文献分析 | ESG表现对企业价值的影响机制研究

　　一、研究背景
 

　　ESG是环境(environmental)、社会责任(social)和公司治理(governance)三个英文单词的首字母缩写，是一种在投资决策中将企业环境、社会和治理表现纳入考虑的投资理念，是责任投资理念的延伸和丰富。ESG不仅高度契合经济建设、政治建设、文化建设、社会建设、生态文明建设“五位一体”的总体布局和“创新、协调、绿色、开放、共享”的新发展理念，而且为可持续发展和绿色发展提供了系统性、可量化的操作框架。为促使上市公司重视和提升自身ESG表现，政府部门、监管机构和行业协会推出了一系列旨在加强上市公司ESG信息披露、提升企业ESG表现、引导投资者践行ESG投资理念的政策。然而，在市场经济条件下，政策鼓励和监管规则的引导作用固然重要，但更关键的是激发企业的内生动力，让企业从更好的ESG表现中获得更高的经济收益、更强的可持续发展能力，实现社会价值和市场价值的“双赢”。那么，良好的ESG表现是否有助于提升企业价值？如果是，ESG通过哪些机制影响企业价值呢？
 

　　既有文献侧重考察E、S或G单个维度对企业价值的影响，其中对于良好的公司治理有助于提升企业价值基本没有异议(Balachandran and Faff，2015)，但在环境和社会责任与企业价值的关系方面存在较大分歧，出现了正相关、负相关、不明确等观点，其中支持环境和社会责任有助于提升企业价值的观点占主流地位(卫武，2012；Friede et al.，2015)。近年来，随着ESG作为一个整体的概念逐渐为社会各界所接受，一些学者开始考察企业ESG整体表现对财务绩效的影响，绝大多数研究发现ESG有助于改善企业财务绩效(Yoon et al.，2018；Taliento et al.，2019；张琳和赵海涛，2019；Broadstock et al.，2020)。上述文献为理解ESG表现与企业价值的关系提供了有益借鉴，但相关文献大多并未深入检验ESG对企业价值的多重影响机制，在逻辑链条上存在一定的缺失环节。
 

　　二、研究假设
 

　　基于利益相关者理论和资源依赖理论，本文主要通过三项机制分析企业ESG表现对企业价值的影响，包括缓解融资约束、提升企业效率和降低企业风险(如图)。
 

　　从估值角度看，融资约束缓解和企业效率提升会增加企业未来现金流，而企业风险降低有助于降低投资者对企业未来现金流的贴现率，两方面因素共同提升了企业价值。因此，本文首先针对“ESG是否影响企业价值”提出研究假设：
 

　　H1：良好的ESG表现有助于提升企业价值。
 

　　三、研究设计
 

　　为检验研究假设H1，本文设定如下模型：
  

 

　　模型还控制了如下因素X：财务因素主要包括公司规模Size(总资产的自然对数)、资产负债率Lev(总负债比总资产)、企业成长性Gr(主营业务收入增长率)、经营性现金流Cf(经营活动产生的现金流量净额比期初总资产)、资产有形性Tang(固定资产与存货之和除以总资产)，公司治理因素主要纳入了第一大股东持股比例Top1(期末第一大股东持股数与总股本数之比)、董事会独立性Indep(独董数量与董事会规模之比)、两职兼任虚拟变量Dual(董事长和总经理为同一人时取1，否则取0)、股权性质Soe(国有企业取1，其他取0)。此外，企业所处的行业特征、宏观经济环境和其他未考虑到的时变因素也可能影响企业价值，对此本文统一在模型中加入行业固定效应和时间固定效应予以控制。
 

　　为检验ESG影响企业价值的具体机制，本文将模型(1)中被解释变量替换为相应的机制变量，直接检验ESG是否能够影响相应的机制变量。具体而言：为检验研究假设2，将模型(1)中被解释变量替换为反映企业融资约束程度的KZ指数(Kaplan and Zingales，1997；Lamont et al.，2001).变量Kz=-1.002×Cf/Ta+3.139×Lev-39.368×Div/Ta-1.315×Cash/Ta+0.283×Tq，其中，Cf、Div、Cash分别是企业经营性净现金流、企业现金股利和现金持有量，且均使用期初总资产Ta标准化，Lev和Tq分别是企业资产负债率和托宾Q。
 

　　为检验研究假设3，将被解释变量替换为企业全要素生产率。全要素生产率是衡量企业生产效率的关键指标，本质上是一种资源配置效率，企业人力资本增加、管理水平提升、生产技术进步都能提高全要素生产率。本文借鉴黎文靖和胡玉明(2012)，通过估计对数柯布道格拉斯生产函数lnY=β0+β1lnK+β2lnL+β3lnM+ε得到上市公司全要素生产率Tfp。其中，Y为上市公司营业收入(千元)，K为上市公司固定资产净值(千元)，L为上市公司职工人数(千人)，M为中间投入，以“购买商品、接受劳务支付的现金(千元)”衡量。
 

　　为检验研究假设4，将被解释变量替换为企业破产风险指标。本文使用Altman(2002)提出的修正Zscore，修正Zscore=(0.717×营运资金+0.847×留存收益+3.107×息税前利润+0.998×销售收入)/资产总额+0.42×股票账面价值/负债总额，其数值越大，企业面临的财务风险越小。
 

　　四、假设检验与结果讨论
 

　　(一)描述性统计分析
 

　　表1汇报了主要变量的描述性统计结果，其中所有连续变量已进行了上下1%的缩尾处理。财务状况方面，样本企业Tq的均值为2.587，标准差为1.764，最大值超过10，而最小值仅为0.864，说明不同企业的市场价值存在较大差异。Kz和Tfp的标准差较大，表明不同企业的融资约束情况和全要素生产率存在明显分化。Lev均值为40.055%，不过也有企业资产负债率高达83.038%。公司治理方面，第一大股东持股比例Top1平均为35.101%，上市公司的股权相对集中；独立董事占比Indep均值为37.465%，大于证监会提出的董事会中应至少包括1/3独立董事的要求；Dual的均值为0.273，表明超过1/4的样本存在两职兼任情况。ESG评级方面，Esg均值为6.52，说明样本企业ESG的平均评级介于BBB到A之间。
 

　　(二)实证结果与分析
  

　　表2汇报了ESG对企业价值影响机制的回归结果。为避免公司层面的聚集效应对标准误的影响，回归时在公司层面进行了cluster处理。第(1)列显示，ESG的系数在1%水平下显著为正。经济显著性方面，如果一家公司ESG评级提升一档，由此将带来Tq增加0.104，增量占样本公司Tq均值(标准差)的4.02%(5.89%)。由此可见，良好的ESG表现能够显著提升企业价值，从而支持了假设H1。
 

　　第(2)——(4)列进一步检验了ESG提升企业价值背后的具体机制，其中：第(2)列中ESG的系数显著为负，说明良好的ESG表现能够降低KZ指数，缓解企业融资约束，初步验证了假设H2；第(3)(4)列中ESG的系数显著为正，说明ESG有助于提升企业效率、降低企业风险，从而支持了假设H3和H4。进一步地，表2第(5)——(7)列在第(1)列的基础上分别加入了Kz、Tfp和Zscore三个变量，借助中介效应模型的检验思路，明确三项机制在ESG提升企业价值中起到的作用强弱：
 

　　第(5)列中Kz系数显著为负，说明严重的融资约束有损企业价值。核心解释变量ESG的系数符号保持显著为正，但系数大小较之列(1)无明显变化。进一步地，Sobel检验发现，Z统计量值为2.373，在5%水平下显著(p值为0.017)，从而证实了不完全中介效应的存在。从数量看，中介效应的大小为0.0004，占总效应和直接效应的比重分别为0.37%和0.38%，说明KZ指数在“ESG表现↑—融资约束↓—企业价值↑”这一作用路径中起到的中介效应较弱。
 

　　第(6)列中Tfp系数显著为正，说明效率越高的企业价值越大。ESG的系数符号保持显著为正，且系数大小由不加入Tfp时的0.104降至0.098，即ESG对企业价值的直接效应小于其对企业价值的总效应，侧面说明企业效率在ESG对企业价值的影响中起到了不完全中介效应。进一步地，Sobel检验发现，Z统计量值为10.36，在1%水平下显著(p值为0.000)，从而证实了不完全中介效应的存在。从数量看，中介效应的大小为0.0058，占总效应和直接效应的比重分别为5.57%和5.90%，说明Tfp在“ESG表现↑—企业效率↑—企业价值↑”这一作用路径中起到了一定程度的中介效应。
 

　　第(7)列中Zscore系数显著为正，说明风险越低的企业价值越大。ESG的系数符号保持显著为正，且系数大小由不加入Zscore时的0.104降至0.086，说明企业风险在ESG对企业价值的影响中起到了不完全中介效应。进一步地，Sobel检验发现，Z统计量值为21.49，在1%水平下显著(p值为0.000)，从而证实了不完全中介效应的存在。从数量看，中介效应的大小为0.0179，占总效应和直接效应的比重分别为17.27%和20.88%，说明Zscore在“ESG表现↑—企业风险↓—企业价值↑”这一作用路径中起到了较大的中介效应。
 

　　第(8)列则同时加入Kz、Tfp和Zscore三个中介变量，此时Kz系数为负但显著性较弱，Tfp和Zscore保持显著为正。这说明，与Kz相比，Tfp和Zscore在ESG与企业价值关系中起到的中介效应更强。ESG系数降为0.085，与仅加入Zscore的列(7)较为接近，侧面反映出Zscore在ESG与企业价值关系中起到的中介效应最大。
 

　　综上所述，ESG同时通过缓解融资约束、提升企业效率、降低企业风险三项机制提升企业价值，其中风险降低机制发挥的作用最大，其次是效率提升机制，最后是融资约束缓解机制。
 

　　五、异质性分析
 

　　(一)产权性质对ESG价值效应的影响
 

　　预期国有企业ESG表现对企业价值的提升效应较小。考虑到产权性质的分组变量特征，本文同时采用了分组回归和虚拟变量交叉项回归两种方法予以检验，相关结果列示于表8中。其中，第(1)(2)列汇报了分组回归结果，国有企业组(Soe=1)中ESG的系数显著小于非国有企业组(Soe=0)。第(3)列汇报了交叉项回归结果，国企虚拟变量和ESG的交叉项在1%水平下显著为负。总之，相比于非国有企业，国有企业改善ESG对企业价值的提升效应更小。
 

　　(二)市场化程度对ESG价值效应的影响
 

 

　　预期在市场化程度较高的地区，企业ESG表现对企业价值的提升效应更大。本文采用交叉项模型对其进行检验。在市场化程度的度量方面，主要从王小鲁等(2019)发布的《中国分省份市场化指数报告(2018)》获取相关数据。一方面，以地区整体的市场化指数(MKI)来度量地区的市场化程度；另一方面分别以市场化指数的分项指标“政府与市场的关系”(GI)、“中介组织发育和法律”(LI)来反映政府干预的减轻和法制环境的改善。表9汇报了交叉项回归结果，第(1)列中交叉项系数显著为正，说明企业所处地区市场化程度越高，ESG对价值的提升效果越大。第(2)(3)列回归结果则进一步说明，政府干预越弱、法制环境越好，ESG的价值效应越大。
 

　　(三)信息传递效率对ESG价值效应的影响
 

　　预期上市公司信息披露质量越高、分析师关注和媒体关注越多，企业ESG表现对企业价值的提升效应更大。本文使用交叉项模型对此进行检验。在变量度量方面，信息披露质量DISC基于上交所和深交所公布的上市公司信息披露考评结果构造。上市公司信息披露工作考核结果从高到低划分为A、B、C、D四个等级，本文对四个等级分别赋值为4、3、2、1。分析师关注度方面，用ANAi,t=ln(1+对该公司进行跟踪的分析师人数)衡量分析师关注度；媒体关注度方面，用MEDi,t=ln(1+t季度内标题中出现公司i的新闻总数)。表10汇报了交叉项回归结果，各列中交叉项均显著为正，证实了信息传递效率对ESG表现价值效应的提升作用。
 

　　(四)E、S和G对企业价值的影响
 

　　表11第(1)——(3)列汇报了分别以E、S、G为核心解释变量的回归结果。从系数符号和显著性看，社会责任得分S的系数仅在11%水平下边际显著，而环境责任得分E和公司治理得分G的系数均在1%水平下显著为正。从系数大小看，G的系数最大(0.074)，E的系数(0.052)次之，而S的系数最小(0.035)。第(4)列进一步汇报了同时加入E、S、G作为解释变量的回归结果，其中G的系数保持在1%水平下显著为正，E和S的系数显著性明显降低。由此可见，在构成ESG的三大维度中，公司治理维度在提升企业价值方面发挥的作用最大，而环境责任维度和社会责任维度的效果相对有限。
 

　　六、研究结论与政策启示
 

　　基于上述研究结论，可以得到如下政策启示：
 

　　第一，企业应提升自身ESG表现。一是完善ESG建设的顶层规划，将ESG充分纳入企业文化建设和机制设计；二是将ESG理念落实到商业往来、产品开发、员工培养、客户服务、社会公益等方方面面；三是将ESG因素有机融入业务综合评级体系，并设立相应考核指标和奖惩政策；四是主动加强ESG信息披露，并借助媒体、分析师等渠道的信息传播功能降低企业与外部利益相关者之间的信息不对称，树立企业良好的声誉和形象。考虑到非国有企业提升ESG对企业价值的提升作用更为明显，非国有企业更应该注重ESG建设，以争取来自投资者、消费者、政府等利益相关者的关键资源。
 

　　第二，投资者应将企业ESG表现纳入投资决策框架。在关注宏观环境和企业财务信息的基础上，额外引入企业环境责任、社会责任、公司治理等非财务信息，将ESG融入投资战略目标、研究分析、组合管理、风险控制、尽责管理等方面，开发包含ESG因素的财务预测模型和资产估值模型，从而提升投资收益、降低投资风险。同时，投资者对企业ESG表现的重视也将引导上市公司良性发展。
 

　　第三，政府和监管部门应为企业ESG建设营造良好的制度环境。一是减少对市场和经济主体的干预，提高企业ESG决策的科学性和利益相关者对企业ESG表现的敏感性；二是完善法制环境，尤其是完善企业ESG相关的立法工作，增加企业ESG不良表现和虚假表现的成本；三是针对上市公司颁布相对统一、指标完备的ESG披露指引，指导和加强上市公司的ESG信息披露工作，不断提升ESG信息披露范围和披露质量。
 

　　原标题：文献分析 | ESG表现对企业价值的影响机制研究