引言

随着全球可持续发展理念不断深化，环境、社会与治理（ESG）已成为衡量企业综合竞争力和长期价值的重要维度。近几年，全球供应链重构与绿色转型加速推进，ESG因素正逐步演变为企业国际化的“准入证”与“加速器”。中国作为全球第二大经济体和重要的对外投资来源国，其企业在“走出去”过程中面临日益复杂的国际规则与多元利益相关者的审视。尽管已有研究探讨了ESG表现对企业财务绩效、创新能力和融资约束等方面的影响，但ESG表现如何影响企业海外市场拓展，其作用机制尚缺乏系统性的理论与实证分析。关于海外市场拓展的影响因素，现有研究将其分为外部因素（制度环境、区位选择）和内部因素（企业资源、领导团队）。蒋冠宏和蒋殿春指出东道国政策对企业对外发展有重要影响，任鸽等发现高管国际经验能推动企业拓展更广泛的国际市场。在ESG与海外拓展的关联研究方面，李季鹏和范瑞解认为良好的ESG表现有助于企业拓展海外市场，周泽将和赵书漫证实ESG表现可通过降低融资成本和企业风险促进海外市场拓展，Tan等发现ESG表现能向海外利益相关者传递企业非财务信息、降低信息壁垒。综合来看，ESG表现在企业海外市场拓展方面发挥着重要作用，但现有研究多集中于ESG对企业自身财务效益的影响，将ESG与国际市场结合探索更深层应用的研究相对较少。本文以2009-2023年中国A股上市公司为研究样本，构建双向固定效应模型，系统考察ESG表现对企业海外市场拓展的影响，并从绿色创新与企业声誉两条路径探讨其作用机制，提出以下研究假说：H1（ESG表现对企业拓展海外市场具有积极影响）、H2（ESG表现能通过提高企业绿色创新能力拓展海外市场）、H3（ESG表现能通过提高企业声誉拓展海外市场）。

研究设计

实证模型

参考现有文献的研究方法本文选择构建双向固定效应模型进行实证研究，本文构建以下实证模型：

其中i和t分别表示企业和年份，Z_it为控制变量，μ_t表示年份固定效应，λ_i表示个体固定效应，ε_it为随机扰动项，IMD表示企业海外市场拓展情况，ESG表示企业的ESG表现，具体的变量选取及衡量指标将在下文一一指出。

变量说明

1. 被解释变量

企业海外市场拓展情况（IMD：International Market Development）。用IMD_it表示企业i在第t年的海外市场拓展情况，参考苏莉和魏浩（2024）的做法，选择企业海外业务收入取自然对数以此来反映企业在海外市场的发展情况。

2. 核心解释变量

企业ESG表现（ESG）。本研究采用华证 ESG评级数据作为核心解释变量，该体系将上市公司的ESG表现划分为C至AAA共九个等级，本文参照王波和杨茂佳（2022）的做法将其依次赋值为1～9分进行量化处理。

3. 其他变量

绿色创新能力（Inv）由绿色发明专利与绿色实用新型专利申请数量之和表示，企业声誉（Repu）参照管考磊和张蕊（2019）的做法用分数表示。控制变量如下：资产负债率（Lev）由负债合计/资产总计衡量，固定资产比率（Fixed）由固定资产/总资产衡量，资本密集度（CAP）由企业固定资产净额/年末从业人数衡量，资产收益率（ROA）由净利润/平均资产总额衡量，管理费用率（MER）由管理费用/营业收入衡量，账面市值比（BM）由公司净资产/公司市值衡量，前五大股东持股比例集中度（top5）由前五大股东持股数量之和/公司总股本衡量，高管薪酬总额（salary）由高管前三名薪酬总额取对数表示，董事与高管薪酬之差（gap）指董事前三名薪酬总额与高管前三名薪酬总额的差值，融资约束WW指数（WW）。

4. 数据来源

上市公司控制变量数据、海外子公司数据、企业污染数据来自CSMAR数据库，ESG 表现数据和企业海外业务收入数据来自Wind数据库，企业声誉数据来自众鲤数据网，统计分析软件为 Stata17.0。

结果分析

基准回归

根据模型（1）进行基准回归，结果如表1所示：在逐步加入时间固定效应和个体固定效应、控制变量之后，系数分别表现为0.356、0.079 和0.083，均在1%的显著性水平上显著，这说明企业提升ESG 表现确实有助于开拓海外市场，这种积极的影响可能是因为ESG 表现的提升给企业带来了良好的信誉和品牌形象，同时推动企业进行绿色创新、优化产品的环保性能，这有助于降低企业跨国经营的风险并增强企业的全球市场竞争力，由此本文的研究假设 H1得到了验证。

	（1）	（2）	（3）
	IMD	IMD	IMD
ESG	0.356***	0.079***	0.083***
	(0.028)	(0.017)	(0.017)
Lev			1.341***
			(0.118)
Fixed			0.530***
			(0.194)
CAP			0.004***
			(0.001)
ROA			1.451***
			(0.146)
MER			-0.891***
			(0.107)
BM			0.482***
			(0.093)
top5			0.014
			(0.150)
salary			0.236***
			(0.036)
gap			0.000**
			(0.000)
WW			-0.423***
			(0.066)
_cons	17.968***	18.087***	13.624***
	(0.118)	(0.175)	(0.531)
N	8664	8664	8643
R-sq	0.018	0.104	0.156
时间效应	NO	YES	YES
个体效应	NO	YES	YES

注：*、**、***分别代表10%、5%、1%的显著性水平，括号内为标准误。

内生性检验

本文参考经济研究中谢红军和吕雪的研究将企业被基金持有的持股市值(FV)作为工具变量进行内生性检验，为减少异方差问题对持股市值进行取对数处理，为控制ESG基金影响的滞后效应对持股市值进行滞后一期处理，具体的回归结果见下表2所示。结果显示工具变量在1%的显著性水平下显著为正，这表明基金会的持股市值与ESG表现正相关，通过了有效应检验；欠识别检验和弱工具变量检验也表明所使用的工具变量是有效的；第二阶段的回归结果显示ESG的系数在1%的显著性水平下显著为正，这证明在控制内生性后ESG表现对企业海外市场拓展的促进作用依然成立。

	(1)	(2)
	firstESG	second
VARIABLES	ESG	IMD
L.lnFV	0.0812***
	(7.71)
ESG		3.1383***
		(6.50)
Lev	-0.9302***	4.8106***
	(-7.44)	(7.54)
Fixed	-0.4204***	4.1436***
	(-3.12)	(7.58)
CAP	-0.0023	-0.0132
	(-0.96)	(-1.48)
ROA	-0.1919	0.9515
	(-0.66)	(0.88)
MER	-1.1212***	-2.7938**
	(-3.49)	(-2.14)
BM	0.2356***	0.4950
	(2.72)	(1.61)
top5	0.2680**	-0.1901
	(2.50)	(-0.45)
salary	0.2400***	-0.0874
	(8.85)	(-0.50)
gap	0.0000	-0.0000
	(0.37)	(-0.89)
WW	-0.5160**	-1.5538*
	(-2.48)	(-1.76)
Constant	-1.1180***	3.3314**
	(-2.82)	(2.19)
F检验[P值]	59.38[0.0000]
欠识别检验[P值]	59.69[0.0000]	58.18[0.0000]
Observations	2,311	2,311
R-squared		0.639

注：*、**、***分别代表10%、5%、1%的显著性水平，括号内为t值。

稳健性检验

为增强实证分析结果的可靠性，本文选择替换被解释变量进行稳健性检验，文章选择2009-2022年中国A股上市公司的海外子公司数量作为被解释变量进行稳健性检验，具体的回归结果如下表3所示：ESG表现的回归系数为0.678，在控制时间固定效应、个体固定效应和控制变量之后回归系数为0.175，二者均在1%的显著性水平下显著为正，并且控制变量的结果与基准回归基本一致，进一步验证了研究结论的稳健性。

	（1）	（2）	（3）
	IMD2	IMD2	IMD2
ESG	0.678***	0.176***	0.175***
	(0.079)	(0.058)	(0.059)
Lev			1.268***
			(0.407)
Fixed			-0.743
			(0.669)
CAP			0.001
			(0.003)
ROA			0.251
			(0.501)
MER			-0.574
			(0.368)
BM			1.114***
			(0.321)
top5			-1.728***
			(0.517)
salary			0.480***
			(0.123)
gap			0.000
			(0.000)
WW			-0.298
			(0.228)
_cons	0.488	-0.609	-7.438***
	(0.332)	(0.588)	(1.827)
N	8664	8664	8643
R-sq	0.008	0.095	0.102
时间效应	NO	YES	YES
个体效应	NO	YES	YES

注：*、**、***分别代表10%、5%、1%的显著性水平，括号内为标准误。

异质性分析

为进一步研究ESG表现对企业海外市场拓展的差异性，本文将样本数据分成三类进行异质性分析，具体的回归结果如表4所示。

IMD
	所有权性质		是否重污染企业		所在地区
	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)	(6)	(7)
VARIABLES	国有	非国有	重污染	非重污染	东部	中部	西部
ESG	0.052*	0.091***	0.106***	0.041	0.074***	0.075	0.124**
	(1.65)	(3.93)	(4.46)	(1.32)	(3.32)	(1.47)	(2.33)
Lev	1.220***	1.552***	1.405***	1.679***	1.491***	1.634***	1.581***
	(2.91)	(8.04)	(4.81)	(7.44)	(6.43)	(4.90)	(4.16)
Fixed	0.271	0.494*	0.498	0.503	0.033	0.799	1.805***
	(0.51)	(1.66)	(1.36)	(1.48)	(0.11)	(1.23)	(3.40)
CAP	0.003***	0.007	0.015	0.004***	-0.013	0.003	0.003**
	(3.91)	(0.68)	(0.41)	(2.62)	(-1.31)	(0.62)	(2.18)
ROA	0.476	1.099***	1.008***	1.249***	1.245***	0.870*	1.282***
	(1.18)	(4.54)	(2.61)	(4.39)	(3.77)	(1.79)	(3.29)
MER	-0.443***	-2.080***	-4.797***	-0.832***	-1.764***	-0.634*	-0.638
	(-3.15)	(-3.97)	(-4.23)	(-3.04)	(-3.17)	(-1.69)	(-1.45)
BM	0.843***	0.522***	0.508***	0.771***	0.517***	0.664***	1.582***
	(4.80)	(4.66)	(3.04)	(6.64)	(4.61)	(2.91)	(5.63)
top5	0.221	-0.234	-0.093	-0.043	-0.059	-0.736*	0.140
	(0.74)	(-1.00)	(-0.27)	(-0.21)	(-0.29)	(-1.71)	(0.26)
salary	0.411***	0.521***	0.586***	0.447***	0.507***	0.716***	0.246**
	(4.98)	(11.15)	(8.79)	(9.43)	(11.08)	(7.61)	(2.31)
gap	0.000	0.000**	0.000	0.000**	0.000	0.000***	0.000*
	(0.84)	(2.05)	(0.60)	(2.33)	(1.24)	(2.69)	(1.95)
WW	-0.441**	-0.313*	-0.533**	-0.368**	-0.327*	-0.819	-1.247**
	(-2.02)	(-1.73)	(-2.56)	(-2.00)	(-1.93)	(-1.48)	(-2.01)
Constant	12.096***	10.113***	9.673***	10.756***	10.660***	7.078***	11.282***
	(9.49)	(14.44)	(9.43)	(15.28)	(14.94)	(4.85)	(6.74)
Observations	1,891	6,348	2,168	6,118	6,256	995	1,035
R-squared	0.917	0.859	0.872	0.872	0.876	0.880	0.847

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

1.企业所有权性质

表4的第（1）列和第（2）列呈现了分组回归的结果：国有与非国有企业的ESG表现均显著促进海外市场拓展，但非国有企业的促进作用更强（系数0.091，1%显著）高于国有企业（系数0.052，10%显著），原因在于非国有企业可能受东道国政策打压风险较小，更接近完全竞争市场，良好的ESG表现更易获得市场认可。

2.是否重污染企业

表4的第（3）列和第（4）列呈现了分组回归的结果：重污染企业的ESG表现对海外市场拓展具有显著正向影响（系数0.106，1%显著），而非重污染企业的影响不显著，这可能是因为重污染企业面临更高的环境关注，提升ESG表现更有助于改善形象、降低进入海外市场的风险。

3.企业所在地区

表4的（5）（6）（7）列呈现了回归结果：东部和西部地区企业的ESG表现显著促进海外市场拓展（系数分别为0.074和0.124，显著性水平为1%和5%），而中部地区的影响不显著，原因可能是东部地区经济发达、对外开放度高，ESG表现可进一步增强国际竞争力；西部地区资源丰富但生态脆弱，ESG表现有助于释放绿色开发信号，获得国际市场认可；此外，东、西部临近边境，贸易便利性更高。

绿色创新路径的影响机制检验

本文参照江艇（2022）的两步法进行机制检验，第一步将海外业务收入对 ESG 表现进行回归，即模型（1）；第二步用机制变量绿色创新对 ESG 表现进行回归，即模型（2）。

表5呈现了具体的机制检验的结果。

	（1）	（2）	（3）
	IMD	Inv	Inv
ESG	0.084***	0.870***	0.871***
	(0.014)	(0.314)	(0.326)
Lev	0.866***		-3.705*
	(0.090)		(2.167)
Fixed	0.380**		1.897
	(0.161)		(3.924)
CAP	0.003***		0.016
	(0.001)		(0.017)
ROA	0.518***		1.108
	(0.083)		(2.066)
MER	-0.482***		0.713
	(0.050)		(1.131)
BM	0.636***		-1.967
	(0.075)		(1.838)
top5	0.060		0.976
	(0.125)		(3.059)
salary	0.248***		-3.601***
	(0.029)		(0.700)
gap	0.000		0.000
	(0.000)		(0.000)
WW	-0.431***		-0.345
	(0.060)		(1.345)
_cons	13.259***	-12.515***	38.031***
	(0.438)	(3.293)	(10.534)
N	12354	10841	10630
R-sq	0.137	0.013	0.017
时间效应	YES	YES	YES
个体效应	YES	YES	YES

注：*、**、***分别代表10%、5%、1%的显著性水平，括号内为标准误。

结果显示在控制时间、个体固定效应及其他变量后，ESG对绿色创新的回归系数为0.871，在1%水平上显著，这一发现验证了ESG实践对促进企业绿色技术创新的积极影响。

另外结合已有研究，绿色创新能够提升企业国际竞争力、助力跨国并购，从而促进海外市场拓展，因此绿色创新作为机制变量的机制检验成立，假说H2得到验证。

企业声誉路径的影响机制检验

本文参照江艇的两步法继续对企业声誉（Repu）进行机制检验，第一步将企业的海外业务收入对 ESG 表现进行回归，即模型（1）；第二步用机制变量企业声誉对 ESG 表现进行回归，即模型（3）。

表6呈现了具体的机制检验的结果。

	（1）	（2）	（3）
	IMD	Repu	Repu
ESG	0.096***	0.189***	0.167***
	(0.016)	(0.023)	(0.019)
Lev	1.145***		1.082***
	(0.105)		(0.129)
Fixed	0.490***		-3.167***
	(0.174)		(0.215)
CAP	0.004***		0.006***
	(0.001)		(0.001)
ROA	0.978***		3.555***
	(0.114)		(0.140)
MER	-1.033***		-1.028***
	(0.104)		(0.128)
BM	0.659***		-0.197*
	(0.083)		(0.102)
top5	0.033		-0.354**
	(0.134)		(0.165)
salary	0.259***		0.746***
	(0.032)		(0.039)
gap	0.000		0.000***
	(0.000)		(0.000)
WW	-0.452***		-1.067***
	(0.065)		(0.080)
_cons	13.210***	4.076***	-6.489***
	(0.481)	(0.232)	(0.593)
N	10228	8664	10228
R-sq	0.156	0.055	0.247
时间效应	YES	YES	YES
个体效应	YES	YES	YES

注：*、**、***分别代表10%、5%、1%的显著性水平，括号内为标准误。

结果显示控制相关固定效应和变量后，ESG对企业声誉的回归系数为0.167，在1%水平上显著，这表明企业ESG的表现水平与其声誉提升的程度呈现显著的正相关关系。另外已有文献（苏莉、魏浩，2024；陈文忻，2024）证实，企业声誉提升有助于增加海外收益、提高国际化经营水平，因此企业声誉作为机制变量的机制检验成立，假说H3得到验证。

研究结论与政策建议

研究结论

本研究基于中国A股上市公司2009-2023年的数据，深入探究了环境、社会与公司治理（ESG）表现对企业海外市场拓展的影响及其作用机制，得出以下主要结论：

ESG表现显著促进企业海外市场拓展。ESG表现越好，企业海外业务收入和海外子公司数量越高，有助于提升国际竞争力。

绿色创新与企业声誉是关键传导路径。ESG通过推动绿色技术创新和积累声誉资本，降低海外经营风险，赢得利益相关方信任。

影响具有异质性。非国有企业、重污染企业以及东部和西部地区企业的海外拓展受ESG促进效应更强。

政策建议

1. 企业积极践行ESG理念

企业应将ESG纳入长期战略规划，完善环境管理体系，加大绿色技术研发投入，通过产品创新突破国际市场的环保壁垒；强化社会责任担当，积极参与社区发展、员工权益保障等议题，积累声誉资本；优化内部治理结构，规范信息披露，增强海外利益相关者的信任。由此可以有效降低跨国经营的风险，获得国际市场准入优势。

2. 政府完善ESG相关政策和标准

政府应发挥政策引导作用，加快建立统一的ESG信息披露标准，明确关键指标与披露频率，提升数据的可比性与可信度，同时搭建ESG数据共享平台，降低信息不对称；综合运用财税优惠、绿色信贷、债券贴息等工具，降低ESG优异企业的融资成本，引导资本向可持续发展领域集聚；针对不同行业特点实施差异化扶持政策，例如对重污染企业给予转型支持，对中西部地区企业加强基础设施与开放平台建设，弥补区域短板。

3. 投资者完善企业价值评估框架

投资者应将ESG指标作为衡量企业长期价值的关键参数，纳入投资决策框架。优先配置ESG表现优异的企业，既能降低长期投资风险、获取稳健回报，也能通过资本导向倒逼企业提升可持续发展能力；同时机构投资者可积极行使股东权利，推动被投企业改善ESG实践，实现经济效益与社会价值的协同增长。

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