侯超惠　張浩

摘要：綠色發(fā)展潮流下，研究ESG評價對企業(yè)融資約束的影響，對于發(fā)現ESG評價的價值、投資者高效決策、企業(yè)應對融資約束，有著重要意義?；?009－2021年我國部分上市企業(yè)的數據，實證分析ESG評價對企業(yè)融資約束的影響，并選取經營風險與信息風險為中介變量，構建中介效應模型，探究影響機制。結果顯示：ESG評價與企業(yè)融資約束負相關，經營風險和信息風險是有效中介變量。因此，企業(yè)重視ESG建設、投資者高效利用ESG評價、評級機構保證評價質量及政府加強監(jiān)管至關重要。

關鍵詞：ESG評價；融資約束；經營風險；信息風險

一、引言

2006年4月，時任聯合國秘書長安南在聯合國環(huán)境規(guī)劃署的金融倡議支持下，提出“責任投資原則”，主張將環(huán)境、社會與公司治理納入投資決策參考。早在這之前，隨著經濟發(fā)展，投資者對企業(yè)的評判已不再局限于市值、經營收入和盈利能力等傳統(tǒng)財務指標，而是將關注點延伸到企業(yè)是否具備正向的環(huán)境、社會等外部效應以及可持續(xù)發(fā)展能力等。在此趨勢下，橫跨環(huán)境、社會、治理三個維度的ESG理念應運而生。ESG理念被視為可持續(xù)發(fā)展思想在企業(yè)界的具象投影，其內涵既包括企業(yè)追求可持續(xù)發(fā)展應遵循的核心綱領，也包括企業(yè)踐行可持續(xù)發(fā)展可借助的行動指南與工具。實踐中，ESG包含三個環(huán)節(jié)，即ESG披露、ESG評價和ESG投資。ESG評價作為ESG實踐的中間環(huán)節(jié)，是一種關注環(huán)境、社會、公司治理的綜合性評價體系。國內外理論研究和實踐表明，ESG評價能夠給予投資者信息補充，進而影響投資者的投資決策及企業(yè)融資。本文目的在于，實證分析ESG評價對企業(yè)融資約束的影響及探究具體影響機制，并在此基礎上，提出相關建議。

二、文獻綜述

作為新興的評價體系，ESG評價被愈來愈多的投資者納入決策參考。Asante-Appiah（2020）研究發(fā)現投資者會通過ESG評價衡量企業(yè)聲譽；Zumente和Lace（2021）指出獲得ESG評級的企業(yè)與未獲得的企業(yè)在交易量上差異顯著。國際上已形成如MSCI等較為成熟的ESG 評價體系，國內ESG評價體系起步雖晚，但以我國國情為依據，對行業(yè)準則、信息披露、監(jiān)管要求等方面進行了調整，所得評價結果能真實反映我國企業(yè)的ESG表現。關于融資約束的含義，Myers和Majluf（1984）的融資優(yōu)序理論認為，資本市場中存在的信息不對稱，使得理性的外部投資者要求較高的融資成本以進行風險補償，所以企業(yè)融資應按照先內部、再外部的順序；在此基礎上，Fazzari等（1988）正式提出融資約束的概念，即融資約束是指當企業(yè)自有資金無法滿足投資意愿，轉而進行外部融資所面臨的困難。針對ESG評價與企業(yè)融資約束的關系，王琳璘、廉永輝等（2022）在研究ESG表現對企業(yè)價值的影響機制時，指出ESG表現與融資約束負相關，但未深入研究。陳玲芳和于海楠（2022）發(fā)現融資約束抑制ESG表現對企業(yè)績效的促進作用。高杰英、褚冬曉等（2021）認為ESG表現通過緩解融資約束改善企業(yè)投資效率，肯定了ESG表現與融資約束的負相關關系。方文彬、王晨等（2022）從信息不對稱角度，分析ESG表現對企業(yè)融資約束的影響。

基于文獻梳理，可以發(fā)現，對ESG評價及融資約束的單獨研究較為豐富，對二者關系的研究就略顯單薄了。雖然諸多學者指出ESG評價與企業(yè)融資約束負相關，但鮮有展開實證研究，實證分析的缺乏使得該結論欠缺說服力。此外，ESG評價對融資約束的影響機制還不夠明晰。因此，本文將實證ESG評價與融資約束的負相關關系，并探究具體影響機制。

三、理論分析與研究假設

首先，良好的ESG評價通過降低經營風險來緩解企業(yè)融資約束。經營風險是企業(yè)由于戰(zhàn)略選擇、產品價格、銷售手段等經營決策引起的不確定性，影響企業(yè)的經營和財務活動，必然成為以利益最大化為追求的投資者的關鍵決策參考。基于聲譽保險角度，企業(yè)的社會信譽資本所具備的保險功能，能在企業(yè)面臨突發(fā)負面事件的時候發(fā)揮作用，通過抵消負面事件的沖擊降低企業(yè)的經營風險；而ESG評價重點關注企業(yè)在環(huán)境及社會層面的擔當，良好的ESG評價有助于樹立企業(yè)敢于擔當和樂于奉獻的正面形象，在一定程度上，增加企業(yè)社會信譽資本?；谛畔⒈O(jiān)督角度，良好的ESG評價意味著企業(yè)有更好的管理制度和人員素質，由于其自身原因產生經營風險的概率偏低；同時，ESG評價高的企業(yè)受到更多關注，外部監(jiān)督更嚴格，惡意隱藏經營問題的難度較大。

其次，良好的ESG評價通過降低信息風險來緩解企業(yè)融資約束。依據信息經濟學，信息的充分性及準確性，是影響決策行為的關鍵因素。而實際中，金融機構等投資者不可能獲得完全多及足夠準確的信息，所以存在信息風險。較早研究企業(yè)融資約束的學者認為，信息不對稱導致的外部資金管理者對投資項目評估成本的升高，進一步造成外部融資成本變高，是企業(yè)內外部融資成本差異產生的重要因素。因此，在學術界，“信息不對稱程度和企業(yè)面臨的融資約束正相關”的結論，得到廣泛認可。Francis et al.（2004）發(fā)現，造成企業(yè)股權融資成本較高的一個重要原因，就是企業(yè)信息披露質量較差。良好的ESG評價，意味著企業(yè)信息披露充分且質量較高，由此降低投資者面臨的信息風險。

最后，利益相關者理論指出，企業(yè)的存續(xù)與政府、股東及消費者等利益相關者密不可分，更加重視社會責任和環(huán)境責任表現的企業(yè)，普遍存在較少的道德風險和逆向選擇問題，更易獲取利益相關者的信任。資源依賴理論也認為，企業(yè)可通過積極投資于社會責任和環(huán)境責任，更好滿足利益相關者的訴求，改善企業(yè)的融資環(huán)境并降低企業(yè)的融資約束。因此，綜合以上多角度的分析研判，本文做出假設1、2。

假設1：ESG評價與企業(yè)融資約束負相關。

假設2：經營風險和信息風險在ESG評價對企業(yè)融資約束的影響中起中介效應。

四、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文樣本為滬深兩市A股主板部分上市企業(yè)，采用來自Wind數據庫、國泰安數據庫等數據庫的數據進行分析，時間范圍為2009年至2021年。在對所有連續(xù)型變量進行1%以及99%的縮尾處理之后，最終保留20752個有效樣本觀測值用以本文的計量分析。

（二）變量選擇

本文被解釋變量為融資約束（FC），采用WW指數，數值越大代表企業(yè)融資約束越大。解釋變量為ESG 評價（ESG），采用華證指數提供的“AAA-C”九檔評級，并從高到低賦值為9～1。中介變量為經營風險（OR）和信息風險（IR）。對于經營風險（OR）的量化，本文采用經行業(yè)和年度均值調整后的資產收益率的波動性來衡量，該值越大，說明經營風險越大。對于信息風險（IR），則首先對瓊斯模型進行改動，然后采用修正的瓊斯模型，計算出可操控性應計利潤的絕對值，用該計算結果度量信息風險；該值越大，代表信息風險越大。本文控制變量包括資產負債率（LEV）；企業(yè)規(guī)模（SIZE）；前10大股東股份占比；凈資產利潤率（ROE）；企業(yè)產權性質（STATE），以企業(yè)是否為國有企業(yè)測度；大股東關聯（LINK）；高管持股比率（MHS）；董事長與總經理兩職合一（Dual）等。

（三）模型設定

以企業(yè)融資約束（FC）為被解釋變量，ESG評價（ESG）為解釋變量，采用回歸分析方法研究ESG評價對企業(yè)融資約束的影響，構建模型（1）。

FCi，t=a0+a1ESGi，t+∑Controli，t+ε（1）

其中，FCi，t表示企業(yè)融資約束，ESGi，t表示ESG評價，∑Controli，t表示控制變量，ε為隨機誤差項；a0表示常數項，a1為待估變量回歸系數，i表示公司，t 表示年份；a1若為負數，則假設1成立。

本文采用逐步回歸法檢驗經營風險和信息風險的中介效應。在模型（1）基礎上，設定模型（2）和模型（3）。

Mediai，t=b0+b1ESGi，t+∑Controli，t+ε（2）

FCi，t=C0+C1ESGi，t+C2Mediai，t+∑Controli，t+ε（3）

其中，Mediai，t表示中介變量；b0和C0表示常數項；b1、C1和C2表示待估變量回歸系數；其余變量設置等同于模型（1）。模型（2）檢驗ESG評價對中介變量的影響，模型（3）檢驗將中介變量視作控制變量之后，ESG評價對企業(yè)融資約束的影響。若b1、C1和C2均不為0，則經營風險與信息風險起中介效應，假設2和假設3成立。

五、實證分析

（一）描述性分析

從表1可看到，WW指數均值為-1.025，標準差為0.075，標準差遠小于均值絕對值，說明觀測間的融資約束程度的差異較小，同時均值與中位數相近，說明融資約束為非偏態(tài)分布。ESG評價均值為4.129，各觀測平均ESG評級為B級。經營風險（OR）均值為4.142，標準差為4.809，標準差大于均值絕對值，說明觀測間經營風險存在較大差異。信息風險（IR）均值為-0.015，標準差為0.088，標準差遠大于均值絕對值，說明觀測間信息風險存在較大差異。

（二）基準回歸分析

表2基準回歸分析表，第一列分析了ESG評價對融資約束影響的總效應，ESG的估計系數為-0.00187，在1%的水平通過顯著性檢驗，說明ESG評價與企業(yè)融資約束負相關，假設1成立。

第二列在第一列的基礎上進一步控制了中介變量經營風險，經營風險的估計系數為0.000453，在1%的水平上通過顯著性檢驗，說明經營風險對融資約束具有顯著的正向影響。第三列報告了ESG評價對于經營風險的回歸結果，ESG的估計系數為-0.0501，在5%的水平上通過顯著性檢驗，說明ESG評價對于經營風險具有抑制作用。綜合第二列和第三列回歸結果，經營風險在ESG評價對企業(yè)融資約束的影響中起中介效應。第四列在第一列的基礎上進一步控制了中介變量信息風險，信息風險的估計系數為0.0608，在1%的水平上通過顯著性檢驗，說明信息風險對融資約束具有顯著的正向影響。第五列報告了ESG評價對于經營風險的回歸結果，ESG的估計系數為-0.00458，在5%的水平上通過顯著性檢驗，說明ESG評級對信息風險具有抑制作用。綜合第四列和第五列回歸結果，信息風險在ESG評價對企業(yè)融資約束的影響中起中介效應。因此，假設2成立。

（三）穩(wěn)健性檢驗

采用替換變量的方法進行穩(wěn)健性檢驗，首先是將被解釋變量融資約束，由原先的WW指數替換為KZ指數。表3第一列中，ESG的估計系數為-0.0752，在1%的水平通過顯著性檢驗，與基準回歸結果一致，OR和IR的中介效應檢驗結果與基準回歸結果基本一致。說明回歸結果不受融資約束具體指標選擇的影響，基準回歸結果具有穩(wěn)健性。

（四）內生性分析

為避免反向因果造成的內生性問題，本文選擇滯后一期的ESG評級作為工具變量，表4報告了工具變量回歸結果。第一階段為內生變量ESG對工具變量滯后一期的ESG的回歸結果，滯后一期的ESG的估計系數為0.683，在1%的水平通過顯著性檢驗，調整R方為0.571，F值大于10，說明滯后一期的ESG不是弱工具變量。第二階段回歸結果，第2-3列為OR的中介效應回歸結果，第4-5列為IR的中介效應回歸結果，結果表明，回歸結果與基準回歸均保持基本一致。將內生性問題納入考慮之后，中介變量仍然有效。

六、結論與啟示

結果表明，ESG評價與企業(yè)融資約束負相關；經營風險和信息風險在ESG評價對企業(yè)融資約束的影響中起中介效應。首先，ESG不再是一個寬泛的概念，它已經能影響到企業(yè)融資約束；企業(yè)要將ESG理念融入企業(yè)文化建設和目標戰(zhàn)略當中去，提升自身管理水平，增加環(huán)境效益，完善ESG信息披露，爭取較好的ESG評價。其次，評級機構要保證ESG評價的質量；ESG評價已成為投資者投資決策的重要參考，評價結果的準確性和完善性至關重要；評級機構要加強對企業(yè)ESG相關信息的挖掘，采用高效精確的方法分析整理，得出客觀科學的評價結論；各評級機構在嚴格自身管理的同時相互監(jiān)督，避免徇私舞弊。再次，投資者深入理解ESG，發(fā)掘ESG評價的參考價值，并將其與其他材料有效結合，提高投資決策的科學性。最后，政府加強對評級機構的監(jiān)管，維護與ESG評價有關的市場秩序，引導ESG向高效健康的方向發(fā)展。

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（作者單位：中央民族大學）