机构投资者对ESG披露价值效应的调节作用

The Moderating Effect of Institutional Investors on the Value Effect of ESG Disclosure

摘要: 随着绿色可持续发展理念逐渐深入人心，ESG信息披露也受到社会各界的关注。本文立足于自愿披露的现实背景，以我国2011~2020年1073家A股上市公司为样本，使用固定效应模型实证分析了ESG信息披露透明度对企业价值的影响和机构投资者及其异质性对该影响的调节作用。并进一步分析了不同情境下调节作用的差异。结果表明：(1) 国内上市公司ESG信息披露具有企业价值提升的功能；(2) 机构投资者能够正向调节ESG信息披露与企业价值的关系，且相较于压力敏感型机构投资者，该调节效应在压力抵制型机构投资者中更显著；(3) 不同情景下机构投资者的调节作用存在差异，在高市场化程度、国有企业以及低污染行业企业调节作用更显著；(4) 拓展性研究发现，压力抵制型机构投资者能够促进ESG信息披露，而压力敏感型机构投资者则起到相反的作用。

Abstract: With the concept of green and sustainable development gradually gaining popularity, ESG information disclosure has also attracted the attention of all sectors of society. Based on the realistic background of green and low-carbon development, this paper takes 1073 A-share listed companies in my country from 2011 to 2020 as samples, and uses the fixed effect model to empirically analyze the impact of ESG information disclosure transparency on corporate value and institutional investors and their heterogeneity. The differences in regulatory effects in different contexts were further analyzed. The results show that: (1) ESG information disclosure of domestic listed companies has the function of enhancing corporate value; (2) Institutional investors can positively adjust the relationship between ESG information disclosure and corporate value, and compared with pressure-sensitive institutional investors, the Moderating effect is more significant in pressure-resistant institutional investors; (3) There are differences in the regulatory effect of institutional investors in different scenarios, and the regulatory effect is more significant in high marketization, state-owned enterprises, and low-pollution industries; (4) The extended study found that pressure-resistant institutional investors can promote ESG information disclosure, while pressure-sensitive institutional investors have the opposite effect.

1. 引言

2020年7月21日下午，中共中央总书记习近平在企业家座谈会讲话：“企业既有经济责任、法律责任，也有社会责任、道德责任。”随着我国经济进入新的发展阶段，企业社会责任也逐渐受到社会各界的高度关注。ESG作为一种综合考量企业环境绩效、社会责任承担以及公司治理的绩效评价标准，代表更绿色、更负责、更高效的公司治理模式，高度切合可持续发展和高质量发展要求。ESG披露作为ESG体系的核心和基石 [1] ，是ESG评级和ESG投资的重要依据和参考。在国家的高度关注下，ESG披露意识得到了快速的提升，但相较于国外，我国目前仍处于自愿披露阶段，强制性披露范围小且力度不足，这导致我国企业披露数量少，披露动力不足。因此，探讨我国企业以何种动力进行ESG信息披露，成为推动可持续发展和高质量发展的重要议题。

有研究指出，我国企业进行ESG披露的内在动力仍是实现企业价值的提升和创造 [2] 。但目前有关二者关系的研究尚未得出一致结论，主要包括正向相关性 [3] 、负向相关性 [4] 和没有相关性 [5] 三种结论。二者错综复杂的关系给企业为何要披露ESG信息带来了巨大的困惑。因此，澄清二者之间的关系对于增强我国企业ESG信息披露动力十分关键。然而，在自愿披露背景下，仅用内部动力解释ESG披露的驱动因素还远远不够。因此，有学者从媒体舆论 [6] 和制度约束 [7] 视角表明我国企业增强社会责任披露内在动力还需外部施压，但已有文献较少聚焦于作为ESG报告受众的机构投资者及其异质性。

有鉴于此，本文以2011~2020年A股上市企业为研究样本，揭示了企业ESG信息披露可能存在的主要内在动力，以及机构投资者对ESG披露与企业价值关系存在何种作用。

2. 理论分析与研究假设

2.1. ESG信息披露与企业价值

从信号传递理论来看，为了与未践行ESG信息披露责任的企业区分开来，主动披露ESG信息的企业更愿意向社会公众展现其在环境保护、社会责任以及公司治理方面的行为，通过此方式向市场传递其稳定向好的积极信号，从而增强投资者的投资意愿和信心，为企业带来更高资本溢价。

具体地，透明的ESG信息披露能够传递如下积极信号：一是说明企业具有绿色、负责、高效的公司治理模式，并且能够通过这种负责任的治理模式履行职责，满足企业各方的合法权益，具有长期稳定向好发展的潜力；二是说明企业当前拥有良好的绩效，ESG披露会增加企业额外的成本，相较于小规模或者绩效不佳的企业，实力更强，资金更雄厚以及规模越大的企业更有意愿和能力其披露其ESG信息。因此，越透明的ESG信息披露越能够降低与利益相关者之间的信息不对称，同时，越能增强投资者信心，降低融资约束，进而提升企业价值。基于此，本文提出：

H1：ESG信息披露对企业价值具有正向影响。

2.2. 机构投资者在ESG披露与企业价值关系中的调节作用

组织合法性理论认为，企业与其利益相关者间有着一种无形的社会契约 [8] ，企业的经营必须符合契约要求，否则就会受到来自利益相关者和公众的惩罚。为了降低惩罚成本，在不改变原本组织架构的前提下，企业往往会通过披露更多的环境、社会责任和公司治理方面的信息，以满足利益相关者的要求。因此，来自外部的压力在企业价值与ESG信息披露间可能存在调节作用。

机构投资者作为ESG报告的受众和企业的利益相关者之一，同样拥有影响企业ESG信息披露的能力，机构股东相较于个股股东，持股比例更高，能够通过出售企业股票的形式间接影响公司的治理和ESG信息披露行为。同时，机构投资者能够凭借其强大的信息收集和分析能力及时发现企业是否存在虚假披露，进而决定是否继续持有或是抛售公司股票，以此影响企业的股价和其在资本市场上的竞争力 [9] ，最终迫使企业高层提高ESG信息披露透明度。基于此，本文提出：

H2：机构投资者能够在ESG信息披露与企业价值间发挥调节作用。

2.3. 不同类型机构投资者在ESG披露与企业价值关系中的调节作用

不同类型机构投资者其投资目标及参与公司治理方式存在差异，从而对企业ESG披露也可能持不同态度，因此，仅通过机构投资者整体持股比例分析其在ESG披露与企业价值关系中的调节作用可能还不够准确。Brickley等(2007)将与企业存在商业关系的机构投资者定义为压力敏感型，反之定义为压力抵抗型 [10] 。前者由于其便利性，较压力抵抗型机构投资者更容易取得其投资组合中企业的内部信息，而对于企业公开的ESG信息可能关注度较低，同时可能会为了维持其信息优势而阻碍企业披露信息；后者资金来源特定且受严格法制监管，且与持股机构没有商业关系，导致内部信息获取困难，信息不对称风险更大，而透明的ESG信息披露，能够降低不确定性风险，能够为压力抵抗型机构投资者做出有效的持股决策提供保障，因此，会更关注企业的ESG信息，在监督管理层上显示出更大积极性。基于此，本文提出：

H3：相较于压力敏感型机构投资者，压力抵抗型机构投资者更能够调节ESG信息披露与企业价值的关系。

3. 研究设计

3.1. 变量选择与定义

(1) 被解释变量

本文主要探讨企业ESG信息披露对企业的资产在资本市场上的反应，因此，本文选择使用较多的托宾Q值衡量企业价值。美国经济学家James Tobin将托宾Q系数定义为该系数为企业股票市值对股票所代表的资产重置成本的比值。比值的大小能够反映市场投资者对企业管理前景的看好程度，比值越大，表明市场投资者越看好企业的管理前景，因此也更愿意用超过该企业资产价值的价格来购买其股票，反之。

托宾Q比值的计算公式如下：

托宾Q值 = 总资产的市场价值/总资产的重置成本 = (股权的市值 + 负债的账面值)/总资产的账面值

(2) 解释变量

本文重点考察ESG信息披露程度对企业价值的影响，以往的研究多用权威机构的ESG评级数据衡量公司的ESG披露水平。但这种方法有两个缺点：一是没有统一的评级标准和评级要求 [11] ，评级机构由于选取的ESG关键词和权重不同，对同一家公司的ESG评级也不同，可能导致结论偏颇 [12] 。二是企业管理者可能会采取策略和行动，如贿赂评级机构、隐瞒有害信息和“洗绿”来提高ESG评级得分，将损害企业的长期价值 [13] 。因此，本文选取来自彭博(Bloomberg)数据库中的ESG披露得分数据作为解释变量。彭博(Bloomberg) ESG信息披露得分用于衡量一家企业公开报告的ESG数据的数量，并不衡量企业在环境、社会和治理(ESG)问题上的实际表现，更加契合本文的研究。

(3) 调节变量

随着我国证券市场规模的不断扩大，机构投资者持股市值占比逐年提升，在新冠疫情时期，ESG信息披露质量高的企业表现出更强的抗压性，疫情爆发之后，机构投资者在做投资决策时也愈发关注企业的ESG信息披露。本文借鉴袁冬梅等(2021) [14] 的做法，选取整体机构投资者持股比例作为机构投资者的代理变量。并借鉴赵钰桓(2019) [15] 的做法，将机构投资者分为压力敏感型和压力抵抗型。

(4) 控制变量

考虑到其他变量对实证结果可能带来的影响，借鉴已有文献 [16] ，引入如下控制变量：公司规模(Size)、资产负债率(Lev)、现金流比率(CF)、营业收入增长率(Growth)、第一大股东持股比率(Top1)、固定资产比率(Fixed)、虚拟变量产权性质(SOE)、两职兼任虚拟变量(DUAL)、市场化程度(MP)。具体变量定义如表1所示。

Table 1. Variable definition table

表1. 变量定义表

3.2. 模型设定

本文基于前文分析，建立如下模型以检验ESG信息披露对企业价值的直接影响：

${\text{TobinQ}}_{it}={\alpha }_0+{\alpha }_1{\text{ESG}}_{it}+{\alpha }_2{\text{Controls}}_{it}+{\displaystyle \sum \text{Year}}+{\displaystyle \sum \text{Firm}}+{\epsilon }_{it}$ 。 (1)

其中，i代表企业，t代表年份， ${\text{TobinQ}}_{it}$ 代表了企业i在第t年的企业价值， ${\text{Controls}}_{it}$ 为i企业第t年的ESG信息披露得分， ${\text{Controls}}_{it}$ 代表控制变量，使用包含公司规模(Size)、资产负债率(Lev)、现金流比率(CF)、营业收入增长率(Growth)、第一大股东持股比率(Top1)、固定资产比率(Fixed)、产权性质(SOE)、两职兼任(DUAL)控制公司的规模、负债的水平、偿债能力、可持续发展能力、股权集中度、固定资产闲置水平、产权性质、董事会权力制衡水平等方面的差异，考虑到市场化程度可能会对ESG信息披露与企业价值关系产生影响，故在控制变量中加入了市场化程度(MP)。详细的变量定义可见表1。 ${\displaystyle \sum \text{Year}}$ 和 ${\displaystyle \sum \text{Firm}}$ 分别代表时间固定效应和个体固定效应， ${\epsilon }_{it}$ 为随机扰动项。本文重点关注模型(1)、模型(2)和模型(3)中的系数 ${\alpha }_1$ 、 ${\theta }_3$ 和 ${\beta }_1$ 。

本文进一步构建调节效应模型以检验机构投资者持股对ESG披露与企业价值关系的调节作用。借鉴Balli and Sørensen (2013) [17] ，建立如下调节效应模型：

${\text{TobinQ}}_{it}={\theta }_0+{\theta }_1{\text{ESG}}_{it}+{\theta }_2{\text{INVH}}_{it}+{\theta }_3\left({\text{ESG}}_{it}\ast {\text{INVH}}_{it}\right)+{\gamma }_4{\text{Controls}}_{it}+{\displaystyle \sum \text{Year}}+{\displaystyle \sum \text{Firm}}+{\epsilon }_{it}$ (2)

另外，为了回答机构投资者是否会对企业ESG披露行为产生影响，以及不同类型的机构投资者对ESG信息披露产生的影响是否存在差异性，存在何种差异性等问题建立模型：

${\text{ESG}}_{it}={\beta }_0+{\beta }_1{\text{INVH}}_{it}+{\beta }_2{\text{Controls}}_{it}+{\displaystyle \sum \text{Year}}+{\displaystyle \sum \text{Firm}}+{\epsilon }_{it}$ (3)

3.3. 样本选择与数据来源

本文选择2011~2020年我国沪深A股上市公司为研究样本。并对原始样本做了以下处理：(1) 剔除了ST和*ST类样本数据以及金融保险类企业；(2) 删除了相关数据缺失的样本；(3) 为了避免异常值对结果的干扰，本文对所有连续变量进行了上下1%的缩尾处理。最终获得包含1073家上市企业，共8737个样本观测值的非平衡面板数据。ESG信息披露数据选自彭博数据库中ESG信息披露得分；财务数据来自CSMAR；市场化程度的划分借鉴王小鲁的《中国分省份市场化指数报告(2018)》。

4. 实证结果分析

4.1. 描述性统计

由表2的描述性统计结果可知，样本企业TobinQ的均值为2.1261，标准差为1.5812，最大值超过9，而最小值只有0.8116，说明我国A股上市公司的企业价值存在较大差异。在ESG信息披露方面，最ESG披露的均值在20.8777，说明我国A股上市企业ESG披露整体水平不高。变量之间的差异性为本文的研究提供了契机。同时，机构投资者持股比例INVH的均值为50.8%，表明了机构投资者在A股上市公司的股权结构中的重要地位，所以其对企业管理者经营决策的影响不可小视。其他控制变量的描述性统计结果与已有文献基本保持一致，在此不再进行详细的说明。

Table 2. Descriptive statistics

表2. 描述性统计结果

4.2. 基准回归分析

本文首先研究了ESG信息披露与企业价值的关系，表3汇报了使用非平衡面板数据回归分析的结果，经检验，各变量间的VIF均值为1.26，最大值为1.77，远小于10，故模型不存在多重共线性。第(1)列为未加入控制变量的回归结果，ESG信息披露的回归系数为0.0143，在1%的显著水平显著为正。第(2)列为加入控制变量，但未控制年份固定效应的回归结果，ESG信息披露的回归系数为0.0139，仍然在1%的显著水平显著为正。第(3)列加入控制变量且控制了年份和个体固定效应之后ESG信息披露回归系数为0.0203，依然1%的水平显著，表明ESG信息披露透明度越高的企业，提高企业价值的可能性越大。

Table 3. Benchmark regression results

表3. 主回归结果

注：^*、^**、^***分别表示值在0.1、0.05、0.01水平以上的值，在括弧内表示估计的稳健标准差。下表亦同。

4.3. 调节效应回归分析

4.3.1. 机构投资者对ESG披露与企业价值的调节作用

机构投资者调节效应的检验结果如表4所示。为了显示机构投资者对ESG信息披露与企业价值的调节机制，对模型(2)进行了回归，回归结果如表4第(1)~(4)列所示。为了检验该调节效应在不同类型机构投资者中的差异，本文将机构投资者按照压力抵制型(INVH_Preresi)和压力敏感型(INVH_Presenti)进行分类，代入模型(2)重新回归，回归结果如表4第(5) (6)列所示。为避免交互项与自变量和调节变量之间产生高度共线而导致模型估计产生偏差，又对相关变量进行了中心化处理。

第(1) (2)列INVH的回归系数均在1%水平显著为正，说明机构投资者能够提升企业价值。主回归检验结果表明ESG信息披露亦能提升企业价。ESG * INVH的回归系数是本文检验ESG信息披露、机构投资者对企业价值交互影响的重要证据。根据表4第(3) (4)列发现，在加入控制变量前后ESG * INVH的回归系数分别为0.0436和0.0268，且在1%和5%的水平显著，说明机构投资者能够对ESG信息披露与企业价值的关系起到正向调节作用。第(5)列交互项的系数为0.1547，且在1%的水平显著为正，第(6)列交互项的系数为−0.0570，但不显著，表明压力抵制型机构投资者能够对ESG披露与企业价值关系的起到正向的调节作用，而压力敏感型机构投资者对二者没有调节作用，表明相较于与企业存在商业关系的机构投资者，不存在商业关系的机构投资者更能够迫使企业披露更多的ESG信息，从而提升企业价值。

Table 4. Conditioning effect regression results

表4. 调节效应回归结果

4.3.2. 机构投资者的调节作用在不同情景下的差异

市场化程度差异。市场化程度的高低在一定程度上能够反映该地区政府和市场之间的关系，同时也代表了市场在资源配置过程中所起作用的大小。一般而言，市场化较低地区的政府对企业的干预偏多，因此，企业为了获取更多的政治资源需要花费成本维护与政府之间的良好关系，过度承担社会责任，这就导致企业整体成本增加。同时市场化较低地区的法治环境较差，企业发布虚假信息所需要付出的代价较低，机构投资者对企业披露的ESG信息难以查证，很难做出积极的反馈。

综上，本文预期在高市场化程度地区机构投资者对二者关系的调节作用更显著。回归结果如表5 (1) (2)列所示，交乘项的分组回归系数分别为0.0334和0.0063，且前者在1%的显著水平显著为正，后者不显著，说明机构投资者在高市场化程度地区对二者关系具有明显的正向调节作用，但未能证明其在低市场化程度地区的调节作用。

Table 5. Differences in the moderating role of institutional investors in different scenarios

表5. 机构投资者的调节作用在不同情景下的差异

产权性质差异。不同产权性质的企业在经营战略和管理方式上存在差异，非国有企业较于国有企业受到更少的政府干预。其追求企业价值最大化的动机可能更为明显，因此，机构投资者较于国有企业，对于非国有企业可能更具有参与公司治理的动力。机构投资者迫使企业披露ESG信息以减少信息不对称，降低代理成本，最终实现企业价值的提升。

综上，本文预期在非国有企业中机构投资者的调节作用更明显。回归结果如表5 (3) (4)列所示，第(3)列交乘项的回归系数为正但不显著，不能说明其调节作用，第(4)列交乘项的回归系数为0.1111，在1%水平显著，说明机构投资者能够在非国有企业中正向调节ESG披露与企业价值的关系。

污染程度差异。所处行业的环境脆弱程度可能会影响机构投资者对企业ESG披露的态度。本文按照企业所处行业的污染程度将企业划分为高污染企业和低污染企业¹。迫于环境规制的压力，高污染企业更可能愿意改善企业的环境绩效来减少高额的罚款。此外，相较于低污染企业，社会公众和机构投资者可能会更多地关注高污染企业的环境表现。

综上，本文预期机构投资者在高污染企业中的调节作用更明显。表5 (5) (6)列汇报了分组回归结果，其中高污染企业交乘项回归系数为负，但不显著，低污染企业交乘项的系数在1%的水平显著为正，与预期相反。其原因可能是：一方面，高污染企业在改善环境绩效的过程中会投入比不改善环境绩效之前更多的成本，使得很多企业不愿意改善环境绩效，因此也不愿意进行ESG信息披露。第二，高污染企业从投资改善环境绩效到环境绩效带给企业利润的周期过长，削弱了机构投资者对高污染企业披露ESG信息的热情。

4.4. 稳健性分析

(1) 替换变量。为了保证本文结论的可靠性，参考王波(2022) [16] 和王蓉(2022) [18] 的做法，将被解释变量托宾Q (TobinQ)替换成资产收益率(ROA)和市净率(PB)重新进行回归。回归结果如表6 (1)~(4)列所示，第(1) (3)列未加入控制变量，ESG披露的回归系数在1%显著水平显著为正，第(3) (4)列为加入控制变量之后的回归结果，虽然回归系数大小发生变化，但并未改变系数的符号，ESG披露的系数依然在1%的水平显著为正。替换变量的结果与主回归结果一致。

Table 6. Robustness check

表6. 稳健性检验

(2) 滞后处理。考虑到企业从开始进行ESG信息披露到ESG信息披露对企业的价值产生影响这一过程可能存在延迟，加上ESG信息披露与企业价值之间本身可能存在内生性问题，因此本文对ESG信息披露作了滞后一期的处理。回归结果如表6第(5) (6)列所示，第(5)列未加入控制变量，滞后期的ESG信息披露回归系数在1%的水平显著为正，第(6)列加入控制变量后结果仍显著。再次证明了本文结论的稳健性。

5. 拓展性研究

机构投资者异质性对ESG信息披露影响

不同类型机构投资者持股与企业ESG信息披露关系的检验结果如表7所示。其中，第(1) (3)列是未加入控制变量的回归结果，回归结果显示，INVH_Presenti (压力敏感性机构投资者)和INVH_Preresi (压力抵制型机构投资者)的回归系数为−5.6593和2.1942，且在1%水平显著。第(2) (4)列在是综合考虑全样本变量的基础上的回归结果，回归结果显示，INVH_Presenti和INVH_Preresi的回归系数为−6.8180、2.7693，依然在1%的水平显著。结果表明，首先，不同类型机构投资者对企业ESG信息披露的影响存在差异；其次，压力抵制型机构投资者更加关注企业的长远利益，能够对企业ESG信息披露起到积极的促进作用。而压力敏感性机构投资者起到相反的作用，原因可能在于，压力敏感型机构投资者与被投资企业之间存在商业关系或利益联系，所以具有信息优势，因此对披露的ESG信息关注较少。

Table 7. The impact of heterogeneous institutional investor shareholdings on ESG disclosure

表7. 异质性机构投资者持股对ESG披露的影响

6. 结论与启示

本文利用彭博ESG披露得分数据分析了在以中国为代表的新兴市场中ESG信息披露对企业价值的创造和提升功能，并进一步探析了机构投资者及其异质性对ESG披露与企业价值关系的调节作用，以及这种调节作用在不同情景中的差异。研究发现：(1) 国内上市公司ESG信息披露对企业价值具有显著的正向影响，表明ESG信息披露具有价值创造和提升功能；(2) 机构投资者能够正向调节ESG信息披露与企业价值的关系，且这种调节作用在不同类型机构投资者中存在明显差异，相较压力敏感型机构投资者，压力抵制型机构投资者更能够迫使企业披露ESG信息，进而提升企业价值；(3) 机构投资者的调节作用在不同情境下存在明显差异，在高市场化程度地区，低污染程度行业以及非国有企业中机构投资者的调节作用更明显；(4) 不同类型机构投资者对企业ESG信息披露存在截然不同的影响，压力抵制型机构投资者更加关注企业的长远利益对企业ESG披露具有显著正向影响，压力敏感型机构投资者反之。

基于上述结论，本文的启示在于：第一，ESG信息披露具有提升企业价值的功能。因此，加快ESG信息披露的顶层设计，依法推动企业强制性披露ESG信息，建立符合中国国情和各行业特点、具有中国特色具体且灵活的披露标准、指引及监督机制刻不容缓。政府需要在按照信息披露相关原则的基础上建立具有全面性、一致性和高质量的信息披露标准的同时，兼顾完善ESG披露监督机制，防止上市企业弄虚作假。第二，考虑到机构投资者对ESG信息披露与企业价值关系的调节作用，应该积极带动市场的投资理念主动向ESG靠拢。第三，充分考虑机构投资者异质性对ESG信息披露的不同影响，为了推动企业ESG信息披露的发展，应该规范投资行为，优化机构投资者的结构。

NOTES

¹根据中国证券监督管理委员会2012年修订的《上市公司行业分类指引》和环保部发布的《上市公司环保核查行业分类管理名录》，将以下行业定义为重污染行业：B06、B07、B08、B09、C15、C17、C18、C19、C22、C25、C26、C27、C28、C29、C31、C32、D44、D45。