金 縵

（南京大學(xué) 金融學(xué)院，江蘇 南京 210006）

一、引言

“十四五”規(guī)劃綱要明確提出“支持有條件的地方和重點行業(yè)、重點企業(yè)率先達(dá)到碳排放峰值”，這可能意味著碳達(dá)峰目標(biāo)的達(dá)成方案會以企業(yè)為基本單位進(jìn)行實施和效果比較。隨后2021年3月發(fā)布的《關(guān)于加快建立健全綠色低碳循環(huán)發(fā)展經(jīng)濟(jì)體系的指導(dǎo)意見》，也進(jìn)一步明確了企業(yè)在綠色創(chuàng)新中執(zhí)行者的地位。企業(yè)承擔(dān)的綠色創(chuàng)新成本會激發(fā)企業(yè)的融資需求，從而促進(jìn)我國綠色金融市場規(guī)模擴大。盡管綠色創(chuàng)新已被視為實現(xiàn)上市公司可持續(xù)發(fā)展和長期價值投資的有效手段（Du 和 Li，2019；Chen 和Kong，2020；Singh 等，2020）[1-3]，但若要充分發(fā)揮市場對綠色創(chuàng)新投資配置的主導(dǎo)作用，還須對綠色創(chuàng)新資本合理定價。以公司為主體對環(huán)境、社會責(zé)任和公司治理綜合績效進(jìn)行評價的環(huán)境、社會責(zé)任和公司治理（以下稱“ESG”），可在一定程度上代表公司的綠色創(chuàng)新能力。2006 年高盛發(fā)布了一份關(guān)于企業(yè)環(huán)境、社會責(zé)任和公司治理的研究報告，明確提出ESG 的概念。此后，國際組織和投資機構(gòu)將ESG概念不斷深化，針對ESG的三個方面演化出了全面、系統(tǒng)的信息披露標(biāo)準(zhǔn)和績效評估方法，成為一套完整的ESG理念體系。簡言之，ESG是一種關(guān)注企業(yè)環(huán)境、社會、治理績效而非財務(wù)績效的投資理念和企業(yè)評價標(biāo)準(zhǔn)。相對成熟的機構(gòu)投資者是否在政策引導(dǎo)前，通過量化分析的、已披露的、標(biāo)準(zhǔn)的綠色有效信息引導(dǎo)投資決策，是本文研究的目的和意義。

隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，公眾的綠色環(huán)保價值取向逐步影響到公眾的消費選擇，公司綠色創(chuàng)新能力的信息也隨之逐漸被大眾所關(guān)注，而公眾綠色環(huán)保價值取向也會帶來綠色消費溢價。ESG百度搜索月度數(shù)量及搜索增長率（詳見圖1 右圖）顯示，代表企業(yè)綠色環(huán)保價值取向的ESG的大眾搜索數(shù)量，在11年內(nèi)呈現(xiàn)逐年增加的態(tài)勢。此外主動披露ESG數(shù)據(jù)的公司數(shù)量（詳見圖1 左圖）顯示，越來越多的公司會主動釋放綠色環(huán)保價值信號。

圖1 披露及搜索ESG年度趨勢圖

二、理論綜述

新古典理論認(rèn)為，企業(yè)綠色創(chuàng)新和ESG 表現(xiàn)與財務(wù)狀況無關(guān)[4]，環(huán)境保護(hù)相關(guān)的支出能增加企業(yè)的外部聲譽，但并不能帶來當(dāng)期利潤，以ESG衡量的綠色創(chuàng)新投入會帶來的公司價值增加，與上市公司規(guī)范性財務(wù)指標(biāo)如ROE、EVA 等皆不存在直接相關(guān)的線性關(guān)系。而Christmann（2000）[5]認(rèn)為，綠色創(chuàng)新可形成當(dāng)期投資價格優(yōu)勢，企業(yè)綠色創(chuàng)新性越強，從環(huán)境管理活動中獲得的成本優(yōu)勢就越大，其成本優(yōu)勢會形成股票的價格優(yōu)勢。通過中國上市公司2015—2017 年的分組數(shù)據(jù)，一些學(xué)者分析得出非國有企業(yè)、規(guī)模較小的非污染行業(yè)在ESG 表現(xiàn)上與公司當(dāng)期財務(wù)價值正相關(guān)。Garg 等（2005）[6]與 Hong 等（2009）[7]研究認(rèn)為更“罪惡”的企業(yè)存在當(dāng)期更高的投資收益。

盡管綠色創(chuàng)新成本的投入對當(dāng)期收益的影響存在異議，但公司的綠色創(chuàng)新存在長期、可持續(xù)投資收益的觀點被普遍認(rèn)可。長期價值投資理論認(rèn)為，投資者“通過做好事，來做好事”，更高ESG表現(xiàn)及綠色

創(chuàng)新的公司會獲得更高的量化投資收益（Edmans，2011）[8]。可持續(xù)發(fā)展理論認(rèn)為，更高ESG 表現(xiàn)的公司具有更高可持續(xù)發(fā)展可能，存在長期資本價值（Matallin-Saez 等，2019）[9]，其在對社會責(zé)任偏好的基金的業(yè)績考評中發(fā)現(xiàn)，在外部沖擊中獲得更高碳排放的公司和基金策略能取得更高投資業(yè)績，且具有更低的風(fēng)險敞口。Louche等（2019）[10]也支持此觀點，認(rèn)為金融市場在支持綠色創(chuàng)新方面發(fā)揮重要作用。更多的低碳經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為，全球環(huán)境變化會通過金融市場的融資約束改變。Chordia 等（2014）[11]認(rèn)為綠色創(chuàng)新偏好的投資策略的改變主要是由于氣候彈性導(dǎo)致的投資機會，同時綠色創(chuàng)新公司的長期價值發(fā)展能最終改善全球環(huán)境質(zhì)量[12-13]。

Cao 等（2020）[14]對美國股市加入ESG 因子后的股票超額收益率進(jìn)行實證分析，發(fā)現(xiàn)拉長時間而言，ESG 因子的加入會使得股票超額收益率為負(fù)，然而為負(fù)的超額收益率依然會獲得投資者青睞，說明關(guān)注企業(yè)長期價值和可持續(xù)性收益的投資者，對ESG因子導(dǎo)致的短期收益降低容忍度更高。

本文通過對2010—2020 年上市公司中，機構(gòu)投資者在綠色創(chuàng)新公司上的增持和減持差異分析，發(fā)現(xiàn)我國機構(gòu)投資者對綠色創(chuàng)新企業(yè)存在投資偏好，該投資偏好早于碳排放政策利好。在用ESG區(qū)分歷史累計綠色創(chuàng)新能力的分組檢驗中發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者可通過綠色創(chuàng)新偏好獲得當(dāng)期更高的超額股票收益率，說明我國A 股上市公司存在綠色創(chuàng)新能力的溢出效應(yīng)，綠色創(chuàng)新可為企業(yè)爭取到更大的融資優(yōu)勢，特別是在國有企業(yè)實際控股的上市公司中。增加媒體變量進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者不會因公司對其綠色創(chuàng)新的過度報道和廣告效應(yīng)，影響自己的綠色創(chuàng)新投資偏好和投資決策。這說明機構(gòu)投資者的綠色創(chuàng)新投資偏好，提高了企業(yè)的投資效率。本文可能的貢獻(xiàn)在于：一是創(chuàng)新地在機構(gòu)的量化收益模式中增加了反映綠色創(chuàng)新的ESG 因子；二是增加的綠色創(chuàng)新因子提高了因子定價模型的復(fù)合度，使得具有高度綠色創(chuàng)新企業(yè)的資本定價信號的預(yù)測力度增強；三是為有綠色創(chuàng)新偏好的機構(gòu)投資者提供了關(guān)注路徑。

三、研究假設(shè)

（一）數(shù)據(jù)來源和樣本覆蓋率

1.數(shù)據(jù)來源

本文選取的樣本期為2010—2020 年中國上市公司，并刪除異質(zhì)性樣本：金融保險類上市公司，處于特殊狀態(tài)（ST、*ST、暫停上市、退市）的上市公司，財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的樣本。

本文反映綠色創(chuàng)新能力的ESG數(shù)據(jù)來自和訊網(wǎng)公布的上市公司社會責(zé)任報告專業(yè)評測體系總評分，本文對綠色創(chuàng)新成本的衡量來源于和訊網(wǎng)上述評分中的環(huán)境評分。其他上市公司的資本結(jié)構(gòu)、財務(wù)數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫。針對所有變量，都對其在1%—99%分位點以外的異常值進(jìn)行了替換。表1 和表2 分別報告了各變量的定義和描述性統(tǒng)計信息。最后得到3524 家公司的292625 個“公司—年度”觀測值。

2.變量具體解釋

參考 Fama 和 French（1993，2015）[15-16]構(gòu)建因子超額收益率的方法，加入ESG 因子，形成FF4因子的股票超額收益率，其中為消除中國特有的殼資源可能導(dǎo)致的小公司超額收益率對整體收益率的有偏影響，將市值10 等分中1—3 分的小公司從樣本中刪除。代表綠色創(chuàng)新能力的和訊網(wǎng)評分更新日期為該年的12 月初，故構(gòu)建因子模型的年度截取時間為自然年度的12 月1 號。其中aESG 代表綠色創(chuàng)新超額收益率的因子，aFF代表加入綠色創(chuàng)新因子的4因子整體FF 超額收益率。基于Fama-French 因子模型價格逼近價值的特點，采用加入ESG 因子的FF4 模型，能對綠色創(chuàng)新因子是否存在信號反映不足的問題做有效解釋[17]。

參考黎文靖和路曉燕（2015）[18]的方法，構(gòu)建機構(gòu)投資者當(dāng)年的增持和減持二值變量。首先計算上市公司機構(gòu)投資者的總買入或總賣出：

F_buyi,t和F_salei,t分別代表機構(gòu)投資者當(dāng)年總買入和總賣出，Returni,t和Returni,t-1是上市公司機構(gòu)投資者所持比例在時刻t 和t-1 的價格，buy_pi,t和buy_pi,t-1是機構(gòu)投資者所持上市公司i 股票在時刻t和 t-1 的股份數(shù)，Return_Wi,t代表在 t 時刻股票 i 價格相對于上一時期的變化。當(dāng)在時刻t，機構(gòu)投資者持有股票i 少于時刻t-1 時，表明機構(gòu)投資者賣出股票i，將股票i的資金變化計入總賣出中，反之計入總買入。并根據(jù)F_buyi,t和F_salei,t構(gòu)建機構(gòu)投資者增持和減持二值變量F_buy 和F_sale。使用增持和減持變量，會比機構(gòu)投資者對公司的投資比例和比例增長率更清晰地表達(dá)公司綠色創(chuàng)新能力和成本在機構(gòu)投資者投資偏好中的動態(tài)變化。

由于目前存在較少的綠色創(chuàng)新成本信息披露，故在控制公司個體效應(yīng)和時間的情況下，對和訊網(wǎng)數(shù)據(jù)中公布的“環(huán)境責(zé)任”（E）評分中大于0 值的公司（已披露環(huán)境保護(hù)成本的公司按成本進(jìn)行排名并進(jìn)行幾何平均）與公司研發(fā)支出的指數(shù)進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果顯示，披露了公司環(huán)保行動集合的綠色創(chuàng)新評分每增加1 分，公司研發(fā)支出在營銷費用中的占比就增加1.5%，用RD_Green 代表綠色創(chuàng)新成本，綠色創(chuàng)新成本的函數(shù)表達(dá)如下：

使用和訊網(wǎng)社會責(zé)任數(shù)據(jù)庫中5 個一級指標(biāo)的總分，來代表企業(yè)的綠色創(chuàng)新能力（ESG）。和訊網(wǎng)數(shù)據(jù)中，一級指標(biāo)分別為可部分反映綠色創(chuàng)新能力的股東責(zé)任、員工責(zé)任、供應(yīng)商客戶和消費者權(quán)益責(zé)任、環(huán)境責(zé)任和社會責(zé)任。5 個一級指標(biāo)是由細(xì)分13 個不同權(quán)重比例的二級指標(biāo)和37 個三級指標(biāo)構(gòu)成，在分?jǐn)?shù)計算時對于環(huán)境（E）、社會責(zé)任（S）和公司治理（G）的表現(xiàn)進(jìn)行權(quán)重分配，得分越高，代表公司綠色創(chuàng)新能力（ESG）越高。表2 描述性分析中顯示，將和訊網(wǎng)社會責(zé)任總分進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化后，約六成公司綠色創(chuàng)新能力圍繞在平均值附近（樣本中得分在29.459—64.103 間占比在60.03%），這代表和訊網(wǎng)在做原始數(shù)據(jù)搜集時，存在大量公司未披露的數(shù)據(jù)被賦值為均值。盡管主動披露綠色創(chuàng)新指標(biāo)和數(shù)據(jù)的公司占比逐年增加（見圖1 左圖），但占總數(shù)據(jù)樣本的比例不到10%—15%。在判斷公司的綠色創(chuàng)新能力時，若按照ESG 變量平均值或中位數(shù)得分作為衡量高、低表現(xiàn)的標(biāo)準(zhǔn)則不合理。故將該變量五等分，將最高和最低分構(gòu)建二值變量和。其中分組中，主動披露環(huán)境責(zé)任（E）指標(biāo)①在和訊網(wǎng)環(huán)境責(zé)任的一類指標(biāo)中，數(shù)值沒有缺失的有2151個，僅占總樣本的10%，其中1781個樣本是存在于ESG_H樣本中的。的樣本量占總披露樣本的83%，說明企業(yè)的綠色創(chuàng)新披露可顯著性增加ESG的評分。

為分析各媒體治理變量與ESG 表現(xiàn)的關(guān)聯(lián)作用，從百度指數(shù)中，整理以上市公司的股票代碼為關(guān)鍵字搜索的年度百度搜索指數(shù)，來衡量投資者主動對上市公司的關(guān)注。并按照百度指數(shù)的定義，分年度將媒體和訊息搜索進(jìn)行統(tǒng)計，為降低異方差，將媒體和訊息指數(shù)取自然對數(shù)，生成media_search 和info_search兩個變量。

為了消除企業(yè)不可觀測異質(zhì)性給估計結(jié)果帶來的偏誤，加入的控制變量中，用杠桿率（lev）控制企業(yè)的融資成本；用凈資產(chǎn)收益率（roe）、公司員工總數(shù)（employee）和所有權(quán)（SOEs）來反映公司資本市場議價能力（邱牧遠(yuǎn)和殷紅，2019）[19]；在產(chǎn)業(yè)層面，由于ESG中能體現(xiàn)的環(huán)境和社會責(zé)任有顯著的行業(yè)屬性，存在重污染企業(yè)和顯著外部性企業(yè)的ESG 評分波動性更大的特點，為了消除行業(yè)政策估計結(jié)果帶來的影響，加入行業(yè)虛擬變量對模型進(jìn)行控制（見表1）。

表1 變量定義

（二）研究假設(shè)

從可持續(xù)發(fā)展理論來看，企業(yè)估值取決于長期經(jīng)營的健康程度，而這與企業(yè)ESG 表現(xiàn)密切相關(guān)（Chen 和 Kong，2020）[2]?？赏普摍C構(gòu)對綠色創(chuàng)新的投資會參考ESG評級評分，假設(shè)如下。

H1：ESG 評分更高的公司存在更高的綠色創(chuàng)新能力。

根據(jù)《全球可持續(xù)投資評論》①參考www.gsi-alliance.org/.，2016—2018 年，機構(gòu)投資對社會責(zé)任、綠色創(chuàng)新的投資增長率較高，美國機構(gòu)可持續(xù)投資在總資產(chǎn)投資額中增加了38%。同期歐洲機構(gòu)對綠色創(chuàng)新投資新增11%[20]。宏觀上看，若我國機構(gòu)投資的氣候彈性和碳排放彈性與國際市場具有同步性，則根據(jù)國際經(jīng)驗，對綠色創(chuàng)新的機構(gòu)新增投資也存在高ESG偏好[20]，故假設(shè)如下。

H2a：存在機構(gòu)投資者對高綠色創(chuàng)新能力表現(xiàn)公司的增持偏好。

同時，張巧良和孫蕊娟（2015）[21]認(rèn)為投資者會存在低綠色創(chuàng)新公司減持偏好，由于大多數(shù)投資者都是損失厭惡者，ESG 信息在一定程度上代表了企業(yè)未來對綠色創(chuàng)新所帶來的可持續(xù)收益的前景預(yù)期，一旦ESG績效表現(xiàn)不佳，則投資人對低ESG信息存在過度反應(yīng)。故假設(shè)如下。

H2b：存在機構(gòu)投資者對低綠色創(chuàng)新能力表現(xiàn)公司的減持偏好。

機構(gòu)投資者對綠色創(chuàng)新的價值投資是否會以犧牲當(dāng)期回報為代價？張巧良和孫蕊娟（2015）[21]、Dhaliwal等（2011）[22]認(rèn)為高ESG表現(xiàn)的公司會貢獻(xiàn)更高的當(dāng)期股票超額收益率，原因在于其披露綠色創(chuàng)新能力時對投資者投資策略的“錨定”效應(yīng)，即權(quán)益資本成本較高的企業(yè)更傾向于披露綠色創(chuàng)新能力信息，通過對較好的綠色創(chuàng)新能力披露時機的把握，能在當(dāng)期獲得更高的外部投資人對內(nèi)部企業(yè)權(quán)益資本的估值。而市場有效性是否能迅速將企業(yè)信息傳遞出去，從而達(dá)到“錨定”價格？在有效金融市場假說中是存疑的，故Cao等（2020）[14]認(rèn)為更高ESG偏好的機構(gòu)投資者會“容忍”更低的當(dāng)期股票收益，假設(shè)如下。

H3：高綠色創(chuàng)新偏好的機構(gòu)投資者的當(dāng)期股票超額收益率更低。

由于融資成本優(yōu)勢也會形成更高的超額股票收益率，機構(gòu)投資者會參考融資成本的期望優(yōu)勢投資，Gong 等（2019）[23]和 Xiao 等（2021）[24]認(rèn)為綠色創(chuàng)新也是融資優(yōu)勢之一。且本身具有融資優(yōu)勢的公司也同時會增加對綠色創(chuàng)新的成本投入，以獲得更高的融資優(yōu)勢。機構(gòu)高ESG偏好是否掩蓋了機構(gòu)對融資成本優(yōu)勢的偏好呢？Guerdjikova和Quiggin（2019）[25]、D’Orazio 和 Valente（2019）[26]、Wang 和 Zhi（2016）[27]認(rèn)為綠色金融不會帶來杠桿率的上升，且融資成本不會影響綠色創(chuàng)新收益的解釋力度。故假設(shè)如下。

H4：融資約束控制下，機構(gòu)投資者仍具有高綠色創(chuàng)新投資偏好。

進(jìn)一步對融資約束對綠色金融的影響進(jìn)行分解發(fā)現(xiàn)，環(huán)境績效較好的國有企業(yè)可能獲得更多的銀行信貸和更低的貸款成本（黎文靖和路曉燕，2015）[18]。此外具有融資優(yōu)勢的公司也會基于市場對其成本優(yōu)勢的價值選擇，使得其綠色創(chuàng)新投資者獲得額外收益。用國有企業(yè)來擬合具有融資成本優(yōu)勢的企業(yè)，假設(shè)如下。

H5a：相對于民營企業(yè)，國有企業(yè)中高綠色創(chuàng)新表現(xiàn)企業(yè)的機構(gòu)投資者增持更顯著。

H5b：相對于民營企業(yè)，國有企業(yè)中低綠色創(chuàng)新表現(xiàn)企業(yè)的機構(gòu)投資者增持也更顯著。

在H5b的進(jìn)一步假設(shè)下能更有效識別是否機構(gòu)增持決策偏好融資約束而非高綠色創(chuàng)新表現(xiàn)。

由于職業(yè)壓力和市場中小投資者的情緒偏好，可能導(dǎo)致機構(gòu)投資者會增加對媒體和大眾關(guān)注度逐年增高的綠色創(chuàng)新的非比例投資（Dyck等，2010）[28]，假設(shè)如下。

H6：更多的媒體報道和大眾關(guān)注，會增加機構(gòu)投資者的綠色創(chuàng)新投資偏好。

四、研究結(jié)果分析

（一）機構(gòu)投資的綠色創(chuàng)新偏好

本部分探討機構(gòu)投資者是否具有綠色創(chuàng)新偏好。表2 描述性統(tǒng)計分析結(jié)果和表3 皮爾遜相關(guān)性分析結(jié)果顯示，2010—2020 年的11 年中，加入綠色創(chuàng)新因子的超額收益率（aFF）均值為-0.059，中值為0.083，圍繞在零值上下波動，且同時單ESG 因子的超額收益率（aESG）波動值和均值皆大于aFF 變量，說明綠色創(chuàng)新存在風(fēng)險溢價。ESG 變量均值為38.6%，5等分后形成的高綠色創(chuàng)新能力ESG_H 和低ESG_L變量皆覆蓋15%的樣本。媒體和大眾搜索指數(shù)樣本數(shù)量顯著小于其他，說明指數(shù)化“熱搜”企業(yè)數(shù)量占比較小。表3 的皮爾遜相關(guān)性分析結(jié)果顯示，各指標(biāo)間系數(shù)不超過0.2，且控制變量與解釋變量和被解釋變量皆存在超過1%水平的相關(guān)性，指標(biāo)選擇合理。

表2 描述性統(tǒng)計分析結(jié)果

表3 皮爾遜相關(guān)分析結(jié)果

在分析機構(gòu)投資者的綠色創(chuàng)新偏好前，表4 對使用ESG表達(dá)的企業(yè)綠色創(chuàng)新能力與企業(yè)綠色創(chuàng)新投入進(jìn)行分組分析，結(jié)果顯示更高的ESG 存在更高的綠色創(chuàng)新能力，企業(yè)為獲得更高的綠色創(chuàng)新能力，當(dāng)期需投入更高的創(chuàng)新成本。對比模型（3）—模型（6）中高、低綠色創(chuàng)新能力公司的投入成本系數(shù)發(fā)現(xiàn)，高ESG 表現(xiàn)的企業(yè)存在更高的當(dāng)期綠色創(chuàng)新成本投入，并顯著提升當(dāng)期的綠色創(chuàng)新能力。而低綠色創(chuàng)新能力的企業(yè)其投入的創(chuàng)新成本系數(shù)為負(fù)且未通過統(tǒng)計檢驗。假設(shè)H1得證。

表4 公司綠色創(chuàng)新與ESG表現(xiàn)回歸分析結(jié)果

表5 以機構(gòu)增持為被解釋變量，模型（1）結(jié)果顯示，機構(gòu)增持股票存在顯著的綠色創(chuàng)新偏好，當(dāng)期企業(yè)的綠色創(chuàng)新能力ESG 的系數(shù)在1%水平下顯著為正，H2a 得證。同時模型（4）結(jié)果顯示，機構(gòu)會同時減持當(dāng)期綠色創(chuàng)新能力更低的上市公司股票。系數(shù)的顯著性還出現(xiàn)在模型（6）①模型（6）的樣本量集中在15%綠色創(chuàng)新能力最低的上市公司中。中，H2b得證。

表5 機構(gòu)的綠色創(chuàng)新偏好回歸分析結(jié)果

（二）機構(gòu)高綠色創(chuàng)新偏好與收益率容忍

表6 結(jié)果顯示，存在綠色創(chuàng)新偏好的機構(gòu)投資者，在增持時存在對ESG 定價信號的反應(yīng)更不敏銳的特點。面板A對機構(gòu)增持的模型（3）結(jié)果顯示，控制融資約束和企業(yè)綠色創(chuàng)新能力情況下，機構(gòu)投資者會容忍更低的股票超額收益率（-0.097），且系數(shù)具有統(tǒng)計意義。當(dāng)企業(yè)綠色創(chuàng)新能力每增長0.4%，機構(gòu)增持可容忍含ESG 因子的超額增長率下降9.7%。與此同時面板B對機構(gòu)減持ESG定價信號的分析中發(fā)現(xiàn)，當(dāng)期企業(yè)綠色創(chuàng)新能力的增長和更高的ESG溢價會導(dǎo)致機構(gòu)減持。這符合Shue和Townsend（2021）[29]對美國股市股票杠桿之謎的解釋，即當(dāng)期高綠色創(chuàng)新能力所代表的預(yù)期收益率與股票波動率呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。同時也不拒絕原假設(shè)H3，即機構(gòu)的綠色創(chuàng)新偏好會容忍更低的當(dāng)期投資回報。

表6 機構(gòu)綠色創(chuàng)新偏好的當(dāng)期股票超額收益率回歸結(jié)果

將樣本集中在更高綠色創(chuàng)新表現(xiàn)的公司，模型（4）、模型（5）在A、B兩個面板的結(jié)果顯示，機構(gòu)對更高綠色創(chuàng)新能力的企業(yè)存在更高的當(dāng)期回報容忍度和更高的綠色創(chuàng)新能力要求。結(jié)果與原假設(shè)H3 一致，即機構(gòu)的投資決策存在對高綠色創(chuàng)新能力公司的定價信號偏離。

（三）機構(gòu)高ESG偏好與融資成本優(yōu)勢

首先，比較表6 的模型（2）、模型（3）中將公司內(nèi)部間接融資行為（lev）作為控制變量加入回歸后的結(jié)果分析發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資決策因公司債務(wù)杠桿率的影響系數(shù)未通過統(tǒng)計檢驗。但加入杠桿率作為控制變量后，企業(yè)綠色創(chuàng)新能力ESG 對機構(gòu)增持的系數(shù)顯著增大，說明更高的綠色創(chuàng)新能力能同時反映企業(yè)整體的融資成本優(yōu)勢，不拒絕H4的原假設(shè)。

其次，在區(qū)分是否國企的情況下，表7 模型（1）、模型（3）結(jié)果顯示，機構(gòu)存在對高綠色創(chuàng)新國有企業(yè)的增持偏好和對低綠色創(chuàng)新國有企業(yè)的顯著減持，H5a 得證。模型（5）、模型（6）結(jié)果顯示，機構(gòu)增持和減持對民營企業(yè)的ESG 表現(xiàn)的系數(shù)皆不顯著，拒絕原假設(shè)H5b。這說明機構(gòu)對國有企業(yè)存在更高的綠色創(chuàng)新能力的投資偏好。此外在模型（2）、模型（4）中發(fā)現(xiàn)，增持過程中ESG 因子收益率系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，且通過SUR 和Fisher 對組間系數(shù)的檢驗，說明機構(gòu)對國有企業(yè)的綠色創(chuàng)新偏好會容忍更高的當(dāng)期收益損失。

表7 國有/民營樣本下機構(gòu)綠色創(chuàng)新偏好回歸分析

表8 針對國有企業(yè)的綠色創(chuàng)新能力進(jìn)行高、低分組，考察機構(gòu)投資者對綠色創(chuàng)新能力的當(dāng)期收益的容忍度。結(jié)果發(fā)現(xiàn)機構(gòu)對國有企業(yè)中低綠色創(chuàng)新能力企業(yè)增持，需顯著貢獻(xiàn)更高的超額收益率（分組組間系數(shù)皆通過SUR 和Fisher 檢驗）。這說明盡管存在融資約束，但綠色創(chuàng)新偏好依然獨立成為機構(gòu)增持決策的重要組成部分。

表8 國有樣本下機構(gòu)綠色創(chuàng)新偏好的超額收益率回歸分析

（四）機構(gòu)綠色創(chuàng)新偏好與媒體治理

本部分分析若存在媒體對公司披露ESG 的報道，是否影響機構(gòu)投資者對綠色創(chuàng)新企業(yè)的增持決策。Fedyk 和 Anastassia（2019）[30]通過對財經(jīng)新聞的投資者研究發(fā)現(xiàn)，金融市場并不能平等地吸收并有效反映所有信息，存在對新聞反映不足的現(xiàn)象。表9的面板A模型（1）—模型（3）結(jié)果顯示，不區(qū)分企業(yè)綠色創(chuàng)新能力的情況下，每增加1.36 單位新聞搜索指數(shù)會增加1 單位機構(gòu)投資者的增持概率，而基于綠色創(chuàng)新交叉效應(yīng)產(chǎn)生的新聞搜索量會顯著降低上市公司的增持概率。此外，信息搜索量和基于綠色創(chuàng)新交叉效應(yīng)產(chǎn)生的信息搜索與機構(gòu)增持無顯著相關(guān)。在面板B 中考察機構(gòu)減持角色，發(fā)現(xiàn)專業(yè)媒體對上市公司綠色創(chuàng)新的報道量增大，不僅會導(dǎo)致機構(gòu)增持，也會導(dǎo)致顯著的機構(gòu)減持。這說明機構(gòu)投資者會參考專業(yè)媒體的外部治理內(nèi)容，及時調(diào)整投資策略。但公司為宣傳自身綠色創(chuàng)新能力而增加的新聞量并不改變機構(gòu)的投資行動，同時更多的大眾關(guān)注度則對機構(gòu)的綠色創(chuàng)新偏好無影響，拒絕H6原假設(shè)。機構(gòu)不會因公司對其綠色創(chuàng)新的過度報道和廣告效應(yīng)，影響自己的綠色創(chuàng)新投資偏好和投資決策。

表9 新聞和信息搜索量對含ESG超額收益率的回歸分析

Cao 等（2020）[14]研究結(jié)果認(rèn)為綠色創(chuàng)新偏好的投資者對收益公告的敏感度較低。面板C 的模型（2）結(jié)果顯示基于綠色創(chuàng)新交叉效應(yīng)產(chǎn)生的咨詢搜索量，會顯著增加機構(gòu)增持的綠色創(chuàng)新收益，而媒體綠色創(chuàng)新的搜索量會顯著降低機構(gòu)增持的當(dāng)期收益。這進(jìn)一步說明，綠色創(chuàng)新被媒體報道和大眾所關(guān)注，會擴大機構(gòu)綠色投資收益，但機構(gòu)綠色創(chuàng)新投資偏好并不受聲譽機制影響。

（五）穩(wěn)健性檢驗

1.高ESG體現(xiàn)的綠色創(chuàng)新能力是否有偏

由于ESG信息在披露內(nèi)容和口徑上并沒有統(tǒng)一的細(xì)則，故企業(yè)披露的信息多以定性描述為主，因而不能夠排除一些實際ESG表現(xiàn)較差的企業(yè)通過發(fā)布社會責(zé)任報告和相關(guān)信息為自己“洗白”的現(xiàn)象（華憶昕，2019）[31]。特別是高環(huán)境評分表現(xiàn)的公司存在與高污染環(huán)境行業(yè)顯著的正相關(guān)性①在消除異方差、企業(yè)個體差異與控制企業(yè)先決條件和時間的情況下，采礦業(yè)、造紙印刷業(yè)、金屬冶煉和設(shè)備制造業(yè)、食品加工業(yè)、紡織品服裝化學(xué)纖維制造業(yè)、生物醫(yī)藥業(yè)行業(yè)存在和高環(huán)境評分變量正相關(guān)系數(shù)，符合黎文靖和路曉燕（2015）樣本選取的市場中8 個重污染行業(yè)的上市公司的分類標(biāo)準(zhǔn)。其中金屬冶煉業(yè)（含有色金屬和黑金屬兩個細(xì)分行業(yè)）正的系數(shù)通過5%的統(tǒng)計檢驗。，說明高污染行業(yè)的ESG 評分顯著高于其他非重污染行業(yè)，可能造成ESG 評分對綠色創(chuàng)新能力的有偏表現(xiàn)。但同時，黎文靖和路曉燕（2015）[18]認(rèn)為重污染的行業(yè)屬性會率先投入綠色創(chuàng)新，排污成本的日益增高會直接成為綠色創(chuàng)新的先決壓力。表10 通過對高環(huán)境評分表現(xiàn)的公司的環(huán)保投入金額、排污及污染治理項目數(shù)量和節(jié)約能源項目數(shù)量進(jìn)行回歸分析，結(jié)果顯示在高環(huán)境評分的公司中，環(huán)保投入金額、排污治理和節(jié)約能源項目數(shù)量明顯較多。這說明公司的綠色創(chuàng)新能力不會因行業(yè)而產(chǎn)生有偏性。

表10 高環(huán)境評分與綠色創(chuàng)新的回歸分析

2.綠色創(chuàng)新能力是否存在披露的有偏性

有研究認(rèn)為樣本期間內(nèi)公司ESG主動披露數(shù)據(jù)質(zhì)量不高，綠色創(chuàng)新表現(xiàn)越好的企業(yè)信息披露水平越高，分值波動率大，而綠色創(chuàng)新表現(xiàn)越差的公司，分值更容易集中在中等偏上的部分。故須對主動披露指標(biāo)進(jìn)行分析，以避免高ESG表現(xiàn)的有偏性。

表11 描述性分析顯示在樣本中主動披露的綠色創(chuàng)新能力數(shù)據(jù)的公司占總上市公司的90.5%，說明更多的公司選擇主動披露。與此同時，綠色創(chuàng)新能力ESG 的披露主動性較環(huán)境主動披露sharee 的數(shù)據(jù)更完整（披露公司占比僅為26.5%，存在有偏的可能）。在單因素方差分析中發(fā)現(xiàn)，若采用綠色創(chuàng)新能力ESG 的主動披露數(shù)據(jù)檢測，在公司樣本中不存在披露差異。故本文采用ESG作為公司綠色創(chuàng)新的樣本對主要觀點進(jìn)行實證分析，數(shù)據(jù)不存在有偏性。

表11 ESG披露數(shù)量、ESG表現(xiàn)的描述統(tǒng)計和單因素方差分析

五、結(jié)論

（一）實證分析結(jié)論

首先，機構(gòu)投資者不僅存在高綠色創(chuàng)新企業(yè)的增持偏好，還存在低綠色創(chuàng)新企業(yè)的減持偏好。機構(gòu)投資者會將綠色創(chuàng)新信息作為企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的前景指標(biāo)，并通過對股票定價方面的檢驗發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)對高綠色創(chuàng)新能力公司的當(dāng)期收益具有更高的容忍度。即機構(gòu)投資者的綠色創(chuàng)新偏好，更多取決于機構(gòu)投資者對公司長期經(jīng)營的健康程度和綠色創(chuàng)新所帶來的長尾價值的判斷。

其次，在控制債務(wù)杠桿率后發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者對綠色創(chuàng)新的投資偏好未受影響。這說明機構(gòu)投資者并不會刻意對高負(fù)債企業(yè)的綠色創(chuàng)新能力抱有幻想。在控制企業(yè)所有制形成的融資成本優(yōu)勢情況下，機構(gòu)投資者的高綠色創(chuàng)新偏好依然存在，其中國有企業(yè)由于具有更低的融資成本約束，會更進(jìn)一步提高機構(gòu)投資者對其高綠色創(chuàng)新的期望值和對當(dāng)期價格背離的容忍度。這也在一定程度反映了我國機構(gòu)投資者的理性程度。

再次，在控制媒體治理壓力的情況下，盡管更高的綠色創(chuàng)新所帶來的更高的媒體搜索量會降低綠色投資收益，但媒體治理水平和企業(yè)聲譽擴大仍不改變機構(gòu)投資者對綠色創(chuàng)新的投資策略。這說明綠色創(chuàng)新并非是融資約束和聲譽資產(chǎn)的替代變量或中介變量，存在單獨內(nèi)部信息溢價。

（二）政策建議

基于以上結(jié)論，本文提出以下建議。

一是充分發(fā)揮機構(gòu)投資者在綠色金融上的專業(yè)作用，以形成對企業(yè)綠色創(chuàng)新的融資激勵機制。應(yīng)完善有關(guān)法律法規(guī)，確保機構(gòu)投資者可長期、穩(wěn)定地參與對企業(yè)綠色創(chuàng)新經(jīng)營的有效監(jiān)督，開發(fā)便于ESG投資的金融工具。

二是應(yīng)進(jìn)一步健全可量化的企業(yè)綠色創(chuàng)新保障機制，并提供更完善的ESG披露能力，以細(xì)化ESG信息顆粒度至真正實施綠色創(chuàng)新項目，并設(shè)立更垂直的信息交互工具，方便機構(gòu)投資者對企業(yè)內(nèi)部綠色創(chuàng)新項目的深入了解。

三是盡快完善標(biāo)準(zhǔn)統(tǒng)一的ESG 披露指引，進(jìn)一步提高ESG披露的信息質(zhì)量，結(jié)合我國國情，形成具有A股特色的ESG披露機制和指引辦法。