王琳璘 廉永輝 董捷

(1.國網(wǎng)能源研究院財審所，北京 102209；2.首都經(jīng)濟貿(mào)易大學金融學院，北京 100070；3.北京工商大學經(jīng)濟學院，北京 100048)

一、引言

ESG是環(huán)境(environmental)、社會責任(social)和公司治理(governance)三個英文單詞的首字母縮寫，是一種在投資決策中將企業(yè)環(huán)境、社會和治理表現(xiàn)納入考慮的投資理念，是責任投資理念的延伸和豐富。ESG不僅高度契合經(jīng)濟建設、政治建設、文化建設、社會建設、生態(tài)文明建設“五位一體”的總體布局和“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享”的新發(fā)展理念，而且為可持續(xù)發(fā)展和綠色發(fā)展提供了系統(tǒng)性、可量化的操作框架。為促使上市公司重視和提升自身ESG表現(xiàn)，政府部門、監(jiān)管機構(gòu)和行業(yè)協(xié)會推出了一系列旨在加強上市公司ESG信息披露、提升企業(yè)ESG表現(xiàn)、引導投資者踐行ESG投資理念的政策。然而，在市場經(jīng)濟條件下，政策鼓勵和監(jiān)管規(guī)則的引導作用固然重要，但更關(guān)鍵的是激發(fā)企業(yè)的內(nèi)生動力，讓企業(yè)從更好的ESG表現(xiàn)中獲得更高的經(jīng)濟收益、更強的可持續(xù)發(fā)展能力，實現(xiàn)社會價值和市場價值的“雙贏”。那么，良好的ESG表現(xiàn)是否有助于提升企業(yè)價值？如果是，ESG通過哪些機制影響企業(yè)價值呢？

既有文獻側(cè)重考察E、S或G單個維度對企業(yè)價值的影響，其中對于良好的公司治理有助于提升企業(yè)價值基本沒有異議(Balachandran and Faff，2015)，但在環(huán)境和社會責任與企業(yè)價值的關(guān)系方面存在較大分歧，出現(xiàn)了正相關(guān)、負相關(guān)、不明確等觀點，其中支持環(huán)境和社會責任有助于提升企業(yè)價值的觀點占主流地位(衛(wèi)武，2012；Friede et al.，2015)。近年來，隨著ESG作為一個整體的概念逐漸為社會各界所接受，一些學者開始考察企業(yè)ESG整體表現(xiàn)對財務績效的影響，絕大多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)ESG有助于改善企業(yè)財務績效(Yoon et al.，2018；Taliento et al.，2019；張琳和趙海濤，2019；Broadstock et al.，2020)。上述文獻為理解ESG表現(xiàn)與企業(yè)價值的關(guān)系提供了有益借鑒，但相關(guān)文獻大多并未深入檢驗ESG對企業(yè)價值的多重影響機制，在邏輯鏈條上存在一定的缺失環(huán)節(jié)。

有鑒于此，本文借助目前國內(nèi)評級體系中覆蓋范圍最廣、更新頻率最高的華證ESG評級數(shù)據(jù)，以我國2009年第一季度至2020年第四季度A股3096家上市公司為樣本，實證考察了ESG表現(xiàn)對企業(yè)價值的影響機制?？疾熳饔脵C制發(fā)現(xiàn)，ESG的正面價值效應源于良好的ESG表現(xiàn)能夠緩解企業(yè)融資約束、提高企業(yè)經(jīng)營效率和降低企業(yè)經(jīng)營風險。ESG表現(xiàn)的價值效應依賴于企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、所處制度環(huán)境和信息傳遞效率：與國有企業(yè)相比，非國有企業(yè)ESG表現(xiàn)對企業(yè)價值的提升作用更為明顯；企業(yè)所處地區(qū)市場化程度越高、政府干預越少、法制環(huán)境越好，ESG表現(xiàn)對企業(yè)價值的正向影響越大；企業(yè)信息披露質(zhì)量越高、受到分析師關(guān)注和媒體關(guān)注度越高，ESG表現(xiàn)對企業(yè)價值的正向影響越大。

與既有文獻相比，本文研究可能具有如下貢獻和特色：一方面，考察中國上市公司ESG表現(xiàn)的價值效應，拓展和豐富了ESG價值效應方面的文獻，同時為評估我國股票市場ESG投資有效性提供新證據(jù)，對投資者積極參與ESG投資具有重要的啟示意義；另一方面，在明確ESG表現(xiàn)能夠提升企業(yè)價值后，進一步考察了ESG影響企業(yè)價值的具體機制，發(fā)現(xiàn)ESG能夠緩解企業(yè)面臨的融資約束、提升企業(yè)投資效率、降低企業(yè)財務風險，從而打開了ESG影響企業(yè)價值的“黑箱”。此外，本文還考察了企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、所處制度環(huán)境和信息環(huán)境等因素對ESG價值效應的調(diào)節(jié)作用，從而明確ESG提升價值所依賴的內(nèi)外部條件，為進一步提升ESG表現(xiàn)的價值效應提供更具針對性的建議。

二、理論分析和研究假設

利益相關(guān)者理論和資源依賴理論認為，積極承擔環(huán)境和社會責任有助于提升企業(yè)價值。利益相關(guān)者理論指出，企業(yè)承擔環(huán)境責任和社會責任能夠向利益相關(guān)者傳遞企業(yè)值得信賴的信號，降低企業(yè)與利益相關(guān)者之間的交易成本，提升利益相關(guān)者參與企業(yè)價值創(chuàng)造的效率(Freeman and Evan，1990)。資源依賴理論強調(diào)，企業(yè)的生存和發(fā)展需要從外部環(huán)境汲取各類資源(Pfeffer and Salancik，1978)，承擔環(huán)境責任和社會責任能幫助企業(yè)獲取利益相關(guān)者所掌握的關(guān)鍵戰(zhàn)略資源來打造自身的競爭優(yōu)勢。良好的ESG表現(xiàn)意味企業(yè)能高質(zhì)量地履行與利益相關(guān)者的契約，從而贏得利益相關(guān)者的信賴和支持，獲取可持續(xù)發(fā)展所需的資源和環(huán)境?；诶嫦嚓P(guān)者理論和資源依賴理論，本文主要通過三項機制分析企業(yè)ESG表現(xiàn)對企業(yè)價值的影響，包括緩解融資約束、提升企業(yè)效率和降低企業(yè)風險(如圖1所示，相關(guān)機制論述詳見研究假設)。從估值角度看，融資約束緩解和企業(yè)效率提升會增加企業(yè)未來現(xiàn)金流，而企業(yè)風險降低有助于降低投資者對企業(yè)未來現(xiàn)金流的貼現(xiàn)率，兩方面因素共同提升了企業(yè)價值。因此，本文首先針對“ESG是否影響企業(yè)價值”提出研究假設：

圖1 企業(yè)ESG表現(xiàn)影響企業(yè)價值的機制

良好的ESG表現(xiàn)有助于提升企業(yè)價值。

(一)ESG的融資約束緩解效應

一方面，ESG表現(xiàn)提供了更多的企業(yè)信息，有助于降低企業(yè)和投資者之間的信息不對稱。企業(yè)信息包括財務信息和非財務信息，ESG反映的非財務信息對企業(yè)未來經(jīng)營狀況具有很好的指示作用，可以幫助投資者更全面地了解企業(yè)狀況。同時，ESG表現(xiàn)好的企業(yè)信息披露意愿更強、更少進行盈余管理，分析師關(guān)注度也更高，這提升了企業(yè)的信息透明度，降低了投資者面臨的不確定性(Dhaliwal et al.，2011)。另一方面，良好的ESG表現(xiàn)提供了企業(yè)的正面信息，起到了積極的信號傳遞作用(張兆國等，2013)。一是表明企業(yè)社會意識強，更值得投資者信賴，特別是迎合了負責任投資者的投資偏好；二是傳達了企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力強、未來現(xiàn)金流充裕的信息，投資者可以獲得預期收益；三是顯示企業(yè)治理機制完善，投資者利益可以得到更好保護。此外，我國政府在金融資源配置特別是銀行信貸供給方面具有較大影響。企業(yè)通過承擔社會責任可以加強政治關(guān)聯(lián)，在融資方面獲得政府支持。尤其近年來隨著環(huán)保納入政績考核和綠色金融政策的大力推進，環(huán)境表現(xiàn)好的企業(yè)更容易獲得銀行的優(yōu)惠貸款(邱牧遠和殷紅，2019)。綜合而言，企業(yè)ESG表現(xiàn)越好，投資者面臨的信息風險和財務風險也越小，從而有助于企業(yè)提升資金可得性、降低資金成本。因此，本文提出研究假設：

良好的ESG表現(xiàn)通過緩解企業(yè)融資約束而提升企業(yè)價值。

(二)ESG的企業(yè)效率提升效應

人力資本、管理能力、技術(shù)水平是影響企業(yè)效率的重要因素。首先，企業(yè)提高ESG水平能擁有更好的人力資本。根據(jù)效率工資理論，企業(yè)提高員工待遇、改善員工工作環(huán)境，可以減少員工偷懶、離職行為，激發(fā)員工的工作熱情。同時，關(guān)心員工利益的企業(yè)與員工擁有共同的目標和價值理念，員工對企業(yè)的自豪感和認同感更強，從而自覺地努力工作(Kim et al.，2010)。此外，社會聲譽好的企業(yè)在招聘市場也更受青睞，能吸引更多優(yōu)秀員工。其次，ESG水平高的企業(yè)管理能力更強。一方面，公司治理完善的企業(yè)代理問題更小，對高管的激勵和約束機制更有效，促使高管更加勤勉負責(高杰英等，2021)；另一方面，企業(yè)要達到較高的ESG水平需要妥善協(xié)調(diào)多方利益群體，這依賴于企業(yè)先進的管理理念和高超的管理能力。此外，企業(yè)認真履行社會責任、加深和利益相關(guān)者的聯(lián)結(jié)，也會促使利益相關(guān)者積極地發(fā)揮監(jiān)督作用、更多地反饋企業(yè)運營中存在的問題，從而幫助企業(yè)提升治理水平、改進管理流程。最后，良好的ESG表現(xiàn)有助于企業(yè)提升技術(shù)水平。ESG本身要求企業(yè)采用更先進、安全、節(jié)能環(huán)保的生產(chǎn)工藝和流程。同時ESG有助于企業(yè)開展創(chuàng)新活動(吳迪等，2020)：一是ESG高的企業(yè)更注重長遠利益，愿意犧牲短期利潤、加大研發(fā)創(chuàng)新投入，從而增強企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展能力；二是好的ESG表現(xiàn)通過增加企業(yè)高端產(chǎn)品需求、緩解企業(yè)融資約束、提升企業(yè)人力資本等途徑為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新提供了市場、資金和人才條件。因此，本文提出研究假設：

良好的ESG表現(xiàn)通過提升企業(yè)效率而提升企業(yè)價值。

(三)ESG的企業(yè)風險降低效應

一方面，ESG表現(xiàn)好的企業(yè)風險管理更全面、合規(guī)標準更高，可以有效減少和利益相關(guān)者摩擦帶來的法律風險。隨著ESG相關(guān)法規(guī)的完善，企業(yè)如果不注重員工權(quán)益、產(chǎn)品質(zhì)量、環(huán)境保護等，將面臨法律訴訟和行政規(guī)制，除了賠償和處罰帶來的直接支出外，還將因聲譽受損而蒙受更大的經(jīng)濟損失(馮麗艷等，2016)。另一方面，良好的ESG表現(xiàn)幫助企業(yè)積累了道德和聲譽資本，能發(fā)揮一定的保險效應。ESG的“保險效應”可以幫助企業(yè)更好地應對外部不利沖擊。在企業(yè)面臨的外部經(jīng)濟環(huán)境惡化時，容易出現(xiàn)客戶流失、融資困難、股價下跌等問題，社會績效好的企業(yè)與利益相關(guān)者建立了穩(wěn)固的合作和信任關(guān)系，因而能得到利益相關(guān)者的支持以渡過難關(guān)(Lins et al.，2017)。不僅如此，ESG的“保險效應”可以減少企業(yè)負面事件帶來的損失。企業(yè)憑借良好的ESG表現(xiàn)獲得了利益相關(guān)者的認可、樹立了正面的品牌形象。社會公眾對聲譽好的企業(yè)包容度更高，當企業(yè)出現(xiàn)負面新聞時，利益相關(guān)者更愿意相信這是偶發(fā)事件、源于企業(yè)的失誤而非惡意為之，因此不會對企業(yè)施以嚴厲的處罰，這給了企業(yè)糾偏的機會和時間，避免產(chǎn)生巨額經(jīng)濟損失(Godfrey，2005)。因此，本文提出研究假設：

良好的ESG表現(xiàn)通過降低企業(yè)風險而提升企業(yè)價值。

三、研究設計

(一)模型設定和變量選擇

為檢驗研究假設H1，本文設定如下模型：

被解釋變量Tq即托賓Q，是度量企業(yè)價值的常用指標。Tq=企業(yè)總資產(chǎn)市值/企業(yè)總資產(chǎn)面值，其中總資產(chǎn)市值等于股票市值與有息負債之和，總資產(chǎn)面值為總資產(chǎn)賬面價值與無息負債賬面價值之差。在計算企業(yè)市值時需要考慮非流通股缺乏精確市場定價的問題，本文以每股凈資產(chǎn)作為非流通股價格。此外，計算過程中考慮了企業(yè)擁有B股或者H股的情況，并基于相應的流通股數(shù)量和股價(按年末匯率折算后)和A股市值進行了加總。

核心解釋變量Esg系基于華證ESG評價體系構(gòu)造而來。華證ESG評價體系是基于上市公司公開披露數(shù)據(jù)、定期報告及臨時公告、上市公司社會責任及可持續(xù)發(fā)展報告、政府及相關(guān)監(jiān)管部門網(wǎng)站數(shù)據(jù)和新聞媒體數(shù)據(jù)，在參考國際主流的ESG評價體系和結(jié)合我國市場特點調(diào)整后所構(gòu)建的ESG指標體系，具有更新頻率高(季度更新)、覆蓋范圍廣(覆蓋全部A股上市公司)和數(shù)據(jù)可得性高的特點。華證ESG指標體系包括環(huán)境、社會和公司治理三大支柱下的14個主題、26個關(guān)鍵指標和130多個子指標，其中環(huán)境指標包括環(huán)境管理體系、綠色經(jīng)營目標、綠色產(chǎn)品等；社會指標包括社會責任制度體系、經(jīng)營活動、社會貢獻等；公司治理指標包括治理結(jié)構(gòu)、運營風險、外部處分等。根據(jù)行業(yè)特點，并參考湯森路透的重要性矩陣構(gòu)建行業(yè)權(quán)重矩陣后，華證ESG指標體系基于指標得分，最終得到C～AAA九檔評級。為方便實證分析，本文將C～AAA九檔評級分別賦值1～9，由此得到變量Esg。

模型還控制了如下因素X：財務因素主要包括公司規(guī)模Size(總資產(chǎn)的自然對數(shù))、資產(chǎn)負債率Lev(總負債比總資產(chǎn))、企業(yè)成長性Gr(主營業(yè)務收入增長率)、經(jīng)營性現(xiàn)金流Cf(經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額比期初總資產(chǎn))、資產(chǎn)有形性Tang(固定資產(chǎn)與存貨之和除以總資產(chǎn))，公司治理因素主要納入了第一大股東持股比例Top1(期末第一大股東持股數(shù)與總股本數(shù)之比)、董事會獨立性Indep(獨董數(shù)量與董事會規(guī)模之比)、兩職兼任虛擬變量Dual(董事長和總經(jīng)理為同一人時取1，否則取0)、股權(quán)性質(zhì)Soe(國有企業(yè)取1，其他取0)。此外，企業(yè)所處的行業(yè)特征、宏觀經(jīng)濟環(huán)境和其他未考慮到的時變因素也可能影響企業(yè)價值，對此本文統(tǒng)一在模型中加入行業(yè)固定效應和時間固定效應予以控制。

為檢驗ESG影響企業(yè)價值的具體機制，本文將模型(1)中被解釋變量替換為相應的機制變量，直接檢驗ESG是否能夠影響相應的機制變量。具體而言：

為檢驗研究假設2，將模型(1)中被解釋變量替換為反映企業(yè)融資約束程度的K Z 指數(shù)(K a p l a n a n d Zingales，1997；Lamont et al.，2001)。變量Kz=-1.002×Cf/Ta+3.139×Lev-39.368×Div/Ta-1.315×Cash/Ta+0.283×Tq，其中，Cf、Div、Cash分別是企業(yè)經(jīng)營性凈現(xiàn)金流、企業(yè)現(xiàn)金股利和現(xiàn)金持有量，且均使用期初總資產(chǎn)Ta標準化，Lev和Tq分別是企業(yè)資產(chǎn)負債率和托賓Q。

為檢驗研究假設3，將被解釋變量替換為企業(yè)全要素生產(chǎn)率。全要素生產(chǎn)率是衡量企業(yè)生產(chǎn)效率的關(guān)鍵指標，本質(zhì)上是一種資源配置效率，企業(yè)人力資本增加、管理水平提升、生產(chǎn)技術(shù)進步都能提高全要素生產(chǎn)率。本文借鑒黎文靖和胡玉明(2012)，通過估計對數(shù)柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)lnY=β+βlnK+βlnL+βlnM+ε得到上市公司全要素生產(chǎn)率Tfp。其中，Y為上市公司營業(yè)收入(千元)，K為上市公司固定資產(chǎn)凈值(千元)，L為上市公司職工人數(shù)(千人)，M為中間投入，以“購買商品、接受勞務支付的現(xiàn)金(千元)”衡量。

為檢驗研究假設4，將被解釋變量替換為企業(yè)破產(chǎn)風險指標。本文使用Altman(2002)提出的修正Zscore，修正Zscore=(0.717×營運資金+0.847×留存收益+3.107×息稅前利潤+0.998×銷售收入)/資產(chǎn)總額+0.42×股票賬面價值/負債總額，其數(shù)值越大，企業(yè)面臨的財務風險越小。

(二)數(shù)據(jù)來源和樣本選擇

本文選擇2009年第一季度至2020年第四季度我國滬深A股上市公司季度數(shù)據(jù)為研究樣本，在此基礎(chǔ)上剔除了金融業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)的樣本和處于特殊處理狀態(tài)的公司，并刪掉了營業(yè)總收入為0或缺失、資產(chǎn)負債率大于1的數(shù)據(jù)異常樣本，最終獲得截面數(shù)N=3096、時間跨度T=48的非平衡面板數(shù)據(jù)，共有92144個公司-季度觀測值。ESG數(shù)據(jù)來自WIND數(shù)據(jù)庫中的華證ESG評級，其他數(shù)據(jù)取自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

表1匯報了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，其中所有連續(xù)變量已進行了上下1%的縮尾處理。財務狀況方面，樣本企業(yè)Tq的均值為2.587，標準差為1.764，最大值超過10，而最小值僅為0.864，說明不同企業(yè)的市場價值存在較大差異。Kz和Tfp的標準差較大，表明不同企業(yè)的融資約束情況和全要素生產(chǎn)率存在明顯分化。Lev均值為40.055%，不過也有企業(yè)資產(chǎn)負債率高達83.038%。公司治理方面，第一大股東持股比例Top1平均為35.101%，上市公司的股權(quán)相對集中；獨立董事占比Indep均值為37.465%，大于證監(jiān)會提出的董事會中應至少包括1/3獨立董事的要求；Dual的均值為0.273，表明超過1/4的樣本存在兩職兼任情況。ESG評級方面，Esg均值為6.52，說明樣本企業(yè)ESG的平均評級介于BBB到A之間。

表1 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

四、實證結(jié)果與分析

(一)基準回歸結(jié)果

表2匯報了ESG對企業(yè)價值影響機制的回歸結(jié)果。為避免公司層面的聚集效應對標準誤的影響，回歸時在公司層面進行了cluster處理。第(1)列顯示，Esg的系數(shù)在1%水平下顯著為正。經(jīng)濟顯著性方面，如果一家公司ESG評級提升一檔，由此將帶來Tq增加0.104，增量占樣本公司Tq均值(標準差)的4.02%(5.89%)。由此可見，良好的ESG表現(xiàn)能夠顯著提升企業(yè)價值，從而支持了假設H1。

第(2)～(4)列進一步檢驗了ESG提升企業(yè)價值背后的具體機制，其中：第(2)列中Esg的系數(shù)顯著為負，說明良好的ESG表現(xiàn)能夠降低KZ指數(shù)，緩解企業(yè)融資約束，初步驗證了假設H2；第(3)(4)列中Esg的系數(shù)顯著為正，說明ESG有助于提升企業(yè)效率、降低企業(yè)風險，從而支持了假設H3和H4。進一步地，表2第(5)～(7)列在第(1)列的基礎(chǔ)上分別加入了Kz、Tfp和Zscore三個變量，借助中介效應模型的檢驗思路，明確三項機制在ESG提升企業(yè)價值中起到的作用強弱：

表2 ESG 對企業(yè)價值的影響機制

第(5)列中Kz系數(shù)顯著為負，說明嚴重的融資約束有損企業(yè)價值。核心解釋變量Esg的系數(shù)符號保持顯著為正，但系數(shù)大小較之列(1)無明顯變化。進一步地，Sobel檢驗發(fā)現(xiàn)，Z統(tǒng)計量值為2.373，在5%水平下顯著(p值為0.017)，從而證實了不完全中介效應的存在。從數(shù)量看，中介效應的大小為0.0004，占總效應和直接效應的比重分別為0.37%和0.38%，說明KZ指數(shù)在“ESG表現(xiàn)↑—融資約束↓—企業(yè)價值↑”這一作用路徑中起到的中介效應較弱。

第(6)列中Tfp系數(shù)顯著為正，說明效率越高的企業(yè)價值越大。Esg的系數(shù)符號保持顯著為正，且系數(shù)大小由不加入Tfp時的0.104降至0.098，即ESG對企業(yè)價值的直接效應小于其對企業(yè)價值的總效應，側(cè)面說明企業(yè)效率在ESG對企業(yè)價值的影響中起到了不完全中介效應。進一步地，Sobel檢驗發(fā)現(xiàn)，Z統(tǒng)計量值為10.36，在1%水平下顯著(p值為0.000)，從而證實了不完全中介效應的存在。從數(shù)量看，中介效應的大小為0.0058，占總效應和直接效應的比重分別為5.57%和5.90%，說明Tfp在“ESG表現(xiàn)↑—企業(yè)效率↑—企業(yè)價值↑”這一作用路徑中起到了一定程度的中介效應。

第(7)列中Zscore系數(shù)顯著為正，說明風險越低的企業(yè)價值越大。Esg的系數(shù)符號保持顯著為正，且系數(shù)大小由不加入Zscore時的0.104降至0.086，說明企業(yè)風險在ESG對企業(yè)價值的影響中起到了不完全中介效應。進一步地，Sobel檢驗發(fā)現(xiàn)，Z統(tǒng)計量值為21.49，在1%水平下顯著(p值為0.000)，從而證實了不完全中介效應的存在。從數(shù)量看，中介效應的大小為0.0179，占總效應和直接效應的比重分別為17.27%和20.88%，說明Zscore在“ESG表現(xiàn)↑—企業(yè)風險↓—企業(yè)價值↑”這一作用路徑中起到了較大的中介效應。

第(8)列則同時加入Kz、Tfp和Zscore三個中介變量，此時Kz系數(shù)為負但顯著性較弱，Tfp和Zscore保持顯著為正。這說明，與Kz相比，Tfp和Zscore在ESG與企業(yè)價值關(guān)系中起到的中介效應更強。Esg系數(shù)降為0.085，與僅加入Zscore的列(7)較為接近，側(cè)面反映出Zscore在ESG與企業(yè)價值關(guān)系中起到的中介效應最大。

綜上所述，ESG同時通過緩解融資約束、提升企業(yè)效率、降低企業(yè)風險三項機制提升企業(yè)價值，其中風險降低機制發(fā)揮的作用最大，其次是效率提升機制，最后是融資約束緩解機制。

(二)穩(wěn)健性分析

1.替換企業(yè)價值度量方式

一是使用不同方法計算托賓Q。基準回歸中計算Tq時，以每股凈資產(chǎn)作為非流通股價格，此處以流通A股的價格作為非流通股價格，得到Tq2。二是采用市凈率PB度量企業(yè)價值，PB=股票市價/每股凈資產(chǎn)。三是采用季度超常收益率AR度量企業(yè)價值，這一方法有助于避免托賓Q計算過程中非流通股價格難以確定帶來的度量偏差。AR=公司股票的季度收益率－市場季度回報率。四是以總資產(chǎn)收益率ROA側(cè)面反映企業(yè)價值。表3匯報了使用上述指標作為被解釋變量的回歸結(jié)果，各列中Esg的系數(shù)均保持顯著為正，再次支持了假設H1。

表3 替換企業(yè)價值度量方式的回歸結(jié)果

2.對ESG融資約束緩解效應的穩(wěn)健性檢驗

一方面，借助Fazzari et al.(1988)提出的“投資-現(xiàn)金流敏感性”模型檢驗ESG是否緩解企業(yè)融資約束。企業(yè)從外部獲取融資的成本高于內(nèi)部融資成本，因此，融資約束程度越嚴重的企業(yè)投資對內(nèi)部現(xiàn)金流的依賴程度越高，從而表現(xiàn)為更高的投資-現(xiàn)金流敏感性。通過考察ESG對投資-現(xiàn)金流敏感性的影響，即可推測ESG對企業(yè)融資約束的影響。具體而言，建立如下模型：

其中，Inv為購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金，Cf為經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流凈額，二者均以期初總資產(chǎn)標準化，控制變量與模型(1)一致。表4匯報了相應的回歸結(jié)果。第(1)列顯示，現(xiàn)金流Cf的系數(shù)顯著為正，說明平均而言我國上市公司面臨一定的融資約束。在此基礎(chǔ)上，第(2)列的交叉項系數(shù)為負，表明ESG水平越高，投資現(xiàn)金流敏感性越低，說明ESG能夠降低企業(yè)投資對于內(nèi)部融資的依賴，從而為假設H2提供了支持證據(jù)。

表4 ESG 對企業(yè)融資約束的影響

另一方面，以債務融資成本側(cè)面反映企業(yè)面臨的融資約束。借鑒周楷唐等(2017)、王運通和姜付秀(2017)的做法，以公司利潤表附注財務費用明細中利息支出部分除以公司借款余額(資產(chǎn)負債表中短期借款、長期借款和一年內(nèi)到期的長期負債三者余額之和)來估算公司的債務融資成本DCOST。表4第(3)列中Esg系數(shù)顯著為負，說明ESG能夠降低企業(yè)債務融資成本，再次支持了ESG的融資約束緩解效應。

3.以投資效率替換企業(yè)效率指標

本文采用Richardson(2006)的方法確定企業(yè)的投資效率：

除了前文定義的因素，模型還包括影響企業(yè)投資規(guī)模(Inv)的其他主要因素：上市年齡(Age)、股票季度回報率(Ret)、上期投資規(guī)模(LInv)、行業(yè)因素(Ind)、時間因素(Yq)等。估計上述模型可以得到預期投資，然后以公司實際投資減去預期投資即可得到殘差Res_Inv，定義投資效率Eff_Inv=|Res_Inv|。Eff_Inv越小，意味著企業(yè)實際做出的投資與預期投資較為接近，投資效率較高。進一步地，本文還區(qū)分了過度投資和投資不足兩種非效率投資，殘差為正表示過度投資Over_Inv，殘差為負則取其絕對值得到Under_Inv表示投資不足。

將企業(yè)效率指標由Tfp替換為上述效率指標重新回歸，表5匯報了相應的回歸結(jié)果。第(1)列中Esg的系數(shù)顯著為負，表明ESG越高的企業(yè)非效率投資越低；第(2)(3)列進一步區(qū)分過度投資和投資不足，發(fā)現(xiàn)ESG能同時降低兩種類型的非效率投資。總之，ESG能夠提升企業(yè)的投資效率，從而為假設H3提供了支持證據(jù)。

表5 ESG 對企業(yè)投資效率的影響

4.替換企業(yè)風險度量指標

一是采用盈利波動性ROA_SD反映企業(yè)財務風險。ROA_SD為經(jīng)行業(yè)均值調(diào)整后的資產(chǎn)收益率(ROA)四個季度的滾動標準差。盈利波動性越大，意味著企業(yè)經(jīng)營績效穩(wěn)定性越差，財務風險越高。二是借鑒Boubaker et al.(2020)的做法，采用公司股票收益率波動性VOL反映企業(yè)財務風險。VOL為考慮現(xiàn)金紅利再投資的日個股股票收益率的季度標準差，VOL越高意味著企業(yè)財務風險越大。三是借鑒羅黨論等(2016)采用貝塔系數(shù)BETA度量企業(yè)的財務風險。

將基準回歸模型(1)中被解釋變量替換為上述風險指標并分別回歸，表6匯報了相應的回歸結(jié)果。與表2回歸結(jié)果一致，ESG降低了企業(yè)盈利波動性、個股收益率波動性和貝塔系數(shù)，說明ESG具有降低企業(yè)經(jīng)營風險的作用，假設H4再次得到驗證。

表6 ESG 對企業(yè)經(jīng)營風險的影響

5.處理內(nèi)生性問題

第一，估計個體固定效應模型緩解遺漏變量問題。對于模型中可能存在的不隨時間變化的、不可觀測的遺漏變量，本文加入公司個體固定效應，即以雙向固定效應模型取代基準回歸中“行業(yè)+時間”固定效應模型。表7第(1)列顯示，雙向固定效應模型的估計結(jié)果中，盡管多數(shù)變量的估計系數(shù)顯著性較基準回歸中的系數(shù)顯著性有所下降，但Esg的系數(shù)仍然在5%水平下保持為正。

第二，通過滯后解釋變量緩解雙向因果問題。基準回歸表明，ESG表現(xiàn)越好，企業(yè)價值越高，但這一結(jié)果有可能是因為價值越高的企業(yè)越有能力和意愿提升自身ESG，從而帶來了反向因果型內(nèi)生性問題。為緩解反向因果問題，考慮到滯后期Esg不容易受到當期Tq的反向影響，此處分別以滯后一期、四期、八期的Esg(LEsg、L4Esg、L8Esg)為解釋變量。表7第(2)～(4)列匯報了相應的回歸結(jié)果，Esg各滯后期系數(shù)顯著為正，表明改善ESG表現(xiàn)對提升企業(yè)價值具有較長期和持續(xù)的影響。

第三，工具變量回歸。本文采用公司注冊地所在城市其他上市公司ESG評分均值(IV1)和上市公司最早一期的ESG評分(IV2)作為工具變量。原因在于，一家上市公司在某一時點的ESG表現(xiàn)與同城市內(nèi)其他上市公司的ESG表現(xiàn)相關(guān)，而同城市內(nèi)其他上市公司的ESG表現(xiàn)不應對該上市公司當期企業(yè)價值產(chǎn)生直接影響。同時，該公司最早期ESG表現(xiàn)對當期ESG表現(xiàn)有影響，但其“前定”特點意味著其與模型當期的擾動項不相關(guān)。為考察工具變量的有效性，主要進行了不可識別檢驗、弱工具變量檢驗和過度識別檢驗。由于不作擾動項獨立同分布的假設，故使用Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計量來檢驗不可識別問題，使用Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計量來檢驗弱工具變量問題，使用Hansen J統(tǒng)計量來檢驗過度識別問題。總體而言，工具變量檢驗結(jié)果表明，以IV1和IV2做工具變量是有效的。表7第(5)～(6)列匯報了兩階段最小二乘法(2SLS)第一和第二階段的回歸結(jié)果，Esg系數(shù)保持顯著為正。因此，本文結(jié)論在考慮內(nèi)生性問題后依然成立。

表7 處理內(nèi)生性問題的回歸結(jié)果

五、異質(zhì)性分析

(一)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對ESG價值效應的影響

首先，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)會影響企業(yè)ESG表現(xiàn)背后的動機。非國有企業(yè)作為較為純粹的市場參與者，其提升ESG的動機主要是為了獲取經(jīng)濟回報；相比之下，國有企業(yè)擁有國家干預和市場參與者雙重身份，其ESG實踐首先考慮的是制度、政策因素和社會反響，而非經(jīng)濟利益。相應地，不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)ESG實踐的重點也將有所不同，非國有企業(yè)傾向于優(yōu)先滿足能帶來更多經(jīng)濟效益的利益相關(guān)者的需求，而國有企業(yè)更傾向于為響應國家號召而進行相應的ESG實踐。ESG實踐動機和形式的差異導致非國有企業(yè)ESG投資對企業(yè)價值具有更強的提升效應。

其次，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)會影響企業(yè)通過ESG獲取政府、金融機構(gòu)等利益相關(guān)者支持的效益。國有企業(yè)天然具有較強的政治關(guān)聯(lián)，從政府和國有銀行獲取支持本就較為便利。相比之下，非國有企業(yè)不存在與政府和國有銀行的“血緣關(guān)系”，因而更需要通過加強ESG實踐，以換取來自政府和銀行的支持。因此，對于國有(非國有)企業(yè)來說，提升ESG在獲取政府和國有銀行相關(guān)資源方面的邊際效應較低(高)。

最后，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)會影響利益相關(guān)者對企業(yè)ESG表現(xiàn)的期待程度。黨的十八屆三中全會明確指出，承擔社會責任是推進國有企業(yè)深化改革的一項重要內(nèi)容。因此，與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)在ESG表現(xiàn)方面面臨更高的公共壓力和社會期待。在利益相關(guān)者看來，國有企業(yè)履行社會責任是分內(nèi)之事，對國有企業(yè)提升ESG表現(xiàn)習以為常、敏感度較低，由此導致市場對國有企業(yè)ESG表現(xiàn)提升的反應程度較低。

綜上所述，預期國有企業(yè)ESG表現(xiàn)對企業(yè)價值的提升效應較小?？紤]到產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的分組變量特征，本文同時采用了分組回歸和虛擬變量交叉項回歸兩種方法予以檢驗，相關(guān)結(jié)果列示于表8中。其中，第(1)(2)列匯報了分組回歸結(jié)果，國有企業(yè)組(Soe=1)中Esg的系數(shù)顯著小于非國有企業(yè)組(Soe=0)。第(3)列匯報了交叉項回歸結(jié)果，國企虛擬變量和Esg的交叉項在1%水平下顯著為負。總之，相比于非國有企業(yè)，國有企業(yè)改善ESG對企業(yè)價值的提升效應更小。

表8 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對ESG 價值效應的影響

(二)市場化程度對ESG價值效應的影響

市場化進程是一系列經(jīng)濟、社會、法律和政治體制改革的結(jié)果，反映了一個地區(qū)政府和市場的關(guān)系，代表市場在資源配置中所起作用的程度。一般認為市場化高的地區(qū)具有政府干預少、法制環(huán)境好的特點，因此，本文主要從政府干預和法制環(huán)境兩個維度分析市場化程度對ESG價值效應的影響。

一方面，政府干預程度越高，ESG對企業(yè)價值的提升效應越弱。原因在于：第一，企業(yè)維護與政府的良好關(guān)系雖然可以帶來政治資源，但也會產(chǎn)生較多的非生產(chǎn)性支出。在政府干預較高的地區(qū)，企業(yè)更需要主動承擔一些社會包袱或幫助政府完成政績目標，從而導致其在社會責任方面的過度或非效率支出，而較高的成本支出會減弱ESG對企業(yè)價值的積極影響。第二，企業(yè)把更多資源和精力用于維護與政府關(guān)系，也一定程度上影響了對其他利益相關(guān)者訴求的滿足程度。特別是在政府干預較高的地區(qū)，政府對稀缺資源的分配具有較強的話語權(quán)，會使企業(yè)更加重視與政府的關(guān)系而降低對其他利益相關(guān)者的關(guān)注。在這種情況下，一些整體ESG表現(xiàn)不好但是與政府關(guān)系密切的企業(yè)也能獲得較多的資源支持，減弱了ESG與企業(yè)價值的正向關(guān)系。

另一方面，法治環(huán)境越差，ESG對企業(yè)價值的提升效應越弱。原因在于：第一，法制環(huán)境影響企業(yè)ESG表現(xiàn)的真實性。在法制環(huán)境較差的地區(qū)，由于公布虛假信息受到法律制裁的可能性較低、力度較小，企業(yè)披露的ESG信息可能摻有水分，從而減弱了投資者對企業(yè)ESG正面信息的積極反應。第二，法制環(huán)境影響企業(yè)ESG表現(xiàn)的效果。在法規(guī)政策不完善的地區(qū)，企業(yè)污染環(huán)境、損害員工利益等行為不會受到嚴格處罰，因而不會對企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績和風險造成較大的不利影響。

綜上所述，預期在市場化程度較高的地區(qū)，企業(yè)ESG表現(xiàn)對企業(yè)價值的提升效應更大。本文采用交叉項模型對其進行檢驗。在市場化程度的度量方面，主要從王小魯?shù)?2019)發(fā)布的《中國分省份市場化指數(shù)報告(2018)》獲取相關(guān)數(shù)據(jù)。一方面，以地區(qū)整體的市場化指數(shù)(MKI)來度量地區(qū)的市場化程度；另一方面分別以市場化指數(shù)的分項指標“政府與市場的關(guān)系”(GI)、“中介組織發(fā)育和法律”(LI)來反映政府干預的減輕和法制環(huán)境的改善。表9匯報了交叉項回歸結(jié)果，第(1)列中交叉項系數(shù)顯著為正，說明企業(yè)所處地區(qū)市場化程度越高，ESG對價值的提升效果越大。第(2)(3)列回歸結(jié)果則進一步說明，政府干預越弱、法制環(huán)境越好，ESG的價值效應越大。

表9 市場化程度對ESG 價值效應的影響

(三)信息傳遞效率對ESG價值效應的影響

一方面，信息披露質(zhì)量越高，ESG對價值的提升效應越強。上市公司主要通過發(fā)布公告進行信息披露。公司公告是外界了解公司的第一信息來源，必須符合監(jiān)管要求，在格式、內(nèi)容和發(fā)布時間上都有章程。從信息供給角度看，信息披露質(zhì)量越高的公司，其向外界供給的信息數(shù)量越多，質(zhì)量越高：信息數(shù)量越多，越有助于利益相關(guān)者全面地掌握企業(yè)E、S、G相關(guān)信息，從而更好地綜合評估企業(yè)ESG表現(xiàn)；信息質(zhì)量越高，利益相關(guān)者受到誤導的可能性越低，對企業(yè)的信任感越強，對企業(yè)ESG表現(xiàn)的評價分歧越小。可見，信息披露質(zhì)量有助于減少公司ESG的實際表現(xiàn)與外界感知的ESG信息之間的差距，從而提升ESG表現(xiàn)對企業(yè)價值的正向影響。反之，如果一家企業(yè)真實的ESG表現(xiàn)較高，但其披露的信息較少且不清晰，導致外界對于其ESG表現(xiàn)不知情或不信任，則無法實現(xiàn)ESG表現(xiàn)向企業(yè)價值的轉(zhuǎn)化。

另一方面，分析師和媒體關(guān)注度越高，ESG對價值的提升效應越強。原因在于：第一，分析師和媒體能夠提升信息傳遞效率。盡管公司公告提供了關(guān)于企業(yè)ESG表現(xiàn)的第一手信息，但公告在形式上具有嚴格的規(guī)范性，涉及的內(nèi)容也存在一定的理解門檻，這在一定程度上降低了公告的可讀性，提高了利益相關(guān)者獲取信息和解讀信息的成本，導致公司ESG信息無法有效傳遞。此時，分析師和媒體作為上市公司和利益相關(guān)者之間的信息中介，將公告信息加工成簡單、清晰、有趣的形式，并通過研究報告、報紙、網(wǎng)絡等多種渠道向公眾傳遞信息，幫助利益相關(guān)者更方便地了解企業(yè)ESG表現(xiàn)。第二，分析師和媒體能夠提供增量信息。與普通投資者相比，分析師和媒體擁有專業(yè)團隊來搜集信息、信息來源更廣泛，例如分析師和媒體記者可以通過實地調(diào)研獲得企業(yè)私有信息。分析師和專業(yè)媒體人還擁有更豐富的金融、財務和行業(yè)知識，可以在繁雜的信息中發(fā)現(xiàn)那些被忽略的重要信息。第三，分析師和媒體能夠發(fā)揮監(jiān)督作用。分析師在發(fā)現(xiàn)管理者在ESG方面的不當行為后，既可以通過與上市公司高管直接接觸并提問，也可以通過發(fā)布研究報告、調(diào)整公司評級等手段來向利益相關(guān)者傳遞預警信號，從而抑制管理者在ESG實踐中的機會主義行為和過度投資傾向。媒體關(guān)注和跟蹤報道則將企業(yè)置于社會輿論關(guān)注的焦點中，這也將抑制企業(yè)ESG實踐背后的機會主義動機，同時迫使企業(yè)向外部披露更真實的ESG信息。

綜上所述，本文預期上市公司信息披露質(zhì)量越高、分析師關(guān)注和媒體關(guān)注越多，企業(yè)ESG表現(xiàn)對企業(yè)價值的提升效應更大。本文使用交叉項模型對此進行檢驗。在變量度量方面，信息披露質(zhì)量DISC基于上交所和深交所公布的上市公司信息披露考評結(jié)果構(gòu)造。上市公司信息披露工作考核結(jié)果從高到低劃分為A、B、C、D四個等級，本文對四個等級分別賦值為4、3、2、1。分析師關(guān)注度方面，用ANA=ln(1+對該公司進行跟蹤的分析師人數(shù))衡量分析師關(guān)注度；媒體關(guān)注度方面，用MED=ln(1+t季度內(nèi)標題中出現(xiàn)公司i的新聞總數(shù))。表10匯報了交叉項回歸結(jié)果，各列中交叉項均顯著為正，證實了信息傳遞效率對ESG表現(xiàn)價值效應的提升作用。

表10 信息傳遞效率對ESG 價值效應的影響

(四)E、S和G對企業(yè)價值的影響

ESG是一個多維度結(jié)構(gòu)概念，企業(yè)整體的ESG表現(xiàn)與各分維度E、S和G的表現(xiàn)對企業(yè)風險產(chǎn)生的影響可能有所差異。前述分析表明，ESG表現(xiàn)越好，企業(yè)價值越高。那么，ESG的價值提升效應主要來自于哪個維度呢？為回答這一問題，本文分別考察了企業(yè)在E、S和G三方面的表現(xiàn)對企業(yè)風險的影響，從而可以進一步明確環(huán)境責任、社會責任和公司治理在幫助企業(yè)降低企業(yè)風險方面的相對重要性。

華證ESG評級包括了環(huán)境評級、社會評級和治理評級得分，目前僅獲能獲取2020年第一季度至2020年第四季度的分項評級數(shù)據(jù)。按照前述把C～AAA評級分別賦值為1～9的方法，得到了與整體Esg對應的E、S、G分項指數(shù)。表11第(1)～(3)列匯報了分別以E、S、G為核心解釋變量的回歸結(jié)果。從系數(shù)符號和顯著性看，社會責任得分S的系數(shù)僅在11%水平下邊際顯著，而環(huán)境責任得分E和公司治理得分G的系數(shù)均在1%水平下顯著為正。從系數(shù)大小看，G的系數(shù)最大(0.074)，E的系數(shù)(0.052)次之，而S的系數(shù)最小(0.035)。第(4)列進一步匯報了同時加入E、S、G作為解釋變量的回歸結(jié)果，其中G的系數(shù)保持在1%水平下顯著為正，E和S的系數(shù)顯著性明顯降低。由此可見，在構(gòu)成ESG的三大維度中，公司治理維度在提升企業(yè)價值方面發(fā)揮的作用最大，而環(huán)境責任維度和社會責任維度的效果相對有限?？赡艿脑蛟谟?，對于良好的公司治理有助于提升企業(yè)價值基本不存在爭議，但對于社會責任和環(huán)境責任與企業(yè)價值的關(guān)系仍然存在一定分歧。與利益相關(guān)者理論和資源依賴理論不同，權(quán)衡理論認為，在企業(yè)資源和能力有限條件下，承擔環(huán)境和社會責任不僅會產(chǎn)生直接成本，還會通過占用企業(yè)資源、擠出其他項目而產(chǎn)生間接成本，因此降低了企業(yè)競爭優(yōu)勢和企業(yè)價值(McWilliams and Siegel，2000)。代理理論認為，公司內(nèi)部存在委托代理問題，經(jīng)理人可能出于提高個人薪酬、打造個人美譽、隱藏負面消息等考慮而過度承擔環(huán)境和社會責任，在此過程中經(jīng)理人收獲了私有收益，而公司價值卻遭受了損害(Friedman，1970)。此外，環(huán)境責任和社會責任對企業(yè)價值的提升效應可能需要更長的等待期，但目前分維度回歸時能夠獲得的數(shù)據(jù)時間跨度較短，這也可能是環(huán)境責任和社會責任系數(shù)顯著性較差的原因。

表11 E、S 和G 對企業(yè)價值的影響

六、結(jié)論與啟示

近年來，隨著美麗中國、生態(tài)文明建設不斷推進，可持續(xù)發(fā)展、綠色發(fā)展理念逐漸深入人心，企業(yè)在ESG(環(huán)境、社會和公司治理)方面的表現(xiàn)備受重視。在此背景下，本文以2009年第一季度至2020年第四季度我國A股3096家上市公司為樣本，實證檢驗了企業(yè)ESG表現(xiàn)對企業(yè)價值的影響。研究結(jié)果表明：企業(yè)ESG表現(xiàn)越好，企業(yè)價值越高。對作用機制的分析表明，良好的ESG表現(xiàn)有助于緩解企業(yè)融資約束、提高企業(yè)投資效率、降低企業(yè)財務風險，從而提升企業(yè)價值。進一步分析發(fā)現(xiàn)，對非國有企業(yè)、所處制度環(huán)境較好和信息傳遞效率較高的企業(yè)而言，ESG表現(xiàn)對價值的提升效應更為明顯。

基于上述研究結(jié)論，可以得到如下政策啟示：

第一，企業(yè)應提升自身ESG表現(xiàn)。一是完善ESG建設的頂層規(guī)劃，將ESG充分納入企業(yè)文化建設和機制設計；二是將ESG理念落實到商業(yè)往來、產(chǎn)品開發(fā)、員工培養(yǎng)、客戶服務、社會公益等方方面面；三是將ESG因素有機融入業(yè)務綜合評級體系，并設立相應考核指標和獎懲政策；四是主動加強ESG信息披露，并借助媒體、分析師等渠道的信息傳播功能降低企業(yè)與外部利益相關(guān)者之間的信息不對稱，樹立企業(yè)良好的聲譽和形象。考慮到非國有企業(yè)提升ESG對企業(yè)價值的提升作用更為明顯，非國有企業(yè)更應該注重ESG建設，以爭取來自投資者、消費者、政府等利益相關(guān)者的關(guān)鍵資源。

第二，投資者應將企業(yè)E S G表現(xiàn)納入投資決策框架。在關(guān)注宏觀環(huán)境和企業(yè)財務信息的基礎(chǔ)上，額外引入企業(yè)環(huán)境責任、社會責任、公司治理等非財務信息，將ESG融入投資戰(zhàn)略目標、研究分析、組合管理、風險控制、盡責管理等方面，開發(fā)包含ESG因素的財務預測模型和資產(chǎn)估值模型，從而提升投資收益、降低投資風險。同時，投資者對企業(yè)ESG表現(xiàn)的重視也將引導上市公司良性發(fā)展。

第三，政府和監(jiān)管部門應為企業(yè)ESG建設營造良好的制度環(huán)境。一是減少對市場和經(jīng)濟主體的干預，提高企業(yè)ESG決策的科學性和利益相關(guān)者對企業(yè)ESG表現(xiàn)的敏感性；二是完善法制環(huán)境，尤其是完善企業(yè)ESG相關(guān)的立法工作，增加企業(yè)ESG不良表現(xiàn)和虛假表現(xiàn)的成本；三是針對上市公司頒布相對統(tǒng)一、指標完備的ESG披露指引，指導和加強上市公司的ESG信息披露工作，不斷提升ESG信息披露范圍和披露質(zhì)量。 ■

1. 此外，既有文獻大多沒有嚴格區(qū)分ESG和CSR。盡管ESG和CSR均追求企業(yè)長期可持續(xù)發(fā)展、股東利益和社會價值的雙贏，但二者也在關(guān)注視角、應用場景、覆蓋范圍、指標體系方面存在區(qū)別。其中最重要的是關(guān)注視角的差異，CSR強調(diào)多利益相關(guān)方視角、關(guān)注的群體比較寬泛，而ESG主要從資本市場投資者角度出發(fā)，聚焦企業(yè)社會績效與投資者回報的關(guān)系，關(guān)注點更精確。

2. 貼現(xiàn)率由無風險利率和企業(yè)風險溢價兩部分構(gòu)成。企業(yè)風險越低，則投資者要求的風險溢價越低，貼現(xiàn)率也會相應降低。

3. 需要說明的是，ESG對企業(yè)的各影響渠道并非單獨發(fā)揮作用，而是密切相關(guān)、相輔相成的。例如，企業(yè)風險降低有助于緩解融資約束，而緩解融資約束有助于提升投資效率，提升投資效率有助于提高盈利水平，而盈利水平的提高又有助于降低企業(yè)風險。

4. 對于華證ESG評價體系的更多細節(jié)，請見上海華證指數(shù)信息服務有限公司官網(wǎng)(http://www.chindices.com/)產(chǎn)品服務欄目介紹。

5. 根據(jù)溫忠麟等(2004)[28]提出的中介效應檢驗程序，在明確ESG影響企業(yè)價值和ESG影響相應機制變量后，還需進一步考察機制變量對企業(yè)價值的影響。

6. Kaplan and Zingales(1997)[11]用49家融資約束公司1970―1984年的樣本，綜合定性信息和定量信息，根據(jù)融資約束程度將樣本分為五組，再通過有序Logit回歸，得到回歸系數(shù)。Lamont et al.(2001)[13]用這些系數(shù)，通過更為廣泛的公司樣本構(gòu)建了KZ指數(shù)判別融資約束。

7. 本文還考察了ESG評級的遷移概率，發(fā)現(xiàn)ESG評級由C檔遷移至B檔(A檔)的概率為31.66%(0%)，由B檔遷移至C檔(A檔)的概率為1.69%(3.55%)，由A檔遷移至C檔(B檔)的概率為0.08%(8.53%)，說明企業(yè)ESG評級從C檔躍升到B檔較為容易，而一旦處于B檔或A檔，評級就會保持相對穩(wěn)定。

8. 由于Kz的構(gòu)造過程中用到了Tq，使用Kz解釋Tq存在反向因果問題，并導致Kz的估計系數(shù)β被高估，即Kz的真實系數(shù)β小于-0.109。因此，修正反向因果問題并不能改變“融資約束降低企業(yè)價值”這一發(fā)現(xiàn)，也不會影響ESG通過緩解融資約束而提升企業(yè)價值這一結(jié)論的有效性。

9. 在未匯報的回歸中，滯后12期、16期的Esg和采用移動平均法構(gòu)造的滯后期Esg對當期Tq均具有顯著的正向影響。