3．控制变量。为提升回归分析的准确性，本文还进一步纳入了相关控制变量，具体包括：企业总收入（TOI）、盈利能力（营业利润占比主营业务收入，OC）、杠杆率（LV）、资本密集度（CI）、第一大股东持股比例（FS）、成立年龄（AGE）、净资产收益率（ROE）、董事长和总经理两职合一（CG）以及审计意见（标准无保留意见取值为1，否则为0，OP）。
（三）数据来源及描述性统计结果
本文使用中国上市企业2011—2021年的数据为基础，对其进行详细分析。所采用的企业微观财务数据来源于CSMAR数据库。在数据获取后，本文进行了以下数据清洗工作：首先，删除了所有具有金融属性（金融、保险、证券以及房地产类）的上市公司；其次，剔除了所有被标记为ST、*ST、PT，以及在上市期间退市的上市公司；第三，排除了连续年度数据不满3年的上市公司；最后，对所有连续型变量进行了上下1%的缩尾处理，并将所有连续型（非比值型）变量转换为对数形式，以减少异方差问题的影响。从表1的变量描述性统计可知，本文最终的有效样本为17192个，从整体上来看，企业绿色转型GT的均值为0.082，初步说明在样本期中大多数企业的绿色转型程度普遍较低，中国上市企业绿色转型还需加速提质发展。
四、实证结果与经济解释
（一）基准回归
表2报告了基准回归的结果。列（1）为未加入控制变量的检验结果，L.ESG的回归系数为0.010，且在1%的水平上显著；列（2）为在列（1）基础上加入控制变量的结果， L.ESG的回归系数为0.003，同样在1%的水平上显著；列（3）在列（2）的基础上进一步控制了时间和行业固定效应，结果显示， L.ESG的回归系数为0.002，在1%的水平上显著。这表明，企业ESG表现提升有助于低碳绿色转型水平的提高，从而支持了本文的研究假说。
（二）稳健性与内生性检验
1．扩展回归周期。表3报告了在更宽时间口径上企业ESG表现对企业绿色转型的影响回归结果。具体来看，在列（1）~（3）中，本文对ESG进行滞后2~4期处理；而在列（4）~（6）中，本文对企业低碳绿色转型变量GT进行前置2~4期处理，在此基础上，重新进行基准检验。实证结果发现，无论是对ESG进行滞后抑或是对GT进行前置，相关的回归系数均为正值且均通过了1%的统计显著性检验。上述结果表明，ESG表现能够在一个较长的时间周期中对企业低碳绿色转型起到积极促进作用，并展现出了可叠加的正向驱动力，本文的核心假说得到支持。
2．提升年报文本质量。表4报告了在更有效信息披露状态下企业ESG表现表现对企业绿色转型影响的回归结果。具体而言，对于本文的企业低碳绿色转型指标，本文采用上市企业年报文本大数据识别的方式展开检验，其中年报文本的信息披露质量在很大程度上决定了指标刻度的质量。有鉴于此，本文从两个维度来考虑高质量的年报样本。其一，基于证监会对上市企业年报文本信息披露考核来筛选，选取其中信息披露考核评级在A、B级的年报样本进行刻度；其二，基于经过“四大”会计事务所审核的年报为样本，将分析对象集中在经由高级事务所严格审核的年报样本。经由上述的样本调整后不难发现，企业ESG表现的回归系数分别为0.002和0.014且均通过了1%的统计显著性检验。这表明在提升了企业年报文本质量以改善企业低碳转型指标的刻度质量后，原有的核心结论依旧没有发生任何改变。
3．双重差分检验。表4报告了在准自然实验情境下企业ESG表现对企业绿色转型影响的回归结果。借鉴胡洁等（2023）的研究，本文构建了双重差分模型进一步减弱回归分析中的内生性问题 [25]。具体来看，如若企业i在第t年对外发布了ESG领域的评级和相关信息，则为实验组，令DIDi,t取值为1；否则为对照组DIDi,t取值为0。为降低“实验组—对照组”的差异，本文还在更严格的层面控制了“时间—行业—个体”三个层面的固定效应。实证结果发现（表5），无论是否纳入相关的控制变量，企业ESG评级“冲击”对于企业低碳绿色转型的回归系数均为正值且在1%的水平上统计显著。这意味着，即便通过准自然实验方法进一步降低回归中的内生性问题后，原有的核心结论依旧保持不变，这也意味着本文的研究是确当的。
（三）异质性检验
本文从ESG的核心概念架构出发，从产权、污染和科技三个维度切分异质性组别进行实证检验。之所以进行上述处理，第一，企业的治理结构在很大程度上受制于其产权结构。私营企业通常具有更为灵活的治理结构，决策相对迅速，而国有企业可能受到政府干预，决策可能更为官僚和缓慢，这种差异可能影响企业ESG战略的制定和执行。第二，重污染企业通常对环境造成更大的压力，因为它们排放的污染物更多。因此，对于这类企业，低碳转型对于减轻环境负担的压力更为迫切，也更受到关注，企业ESG战略的制定和执行也往往会切身考虑到自身对环境的冲击状况。第三，高科技企业通常在竞争激烈的市场中生存，因此，他们可能更加注重在市场上取得竞争优势。在低碳转型方面，他们可能更积极地寻找创新性的解决方案，以满足绿色消费者的需求，提高市场份额，此时的企业ESG表现往往可能有着更为突出的作用。基于上述异质性特征展开识别检验，有助于更好地掌握企业ESG表现所释放的特质信息。
1．企业产权异质性。本部分检验主要以企业产权特征为标的，将全样本界分为“国有企业—民营企业”两个分组。表5的实证结果发现，企业ESG水平提升对低碳绿色转型的促进作用，只有在非国有企业组别中成立；而在国有企业组别下，ESG的回归系数并未通过统计显著性检验。一个可能的解释是，非国有企业所处的市场环境具有更强的竞争特点，其经营往往具有更为浓厚的市场导向，较好的ESG表现往往能够有效增加企业的声誉，为了在市场中保持有效的竞争力，非国有企业往往必须不断引入和应用新的绿色技术来服务自身低碳绿色转型，由此为高质量发展充分赋能。更为重要的是，非国有企业的决策体制机制较为灵活，这类企业更有可能在ESG领域充分配置资源并承担更多社会（绿色）责任来打造市场知名度。与之成鲜明对比的是，国有企业的创新驱动往往更多来自政府层面的战略考虑和政策指导的约束，对于ESG变化并不具备足够的敏感性，并且国有企业在创新上的体制机制相对僵化，ESG表现的提升并不足以对国有企业内部的决策体制机制形成重大调整动因，由此无法对低碳绿色转型产生突出的促进作用。
（四）企业ESG影响低碳绿色转型的机制分析
前部分研究中，本文针对“企业ESG—低碳绿色转型”的核心特征进行识别，为理解企业ESG发展对低碳绿色转型的效用提供了充分的经验证据支持。在本部分内容中，将针对二者具体的作用传导机制进行检验。承接前文的理论分析框架，本部分机制检验中着重从企业ESG表现提升的积极信号传递、风险平滑和绿色活力三个维度展开。
1．积极信号传递机制。对于“积极信号”的刻度，本文借鉴杜金岷等（2022）的研究，采用市场媒体对企业报道新闻中的积极新闻占比来刻度 [28]。具体来看，市场媒体可以进一步界分为传统媒体（报刊）和新媒体（网络媒体）两类（依次分别为TM和NM），本文分别统计了这两类媒体有关特定标的企业新闻报道中积极新闻的比例作为“积极信号”的代理变量。在此基础上，本文进一步检验企业ESG表现提升对改善市场积极信号的影响路径，进而分析其对低碳绿色转型的影响。
表6报告了基于信号传递机制检验的实证结果。研究发现，企业ESG表现增加，不单会显著改善传统市场媒体（报刊）对企业的评价，还能够有效优化新兴市场媒体（网络）对企业的预期。这意味着，优秀的ESG表现能够帮助企业提升积极预期，向外界传递更多有效的积极信号。在这种“传统媒体—新兴媒体”预期的双重优化改善下，企业有着更强的动力引导自身的发展更契合市场需求（同时更为积极的市场预期也提供了更多容错空间），在绿色转型的“双碳”时代下，企业有着更强的动机推动自身的低碳绿色转型发展，以此在激烈的市场竞争中获取更大的优势。
五、基于金融政策工具支持的经验证据
中国上市企业的ESG活动在实践中仍有可能面临约束，以至于企业ESG表现提升所能释放的效力有明显边界限制。何寻求一定的政策工具搭配，以更加充分有效释放企业ESG的绿色动能，成为新时代新阶段经济高质量发展必须要面对的重要问题。本文认为，企业想要有效推动低碳绿色转型，还需要外在政策工具的有效支持。在其中，金融作为服务实体经济高质量发展的核心动力，是提振实体经济创新转型动能的关键要素：如企业得到了具有典型“绿色”专项的金融政策支持，企业ESG表现提升将更好转换为低碳转型动能，如企业外部缺乏相应的绿色金融政策工具支撑，仅仅依靠企业ESG表现的提升来加快低碳转型进程可能会有一定约束和限制。从这个角度来看，企业ESG表现提升对低碳绿色转型提供内生动力是必要的，但这也同样离不开政府部门在金融层面的顶层设计和制度构建（潘冬阳等，2021[31]；郭希宇，2022[32]），这会对“企业ESG表现—低碳绿色转型”打通痛点堵点提供更加有效的政策工具。
六、研究结论和政策建议
随着中国式现代化建设进程加快，低碳绿色发展的理念正深度嵌入经济高质量发展进程中，在其中，微观企业的ESG表现及其对低碳经济发展的驱动力也正逐步被学术界所关注。本文基于2011—2021年上市企业数据集，实证检验企业ESG表现提升对低碳绿色转型的影响、机制以及可能的政策优化路径，得到如下重要结论：第一，企业ESG表现提升能够有效提升企业低碳转型水平。第二，企业ESG表现提升对企业低碳转型的影响具有典型异质性特征。具体来看，企业ESG表现提升对非
