共同機構投資者如何影響企業ESG表現？

何青 莊朋濤

(南開大學金融學院，天津 300350)

一、引言

隨著可持續發展政策和“雙碳”目標的推進，綠色低碳發展已成為全社會共識。在經濟高質量發展的同時，如何幫助企業建立與自然、社會的和諧關系，規避發展陷阱，已經成為社會各界關注的重要議題。環境、社會和治理(Environment, Social and Governance，以下簡稱ESG)實踐作為實現企業高質量可持續發展的重要路徑，是企業在傳統的利潤最大化運營目標下將環境、社會責任以及公司治理納入經營決策，推進經濟、社會和環境協調發展的重要舉措。已有研究表明，良好的ESG表現不僅能夠改善經營效率，還能進一步提升企業業績和價值(Ghoul et al.，2018；Anwar and Malik，2020；高杰英等，2021；李井林等，2021；王琳璘等，2022)[8][1][18][19][23]。然而，現階段我國上市企業的ESG表現仍存在較多不足，2021年第四季度Wind ESG評級結果顯示，A股上市企業ESG表現處于領先水平(AA級及以上)的公司數量僅為74家，不足2%，有一半的企業ESG表現處于待提升階段(BB級及以下)。在此背景下，探討如何提升企業ESG表現對監管部門和上市公司均具有重要意義。

考慮到企業良好的ESG表現能夠為投資者帶來持續穩定的回報，越來越多的機構投資者將企業ESG表現作為投資決策的因素之一(周方召等，2020)[28]。同時，機構投資者作為資本市場上“成熟的投資者”，也會對持股企業ESG實踐產生重要影響。現有關于機構投資者對ESG實踐活動作用效果的研究主要從社會責任、綠色績效等角度考察，但并沒有考慮到被持股同行業企業之間的相互聯系。事實上，自中國證監會提出“超常發展機構投資者”以來，資本市場上持有同行業兩家及以上企業股份的機構投資者(即共同機構投資者)數量明顯增多。據統計，中國34%以上的上市公司擁有共同機構投資者(杜勇等，2021)[16]。與僅持有一家企業股份的機構投資者(即一般機構投資者)相比，共同機構投資者不僅能夠參與公司治理，還能作為樞紐傳遞和整合行業資源，發揮協同效應。在投資組合價值最大化目標下，這些特征能夠使共同機構投資者對企業產生更強的作用效果。一方面，持有同行業多家企業股份的共同機構投資者能夠使治理外部性內部化，且具有更強的動機和能力完善公司治理制度(He et al.，2019；Ramalingegowda et al.，2021；杜勇等，2021；邢斐等，2021)[9][13][16][26]，促使企業戰略性地加大ESG投入以提高市場地位，從而獲取長期可持續回報；另一方面，共同機構投資者能夠發揮協同效應促進企業之間信息共享，加強企業之間協調合作(周冬華和黃沁雪，2021)[27]，增強企業ESG投入的內在動力和實踐能力，提升企業ESG表現。因此，本文將過往研究中經常討論的一般機構投資者更換為共同機構投資者，著重考察共同機構投資者對企業ESG表現的影響及作用機理。這更符合目前中國資本市場上機構投資者的現狀，對于政府和企業識別機構投資者在促進企業可持續發展道路過程中發揮的作用具有重要意義。

本文的邊際貢獻在于：(1)為正確認識機構投資者與企業ESG表現之間的關系提供了新視角。以往研究主要從一般機構投資者的角度出發研究其對ESG某一維度表現(如社會責任、環境績效)的影響，未考慮同行業被持股企業之間的相互影響。本文從橫向關聯視角考察共同機構投資者產生的治理效應和協同效應對企業ESG表現的影響，能夠更準確地評價機構投資者的作用，為政策制定提供有力的理論支撐。(2)深化了共同機構投資者對微觀企業影響的相關研究。以往研究多數只關注共同機構投資者對公司經營和股東產生的經濟影響，少有從社會價值視角考察共同機構投資者的作用，本文以ESG表現衡量企業對社會做出的貢獻，揭示了共同機構投資者所創造的非經濟效應，不僅豐富了ESG表現影響因素的研究，也為企業提升ESG表現提供新視角。(3)本文從持股期限、企業內外部環境等多角度揭示了共同機構投資者提升企業ESG表現的異質性特征，結論能夠為企業制定ESG投資戰略提供有針對性的理論指導，也能為監管部門制定差異化政策、推動經濟綠色可持續發展提供重要參考。

二、文獻綜述

ESG表現作為外界投資者評估企業社會價值的重要指標，是衡量企業高質量發展的重要依據。良好的ESG表現不僅能夠通過增強創新能力提升企業績效(Zhang et al.，2020；李井林，2021)[14][19]，還可以增強企業融資能力(邱牧遠和殷紅，2019)[22]，提高企業經營效率(Anwar and Malik，2020；高杰英等，2021)[1][18]。王琳璘等(2022)[23]研究發現，良好的ESG表現可以緩解融資約束、改善企業效率并降低財務風險，從而提升企業價值。同時，現有關于如何提升企業ESG表現的研究，主要基于企業社會責任的視角從外部制度環境、高管特征和財務特征等層面展開，認為公司治理越好，企業的社會責任水平就越高(吳德軍，2016)[25]。柳學信等(2022)[20]從黨組織的角度出發，發現黨組織能夠通過強化公司治理，提升企業ESG表現。那么，作為企業外部治理機制之一的共同機構投資者會如何影響企業的ESG表現呢？

共同機構投資者是指持有同行業兩家及以上企業股份的機構投資者(He and Huang，2017)[10]。相較于一般機構投資者，這類機構投資者擁有更強的信息優勢和治理能力。目前，國內外學者們主要從公司治理、市場競爭、企業風險等方面考察了共同機構投資者產生的經濟效應，認為共同機構投資者能夠發揮治理效應，履行監督職能(He et al.，2019)[9]，提高監督效率，通過約束管理層的自利行為減少盈余管理(Ramalingegowda et al.，2021；杜勇等，2021)[13][16]，降低企業風險(Jiang et al.，2022)[12]，并促使企業戰略性地使用社會責任投資來提高市場地位(Dai and Qiu，2020)[5]。同時，共同機構投資者能通過促進企業間的信息共享，增強會計信息可比性(周冬華和黃沁雪，2021)[27]，加強企業之間的協調合作，提高企業競爭力(Azar et al.，2018)[2]，進而提升企業績效(Healey and Mintz，2021)[11]。但也有部分學者認為共同機構投資者會降低市場競爭(Azar et al.，2018)[2]，抑制社會責任投資動機(Cheng et al.，2022；潘越，2020)[4][21]，對企業業績產生負面影響(Backus et al.，2021)[3]。

總體而言，現有研究普遍認為共同機構投資者能夠影響企業的經營決策并產生一定的經濟效應。然而，現有關于共同投資者與企業ESG表現的研究較少，雖然部分學者從社會責任的視角考察了共同機構投資者的作用，但尚未達成一致意見，且社會責任只是企業ESG表現的一部分，無法體現其全貌。同時，關于企業ESG表現的文獻側重于研究其經濟后果，探究其影響因素的較少。基于此，本文研究共同機構投資者對企業ESG表現的影響及其作用機制，具有重要的學術價值和現實意義。

三、理論分析與研究假設

不同于一般的財務指標，E S G表現是對企業在環境、社會和公司治理層面的綜合評價，也是衡量企業可持續發展能力及其金融價值的重要指標。ESG表現較好的企業可以獲得利益相關者和投資者的信任，具有較強的抗風險能力和外部競爭優勢。相反，ESG表現較差的企業往往存在一定的經營風險，可能直接影響投資者利益。如2020年4月，瑞幸咖啡財務造假事件使投資者遭受了嚴重損失。然而，從目前ESG評級結果看，我國企業的ESG表現還有待提升，阻礙企業主動提升ESG表現的原因主要在于：一是增加ESG投入會占用企業資源，且回報周期較長，而管理層考核機制一般與企業短期績效相關，管理層踐行ESG戰略的意愿較弱，導致ESG投入不足。二是由于技術落后、治理經驗不足以及資源約束等問題，企業踐行ESG戰略的成本較高，大量企業并不具備進一步提升ESG表現的能力。

共同機構投資者作為內部利益相關者之一，其目標是實現整個投資組合的價值最大化，推動持股企業踐行ESG理念獲得穩定持續投資回報的意愿較強。同時，與其他股東和一般機構投資者相比，共同機構投資者不僅擁有更強的治理動機和能力，還能借助特有的信息網絡優勢，通過發揮治理作用和協同作用提升公司ESG表現。

一方面，共同機構投資者具有更強的動機和能力主動參與企業治理，促使企業加大ESG投入，提升企業ESG表現。其一，由于同行業企業的經營模式、外部環境等特征總體相似，共同機構投資者能夠將在某一企業積累的治理經驗遷移到同行業其他企業，降低主動參與治理的成本(Ramalingegowda et al.，2021)[13]。因此，在權衡治理成本與收益后，共同機構投資者為獲得穩定持續的投資回報，具有更強的動機通過積極交流、投票表決等方式參與企業經營決策(杜勇等，2021)[16]，促使企業戰略性地增加ESG投入，提升企業ESG表現。其二，共同機構投資者豐富的行業管理經驗和私人信息也增強了其在被持股企業的話語權和治理能力(Edmans et al.，2019)[7]，使其能夠有效識別和約束管理層的自利行為，增強管理層加大ESG投入的意愿。且在現階段ESG理念盛行的情況下，共同機構投資者可以在董事會或股東大會上憑借信息優勢和市場地位提出踐行ESG戰略的建議，如果建議不被采納，還能采取退出威脅等手段與管理層或其他股東進行博弈，使企業為避免股價出現大幅下跌而不得不增加ESG投入以增強可持續發展能力。

另一方面，由于ESG投入會擠出主營業務投資，部分企業即使有意愿提升ESG表現，但在保證正常經營活動的前提下缺乏多余資源支撐龐大的ESG投入，存在“有心無力”的現象。共同機構投資者能夠通過充當企業之間的關聯節點幫助企業建立戰略同盟，協調企業之間的資源，加強企業之間的聯系和合作(周冬華和黃泌雪，2021；杜善重和馬連福，2022)[27][15]，降低企業ESG實踐成本。其一，共同機構投資者建立的戰略同盟能夠降低企業信息搜尋成本，使企業可以直接模仿同行業其他企業的ESG戰略，降低ESG實踐成本，增強ESG實踐動機。其二，共同機構投資者在投資組合價值最大化的目標下，會促進企業間無形資源和有形資源的相互協調(杜勇等，2022)[17]，不僅能夠緩解企業與債權人之間的信息不對稱，降低違約風險，使債權人要求的風險補償減少，還能夠降低交易成本，從而使同行業企業之間能夠簽訂更多低成本的債務契約，緩解企業面臨的資源約束和融資壓力(He and Huang，2017)[10]，增強企業提升ESG表現的動機。

基于上述分析，本文提出如下假設：

H1：共同機構投資者能夠提升企業ESG表現。

H2：共同機構投資者主要通過發揮治理效應和協同效應提升企業ESG表現。

四、研究設計

(一)樣本選取和數據來源

本文以2010―2020年A股上市公司作為研究樣本，并對樣本做了如下處理：(1)刪除金融行業、房地產行業公司樣本；(2)刪除ST、*ST和PT公司樣本；(3)刪除關鍵變量缺失的樣本；(4)對所有連續變量進行上下1%的縮尾處理，最終得到19183個公司-年度有效觀測值。企業ESG評級數據來源于Wind數據庫；共同機構投資者相關指標數據是根據國泰安CSMAR數據庫提供的季度機構投資者持股詳細數據手工整理所得，其他財務數據均來自國泰安CSMAR數據庫。

(二)變量定義和模型設定

1.被解釋變量：企業ESG表現(ESG)

本文選用華證ESG評價體系來構造企業ESG表現的衡量指標。現階段，國內主要有華證、商道融綠、社會價值投資聯盟以及萬得等機構開展了ESG評價，不同主體推出的ESG評價具有較明顯的差異特征。具體來說，社會價值投資聯盟評級和商道融綠評級僅覆蓋一部分成份股，且更新頻率分別為半年度和年度；萬得評級則更加側重于從財務重要性角度評估企業ESG表現，雖然也覆蓋了全部A股，但僅追溯到了2017年，樣本區間較短。相比之下，華證ESG評級相對更加貼近中國市場，且華證ESG評級覆蓋全部A股，更新頻率為季度，涵蓋了一級指標3個(環境、社會和公司治理)、二級指標14個(環境管理體系、綠色經營目標、綠色產品、外部環境認證、環境違規事件、制度體系、健康與安全、社會貢獻、質量管理、制度建設、治理結構、經營活動、經營風險、外部處分)、三級指標26個，底層數據指標超過130個，并參考湯森路透的重要性矩陣將底層指標自下而上按照行業權重矩陣加總，用行業加權平均法按照季度對企業進行ESG表現評價，最終得到從低到高C～AAA的九檔評級。同時，由于華證ESG評價指標體系沒有將機構投資者持股情況作為評價標準，避免了回歸分析中產生內生性問題，且其中如鄉村振興等指標更能夠反映我國實際情況。因此，本文借鑒王禹等(2022)[24]、高杰英等(2021)[18]和王琳璘等(2022)[23]的研究，將華證評級C～AAA分別賦值為1～9，并將各季度評分取均值衡量企業年度ESG表現。

2.解釋變量：共同機構投資者持股(CI)

借鑒He and Huang(2017)[10]、杜勇等(2021)[16]的研究，本文構建共同機構投資者虛擬變量(CIdum)、共同機構投資者數量(CInum)和共同機構投資者持股比例(CIratio)作為衡量企業共同機構投資者情況的指標(具體構建方法見表1)。考慮到持股5%以上的股東才能對企業的管理決策產生重要影響，本文只保留持股比例不低于5%的機構投資者。

此外，本文還控制了其他可能影響企業ESG表現的因素，具體控制變量如表1所示。

表1 變量定義

3.模型設定

首先，為考察共同機構投資者與企業ESG表現之間關系，本文構建了模型(1)對假設H1進行檢驗：

其中，ESGi,t為i企業在t年的ESG表現，CIi,t為i企業在t年共同機構投資者持股情況，根據不同的測度標準，分為共同機構投資者虛擬變量(CIdum)、共同機構投資者數量(CInum)和共同機構投資者持股比例(CIratio)；Ctrlsi,t為控制變量；∑Year和∑Ind分別表示年度和行業固定效應；εi,t為誤差項。

其次，為考察共同機構投資者是否能通過發揮治理效應提升企業ESG表現，本文使用Sobel中介因子檢驗方法，以機構投資者調研次數(Irtime)作為中介因子，驗證共同機構投資者能否通過發揮治理效應提升ESG表現。為此，在模型(1)的基礎上構建模型(2)至(3)進行檢驗：

利用模型(1)～(3)檢驗共同機構投資者能否發揮治理效應，若回歸系數α1、γ1和δ1均顯著，回歸系數δ1的絕對值低于回歸系數α1，且Sobel檢驗能夠顯著，則表示共同機構投資者能夠通過發揮治理效應提升企業ESG表現。

再次，為考察共同機構投資者是否能通過發揮協同效應提升企業ESG表現，本文以債務融資成本(Cost)作為中介因子，在模型(1)的基礎上構建模型(4)～(5)進行檢驗：

利用模型(1)、模型(4)～(5)進一步檢驗共同機構投資者能否發揮協同效應。若回歸系數α1、γ1和δ1均顯著，回歸系數δ1的絕對值低于回歸系數α1，且Sobel檢驗能夠顯著，則表示共同機構投資者能發揮協同效應，降低企業ESG實踐成本進而提升企業ESG表現。

五、實證結果與分析

(一)描述性統計

表2報告了變量的描述性統計結果。上市企業ESG表現(ESG)的均值為6.52，說明企業ESG的平均評級在BBB～A之間，與王禹等(2022)[24]、王琳璘等(2022)[23]的研究相似，標準差為1.07，說明企業之間的ESG表現存在明顯差異；共同機構投資者虛擬變量(CIdum)的均值為0.20，說明樣本中20%的企業擁有共同機構投資者；共同機構投資者數量(CInum)均值為0.13，標準差為0.28，說明企業之間擁有的共同機構投資者數量存在著較大差異；共同機構投資者持股比例(CIratio)的均值為5.14%，最大值為62.43%，說明大部分共同機構投資者已經具有參與公司經營管理的持股水平，標準差為13.06%，說明樣本企業間共同機構投資者持股比例存在較大差異。此外，共同機構投資者衡量指標(CIdum、CInum、CIratio)與ESG表現(ESG)的相關系數分別為0.17、0.19和0.18且均在1%水平下顯著，可以初步推斷共同機構投資者與ESG表現之間存在正相關關系，即共同機構投資者能夠提升企業ESG表現。

(二)基準回歸分析

表3報告了共同機構投資者與企業ESG表現的回歸結果。列(1)～(3)為不加入控制變量的結果，共同機構投資者代理變量(CIdum、CInum、CIratio)的回歸系數均在1%水平下顯著為正。列(4)～(6)在加入控制變量后，CIdum、CInum和CIratio的回歸系數依然在1%水平下顯著為正，說明共同機構投資者能夠提升企業ESG表現，支持了假設H1。

表3 共同機構投資者與企業ESG表現

(三)機制檢驗

前文驗證了共同機構投資者提升企業ESG表現的作用，本部分著重檢驗共同機構投資者是否通過發揮治理效應和協同效應提升企業ESG表現，又或是僅通過其中一種效應發揮作用。

1.共同機構投資者的治理效應檢驗

本文以機構投資者調研次數(Irtime)作為共同機構投資者治理效應的代理變量，原因在于：調研次數越多，表明共同機構投資者參與企業治理的意愿較強；相反，若共同機構投資者不愿參與企業治理，那么就不會浪費額外努力進行調研活動。模型(2)和模型(3)的回歸結果如表4列(1)～(6)所示，在被解釋變量為Irtime時，CIdum、CInum、CIratio的回歸系數均在1%水平下顯著，說明共同機構投資者能夠顯著促進調研活動，增強“用手投票”的意愿。模型(3)中的中介因子Irtime回歸系數均在5%水平下顯著為正，且Sobel檢驗統計量值均在5%水平下顯著。這表明共同機構投資者能夠通過發揮治理效應促使企業開展ESG實踐活動，進而提升ESG表現。

表4 機制檢驗——治理效應檢驗

此外，本文還借鑒Dou et al.(2018)[6]的方法，使用股票流動性與共同機構投資者競爭程度的交乘項作為退出威脅(Net)的代理變量，驗證共同機構投資者的退出威脅效應，發現共同機構投資者的退出威脅并未對企業ESG表現產生顯著作用(限于篇幅，檢驗結果略)。

2.共同機構投資者的協同效應檢驗

共同機構投資者能夠成為信息傳遞的關聯點，加強同行業企業之間的資源共享及協作效率，提升企業債務融資能力，從而降低ESG實踐成本，增強企業ESG實踐動機。為此，本文選取債務融資成本(Cost)作為企業債務融資能力的代理變量，考察共同機構投資者能否通過發揮協同效應提升企業ESG表現。模型(4)和模型(5)的回歸檢驗結果如表5列(1)～(6)所示，模型(4)中CIdum、CInum、CIratio的系數均在1%水平下顯著，說明共同機構投資者能夠發揮協同效應，降低企業債務融資成本。模型(5)中的中介因子回歸系數均在1%水平下顯著為正，且Sobel檢驗統計量值均在1%水平下顯著，表明共同機構投資者能夠通過發揮協同效應，降低債務融資成本，增強企業ESG實踐動機進而提升企業ESG表現。

表5 機制檢驗——協同效應檢驗

綜上所述，本文發現共同機構投資者不僅能通過主動參與企業治理，發揮治理效應提升企業ESG表現；還能發揮協同效應，通過協調同行業企業之間的信息和資源，加強企業間合作，降低ESG實踐成本進而提升企業ESG表現。以上結果支持了假設H2。

(四)穩健性檢驗

本文使用Heckman兩階段模型、工具變量法和傾向得分匹配法(PSM)解決可能存在的內生性問題；同時，采用高階固定效應模型、更換核心變量測度標準和延長觀測窗口進一步驗證結論。

1.內生性檢驗

(1)Heckman兩階段模型

由于共同機構投資者在股票投資時一般會選擇公司業績良好具有高成長性的企業，而這類企業通常也具有良好的ESG表現，導致本文樣本可能存在自選擇問題。為緩解這一問題，參考潘越等(2020)[21]的研究，本文采用Heckman兩階段法進行檢驗，構建第一階段Probit模型如下：

其中，CIdumi,t表示i企業在t年是否擁有共同機構投資者；Lag_Ctrlsi,t表示企業特征變量的滯后項，選擇企業特征變量滯后項的原因主要在于共同機構投資者只能根據企業上一期的財務表現和經營狀況決定是否進行投資。在第一階段中利用模型(6)考察企業上一期財務和治理結構變量是否能夠影響共同機構投資者的股票選擇，并計算出逆米爾斯比率(IMR)。之后在第二階段中將逆米爾斯比率(IMR)加入模型(1)中重新進行回歸，以糾正選擇性偏差對結論造成的偏誤。檢驗結果如表6所示，逆米爾斯比率(IMR)與企業ESG表現存在顯著負相關關系，說明樣本確實存在自選擇問題；CIdum、CInum和CIratio依然在1%水平下顯著為正，說明在控制樣本自選擇問題后，共同機構投資者依然能夠提升企業ESG表現，與前文結論一致。

表6 內生性檢驗——Heckman兩階段法

(2)工具變量法

ESG表現的提升可能并不是由共同機構投資者引起的，而是共同機構投資者更容易獲取到ESG表現較好企業的信息，從而偏好于持有ESG表現較好企業的股票，這類問題將會對估計造成偏誤。為此，本文借鑒邢斐等(2021)[26]的研究，選取所在行業共同機構投資者持股比例均值(AvCI)作為工具變量進行2SLS檢驗。選擇該工具變量的原因在于：一是滿足相關性要求。由于同行業上市企業在外部宏觀環境和技術、資本結構以及管理等內部條件方面都具有一定的相似性，因此，一家企業所擁有的共同機構投資者情況與行業內共同機構投資者持股比例均值存在相關性。二是滿足外生性要求。行業共同機構投資者的均值并不會影響單個企業的ESG實踐情況，從而也不會對企業ESG表現產生影響。

表7報告了兩階段最小二乘法(2SLS)的回歸結果，列(1)～(3)報告了第一階段的檢驗結果，工具變量(AvCI)的回歸系數均在1%水平下顯著為正，且工具變量通過了不可識別檢驗(Kleibergen-Paap rkLM統計量)和弱工具變量檢驗(Cragg-Donald WaldF統計量)，證明選取的工具變量是有效的。列(4)～(6)報告了第二階段的回歸結果，CIdum、CInum和CIratio的回歸系數均在1%水平下顯著為正，說明在消除反向因果問題后共同機構投資者依然能夠顯著提升企業ESG表現，與前文結論一致。

表7 內生性檢驗——工具變量法

(3)傾向得分匹配(PSM)檢驗

為進一步緩解選擇偏誤問題，本文采用傾向得分匹配(PSM)法進行檢驗，具體步驟如下：按照當年是否擁有共同機構投資者(CIdum)將樣本劃分為處理組和控制組，之后將前文所述的控制變量作為協變量，使用1:1最近鄰匹配方法在對照組中找出與處理組特征相似的樣本，共得到5307個觀測值。企業ESG表現的平均處理效應(ATT)為0.096，且在1%水平下顯著。這表明相較于沒有共同機構投資者的企業，擁有共同機構投資者的企業ESG表現平均要高0.096左右，這與基準回歸得出的結果(0.1039)較為接近，平衡性檢驗結果顯示處理組和對照組無系統性差異。在此基礎上，本文將匹配后的樣本重新使用模型(1)進行回歸檢驗，表8報告了的回歸結果，結果顯示CIdum、CInum和CIratio的回歸系數依然在1%水平下顯著為正，說明共同機構投資者能夠提升企業ESG表現，進一步驗證了基準回歸得出的結論。

表8 內生性檢驗——傾向得分匹配(PSM)檢驗

2.其他穩健性檢驗

除此之外，本文還使用高階固定效應模型、更換核心變量測度標準、延長觀測窗口等方法進行進一步的穩健性檢驗，所得結果依然支持本文結論(限于篇幅，檢驗結果略)。

六、拓展性分析

(一)基于共同機構投資者特征的影響差異分析

共同機構投資者根據持股期限分為短期和長期兩類，短期共同機構投資者更加在意短期利益，參與企業治理的積極性并不高。在此情況下，作為ESG投入決策者的大股東和董事會為迎合短期共同機構投資者的偏好，提高短期績效，選擇放棄回報周期較長的ESG投資。相反，長期共同機構投資者更加注重企業的長期利益，且出于自身利益最大化，長期共同機構投資者有較強的動機參與企業治理，通過委派董事等方式對企業ESG相關決策產生直接影響。同時，大股東在共同機構投資者的制衡下也會減少自利行為，積極投資有利于企業可持續發展的項目。因此，為考察不同類型共同機構投資者對企業ESG表現提升作用的差異，本文借鑒杜勇等(2021)[16]的研究，將連續持股4個季度及以上的認定為長期共同機構投資者，其他的認定為短期共同機構投資者，進行分組檢驗。檢驗結果如表9所示，列(1)顯示短期共同機構投資者數量(CInum)與企業ESG表現(ESG)不存在相關性，但列(2)中短期共同機構投資者持股比例(CIratio)與企業ESG表現(ESG)在10%水平下負相關，這主要是因為短期共同機構投資者持股比例越多，企業更依賴于短期機構投資者，從而更加注重短期績效的提升。相反，列(3)和列(4)顯示在被長期共同機構投資者持股的企業中，CInum和CIratio的回歸系數分別在1%和5%水平下顯著為正，表明長期共同機構投資者對企業ESG表現的治理協同效應更為明顯。

表9 長短期共同機構投資者的影響

雖然短期共同機構投資者可能會對企業ESG表現帶來負面影響，但從樣本量可以看出共同機構投資者大部分都是長期持有公司股份，長期共同機構投資者的協同治理效應能夠抵消短期共同機構投資者對ESG表現的負面影響。因此，少量短期共同機構投資者產生的負面影響并不能夠否定共同機構投資者給企業帶來的積極效應。

(二)基于企業特征的影響差異分析

由于共同機構投資者主要通過發揮治理效應和協同效應提升ESG表現，因此，對ESG表現的提升效果會受到企業原有的ESG實踐動機和能力的影響。若企業原本的ESG實踐動機和能力較強，那么，共同機構投資者提升ESG表現的效果則相對較弱。對此，本文分別選取融資約束和媒體關注度作為影響企業ESG實踐動機和能力的內外部因素進行檢驗。

1.融資約束的影響

當企業融資約束較高時，企業在維持正常經營的情況下往往難有剩余資金用于ESG投入，這在一定程度上會降低企業ESG實踐的動機和能力。共同機構投資者產生的治理協同效應能夠降低ESG實踐成本，改善融資約束較高企業的ESG投資意愿和能力；相反，對于融資約束較低的企業而言，這種治理協同作用帶來的邊際效應可能并不明顯。

為驗證該假設，本文使用KZ指數構建融資約束虛擬變量(DKZ)，將KZ指數高于年度-行業中位數的企業賦值為1，否則為0，并構建交乘項CIdum×DKZ、CInum×DKZ和CIratio×DKZ代入模型(1)中進行檢驗。結果如表10所示，交乘項CIdum×DKZ、CInum×DKZ和CIratio×DKZ的回歸系數均在1%水平下顯著為正，表明相較于融資約束較低的企業，共同機構投資者對ESG表現的提升作用在融資約束較高企業中更為明顯。

表10 融資約束的影響

2.媒體關注度的影響

企業媒體關注度較高時，會面臨較大的聲譽風險。企業為獲得媒體的正面評價，會主動提升ESG表現，這在一定程度上會削弱共同機構投資者對企業ESG表現的提升效果。本文以企業被網絡新聞媒體報道次數作為媒體關注度的衡量指標，將高于年度-行業中位數賦值為1，否則為0，并建立交乘項CIdum×Dmedia、CInum×Dmedia和CIratio×Dmedia代入模型(1)中進行回歸檢驗。表11報告了回歸結果，交乘項的回歸系數均在1%水平下顯著為負，表明在媒體關注度低的企業中共同機構投資者對ESG表現的提升作用更加明顯。

表11 媒體關注度的影響

七、結論與啟示

隨著“碳達峰”“碳中和”戰略的實施，積極踐行ESG理念已經成為共識。本文基于2010―2020年中國滬深A股上市公司數據，實證考察了共同機構投資者對企業ESG表現的影響及其作用機制。研究發現：共同機構投資者能夠通過發揮治理效應和協同效應提升企業ESG表現，且該結論在Heckman兩階段法、工具變量法、傾向得分匹配法等一系列穩健性檢驗后依然成立。進一步研究發現，共同機構投資者對ESG表現的提升作用在融資約束較高和媒體關注度較低的企業中更加明顯，但僅有長期共同機構投資者才能提升企業ESG表現。

基于上述結論，本文得到如下啟示：一是共同機構投資者應充分發揮自身管理優勢，積極參與企業治理，聯結同行業企業共同推進ESG建設，實現社會價值和市場價值共贏，促進企業長期可持續發展。二是上市公司應積極引入共同機構投資者，推動共同機構投資者發揮治理效應和協同效應提升ESG表現。一方面，利用共同機構投資者的治理優勢，積極支持共同機構投資者參與企業董事會議、股東大會等決策會議，制定行之有效的ESG實踐模式和可持續發展戰略；另一方面，利用共同機構投資者聯結的信息網絡，加強與其他企業之間的合作，建立戰略同盟，共同推進ESG建設。三是監管部門應完善相應的制度保障，鼓勵共同機構投資者長期持股。同時，對于ESG表現較好的企業給予一定的政策支持，確保共同機構投資者更加關注企業的長期價值，促進共同機構投資者治理協同效應的有效發揮。