成本之间的关系,本文采用多元线性回归模

型对样本进行实证检验,表4是模型(1)的回归结果。表4第(1)列显示了企业 ESG 表现

与股权资本成本的回归结果,第(2)、(3)、(4)列是环境、社会责任、公司治理与股权资本成

本的回归结果,第(5)列显示了滞后一期的公司治理与股权资本成本的回归结果,以上回

归模型均控制了年度效应和行业效应。

104

表4 ESG 表现与股权资本成本

变量

(1)

RE_PEG

(2)

RE_PEG

(3)

RE_PEG

(4)

RE_PEG

(5)

RE_PEG

ESG -0.0004***

(-5.81)

E -0.0002***

(-4.79)

S -0.0003***

(-5.32)

G -0.0001

(-1.32)

L.G -0.0001*

(-1.73)

Size 0.0081*** 0.0078*** 0.0077*** 0.0073*** 0.0082***

(18.08) (17.63) (17.87) (16.98) (16.70)

BETA 0.0033** 0.0033** 0.0033** 0.0030** 0.0034**

(2.29) (2.28) (2.31) (2.10) (2.18)

ROA 0.0086 0.0067 0.0068 0.0055 0.0129*

(1.30) (1.01) (1.03) (0.83) (1.75)

ListAge -0.0016* -0.0018** -0.0020** -0.0016* -0.0021**

(-1.86) (-2.01) (-2.23) (-1.79) (-1.96)

REC 0.0097** 0.0095** 0.0100** 0.0095** 0.0077

(2.06) (1.99) (2.11) (1.99) (1.48)

Balance -0.0011 -0.0012 -0.0011 -0.0012* -0.0021**

(-1.44) (-1.60) (-1.43) (-1.67) (-2.56)

Top5 -0.0003*** -0.0003*** -0.0003*** -0.0003*** -0.0004***

(-10.59) (-10.62) (-10.78) (-10.94) (-11.76)

Dual 0.0020* 0.0020* 0.0019* 0.0020** 0.0016

(1.92) (1.95) (1.82) (1.98) (1.44)

Msher 0.0001*** 0.0002*** 0.0002*** 0.0001*** 0.0002***

(4.40) (4.63) (4.59) (4.50) (4.78)

Indep 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000

(0.40) (0.16) (0.27) (0.26) (0.58)

Year Yes Yes Yes Yes Yes

Industry Yes Yes Yes Yes Yes

Constant -0.0398*** -0.0385*** -0.0337*** -0.0248** -0.0479***

(-3.72) (-3.55) (-3.20) (-2.37) (-4.08)

Observations 7369 7335 7366 7365 5680

R-squared 0.209 0.206 0.209 0.205 0.227

注:括号内为t值;* 、** 、*** 分别代表10%、5%、1%的显著性水平。

由表4第(1)列可知,ESG 系数为-0.0004,且在1%统计水平上显著,表明 ESG 表

现与企业股权资本成本呈显著负相关关系,假设 H1得到验证,ESG 表现越好的企业,股

权资本成本越低。同时,ESG 子维度回归结果显示,环境和社会责任与股权资本成本之

间存在显著的负相关关系,而公司治理维度与股权资本成本之间并不相关。在此基础上,

本文对公司治理维度进行滞后一期(L.G)分析,结果表明 L.G 的相关系数为-0.0001,在

10%统计水平上与股权资本成本呈负相关关系,可能的原因是企业 ESG 表现中公司治理

维度的提升对股权资本成本的降低作用存在一定滞后效应。

105

(四)中介机制检验

1.ESG 表现、代理成本与股权资本成本

ESG 表现可以完善公司治理结构,发挥代理冲突缓释效应,从而降低股权资本成本。

表5中第(1)、(2)、(3)列是代理成本在 ESG 表现与股权资本成本之间的中介效应检验结

果。第(1)列是 ESG 表现与股权资本成本的回归结果;第(2)列是 ESG 表现与委托代理

成本的回归结果,ESG 系数为-0.0001,在5%统计水平下显著,表明企业 ESG 表现与委

托代理成本显著负相关,即 ESG 表现好的企业资金占用水平较低,能够有效缓解委托代

理冲突;第(3)列是检验代理成本与股权资本成本之间的相关关系,结果显示代理成本的

回归系数为0.0542,ESG 表现的回归系数为-0.0004,均在1%统计水平上显著,说明代

理成本与股权资本成本呈显著正相关关系,表明上市公司良好的 ESG 表现可以通过降低

代理成本,进而降低企业股权资本成本,假设 H2得到验证。

2.ESG 表现、信息透明度与股权资本成本

ESG 表现良好的企业往往具有较高的信息透明度,从而可以缓解信息不对称问题,

降低股权资本成本。表5的第(4)、(5)列是信息透明度在 ESG 表现与股权资本成本之间

的中介效应检验结果,第(4)列显示 ESG 系数为0.0045,在1%统计水平上显著,ESG 表

现与信息透明度显著正相关,即 ESG 表现好的企业信息透明度较高;第(5)列检验的是信

息透明度与股权资本成本之间的相关关系,结果显示信息透明度系数为-0.0235,ESG

表现的回归系数为-0.0003,均在1%统计水平上显著,表明上市公司良好的 ESG 表现,

可以提高企业信息透明度,降低投资者信息不对称程度,从而降低企业股权资本成本,假

设 H3得到验证。

表5 中介效应检验

变量

(1)

RE_PEG

(2)

AC

(3)

RE_PEG

(4)

TRANS

(5)

RE_PEG

ESG -0.0004*** -0.0001** -0.0004*** 0.0045*** -0.0003***

(-5.81) (-2.16) (-5.74) (15.55) (-4.33)

AC 0.0542***

(2.74)

TRANS -0.0214***

(-7.91)

Control Yes Yes Yes Yes Yes

Year Yes Yes Yes Yes Yes

Industry Yes Yes Yes Yes Yes

Constant -0.0568*** -0.0266*** -0.0554*** -0.9801*** -0.0777***

(-5.49) (-4.36) (-5.34) (-21.99) (-7.31)

Observations 7369 7369 7369 7369 7369

R-squared 0.209 0.195 0.210 0.279 0.215

注:括号内为t值;* 、** 、*** 分别代表10%、5%、1%的显著性水平。

106

五、稳健性检验

(一)更换股权资本成本度量指标

本文借鉴沃尔森(Ohlson)和朱特纳(Juettner-Nauroth)[84]提出的 OJ模型来替换

PEG 方法计算股权资本成本,进行稳健性检验。

RE_OJ=A+ A2+

eps1

P0

eps2-eps1

eps1

-(γ-1)

?

?

??

?

?

??

。

其中,A=

γ-1+

dps1

P0

2

,dps1 为未来第一年的税前每股股利,eps1 和eps2 是未来第一年

和第二年的每股盈余,P0 为年初收盘价,γ 为5%。

表6第(1)列显示了回归结果,可以看到,在更换为 OJ模型衡量股权资本成本后,

ESG 的回归系数绝对值为0.0004,与股权资本成本在1%统计水平上显著负相关,表明

上市公司 ESG 表现与股权资本成本呈负相关关系,验证了假设 H1。

(二)更换 ESG 表现度量指标

为了保证结果的可靠性,本文采取更换解释变量度量指标的方法再次进行稳健性检

验。选择华证ESG 评级替换彭博数据库ESG 评级,结果如表6第(2)列所示。ESG 的回

归系数为-0.0009,与股权资本成本在1%统计水平上呈显著负相关关系,意味着 ESG

表现与股权资本成本呈显著负相关关系,假设 H1得到进一步验证。

(三)采用高维固定效应模型控制遗漏变量问题

本文在主检验中控制年度固定效应以及行业固定效应,为进一步控制可能存在的遗

漏变量导致的企业 ESG 表现与股权资本成本之间的虚假关联可能对结论造成的潜在影

响,采用高维固定效应进行内生性检验,证明潜在遗漏变量不会对本文结论造成影响。借

鉴已有文献[85],加入行业×年份固定效应模型,采用“年份+行业+行业×年份”三维固

定效应模型进行回归检验,结果 如 表 6 第(3)列 所 示。企 业 ESG 表 现 的 回 归 系 数 为

-0.0004,与股权资本成本在1%统计水平上显著负相关,与前文研究结论一致。

表6 稳健性检验(1)

变量

(1)

替换被解释变量

RE_OJ

(2)

替换解释变量

RE_PEG

(3)

高维固定效应模型

RE_PEG

ESG -0.0004*** -0.0009*** -0.0004***

(-4.85) (-3.51) (-5.74)

Control Yes Yes Yes

Year Yes Yes Yes

Industry Yes Yes Yes

Industry×Year No No Yes

Constant 0.0022 -0.0160*** -0.0596***

(0.19) (-2.65) (-5.78)

Observations 7015 19169 7354

R-squared 0.169 0.182 0.253

注:括号内为t值;* 、** 、*** 分别代表10%、5%、1%的显著性水平。

107

(四)延长窗口观测期

考虑到企业信息传递需要一定时间,选用同期的 ESG 表现与股权资本成本进行检验

可能会存在因反向因果导致的内生性问题。因此,本文分别对股权资本成本(RE_PEG)

进行前置一期(F.RE_PEG)和对企业ESG 表现做滞后一至三期(L.ESG、L2.ESG、L3.

ESG)处理。从表7的检验结果可以观察到,在延长窗口观测期后企业 ESG 表现依旧与

股权资本成本呈现显著负相关关系,回归结果表明企业 ESG 表现对于股权资本成本的影

响存在一定时滞性,重视 ESG 表现应作为企业的长期发展战略。

(五)工具变量回归

企业 ESG 表现有助于降低股权资本成本,而股权资本成本的降低有可能给企业带来

更充盈的现金流,进而增加在 ESG 方面的投入,提高企业 ESG 表现。因此,为了进一步

排除反向因果带来的内生性问题,本文在延长窗口观测期的基础上采用工具变量法再次

进行检验。借鉴袁业虎等的做法[86],使用 ESG 的滞后一期作为工具变量(IV)做 2SLS

回归,结果如表7列(5)、列(6)所示。由第一阶段的回归结果可知,工具变量对ESG 的正

向影响在1%水平上显著,且F 值大于10,表明工具变量满足相关性要求;第二阶段的回

归结果为缓解内生性后的回归结果,ESG 表现与股权资本成本的回归系数为-0.0005,

在1%统计水平上显著负相关,再次验证了 ESG 表现会降低股权资本成本。

表7 稳健性检验(2)

变量

(1)

前置一期

F.RE_PEG

(2)

滞后一期

RE_PEG

(3)

滞后二期

RE_PEG

(4)

滞后三期

RE_PEG

(5)

第一阶段

ESG

(6)

第二阶段

RE_PEG

ESG -0.0004*** -0.0005***

(-5.70) (-6.01)

L.ESG -0.0005***

(-5.99)

L2.ESG -0.0004***

(-4.77)

L3.ESG -0.0003***

(-2.91)

IV -9.0927***

(-6.90)

Control Yes Yes Yes Yes Yes Yes

Year Yes Yes Yes Yes Yes Yes

Industry Yes Yes Yes Yes Yes Yes

Constant -0.0586*** -0.0722*** -0.0591*** -0.0573*** -9.0927*** -0.0662***

(-5.04) (-6.19) (-4.43) (-3.79) (-6.90) (-5.34)

Observations 5682 5682 4406 3411 5682 5682

R-squared 0.225 0.230 0.233 0.258 0.864 0.230

注:括号内为t值;* 、** 、*** 分别代表10%、5%、1%的显著性水平。

108

(六)中介效应稳健性检验

为保证检验结果的可靠性,本文对中介效应也进行了稳健性检验。如表8所示,本文

使用 OJ模型替换PEG 模型进行了回归分析。表8第(2)、第(3)列结果显示ESG 表现能

够通过降低委托代理成本进一步降低股权资本成本,第(5)、第(6)列结果显示 ESG 表现

能够提高企业信息透明度,降低股权资本成本,与前文研究结果一致。同时,本文采用华

证 ESG 评级替换彭博数据库的 ESG 数据再次进行了回归分析。结果如表9所示,ESG

表现能够通过降低委托代理成本、提高企业信息透明度,进而降低股权资本成本,并通过

了Sobel检验和 Bootstrap检验,进一步证明了假设 H2和假设 H3。

表8 中介效应稳健性检验(1)

变量

(1)

RE_OJ

(2)

AC

(3)

RE_OJ

(4)

TRANS

(5)

RE_OJ

ESG -0.0004*** -0.0001** -0.0004*** 0.0045*** -0.0003***

(-4.85) (-2.27) (-4.80) (15.19) (-3.59)

AC 0.0442*

(1.65)

TRANS -0.0203***

(-6.71)

Control Yes Yes Yes Yes Yes

Year Yes Yes Yes Yes Yes

Industry Yes Yes Yes Yes Yes

Constant 0.0022 -0.0322*** 0.0035 -0.9819*** -0.0178

(0.19) (-5.23) (0.30) (-21.31) (-1.48)

Observations 7015 7015 7015 7015 7015

R-squared 0.169 0.210 0.169 0.265 0.174

表9 中介效应稳健性检验(2)

变量

(1)

RE_PEG

(2)

AC

(3)

RE_PEG

(4)

TRANS

(5)

RE_PEG

ESG -0.0009*** -0.0012*** -0.0009*** 0.0257*** -0.0005*

(-3.51) (-8.45) (-3.26) (24.59) (-1.69)

AC 0.0616***

(4.57)

TRANS -0.0198***

(-10.78)

Control Yes Yes Yes Yes Yes

Year Yes Yes Yes Yes Yes

Industry Yes Yes Yes Yes Yes

Constant -0.0160*** -0.0131*** -0.0154** -1.2623*** -0.0392***

(-2.65) (-4.04) (-2.55) (-53.12) (-6.07)

Observations 19169 19163 19163 19069 19069

R-squared 0.182 0.146 0.183 0.337 0.183

注:括号内为t值;* 、** 、*** 分别代表10%、5%、1%的显著性水平。

109

六、进一步研究

基于描述性统计结果显示,我国上市公司在 ESG 表现方面存在显著差异,本文进一

步细分企业的产权性质、地理位置和行业属性,并进行相关检验和比较,便于更全面地理

解和评估不同要素对我国上市公司 ESG 表现与股权资本成本关系的影响。

(一)产权异质下企业 ESG 表现与股权资本成本

相较于非国有企业,国有企业具有政治属性和社会属性,肩负更多的政策性责任[87]。

这使得国有企业需要积极顺应可持续发展政策方向,提高 ESG 表现。相反,非国有企业

不具有政策责任,其作为完全的市场参与主体,对于 ESG 的投入出于获取经济利益的角

度,加大 ESG 投入是为更好地满足利益相关者的需求以获取外部投资者的信任。因此,

本文预期,非国有企业 ESG 表现对股权资本成本的影响作用更大。

本文根据上市公司的实际控制人性质,将实际控制人为国有企业、行政机构、事业单

位、中央机构、地方机构的企业划为国有企业,其他划为非国有企业。实际控制人若有多

个,只要其中之一是国有企业,则判断为国有企业;设置国有企业SOE=1,非国有企业

SOE=0,回归结果如表10。根据回归结果可知,国有企业和非国有企业的 ESG 表现都

会降低上市公司的股权资本成本,其中第(1)列 ESG 相关系数为-0.0002,在5%统计水

平上与股权资本成本显著负相关,第(2)列 ESG 相关系数为-0.0005,在1%统计水平上

与股权资本成本显著负相关,说明公司产权性质对 ESG 表现与股权资本成本两者之间的

关系具有一定影响,其中非国有企业股权资本成本受 ESG 表现的影响程度大于国有企

业,结论与预期一致。

表10 ESG 表现与股权资本成本异质性检验

变量

(1)

国有

RE_PEG

(2)

非国有

RE_PEG

(3)

东部

RE_PEG

(4)

中西

RE_PEG

(5)

高能耗

RE_PEG

(6)

低能耗

RE_PEG

ESG -0.0002** -0.0005*** -0.0005*** -0.0002 -0.0001 -0.0005***

(-2.08) (-5.74) (-6.02) (-1.54) (-0.61) (-6.43)

Control Yes Yes Yes Yes Yes Yes

Year Yes Yes Yes Yes Yes Yes

Industry Yes Yes Yes Yes Yes Yes

Constant -0.0873*** -0.0869*** -0.0644*** -0.0342* -0.0390* -0.0511***

(-5.60) (-5.66) (-5.28) (-1.69) (-1.67) (-4.39)

Observations 3400 3784 4998 2370 1827 5408

R-squared 0.225 0.227 0.248 0.151 0.146 0.246

注:括号内为t值;* 、** 、*** 分别代表10%、5%、1%的显著性水平。

(二)区域异质下企业 ESG 表现与股权资本成本

鉴于各地区的市场化程度和市场监管程度存在差异,上市公司的地理特征可能对

ESG 表现与企业股权资本成本之间的关系产生一定的影响。一方面,东部地区通常拥有

更发达的市场经济体系,市场化程度较高,企业面临更多国际竞争,因此需要注重 ESG 表

110

现以吸引投资者,提高企业形象并获得竞争优势。同时,东部地区可能有更多注重长期可

持续性和社会责任的投资者[88-89],在投资决策时更加关注公司的 ESG 表现,将 ESG 表

现作为投资决策的考量因素。相反,中西部地区市场化程度较低,管理层和投资者可能更

多关注企业的财务表现和短期利润,倾向于寻求较高的短期回报率[90],从而忽视企业

ESG 表现。

另一方面,东部沿海地区市场监管程度高,上市公司面临来自环境和社会方面更高的

市场要求,相关的法规和政策也更为严格。相反,在中西部地区,市场监管可能存在缺失,

少有政府积极推进企业履行社会责任的实践[91],上市公司有可能通过披露 ESG 相关信

息以掩盖自身经济效益不佳的情况,对投资者产生不利影响,从而导致 ESG 评级可信度

不高,投资者不将企业 ESG 表现纳入投资决策的考虑范围之内。此外,中西部地区部分

省份环境等相关规制相对宽松,不能引起当地企业重视,较低的环境规制强度会使辖区内

企业承担较低的环境成本,其企业保持相对较高的利润水平,进一步吸引追逐高利、环境

意识淡薄的投资者进入[15]。因此,本文预期,相较于东部地区,中西部地区企业的 ESG

表现对股权资本成本的影响作用不明显。

本文参考沈小波等[92]的研究,按照地区划分标准,将全部样本划分为东、中西两个部

分①,回归结果如表10第(3)、第(4)列。从结果可知,东部地区 ESG 系数为-0.0005,与

股权资本成本在1%统计水平上显著负相关。上市公司 ESG 表现越好,其股权资本成本

降低程度越大,越有利于企业获得投资。中西部地区 ESG 表现与股权资本成本的回归结

果并不显著,证明地理位置差异的确对二者之间的关系具有一定影响,东部沿海地区上市

公司的 ESG 表现对于股权资本成本的负向影响作用更为明显。

(三)行业异质下企业 ESG 表现与股权资本成本

ESG 理念在传统的社会责任承担基础上强调了“绿色环保”的理念,鉴于不同行业上

市公司对于环境的污染程度不同,是否属于高能耗企业可能也会影响到 ESG 表现对于企

业股权资本成本的作用效果。首先,高能耗企业本身的股权资本成本相对较高。高能耗

企业基于自身特点,对于环境造成的污染较为严重,在如今环境规制较强的背景下,此类

企业会受到监管部门的更多关注,导致风险上升,投资者基于环境监管压力与对高能耗企

业的风险预判,将会要求较高的风险补偿,引起股权资本成本升高[15,93];相反,低能耗企

业本身对于环境影响小,不会引起过度的关注和风险的提高。其次,企业 ESG 表现对股

权资本成本的作用会受到投资者预期的影响。当企业 ESG 表现未能达到投资者期望时,

将会降低企业经济价值[94],而提升 ESG 表现对高能耗企业的要求更高[95],使得高能耗企

业达到预期水平的难度较大,进而导致投资者对高能耗企业要求的必要报酬率增高。由

此,本文预期,低能耗企业提升 ESG 表现能够更显著降低企业股权资本成本水平,而高能

耗企业 ESG 表现与股权资本成本的相关关系较弱。

本文参考《国民经济行业分类》②及《国民经济和社会发展统计报告》③,并根据国家发

111

①

②

③

东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南;中部组包括山西、吉林、黑龙

江、河南、湖北、湖南、安徽、江西;西部组包括内蒙古、重庆、四川、广西、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。

http://www.stats.gov.cn/sj/tjbz/gmjjhyfl/202302/P020230213400314380798.pdf.

https://www.gov.cn/xinwen/2022-02/28/content_5676015.htm.

改委2020年发布的《关于阶段性降低企业用电成本支持企业复工复产的通知》①,将全部

样本分为高能耗行业与低能耗行业,分别进行 OLS回归,结果见表10第(5)、第(6)列。

从结果可知,第(5)列高能耗行业企业 ESG 表现与股权资本成本的回归结果并不显著,第

(6)列 ESG 回归系数为-0.0005,通过1%统计水平的显著性检验,表明 ESG 表现对低

能耗行业企业的股权资本成本具有显著影响。由此可见,高能耗企业在为国家创造财富

的同时,也会造成一定环境污染,其 ESG 表现难以对股权资本成本起到降低作用;相较而

言,低能耗企业对于环境的危害较小,ESG 表现在低能耗行业企业中对股权资本成本的

负向影响更明显。

七、结论与建议

随着绿色发展理念日益深入人心,ESG 表现及其经济影响成为各界关注的焦点。

ESG 理念的出现很大程度上影响了投资者和市场对企业可持续性发展的看法,并进一步

影响到企业的股权资本成本水平。本文以2012—2022年沪深 A 股上市公司为研究对

象,实证检验了 ESG 表现对企业股权资本成本的影响及作用机制。研究结果表明:ESG

表现对企业股权资本成本有显著的负向影响,也就是说,良好的 ESG 表现能够有效降低

企业的股权资本成本。此外,机制分析表明,ESG 表现降低股权资本成本的路径主要体

现在两个方面:第一,良好的 ESG 表现增强了公司与利益相关者之间的信任关系,改善了

公司的治理机制,从而缓解了委托代理问题,进而降低了企业的股权资本成本;第二,ESG

表现的提升有助于投资者更全面地了解企业的相关信息,减少了企业与投资者之间的信

息不对称程度,从而降低了投资者对企业的期望报酬率。进一步的研究发现,ESG 表现

对股权资本成本的影响受到企业的产权性质、地理位置和行业特点的影响,非国有企业、

东部地区企业和低能耗企业的 ESG 表现对降低股权资本成本的效应更为显著。

根据本文的研究结论,我们提出以下几点建议:

第一,企业应当践行 ESG 发展理念,提高自身 ESG 表现。在公司治理结构和企业文

化中嵌入 ESG 理念,提高 ESG 管理的有效性;设定明确的 ESG 战略和目标,并将其纳入

企业绩效评估与激励机制中;在具体的业务决策中,充分考虑环境、社会等因素的影响,将

ESG 理念贯穿于企业的各个方面;同时,主动加强 ESG 信息的披露,确保信息披露的准

确、全面,并遵守国际 ESG 报告准则,以增强投资者与股东对企业的信任,并树立良好的

企业形象。

第二,政府应当加强对上市公司 ESG 信息披露的监管与政策支持,积极普及 ESG 投

资理念。参考东部地区企业和低能耗企业 ESG 表现对股权资本成本的降低效应更加明

显的情况,政府需要制定适合中西部地区的相关政策,完善法治环境,加强对中西部地区

上市公司的 ESG 信息披露监管和投资宣传,鼓励绿色发展和绿色投资,提高企业与投资

者对 ESG 理念的重视程度;同时也应加强对高能耗企业的 ESG 治理,采取支持和激励措

施引导高能耗企业加大绿色投资研发,减少对环境的负面影响,实现可持续发展。

第三,投资者在构建投资组合时应将 ESG 表现作为重要的筛选标准之一。除了关注

112

① https://www.gov.cn/zhengce/zhengceku/2020-02/22/content_5482141.htm.

企业的财务绩效外,也要综合考量企业在环境保护、社会责任履行、公司治理等方面的非

财务表现;优先考虑那些积极履行社会责任、践行环保倡议以及具备良好治理能力的企

业,这样不仅可以降低自身面临的风险,还能够进一步塑造环境友好、长期稳定、可持续性

发展的商业环境。

[参 考 文 献]

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WillESGPerformanceAffecttheCostofEquityCapital?

HUOXiao-ping

1,2,ZHAOYun-pei1

[1.SchoolofEconomicsandManagement,GuangxiNormalUniversity,Guilin541004,China;2.KeyLaboratory

ofDigitalEmpowermenttoBoostEconomy(GuangxiNormalUniversity),Guilin541004,China]

Abstract:PracticingESGdevelopmentconceptisanessentialchoiceforhigh-qualityandsustainable

developmentofenterprises.BasedonthedataofChina’sA-sharelistedcompaniesontheShanghai

andShenzhenStockExchangesfrom2012to2022,thispaperempiricallyexaminestheimpactof

ESGperformanceonthecostofequitycapital.TheresearchrevealsthatESG performancehasa

significantnegativeimpact;ESG performancereducesthecostofequitycapitalby mitigating

principal-agentcostsandimprovingtheinformationtransparency;theheterogeneityanalysisshows

thatESGperformanceofnon-state-ownedenterprises,thoseinChina’seasternregion,andlowenergy-consumptionenterprisesbearsa moresignificanteffect.Thestudyhelpstounderstandthe

internallogicofenterprisestoprotectshareholders’interestsbyimprovingESGperformance,which

isthusanimportantinspirationforpromotingtheconstructionofESG system andhigh-quality

developmentofenterprisesinChina.

Keywords:ESGperformance;costofequitycapital;principal-agent;informationtransparency

[责任编辑 阳 欣]

116

第60卷 第5期 广西师范大学学报(哲学社会科学版) Vol.60 No.5

2024年9月 JournalofGuangxiNormalUniversity(PhilosophyandSocialSciencesEdition) Sep.,2024

doi:10.16088/ji.ssn.1001-6597.2024.05.010

[收稿日期]2024-01-22

[基金 项 目]中 国 博 士 后 科 学 基 金 面 上 项 目 “数 字 经 济 赋 能 中 国 实 现 共 同 富 裕 的 益 贫 式 增 长 机 制 研 究”

(2023M741631);西安市社会科学基金重大项目“数字经济驱动西安市经济高质量发展的机制和路径”(23JX182)

[作者简介]郭晗(1987—),男,陕西安康人,西北大学教授、博士生导师,南京大学理论经济学博士后,研究方向:数

字经济与经济增长;连智聪,女,河南郑州人,本文通信作者。

城市数字经济驱动企业高质量发展:

理论逻辑与经验检验

郭 晗1,2,连智聪1

(1.西北大学 经济管理学院,陕西 西安 710127;2.南京大学 商学院,江苏 南京 210023)

[摘 要]在当前中国数字经济与实体经济不断融合的背景下,深入探索城市数字经济发展与企业

高质量发展之间的关系对于实现数实融合具有重要意义。基于结构化数据、微观数据与文本数据测度中

国城市数字经济发展水平,并结合沪深 A 股上市企业2011—2020年数据测度企业生产率,进一步研究数

字经济对企业高质量发展的影响机制与效应,结果表明:数字经济发展能显著赋能企业高质量发展,在使

用工具变量法、替换企业高质量发展指标计算方式等稳健性检验后结论依旧成立;机制检验结果反映了数

字经济发展有利于促进企业运营规模的扩张、研发创新能力的提升、人力资本的升级和融资约束的缓解,

从而推动企业高质量发展;数字经济发展对企业生产率的提升作用,存在地区、行业及企业异质性的影响,

在信息基础设施建设水平较高地区的企业、高技术行业的企业、企业数字化转型水平较高的企业高质量发

展受到数字经济的促进作用更显著。研究结论拓展了数字经济效应在微观层面的研究范畴,为我国政府

优化数字经济政策和企业制定高质量发展战略提供了有益参考。

[关键词]数字经济;高质量发展;文本分析;人力资本;融资约束;企业创新

[中图分类号]F273 [文献标识码]A [文章编号]1001-6597(2024)05-0117-18

一、引言

发展数字经济是把握新一轮科技革命和产业变革新机遇的战略选择。数字经济是在

农业经济、工业经济之后出现的主要经济形态。作为一种新兴经济形态,数字经济以数据

要素为关键生产要素,以数字技术为核心驱动力,以现代信息网络为重要载体,不断重构

经济社会发展样态。中国信息通信研究院发布的《全球数字经济白皮书(2022)》显示,

2021年47个国家的数字经济规模已达到38.1万亿美元,对全球经济增长的贡献率达到

了45.0%;与此同时,中国数字经济规模以45.5万亿元人民币稳居全球第二,对经济增长

的贡献率达到了39.8%,已然成为国民经济发展的核心增长极之一,广泛影响了实体经济

的各个领域全过程,深刻地改变了具体生产方式、生活方式和社会治理方式[1]。

近日,中共中央、国务院印发《数字中国建设整体布局规划》,明确推动数字技术和实

117

体经济深度融合,在重点领域要加快数字技术的创新应用。习近平总书记在党的二十大

作报告时指出,坚持把发展经济的着力点放在实体经济上,推进新型工业化,着力提高全

要素生产率,推动经济实现质的有效提升和量的合理增长。在数实融合的政策背景下,微

观企业作为宏观经济发展的基础单元,是推进数实融合发展的主体。然而,国内企业多面

临艰难的发展环境:国内劳动力、土地等传统要素供给约束日益趋紧与国际竞争压力持续

加大,国内外约束的双重增强致使企业原有的竞争优势正在削弱。一方面是数字经济时

代发展的必然之“势”,另一方面是各种条件所制约的现实之“困”。企业作为经济运行的

微观基础,是数字经济发展的关键主体[2]。面对数字技术的“渗透性”“替代性”“协同性”

特征,如何在数字经济高速发展的进程中获取经济效益成为企业需要深入思考的重要问

题[3]。因此,在我国经济增长由传统要素驱动转向创新驱动的高质量发展阶段[4],有必要

深入分析数字经济时代背景下实体企业如何以提升全要素生产率为重点,赋能自身高质

量发展与重塑核心竞争新优势。

总体上看,既有关于数字经济赋能高质量发展的研究主要沿着三个层面展开:从数字

经济的宏观经济效应来说,数字经济通过实现投入要素变革、配置效率变革和动力变革等

维度培育经济高质量发展的新动能[1]。从数字经济发展的中观经济效应来说,数字经济

强调的是数据信息传送的技术手段和数据要素的高渗透性、协同性等特征,决定了它可以

渗透制造业[5]、农业[6]乃至服务业[7]劳动之中,驱动产业结构优化、转型升级以及创新发

展。从微观层面上看,实体企业作为市场中单个经济组织,其数字化行为与之产生的经济

后果构成了数字经济微观层面的重要内容[8]。现有数字经济与企业高质量发展两者关系

的文献多聚焦于数字经济发展的不同视角对企业发展的影响展开分析。一是,已有较多

学者聚焦于数字技术这项通用技术在企业中的全面运用,促使企业发生一系列变革与创

新。布林约尔松认为数字技术的发展能有效缓解早期计算机技术单一维度进步时所出现

的“信息技术生产率悖论”问题[9],通过降低交易成本[10]、减少资源错配[11]以及促进创

新[12]驱动着全要素生产率提升。阿吉翁等学者认为大数据技术的处理、分析及全面运用

能够提升企业动态能力,进而提升企业生产率[13]。此外,智能化、工业机器人等人工智能

技术应用可以推动企业技术的替代与互补[14],通过企业技术溢出效应进而提高制造业生

产率[15]。二是,“宽带中国”“网络强国”“新基建”[16]等一系列数字基础设施建设[17]能够

奠定区域内信息技术发展的基础,为企业信息化水平提升创造良好环境[18]。三是,数字

经济发展过程中伴生了大量用户数据[19],通过高效使用数据这种新型生产要素能够帮助

企业提高决策效率和预测精度[20],提升企业的生产效率与盈利能力[21]。四是,越来越多

学者开始聚焦于企业数字化转型问题。赵宸宇等通过对上市公司年报进行文本分析与词

频统计构建企业数字化转型指数,研究其对企业全要素生产率的积极作用[22]。许多研究

强调企业数字化转型不仅可以显著提升企业生产率,也能够显著提升企业专业化分工水

平[23]、创新产出[24]和劳动者收入份额等[25]。已有理论分析以及实证检验为本文展开研

究奠定了基础,实体企业作为构成“数字经济”微观层面的重要内容,以市场中单个经济组

织“数字化”行为及经济后果为考察重点,最能体现数字经济实际运行状况。本文尝试从

微观的角度解读数字经济对最小决策单位企业的影响,更加强调数字经济发展对企业全

要素生产率的影响及运行机制的重塑。

现有相关文献尚存在继续深入探讨的空间。首先,已有文献较多围绕数字技术应用、

数字基础设施完善等具体方面研究企业发展的影响,未能结合区域数字经济发展情况开

118

展分析。数字经济具有高度的渗透性及融合性,已辐射到社会经济生活的各个方面,企业

实现机制的概念不应限于具体数字技术应用这一狭义范畴,需从更宏观的角度研究数字

经济与企业高质量发展的关系。其次,现有数字经济文献更多从宏观层面进行实证分析,

所研究的问题很难反映出微观企业的实际经济事实。最后,现有文献在探讨数字经济对

企业高质量发展的影响时,较少剖析其中的影响机制。因此,本文运用2011-2020年沪

深 A 股上市企业数据,实证检验区域数字经济发展对企业高质量发展的影响,并从多个

角度探究其中的影响机制及实现路径。

本文可能的边际贡献在于:第一,结合文本分析法与熵值法全面测度城市数字经济,

能够从更加细微的尺度刻画其时空演化特征。第二,本文在统一的框架下分析了数字经

济对企业高质量发展的驱动作用,揭示其中的间接驱动路径。第三,通过异质性分析,可

以进一步识别数字经济对不同地区、不同技术行业及不同数字化转型特征的企业生产率

的影响是否存在差异。

二、理论分析与研究假说

(一)城市数字经济发展驱动企业高质量发展

城市经济发展在经过数字化、网络化和智能化转型后,数字生产力与数字生产关系结

合形成的信息经济、平台经济等新型生产活动和生产方式,是实体经济在数字经济背景下

产生的新优势[26]。这种新优势所带来的生产效率提升、动能转化、生产模式变革,全面渗

透到实体经济企业发展全过程。

首先,作为城市数字经济发展的底层支撑,5G 网络、数据中心等新型数字基础设施体

系的建设与融合应用搭建了信息高效流通的脉络,能够驱动地区内企业实现高质量发展。

一是数字基础设施的完善在一定程度上打破了信息溢出的地理边界,促进技术传播和资

源共享,这种数字形态的非物化型知识在网络公共平台产生正外部性的溢出效应,在优化

创新环节的同时提升产业链上下游企业的协同创新效率,赋能企业实现高质量发展。二

是数字基础设施的建设带来产品交易模式的改变,有助于降低企业交易成本、扩大企业市

场范围并提升企业产品生产与市场需求的匹配效率。此外,为了更好享受数字基础设施

带来的数字红利以及多元化的交易模式,企业会有强烈的动机扩大自身数字化投资,提高

企业自身的数字化水平。基于此,本文认为城市数字基础设施体系的建设与融合应用能

够驱动企业实现高质量发展。

其次,城市数字经济的高速发展使得数据要素这一新兴生产要素融入企业生产的各

个环节,与劳动、资本、土地等传统要素不同,数据具有的独特的经济属性使其成为企业发

展的核心生产力之一:其一,数据使用的非竞争性、零边际成本以及同时具有资源和资产

的双重属性[27],使得数据具有显著的递增规模收益和增长倍增效应[28]。企业将数据要

素作为生产力融入生产过程中[29],形成数字生产力。尤其对于互联网而言,数据要素生

产的边际成本很低(几乎为零),企业可以持续扩大其生产规模,直接赋能于企业的生产率

增长。其二,驱动传统生产要素数字化转型。数据作为生产要素,其本身就具有很强的渗

透性、高关联性以及高创新性的特点,使其在参与生产过程中还改善了劳动、资本等传统

生产要素的配置效率[30]。在数据可视化的前提下,企业在生产过程中能够更有效地利用

劳动力、资本以及土地,使其他传统要素能够得到充分利用,实现了更高效率新组合的创

119

新发展,即熊彼特所称的创造性破坏的过程[31]。数据本身的融合协同作用,增强了与其

他传统要素之间的协同性,提高资源生产效率。由此,数据与其他生产要素的愈发深入融

合,愈能够增长企业所获得的总产出贡献,从生产角度赋能企业效率提升。

再次,从数字平台发展的角度来看,工业互联网、云计算、网络通信以及数据中心等各

类数字平台载体的高速发展构建了新型数字生产关系,能够驱动企业实现 高 质 量 发

展[32]。一是数字化消费平台能够协同消费者与生产者,生产者能够提供多元化定制以满

足海量消费者个性化需求,形成高效率、零库存的生产模式,提升企业全要素生产率。二

是依托产品互联网平台,数字技术全面贯穿工业生产的各个环节,塑造智能化业务响应能

力,企业可立体监测制造过程,提升资源能源利用效率与生产安全水平,提升企业全要素

生产率,驱动企业实现高质量发展。三是数字网络平台其万物互联、高效互通的特性,在

一定程度上改变了传统企业间的空间集聚特征,即企业可以跨越时空限制依托互联网平

台实现虚拟网络空间集聚,促进远距离企业间通过内在资源、知识、能力等紧密相连,在更

大空间范围内凝聚和延伸产业链,提高产业链上下游企业主体间的信息耦合度,进而赋能

链内企业实现高质量发展。

综上所述,本文提出如下理论假说:

假说1:城市数字经济的发展能够驱动企业高质量发展。

(二)数字经济发展对企业高质量发展的机制分析

在数字经济蓬勃发展的视域下,企业的高质量发展强调要实现规模、技术、劳动力要

素与资金要素等多维度的效率提升与结构优化,以此破解发展中受各种条件所制约之

“困”。

从缓解企业规模不经济的角度而言,城市数字经济发展将会通过扩大企业运营规模

的路径实现高质量发展。传统交易方式受限于空间的有界性与不可叠加性,离不开时空

同步的“刚性要求”,因此传统企业的供给产品也存在着地域限制问题;并且更多人为因素

产生的制度藩篱使得市场边界更加凸显,从而导致企业在扩张规模及拓展市场中存在着

高昂的异地渠道建设费用与管理费用,容易陷入规模不经济的困境。城市数字经济的发

展能够有效解决企业存在的扩张规模限制问题。数字经济的发展能够重塑交易方式,互

联网技术的广泛商业化表现为线下实体交易逐渐转移到电子商务平台等虚拟空间中,能

够有效弥合市场分割现象,实现交易行为的时空异步,激励企业加大生产环节的投入,不

断扩大其规模和优势,从而使企业生产率得以提升[33]。因此,城市数字经济发展能够通

过缓解企业规模不经济,扩张企业规模,从而推动企业实现高质量发展。

从突破企业技术创新壁垒的角度来看,城市数字经济发展将会通过提升企业技术创

新水平的路径,实现高质量发展。其一,相较于传统经济环境,数字经济环境中的企业进

行研发创新不仅取决于研发投入,还能够得到来自用户数据的协助与支持[19]。大数据、

云计算等数字技术广泛运用于处理企业在生产、运营和销售环节中产生的大量用户数据,

以期更准确把握消费者的偏好与需求,打破供求双方之间的信息不对称壁垒,有针对性地

开展创新活动,减少创新活动的市场风险带来的收益不确定性,提高了企业技术创新的效

率[34],从而提升企业生产效率。其二,针对创新模式来说,数字化的研发管理系统与创新

网络的快速发展,有利于企业由原先的封闭的创新模式转变为开放式创新模式,参与度由

单个部门扩展到所有部分乃至整个产业链[22],各个主体之间能够依托平台协同合作、并

联推进,进而减少单个企业研发创新的市场风险,激励企业加大研发创新环节的投入,更

120

多新技术应用于生产环节,推动企业实现高质量发展。因此,本文认为城市数字经济发展

能够通过提高企业技术创新效率及优化创新模式,进而推动企业生产效率提升,实现高质

量发展。

从优化企业劳动要素配置角度而言,城市数字经济发展有助于企业升级其原有人力

资本,实现高质量发展。其一,数字经济背景下广泛使用的数字技术具有技能偏向性

(skill-biased),在企业的生产管理过程中要求工人具备熟练操作计算机系统的能力,因此

随着数字经济对高端劳动者的需求不断提高,在一定程度上会相对挤出低技能劳动者,进

而在结构变化角度提升了企业的人力资本。而人力资本的增加能够促进企业在研发上更

多投入,加大对前沿新技术的采用,实现全要素生产率的提升[35]。同时,随着数字经济的

发展渗透入各个市场,数字技术以及互联网在劳动力市场得到落地与实际应用,能够缓解

劳动力市场的信息制约问题,弱化企业和劳动者双方的时间或空间壁垒,为劳动市场供需

双方都提供更多选择空间,进而劳动要素的配置效率得到了提升,就业者的职业选择与企

业的职员需求更加吻合,数字经济的发展在劳动力资源配置视角下促进企业发展质量的

提升。因此,城市数字经济发展能够通过优化企业劳动要素配置,推动企业人力资本提

升,从而赋能企业实现高质量发展。

从缓解企业融资约束角度而言,城市数字经济发展有助于缓解企业的资金约束问题,

改善企业在发展过程中的融资环境。数字经济的发展为企业融资带来了更多元化、更高

效的融资渠道,并使金融机构在信贷融资资源配置和投资决策方面具备精准性,这些都有

助于缓解企业融资约束。一是,数字经济的发展可以帮助金融机构更加全面地获取中小

企业的信息,包括其经营情况、信用记录、风险水平等。同时,数字技术可以支持对这些数

据作出快速、准确的风险评估,从而帮助金融机构更好地配置信贷融资资源,提供合适的

融资产品和服务[36]。二是,在数字经济时代,互联网金融、供应链金融、区块链融资等新

型融资方式的出现为企业带来了更多元化、更灵活的融资渠道。企业不再依赖传统银行

融资,可以选择更加适合自己的融资渠道,提高融资效率,缓解融资约束[37]。三是,大数

据、人工智能、云计算等数字技术正在被广泛应用于金融领域,这些技术可以帮助投资者

更好地了解企业的经营情况、市场前景、风险水平等信息,以及行业趋势、政策预期等外部

环境因素。这样一来,投资者可以更加准确地作出投资决策,降低投资风险,提高全要素

生产率[38]。

本文提出如下理论假说:

假说2:数字经济能够通过扩张企业生产规模、提升企业研发创新水平、升级企业人

力资本和缓解企业融资约束的路径,驱动企业高质量发展。

三、研究设计

(一)实证模型设定

为了检验数字经济发展对于企业生产率的影响效果,本文设定如下基本模型:

TFPi,t =a0 +a1Scorec,t +a2?Controls+λt +δi +ϑi +εi,t。 (1)

式中:i表示企业个体;t代表年份;TFPi,t表示企业i 在t年的生产率;Scorec,t为企业i

121

所在的城市c 在t 年数字经济发展指标;?Controls 表示控制变量;λt 为年份固定效

应;δi 为省份固定效应;ϑi 为行业固定效应;εi,t为误差项。

(二)变量说明

1.被解释变量:企业高质量发展

企业高质量发展是经济高质量发展在企业层面的集中体现,因此企业高质量发展的

指标测算应借鉴经济高质量发展的衡量方法。现有文献对经济高质量发展情况的衡量多

使用综合评价法或指标替代法。选择指标替代法能够有效消除综合评价法构建的指标体

系所存在的主观色彩过重的问题,因此本文选择以全要素生产率这一效率指标作为企业

高质量发展水平的替代指标。参考已有关于企业全要素生产率测度的文献[39],综合对比

最小二乘法(OLS法)、固定效应法(FE 法)、广义矩估计法(GMM 法)、Olley-Pakes法

(OP法)与 Levinsohn-Petrin(LP法)等常见计算方法的差异后,本文最终选择能够有效

克服损失信息量不足及缓解内生性问题的 LP方法来计算企业全要素生产率,并以 LP法

计算结果为基准进行实证检验分析。此外,本文在稳健性检验部分将全要素生产率测算

方法替换为 OP法、OLS法、FE 法和 GMM 法。限于篇幅,详细计算企业全要素生产率

的过程留存备索。

2.核心解释变量:城市数字经济指数(Scorec,t、Indexc,t)

如何度量城市层面的数字经济发展水平是本研究的重点。首先,由于城市层面相关

数据难以获得,涉及数字经济发展状况的测算多集中于国家与省级层面。已有文献主要

采用单指标替代法或综合评价法度量城市数字经济发展状况,考虑到单指标替代法不能

多维度地衡量城市数字经济的特征,本文借鉴郭晗和全勤慧的做法[40],从数字化、网络

化、智能化和平台化四个维度综合衡量城市层面的数字经济发展状况。再者,针对传统经

济统计数据对数字经济发展水平反映程度有限的问题,本文部分指标的度量采用文本抓

取分析法,以尽可能准确衡量城市数字经济发展程度。考虑到城市数字经济发展的相关

特征信息更容易体现在具有指导意义的城市政府工作报告中,因此本文通过 Python 程

序抓取各城市2011-2020年政府工作报告中与数字经济特征有关的关键词,统计“四化”

相关词汇出现的频次,构建中国城市经济综合评价指标,包括4个一级指标和16个二级

指标,指标体系及数据来源如表1所示。

表1 中国数字经济综合评价指标体系

一级指标 序号 二级指标 来源

数字化

1 数字普惠金融指数 北京大学数字金融研究中心

2 上市公司年报内数字化相关词频占比 沪深 A 股上市公司

3 电子商务企业数 爱企查

4 各城市政府工作报告中的数字化相关词频 政府工作报告

平台化

5 有应用程序(APP)的企业数量 爱企查

6 淘宝村数量 阿里研究院

7 数字经济创新创业指数 北京大学企业大数据研究中心

8 各城市政府工作报告中的平台化相关词频 政府工作报告

122

续表

一级指标 序号 二级指标 来源

网络化

9 城市信息化就业人员占比 城市统计年鉴

10 电信业务收入/国内生产总值 城市统计年鉴

11 互联网宽带接入用户数 城市统计年鉴

12 各城市政府工作报告中的网络化相关词频 政府工作报告

智能化

13 城市人工智能专利数 大为专利搜索引擎

14 城市工业机器人专利数 大为专利搜索引擎

15 各城市人工智能企业数 爱企查

16 各城市政府工作报告中的智能化相关词频 政府工作报告

通 过 熵 值 法 对 上 述 指 标 数 据 进 行 计 算 处 理,得 到 城 市 层 面 的 数 字 经 济 指 数

(Scorec,t)。由于数字经济测度相关指标的限制,为了保证数据的可比性、完整性和可获

得性,选取中国282个地级市及以上城市的数据进行测度。与此同时,本文重新测算城市

数字经济发展水平,借鉴赵涛等的研究,选择了互联网普及率、互联网相关从业人员、互联

网相关产出、移动互联网用户数和数字金融发展五个维度来构建城市层面的数字经济指

标体系[41],替换基准回归中的核心解释变量。在具体计算过程中,本文将五个指标进行

标准化处理后采用主成分分析法降维处理,综合为一个指标代理数字经济指数,记为

(Indexc,t)。

3.控制变量

借鉴已有研究,考虑到其他因素对实证结果稳健性带来的潜在影响,本文选取了一系

列控制变量(Controls),包括企业规模(企业总资产的自然对数)、企业年龄、资产负债率

(总负债与总资产之比)、净资产收益率(净利润与所有者权益之比)、所有制性质(国有企

业为1,否则为0)、股份集中度(前十大股东持股比例总和)、托宾q 值(资本的市场价值

与其重置成本之比)。此外,本文控制省份(Province)、行业(Industry)和年份(Year)虚拟

变量对回归结果的影响。

(三)数据来源及处理方法

本文选取2011—2020年我国282个地级市城市数字经济发展指数和沪深 A 股上市

公司相关数据为研究对象,并将二者按上市公司注册所在地信息加以匹配,研究城市数字

经济发展对企业高质量发展的影响及其机制。文中所使用的数据来源于各地级市年度政

府工作报告、《中国城市统计年鉴》以及国泰安数据库(CSMAR)等。参考现有文献的通

用做法,对于原始企业数据作了如下处理:(1)剔除了金融类企业;(2)剔除了上市状态为

*ST、ST、退市整理期、暂停上市以及终止上市的企业;(3)剔除了在样本选择期内上市

的企业;(4)剔除了主要财务数据缺失的企业。此外,由于西藏自治区缺失数据较多,本文

剔除了注册地为西藏自治区的上市公司数据;同时,为了避免极端值对回归结果的影响,

对于所有连续变量进行了双边1%缩尾(winsorize)处理。通过上述处理,共得到有效观

测值17328个。

123

四、实证结果与分析

(一)描述性统计

本文主要变量的描述性统计结果如表 2 所示。采用 LP 法(TFP_LP)的均值为

8.500,标准差为1.055,说明企业间的全要素生产率存在一定的差异。比较表2的被解释

变量,发现选择不同的计算方法得出的计算结果也存在较大的不同,其余变量均在合理区

间内。

表2 变量的描述性统计结果

变量名称 变量符号 样本量 均值 标准差 最小值 最大值

企业生产率—LP法 TFP_LP 17328 8.500 1.055 4.786 12.80

企业生产率—OP法 TFP_OP 17328 6.767 0.887 3.457 11.20

企业生产率—GMM 法 TFP_GMM 17328 3.865 0.854 0.985 9.370

企业生产率—OLS法 TFP_OLS 17328 11.03 1.271 6.482 15.00

企业生产率—FE法 TFP_FE 17328 11.58 1.332 6.772 15.61

城市数字经济指数 Score 17328 0.521 0.264 0.0100 0.930

企业规模 Size 17328 22.33 1.300 20.040 26.34

企业年龄 Age 17328 10.67 6.981 2 30

资产负债率 Lev 17328 0.414 0.200 0.00700 0.985

净资产收益率 Roe 17328 0.0520 0.0440 -0.0190 0.590

所有制性质 Soe 17328 0.482 0 1 0

股份集中度 Holder10 17328 60.05 14.57 13.28 101.2

托宾q值 Tobin 17328 2.170 0.713 0.693 3.258

(二)基准回归结果

本文使用Stata软件根据基准模型(1)检验假说1,表3列示了检验结果。表3以城

市数字经济指数作为解释变量,企业全要素生产率(TFP_LP)作为被解释变量。列(1)

结果显示,在初步控制时间、省份和行业固定效应后,发现城市数字经济指数的回归系数

在1%的统计水平下显著为正,说明数字经济对于企业高质量发展具有显著的推动作用。

系数值α1 为0.108意味着城市数字经济每提升1点,所在地区企业的全要素生产率将增

加10.8%。列(2)—(8)结果显示在逐步加入控制变量之后,数字经济对企业高质量发展

依旧存在显著的正向促进效应,均在1%的水平下通过检验,城市数字经济发展水平越

高,当地企业高质量发展水平就越高,证实了假说1的基本成立。

表3 基准回归结果

变量

(1)

TFP_LP

(2)

TFP_LP

(3)

TFP_LP

(4)

TFP_LP

(5)

TFP_LP

(6)

TFP_LP

(7)

TFP_LP

(8)

TFP_LP

Score

0.108***

(0.0326)

0.082***

(0.0252)

0.083***

(0.0252)

0.082***

(0.0252)

0.075***

(0.0250)

0.070***

(0.0235)

0.070***

(0.0236)

0.071***

(0.0235)

Size

0.608***

(0.00529)

0.606***

(0.00554)

0.606***

(0.00556)

0.572***

(0.00589)

0.559***

(0.00558)

0.561***

(0.00568)

0.560***

(0.00577)

124

续表

变量

(1)

TFP_LP

(2)

TFP_LP

(3)

TFP_LP

(4)

TFP_LP

(5)

TFP_LP

(6)

TFP_LP

(7)

TFP_LP

(8)

TFP_LP

Age

0.002

(0.00133)

0.001

(0.00141)

3.43e-05

(0.00139)

0.003*

(0.00133)

0.002*

(0.00136)

0.002*

(0.00136)

Soe

0.030*

(0.0171)

0.020

(0.0169)

0.049***

(0.0161)

0.049***

(0.0161)

0.049***

(0.0161)

Lev

0.422***

(0.0262)

0.672***

(0.0252)

0.667***

(0.0255)

0.669***

(0.0256)

Roe

3.493***

(0.0738)

3.499***

(0.0739)

3.511***

(0.0761)

Holder10

-0.000

(0.0003)

-0.000

(0.0003)

Tobin

-0.001

(0.00226)

年份固定效应 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制

省份固定效应 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制

行业固定效应 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制

常数项

8.111***

(0.144)

-5.110***

(0.154)

-5.076***

(0.156)

-5.068***

(0.157)

-4.481***

(0.159)

-4.534***

(0.151)

-4.536***

(0.151)

-4.521***

(0.153)

观测值 17328 17328 17328 17328 17328 17328 17328 17328

注:* 、** 、*** 分别表示在10%、5%、1%的水平上显著;括号内为稳健标准误;主要变量的回归结果若为小数,则

保留至小数后三位有效数字,否则精确至小数点后三位。

(三)稳健性检验

1.内生性讨论

由于影响企业发展的因素众多,基准回归方程难以运用固定效应模型充分控制企业

异质性因素。为了克服可能存在的遗漏变量所导致的内生性问题,本文在上文基准回归

中控制了一系列变量,但仍可能面对其他内生性问题。考虑到数字经济与企业高质量发

展之间可能存在的逆向因果关系,即城市数字经济发展对企业高质量发展产生影响的同

时,企业的发展也可能通过企业间知识溢出效应等路径逆向影响城市数字经济发展的程

度,本文试图采用工具变量法进一步缓解这一内生性问题。借鉴黄群慧等以及孙伟增等

的思路[42][16],选取各城市1984年的邮电历史数据作为城市数字经济发展指标的工具变

量,并引入随时间变化的变量以此构建面板工具变量。原因如下:首先,现有的互联网信

息基础设施是传统通讯技术的延续以及发展,各地区传统通讯技术的发展差异会影响到

后续阶段各城市互联网技术的应用,从而影响地区的数字经济应用与发展,从这个角度来

说,选择固定电话和邮局数量作为工具变量满足了相关性的条件。此外,对于数字经济的

发展,固定电话以及邮局的数量对于企业生产率的影响几乎是不存在的。在此角度上来

说,选取的工具变量满足外生性的要求。综上所述,本文采用1984年各个城市的固定电

话数量、各城市邮局数量与当年全国互联网普及率的交互项作为工具变量(IV1、IV2),

并采用二阶段最小二乘法(2SLS)重新检验模型,结果见表4。

125

表4 稳健性分析———二阶段回归(标准)

变量

(1)

Score

(2)

TFP_LP

(3)

Score

(4)

TFP_LP

Score

0.2482***

(0.060)

0.3469***

(0.031)

Size

0.0239***

(0.002)

0.5429***

(0.005)

0.0023

(0.002)

15.9833***

(0.146)

Age

-0.0001

(0.000)

0.0016*

(0.001)

0.0014***

(0.000)

0.4672***

(0.045)

Soe

-0.0338***

(0.005)

-0.0232*

(0.012)

-0.0763***

(0.004)

-0.0081**

(0.003)

Lev

-0.0712***

(0.013)

1.2485***

(0.032)

0.0040

(0.011)

0.0607***

(0.015)

Roe

-0.2135***

(0.051)

4.5993***

(0.125)

0.0141

(0.044)

1.1471***

(0.044)

Holder10

0.0012***

(0.000)

-0.0004

(0.000)

0.0010***

(0.000)

Tobin

-0.0337***

(0.005)

-0.0238***

(0.004)

0.0065***

(0.001)

0.0336***

(0.010)

IV1

0.0049***

(0.000)

IV2

0.2528***

(0.003)

Kleibergen-PaaprkLM 值 1279.316*** 5247.499***

Kleibergen-PaapWaldF值 1950.285*** 1.1e+04***

常数项

-0.1999***

(0.042)

-4.4393***

(0.103)

0.2259***

(0.036)

-4.4227***

(0.102)

R2 0.121 0.682 0.355 0.682

观测值 16572 16572 16572 16572

注:* 、** 、*** 分别表示在10%、5%、1%的水平上显著;括号内为稳健标准误;主要变量的回归结果若为小数,则

保留至小数后三位有效数字,否则精确至小数点后三位。

从一阶段回归结果看,IV1和IV2两个工具变量都与城市数字经济发展呈现正相关

关系,且在1%的统计水平显著,说明在历史上城市的固定电话和邮局数量越多,城市数

字经济发展越好,与理论的预期一致。与此同时,由 Kleibergen-Paaprk的 LM 统计量

和 Kleibergen-PaapWaldF统计量的结果证明该工具选择不存在工具变量识别不足和

弱工具变量问题。第二阶段的回归结果显示,使用工具变量后企业全要素生产率的系数

仍然在1%的水平下显著为正。这表明在使用各个城市的固定电话数量、各城市邮局数

量与当年全国互联网普及率的交互项作为工具变量的情况下,城市数字经济发展对企业

高质量发展的正向作用仍然稳健,与基准回归得到的结果基本一致,证实了本文的核心结

论仍然成立。

2.其他稳健性检验

126

(1)替换被解释变量

为了避免单一企业生产率度量方法对实证估计结果可能造成的偏误,本文进一步采

用 OP法、GMM 法、OLS法和 FE法重新测算企业生产率,并分别进行回归,结果如表5

列(1)-(4)所示。由这四列的结果可知,无论使用哪种方法测算的企业全要素生产率,城

市数字经济的参数拟合值均为正,尤其使用 OP和 GMM 法测算结果在5%水平以上显

著为正。这再次验证了本文的假说,进一步证实了核心结论具有稳健性。

(2)替换核心解释变量

为了避免前文使用熵权法测度的城市数字经济发展指数与城市真实的数字化水平存

在偏差,导致实证检验结果受到干扰,本文借鉴赵涛等的做法[41],更换核心解释变量

(Score),使用主成分分析法得出城市数字经济指数(Index),重新对 LP法所测算的企业

全要素生产率进行回归估计。囿于部分数据的可得性,该指数仅涵盖2011—2019年,匹

配后的企业样本数为15361。结果如表5列(5)所示,参数拟合值在1%显著性水平上拒

绝零假设。这表明,城市数字经济对企业高质量发展仍有显著为正的边际效用,进一步验

证了结论的稳健性。

表5 其他稳健性分析

变量

(1)

TFP_OP

(2)

TFP_GMM

(3)

TFP_OLS

(4)

TFP_FE

(5)

TFP_LP

Score

0.042**

(0.0234)

0.089***

(0.0286)

0.036

(0.0220)

0.032

(0.0223)

Index

0.021***

(0.00799)

Constant

-2.382***

(0.152)

-7.253***

(-13.14)

-86.526***

(-66.50)

-169.453***

(2.605)

-4.723***

(-25.45)

控制变量 是 是 是 是 是

年份、时间和省份

固定效应

是 是 是 是 是

常数项

-2.382***

(-15.72)

-0.458**

(0.187)

-6.373***

(0.142)

-6.845***

(0.144)

-4.723***

(0.186)

R2 0.758 0.331 0.853 0.862 0.783

观测值 17328 17328 17328 17328 15361

注:* 、** 、*** 分别表示在10%、5%、1%的水平上显著;括号内为稳健标准误;主要变量的回归结果若为小数,则

保留至小数后三位有效数字,否则精确至小数点后三位。

五、进一步分析:机制检验和异质性分析

(一)路径检验

前文初步验证了数字经济发展能够驱动企业实现高质量发展,而数字经济发展究竟

通过哪种路径来赋能企业的发展过程,需要我们进一步研究。前文理论分析认为,促进企

业运营规模扩张、提升企业研发创新能力、促进企业人力资本升级以及缓解企业融资约束

是数字经济助力企业高质量发展具体的实现路径。因此,本文借助中介机制检验方法用

于机制检验。具体模型如下:

127

Mdc,t=β0+β1Indexc,t+β2controls+λt+δi+εi,t; (2)

Tfpit=η0+η1Indexc,t+σ1Mdc,t+η2controls+λt+δi+εi,t。 (3)

其中Mdc,t为中介变量,分别为假设2中的运营规模、创新、人力资本与融资约束,其他变

量与式(1)相同。借鉴温忠麟等的研究方法[43],对上述式子分别进行回归,验证是否存在

中介效应。

1.运营规模

根据前文的理论分析,城市数字经济发展将会通过扩张企业运营规模的路径实现高

质量发展。由于缺乏直接的生产产出信息,本文借鉴孙伟增等的研究方法[16],使用企业

主营业收入的对数来表征企业的运营规模范围,命名为 M1,用于考察城市数字经济发展

通过影响企业运营规模来影响企业高质量发展的传导路径。表6列(1)-(2)报告了中介

效应检验结果。通过模型(2)的检验,在表6列(1)的结果为提升运营规模的渠道检验,说

明城市数字经济发展指数有利于企业生产规模能力的提升。城市数字经济指数每增加

1,企业生产规模将扩张7.13%。通过模型(3)的检验,中介变量企业生产规模 M1 对

TFP_LP的回归系数在1%的水平上显著为正,表明生产制造能力的提升可以促进企业

高质量发展,同时城市数字经济的拟合值同样显著为正,与基准回归的系数方向相同。根

据以上结果可知,扩张企业运营规模在城市数字经济的发展影响企业高质量发展过程中

起到中介作用。

表6 机制检验一

变量

(1)

M1

(2)

TFP_LP

(3)

M2

(4)

TFP_LP

(5)

M22

(6)

TFP_LP

Score

0.0713**

(0.0354)

0.727***

(0.00275)

0.0755*

(0.0549)

0.0903***

(0.0252)

0.0807*

(0.0476)

0.0702***

(0.0235)

M1

0.0375***

(0.0130)

M2

0.0179***

(0.00480)

M22

0.00784**

(0.00373)

Controls 是 是 是 是 是 是

年份、行业和省份

固定效应

是 是 是 是 是 是

常数项

19.49***

(0.159)

-7.257***

(0.0772)

-23.73***

(1.025)

-40.45***

(0.485)

-2.170***

(0.302)

-4.508***

(0.153)

观测值 17328 17328 17328 17328 17328 17328

注:* 、** 、*** 分别表示在10%、5%、1%的水平上显著;括号内为稳健标准误;主要变量的回归结果若为小数,则

保留至小数后三位有效数字,否则精确至小数点后三位。

2.研发创新

数字经济发展能为企业研发创新提供良好的社会环境和信息基础设施条件,各创新

主体在获取知识与合作的过程中,能借助数字技术实现更低的搜索成本与分享成本,形成

分布式的创新机构,从而驱动企业高质量发展。因此,本文参考现有文献的做法,将企业

专利申请数分为两个档次:一是企业专利申请总数,二是企业发明专利申请数,并将这两

个变量加1后取对数,分别命名为 M2与 M22,作为企业研发创新能力的代理变量。技

术创新作用机制的检验结果如表6列(3)-(6)所示。通过模型(2)的检验,城市数字经济

128

指数Score对于中介变量研发创新能力M2与 M22的系数均显著为正,表明城市数字经

济的发展能够提升企业新产品新发明的产出,有助于企业创新能力的提升。通过模型(3)

的检验,中介变量 M2与 M22对企业全要素生产率指标的系数均显著为正,说明研发创

新能力的提升可以显著促进企业高质量发展;同时,城市数字经济发展的拟合系数显著为

正,说明技术创新水平提升在新型数字基础设施影响微观企业高质量发展的过程中发挥

了中介作用,与本文的理论预期一致。

3.人力资本

本文在上述理论分析中讨论了数字经济优化人力资本升级从而提升企业生产率的路

径。本文使用当期支付给职工以及为职工支付的现金的对数来表征企业内部人力资本水

平[44],一般而言,职工所获得的收入代表了其自身的劳动力价值,公司为职工支出的现金

数越来越高说明该公司员工水平在不断提升。人力资本升级作用的机制检验结果见表7

列(1)和列(2)。经过模型(2)的检验,城市数字经济指数Score 对于中介变量人力资本

M3的系数显著为正,意味着城市数字经济的发展能够通过减少低技能岗位、增加高技能

岗位等方式提升企业所拥有的人力资本水平;列(6)中人力资本 M3对于企业生产率在

1%的显著水平上具有促进作用,这意味着企业人力资本提升有助于促进企业高质量发

展;与此同时,城市数字经济发展的拟合值在5%水平显著为正,验证了升级企业人力资

本是城市数字经济赋能企业生产率提升的重要传导路径。

表7 机制检验二

变量

(1)

M3

(2)

TFP_LP

(3)

M4

(4)

TFP_LP

Score

0.111***

(0.0297)

0.0495**

(0.0228)

-0.00947**

(0.00477)

0.0708***

(0.0235)

M3

0.172***

(0.00591)

M4

-0.0871***

(0.0305)

Controls 是 是 是 是

年份、行业和省份固定效应 是 是 是 是

常数项

1.553***

(0.194)

-4.858***

(0.149)

4.735***

(0.189)

-40.701***

(0.487)

观测值 16963 16963 17328 17328

注:* 、** 、*** 分别表示在10%、5%、1%的水平上显著;括号内为稳健标准误;主要变量的回归结果若为小数,则

保留至小数后三位有效数字,否则精确至小数点后三位。

4.融资约束

本文的理论分析指出,城市数字经济发展有助于优化金融资源配置,有助于缓解企业

融资约束问题,进而促进企业高质量发展。借鉴经典文献的方法[45],构建 SA 指数来刻

画企业融资约束,作为中介变量 M4来衡量企业融资约束程度,M4越小说明企业面临的

融资约束越小。融资约束中介效应检验结果如表7列(3)和列(4)所示。经过模型(2)的

检验,由列(3)回归结果可见,估计系数在5%的水平下显著为负,表明城市数字经济的发

展能显著缓解企业所面临的融资约束问题。城市数字经济的发展能有效改善金融机构信

129

贷资源的配置与利用问题,数字技术的应用缓解传统信贷过程存在的信息不对称问题,拓

宽了企业的融资渠道、缓解融资约束。根据模型(3)与表7列(4)可得,中介变量 M4对

TFP_LP 的回归系数显著为负,说明融资约束的缓解能够促进企业的高质量发展;同时,

城市数字经济的拟合系数为正,表明缓解企业所面临的融资约束是城市数字经济发展促

进企业高质量发展的有效路径。

(二)异质性分析

为了深入分析数字经济对企业高质量发展的影响效应,本文分别从地区数字基础设

施发展水平、企业所属行业技术水平分类与企业数字化转型程度三个层面,将样本企业分

组进行异质性分析。

1.信息基础设施发展水平

数字经济的深度发展离不开数字基础设施的支撑。由于我国不同区域资源禀赋和发

展阶段不同,各地区的信息基础设施供给水平目前都还存在着较为明显的异质性特点。

参考潘为华等构建的“数字经济发展-基础设施”指标体系[46],计算各省份信息基础设施

发展水平①,并将30个样本省份按其信息基础设施发展水平分为低、中、高三个组,分别

进行回归分析,分样本估计结果如表8列(1)-(3)所示。本文发现,数字经济发展对信息

基础设施建设水平高地区企业的高质量发展影响较大,随着数字经济发展水平提升,高水

平信息基础设施建设地区企业生产率显著提升。这一结果产生的原因可能有:一是,原有

信息基础设施发展水平较低的省份,往往处于工业化中期阶段,无论是在自动化、网络化、

智能化等技术变革方面,还是在资源配置、制度改革等方面均较为落后,可能会限制数字

经济作用效果的发挥。二是,信息基础设施的作用首先是提高了信息的可获得范围[47],

信息基础设施建设的完善伴随着积极的知识溢出效应,加快企业间知识及信息的传播与

渗透,这会促进数字经济在实体企业发展中的融合应用。

表8 异质性检验

变量

(1)

新基建发

展水平较

低地区

TFP_LP

(2)

新基建发

展水平中

等地区

TFP_LP

(3)

新基建发

展水平

较高地区

TFP_LP

(4)

低技术行业

TFP_LP

(5)

高技术行业

TFP_LP

(6)

企业数字

化转型

水平低

TFP_LP

(7)

企业数字

化转型水

平中等

TFP_LP

(8)

企业数字

化转型

水平高

TFP_LP

Score

0.015

(0.0514)

0.069

(0.0542)

0.110**

(0.0482)

0.084**

(0.0373)

0.164***

(0.0394)

0.017

(0.0452)

0.125***

(0.0382)

0.135***

(0.0498)

控制变量 是 是 是 是 是 是 是 是

年份、行业和省

份固定效应

是 是 是 是 是 是 是 是

观测值 5819 5775 5734 11804 5524 6298 5552 5478

注:* 、** 、*** 分别表示在10%、5%、1%的水平上显著;括号内为稳健标准误;主要变量的回归结果若为小数,则

保留至小数后三位有效数字,否则精确至小数点后三位。

2.行业技术类型

企业自身对于技术的依赖性也会导致其受数字经济发展的影响不同。本文参考已有

130

① 信息基础设施发展水平指标包括互联网普及率、电话普及率、长途光缆线路长度、互联网宽带接入端口、互联

网域名数等,并对上述指标进行无量纲化处理,采用熵权法计算省级层面2011—2020年的信息基础设施建设水平。

文献,并依据证监会最新公布的行业分类结果,将样本企业按照其所从事的行业类型划分

为低技术型与高技术型两组[48],以进一步考察数字经济的激励效应。结果如表8列(3)

和列(4)显示,两组都展现出了明显的正向驱动。但相较于低技术企业,数字经济发展对

高技术企业的驱动提升作用更为显著。可能的原因:数字经济作为新兴的经济形态,数字

技术成为新通用技术,其自身具有巨大的技术突破并促使新业态、新模式不断出现[49],高

技术企业通常在技术积累方面具有相应优势,更有助于数字技术创新应用于生产并转化

为经济收益。因此,数字经济对高技术能力企业高质量发展的促进作用大于低技术能力

企业。

3.企业数字化转型

考虑到数字经济对企业高质量发展的促进作用,可能会受到企业自身数字化转型产

生差异,本文借鉴吴非等的度量方法,通过测度上市企业的年度报告中的数字化转型关键

词词频[50],作为企业数字化转型程度的衡量指标。本文还将企业分为数字化转型水平低

的企业、数字化转型水平中等的企业与数字化转型水平高的企业,然后再分别进行实证检

验。回归结果见表8的(6)-(8)列。从结果可以看出,无论规模大小,数字经济都能够在

一定程度促进企业的高质量发展。相较于数字化转型水平较低的企业,数字经济对中高

转型水平的企业高质量发展促进效应更为明显。究其原因,数字化转型实质是通过数字

技术改进企业组织管理模式,用数据重塑现有生产经营机制。企业自身数字技术应用能

力与企业数字思维的不同,会使数字经济对企业高质量发展的提升效应存在异质性。[51]

数字化转型水平较低的企业通常更容易受限于人才、资金等要素禀赋结构的天然约束,很

难在短时期内受益于数字经济发展所带来的红利。因此,城市数字经济发展对数字化转

型水平较高的企业高质量发展的促进作用更为显著。

六、结论和建议

在数实融合的发展背景下,数字经济是否能够赋能实体企业的高质量发展? 鉴于此,

结合数字经济发展领域的相关文献,本文分析认为,城市数字经济发展可以通过扩张企业

运营规模、提升企业研发能力、升级企业人力资本与缓解企业融资约束进而提升企业的全

要素生产率,赋能企业高质量发展。本文以2011—2020年 A 股上市公司为研究样本,构

建城市数字经济发展指标并测算各城市的数字经济发展水平,检验数字经济对高质量发

展的影响、异质性影响因素与其中的作用路径。

本文从企业全要素生产率的角度分析了数字经济发展对于企业高质量发展的影响及

其微观机制,并通过实证研究得到如下结论:第一,数字经济发展对企业高质量发展具有

显著的正向促进作用,在替换企业全要素生产率多种计算方法、更换核心解释变量以及采

用工具变量法进行稳健性检验后,该结论依旧成立;第二,作用机制检验结果表明,数字经

济发展能够促进企业运营规模的扩张、研发创新能力的提升、人力资本的升级和融资约束

的缓解,数字经济通过这四条传导路径间接带动企业高质量发展;第三,数字经济发展对

于企业高质量发展的影响存在显著的地区异质性、行业异质性以及企业异质性特征。具

体来说,相比于信息基础设施建设水平较低地区的企业,数字经济对于发展水平较高地区

的企业高质量发展的激励效应更大;相较于低技术行业,数字经济发展对属于高技术行业

的企业高质量发展促进作用更大;企业自身数字化转型程度越高,数字经济对企业高质量

131

发展促进效应越显著。

随着数字技术的迅速发展和应用,数字经济已经渗透到了生产、销售、管理等各个环

节,成为企业发展不可或缺的一部分。然而,数字经济给企业带来的影响并不是平衡的,

不同企业面对数字经济的挑战反应也不尽相同。因此,制定有针对性的政策来促进数字

经济与企业高质量发展的良性互动是十分必要的。为此,本文提出以下建议:

(1)各地政府应大力推进数字经济发展,构筑中国企业数字经济竞争新优势。根据本

文研究可知,城市数字经济的发展显著促进了企业全要素生产率提升,有助于推动企业高

质量发展。数字经济需要先进的信息技术和通信基础设施支撑,因此政府部门应当为数

字经济发展制定科学有效的激励政策,鼓励和引导地方产业发展投资基金加大对新型数

字基础设施建设的投入,并加大对数字技术创新与数字化转型的政策扶持与资金投入,以

期为企业高质量发展提供良好的基础环境。

(2)引导并鼓励数字经济背景下的企业接纳、吸收与应用前沿数字技术,进行数字化

转型进而推动生产方式、治理结构等的变革。地方政府既要做好“硬件”支撑,推进数字技

术的渗透,也要注重为中小企业的数字化应用和转型提供方案、技术和资金等“软件”支

持,推行普惠性数字化转型服务,降低企业应用数字技术的技术壁垒和资金壁垒,从而更

好发挥数字经济的普惠共享作用。企业也应当积极研判自身的技术创新优势、数字化发

展需求以及发展能力,逐步提升“5G+人工智能”等前沿技术在企业生产、运营等多环节

的应用水平,更有针对性地实现数字经济赋能企业提高全要素生产率的效果。

(3)强化科研创新引领。创新作为经济发展的关键动力,也是数字经济背景下实体企

业新旧动能转换并迈向高质量发展阶段的重要举措。首先,要加大对数字经济领域前沿

科学研究的支持力度,建立科研专项资金,吸引更多科技创新人才和企业参与数字经济领

域的创新和研发。其次,数字经济涉及众多行业和领域,要鼓励数字经济相关企业、高校、

科研机构等在一定区域内形成产业集聚效应,推动数字经济背景下产业链、价值链和创新

链的深度融合。再次,要引导企业展开多层面的数字技术创新探索。应通过推动产品、流

程、商业模式等多方位数字技术创新,促使生产要素转向市场需求高、效率高的领域,提高

企业自身的经营效率和产业链上下游的协同效率,促进数字技术与多元化应用场景的加

速融合,赋能企业高质量发展。

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UrbanDigitalEconomyDrivingHigh-qualityDevelopmentof

Enterprises:TheoreticalLogicandEmpiricalTest

GUOHan1,2,LIANZhi-cong

1

(1.SchoolofEconomicsandManagement,NorthwestUniversity,Xi’an710127,China;

2.NanjingUniversityBusinessSchool,Nanjing210023,China)

Abstract:Inthecurrentcontextoftheon-goingintegrationofChina’sdigitaleconomyandreal

economy,itisofgreatsignificance,withanaimtointegratedigitalandrealeconomies,toexplore

therelationshipbetweenthedevelopmentofurbandigitaleconomyandthehigh-qualitydevelopment

ofenterprises.Thispaper,basedonthestructureddata,themicro-dataandtextdata,measuresthe

levelofdigitaleconomydevelopmentinChinesecities;it,byemployingthedataofChina’sA-share

listedenterprisesontheShanghaiandShenzhenStock Exchangesfrom 2011to2020,measures

enterpriseproductivity,andfurtherstudiesthemechanismandimpactofthedigitaleconomyonthe

high-qualitydevelopmentofenterprises.Theresultsshow that:thedevelopmentofthedigital

economycansignificantlyempowerthehigh-qualitydevelopmentofenterprises,andtheconclusion

holdstrueafterrobustnesstestswithadoptingtheinstrumentalvariablesapproachandreplacingthe

calculationofthehighqualitydevelopmentindicator;theresultsofthemechanismtestreflectthat

thedevelopmentofthedigitaleconomyisconducivetopromotingtheexpansionoftheoperational

scaleofenterprises,theenhancementofR&Dandinnovationcapabilities,theupgradingofhuman

capitalandthealleviationoffinancingconstraints,thuspromotingthehigh-qualitydevelopmentof

enterprises;thepromotion effectofdigitaleconomy developmenton enterprise productivityis

influencedbyregional,industry,andenterpriseheterogeneity:enterprisesinareaswithhigherlevels

ofinformationinfrastructureconstruction,high-techindustries,andenterpriseswithhigherlevelsof

digitaltransformation are moresignificantly promoted bythe digitaleconomyfor high-quality

development.Theresearchconclusionexpandsthescopeofmicrolevelresearchontheeffectsofthe

digitaleconomy,thusprovidingusefulreferencesfortheChinesegovernmenttooptimizedigital

economypoliciesandenterprisestoformulatehigh-qualitydevelopmentstrategies.

Key words:digitaleconomy;high-qualitydevelopment;textanalysis;humancapital;financing

constraints;enterpriseinnovation

[责任编辑 刘文俊]

134

第60卷 第5期 广西师范大学学报(哲学社会科学版) Vol.60 No.5

2024年9月 JournalofGuangxiNormalUniversity(PhilosophyandSocialSciencesEdition) Sep.,2024

doi:10.16088/ji.ssn.1001-6597.2024.05.011

[收稿日期]2023-11-30

[基金项目]国家社科基金项目“中国传统契约观念研究”(19BZX080)

[作者简介]黄玉顺,山东大学儒学高等研究院教授,博士生导师。

论“新礼教”及其“情理儒学”哲学基础

黄玉顺

(山东大学 儒家文明省部共建协同创新中心,山东 济南 250100)

[摘 要]“新礼教”是当代儒家哲学前沿的一个理论建构,旨在回应新文化运动以来对儒家“礼教”

的简单化否定,建设一种现代性的儒家伦理政治的教化理论体系。新礼教的基本内涵可以概括为:缘情制

礼,以礼为教。其所谓“礼”,指社会规范(及其制度);其所谓“情”,则不仅指“情感”,而且指“事情”,即普遍

的情感与它所适应的特定时代生活方式的实情。新礼教的这种理论建构,有其深层的哲学基础,尽管这种

基础目前尚未在学理上充分展开。这个基础就是“情理哲学”或“情理儒学”。它呈现为一种多层级的奠基

关系,即:情感存在论→情理本体论→情义伦理学→新礼教。新礼教最具独创性的思想之一,是礼教的历

史形态与社会主体的历史形态之间的内在关联,由此揭明现代性的新礼教的时代特征乃是公民的“自我教

化”。

[关键词]新礼教;哲学基础;情理儒学;情理哲学

[中图分类号]B26 [文献标识码]A [文章编号]1001-6597(2024)05-0135-10

礼教无疑是儒学的一项极为重要的内容,然而在新文化运动中遭到了严厉批判[1]。

那么,对于儒学的复兴来说,礼教应当如何处置? 这是一个严肃的问题:如果礼教由于是

一种前现代的东西而受到批判,那么,对于现代化的追求来说,礼教还是“可欲”[2]2777的

吗? 然而,如果摒弃礼教,还谈得上“儒学”的复兴吗? 在这样的时代困惑中,青年学者胡

骄键近年来建构“新礼教”理论,发表了一系列文章系统阐述,值得关注。为此,笔者将围

绕“新礼教”的系列论述,展开相关问题的讨论。

一、新礼教的基本内涵

“新礼教”这个短语,有两种用法:一种用法涵盖了“宋代新礼教”[3](或“宋明新礼教”)

和“现代新礼教”[4],这与学界约定俗成的“宋明新儒学”和“现代新儒学”之间的对应关系

相匹配;另一种用法则是专指“现代新礼教”。笔者理解,前者旨在抽绎出礼教的一套超越

不同时代的普遍原理(类似于冯友兰先生的“抽象继承法”[5]);后者则是这套原理在面向

现代生活方式时的演绎运用。这种方法可以概括为“(从古代)抽绎与(向现代)演绎”,即

“特殊→普遍→特殊”的方法。为此,新礼教还作出了另外一种分辨,即“传统礼教”与“礼

135

教传统”:前者指前现代的旧礼教,后者即指礼教的普遍原理[6]。本文主要讨论这套抽绎

出来的普遍原理,而兼及现代新礼教。

新礼教的思想内涵,可简要地概括为:“以礼为教”,谓之“礼教”;其前提是“缘情制

礼”,谓之“情礼”。合起来说,“礼教”可谓“情礼的教化”。

(一)礼教:以礼为教

新礼教秉承了传统“礼教”概念的一般内涵,即“以礼为教”。因此,首先必须界定两个

关键词:何谓“礼”? 何谓“教”?

1.新礼教的“礼”概念

新礼教所说的“礼”,泛指社会共同体的一套规范及其制度。这确实是儒学的“礼”这

个词语的一种基本含义[7]。将“新礼教”译为“Neo-RitualEducation”[3],当然不无道理。

不过,英语“ritual”或“rite”的主要语义是“礼仪”,然而儒家所说的“礼”不仅指礼仪,而且

包含了三个层次:礼义→礼制→礼仪[8]。其中“礼制”指社会规范及其制度;“礼义”则是礼

制背后的、赖以建构礼制的正义原则,儒家称之为“义”或“正义”[9]138;“礼仪”仅指礼制的

外在化、仪式化的表现形式。因此,英语很难找到与汉语“礼”严格对应的词语。比较而

言,笔 者 倾 向 于 将 “礼 ”译 为 “norms”(规 范 ),将 “新 礼 教 ”译 为 “Neo-Normative

Education”。

2.新礼教的“教”概念

礼教的落脚点是“教”:“礼”是“教”的内容,同时也是“教”本身的规范。这两个层面,

新礼教合称为“以礼为教”。这让人想起法家韩非的“以法为教”[10]452。是“以礼为教”,还

是“以法为教”,这是儒家和法家的一个分野。儒家的“礼教”,清儒凌廷堪说:“上以礼为教

也,下以礼为学也。”[11]28这种“上下”的区分,是前现代的旧礼教的特征,却并不适用于现

代性的新礼教(详后)。

礼教属于政教实践的领域,包括伦理的、政治的方面,新礼教对两者的关系有所说明,

即“‘政治的礼治’与‘伦理的礼教’,两者又可通称为‘礼教’,因为古者政教不分”[1]。这也

就是“政教合一”,在儒家这里的表现就是伦理为政治奠基。

而“教”的目的是“化”,故有“教化”之说。笔者曾讨论过“化”的意义,即“‘化’指人之

存在状态的转变”,“是要使人的主体性挺立起来”,“使现实中的人转变为理想中的人”“合

乎‘礼’的伦理秩序中的人”[12]。这就是“以礼为教”的意义,即“以礼为教”的目的是“以礼

化人”。

(二)情礼:缘情制礼

但是,“以礼为教”“以礼化人”的前提,是“礼”本身是正义的。在新礼教看来,当既有

的“礼”不正当或不再适宜的时候,那就需要重新“制礼”,即重建社会规范及其制度。这是

孔子“礼有损益”思想的体现[2]2463。

那么,怎样制礼? 或者说,根据什么来制礼? 新礼教最核心的观念结构,就是“情礼”,

或者更确切地说,是“情→礼”,即“情”为“礼”奠基,亦即“缘情制礼”。《礼记》说:“礼者,因

人之情而为之节文。”[2]1618新礼教亦然:“缘仁爱情感以制作的礼乃是一种情礼。也就是

说,礼之目的旨在为社会主体的自爱、爱人提供一个基本的框架,人循此礼以行动则是具

体地实现社会主体的自爱和爱人。”[3]

但需注意的是:这里的“情”不仅指“人之情”或“情感”。新礼教的观点是:“新的礼教

136

规范可称之为‘情礼’,一种以仁爱情感为正当性内涵,以生活实情为制礼之适宜性原则,

建构以个体为中心的新礼教规范体系。”[13]这就是说,新礼教所谓“情”兼有两种含义,即

“生活情感”和“生活实情”。这个概念的内涵符合原始儒家的“情”观念[14]。新礼教的上

述理论建构,有其更深层的理论奠基,涉及伦理学、本体论(ontology),乃至更本源的存在

论(Beingtheory)。

(三)情理哲学的奠基层级

现代汉语哲学的“本体论”和“存在论”都来自西方哲学的“ontology”,但汉语这两种

不同的译法,可以体现现象学兴起以来的两种不同的观念,即“本体”与“存在”的区别:“本

体”(noumenon)作为“形而上者”,是一个存在者;而“存在”(Being)却不是存在者,而是一

个前 存 在 者 的 观 念。 这 个 区 分 来 自 海 德 格 尔 的 “存 在 论 区 分 ”(derontologische

Unterschied),尽管他本人的论述还不够彻底,所以仍然将他自己的那种追问“存在”的

“基础存在论”(Fundamentalontologie)称为一种“Ontologie”[15]。由此可见,应当将标志

“存在”的“存在论”译为“Beingtheory”,而不是“ontology”。

新礼教所涉及的奠基性的哲学基础是多层级的,它们之间的对应关系如下:

一般奠基:基础存在论 → 传统本体论 → 规范伦理学 → 政治哲学

生活儒学:生活存在论 → 变易本体论 → 制度伦理学 → 国民政治儒学

情理儒学:情感存在论 → 情理本体论 → 情义伦理学 → 新礼教

新礼教的上述奠基系统,总体上称为“情理哲学”(EmotionalReasonPhilosophy)或

“情 理 儒 学”(EmotionalReasonConfucianism)。新 礼 教 采 取 “返 回 步 伐”(derSchritt

zurück)[16]47,层层追溯这些哲学基础。

二、新礼教的“情义伦理学”基础

在情理儒学中,新礼教最切近的哲学基础,是直接为之奠基的道德哲学,即“情义伦理

学”(EmotionalJusticeEthics)。这是因为,按照孔孟儒学的原理,在“情”与“礼”之间,或

“仁”与“礼”之间,还有一个重要范畴环节,即“义”。

(一)情义

新礼教所追求的,乃是“以‘情义’为依据,进行现代新礼教建构,让人过一种有情有义

的生活”[4];“因为礼教秩序的正义性是由情感来保证的,故孔孟礼教的真义可称之为一种

情义礼教”[1]。

这里的“情”诚然主要指“一体之仁”的仁爱情感;但也不仅如此,此“情”也指特定生活

方式的实情。这体现为对“义”范畴的阐述:“新礼教作为一种情义伦理,其‘义’不仅仅强

调以情感为礼的正义性根基,也强调礼教的适宜性,即任何伦理制度规范的礼都应该因时

因地作出损益调整,以适应特定时空的生活际遇。”[1]显然,情义伦理学对“义”的理解,与

前述新礼教对“情”的理解之间,存在着这样一种对应关系:

情:仁爱情感———生活实情

义:正当———适宜

这其实也就是孟子所说的“居仁由义”[2]2721,2769,意谓:以仁爱情感(仁)与生活实情来

137

为正义原则(义)奠基,是谓“情义”。这种“情义”观念,新礼教称为“‘因情而称义’:一方面

是以‘一体之仁’这种情感作为新礼教的正当性内涵;另一方面是‘义’之以为宜,即新礼教

一定要与生活方式相适宜,因为特定的生活方式乃是特定时空下生活的实情”[1]。这里

“因情称义”的提法,令人想起耶教“因信称义”的说法,表现出儒家正义观与西方宗教正义

观的分野。

所以,新礼教有这样的陈述:“伦理上应当的生活乃是以生活之情为内涵的生活,一种

以情为义、以情为宜的生活。梁漱溟就认为儒家的伦理观实际乃是‘因情而有义’,也就是

一种情义伦理,但梁漱溟并没有对此情义伦理的结构予以阐明”;“‘生活儒学’思想体系所

提出的中国正义论正好阐明了情义伦理的内涵,从这个角度来说,中国正义论乃是儒家情

义伦理观的现代呈现”[13]。但事实上,生活儒学及其正义论并没有明确的“情义伦理”的

提法,“情义伦理”是新礼教的一个理论独创。

这种“以情为义”的内涵是新礼教思想与旧礼教思想的一个根本区别:“如果说旧礼教

是以‘天道’‘天理’来保证作为制度规范的礼的正当性,从而表现为一种道义伦理形态的

话,具有现代精神的新礼教之礼的正当性基础乃是情感,呈现为一种情义伦理形态。”[1]这

就是说,从旧礼教向新礼教的转变,就是从道义伦理学向情义伦理学的转换。

(二)义礼

这里的情义伦理学的“义礼”,与前面讲到的新礼教的“缘情制礼”的“情礼”之间,还涉

及“义”与“礼”之间的关系。“礼”当然指社会规范及其制度;而“礼”的建构,即“制礼”,其

价值根据就是“义”,即正义原则,包括以仁爱情感为内涵的正当性原则、以生活实情为基

础的适宜性原则。这就是“义→礼”的观念结构,其实也就是孔子所说的“义以为质,礼以

行之”[2]2518,意谓:以正义原则(义)为社会规范(礼)奠基。

综上所述,这里其实已经透露出了一种基本的观念结构,即“情→义→礼”或“仁→义

→礼”的结构。就此而论,情义伦理的“情义”最终指向“情礼”,即终究是以“礼”的建构为

目标。

三、新礼教的“情理本体论”根据

如果说,新礼教的直接的哲学基础是属于形下学的“情义伦理学”,那么,这种情义伦

理学的哲学基础则是作为一种形上学的“情理本体论”(EmotionalReasonOntology)。这

里的核心问题显然是“理”的概念。

(一)形下的理性

说到“理”,新礼教意识到,儒家哲学所说的“理”并不只是一个形而上的本体论范畴。

新礼教的情理哲学所说的“理”亦然,存在着两个不同层级的概念:一是形上之“理”(the

reason),即宋明理学之所谓“天理”,亦即“本体”;二是形下之“理”(rationality),指人的理

智(intellect)或曰工具理性(instrumentalrationality)(“‘理智’是源于‘仁爱情感’且服务

于制度安排的一种工具理性”[17])。

确实,社会规范的建构及其制度的安排,即“制礼”,需要工具理性:“将内在的正义感

实现为正义的制度安排,还必须由理智能力来达成。这种理智能力的重心在于能辨知利

害关系。”[4]具体来说,“首先当然是运用理性去认清楚特定的社会及其生活处境。然后再

138

运用理智能力去建构与特定社会总体生活方式相适宜的伦理规范或采取某种伦理行

动”[13]。这是因为:“仅有内在的是非判断能力,并不意味着就有一套正义的制度规范;将

内在的是非判断转变为正义的制度安排,还必须由理智能力来达成。”[17]这是显而易见

的:社会规范及制度的制定与运作,例如法治活动和政治活动,是一种高度专业化甚至职

业化的工作。

但需注意,不同于理性主义的思路,在新礼教看来,理性并不是根本:“西方哲学主要

是以在理性的正义原则下所制定的制度规范来解决因爱而引发的争端。……而在‘中国

正义论’里,解决因爱而争的问题,所凭借的并非理性,而是仁爱情感之中的超越了‘差等

之爱’的‘一体之仁’。换言之,正义的寻求不是‘以理制情’,也不是传统的‘以性制情’,而

是‘以情制情’、‘因情称义’。情感引发的问题还得靠情感来解决,这可以说是中西方正义

理论的最大区别。”[4]这里“以情制情”的概括,极为精彩,乃是“一以贯之地坚持‘情感’中

心立场”[4]。这是因为理性毕竟是由情感导出的:“因情而有意欲,而意欲就会生思虑,所

谓‘由情生欲,由欲生虑’,这就使良知生成了知利知害的理智能力。”[13]

不仅如此,这里的根本缘由是:新礼教所讲的“理性”,并不是一个与“情感”相对的概

念,而是继承和发展了情感儒学和生活儒学的观念,甚至可以追溯到戴震的哲学,那就是

将“理”理解为“情理”(emotionalreason),即情感本身的“条理”,而不是情感之外的东西。

这显然是新礼教的“情理哲学”思想在“理性”问题上的体现。

(二)形上的天理

上述的形下“理性”,从观念奠基的角度看,其终极根据是形上的“天理”。“天理”与

“理性”的关系,类似于宋儒所说的“理一分殊”,即“形上—形下”的关系,亦即“一多”关系。

程颐说,“(张载)《西铭》明理一而分殊”[18]609。朱熹说,“《西铭》言理一分殊”[19]102;“伊川

(程颐)说得好,曰‘理一分殊’。合天地万物而言,只是一个理;及在人,则又各自有一个

理”[19]2;“‘一实万分,万一各正’,便是‘理一分殊’处”[19]2049;“世间事虽千头万绪,其实只

一个道理,‘理一分殊’之谓也”[19]3243。由此可见,对于新礼教的情理本体论的建构来说,

宋明理学的理论也是一种可资利用的思想资源。当然,宋儒的“理一分殊”是从本体论的

角度讲的,其分殊之理乃是说的“事事物物各有其理”[19]279;而新礼教的分殊之理,即理

性,则是特指人所具有的理智能力。

关于形上本体,新礼教的理路是:“若从观念的生成角度说,在生活中,人得以成为形

而下的主体性的人;此形下主体之人有一种形而上的追求,要为自身的存在寻找一个形而

上的根据,于是运用自身的理性能力替自己构造了一个形而上的本体,来安顿自身的现实

存在。”[4]这里的学理在于:一般来说,伦理学及实践领域的礼教层面的讨论,都是形下学

(sub-metaphysics)层级的问题,而不是形上学(metaphysics)层级的问题;但是,不论对于

包括所有存在者在内的“存在者整体”[20]68-69,还是对于人类的思维及其陈述的系统整体

来说,都必然存在着一个“本体论承诺”(ontologicalcommitment)[21]8,即需要本体论,这

样才能形成一个“形上—形下”的立体架构。

不过,对于新礼教来说,尽管这种形上的“理”或“天理”范畴可资利用,但要作出说明:

宋儒的“天理”是从“观念奠基”的角度来讲的,原是宋儒的一个理论构造,即程颢所说的

“‘天理’二字却是自家体贴出来”[17]424;而如果从“观念生成”的角度看,那么,形上的“理”

只不过是形下的“礼”的本体化、绝对化的结果。正因为如此,不难看出:宋儒所讲的“天

139

理”的实质内容,不过是帝制时代的那些伦理政治规范,即新礼教所批评的帝制时代的“伦

理本体”[3]。具体来说,“降及宋元,汉唐那种具有很强宇宙论色彩的形上天道,转进而为

更具本体论意义的‘天理’。但‘天道’与‘天理’两个概念所内蕴的道德意涵并没有实质性

的改变”[1]。如果撇开特定时代的具体内容,即从原理来讲,那么,“理”与“礼”的关系就是

形而上者与形而下者的关系,“新礼教”在学理上需要“情理本体论”的奠基。

四、新礼教的“情感存在论”渊源

上述“情理本体论→情义伦理学”的奠基关系,其实还是传统的“形上→形下”的观念

架构,即还是一种存在者化的思维,它不能回应20世纪以来前沿的发问:存在者何以可

能? 当我们追问“形下存在者何以可能”时,可以由形上存在者为之奠基;但是,当我们追

问“存在者何以可能”时,形上存在者也是被追问的对象。于是,按照上文谈过的“存在论

区分”,即“存在”与“存在者”的区分,我们的回答就只能是“存在”,即“存在”为一切“存在

者”奠基,包括为形上存在者奠基。因此,我们必然合乎逻辑地从“本体论”(ontology)追

溯到“存在论”(Beingtheory),即从“本体”之思追溯到“存在”之思。这种存在论,在新礼

教这里,就是“情感存在论”(EmotionalBeingTheory),它是为“情理本体论”奠基的。

(一)情感存在论的前存在者地位

前面提到,儒家以“情”说“理”的观念至迟可以追溯到戴震。但在戴震那里,“情”还是

一个存在者化的观念,即是一个主体性观念,其“情”还是说的人之情。新礼教在谈到张载

研究现状时说,“这些研究基本都聚焦于形而下的存在者层级来讨论张载以礼为教的政治

伦理功能,缺乏一种哲学存在论和生存论视野,没能看到礼教对作为社会主体的人和生活

世界的建构意义”;“突破对礼教的现成性礼教理解,实质是要求我们必须从哲学存在论和

生存论的视野来获得对礼教真正内涵的阐明”[3]。

这里的“存在论”概念尚未与“本体论”概念加以区分;其“生存论”概念的“生存”才是

指的前存在者的“存在”。但是,“生存论”(existentialism)这个概念来自海德格尔的“基础

存在论”概念,它讨论的是“此在”(Dasein)的“生存”(existence),然而“此在”仍然是一个

“存在者”,而不是“存在”[1]。

但与此同时,新礼教也有区分性的表述,例如:“如果说‘生活儒学’思想体系意味着现

代儒学情理学派存在论层面的揭蔽工作已完成的话,黄玉顺近年提出的‘变易本体论’和

‘中国正义论’则旨在重建现代儒学情理学派的形而上学和形而下学。”[17]这里的“形而上

学”即指“本体论”,它显然有别于“存在论”。对此,新礼教有其更详尽的独立陈述:

怎样的礼才能顺利建构起作为社会生活主体的人及其所置身的生活世界,而不至于

沦为对人和世界的异化、扭曲呢? 答案就是只有从生活行事本身的秩序出发去建构、创

造。那么,生活行事本身的秩序究竟是一种什么样的秩序呢? 这里,我们借助于海德格尔

对用具的“上手状态”的分析来透视这种生活行事本身的秩序。按海德格尔的思路,只有

处于“上手状态”的用具“才能依其天然所是呈现出来”。此时,用具“具有指点出上手状

态、指引整体性与世界之为世界的存在论结构的功能”。也即处于上手之际的用具,不仅

让自身如其所是地呈现出来,还让世内存在者“聚集”起来,并“被庇护入无蔽状态之中”,

140

从而让存在者“各属其所”,这种让存在者“聚集”起来并“各属其所”实际是生活行事所给

出的一种前主体性的本源性生活行事秩序。比如,当人在为修建房子而自如地挥锤凿打

石头之际,作为上手事物的锤子就“指引”出了锤子自身之外的诸多存在者。人、锤子、石

头,以及修建房子所需要的木头、砖瓦、水泥……,甚至泥土、森林、河流、山脉、大海、神灵

……等等,都在生活行事中得到了最本源的指引,都在这一因缘整体之中得到了最源始的

“置放”。这种前存在者化的生活行事本身的秩序实质是一种前主体性的本源之礼,这才

是建构人及其所置身的生活世界的源泉所在。[23]

当然,这里并未对海德格尔思想加以审察和批判。不过,这里的“前主体性”“前存在

者”概念,已经透显出“情感存在论”应有的思想视域。

(二)情感存在论的阐发

所谓“情感存在论”,顾名思义,就是以“情感”为“存在”,从而为一切存在者奠基。这

就进入了当代中国哲学的前沿领域,即“情感转向”。在当代儒家哲学中,情感转向的最突

出的体现就是“情感儒学”和“生活儒学”,新礼教的情感存在论是一种冯友兰先生所说的

“接着讲”:

蒙培元(情感儒学)突破性地认为“人是情感的存在”,但此情感却又是一种道德情感,

这就意味着:蒙培元虽然突破了以往对情感的贬抑性理解,但不过是用主体性的道德情感

去取代了传统儒学以“性”为主体的地位而已,其哲学的整体形态还是一种主体性哲学。

而黄玉顺(生活儒学)认为:“在儒家的真正本源性观念中,‘情’乃是存在本身,而不是

存在者的事情;‘情’乃是先行于任何存在者的‘事之情’。”作为存在本身的“事之情”就是

“生活本身”,而这种“事之情”也是儒家所说的“仁爱情感”。因此,在“生活儒学”里:生活、

存在、仁爱情感,三者不过是对“存在”的不同言说而已。[17]

新礼教的情感存在论并不是情感儒学和生活儒学的简单复述,而是有其独立的思考。

新礼教首先反思了现代中国哲学“情理学派”的三代发展:

第一代的“新理学”,其“负的方法”乃是“继承儒家哲学注重生活情感体验的方法,尝

试弥合‘真际’与‘实际’的鸿沟”;“‘负的方法’既是情感的方法,也是消解主体性的方法”,

因为“此种‘情’由于对‘我’、对主体无执着,达到了‘不迁怒,不贰过’的超然洒脱状态”;

“正是由于‘负的方法’的运用,剥落掉坚硬的主体,进入无私我之情累的境界,才使‘正的

方法’的理想能够得以真正实现”[17]。然而尽管如此,毕竟“‘新理学’受新实在论(New

Realism)的影响”,构造“一个纯粹逻辑的、形式化的‘真际’世界,并将其视作‘实际’(‘现

实世界’)的根据”[17],这并不是彻底的“情理”进路。

第二代的“情感儒学”提出“人是情感的存在”,“突破了秦汉以来帝制时代儒学对情感

的看法”,“以一种‘返本开新’的姿态重建了儒家哲学传统”;但毕竟仍然“是一种‘情感的

形上学’”,即“虽然突破了以往对情感的贬抑性理解,但不过是用主体性的道德情感去取

代了传统儒学以‘性’为主体的地位而已,其哲学的整体形态还是一种主体性哲学”,“对

‘情感’与‘理性’的理解总是一种主体性的把握”[17]。

第三代的“生活儒学”尽管“沿着冯、蒙的‘情理’进路构建了更为庞大和细密的现代儒

学形态”,“彻底颠覆了自秦汉以来帝制儒学的‘性→情’结构”,“对情感的阐释有一个很大

翻转:仁爱情感不再仅仅被视作一种主体性的情感,而是前主体性的、非存在者化的存在

141

本身”[17];但是,这里仍然留下了广阔的阐释空间,特别是“并未就新礼教的建构展开过详

细的论述”[13]。

在上述反思的基础上,新礼教不仅通过其独创性的“情理”概念,全面系统地总结出了

现代中国哲学“情理学派”的存在,发展出了独立的情义伦理学、情理本体论的基本观念,

而且深入前主体性、前存在者的观念层级,初步形成了“情感存在论”观念。这里的要点有

三:其一,在存在论层级,“情感”并非与“理性”“事情”等相对的概念,而是前分析性、前存

在者的“存在”观念;其二,“情”即“事”,“事”即“情”;其三,“理”并非“情”之外的东西,而是

“情”的一种显现形态,即“情有其理”。

五、新礼教的现代主体思想

行文至此,让我们回到“新礼教”本身。经过上述哲学基础的层层奠基,新礼教对儒家

“礼教”“教化”进行了现代性的主体性分析。这是新礼教最具独创性的思想之一,即揭示

儒家礼教的历史形态与社会主体的历史形态之间的内在关联,从而阐明现代性的新礼教

的时代特征。

(一)现代礼教的主体特征

上文谈到,“以礼为教”的前提是“制礼”,即社会规范的建构。这就出现一个问题:谁

来制礼? 制礼的主体是谁? 那当然是特定时代的社会主体。但是,社会主体并非一成不

变,而是随着社会生活方式的转型、时代的转变而转换的。

就中国历史而论,这就是三大时代之间的社会主体的转换:西周宗法时代的宗族主

体;自秦代至清代的帝制时代的家族主体;现代的公民主体[1]。传统“周公制礼作乐”的说

法,是说周公作为宗族的代表来制定社会规范;“乾纲独断”的说法,是说皇帝作为皇室家

族的代表来制定社会规范;而现代社会“主权在民”的观念,则是说公民不仅作为权利主

体、而且作为权力主体来制定社会规范。

在新礼教看来,现代性的个体主体性的出现,乃是源于现代生活方式:“生活空间的私

人化保证了人有自己的立足之地。如果生活空间是完全公共的或集体化的,就意味着个

人的存在是弥散而没有边界的。一个没有建立起自身边界的人是不可能现实存在的,也

不可能有‘自我’个体意识。”[25]这里的“集体”指前现代的宗族和家族,“生活空间的私人

化”则指生活方式的个体化。

(二)现代礼教的主体结构

新礼教创造性地提出了现代礼教的根本的主体结构(subjectivestructure):建构—认

同(constructing identifying)。这 个 结 构 是 在 讨 论 “国 族 认 同”(theidentificationof

nation)问题的时候提出的:“国家不过是主体所建构的生活世界的一种形态而已。因此,

儒家礼教其实内含着一个一般意义上的国家‘建构—认同’基本结构。”[4]

但是不仅如此,“建构—认同”结构具有更为一般的礼教意义:“所谓礼教就是主体自

身建构一个属我的生活世界并让自身置身于此生活世界之中”;“如果认同真的就是把主

体自身投放给一个外在于自身、异于自身的对象的话,无异于是让那个对象来奴役自身。

……只有对象是主体在生活中建构起来的对象时,这个对象才是主体的对象,这个对象才

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能与主体融为一体,而不是异于和外在于主体的东西。因此,主体的认同其实是以主体的

建构为前提的,主体只能认同自身建构起来的对象。从这个意义来说,认同的本质就是

‘我建构,我认同’”[4]。这里的“我建构—我认同”无疑是一个极具独创性和深刻性的思想

创造。

显然,新礼 教 不 仅 采 纳 了 生 活 儒 学 的 “在 生 活 并 且 去 生 活”这 个 “生 活 的 本 源 结

构”[26]254-272,而且有所发展:“主体去建构‘属我的’对象的过程,实际上是主体在去生活

之中建构一个属我的生活世界的过程。正是在主体的去生活之中,主体建构出了自身身

处其中的生活世界……在主体的去生活之中,不但建构了主体的生活世界,同时也建构着

主体自身。主体正是在去生活的过程才使主体成其为主体自身。”[4]

这就表明,现代礼教根本上、本质上乃是公民的自我教化:“主体教化、规训生活世界

的过程同时也是主体规训、教化自身的过程,即主体更好地把自我置身于其所建构起来的

生活世界之中的过程,这实质是主体的一种自我教化,自我规训。因此,所谓礼教就是主

体自身建构一个属我的生活世界并让自身置身于此生活世界之中。”[4]简言之,公民建构

社会规范,所以公民遵守社会规范;公民制礼,所以公民守礼。

至于“建构—认同”结构的更加详尽具体的机制,则是一个涉及伦理学、政治学的复杂

问题,也是一个值得深入探讨的课题。

[参 考 文 献]

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[26] 黄玉顺.爱与思———生活儒学的观念(增补本)[M].成都:四川人民出版社,2017.

OnthePhilosophicalBasisof“Neo-ritualEducation”andIts

“Qing-LiConfucianism”

HUANGYu-shun

(Provincial-MinisterialCollaborativeInnovationCentreforConfucianism,Shandong

University,Jinan250100,China)

Abstract:The“Neo-ritualEducation”isatheoreticalconstructionattheforefrontofcontemporary

ConfucianphilosophythattargetstorespondtothesimplisticrejectionofConfucianism sincethe

NewCultureMovement,thusbuildingamodernConfucianethicalandpoliticalindoctrinationtheory

system.Itsbasicconnotationcanbesummarizedasfollows:tomakeLi(rites)onthebasisofQing

(humannature),andtakeLi(rites)toeducateandrestrainthecivilians.Theso-called“Li”refersto

theestablishedsocialnormsandtheirsystems;theso-called “Qing”refersnotonlyto “human

nature”butalsoto“realcontext”,i.e.,universallyacknowledgedhumannatureandtherealcontext

orthelifestyletowhichhumannatureisadapted.Thistheoreticalconstruction,thoughithasnotyet

beenfullydevelopedinthedoctrine,hasadeepphilosophicalfoundationthatembraces “Qing-Li

Philosophy”or “Qing-LiConfucianism”.Itispresentedasa multi-levelfoundationrelationship,

namely:emotionalexistentialism →emotionalontology→emotionalethics→ Neo-ritualEducation.

OneofthemostoriginalideasoftheNeo-ritualEducationistheintrinsiccorrelationbetweenthe

historicalformofRitualEducationandthatofthesocialsubjects,thusrevealingthatthemodern

Neo-ritualEducationfeatureswiththe“self-education”ofthecitizens.

Keywords:Neo-ritualEducation;philosophicalbasis;Qing-LiConfucianism;Qing-LiPhilosophy

[责任编辑 赵立庆]

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第60卷 第5期 广西师范大学学报(哲学社会科学版) Vol.60 No.5

2024年9月 JournalofGuangxiNormalUniversity(PhilosophyandSocialSciencesEdition) Sep.,2024

doi:10.16088/ji.ssn.1001-6597.2024.05.012

[收稿日期]2024-01-18

[基金项目]国家社科基金一般项目“人工智能的责任伦理研究”(19BZX109)

[作者简介]曲蓉(1978—),女,辽宁本溪人,南京信息工程大学马克思主义学院教授,博士,研究方向:伦理学原理、

应用伦理学。

人工智能的道德责任归属

———责任鸿沟争论及回应

曲 蓉

(南京信息工程大学 马克思主义学院,江苏 南京 210044)

[摘 要]责任鸿沟一经提出即引发了学界广泛而激烈的道德争论,主要包括肯定、否定和解决主义

三大立场。这场争论与人工智能技术的双重性和责任概念的复杂性密切相关。一方面,人工智能兼具自

主体与技术工具的双重特征,决定了人类自主体和人工智能均与机器行为存在因果关系,均可视为机器行

为的实施者。另一方面,道德责任在不同的语境下往往意味着非常不同但又有一定逻辑联系的意思。人

工智能的发展造成了不同类型责任归属的分离,也造成了其在某些责任归属上的撕裂。但从人工智能的

责任链来看,责任链始终是完整的,不存在所谓的责任鸿沟。

[关键词]责任鸿沟;人工智能;道德责任;责任归属;机器行为

[中图分类号]B829 [文献标识码]A [文章编号]1001-6597(2024)05-0145-10

“责任鸿沟”是安德烈·马提亚(AndreasMatthias)在2004年的同名论文中首次提

出的,他认为随着社会对自主学习机器的依赖程度不断加深,将不可避免地导致一个日益

扩大的责任鸿沟。一方面,机器能在没有人为干预的情况下直接行动,甚至改变自身的行

动规则。另一方面,传统责任理论要求人类如机器的操作员或制造商对机器运行的后果

负责。“机器行为的种类越来越多,传统责任归属方式与我们的正义感和社会道德框架不

兼容,因为没有人对机器行为有足够的控制能力来为它们承担责任”[1]。简单地说,责任

鸿沟是由于人类对自主学习机器丧失了足够的控制能力而造成的无人负责的道德困境。

责任鸿沟的提法极富争议性,一经提出即引发了学者们的广泛关注和激烈讨论。时至今

日,这场争论早已超出关于有无明确道德责任归属的辩论,而扩展至对人工智能道德责任

问题的一般性讨论,也延伸到法律、政治等相关领域。但道德责任归属问题仍是这场争论

的出发点和归宿。本文通过评述责任鸿沟争论中的代表性观点,深入分析影响这场争论

的两个主要问题,即人工智能技术的双重性和道德责任概念的复杂性,在此基础上确定人

工智能技术事件的道德责任归属,并证明所谓的责任鸿沟并不存在。

一、由责任鸿沟引发的道德争论

围绕责任鸿沟的道德争论,大致有三种立场:主张责任鸿沟客观存在,即肯定立场;否

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