企业战略差异度会影响ESG表现吗

杜永红（教授），时 虎，王思懿

受“逆全球化”格局的影响，企业资本流动受阻，金融市场波动加剧，引发全球经济衰退（马小芳等，2021）。为开展贸易投资合作、开拓双向市场，向企业提供差异化发展的战略契机，使企业意识到寻找差异化市场定位是应对全球性市场的根本挑战（井润田，2022），我国提出“加快供给侧结构性改革，构建国内国际双循环相互促进的新发展格局”的重大决策，促使企业通过制定战略充分融合内部资源与外部机遇（简建辉等，2022）。如何选择正确的方向实现战略变革并提高战略绩效，是企业战略理论与实践领域经久不衰的话题。不同于行业常规战略所带来的激烈竞争，采取差异化的战略可以规避行业竞争，发挥企业核心竞争力并获取超常规发展机会与超额利润（DiMaggio和Powell，1983）。然而企业也会因利益相关者理念不同、制度逻辑不同以及控制工具缺失导致差异化战略与国家发展逻辑背道而驰（赵燕和梁中，2022）。因此，企业差异化战略的行为必然会在客观上影响企业的社会责任投资。其中，ESG 表现作为贯彻落实“创新、协调、绿色、开放、共享”新发展理念的载体之一，既是实现我国促进经济高质量发展的核心内容，也是当前国际社会衡量企业绿色可持续发展水平的重要标准（邱牧远和殷红，2019）。中国证监会于2022 年4 月15 日发布《上市公司投资者关系管理工作指引》，要求加强企业与投资者沟通中环境、社会与公司治理信息的披露，并筹划中国上市公司ESG 信息披露规则，以强化企业ESG 责任履行。以上市公司为代表的资本市场，应当充分发挥ESG 投资兼顾环境保护、社会责任履行和公司长期价值创造的作用，并以此推动企业高质量发展。客观来说，企业战略必然会在一定程度上映射ESG 投资等企业可持续发展方式，ESG 表现在很大程度上反映出企业的研发投入程度与治理水平。由此可见，企业的生产、经营决策与战略布局会在一定程度上通过企业ESG 表现反映出来，而战略差异度作为战略布局的重要变量也不例外。

然而，目前并未有研究将企业战略差异度与ESG 表现确切地联系起来，仅能从其他相关文献中推论二者之间的影响方向和机制。一方面，宫兴国等（2023）发现战略差异度的变化所带来的风险会降低企业创新的持续性和稳定性，这可能会抑制ESG 表现。王爱群和刘耀娜（2021）发现战略差异度通过加大经营风险、提高代理成本、资源紧缺等路径降低企业社会责任履行水平，这进而可能影响ESG 表现中履行社会责任的层面。另一方面，Chen（2021）认为行业常规战略促使同行业企业面临共同风险与激烈竞争，可能需要开辟赶超同行业其他竞争者的发展路径，倒逼企业采取差异化创新战略，进一步促进ESG 表现。刘静和陈志斌（2020）认为在差异化战略下，企业运用内部资本市场来解决融资和资本配置问题，能极大地缓解企业资金困难与筹资成本，进一步促进ESG表现。不难发现，现有文献对于上述关系的探讨并未达成一致，战略差异度对ESG 表现的影响是促进还是抑制，需要进行更为深入的研究。

相较于以往文献，本研究的贡献在于：一是将企业战略差异引起的经济后果从企业绩效、投资等经济行为前移至非财务行为的ESG 表现中，拓宽了战略差异经济后果的研究领域，补充了战略差异度对ESG 表现消极作用的相关研究。二是推动了关于企业ESG表现影响因素的相关研究，对ESG 表现产生影响的作用机制加以识别，并揭示了企业战略差异度影响ESG 表现的机制“黑箱”。三是探究了经济政策对企业战略差异度与ESG表现两者之间关系的影响，在一定程度上可为国家经济政策调控提供优化依据。

战略是企业对长远全面的发展方向做出的一系列经营决策与资源调配等行为（Mintzberg，1983）。我国资本市场正处于“新兴加转轨”时期，虽然受到宏观政策与制度因素的快速变化影响（闫焕民等，2021），但可以通过制定与常规不同的差异化战略来抵抗宏观经济波动、捕捉有力投资机会（王贞洁和王京，2018）。战略管理理论认为，行业环境促使企业之间互相模仿、学习，通过达成一致的战略配置使行业的配置资源均匀分布，达成产业整合的中心趋势，以降低经营环境的不确定性（Wang，2018）。虽然企业模仿其他组织决定比在对盈利目标进行系统分析的基础上做出决定更容易，也更容易降低共同面对的行业风险与不确定性，但组织为获取更多的行业资源与核心竞争力，需要采取差异化战略布局（DiMaggio和Powell，1983）。这种偏离行业中心趋势的战略便形成企业与竞争对手之间的战略差异，被称为战略差异度（Tang等，2011），而ESG表现则是评估企业可持续发展绩效的重要衡量方式。那么，战略差异度对企业ESG 表现会产生怎么样的影响呢？

相比于采用行业传统战略的企业而言，采取差异化战略的企业舍弃了原有的市场竞争力，更注重于构建新商业模式与开拓新业务市场，但该策略容易产生极端绩效，这样一种急功近利的投资行为不但会给企业带来经营风险，还有可能加剧外部资金供给方因不确定性风险而提高的融资约束成本（杨兴全和张兆慧，2018），资金链断裂的风险更高，一旦战略失败将产生严重的经济后果。较大的经营风险与财务扭曲现象势必会影响企业长期投资。传统观点认为，企业进行环境管理与社会责任履行会耗费大量的资源，挤占其他经济活动的支出，有违利润最大化的目标（周泽将和雷玲，2023）。ESG投资相比于其他投资需要更长的投资回报周期，是一项可逆性低、几乎无法变现的长期投资（黄晓霞等，2023）。管理者为降低投资风险与经营风险，可能选择短期收益高、见效快的投资项目，放弃风险高、投入大、变现困难的ESG 投资，因此，战略差异度越大的企业越可能会影响ESG表现。

差异化战略对企业经营能力提出更高要求，也容易产生激进的投资策略，导致经营合法性丧失（DiMaggio和Powell，1983）。首先，根据信息不对称理论，企业管理层往往利用信息优势做出利己行为，积压“坏消息”直到实现自身利益（周晓苏等，2016），从外部降低了信息透明度。其次，战略差异度增加了管理层承担风险与变革的代理成本，也使得管理层自由裁量权增强且自利行为难以被发现（董雪雁等，2021），容易出现过度投资与资金无效率占用等问题（孙洁和殷方圆，2020），信息不对称现象使得各项会计要素确认和计量的操控空间更大，从内部降低了信息透明度。而信息透明度的提高有利于企业利益相关者对社会责任履行的监督（袁冬梅等，2021）。因此战略差异度的增加让信息不对称程度加剧，弱化了股东监督管理层是否拥有环境、社会与绿色治理责任意识与是否加强ESG相关社会责任投资的行为。管理者因害怕承担投资失败的风险，放弃ESG 投资等需要持续投入的高质量投资项目，导致企业ESG表现降低。

企业采取差异化战略时常在未知的领域开辟新的市场，由于无法借鉴已有成熟经验，加上开拓“蓝海”市场往往需要巨额的资金投入，因此战略差异化伴随着未来现金流的紧缺与断裂风险，也面临更高的经营风险。企业的持续创新与绿色低碳、环境治理高度相关，减少了企业对环境的负面影响，促进了企业积极研发绿色环保产品与提升绿色创新产出，带来更高的环保效益，从而使企业更好地履行环境责任与社会责任，提升了ESG 表现。但是技术创新的投入成本、过程风险和产出不确定性增加了资源分配的协调成本与创新机会成本（何郁冰和张思，2017）。企业为避免资金链紧缺，往往将持续创新的投入资源转移至短期项目中，导致财务资源无法向创新项目倾斜，持续创新活力也将在资金紧缺与经营风险加大的双重压力下逐渐减弱（孙洁和殷方圆，2020），从而降低企业ESG表现。

因此，战略差异度越大的企业，越有可能因自身经营风险较大而降低ESG 表现。而且，战略差异度越大的企业其信息透明度越低，持续创新能力也越低，进而导致企业ESG表现变差。基于以上分析，本文提出：

H1：企业战略差异度越大，其ESG表现越差。

本文选取我国A 股上市公司2009 ～2021 年的数据作为研究对象，所有原始财务数据与其他数据均来自国泰安（CSMAR）数据库与万得（WIND）数据库，ESG数据来自华证数据库。剔除研究期间被ST、*ST和PT的企业样本，剔除金融业上市企业、当年IPO上市企业及主要变量缺失样本，并且对全部连续变量进行上下1%水平的缩尾处理以排除极端值干扰，最终共获得27281个观测值。

为了研究企业战略差异度与ESG 表现之间的关系，本文建立了如下实证模型：

其中：下标i，t分别代表公司和时间。ESG为被解释变量，表示企业i在第t年的华证ESG评级结果。DS为解释变量企业战略差异度，表示企业i 在第t 年的六个战略维度偏离行业平均水平的程度。借鉴叶康涛等（2014）的研究，首先选取六个关键领域的资源分配情况，分别为广告和宣传投入（销售费用/营业收入）、研发投入（无形资产净值/营业收入）、资本密集度（固定资产/员工人数）、固定资产更新程度（固定资产净值/固定资产原值）、管理费用投入（管理费用/营业收入）和企业财务杠杆［（短期借款+长期借款+应付债券）/权益账面价值）］。其次，将各企业的六个战略维度指标分别减去同行业当年该指标的平均值，再除以该指标的标准差予以标准化并取绝对值，得到各企业在每一个战略维度上偏离行业平均水平的程度。最后，对各个公司标准化后的六个战略指标取平均值，得到战略差异度指标（DS）。该指标越大，说明企业与同年度同行业竞争对手的战略差异越大，企业战略越极端。另外，Controls 为一系列控制变量。除了控制变量，本文还控制了年份固定效应（Year）与行业固定效应（Ind）。具体变量定义如表1所示。

表1 变量定义

表2报告了样本的描述性统计。由表可知，企业ESG表现的均值为4.101，标准差为1.088，最大值为8，最小值为1，表明不同企业之间ESG表现水平差异较大，充分证明了本文研究的必要性。企业战略差异度（DS）的最大值（6.622）与最小值（0.022）也存在较大差异。其他变量变化范围与已有研究相近。

表2 描述性统计

表3 为企业战略差异度对ESG 表现影响的回归结果。第（1）列为未加入控制变量但控制年份与行业固定效应的回归，第（2）列为加入全部控制变量且控制了年份与行业固定效应的回归，第（3）、（4）、（5）列为企业战略差异度（DS）对ESG子维度影响的检验，并且每列回归均使用了公司聚类效应对标准误进行修正。回归结果显示，企业战略差异度的回归系数在第（1）、（2）列中均显著为负。其一，企业战略差异度对ESG 表现具有抑制作用；在继续加入控制变量后，企业战略差异度仍在1%的水平上显著抑制ESG 表现，模型的拟合优度进一步优化，解释力度加大。这两列基准回归说明，企业战略差异度显著降低了ESG 表现，从而验证了H1。其二，在检验企业战略差异度对ESG表现中环境治理水平（E）、社会治理水平（S）、公司治理水平（G）三个子维度的影响可以发现，企业战略差异度（DS）对环境治理水平（E）、社会治理水平（S）的影响显著降低，对公司治理水平（G）并无显著影响。

表3 企业战略差异度与ESG表现基准回归结果

1.考虑核心变量的测度方法。首先，叶康涛等（2014）认为，战略差异度的衡量方法中仅采用销售费用和无形资产与营业收入的比值衡量广告和宣传维度与研发维度可能存在测量误差，因此本文剔除六个维度中的广告和宣传维度与研发维度，将剩下的四个维度重新构建战略差异度指标（DS_adj）代入模型（1）再次检验本文假设。结果发现，战略差异度（DS_adj）与ESG 表现（ESG）在1%的水平上显著负相关，回归系数为0.149，研究结论与H1保持一致。其次，考虑到华证ESG 评级虽具有统计时间跨度长、覆盖范围广等优点，但其ESG 评级并非来自企业财务报表数据等客观资料，可能并不能公正地体现ESG表现，存在公允性偏差问题。本文以彭博（Bloomberg）数据库中的ESG 评分数据（ESG_adj）作为ESG 表现的替代变量代入模型（1）再次检验本文假设，结果（因篇幅限制稳健性检验具体数据略，下同）发现，企业战略差异度（DS）与ESG 表现（ESG_adj）在1%的水平上显著负相关，回归系数为1.191，研究结论与H1保持一致。

2.延长时间窗口。考虑到ESG投资的长周期性以及企业差异化战略实际作用于ESG 表现可能存在滞后性，为检验企业战略差异度对ESG表现的动态效应和长周期影响，本文分别将核心解释变量企业战略差异度（DS）滞后2 ～4 期，将核心被解释变量ESG 表现（ESG）前置2 ～4期进行交叉对比。结果发现，无论是对核心解释变量进行滞后处理抑或是对被解释变量进行前置处理，企业战略差异度对ESG表现都呈现出高度显著的抑制作用。综上，企业差异化战略能够在较长的一个时间序列内对ESG 表现形成具有叠加特征的促进作用，这也从侧面为本文的核心研究假说提供了佐证。

3.排除重大外生事件的影响。2009 ～2021 年有三件重大的外生事件可能会对战略差异度与ESG表现的关系产生影响：2015 年股灾发生时，金融资产价值大幅下跌导致投资者信心不足，管理层为恢复股市信心采取极端战略经营，从而产生战略差异度的极端值。2018 年中国证监会修订了《上市公司治理准则》，要求上市公司按照法律法规和相关要求披露环境信息和社会责任信息，可能由于政策新规因素，使得企业ESG 表现较好。此外，2020 年企业经济韧性受到不可避免的冲击，企业可能被迫中断ESG投资以维持企业发展。为排除上述三个事件可能存在的影响，本文将此类受重大外生事件影响的子样本剔除后重新进行回归。三个子样本回归结果表明，在排除上述可能的影响后，企业战略差异度依然显著抑制了ESG表现，本文的主要结论较为稳健。

4.加入个体与省份固定效应。为缓解因个体变化而变化的遗漏变量问题，本文在控制了年份和行业固定效应的基础上加入了个体固定效应。在控制个体固定效应后，企业战略差异度仍显著抑制企业ESG 表现，但显著性有所下降。由于不同省份的战略聚集现象以及环境规制强度等因素可能产生异质性影响，因此本文在控制年份和行业固定效应的基础上加入了省份固定效应，结果发现，在控制省份固定效应后，企业战略差异度仍显著抑制ESG 表现。在控制年份、行业、个体与省份固定效应后，企业战略差异度仍在5%的水平上显著抑制ESG 表现，本文研究结论未发生改变。

1.倾向得分匹配法。企业是否进行差异化战略内生于其自身特征而非随机化，这意味着战略差异度不同的企业可能在基本特征等方面也存在较大的差别，从而导致ESG表现不同。本文使用倾向得分匹配法对企业基本特征在战略差异度不同的企业组之间进行平衡。具体而言，本文首先将企业战略差异度按分年度分行业中位数将样本分为两组，企业战略差异度较大的组为实验组（Treat=1），企业战略差异度较小的组为对照组（Treat=0）。其次，将两组样本在公司规模（Size）等控制变量方面进行最近邻匹配法，按照1∶1进行匹配。平衡性检验结果显示，匹配后的样本变量的标准化偏差均在5%以内，匹配效果良好（由于篇幅所限，平衡性检验结果未列出）。ESG表现（ESG）的平均处理效应（ATT）所对应的T值为-9.15，在1%的水平上显著，说明相较于战略差异度较小的公司，战略差异度大的公司ESG 表现更低。最后，对匹配后的样本重新进行多元回归分析，结果如表4所示。第（1）列表示在控制了年份与行业固定效应但不控制个体固定效应后，企业战略差异度（DS）的估计系数显著为负，第（2）列表示在控制了年份、行业与个体固定效应后企业战略差异度（DS）的估计系数显著为负，结果表明在消除由协变量系统性差异导致的研究结果偏误后，本文H1仍然成立。

表4 PSM匹配检验

2.Heckman 两阶段检验。企业是否获得ESG 评级是评价机构的自选择行为，由此对企业ESG 表现产生样本选择偏差影响。为了避免样本自选择问题产生的内生性影响，本文采用Heckman 两阶段模型进行稳健性检验。本文借鉴潘玉坤和郭萌萌（2023）的方法，以企业是否会获得华证ESG评级设置虚拟变量ESGDUM，当企业获得华证ESG 评级时取值为1，否则为0。本文以虚拟变量ESGDUM为被解释变量，以企业同行业获得ESG评级的其他上市企业数量与该行业企业总数量的比值（ESG_Mean）作为排他性约束变量，以公司规模（Size）等控制变量进行Probit回归，并在计算出逆米尔斯比率（IMR）后，将其重新代入模型（1）中进行二阶段回归。Heckman两阶段回归结果如表4 所示。在第二阶段中，第（4）列显示，在控制行业、年份与个体固定效应后，逆米尔斯比率（IMR）的系数在1%的水平上显著为正，企业战略差异度（DS）的系数在1%的水平上显著为负，说明在控制了ESG评级的自选择问题可能产生的内生性影响后，企业战略差异度与ESG表现依旧显著负相关，H1仍然成立。

3.工具变量法。前文在分析企业战略差异度对ESG表现的影响时，未考虑战略差异度的内生性，导致模型估计结果可能有偏，因此本文采用工具变量法对模型进行处理。首先，借鉴王化成等（2017）的方法，采用同行业同年度其他公司的战略差异度均值（DS_Mean）作为工具变量，这是由于宏观经济环境（经济政策、政府管制）与微观市场环境（市场集中度、产品创新程度）的相似性，同年该行业整体战略差异度较大会让企业之间产生学习效应，促使该行业的企业实施更大的差异化战略，谋求更大的竞争优势，但单个企业的ESG 表现与行业内其他企业的战略差异度无关。其次，借鉴袁蓉丽等（2019）的方法，采用行业市场集中度（HHI）作为工具变量，HHI 等于某一年行业内各公司主营业务收入占行业总主营业务收入比重的平方和，HHI 越大代表行业垄断程度越高，垄断程度的不断提高促使企业实施差异化战略，打破垄断企业的资源约束，获得竞争优势，但行业市场集中度与单个企业的ESG表现无关。

表5报告了工具变量法的回归结果。第（1）列结果表明，企业战略差异度均值与战略差异度显著正相关，即同行业同年度其他企业战略差异度均值越大，企业战略差异度越高，说明企业战略存在互相学习、赶超效应。第（2）列结果表明，企业战略差异度的系数为-2.235，且在5%的水平上显著，说明在控制了内生性问题后，企业战略差异度对ESG 表现的负向影响依然存在，H1 仍然成立。

表5 工具变量2SLS二阶段模型检验

第（3）列结果表明，市场集中度与企业战略差异度显著正相关，即同行业同年度垄断程度越高，企业战略差异度越高，说明企业战略差异度受行业垄断程度影响。第（4）列结果表明，企业战略差异度的系数为-2.043，且在5%的水平上显著，说明在控制了内生性问题后，企业战略差异度对ESG表现的负向影响依然存在，H1仍然成立。

1.高管环保背景。高级管理者作为上市公司战略规划的决策者，一直以来影响着差异化战略布局中的创新、生产能力等方面，而高管的特定职能背景会对企业行为产生深远影响。已有文献表明，具有环保背景的高管能促进企业履行环境责任（李毅等，2023）、吸引绿色投资者进入（王辉等，2022）。具有环保认知的高管更容易意识到环境问题是企业发展战略中不可缺少的一部分，更有可能选择前瞻性环境战略来提升环境绩效与财务绩效（陈泽文和陈丹，2019）。因此，拥有环保背景的高管会将环境保护意识内化在战略中从而提升环保执行力，并且促使企业注重环境社会治理问题，推动绿色创新与环境保护。本文认为，相较于高管具有环保背景，若高管不具有环保背景，企业则有可能在进行差异化战略的同时逐渐舍弃ESG 相关投资行为，导致其ESG 表现随着战略差异度的增大而下降。参照王辉等（2022）的做法，若当年该公司高管的个人简历信息中包含“环境”“环保”“低碳”等关键词，则认定其具有环保背景。本文将企业样本分为当年至少聘任一位环保背景高管与聘请无环保背景高管两组进行异质性分析，鉴于分组后两组样本分布不一致，采用费舍尔组合检验法进行组间差异系数检验，并使用Bootstrap 法抽样1000 次，结果如表6 第（1）、（2）列所示。由第（1）列可以看到，高管具有环保背景的企业其战略差异度并不会影响ESG的表现，但第（2）列表明高管不具有环保背景的企业其战略差异度会抑制企业ESG 表现，且组间差异系数显著，说明具备环保背景的高管在制定差异化战略时更关注ESG投资的重要性。

表6 高管环保背景与内部控制异质性分组检验

2.内部控制。内部控制是提高ESG 的核心动力来源，通过发挥内部监督作用，抑制了管理层短视行为，使企业代理成本降低（时现和吴厚堂，2016）。当企业的内部控制制度较差时，容易舍弃长期回报收益高的ESG 投资，转而将投资放在短期盈利项目中，而良好的内部控制可以很好地弥补企业在履行社会责任中由于机会主义造成的损失（邢洋，2023），保障环境保护意识在企业文化中的体现，使企业在进行差异化战略时，并不会因为回报周期长等缺点舍弃ESG投资。本文将深圳市迪博企业风险管理技术有限公司评价的内部控制质量指数以同行业同年度的中位数进行区分，若企业内部控制指数高于同行业同年度企业中位数的为高质量内部控制组，若小于中位数的为低质量内部控制组，结果如表6第（3）、（4）列所示。相对于高质量内部控制的企业，低质量内部控制的企业其战略差异度显著抑制ESG 表现，且组间差异系数显著。说明在较差的内部控制下，企业战略差异度越大，其ESG的相关投资行为越差，导致ESG表现变差。

依据理论分析，本文选取信息透明度和企业持续创新两类渠道进行检验。为了验证信息透明度的中介效应，本文借鉴张兵等（2009）的方法，采用沪深证交所发布的上市公司信息披露质量评级来衡量上市公司的信息透明度（TRA），信息披露质量的评级分为优秀、良好、及格、不及格由高到低的四个等级，并由高到低分别赋值5、4、3、2。将信息透明度作为中介变量放入回归方程中，采用个体固定效应模型并控制年份和行业。而为了验证企业持续创新的中介效应，本文借鉴何郁冰和张思（2017）的做法，以创新投入指标的前后期对比来反映创新持续程度（IIP），具体为创新投入的环比增长率乘以当期的创新投入。将企业持续创新作为中介变量放入回归方程中，采用个体固定效应模型并控制年份和行业。

表7 的第（1）、（2）列列举了信息透明度的回归结果，结果显示，企业战略差异度对信息透明度有显著的抑制作用，而信息透明度可以促进企业ESG 表现，说明企业战略差异度通过抑制企业信息透明度，逃避承担相应的社会责任，进而抑制企业ESG 表现的作用渠道成立。此外，根据Sobel 检验结果，信息透明度（TRA）对应的Z 统计量为-6.642，在1%的水平上显著，也说明信息透明度在企业战略差异度抑制企业ESG 表现中发挥了中介效应。

表7 信息透明度与持续创新的中介效应检验

表7 的第（3）、（4）列举了企业持续创新的回归结果，结果显示，企业战略差异度抑制了企业持续创新程度，而企业持续创新可以促进企业ESG表现。这说明企业战略差异度通过抑制企业持续创新能力，促使企业削减绿色技术创新与创新持续投入，进而抑制企业ESG 表现的作用渠道成立。此外，根据Sobel 检验结果，企业持续创新（IIP）对应的Z 统计量为-8.471，在1%的水平上显著，也说明企业持续创新在企业战略差异度抑制企业ESG表现中发挥了中介效应。

本文用实证研究证明了战略差异度与企业ESG表现的关系，但实际上战略差异度对ESG 表现的抑制不仅受到企业本身因素的影响，还受到当前经济政策的影响。梁丰（2019）认为，经济政策不确定性的加大会让企业产生等待、谨慎心理，延迟或减少当前投资。因此企业在开启差异化战略的初级阶段，可能并不会舍弃ESG 相关投资，而随着经济政策不确定性的不断加大，并跨过了关键门槛值，差异化战略才会因为经济政策不确定性的外部影响开始从战略中剔除ESG 相关投资，从而抑制企业ESG表现。本文借鉴彭俞超等（2018）的方式，根据《南华早报》关键词搜索测算得到的指数衡量经济政策不确定性（EPU），先对当年12 个月的指数取算术平均数再除以100，以面板模型门槛回归方法测算经济政策不确定性的门槛效应，并采用Bootstrap 自主抽样法统计门槛值的统计显著性，以判断经济政策不确定性的门槛效应是否影响战略差异度对ESG表现的关系。

由表8 的检验结果得知，战略差异度对ESG 表现的影响会受到经济政策不确定性门槛效应的影响，经济政策不确定性单一门槛的F值为23.08，通过了5%的显著性水平，但未通过第二道门槛与第三道门槛，表示不存在双重门槛与三重门槛效应，因此本文采用单门槛效应模型进行估计，得到单一门槛值为2.0664。根据LR统计量绘制的置信区间图可知，下沉点在2.0664的位置且LR值小于临界值7.35，同时下沉点在95%置信区间范围内通过了显著性检验。结果表明，在到达第一门槛阈值前，经济政策不确定性所带来的系统性风险并未超出企业在制定差异化战略时对ESG 投资的承受能力，对ESG 表现的抑制并不明显，而跨过第一门槛阈值后，经济政策不确定性会使企业在制定差异化战略时遭受获取信息困难、资金链紧张等风险，频繁的外部环境波动让企业放弃带来长期增值效应的ESG投资，导致ESG表现变差。

表8 经济政策不确定性门槛效应自抽样检验

本文选取我国A 股上市公司2009 ～2021 年的数据作为研究对象，实证检验了企业战略差异度对企业ESG 表现的影响及其影响渠道，得到以下结论：企业战略差异度显著抑制企业ESG 表现，这一结论在经过一系列稳健性检验后依然成立；对于高管缺少环保背景与内部控制较差的企业而言，企业战略差异度更能抑制企业ESG 表现；企业战略差异度越高，企业信息透明度与持续创新能力越低，企业ESG 表现就越差；在超过经济政策不确定性的特定门槛值后，企业战略差异度才显著抑制企业ESG表现。相关启示如下：第一，企业在执行差异化战略时，应当积极践行ESG 理念，发挥ESG 突出表现所带来的差异化竞争优势，强化与社会和环境相关的责任履行能力，积极披露企业战略对环境和社会的影响。第二，企业应发挥内部监督作用与环保背景高管的“绿色”优势，引导企业实现重视社会效益与生态效益的统一。第三，企业在制定差异化战略时应重视信息披露与持续创新的优势，二者均为改善ESG 表现的有效方式，有利于实现企业绿色高质量发展。第四，企业应注意经济政策不确定性对企业战略制定的影响，政府也应当出台相关产业扶持政策以增强企业对ESG 投资的信心，对ESG 表现较好的企业提供更多的社会资源与资金支持。

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