一、研究背景
 

　　ESG是環(huán)境(environmental)、社會(huì)責(zé)任(social)和公司治理(governance)三個(gè)英文單詞的首字母縮寫，是一種在投資決策中將企業(yè)環(huán)境、社會(huì)和治理表現(xiàn)納入考慮的投資理念，是責(zé)任投資理念的延伸和豐富。ESG不僅高度契合經(jīng)濟(jì)建設(shè)、政治建設(shè)、文化建設(shè)、社會(huì)建設(shè)、生態(tài)文明建設(shè)“五位一體”的總體布局和“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享”的新發(fā)展理念，而且為可持續(xù)發(fā)展和綠色發(fā)展提供了系統(tǒng)性、可量化的操作框架。為促使上市公司重視和提升自身ESG表現(xiàn)，政府部門、監(jiān)管機(jī)構(gòu)和行業(yè)協(xié)會(huì)推出了一系列旨在加強(qiáng)上市公司ESG信息披露、提升企業(yè)ESG表現(xiàn)、引導(dǎo)投資者踐行ESG投資理念的政策。然而，在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下，政策鼓勵(lì)和監(jiān)管規(guī)則的引導(dǎo)作用固然重要，但更關(guān)鍵的是激發(fā)企業(yè)的內(nèi)生動(dòng)力，讓企業(yè)從更好的ESG表現(xiàn)中獲得更高的經(jīng)濟(jì)收益、更強(qiáng)的可持續(xù)發(fā)展能力，實(shí)現(xiàn)社會(huì)價(jià)值和市場(chǎng)價(jià)值的“雙贏”。那么，良好的ESG表現(xiàn)是否有助于提升企業(yè)價(jià)值？如果是，ESG通過哪些機(jī)制影響企業(yè)價(jià)值呢？
 

　　既有文獻(xiàn)側(cè)重考察E、S或G單個(gè)維度對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響，其中對(duì)于良好的公司治理有助于提升企業(yè)價(jià)值基本沒有異議(Balachandran and Faff，2015)，但在環(huán)境和社會(huì)責(zé)任與企業(yè)價(jià)值的關(guān)系方面存在較大分歧，出現(xiàn)了正相關(guān)、負(fù)相關(guān)、不明確等觀點(diǎn)，其中支持環(huán)境和社會(huì)責(zé)任有助于提升企業(yè)價(jià)值的觀點(diǎn)占主流地位(衛(wèi)武，2012；Friede et al.，2015)。近年來，隨著ESG作為一個(gè)整體的概念逐漸為社會(huì)各界所接受，一些學(xué)者開始考察企業(yè)ESG整體表現(xiàn)對(duì)財(cái)務(wù)績(jī)效的影響，絕大多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)ESG有助于改善企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效(Yoon et al.，2018；Taliento et al.，2019；張琳和趙海濤，2019；Broadstock et al.，2020)。上述文獻(xiàn)為理解ESG表現(xiàn)與企業(yè)價(jià)值的關(guān)系提供了有益借鑒，但相關(guān)文獻(xiàn)大多并未深入檢驗(yàn)ESG對(duì)企業(yè)價(jià)值的多重影響機(jī)制，在邏輯鏈條上存在一定的缺失環(huán)節(jié)。
 

　　二、研究假設(shè)
 

　　基于利益相關(guān)者理論和資源依賴?yán)碚?，本文主要通過三項(xiàng)機(jī)制分析企業(yè)ESG表現(xiàn)對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響，包括緩解融資約束、提升企業(yè)效率和降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)(如圖)。
 

　　從估值角度看，融資約束緩解和企業(yè)效率提升會(huì)增加企業(yè)未來現(xiàn)金流，而企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)降低有助于降低投資者對(duì)企業(yè)未來現(xiàn)金流的貼現(xiàn)率，兩方面因素共同提升了企業(yè)價(jià)值。因此，本文首先針對(duì)“ESG是否影響企業(yè)價(jià)值”提出研究假設(shè)：
 

　　H1：良好的ESG表現(xiàn)有助于提升企業(yè)價(jià)值。
 

　　三、研究設(shè)計(jì)
 

　　為檢驗(yàn)研究假設(shè)H1，本文設(shè)定如下模型：
  

 

　　模型還控制了如下因素X：財(cái)務(wù)因素主要包括公司規(guī)模Size(總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù))、資產(chǎn)負(fù)債率Lev(總負(fù)債比總資產(chǎn))、企業(yè)成長(zhǎng)性Gr(主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率)、經(jīng)營(yíng)性現(xiàn)金流Cf(經(jīng)營(yíng)活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流量?jī)纛~比期初總資產(chǎn))、資產(chǎn)有形性Tang(固定資產(chǎn)與存貨之和除以總資產(chǎn))，公司治理因素主要納入了第一大股東持股比例Top1(期末第一大股東持股數(shù)與總股本數(shù)之比)、董事會(huì)獨(dú)立性Indep(獨(dú)董數(shù)量與董事會(huì)規(guī)模之比)、兩職兼任虛擬變量Dual(董事長(zhǎng)和總經(jīng)理為同一人時(shí)取1，否則取0)、股權(quán)性質(zhì)Soe(國(guó)有企業(yè)取1，其他取0)。此外，企業(yè)所處的行業(yè)特征、宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境和其他未考慮到的時(shí)變因素也可能影響企業(yè)價(jià)值，對(duì)此本文統(tǒng)一在模型中加入行業(yè)固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)予以控制。
 

　　為檢驗(yàn)ESG影響企業(yè)價(jià)值的具體機(jī)制，本文將模型(1)中被解釋變量替換為相應(yīng)的機(jī)制變量，直接檢驗(yàn)ESG是否能夠影響相應(yīng)的機(jī)制變量。具體而言：為檢驗(yàn)研究假設(shè)2，將模型(1)中被解釋變量替換為反映企業(yè)融資約束程度的KZ指數(shù)(Kaplan and Zingales，1997；Lamont et al.，2001).變量Kz=-1.002×Cf/Ta+3.139×Lev-39.368×Div/Ta-1.315×Cash/Ta+0.283×Tq，其中，Cf、Div、Cash分別是企業(yè)經(jīng)營(yíng)性凈現(xiàn)金流、企業(yè)現(xiàn)金股利和現(xiàn)金持有量，且均使用期初總資產(chǎn)Ta標(biāo)準(zhǔn)化，Lev和Tq分別是企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率和托賓Q。
 

　　為檢驗(yàn)研究假設(shè)3，將被解釋變量替換為企業(yè)全要素生產(chǎn)率。全要素生產(chǎn)率是衡量企業(yè)生產(chǎn)效率的關(guān)鍵指標(biāo)，本質(zhì)上是一種資源配置效率，企業(yè)人力資本增加、管理水平提升、生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步都能提高全要素生產(chǎn)率。本文借鑒黎文靖和胡玉明(2012)，通過估計(jì)對(duì)數(shù)柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)lnY=β0+β1lnK+β2lnL+β3lnM+ε得到上市公司全要素生產(chǎn)率Tfp。其中，Y為上市公司營(yíng)業(yè)收入(千元)，K為上市公司固定資產(chǎn)凈值(千元)，L為上市公司職工人數(shù)(千人)，M為中間投入，以“購(gòu)買商品、接受勞務(wù)支付的現(xiàn)金(千元)”衡量。
 

　　為檢驗(yàn)研究假設(shè)4，將被解釋變量替換為企業(yè)破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)。本文使用Altman(2002)提出的修正Zscore，修正Zscore=(0.717×營(yíng)運(yùn)資金+0.847×留存收益+3.107×息稅前利潤(rùn)+0.998×銷售收入)/資產(chǎn)總額+0.42×股票賬面價(jià)值/負(fù)債總額，其數(shù)值越大，企業(yè)面臨的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)越小。
 

　　四、假設(shè)檢驗(yàn)與結(jié)果討論
 

　　(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析
 

　　表1匯報(bào)了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，其中所有連續(xù)變量已進(jìn)行了上下1%的縮尾處理。財(cái)務(wù)狀況方面，樣本企業(yè)Tq的均值為2.587，標(biāo)準(zhǔn)差為1.764，最大值超過10，而最小值僅為0.864，說明不同企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)值存在較大差異。Kz和Tfp的標(biāo)準(zhǔn)差較大，表明不同企業(yè)的融資約束情況和全要素生產(chǎn)率存在明顯分化。Lev均值為40.055%，不過也有企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率高達(dá)83.038%。公司治理方面，第一大股東持股比例Top1平均為35.101%，上市公司的股權(quán)相對(duì)集中；獨(dú)立董事占比Indep均值為37.465%，大于證監(jiān)會(huì)提出的董事會(huì)中應(yīng)至少包括1/3獨(dú)立董事的要求；Dual的均值為0.273，表明超過1/4的樣本存在兩職兼任情況。ESG評(píng)級(jí)方面，Esg均值為6.52，說明樣本企業(yè)ESG的平均評(píng)級(jí)介于BBB到A之間。
 

　　(二)實(shí)證結(jié)果與分析
  

　　表2匯報(bào)了ESG對(duì)企業(yè)價(jià)值影響機(jī)制的回歸結(jié)果。為避免公司層面的聚集效應(yīng)對(duì)標(biāo)準(zhǔn)誤的影響，回歸時(shí)在公司層面進(jìn)行了cluster處理。第(1)列顯示，ESG的系數(shù)在1%水平下顯著為正。經(jīng)濟(jì)顯著性方面，如果一家公司ESG評(píng)級(jí)提升一檔，由此將帶來Tq增加0.104，增量占樣本公司Tq均值(標(biāo)準(zhǔn)差)的4.02%(5.89%)。由此可見，良好的ESG表現(xiàn)能夠顯著提升企業(yè)價(jià)值，從而支持了假設(shè)H1。
 

　　第(2)——(4)列進(jìn)一步檢驗(yàn)了ESG提升企業(yè)價(jià)值背后的具體機(jī)制，其中：第(2)列中ESG的系數(shù)顯著為負(fù)，說明良好的ESG表現(xiàn)能夠降低KZ指數(shù)，緩解企業(yè)融資約束，初步驗(yàn)證了假設(shè)H2；第(3)(4)列中ESG的系數(shù)顯著為正，說明ESG有助于提升企業(yè)效率、降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，從而支持了假設(shè)H3和H4。進(jìn)一步地，表2第(5)——(7)列在第(1)列的基礎(chǔ)上分別加入了Kz、Tfp和Zscore三個(gè)變量，借助中介效應(yīng)模型的檢驗(yàn)思路，明確三項(xiàng)機(jī)制在ESG提升企業(yè)價(jià)值中起到的作用強(qiáng)弱：
 

　　第(5)列中Kz系數(shù)顯著為負(fù)，說明嚴(yán)重的融資約束有損企業(yè)價(jià)值。核心解釋變量ESG的系數(shù)符號(hào)保持顯著為正，但系數(shù)大小較之列(1)無明顯變化。進(jìn)一步地，Sobel檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，Z統(tǒng)計(jì)量值為2.373，在5%水平下顯著(p值為0.017)，從而證實(shí)了不完全中介效應(yīng)的存在。從數(shù)量看，中介效應(yīng)的大小為0.0004，占總效應(yīng)和直接效應(yīng)的比重分別為0.37%和0.38%，說明KZ指數(shù)在“ESG表現(xiàn)↑—融資約束↓—企業(yè)價(jià)值↑”這一作用路徑中起到的中介效應(yīng)較弱。
 

　　第(6)列中Tfp系數(shù)顯著為正，說明效率越高的企業(yè)價(jià)值越大。ESG的系數(shù)符號(hào)保持顯著為正，且系數(shù)大小由不加入Tfp時(shí)的0.104降至0.098，即ESG對(duì)企業(yè)價(jià)值的直接效應(yīng)小于其對(duì)企業(yè)價(jià)值的總效應(yīng)，側(cè)面說明企業(yè)效率在ESG對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響中起到了不完全中介效應(yīng)。進(jìn)一步地，Sobel檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，Z統(tǒng)計(jì)量值為10.36，在1%水平下顯著(p值為0.000)，從而證實(shí)了不完全中介效應(yīng)的存在。從數(shù)量看，中介效應(yīng)的大小為0.0058，占總效應(yīng)和直接效應(yīng)的比重分別為5.57%和5.90%，說明Tfp在“ESG表現(xiàn)↑—企業(yè)效率↑—企業(yè)價(jià)值↑”這一作用路徑中起到了一定程度的中介效應(yīng)。
 

　　第(7)列中Zscore系數(shù)顯著為正，說明風(fēng)險(xiǎn)越低的企業(yè)價(jià)值越大。ESG的系數(shù)符號(hào)保持顯著為正，且系數(shù)大小由不加入Zscore時(shí)的0.104降至0.086，說明企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)在ESG對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響中起到了不完全中介效應(yīng)。進(jìn)一步地，Sobel檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，Z統(tǒng)計(jì)量值為21.49，在1%水平下顯著(p值為0.000)，從而證實(shí)了不完全中介效應(yīng)的存在。從數(shù)量看，中介效應(yīng)的大小為0.0179，占總效應(yīng)和直接效應(yīng)的比重分別為17.27%和20.88%，說明Zscore在“ESG表現(xiàn)↑—企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)↓—企業(yè)價(jià)值↑”這一作用路徑中起到了較大的中介效應(yīng)。
 

　　第(8)列則同時(shí)加入Kz、Tfp和Zscore三個(gè)中介變量，此時(shí)Kz系數(shù)為負(fù)但顯著性較弱，Tfp和Zscore保持顯著為正。這說明，與Kz相比，Tfp和Zscore在ESG與企業(yè)價(jià)值關(guān)系中起到的中介效應(yīng)更強(qiáng)。ESG系數(shù)降為0.085，與僅加入Zscore的列(7)較為接近，側(cè)面反映出Zscore在ESG與企業(yè)價(jià)值關(guān)系中起到的中介效應(yīng)最大。
 

　　綜上所述，ESG同時(shí)通過緩解融資約束、提升企業(yè)效率、降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)三項(xiàng)機(jī)制提升企業(yè)價(jià)值，其中風(fēng)險(xiǎn)降低機(jī)制發(fā)揮的作用最大，其次是效率提升機(jī)制，最后是融資約束緩解機(jī)制。
 

　　五、異質(zhì)性分析
 

　　(一)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)ESG價(jià)值效應(yīng)的影響
 

　　預(yù)期國(guó)有企業(yè)ESG表現(xiàn)對(duì)企業(yè)價(jià)值的提升效應(yīng)較小?？紤]到產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的分組變量特征，本文同時(shí)采用了分組回歸和虛擬變量交叉項(xiàng)回歸兩種方法予以檢驗(yàn)，相關(guān)結(jié)果列示于表8中。其中，第(1)(2)列匯報(bào)了分組回歸結(jié)果，國(guó)有企業(yè)組(Soe=1)中ESG的系數(shù)顯著小于非國(guó)有企業(yè)組(Soe=0)。第(3)列匯報(bào)了交叉項(xiàng)回歸結(jié)果，國(guó)企虛擬變量和ESG的交叉項(xiàng)在1%水平下顯著為負(fù)?？傊?，相比于非國(guó)有企業(yè)，國(guó)有企業(yè)改善ESG對(duì)企業(yè)價(jià)值的提升效應(yīng)更小。
 

　　(二)市場(chǎng)化程度對(duì)ESG價(jià)值效應(yīng)的影響
 

 

　　預(yù)期在市場(chǎng)化程度較高的地區(qū)，企業(yè)ESG表現(xiàn)對(duì)企業(yè)價(jià)值的提升效應(yīng)更大。本文采用交叉項(xiàng)模型對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)。在市場(chǎng)化程度的度量方面，主要從王小魯?shù)?2019)發(fā)布的《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告(2018)》獲取相關(guān)數(shù)據(jù)。一方面，以地區(qū)整體的市場(chǎng)化指數(shù)(MKI)來度量地區(qū)的市場(chǎng)化程度；另一方面分別以市場(chǎng)化指數(shù)的分項(xiàng)指標(biāo)“政府與市場(chǎng)的關(guān)系”(GI)、“中介組織發(fā)育和法律”(LI)來反映政府干預(yù)的減輕和法制環(huán)境的改善。表9匯報(bào)了交叉項(xiàng)回歸結(jié)果，第(1)列中交叉項(xiàng)系數(shù)顯著為正，說明企業(yè)所處地區(qū)市場(chǎng)化程度越高，ESG對(duì)價(jià)值的提升效果越大。第(2)(3)列回歸結(jié)果則進(jìn)一步說明，政府干預(yù)越弱、法制環(huán)境越好，ESG的價(jià)值效應(yīng)越大。
 

　　(三)信息傳遞效率對(duì)ESG價(jià)值效應(yīng)的影響
 

　　預(yù)期上市公司信息披露質(zhì)量越高、分析師關(guān)注和媒體關(guān)注越多，企業(yè)ESG表現(xiàn)對(duì)企業(yè)價(jià)值的提升效應(yīng)更大。本文使用交叉項(xiàng)模型對(duì)此進(jìn)行檢驗(yàn)。在變量度量方面，信息披露質(zhì)量DISC基于上交所和深交所公布的上市公司信息披露考評(píng)結(jié)果構(gòu)造。上市公司信息披露工作考核結(jié)果從高到低劃分為A、B、C、D四個(gè)等級(jí)，本文對(duì)四個(gè)等級(jí)分別賦值為4、3、2、1。分析師關(guān)注度方面，用ANAi,t=ln(1+對(duì)該公司進(jìn)行跟蹤的分析師人數(shù))衡量分析師關(guān)注度；媒體關(guān)注度方面，用MEDi,t=ln(1+t季度內(nèi)標(biāo)題中出現(xiàn)公司i的新聞總數(shù))。表10匯報(bào)了交叉項(xiàng)回歸結(jié)果，各列中交叉項(xiàng)均顯著為正，證實(shí)了信息傳遞效率對(duì)ESG表現(xiàn)價(jià)值效應(yīng)的提升作用。
 

　　(四)E、S和G對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響
 

　　表11第(1)——(3)列匯報(bào)了分別以E、S、G為核心解釋變量的回歸結(jié)果。從系數(shù)符號(hào)和顯著性看，社會(huì)責(zé)任得分S的系數(shù)僅在11%水平下邊際顯著，而環(huán)境責(zé)任得分E和公司治理得分G的系數(shù)均在1%水平下顯著為正。從系數(shù)大小看，G的系數(shù)最大(0.074)，E的系數(shù)(0.052)次之，而S的系數(shù)最小(0.035)。第(4)列進(jìn)一步匯報(bào)了同時(shí)加入E、S、G作為解釋變量的回歸結(jié)果，其中G的系數(shù)保持在1%水平下顯著為正，E和S的系數(shù)顯著性明顯降低。由此可見，在構(gòu)成ESG的三大維度中，公司治理維度在提升企業(yè)價(jià)值方面發(fā)揮的作用最大，而環(huán)境責(zé)任維度和社會(huì)責(zé)任維度的效果相對(duì)有限。
 

　　六、研究結(jié)論與政策啟示
 

　　基于上述研究結(jié)論，可以得到如下政策啟示：
 

　　第一，企業(yè)應(yīng)提升自身ESG表現(xiàn)。一是完善ESG建設(shè)的頂層規(guī)劃，將ESG充分納入企業(yè)文化建設(shè)和機(jī)制設(shè)計(jì)；二是將ESG理念落實(shí)到商業(yè)往來、產(chǎn)品開發(fā)、員工培養(yǎng)、客戶服務(wù)、社會(huì)公益等方方面面；三是將ESG因素有機(jī)融入業(yè)務(wù)綜合評(píng)級(jí)體系，并設(shè)立相應(yīng)考核指標(biāo)和獎(jiǎng)懲政策；四是主動(dòng)加強(qiáng)ESG信息披露，并借助媒體、分析師等渠道的信息傳播功能降低企業(yè)與外部利益相關(guān)者之間的信息不對(duì)稱，樹立企業(yè)良好的聲譽(yù)和形象。考慮到非國(guó)有企業(yè)提升ESG對(duì)企業(yè)價(jià)值的提升作用更為明顯，非國(guó)有企業(yè)更應(yīng)該注重ESG建設(shè)，以爭(zhēng)取來自投資者、消費(fèi)者、政府等利益相關(guān)者的關(guān)鍵資源。
 

　　第二，投資者應(yīng)將企業(yè)ESG表現(xiàn)納入投資決策框架。在關(guān)注宏觀環(huán)境和企業(yè)財(cái)務(wù)信息的基礎(chǔ)上，額外引入企業(yè)環(huán)境責(zé)任、社會(huì)責(zé)任、公司治理等非財(cái)務(wù)信息，將ESG融入投資戰(zhàn)略目標(biāo)、研究分析、組合管理、風(fēng)險(xiǎn)控制、盡責(zé)管理等方面，開發(fā)包含ESG因素的財(cái)務(wù)預(yù)測(cè)模型和資產(chǎn)估值模型，從而提升投資收益、降低投資風(fēng)險(xiǎn)。同時(shí)，投資者對(duì)企業(yè)ESG表現(xiàn)的重視也將引導(dǎo)上市公司良性發(fā)展。
 

　　第三，政府和監(jiān)管部門應(yīng)為企業(yè)ESG建設(shè)營(yíng)造良好的制度環(huán)境。一是減少對(duì)市場(chǎng)和經(jīng)濟(jì)主體的干預(yù)，提高企業(yè)ESG決策的科學(xué)性和利益相關(guān)者對(duì)企業(yè)ESG表現(xiàn)的敏感性；二是完善法制環(huán)境，尤其是完善企業(yè)ESG相關(guān)的立法工作，增加企業(yè)ESG不良表現(xiàn)和虛假表現(xiàn)的成本；三是針對(duì)上市公司頒布相對(duì)統(tǒng)一、指標(biāo)完備的ESG披露指引，指導(dǎo)和加強(qiáng)上市公司的ESG信息披露工作，不斷提升ESG信息披露范圍和披露質(zhì)量。
 

　　原標(biāo)題：文獻(xiàn)分析 | ESG表現(xiàn)對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響機(jī)制研究