基于ESG表现、创新投入与企业价值研究——以A股上市公司为例

唐 玮，杜宜萱，鹿晓晴

(安徽财经大学 会计学院，安徽 蚌埠 233030)

0 引言

在各国应对气候变化的背景下，如何实现可持续发展受到了广泛关注[1].上市公司作为市场经济主体之一，其生产经营活动对生态环境影响极大.因此在1992年，联合国环境规划署金融行动机构发布声明，希望各类投资者在与企业进行经济往来时将环境、社会和公司治理因素考虑在内.2006年，高盛集团明确提出了ESG概念[2].随着国际金融机构进一步完善ESG评价标准，国外形成了较为成熟的ESG评级框架.

随着生态文明建设纳入我国“五位一体”总体布局，社会各界对于环境问题的关注度持续提高[3].国务院提出“扎实做好碳达峰、碳中和各项工作”系列行动方案，要求企业完善治理结构，降低对环境的污染，同时要加强社会责任，合理配置资源，注重向绿色低碳发展.在此背景下，国内的金融组织更加重视上市公司的ESG表现，并以环境、社会、公司治理作为衡量企业可持续发展的三个维度.随着我国ESG评级体系的不断成熟，自2015年以来，相关专业机构开始对国内上市公司的ESG表现进行评级，社会各界对企业ESG表现有了更深入的了解.在此背景下，探究企业ESG表现对其价值提升的实现路径促进企业良性发展，引导资本市场投资方向，实现经济高质量发展具有重要的现实意义.

1 文献回顾与研究假设

现有文献围绕企业ESG表现主要分析了机构投资者的ESG持股偏好[4]、上市公司ESG表现与其市场价值的关系等的影响[5].但较少有文献对企业ESG表现是否会影响企业创新，进而影响企业价值展开研究，而在我国推进创新驱动发展战略，实现经济高质量发展的背景下，研究企业创新能力与ESG表现、企业价值三者间的关系有重要的现实意义.

1.1 ESG表现与企业价值

企业价值作为企业有形资产价值和无形资产价值的总和，胡曲应[6]、吕峻[7]通过研究发现ESG中的环境表现与企业价值正相关，即企业环境表现越好，企业价值越高.然而国外学者Filbeck、Gorman[8]认为环境管理会耗费本应该用于提高所有者经济利益的资源，从而降低企业财务价值，即企业ESG表现与企业价值存在负相关关系.社会责任方面，有学者认为企业积极履行社会责任有助于其树立良好的形象，从而推动企业价值提升[9-10]).公司治理方面，大量研究表明公司治理水平能够正向作用于企业价值的提升[11- 12]).总体而言，ESG表现与企业价值正相关.基于此，本文提出研究假设1：

H1：ESG表现与企业价值正相关.

1.2 ESG表现、企业创新投入与企业价值

随着研究的深入，有学者开始探究ESG表现促进企业价值提升的作用路径.张芬[13]利用2012～2018年中国上市公司数据，运用分数位回归法研究发现绿色创新对企业价值增长具有促进作用，这一点在中高水平企业中体现的更为明显.Salim Chouaibi和Jamel Chouaibi[14]则收集了532家西欧和北美地区上市公司的数据，通过广义矩估计法实证分析证明ESG披露的优势在绿色创新的调节效应下增加了企业价值，且随着时间的推移企业价值将会不断上升.综上所述，ESG表现实质上是作用于企业创新，较好的ESG表现可以促进企业的研发投入和专利申请数量，而企业不断创新又能提升企业价值，三者呈现一种层层递进、相互传递的关系.据此，本文提出研究假设2和假设3：

H2：较好的ESG表现能够促进企业创新.

H3：ESG表现通过促进企业创新投入进而提升企业价值.

2 研究设计

2.1 样本选取与数据来源

本文选取商道融绿公司对2018～2020年沪深A股市场中进行ESG评级的495家上市公司为研究样本，评分依据包括上市公司在环境、社会和公司治理三大方面自主披露的信息及负面信息.按照如下标准对原始数据进行了筛选： 1)剔除金融类上市公司； 2)剔除主要财务数据缺失的公司； 3)剔除样本期间被ST、*ST的上市公司，最终获得1485个样本观测值.另外，为避免个别指标可能存在的离群值对模型估计的影响，本文对除ESG评分以外的其他连续型变量在其上下1%处进行了Winsorize缩尾处理.本研究样本中的ESG评级数据来自Wind金融数据库中所包含的融绿数据库，其中ESG评级的依据由商道融绿公司收集企业在环境、社会及公司治理方面的数据，并构建ESG指标体系后量化得到.其余财务数据均取自国泰安数据库(CSMAR).本文研究数据的处理与计量分析通过Excel2010和Stata16.0完成.

2.2 变量设定

2.2.1 被解释变量

企业价值(TobinQ)，TobinQ值由James Tobin于1969年提出，并将其定义为某种资产的市场价值与重置成本之比，是衡量企业市场价值最具代表性的指标之一.

2.2.2 解释变量

企业ESG表现(ESGscore)，本文的核心解释变量选择商道融绿公司在国际标准基础上，结合中国上市公司信息披露特质而开发的ESG评级数据.商道融绿公司通过收集上市公司年度报告、社会责任报告等主动披露信息以及监管部门处罚信息等被动信息，梳理公司在E(环境保护)、S(社会责任履行)及G(公司治理表现)三大方面的数据，构建出企业ESG评级指标体系，该指标体系包含3个一级指标、13个二级指标、超过200个三级指标以及1000余个数据点，多角度测算企业ESG表现，将定性数据进行量化评估，转换为方便投资者使用的ESG绩效级别.对于商道融绿公司ESG评级体系中的10级评级结果，本文借鉴徐明瑜等[15]的做法，对评级结果由高到低进行赋分.最高A+赋分为10，表明企业具有优秀的综合治理水平；最低D赋分为1，表明企业在评级期内发生了重大的ESG负面事件.赋分结果见表1.

焊前水冷板需经以下处理：① 用丙酮清洗，以去除水冷板试样表面的污物；②依次用800号、1000号、1200号、2000号SiC砂纸水洗打磨；③ 用丙酮超声清洗10 min；④ 吹干，备用.扩散焊工艺参数为焊接温度530 ℃、保温时间7 h和焊接压力3.5 MPa.

表1 ESG评级赋分表

2.2.3 中介变量

企业创新能力(R&D)，在衡量企业创新能力的指标中，主流文献通常使用企业专利申请数量或研发投入强度.考虑到不同行业公司在发明专利方面的差异性较大，例如房地产行业公司的专利申请数量稀少，但高新技术行业则拥有大量专利，这可能会导致专利申请数量不能充分体现企业的真实创新能力，因此本文使用研发投入作为企业创新能力的度量指标.衡量研发投入的指标包括绝对指标和相对指标，考虑到不同企业间规模效应的差异，绝对指标可能会导致计量模型中异方差的存在，使得估计结果偏离实际情况，因此本文借鉴崔秀梅等[16]的做法，将企业创新能力定义为研发费用与主营业务收入的比值，其中研发费用是指可资本化处理的开发支出和费用化处理的研发费用之和，二者均由样本公司年度报告手工整理得到.此比值越大一定程度上表明企业创新能力越强.

2.2.4 控制变量

考虑到重要财务指标会对企业市场价值产生影响，经过梳理大量文献，将资产负债率、国有股比例、股权结构、公司成长性、企业规模、资产周转率及企业年龄作为控制变量.本文主要变量设定见表2.

表2 变量定义表

2.3 模型构建

为研究企业ESG表现、创新能力及企业价值三者间的关系，验证本文的研究假设，参考温忠麟等[17]提出的中介效应检验方法，构建以下计量模型进行实证检验.

第一，建立模型(1)来检验ESG表现对企业价值的影响，即验证假设1.其中，TobinQi,t为因变量，ESGscorei,t为第i家上市公司在时间t的ESG得分，β0为随个体变化的随机变量，Controli,t为一系列控制变量，εi,t为随时间和个体不同而存在差异的扰动项.

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

(1)

第二，建立模型(2)来检验ESG表现对企业创新投入的影响，即验证假设2.其中，RDei,t为因变量，ESGscorei,t为第i家上市公司在时间t的ESG得分，α0为随个体变化的随机变量，Controli,t为一系列控制变量，εi,t为随时间和个体不同而存在差异的扰动项.

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 实证分析

3.1 描述性统计

本文主要变量的描述性统计结果见表3.企业价值(TobinQ)的均值为1.835，标准差为1.299，最小值与最大值的差值接近9，说明样本企业的市场价值差异较大.ESG表现得分均值为4.317，中位数为4，大部分样本企业的ESG评级较低，大多数企业仍以实现自身财务价值最大化为目标，保护环境、履行社会责任的意识较为淡薄.企业创新能力(RDe)的均值为0.043，标准差为0.048，最小值0.001与最大值0.269间差异较大，表明研发投入强度在不同行业、不同性质的企业之间存在较大差异.资产负债率(Leverage)的均值为0.474，中位数为0.490，样本企业的财务风险普遍较高.国有股比例(State)的均值为0.029，中位数为0，表明样本公司的国有股占比很低.股权结构(TOP10)的均值为0.628，中位数为0.635，标准差为0.152，最小值0.269与最大值0.935相差较大，部分公司的股份较为分散，不存在某个大股东对公司的绝对控制现象，也有部分公司股权集中在几位大股东手中，中小股东所持股份过少.说明样本公司的股权结构差异较大.成长性(Growth)的均值为0.116，中位数为0.095，均大于0，表明样本企业的发展趋势普遍向好.企业规模(Size)的均值为24.038，中位数为23.807，样本企业规模均处在较高水平.资产周转率(Proper_turn)的均值为0.629，标准差为0.375，说明样本企业的资产周转率差异较大，总体不高，营运能力亟待提升.企业年龄(Age)的均值为2.613，中位数为2.773，标准差为0.575，由于本文的企业年龄指标是对公司上市年限加1后取自然对数所得，使得上市年限序列变得平稳，所以企业年龄差异较大.

表3 变量描述性统计

3.2 相关性分析

为了考察本文选取的变量是否合理有效，进行了Pearson相关系数检验，所得结果见表4.关键解释变量ESGscore在1%的显著性水平上与被解释变量TobinQ呈正相关关系，初步验证了本文的研究假设1.中介变量RDe与被解释变量TobinQ正相关且在1%的显著性水平上显著，符合已有研究的结论，但RDe与解释变量ESGscore的正相关关系不显著，原因可能是未考虑其余变量的联合影响，使得结果出现偏误.各控制变量与被解释变量TobinQ均至少在10%的显著性水平上相关.相关分析结果表明本文主要变量的选取是有效的.此外，各变量间的Pearson相关系数均小于0.5，基本排除了模型中多重共线性存在的可能性.

表4 相关性分析

3.3 回归分析

3.3.1 ESG表现对企业价值的影响

本文采用混合OLS回归、固定效应模型、随机效应模型对模型(1)进行估计，表5报告了三种模型的估计结果，第二列为混合最小二乘法的估计结果，第三列为考虑了固定效应模型的回归结果，第四列则为随机效应的回归结果.

表5 ESG表现对企业价值的影响

对于混合OLS估计和固定效应模型，本文进行了F检验，所得P值为0，即拒绝原假设，认为模型存在个体固定效应；对于混合OLS估计和随机效应模型，采用Breusch-Pagan LM检验，所得卡方统计量高达667.68，P值在1%的水平上显著为0，认为模型存在随机效应.为选择固定效应模型和随机效应模型中的更合理有效者进行进一步研究，本文使用Hausman检验，结果显示在1%的显著性水平下强烈拒绝“随机效应为正确模型”的原假设，应使用固定效应模型，而非随机效应模型.因此，本文选择固定效应模型进行进一步深入分析.

3.3.2 创新投入在ESG表现对企业价值影响的中介效应检验

本文对模型(1)～模型(3)均考虑了固定效应的影响，按照中介效应检验的步骤对三个模型进行逐一检验，所得结果见表6.

表6 创新投入的中介效应检验

首先，对企业ESG表现对其价值的直接影响进行检验，结果如表6中列(1)所示.企业ESG得分对其价值(TobinQ)的回归系数为0.384，且在1%的水平上显著，表明较好的ESG表现有助于提升企业价值.随着“碳达峰”、“碳中和”目标的提出，投资者越来越重视企业社会责任的履行情况，企业受外部监管的压力有所增大，有积极履行环境保护等社会责任，向市场释放积极信号，从而获得投资者的青睐，逐步提升自身价值，符合本文研究假设1的预期.此外，在控制变量中，前十大股东持股比例(TOP10)对企业价值在1%的显著性水平上存在负面影响，表明大股东持股比例过高会削弱中小股东参与公司经营管理的积极性，容易出现“一言堂”的现象，不利于公司发展，这符合张婉丽[18]的研究结果.企业规模、公司成长性、资产周转率及企业年龄与企业价值的关系也符合本文前述理论.

其次，对ESG表现与企业创新能力的关系进行验证，所得结果见表6中列(2).ESG得分对企业创新能力的回归系数为正，且在1%的水平上显著，说明ESG表现较好的企业创新力更强.ESG表现较好的公司通常具有较高的环境保护责任意识，会更加注重日常生产经营活动对环境产生的影响，积极承担社会责任，提高公司治理水平，这些目的均迫使企业进行不断创新，本文的研究假设2得以验证.

最后，检验创新投入在ESG表现对企业价值的驱动作用是否发挥了中介效应.由表6中列(3)可知，将创新投入(RDe)和ESG表现(ESGscore)同时纳入模型中进行回归，ESG表现对企业价值的回归系数为0.352，并在1%水平上显著，创新投入对企业价值的回归系数为7.646，且在1%水平上显著.根据温忠麟等[19]提出的中介效应检验方法可知，创新投入(RDe)在ESG表现与企业价值的关系中发挥了部分中介作用，即较好的ESG表现能够通过推动创新进而提升企业价值，至此，本文的研究假设3得以验证，即较好的ESG表现能够促进企业加大研发投入、提高创新能力，不断提升自身发展潜力，进而使企业价值得到升华.

3.4 稳健性检验

本部分从两个方面对模型进行了稳健性检验，一是改变企业ESG评级的赋分方式，参考张琳等[5]的方式将评级在B+及以上的企业的ESG表现赋分为1，其余企业的ESG表现赋分为0，重新对模型进行回归.结果显示ESGscore对企业价值(TobinQ)的回归系数为0.261，且不再在1%的水平上显著，而是在5%水平上显著，创新能力仍然在ESG表现对企业价值的影响过程中发挥着部分中介效应，所得结论与前文一致.二是使用专利申请数量代替研发费用/主营业务收入来衡量企业创新能力，其中专利申请数量数据来源于中国及多国专利审查查询网站中手工整理，模型回归结果与前文回归的结论也基本一致.

4 结论与启示

本文基于“碳中和”、“碳达峰”发展目标和可持续发展理念，以2018～2020年沪深两市上市公司为样本，构建面板固定效应模型，实证检验了企业ESG表现对其价值的影响.研究结果表明，ESG表现较好的企业通常具有更高的价值，且创新投入在二者的关系中发挥了部分中介效应.进一步对模型主要变量进行变换、改变变量赋分方式，进行稳健性检验，所得结论均与主回归保持一致.本研究对深入探究企业ESG表现对企业价值的提升路径具有重要的实践意义.基于本文的研究结果，提出以下几点政策性建议：

第一，政府及相关监管部门，应当引导市场的投资方向，加大ESG责任理念的普及程度，严格规范上市公司的ESG信息披露.我国ESG理念仍处于萌芽阶段，大多数上市公司及投资者并未真正认识到ESG责任的重要意义.相关部门应当加大推进力度，对积极承担ESG责任的公司给予相应的政策优惠，例如税收减免等；对ESG表现较差的企业做出负反馈.第二，上市公司作为市场经济主体，日常生产经营活动给生态环境带来了一定程度的危害，特别是工业企业产生的废水、废气等有害物更是不利于环境的可持续发展.在全球气候变暖问题持续的当下，保护环境变得刻不容缓，企业不应再以利润最大化作为经营准则，而应当认识到积极承担保护环境等社会责任的重大意义.此外，在实现创新型国家的进程中，企业的创新能力是实现其良性发展的重要基础，上市公司应当重视研发创新，将履行ESG责任同加大创新投入相结合，注重绿色技术创新.第三，投资者角度，在全球各国应对气候变化、治理环境问题的背景下，ESG表现较好的企业具有更为稳健的发展前景，投资者不应该仅以盈利能力、资产规模等指标作为评价上市公司投资价值的指标，而应当充分认识ESG投资理念，加大ESG责任投资，助力我国ESG理念的可持续发展.