ESG评级表现与企业真实盈余管理——来自中国A股上市公司的证据

高彦彦 黄建博

（1.东南大学经济管理学院，江苏 南京 211189；2.东南大学研究生院，江苏 南京 210096）

一、引言

ESG 是环境、社会和公司治理（Environment，Social and Governanc）的首字母缩写，是一种包括环境、社会、治理三大维度的评价体系和投资方式。ESG 将企业社会责任（CSR）中的问题提升到投资者关注的领域，并通过相对定量的指标来衡量企业对环境、社会和公司治理三个方面的贡献。作为推动高质量可持续发展的重要抓手，ESG正在引起越来越广泛的关注。不仅香港、北京和深圳交易所加大了对ESG信息披露的关注，证监会更是在近期发布的《上市公司投资者关系管理工作指引》沟通内容中首次增加了上市公司的ESG信息。

尽管在过去的30 多年里发展迅速，我国的资本市场仍然存在着信息不透明严重、投资者保护薄弱等诸多问题。盈余信息失真正是其中的代表性问题之一。企业管理层出于不同的动机，通过政策的选择或经济业务的控制进行盈余管理，调节会计利润，严重降低了盈余信息质量（宁亚平，2004）[1]。这不仅会误导投资者决策，而且还会影响资本市场的健康发展。近年来，由于相关监管措施的进一步加强，真实盈余管理因自身具有更强的隐蔽性已经成为管理层操纵财务信息的主要手段，这无疑给盈余管理的治理增加了难度（彭雅哲和汪昌云，2022）[2]。所以，如何治理盈余管理，以传递出更高质量的盈余信息已成为学术界研究的热点话题。

随着ESG理念的兴起，ESG对盈余管理潜在的治理效应不容忽视。已有研究证实ESG在减少信息不对称方面发挥了重要作用（Tan 和Zhu，2022）[3]。通过ESG 评级信息，有关各方不仅可以观测企业在环境、社会和公司治理上的表现，对企业的表现进行综合评判，还可以了解ESG评级中三个非财务因素可能带来的财务影响以及企业的管理情况。另外，ESG还有助于企业贯彻可持续发展理念，增强与利益相关者的关系，提升企业绩效（李井林等，2021）[4]。ESG的上述效应可以从根源和动机等方面来抑制盈余管理，从而使其具备治理盈余管理的可能性。

然而，既有文献多从财务绩效、投资效率和企业价值等方面对ESG 的经济后果与可能性进行考察（Friede 等，2015；高杰英等，2021；王琳璘等，2022）[5-7]，鲜有文献涉及ESG对盈余管理影响的研究。已有的几篇相关文献大都是以外国公司为研究对象，仅仅注意到ESG与应计盈余管理之间的负向相关关系，并且缺乏对相应的影响机制与调节效应的探讨。例如，Pathak 和Gupta（2022）[8]以外国上市公司为研究对象发现企业ESG表现越好，应计盈余管理水平越低；徐祥兵等（2022）[9]文中的部分篇幅也证实了这一点。事实上，不同于国外的资本市场，中国的资本市场因其自身特殊的制度环境使得中国上市公司成为更为独特的研究对象。同时，越来越多的中国企业倾向于采用真实盈余管理来操纵财务信息，进一步凸显出研究真实盈余管理治理的重要性。因此，忽视目前我国企业广泛使用的真实盈余管理，单纯考察ESG对应计盈余管理的影响是不充分的。为全面剖析ESG在我国的制度环境下究竟能否抑制真实盈余管理，本文提出并分析如下问题：ESG评级表现究竟是在传递出更高质量的盈余信息，还是会促使企业在两种盈余管理方式之间进行策略性选择？

鉴于此，本文在理论分析的基础上，首先提出了良好的ESG 评级表现会抑制企业真实盈余管理的假设，并分析了其中关键的调节效应。为了检验这些假设，本文以2009—2020年中国A股上市公司为研究对象，采用多元回归模型实证检验了ESG评级表现对企业真实盈余管理的影响。研究发现，良好的ESG评级表现会抑制企业真实盈余管理活动，这意味着ESG能够向外界传递出高质量的盈余信息。本文通过替换被解释变量和核心解释变量、处理内生性问题等方式进行稳健性检验，结论仍然成立。调节效应检验结果表明，在市场垄断力量较弱的行业，ESG评级表现对企业真实盈余管理的抑制作用更大。相比非国有企业，ESG评级表现对国有企业的真实盈余管理产生更弱的抑制作用。机制检验结果表明，良好的ESG评级表现可以通过减少真实盈余管理的动机和提升外部关注两方面效应来减少企业的真实盈余管理活动。

与现有文献相比，本文的边际贡献主要体现在以下三个方面：第一，在研究主题方面，有别于以往的几篇文献考察ESG 与应计盈余管理之间的相关关系，本文利用华证ESG评级的大样本数据补充分析了ESG评级表现对中国企业真实盈余管理的影响效果，有助于全面了解ESG对中国企业盈余管理的治理效应，丰富了ESG 相关研究的文献。第二，在研究视角方面，有别于相关文献单纯考察ESG的主效应，本文还从行业和企业层面深入评估了ESG评级表现对企业真实盈余管理影响的调节效应，从而明确了ESG影响真实盈余管理所依赖的内外部条件。另外，本文在文中还探讨了中介效应，因而有助于理解ESG评级表现与真实盈余管理之间的影响机制。第三，在实证策略方面，本文专注于真实盈余管理，在实证策略上不仅考虑了真实盈余管理与应计盈余管理之间的相互影响，还进一步采用多种方法缓解了可能的内生性问题。

二、理论分析与研究假设

（一）ESG评级表现与真实盈余管理

ESG评级表现越好意味着企业在更积极地履行环境、社会和公司治理三个方面的责任。与社会责任（CSR）相比，ESG不仅直接涉及公司治理的内容，而且包含更广泛的环境和社会责任方面的议题（Gillan等，2021）[10]。从ESG 三个方面具体来看，企业良好的环境表现意味着企业积极响应政府号召，支持环境改善方面的发展；企业积极承担社会方面的责任表明企业以人为本，与消费者、供应商等主体保持密切的联系；企业良好的公司治理表现表明企业内部形成了良好的治理机制和文化氛围。由此可见，ESG涵盖了更广泛的社会责任，积极践行ESG理念的企业将更多环境、社会和公司治理要素纳入企业战略之中，更加重视和平衡多方利益相关者的诉求（谢红军和吕雪，2022）[11]。因此，ESG评级表现良好的企业通常有着更高的道德和行为标准，存在更少的委托代理问题。这些企业会做有道德的事，减少损害利益相关者利益的真实盈余管理活动，提高企业财务信息披露的质量。

积极践行ESG理念的企业更加重视自身发展的可持续性和长期价值的实现（黄世忠，2021）[12]。因此，出于企业价值最大化，ESG表现良好的企业往往会注重自身短期利益与长期利益之间的协调，减少不利于企业长期价值短视行为，这也正是可持续发展理论的内涵之一。虽然真实盈余管理可以满足企业的一时之需，但其手段本身是以牺牲企业的长远利益为代价的。这种行为不仅会降低财务信息质量，损害社会公众利益，而且还会增加代理成本，严重影响企业的未来业绩，现有研究也支持了这一点。例如，Cohen和Zarowin（2010）[13]发现真实盈余管理导致的企业增发新股后的绩效下降比应计盈余管理造成的更加严重。Bereskin等（2018）[14]认为真实盈余管理会阻碍企业的技术进步。由此可以推测，有着良好的ESG评级表现的企业出于对“长期主义”的关注会更加慎重使用真实盈余管理。

根据信号理论，企业积极履行ESG责任可以向利益相关者传递出积极的信号，这一点在信息不对称的情形下尤为突出。信号效应可以通过两个方面减少企业管理层的真实盈余管理活动。第一，发送企业值得信赖的积极信号可以获得利益相关者的支持。随之带来的是企业融资的便利和经营绩效的提升，管理层进行真实盈余管理的动机也会减少（罗进辉和巫奕龙，2021）[15]。利益相关者的信任是企业获取社会资本的必要条件。资源依赖论表明，任何企业都无法脱离外部环境而单独生存，必须从外界获取所需的资源。正向的信号效应所带来的利益相关者的支持不仅有助于企业筹集自身发展所需的资金，而且还有助于企业获取异质性资源。这将有利于企业形成自己的竞争优势，提升企业的经营绩效。从现有文献的观点来看，管理层进行盈余管理的动机通常包括私利动机、融资动机和满足资本市场预期的动机，这些动机大都和企业经营绩效以及资金需求有关。ESG评级表现好的企业因其有着良好的经营绩效和便利的融资环境，管理层进行真实盈余管理的动机也会更弱。第二，向外界释放的积极信号在提升企业声誉的同时也会吸引更多的外部关注，给企业带来更多的道德成本（权小锋等，2022）[16]。外部关注可以发挥监督效应，压缩管理层进行盈余管理的空间。一旦这些不道德的行为暴露，将向外界进行负反馈，企业往往要付出更大的代价。迫于道德成本的压力，理性的企业管理层会更加诚实守信，减少机会主义倾向，向外界提供更高质量的盈余信息。综合以上分析，本文提出假设H1。

H1：良好的ESG 评级表现会抑制企业的真实盈余管理活动。

（二）行业市场结构和产权性质的调节效应

1.行业市场结构的调节效应。在行业层面，行业市场结构可以与ESG相互作用，进而对企业的真实盈余管理行为产生影响。一方面，当行业市场中垄断力量较弱时，行业内充分的市场竞争降低了信息不对称（Holmstrom，1982）[17]。利益相关者可以获取更多的企业层面的经营管理信息，道德风险问题也会随之减少，这将促使企业管理层更加注重利益相关者的诉求，积极践行ESG理念。同时，激烈的市场竞争使得企业在同行业内很容易被替代，这会勉励企业管理层更加诚实守信，积极承担ESG 责任并向行业标杆看齐，减少真实盈余管理这种不道德的行为。因此，在市场竞争较强的行业，企业管理层会积极践行ESG理念并进行更少的真实盈余管理活动。另一方面，激烈的行业市场竞争也会使得企业管理层面临更大的业绩压力，他们更倾向于实施手段更为隐蔽的真实盈余管理。周夏飞和周强龙（2014）[18]的研究发现企业的盈余管理水平在竞争激烈的行业更高。在市场竞争更强的行业，企业管理层有可能将践行ESG责任作为提升企业外在形象的一种策略，同时利用真实盈余管理来达到自身私利的目的。在这种情形下，激烈的行业市场竞争会弱化ESG对真实盈余管理的负向效应。基于以上，本文提出竞争性假设H2a和H2b。

H2a：在市场垄断力量较弱的行业，ESG 评级表现对企业真实盈余管理活动的抑制作用更大。

H2b：在市场垄断力量较弱的行业，ESG 评级表现对企业真实盈余管理活动的抑制作用更小。

2.产权性质的调节效应。在企业层面，企业的产权性质也可以与ESG相互作用，在很大程度上影响企业的真实盈余管理行为。其一，由于多层委托代理关系的客观存在，国有企业中的委托代理问题更为严重，国有企业往往具有更低的盈余质量。Liu 等（2014）[19]认为中国的国有企业盈余平滑度更高，价值相关性更低。与国有企业不同，非国有企业的经营管理效率更高，更有利于其在践行ESG理念的同时减少自身的真实盈余管理活动。因此，国有企业的产权性质可能会弱化ESG 评级表现对真实盈余管理的影响。其二，国有企业承担着促进经济发展和社会稳定等方面的任务，这使得国有企业的产权性质的调节效应存在不确定性。一方面，国有企业有着进行真实盈余管理的客观需求，这会弱化ESG对真实盈余管理负向的影响。例如，国有企业会通过盈余管理来平滑GDP增长，以减少经济波动的出现。与应计盈余管理相比，国有企业更倾向于采用真实盈余管理进行盈余信息操纵（Kim 等，2019）[20]。另一方面，国有企业也有着引领社会责任履行的义务。例如，国家要求国有企业要积极践行ESG理念，更多地履行环境、社会和治理三方面的责任。因此，从这方面来说，国有企业对ESG责任的履行具有更强的动机，真实盈余管理水平应该更低。基于以上，本文提出竞争性假设H3a和H3b。

H3a：相比非国有企业，ESG 评级表现对国有企业的真实盈余管理产生更弱的抑制作用。

H3b：相比非国有企业，ESG 评级表现对国有企业的真实盈余管理产生更强的抑制作用。

三、研究设计

（一）数据来源

本文所使用的数据来自万得数据库、国泰安数据库和中国研究数据服务平台（CNRDS）。本文选取2009—2020年中国A股上市公司的年度数据并进行以下处理：（1）剔除了金融类行业、*ST、ST股以及当年新上市、已经退市或被暂停上市的公司样本；（2）剔除了主要变量出现异常值的样本；（3）对连续型变量在1%和99%水平上进行截尾处理，目的在于排除极端值的影响。最终得到21003个有效观测值。

（二）变量选取与测算

1.因变量。鉴于真实盈余管理开始成为管理层操纵财务信息的主要方式，本文选择真实盈余管理（REM）作为因变量。与应计盈余管理的计算模型相比，学术界对于真实盈余管理模型的讨论进展较晚，目前文献中广泛使用的是Roychowdhury（2006）[21]模型。该模型可以细分为3 个小模型，分别从生产、费用、销售操控三个方面来研究真实盈余管理的手段。本文先通过分行业和年度进行回归计算出三个小模型的残差，包括异常经营活动现金流（Ab_CFO）、异常生产成本（Ab_PROD）和异常操纵费用（Ab_DISEXP）。再参照文献中常见的做法，通过模型（1）计算出真实盈余管理综合指标来衡量企业的真实盈余管理（Cohen和Zarowin，2010）[13]。

2.核心解释变量。ESG评级表现是本文的核心解释变量。事实上，多家机构发布了中国上市公司的ESG评级数据，例如华证、彭博、商道融绿、润灵环球等。但多数机构发布的ESG评级数据开始时间较晚或者覆盖范围较小。与其他数据相比，华证发布的ESG 评级数据具有覆盖范围广、时间跨度长等优点。因此，本文选择华证发布的ESG评级的年度数据来构建本文的核心解释变量。华证发布的ESG评级年度数据分为9 个档次，从低到高依次为：C、CC、CCC、B、BB、BBB、A、AA、AAA。本文将核心解释变量的定义按照这9个档次依次取值为1到9。该变量取值越高，代表上市公司的ESG 评级表现越好。此外，考虑到ESG评级表现与真实盈余管理之间的反向因果所带来的内生性问题以及ESG评级对真实盈余管理影响的滞后性，本文使用ESG 评级的滞后一期项（ESGt-1）作为最终的核心解释变量。

3.控制变量。为了排除其他因素的干扰和缓解遗漏变量偏误，本文还控制了一系列企业层面的协变量。参考李增福等（2011）[22]的研究，本文选择的控制变量包括： 公司规模（Size）、 上市年龄（ListAge）、资产负债率（Lev）、总资产净利润率（ROA）、托宾Q 值（TobinQ）、管理层持股比例（Stocks）、年报是否由四大会计师事务所审计（Big4）和年报是否是标准无保留意见（Opinion）。另外，本文还控制了上市公司的应计盈余管理（AEM），这是考虑到应计盈余管理也会对真实盈余管理产生影响。本文采用操控应计利润的绝对值来衡量应计盈余管理，操控应计利润的计算依据修正的Jones模型。具体的变量定义与说明如表1所示。

表1：变量定义与说明

4.其他变量。本文的调节变量是行业市场结构（Ler）和产权性质（SOEs）。行业市场结构采用行业勒纳指数来衡量。行业勒纳指数是同行业企业勒纳指数的中值，行业勒纳指数取值越大，代表行业垄断势力越强。产权性质是一个虚拟变量，如果企业某年度观测值的股权类型为中央或地方国有企业时，产权性质取值为1，其他情形则取值为0。在后文的机制检验部分，本文选择融资约束、业绩压力和外部关注作为机制变量。融资约束利用文献中常用的KZ 指数进行衡量。业绩压力（Pres）也是一个虚拟变量，定义如下：如果前期利润与当期年末总资产的比值小于各年各行业的均值，则意味着业绩压力较大，该变量取值为1，否则取值为0。外部关注（FXS）选择被分析师团队关注度来进行衡量。被分析师团队关注度的度量是将对公司进行过跟踪分析的分析师团队数加1取自然对数。

（三）实证模型

考察ESG评级表现对企业真实盈余管理的影响需要对以上假设进行实证检验。本文建立了以下模型来进行实证研究，模型设定如下：

其中，REMi,t是本文的被解释变量，代表真实盈余管理；ESGi,t-1代表企业i在t-1 期的ESG 评级，是本文的核心解释变量；∑Covaritesi,t代表一系列企业层面协变量的集合，包括公司规模、上市年龄、资产负债率等等；∑Year代表年份固定效应；∑Industry是行业固定效应；εi,t是随机扰动项；为了考虑序列相关问题，模型报告聚类到企业层面的稳健标准误。

为检验调节效应，本文进一步建立模型（3）。其中，Moderatei,t是调节变量，其他变量的含义与以上模型相同。

（四）描述性统计结果

表2 汇报了本文主要变量的描述性统计的结果。其中，真实盈余管理（REM）最小值为-0.687，最大值为0.582，标准差为0.174，意味着不同企业之间的真实盈余管理活动存在差异。核心解释变量（ESGt-1）的最小值为1，最大值为9，均值为6.507，标准差为1.062，说明不同企业之间ESG 理念的践行情况也存在较大差异。其余指标的描述性统计结果与现有文献大体一致。总体而言，因变量、自变量和其他企业层面的控制变量均显示出比较大的差异性，这有助于检验ESG评级对真实盈余管理的影响。

表2：主要变量描述性统计结果

（五）相关性检验

为了对变量进行初步筛选并判断共线性问题，本文进行了相关性检验。表3 展示了相关性检验的结果。从矩阵中发现，核心解释变量（ESGt-1）与因变量真实盈余管理（REM）具有显著的负向相关性，这可以初步支持假设1。应计盈余管理（AEM）对真实盈余管理（REM）也有着显著的影响。与此同时，相关性矩阵的所有系数的绝对值均小于0.6，满足小于0.8 的临界值的要求，说明不存在强相关性，即不会产生严重的多重共线性问题。此外，多重共线性检验结果表明，VIF 平均值为3.3，小于10。这也说明本文选取的变量不存在严重的多重共线性问题。

表3：相关性分析

四、实证结果分析

（一）基准回归结果分析

表4 报告了依据模型（2）进行估计的结果。其中，第（1）列是未控制企业层面协变量的估计结果。第（2）列汇报了控制多数企业层面协变量的估计结果。第（3）列则是报告了进一步控制了应计盈余管理（AEM）的估计结果。与现有文献相一致，表中第（1）—（3）列报告的估计结果均控制了行业固定效应和年份固定效应。从表中可知，应计盈余管理（AEM）对真实盈余管理（REM）有着显著的正向影响，表明了本文在模型中控制应计盈余管理（AEM）的合理性。在增加控制变量后，尽管核心解释变量（ESGt-1）的估计系数有所波动，但分别在1%和5%的置信水平上显著为负，说明ESG 绩效越好的企业有着更低的真实盈余管理水平。估计结果支持了上文所提出的假设1，即良好的ESG 评级表现抑制了真实盈余管理，表明ESG能够传递出更高质量的盈余信息。

表4：基准回归结果

（二）调节效应检验结果

依据模型（3）得到的估计结果报告在表5 中。第（1）列和第（2）列分别是调节变量为行业市场结构和产权性质的估计结果。第（1）列中核心解释变量（ESGt-1）与交互项（ESGt-1×Ler）的系数均显著，说明调节效应显著。交互项（ESGt-1×Ler）与核心解释变量（ESGt-1）估计系数符号相反，意味着行业垄断势力会弱化ESG评级表现对真实盈余管理的负向影响。换言之，激烈的行业市场竞争强化了ESG评级表现对真实盈余管理的负向影响。这支持了假设H2a，假设H2b 不成立。同理，第（2）列中核心解释变量（ESGt-1）与交互项（ESGt-1×SOEs）的估计系数均显著且符号相反，意味着国有企业的产权性质弱化了ESG评级表现对真实盈余管理的负向影响，因而假设H3a得到验证。

表5：调节效应检验结果

（三）稳健性检验

1.更改被解释变量的测度。在真实盈余管理的测度上，多数文献依据Roychowdhury（2006）[21]模型来测算真实盈余管理。在前文中，本文通过构建真实盈余管理综合指标来衡量真实盈余管理。但本文注意到一些学者采用其他指标来衡量真实盈余管理，现有文献对于企业真实盈余管理的衡量尚未形成统一标准。为了排除潜在的测度偏差对本文实证结果的影响，本文借鉴李增福和曾慜（2017）[23]等的研究，利用综合指标1（RM_1）、综合指标2（RM_2）和真实盈余管理综合指标的绝对值（absREM）去替换原来的被解释变量（REM）进行重新估计。综合指标1（RM_1）的值等于异常经营活动现金流（Ab_CFO）的相反数与异常操纵费用（Ab_DISEXP）相反数的和。综合指标 2 （RM_2） 的值等于异常生产成本（Ab_PROD）与异常操纵费用（Ab_DISEXP）相反数的和。真实盈余管理综合指标的绝对值（absREM）的计算方法则是将异常经营活动现金流（Ab_CFO）、异常生产成本（Ab_PROD） 和异常操纵费用（Ab_DISEXP）3 个残差分别取绝对值然后相加。表6第（1）—（3）列分别报告了替换被解释变量后对应的估计结果。

表6：稳健性检验结果

2.更改核心解释变量。考虑到ESG评级对真实盈余管理影响的滞后性以及可能的内生性问题，本文在基准回归中使用了ESG 评级的滞后一期项（ESGt-1）作为解释变量，但这可能会丢失一部分样本量。为此，本文使用原始的ESG评级数据（ESGt）作为核心解释变量并利用模型（2）进行重新估计，估计结果报告在表6 第（4）列。本文还通过改变ESG 评级的赋值方式进行稳健性检验。具体而言，将华证ESG评级中的C、CC、CCC 评级均赋值为1，以此类推，B类等级均赋值为2，A类等级均赋值为3。然后，采用新的ESG 滞后一期项（ESGt-1_N）作为核心解释变量，估计结果报告在表6第（5）列。

表6 的结果显示，第（1）—（5）列中核心解释变量的估计系数在-0.0023～-0.0111范围内变化。与基准回归结果的估计系数相比，系数的大小出现一定的波动，但是显著性水平并未发生根本性变化。因此，良好的ESG评级表现有助于抑制上市公司的真实盈余管理活动。此外，本文还将因变量替换为应计盈余管理（AEM） 并在回归中控制了真实盈余管理（REM），表6 第（6）列报告了对应的结果。表6 第（6）列的结果表明，良好的ESG评级表现对应计盈余管理仍有显著的抑制作用，这进一步表明良好的ESG评级表现的确具有传递出更高质量的盈余信息的效果，而不是促使企业管理层在两种盈余管理方式之间进行转换。总之，以上稳健性检验的结果为进一步支持前文提出的假设提供了有力的证据。

3.内生性问题处理。内生性问题首先体现在华证ESG评级可能存在地区偏好。为此，本文进一步控制了城市固定效应来缓解这种可能的内生性问题，估计结果报告在表7 第（1）列。从表7 第（1）列的估计结果来看，核心解释变量的估计系数仍然显著为负。此外，反向因果问题可能会使得本文的估计结果有偏。例如，本文所关注的问题是ESG评级表现是否能抑制企业的真实盈余管理活动，但企业的真实盈余管理也可能会反过来影响ESG评级表现。尽管本文使用滞后一期的ESG评级数据有助于减少内生性问题，但估计结果仍不可能完全排除可能的反向因果问题的干扰。因此，本文采用工具变量法并进行两阶段最小二乘法（2SLS）估计。

表7：考虑内生性问题

本文首先按照王琳璘等（2022）[7]的做法，将企业最早一期的ESG 评级（ESG[1]）和企业所在城市其他企业的ESG 均值（AVGESG）作为工具变量，表7 第（2）列和第（3）列是对应的估计结果。为了寻找更加外生的工具变量，本文还参考谢红军和吕雪（2022）[11]、He 等（2022）[24]的思路，使用企业被泛ESG 基金持有的家数（FQ）、地区无偿献血率（Blood）和地区儒家文化强度（Confucian）作为工具变量。其中，儒家文化强度（Confucian）是用孔庙遗存数来衡量的。本文按照He 等（2022）[24]的建议，使用各地区企业ESG 评级表现的均值（ESG_mean）分别与无偿献血率（Blood）和儒家文化强度（Confucian）进行交互，最终使用交互项作为工具变量。结合现有文献来看，以上几个工具变量与企业的ESG评级表现密切相关，满足工具变量相关性的要求。同时，几个工具变量不会对企业的真实盈余管理产生直接影响，因而具有较强的外生性。表7 第（4）和第（5）列展示了对应的估计结果。

表7 第（2）列和第（4）列中工具变量的估计系数高度显著，表明工具变量均与内生变量高度相关。第（3）列和第（5）列中ESGt-1的估计系数均为负，分别在1%和5%水平上显著。与基准回归结果相比，估计系数的绝对值有所增大。这表明在考虑内生性问题后，ESG评级表现对企业真实盈余管理有着更大的负向效应。KP-rk-Wald F 统计量的取值表明本文使用的工具变量不存在弱工具变量的问题。KP-rk LM 统计量也均大于临界值，拒绝了工具变量不可识别的原假设。过度识别检验Hansen J 统计量的值分别为2.647 和3.426，且其P 值均大于0.1，因此，不能拒绝工具变量均为外生的原假设，即本文所选取的工具变量具有较强的外生性。以上多个统计量的结果说明了本文工具变量选取的合理性。总之，内生性问题不影响本文的基本结论。

五、进一步讨论

本部分通过机制分析来考察ESG评级表现影响企业真实盈余管理的可能作用机制。结合前文的分析，本文从减少真实盈余管理的动机和提升外部关注两方面进行机制检验。

（一）减少真实盈余管理的动机

企业管理层进行真实盈余管理的动机大都与融资约束和业绩压力有关。一方面，融资需求是管理层进行盈余管理的重要动机。信息不对称的问题客观存在必然会带来外部融资成本高于内部融资成本的融资约束的问题。为了降低融资约束，企业管理层通常会进行正向的盈余管理来筹集资金（周晓苏等，2016）[25]。另一方面，在较大的业绩压力之下，企业管理层也会处于自身私利的动机，进行更多盈余操纵活动。而良好的ESG评级表现为投资者等利益相关各方在信息不对称的情形下提供了企业值得信赖的强有力的信号，有助于企业与外部利益主体建立密切的联系，增强对企业的信任。这将有助于企业获得更多的资金支持，降低交易成本，提升企业业绩。李志斌等（2022）[26]发现良好的ESG评级表现能够缓解企业融资约束。袁业虎和熊笑涵（2021）[27]的研究也证实ESG 评级表现优异的企业有着更好的绩效水平。因此，在融资约束和业绩压力这些真实盈余管理的动机得到缓解的情况下，企业管理层相应地也会减少真实盈余管理活动。

（二）提升外部关注

随着ESG负责任的投资理念的流行，拥有着良好ESG 评级表现的上市公司势必会引起更多的外部关注。外部关注给企业管理层带来更多“道德成本”压力，从而抑制真实盈余管理活动。一方面，外部关注会发挥监督效应。以证券分析师为代表的外部专业机构有着专业的知识和经验，且有着信息优势，他们在一定程度上能够识别出管理层的盈余管理行为，增强企业财务信息的可靠性。胡玮佳和韩丽荣（2020）[28]认为分析师关注能够发挥外部监督效应，从而降低了企业的盈余管理。另一方面，外部关注也会对散户和中小投资者起到指引作用。专业分析机构对ESG评级的关注会使得投资者更多地关注公司的环境、社会和治理三个维度的可持续发展，而不仅仅是公司短期的利润表现，也会使得管理层把更多的精力放在公司的长期发展上，减少机会主义倾向和对公司财务信息的操纵。

为检验ESG 的上述作用机制，首先要判断ESG评级表现与机制变量之间是否存在显著相关性。为此，本文将被解释变量依次替换为三个中介变量进行估计①。估计结果显示，ESG 评级表现与机制变量之间存在强相关性，且均在1%水平上显著。具体来看，良好的ESG评级表现降低了融资约束，缓解了业绩压力，提升了外部关注。这与上文中的论述一致，也可以初步表明良好的ESG评级表现可以通过以上作用机制来减少企业的真实盈余管理行为。

鉴于传统的中介效应检验模型存在一定争议，本文参照Shaver（2005）[29]的建议，采用结构方程模型来进行更严格的中介机制检验。表8 报告了采用结构方程模型进行中介效应检验的最终结果，包括直接效应、间接效应和总效应。从中可知，良好的ESG评级表现—降低融资约束—减少真实盈余管理（ESG-KZREM）的中介效应系数为-0.0024，置信区间（95%CI）为[-0.0032-0.0017]，不包括0。良好的ESG 评级表现—缓解业绩压力—减少真实盈余管理（ESGPres-REM）的中介效应系数为-0.0008，置信区间（95% CI）为[-0.0010-0.0006]，也不包括0。良好的ESG 评级表现—提升外部关注—减少真实盈余管理（ESG-FXS-REM）的中介效应系数为-0.0007，置信区间（95%CI）为[-0.0009-0.0004]，同样不包括0。这说明，几个机制变量的中介效应均是成立的。此外，直接效应与几个中介效应的系数之和等于总效应，表明除了良好的ESG评级表现减少企业真实盈余管理的直接效应以外，良好的ESG评级表现还可以通过缓解融资约束、减少业绩压力和提高外部关注进而抑制企业的真实盈余管理活动。因此，以上所讨论的作用机制得以进一步验证。

表8：影响机制探讨

六、结论与建议

为考察ESG 表现对真实盈余管理的潜在治理效应，本文基于相关理论和文献提出了待检验假设，并基于2009—2020年中国A股上市公司数据，实证研究了ESG评级表现对企业真实盈余管理的影响。研究发现：（1）积极践行ESG理念的企业有着更低的真实盈余管理水平，意味着ESG有助于抑制企业的真实盈余管理活动。（2）行业市场结构和企业的产权性质在ESG评级表现对真实盈余管理的影响中起到了调节作用。具体来说，激烈的行业市场竞争强化了ESG评级表现对真实盈余管理负向的影响，而国有企业的产权性质弱化了ESG 评级表现对真实盈余管理的负向影响。（3）最后，本文还探讨了ESG评级表现对企业真实盈余管理影响的作用机制。本文发现ESG可以通过减少管理层进行真实盈余管理的动机和引发外部关注两方面效应来约束企业的真实盈余管理。具体表现为，ESG评级表现会通过缓解融资约束、减少业绩压力和提高外部关注来抑制企业的真实盈余管理行为。

基于本文结论以及我国ESG的发展现状，本文提出如下政策建议：

第一，应鼓励企业重视自身的ESG评级表现。本文的研究结论揭示了ESG 对真实盈余管理的治理效应。因此，应当鼓励上市公司重视自身的ESG评级表现，进而加强对企业盈余管理行为的治理。同时，企业也应当把ESG纳入公司战略的考量中，努力提高自身的ESG 评级表现，在积极践行ESG 理念中创造“共享价值”。

第二，引导市场形成良好的竞争环境，完善国有企业的内部控制结构。考虑到行业市场结构和产权性质在ESG与真实盈余管理之间的调节效应，应当引导行业市场形成良好有序的竞争环境，提升ESG评级表现对真实盈余管理的治理效应。另外，还应当完善国有企业的内部控制结构，发挥国有企业在积极践行ESG理念与减少真实盈余管理方面的引领作用。

第三，应进一步推动ESG信息的披露，完善ESG评级的相关标准。本文的研究揭示了ESG具有传递出更高质量的盈余信息的效果。因此，应当进一步重视上市公司ESG 信息的披露，适时推动ESG 信息的强制披露，满足利益相关者的需要，促进资本市场的健康发展。此外，还应当加强ESG评级机构的指导，紧跟国际上ESG发展的趋势。

注：

①限于篇幅，估计结果未列出，作者备索。