ESG 表現、機構投資者與企業價值

馮勇杰 張靜嫻 孫少巖

一、引言與文獻回顧

ESG 即環境（Environment）、社會（Society）和治理（Governance），是一種基于可持續性發展維度的投資理念。隨著社會經濟的發展，人類社會從無止境追求發展速度轉為愈發重視發展質量。在當今時代，企業作為以盈利為目的的經濟體，被社會各界要求承擔更多維度的社會責任。企業在節能環保、慈善捐贈、消費者權益保護和員工關懷等方面肩負起更多的責任，會使其獲得社會各界的認可，從而為企業的經營發展提供良好的內外部環境。雖然ESG 投資理念在近年才受到中國社會的廣泛重視，但其自身并非是一個全新的理念，而是隨著時代的進步不斷動態發展的。在早期，Michelson 等（2004）[11]研究認為，ESG 概念源于商業倫理，尚未與可持續發展理念融合。隨著單一財務信息的可靠性受到質疑，非財務信息的披露作為企業財務信息的重要補充，在資本市場中扮演著越來越重要的角色。Dhaliwal 等（2012）[12]的研究表明，分析師更傾向于運用企業的非財務信息進行預測。ESG 作為企業的重要非財務信息，也越來越多地被運用于投資決策中。同時，隨著可持續發展理念逐漸成為時代的主題，ESG 概念已不再局限于企業的商業倫理，而是被可持續性責任投資所取代。國外學者已針對ESG 開展了較多的研究，但研究結論尚存爭議。如Patrick（2017）[13]研究發現，提高ESG 表現能夠提高企業的盈利水平，而Atan 等（2018）[14]研究認為企業的ESG 表現與企業的財務表現無關。我國學者也針對ESG 開展了研究。李瑾（2021）[1]的研究表明，ESG 已在資本市場上發揮了不可或缺的作用；張颯（2017）[2]、馬險峰等（2016）[3]對ESG 指標體系的構建提出了建設性意見與建議；高杰英等（2021）[4]的研究表明，企業的ESG表現與融資約束水平負相關；曉芳等（2021）[5]研究發現，企業進行ESG 評級可以降低審計收費；李井林等（2021）[6]研究認為，企業提高ESG 表現可以提高自身的創新水平并進一步提高財務表現。ESG 在我國仍然處于自愿披露的階段，監管部門尚未出臺有關ESG信息強制性披露的政策，因此現階段企業提高ESG表現所蘊含的經濟實質還有待進一步厘清，如提高ESG 表現是否能真正促進企業改善經營管理水平、實現價值增值。因此，本文基于企業價值視角，采用上海華證指數信息服務有限公司的滬深A 股上市公司ESG 評分結果，探究ESG 表現對企業價值的影響及其作用機制。研究結果表明，提高ESG 表現能夠顯著提升企業價值，吸引更多的機構投資者持股是其中介機制。進一步分析發現，提高ESG 表現對企業價值的提升作用在所處地區市場化水平較低和價值水平較低的企業中更為顯著。

本文可能的邊際貢獻如下：第一，從ESG 表現的角度出發，拓展了企業價值相關影響因素的研究，為企業價值增值提供了新思路；第二，從企業價值的角度出發，豐富了ESG 相關經濟后果的文獻，為現階段進一步厘清企業提高ESG 表現所蘊含的經濟實質提供了新角度；第三，從機構投資者的角度出發，檢驗了ESG 表現對企業價值的作用機理，為進一步提高資本市場的資源配置效率提供了參考。

二、理論分析與假設提出

（一）ESG 表現與企業價值

企業的生存與發展具有典型的資源依賴性，需要依托各利益相關者所提供的資源進一步完善其經營管理和提升財務績效。提高ESG 表現是一種耗費經濟資源的行為，而企業是以盈利為目的的經濟體，因此提高ESG 表現必然具備獲取資源回流的動機，即通過短期價值的降低來換取長期價值的增值，契合資源依賴理論。股東、債權人、供應商、消費者、政府有關部門和員工均會對企業提出各自的利益訴求，企業履行在環境、社會和公司治理方面的責任，即對各利益相關者的訴求作出回應，耗費一定的經濟資源并在一定程度上滿足利益相關者的訴求，最終獲得來自利益相關者的資源回流，實現自身的價值增值。

企業承擔環境方面的責任，如進行更多的環保投入或積極響應國家的環保政策，使自身的環保績效達到行業領先地位，會為企業樹立良好的社會形象，減少來自政府部門的處罰或獲得更多的稅收優惠，獲取更多的外源融資或政府補助，從而使更多的經濟資源流入企業；企業承擔社會方面的責任，如進行更多的慈善捐贈或注重消費者權益保護，會向外界傳遞企業具有良好發展潛力的信號，使企業獲得更多的市場信任并提升投資者信心，緩解企業的融資約束，使目標客戶更愿意購買企業的產品和服務，從而實現價值回流；企業承擔在公司內部治理方面的責任，如注重員工權益保護，為員工提供更為優質的工作環境，制定薪酬計劃時更多地考慮員工利益，以及為員工提供更多的培訓機會和更透明的晉升機制等，雖然會在短期內消耗企業的經濟資源，但從長遠來看，這些舉措會為企業在就業市場贏得更好的口碑，為企業帶來更高的員工忠誠度，并對員工起到更好的激勵作用，從而促進企業實現經營發展的良性循環，提升自身價值。

此外，周麗萍等（2016）[10]的研究表明，積極履行社會責任會提高企業的聲譽；Riahi-Belkaoui 和Pavlik（1992）[15]研究認為，良好的聲譽可以視為企業的一項資產。提高ESG 表現時，企業對各利益相關者的訴求作出了積極的正反饋，因此會獲得更多外部正面評價，持續積累聲譽資本，并為企業帶來諸多正面影響，如更低的融資成本、優質的人才儲備、良好的消費者口碑、較低的法律風險和更多的政府補助等，從而不斷提升企業價值。綜上，本文提出以下研究假設：

假設H1：控制其他因素不變，提高ESG 表現會提升企業價值。

（二）中介機制：機構投資者持股

王昌銳和鄒昕鈺（2016）研究認為，企業積極履行社會責任會吸引更多的機構投資者。在當今時代，可持續發展理念逐漸成為時代的主題，ESG 表現已成為企業可持續發展能力的重要表征。若ESG 表現較好，說明企業更具有社會責任感，更能獲得市場的認可，從而吸引更多優質的投資者。一方面，ESG 框架能夠指導企業的經營管理活動，促使企業在履行社會責任的同時優化發展質量、契合時代理念，并使企業盡可能地規避來自監管部門的處罰和可能面臨的法律風險，企業的投資價值由此得以提升，從而受到更多優質投資者的青睞。另一方面，由于ESG 投資理念已受到資本市場的廣泛重視，ESG 表現勢必會成為機構投資者進行投資決策的一個重要考量因素，良好的ESG 表現會吸引更多的機構投資者。此外，隨著持股比例的增加，機構投資者會在企業擁有更大的話語權，會運用自身的專業能力規范企業的經營管理，提高信息透明度并降低委托代理成本，從而有利于企業治理水平的提高和財務績效的提升，實現企業價值增值。綜上，本文提出以下研究假設：

假設H2：控制其他因素不變，提高ESG 表現會增加機構投資者持股比例，進而提升企業價值。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

上海華證指數信息服務有限公司（以下簡稱“華證”）是一家專門提供指數化投資服務的公司，其ESG 評分理念更契合中國市場。因此，本文采用2011-2020 年華證的ESG 評級結果探究提高ESG表現對企業價值的影響及其作用機制。ESG 評級數據來源于WIND 數據庫，其余數據均來自CSMAR或RESSET 數據庫。為提高樣本的代表性并增強研究結論的穩健性，本文對獲取的初始數據進行了如下處理：剔除金融類企業樣本；剔除ST 類企業樣本；剔除數據缺失或異常樣本。此外，本文對所有連續型變量在上下1%的分位進行了縮尾處理。本文所采用的數據分析軟件為Stata15.0。

（二）變量定義

1．被解釋變量

被解釋變量為企業價值（TOBINQ）。借鑒馮科和楊威（2018）[1]的研究，本文采用托賓Q 值進行度量。具體而言，本文采用兩類托賓Q 值對企業價值進行度量。第一類，采用企業市值與企業總資產的比值進行度量（TOBINQ）；第二類，采用企業市值與企業總資產和無形資產凈額及商譽凈額的差額進行度量（TOBINQX）。本文將第一種度量方式所計算的托賓Q 值（TOBINQ）用于基本回歸分析，將第二種度量方式所計算的托賓Q 值（TOBINQX）用于穩健性檢驗。托賓Q 值為正向指標，即托賓Q 值越大，企業價值越高。

2．核心解釋變量

核心解釋變量為ESG 表現（ESG）。本文使用華證ESG 評級結果來度量企業的ESG 表現水平。華證ESG 評 級 結 果 包 括AAA、AA、A、BBB、BB、B、CCC、CC、C 共9 個檔位，本文將其分別賦值為9、8、7、6、5、4、3、2、1。該指標為正向指標，即對ESG 評級的賦值越高，企業的ESG 表現越好。

3．中介變量

中介變量為機構投資者（HP），即機構投資者持股比例，為機構投資者所持股份與企業總股份的比值。該指標為正向指標，即HP 取值越高，機構投資者持股比例越大。

4．控制變量

借鑒現有研究，本文選取以下指標作為控制變量：總資產收益率（ROA）、資產負債率（LEV）、資產規模（SIZE）、上市年限（AGE）、產權性質（SOE）、第一大股東持股比例（TOP1）。本文同時控制了年份（YEAR）和行業（IND）的雙向固定效應。各變量的詳細度量方式如表1 所示。

表1 變量定義與度量

（三）模型設計

為驗證假設H1，設定模型（1）進行檢驗。模型（1）中TOBINQi,t為企業價值，ESGi,t為ESG 表現，Controlsi,t為控制變量，YEAR 和IND 分別為年度固定效應和行業固定效應，εi,t為殘差。為驗證假設H2，借鑒溫忠麟和葉寶娟（2014）[7]的研究，設定模型（2）和（3）進行檢驗。模型（1）、（2）、（3）共同構成中介效應檢驗模型。其中，模型（2）和（3）中的HP 為機構投資者持股比例，其余變量定義同模型（1）。若假設H1 成立，則β1的系數應顯著為正；若假設H2 成立，則γ1的系數應顯著為正，θ1的系數也應顯著為正。

四、實證結果分析

（一）描述性統計

表2列示了樣本的描述性統計結果。TOBINQ的最小值為0.843，最大值為8.550，中位數為1.511，平均值和標準差分別為1.927 和1.267，說明樣本企業的價值存在較大差異。ESG 的最小值為1，最大值為9，中位數為6，平均值和標準差分別為6.586 和1.156，說明樣本企業的ESG 表現參差不齊。產權性質（SOE）的平均值為0.399，說明樣本中約40%的企業為國有控股企業。總資產收益率（ROA）、財務杠桿率（LEV）、資產規模（SIZE）、上市年限（AGE）、第一大股東持股比例（TOP1）等指標均與現有研究結果較為接近。

表2 描述性統計結果

（二）基本回歸結果

表3為ESG 表現對企業價值影響的基本回歸結果。表3 的列（1）為未控制年度和行業固定效應的回歸結果，ESG 的回歸系數為0.027，在1%的水平上顯著為正；列（2）為控制了年份固定效應的回歸結果，ESG 的回歸系數為0.029，在1%的水平上顯著為正；列（3）為控制了行業固定效應的回歸結果，ESG 的回歸系數為0.037，在1%的水平上顯著為正；列（4）為控制了年份和行業雙向固定效應的回歸結果，ESG 的系數為0.037，在1%的水平上顯著為正。以上回歸結果均驗證了假設H1，即提高ESG 表現是對各利益相關者訴求的正反饋，最終會促進資源向企業回流，從而實現企業價值增值。

表3 提高ESG表現對企業價值的影響

注：***P＜0.01，**P＜0.05，*P＜0.1，下同。

（三）中介機制檢驗

表4為機構投資者持股的中介機制檢驗結果。表4 的列（1）為ESG 表現對機構投資者持股比例的回歸結果，ESG 的回歸系數為0.004，在1%的水平上顯著為正，說明提高ESG 表現會顯著增加機構投資者持股比例；列（2）中HP 的系數為1.012，在1%的水平上顯著為正，故中介效應成立。因（γ1×θ1）的系數（0.004×1.012）符號為正，故為正向中介效應。

表4 機構投資者的中介效應

?

五、穩健性檢驗

（一）PSM 傾向得分匹配

由于提高ESG 表現和實現企業價值增值可能是樣本自選擇的結果，為減輕樣本自選擇偏誤對研究結論的干擾，本文將樣本企業按ESG 表現的中位數劃分為高評分組和低評分組，并根據模型（1）中的控制變量進行最近鄰1:1 匹配。結果顯示，匹配變量的標準化差異在5%以內，總體均值偏差不再顯著。匹配后的樣本回歸結果如表5 的列（1）所示，ESG的系數為0.035，在1%的水平上顯著為正，說明提高ESG 表現對企業價值的提升作用并非是受到企業固有特征的影響，本文前述研究結論是穩健的。

表5 PSM傾向得分匹配

（二）敏感性分析

為了檢驗被解釋變量的敏感性，本文對被解釋變量的度量方式進行替換，采用TOBINQX（具體度量方式見表1）作為被解釋變量進行回歸分析，回歸結果如表6 所示。表6 的列（1）為ESG 表現對TO BINQX 的回歸結果，ESG 的回歸系數為0.023，在1%的水平上顯著為正，即提高ESG 表現能夠顯著提升企業價值。列（2）為機構投資者持股的中介機制檢驗結果，HP 的回歸系數為1.138，在1%的水平上顯著為正，故正向中介效應同樣成立。以上結果表明，在考慮被解釋變量的敏感性后，本文的前述研究結論仍然是穩健的。

表6 替換被解釋變量的度量方式

（三）內生性處理

考慮到ESG 表現的提高與企業價值的提升可能互為因果，本文將被解釋變量分別進行了超前1期、超前2 期和超前3 期處理，回歸結果如表7 所示。表7 的列（1）、列（2）和列（3）分別為以t+1 期、t+2 期和t+3 期的企業價值（TOBINQ）作為被解釋變量的回歸結果，ESG 的回歸系數分別為0.036、0.033和0.039，均在1%的水平上顯著為正。以上回歸結果一方面說明提高ESG 表現對企業價值的提升作用具有長期性，另一方面說明在考慮互為因果的內生性后本文的前述研究結論仍然是穩健的。

表7 采用t+1至t+3期的被解釋變量

六、進一步分析

（一）市場化水平異質性

由于在市場化水平較低的地區，企業可能更具備通過提高ESG 表現來獲取資源回流的動機，因此本文進一步考察在不同市場化水平下提高ESG 表現對企業價值的影響。具體而言，本文將王小魯和樊綱撰寫的《中國分省份市場化指數報告》中各省份的市場化指數按注冊地與上市公司進行匹配，并按照市場化指數的中位數將樣本企業劃分為高市場化水平和低市場化水平兩組分別進行實證檢驗，回歸結果如表8 的列（1）和列（2）所示。表8 的列（1）為高市場化水平組的回歸結果，ESG 的回歸系數為0.022，在5%的水平上顯著為正；列（2）為低市場化水平組的回歸結果，ESG 的回歸系數為0.046，在1%的水平上顯著為正。以上結果說明，提高ESG 表現對企業價值的提升作用在低市場化水平組更為顯著，即在市場化水平較低的地區，企業會更注重對各利益相關者訴求作出回應，并由此獲取資源的回流，實現企業價值增值。

表8 進一步分析

（二）企業價值水平異質性

考慮到提高ESG 表現對處于不同價值水平的企業的作用效果可能存在異質性，因此本文將樣本企業按價值水平的中位數劃分為高價值水平和低價值水平兩組分別進行實證檢驗，回歸結果如表8 的列（3）和列（4）所示。表8 的列（3）為高價值水平組的回歸結果，ESG 的回歸系數為0.026，在5%的水平上顯著為正；列（4）為低價值水平組的回歸結果，ESG 的回歸系數為0.007，在1%的水平上顯著為正。通過對比回歸系數的顯著性發現，提高ESG 表現對企業價值的提升作用在低價值水平組更為顯著，即當企業價值水平較低時，通過提高ESG 表現獲取資源回流的效果更好。

七、結論與啟示

（一）研究結論

本文基于2011-2020 年滬深A 股上市公司的觀察數據，實證檢驗了提高ESG 表現對企業價值的影響,主要研究結論如下：第一，提高ESG 表現會顯著提升企業價值；第二，吸引更多的機構投資者持股是上述影響的中介機制；第三，提高ESG 表現對企業價值的提升作用在所處地區市場化水平較低和價值水平較低的企業中更為顯著。

（二）研究啟示

企業提高ESG 表現有利于自身價值增值，但現階段監管部門尚未對企業披露ESG 信息提出強制性要求，且ESG 評級數據大多來源于第三方機構。因此，要想使ESG 真正契合我國可持續發展理念，政府及有關部門應加快構建我國自己的ESG 評價體系，使其與中國市場有機融合。此外，相關部門還應著手推動ESG 強制信息披露政策的出臺，并制定統一的信息披露準則，同時鼓勵不同第三方機構持續跟進和披露上市公司的ESG 相關信息，從而提高上市公司信息透明度并為資本市場提供基于不同評價理念的ESG 評級結果。最后，ESG 投資理念應與時代同步，保持ESG 評價指標的先進性和普適性，從而促進中國經濟體系的健康發展和良性循環。