唐 瑋，杜宜萱，鹿曉晴

(安徽財經(jīng)大學 會計學院，安徽 蚌埠 233030)

0 引言

在各國應對氣候變化的背景下，如何實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展受到了廣泛關(guān)注[1].上市公司作為市場經(jīng)濟主體之一，其生產(chǎn)經(jīng)營活動對生態(tài)環(huán)境影響極大.因此在1992年，聯(lián)合國環(huán)境規(guī)劃署金融行動機構(gòu)發(fā)布聲明，希望各類投資者在與企業(yè)進行經(jīng)濟往來時將環(huán)境、社會和公司治理因素考慮在內(nèi).2006年，高盛集團明確提出了ESG概念[2].隨著國際金融機構(gòu)進一步完善ESG評價標準，國外形成了較為成熟的ESG評級框架.

隨著生態(tài)文明建設(shè)納入我國“五位一體”總體布局，社會各界對于環(huán)境問題的關(guān)注度持續(xù)提高[3].國務(wù)院提出“扎實做好碳達峰、碳中和各項工作”系列行動方案，要求企業(yè)完善治理結(jié)構(gòu)，降低對環(huán)境的污染，同時要加強社會責任，合理配置資源，注重向綠色低碳發(fā)展.在此背景下，國內(nèi)的金融組織更加重視上市公司的ESG表現(xiàn)，并以環(huán)境、社會、公司治理作為衡量企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的三個維度.隨著我國ESG評級體系的不斷成熟，自2015年以來，相關(guān)專業(yè)機構(gòu)開始對國內(nèi)上市公司的ESG表現(xiàn)進行評級，社會各界對企業(yè)ESG表現(xiàn)有了更深入的了解.在此背景下，探究企業(yè)ESG表現(xiàn)對其價值提升的實現(xiàn)路徑促進企業(yè)良性發(fā)展，引導資本市場投資方向，實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義.

1 文獻回顧與研究假設(shè)

現(xiàn)有文獻圍繞企業(yè)ESG表現(xiàn)主要分析了機構(gòu)投資者的ESG持股偏好[4]、上市公司ESG表現(xiàn)與其市場價值的關(guān)系等的影響[5].但較少有文獻對企業(yè)ESG表現(xiàn)是否會影響企業(yè)創(chuàng)新，進而影響企業(yè)價值展開研究，而在我國推進創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的背景下，研究企業(yè)創(chuàng)新能力與ESG表現(xiàn)、企業(yè)價值三者間的關(guān)系有重要的現(xiàn)實意義.

1.1 ESG表現(xiàn)與企業(yè)價值

企業(yè)價值作為企業(yè)有形資產(chǎn)價值和無形資產(chǎn)價值的總和，胡曲應[6]、呂峻[7]通過研究發(fā)現(xiàn)ESG中的環(huán)境表現(xiàn)與企業(yè)價值正相關(guān)，即企業(yè)環(huán)境表現(xiàn)越好，企業(yè)價值越高.然而國外學者Filbeck、Gorman[8]認為環(huán)境管理會耗費本應該用于提高所有者經(jīng)濟利益的資源，從而降低企業(yè)財務(wù)價值，即企業(yè)ESG表現(xiàn)與企業(yè)價值存在負相關(guān)關(guān)系.社會責任方面，有學者認為企業(yè)積極履行社會責任有助于其樹立良好的形象，從而推動企業(yè)價值提升[9-10]).公司治理方面，大量研究表明公司治理水平能夠正向作用于企業(yè)價值的提升[11- 12]).總體而言，ESG表現(xiàn)與企業(yè)價值正相關(guān).基于此，本文提出研究假設(shè)1：

H1：ESG表現(xiàn)與企業(yè)價值正相關(guān).

1.2 ESG表現(xiàn)、企業(yè)創(chuàng)新投入與企業(yè)價值

隨著研究的深入，有學者開始探究ESG表現(xiàn)促進企業(yè)價值提升的作用路徑.張芬[13]利用2012～2018年中國上市公司數(shù)據(jù)，運用分數(shù)位回歸法研究發(fā)現(xiàn)綠色創(chuàng)新對企業(yè)價值增長具有促進作用，這一點在中高水平企業(yè)中體現(xiàn)的更為明顯.Salim Chouaibi和Jamel Chouaibi[14]則收集了532家西歐和北美地區(qū)上市公司的數(shù)據(jù)，通過廣義矩估計法實證分析證明ESG披露的優(yōu)勢在綠色創(chuàng)新的調(diào)節(jié)效應下增加了企業(yè)價值，且隨著時間的推移企業(yè)價值將會不斷上升.綜上所述，ESG表現(xiàn)實質(zhì)上是作用于企業(yè)創(chuàng)新，較好的ESG表現(xiàn)可以促進企業(yè)的研發(fā)投入和專利申請數(shù)量，而企業(yè)不斷創(chuàng)新又能提升企業(yè)價值，三者呈現(xiàn)一種層層遞進、相互傳遞的關(guān)系.據(jù)此，本文提出研究假設(shè)2和假設(shè)3：

H2：較好的ESG表現(xiàn)能夠促進企業(yè)創(chuàng)新.

H3：ESG表現(xiàn)通過促進企業(yè)創(chuàng)新投入進而提升企業(yè)價值.

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取商道融綠公司對2018～2020年滬深A股市場中進行ESG評級的495家上市公司為研究樣本，評分依據(jù)包括上市公司在環(huán)境、社會和公司治理三大方面自主披露的信息及負面信息.按照如下標準對原始數(shù)據(jù)進行了篩選： 1)剔除金融類上市公司； 2)剔除主要財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的公司； 3)剔除樣本期間被ST、*ST的上市公司，最終獲得1485個樣本觀測值.另外，為避免個別指標可能存在的離群值對模型估計的影響，本文對除ESG評分以外的其他連續(xù)型變量在其上下1%處進行了Winsorize縮尾處理.本研究樣本中的ESG評級數(shù)據(jù)來自Wind金融數(shù)據(jù)庫中所包含的融綠數(shù)據(jù)庫，其中ESG評級的依據(jù)由商道融綠公司收集企業(yè)在環(huán)境、社會及公司治理方面的數(shù)據(jù)，并構(gòu)建ESG指標體系后量化得到.其余財務(wù)數(shù)據(jù)均取自國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR).本文研究數(shù)據(jù)的處理與計量分析通過Excel2010和Stata16.0完成.

2.2 變量設(shè)定

2.2.1 被解釋變量

企業(yè)價值(TobinQ)，TobinQ值由James Tobin于1969年提出，并將其定義為某種資產(chǎn)的市場價值與重置成本之比，是衡量企業(yè)市場價值最具代表性的指標之一.

2.2.2 解釋變量

企業(yè)ESG表現(xiàn)(ESGscore)，本文的核心解釋變量選擇商道融綠公司在國際標準基礎(chǔ)上，結(jié)合中國上市公司信息披露特質(zhì)而開發(fā)的ESG評級數(shù)據(jù).商道融綠公司通過收集上市公司年度報告、社會責任報告等主動披露信息以及監(jiān)管部門處罰信息等被動信息，梳理公司在E(環(huán)境保護)、S(社會責任履行)及G(公司治理表現(xiàn))三大方面的數(shù)據(jù)，構(gòu)建出企業(yè)ESG評級指標體系，該指標體系包含3個一級指標、13個二級指標、超過200個三級指標以及1000余個數(shù)據(jù)點，多角度測算企業(yè)ESG表現(xiàn)，將定性數(shù)據(jù)進行量化評估，轉(zhuǎn)換為方便投資者使用的ESG績效級別.對于商道融綠公司ESG評級體系中的10級評級結(jié)果，本文借鑒徐明瑜等[15]的做法，對評級結(jié)果由高到低進行賦分.最高A+賦分為10，表明企業(yè)具有優(yōu)秀的綜合治理水平；最低D賦分為1，表明企業(yè)在評級期內(nèi)發(fā)生了重大的ESG負面事件.賦分結(jié)果見表1.

焊前水冷板需經(jīng)以下處理：① 用丙酮清洗，以去除水冷板試樣表面的污物；②依次用800號、1000號、1200號、2000號SiC砂紙水洗打磨；③ 用丙酮超聲清洗10 min；④ 吹干，備用.擴散焊工藝參數(shù)為焊接溫度530 ℃、保溫時間7 h和焊接壓力3.5 MPa.

表1 ESG評級賦分表

2.2.3 中介變量

企業(yè)創(chuàng)新能力(R&D)，在衡量企業(yè)創(chuàng)新能力的指標中，主流文獻通常使用企業(yè)專利申請數(shù)量或研發(fā)投入強度.考慮到不同行業(yè)公司在發(fā)明專利方面的差異性較大，例如房地產(chǎn)行業(yè)公司的專利申請數(shù)量稀少，但高新技術(shù)行業(yè)則擁有大量專利，這可能會導致專利申請數(shù)量不能充分體現(xiàn)企業(yè)的真實創(chuàng)新能力，因此本文使用研發(fā)投入作為企業(yè)創(chuàng)新能力的度量指標.衡量研發(fā)投入的指標包括絕對指標和相對指標，考慮到不同企業(yè)間規(guī)模效應的差異，絕對指標可能會導致計量模型中異方差的存在，使得估計結(jié)果偏離實際情況，因此本文借鑒崔秀梅等[16]的做法，將企業(yè)創(chuàng)新能力定義為研發(fā)費用與主營業(yè)務(wù)收入的比值，其中研發(fā)費用是指可資本化處理的開發(fā)支出和費用化處理的研發(fā)費用之和，二者均由樣本公司年度報告手工整理得到.此比值越大一定程度上表明企業(yè)創(chuàng)新能力越強.

2.2.4 控制變量

考慮到重要財務(wù)指標會對企業(yè)市場價值產(chǎn)生影響，經(jīng)過梳理大量文獻，將資產(chǎn)負債率、國有股比例、股權(quán)結(jié)構(gòu)、公司成長性、企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率及企業(yè)年齡作為控制變量.本文主要變量設(shè)定見表2.

表2 變量定義表

2.3 模型構(gòu)建

為研究企業(yè)ESG表現(xiàn)、創(chuàng)新能力及企業(yè)價值三者間的關(guān)系，驗證本文的研究假設(shè)，參考溫忠麟等[17]提出的中介效應檢驗方法，構(gòu)建以下計量模型進行實證檢驗.

第一，建立模型(1)來檢驗ESG表現(xiàn)對企業(yè)價值的影響，即驗證假設(shè)1.其中，TobinQi,t為因變量，ESGscorei,t為第i家上市公司在時間t的ESG得分，β0為隨個體變化的隨機變量，Controli,t為一系列控制變量，εi,t為隨時間和個體不同而存在差異的擾動項.

TobinQi,t=β0+β1×ESGscorei,t+β2×Controli,t+εi,t

(1)

第二，建立模型(2)來檢驗ESG表現(xiàn)對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，即驗證假設(shè)2.其中，RDei,t為因變量，ESGscorei,t為第i家上市公司在時間t的ESG得分，α0為隨個體變化的隨機變量，Controli,t為一系列控制變量，εi,t為隨時間和個體不同而存在差異的擾動項.

RDei,t=α0+α1×ESGscorei,t+α2×Controli,t+εi,t

(2)

TobinQi,t=γ0+γ1×ESGscorei,t+γ2×RDei,t+γ3×Controli,t+εi,t

(3)

3 實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計

本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表3.企業(yè)價值(TobinQ)的均值為1.835，標準差為1.299，最小值與最大值的差值接近9，說明樣本企業(yè)的市場價值差異較大.ESG表現(xiàn)得分均值為4.317，中位數(shù)為4，大部分樣本企業(yè)的ESG評級較低，大多數(shù)企業(yè)仍以實現(xiàn)自身財務(wù)價值最大化為目標，保護環(huán)境、履行社會責任的意識較為淡薄.企業(yè)創(chuàng)新能力(RDe)的均值為0.043，標準差為0.048，最小值0.001與最大值0.269間差異較大，表明研發(fā)投入強度在不同行業(yè)、不同性質(zhì)的企業(yè)之間存在較大差異.資產(chǎn)負債率(Leverage)的均值為0.474，中位數(shù)為0.490，樣本企業(yè)的財務(wù)風險普遍較高.國有股比例(State)的均值為0.029，中位數(shù)為0，表明樣本公司的國有股占比很低.股權(quán)結(jié)構(gòu)(TOP10)的均值為0.628，中位數(shù)為0.635，標準差為0.152，最小值0.269與最大值0.935相差較大，部分公司的股份較為分散，不存在某個大股東對公司的絕對控制現(xiàn)象，也有部分公司股權(quán)集中在幾位大股東手中，中小股東所持股份過少.說明樣本公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)差異較大.成長性(Growth)的均值為0.116，中位數(shù)為0.095，均大于0，表明樣本企業(yè)的發(fā)展趨勢普遍向好.企業(yè)規(guī)模(Size)的均值為24.038，中位數(shù)為23.807，樣本企業(yè)規(guī)模均處在較高水平.資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(Proper_turn)的均值為0.629，標準差為0.375，說明樣本企業(yè)的資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率差異較大，總體不高，營運能力亟待提升.企業(yè)年齡(Age)的均值為2.613，中位數(shù)為2.773，標準差為0.575，由于本文的企業(yè)年齡指標是對公司上市年限加1后取自然對數(shù)所得，使得上市年限序列變得平穩(wěn)，所以企業(yè)年齡差異較大.

表3 變量描述性統(tǒng)計

3.2 相關(guān)性分析

為了考察本文選取的變量是否合理有效，進行了Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗，所得結(jié)果見表4.關(guān)鍵解釋變量ESGscore在1%的顯著性水平上與被解釋變量TobinQ呈正相關(guān)關(guān)系，初步驗證了本文的研究假設(shè)1.中介變量RDe與被解釋變量TobinQ正相關(guān)且在1%的顯著性水平上顯著，符合已有研究的結(jié)論，但RDe與解釋變量ESGscore的正相關(guān)關(guān)系不顯著，原因可能是未考慮其余變量的聯(lián)合影響，使得結(jié)果出現(xiàn)偏誤.各控制變量與被解釋變量TobinQ均至少在10%的顯著性水平上相關(guān).相關(guān)分析結(jié)果表明本文主要變量的選取是有效的.此外，各變量間的Pearson相關(guān)系數(shù)均小于0.5，基本排除了模型中多重共線性存在的可能性.

表4 相關(guān)性分析

3.3 回歸分析

3.3.1 ESG表現(xiàn)對企業(yè)價值的影響

本文采用混合OLS回歸、固定效應模型、隨機效應模型對模型(1)進行估計，表5報告了三種模型的估計結(jié)果，第二列為混合最小二乘法的估計結(jié)果，第三列為考慮了固定效應模型的回歸結(jié)果，第四列則為隨機效應的回歸結(jié)果.

表5 ESG表現(xiàn)對企業(yè)價值的影響

對于混合OLS估計和固定效應模型，本文進行了F檢驗，所得P值為0，即拒絕原假設(shè)，認為模型存在個體固定效應；對于混合OLS估計和隨機效應模型，采用Breusch-Pagan LM檢驗，所得卡方統(tǒng)計量高達667.68，P值在1%的水平上顯著為0，認為模型存在隨機效應.為選擇固定效應模型和隨機效應模型中的更合理有效者進行進一步研究，本文使用Hausman檢驗，結(jié)果顯示在1%的顯著性水平下強烈拒絕“隨機效應為正確模型”的原假設(shè)，應使用固定效應模型，而非隨機效應模型.因此，本文選擇固定效應模型進行進一步深入分析.

3.3.2 創(chuàng)新投入在ESG表現(xiàn)對企業(yè)價值影響的中介效應檢驗

本文對模型(1)～模型(3)均考慮了固定效應的影響，按照中介效應檢驗的步驟對三個模型進行逐一檢驗，所得結(jié)果見表6.

表6 創(chuàng)新投入的中介效應檢驗

首先，對企業(yè)ESG表現(xiàn)對其價值的直接影響進行檢驗，結(jié)果如表6中列(1)所示.企業(yè)ESG得分對其價值(TobinQ)的回歸系數(shù)為0.384，且在1%的水平上顯著，表明較好的ESG表現(xiàn)有助于提升企業(yè)價值.隨著“碳達峰”、“碳中和”目標的提出，投資者越來越重視企業(yè)社會責任的履行情況，企業(yè)受外部監(jiān)管的壓力有所增大，有積極履行環(huán)境保護等社會責任，向市場釋放積極信號，從而獲得投資者的青睞，逐步提升自身價值，符合本文研究假設(shè)1的預期.此外，在控制變量中，前十大股東持股比例(TOP10)對企業(yè)價值在1%的顯著性水平上存在負面影響，表明大股東持股比例過高會削弱中小股東參與公司經(jīng)營管理的積極性，容易出現(xiàn)“一言堂”的現(xiàn)象，不利于公司發(fā)展，這符合張婉麗[18]的研究結(jié)果.企業(yè)規(guī)模、公司成長性、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率及企業(yè)年齡與企業(yè)價值的關(guān)系也符合本文前述理論.

其次，對ESG表現(xiàn)與企業(yè)創(chuàng)新能力的關(guān)系進行驗證，所得結(jié)果見表6中列(2).ESG得分對企業(yè)創(chuàng)新能力的回歸系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著，說明ESG表現(xiàn)較好的企業(yè)創(chuàng)新力更強.ESG表現(xiàn)較好的公司通常具有較高的環(huán)境保護責任意識，會更加注重日常生產(chǎn)經(jīng)營活動對環(huán)境產(chǎn)生的影響，積極承擔社會責任，提高公司治理水平，這些目的均迫使企業(yè)進行不斷創(chuàng)新，本文的研究假設(shè)2得以驗證.

最后，檢驗創(chuàng)新投入在ESG表現(xiàn)對企業(yè)價值的驅(qū)動作用是否發(fā)揮了中介效應.由表6中列(3)可知，將創(chuàng)新投入(RDe)和ESG表現(xiàn)(ESGscore)同時納入模型中進行回歸，ESG表現(xiàn)對企業(yè)價值的回歸系數(shù)為0.352，并在1%水平上顯著，創(chuàng)新投入對企業(yè)價值的回歸系數(shù)為7.646，且在1%水平上顯著.根據(jù)溫忠麟等[19]提出的中介效應檢驗方法可知，創(chuàng)新投入(RDe)在ESG表現(xiàn)與企業(yè)價值的關(guān)系中發(fā)揮了部分中介作用，即較好的ESG表現(xiàn)能夠通過推動創(chuàng)新進而提升企業(yè)價值，至此，本文的研究假設(shè)3得以驗證，即較好的ESG表現(xiàn)能夠促進企業(yè)加大研發(fā)投入、提高創(chuàng)新能力，不斷提升自身發(fā)展?jié)摿ΓM而使企業(yè)價值得到升華.

3.4 穩(wěn)健性檢驗

本部分從兩個方面對模型進行了穩(wěn)健性檢驗，一是改變企業(yè)ESG評級的賦分方式，參考張琳等[5]的方式將評級在B+及以上的企業(yè)的ESG表現(xiàn)賦分為1，其余企業(yè)的ESG表現(xiàn)賦分為0，重新對模型進行回歸.結(jié)果顯示ESGscore對企業(yè)價值(TobinQ)的回歸系數(shù)為0.261，且不再在1%的水平上顯著，而是在5%水平上顯著，創(chuàng)新能力仍然在ESG表現(xiàn)對企業(yè)價值的影響過程中發(fā)揮著部分中介效應，所得結(jié)論與前文一致.二是使用專利申請數(shù)量代替研發(fā)費用/主營業(yè)務(wù)收入來衡量企業(yè)創(chuàng)新能力，其中專利申請數(shù)量數(shù)據(jù)來源于中國及多國專利審查查詢網(wǎng)站中手工整理，模型回歸結(jié)果與前文回歸的結(jié)論也基本一致.

4 結(jié)論與啟示

本文基于“碳中和”、“碳達峰”發(fā)展目標和可持續(xù)發(fā)展理念，以2018～2020年滬深兩市上市公司為樣本，構(gòu)建面板固定效應模型，實證檢驗了企業(yè)ESG表現(xiàn)對其價值的影響.研究結(jié)果表明，ESG表現(xiàn)較好的企業(yè)通常具有更高的價值，且創(chuàng)新投入在二者的關(guān)系中發(fā)揮了部分中介效應.進一步對模型主要變量進行變換、改變變量賦分方式，進行穩(wěn)健性檢驗，所得結(jié)論均與主回歸保持一致.本研究對深入探究企業(yè)ESG表現(xiàn)對企業(yè)價值的提升路徑具有重要的實踐意義.基于本文的研究結(jié)果，提出以下幾點政策性建議：

第一，政府及相關(guān)監(jiān)管部門，應當引導市場的投資方向，加大ESG責任理念的普及程度，嚴格規(guī)范上市公司的ESG信息披露.我國ESG理念仍處于萌芽階段，大多數(shù)上市公司及投資者并未真正認識到ESG責任的重要意義.相關(guān)部門應當加大推進力度，對積極承擔ESG責任的公司給予相應的政策優(yōu)惠，例如稅收減免等；對ESG表現(xiàn)較差的企業(yè)做出負反饋.第二，上市公司作為市場經(jīng)濟主體，日常生產(chǎn)經(jīng)營活動給生態(tài)環(huán)境帶來了一定程度的危害，特別是工業(yè)企業(yè)產(chǎn)生的廢水、廢氣等有害物更是不利于環(huán)境的可持續(xù)發(fā)展.在全球氣候變暖問題持續(xù)的當下，保護環(huán)境變得刻不容緩，企業(yè)不應再以利潤最大化作為經(jīng)營準則，而應當認識到積極承擔保護環(huán)境等社會責任的重大意義.此外，在實現(xiàn)創(chuàng)新型國家的進程中，企業(yè)的創(chuàng)新能力是實現(xiàn)其良性發(fā)展的重要基礎(chǔ)，上市公司應當重視研發(fā)創(chuàng)新，將履行ESG責任同加大創(chuàng)新投入相結(jié)合，注重綠色技術(shù)創(chuàng)新.第三，投資者角度，在全球各國應對氣候變化、治理環(huán)境問題的背景下，ESG表現(xiàn)較好的企業(yè)具有更為穩(wěn)健的發(fā)展前景，投資者不應該僅以盈利能力、資產(chǎn)規(guī)模等指標作為評價上市公司投資價值的指標，而應當充分認識ESG投資理念，加大ESG責任投資，助力我國ESG理念的可持續(xù)發(fā)展.