ESG表現(xiàn)有助于降低企業(yè)風險嗎

MACROBUTTONMTEditEquationSection2SEQMTEqn\r\hSEQMTSec\r1\hSEQMTChap\r1\hESG表現(xiàn)有助于降低企業(yè)風險嗎？目錄TOC\o"1-2"\h\u一、引言 摘要：聯(lián)合國環(huán)境規(guī)劃署（UENP）提出的將ESG表現(xiàn)融入公司決策的理念，已逐漸引發(fā)社會各界的廣泛關注與深入討論，成為業(yè)界關注的熱點話題，2020年中國順應時代發(fā)展提出“碳達峰”與“碳中和”的雙碳目標。在當前的市場環(huán)境下，企業(yè)是否能夠通過優(yōu)化ESG表現(xiàn)來有效降低企業(yè)風險，已然成為了一個備受矚目的研究議題。本文聚焦2010至2020年間中國滬深A股上市公司，深入剖析企業(yè)ESG表現(xiàn)與企業(yè)風險之間的內在關聯(lián)。研究發(fā)現(xiàn)：（1）企業(yè)ESG表現(xiàn)對于抑制風險具有顯著效果；（2）與國有企業(yè)相比，民營企業(yè)在ESG方面的卓越表現(xiàn)更能有效抵御風險；（3）在市場化程度較高的企業(yè)中，ESG表現(xiàn)對企業(yè)風險的抑制作用更為凸顯。（4）企業(yè)ESG表現(xiàn)可以通過緩解融資約束降低企業(yè)風險。關鍵詞：企業(yè)風險；ESG表現(xiàn)；中介效應；融資約束；一、引言（一）研究背景ESG理念在時代發(fā)展的過程中逐步完善，不僅逐漸進入企業(yè)戰(zhàn)略選擇的視野中，而且和國家“十四五”規(guī)劃、2035遠景目標不謀而合，相輔相成，企業(yè)ESG表現(xiàn)更是在其綠色轉型高質量發(fā)展的進程中起到助推作用。圖1數(shù)據(jù)來源為中國知網(wǎng)根據(jù)ESG表現(xiàn)檢索的文獻數(shù)量的發(fā)表年度趨勢圖，可以看出從2019年開始ESG表現(xiàn)的相關研究數(shù)量開始逐步上升。而在2022年，證監(jiān)會發(fā)布的《上市公司投資者關系管理工作指引》（證監(jiān)會公告〔2022〕29號）中，ESG相關信息首次被明確納入投資者關系管理的溝通范疇，此舉進一步提升了ESG理念在資本市場中的影響力和關注度，因此企業(yè)ESG表現(xiàn)相關研究數(shù)量呈現(xiàn)一個急劇上升的趨勢；同時中國經(jīng)濟的轉型升級，由高速發(fā)展轉向高質量發(fā)展階段，而ESG理念強調企業(yè)在投融資過程中應充分考量環(huán)境保護、社會責任及公司治理等三個因素，這一理念不僅有助于企業(yè)在經(jīng)濟活動中更加全面地考慮社會和環(huán)境影響，還能夠推動整個社會的可持續(xù)發(fā)展進程，實現(xiàn)中國經(jīng)濟的高質量發(fā)展。圖SEQ圖\*ARABIC圖SEQ圖\*ARABIC1企業(yè)ESG表現(xiàn)文獻發(fā)表總體趨勢較差的企業(yè)ESG表現(xiàn)可能會引起企業(yè)的市場、財務、違約、經(jīng)營與信貸風險，企業(yè)風險的加劇會進一步破壞企業(yè)經(jīng)營的穩(wěn)定性。在此背景下，企業(yè)ESG表現(xiàn)日益成為投資者關注的焦點，基于為相關部門在制定和完善ESG表現(xiàn)、披露制度時提供理論支撐以及激勵企業(yè)積極提升自身ESG表現(xiàn)的目標。所以采用科學、合理的方法，深入剖析上市公司ESG表現(xiàn)對企業(yè)風險的經(jīng)濟影響，顯得尤為重要。ESG表現(xiàn)在企業(yè)轉型過程中扮演著重要的角色，又如何發(fā)揮對企業(yè)風險的抑制作用？融資約束在ESG表現(xiàn)對企業(yè)風險的傳導過程中能否發(fā)揮中介效應？基于此，本文利用2010-2020我國滬深A股上市公司的數(shù)據(jù)，實證考察企業(yè)ESG表現(xiàn)能否抑制企業(yè)風險的滋生以及融資約束能否在此傳導過程中發(fā)揮中介效應。（二）研究意義1．理論意義目前已有文獻分別探討了環(huán)境、社會責任和公司治理這三個單一維度對企業(yè)風險的影響，但鮮有研究從ESG整體視角出發(fā)，系統(tǒng)深入地探討其對企業(yè)風險的全面影響；當前的研究更多聚焦于ESG表現(xiàn)與企業(yè)經(jīng)濟績效、價值等層面的關系，而ESG整體表現(xiàn)對企業(yè)風險的整體作用機制仍缺乏系統(tǒng)性研究。因此，本文旨在從ESG整體角度出發(fā)，全面深入地剖析其對企業(yè)風險的影響，以期填補現(xiàn)有研究的不足。2．現(xiàn)實意義本文的研究結果可以幫助企業(yè)進一步認識到ESG表現(xiàn)對于自身發(fā)展的重要性以及ESG表現(xiàn)所帶來的經(jīng)濟后果。一方面，協(xié)助企業(yè)管理層更深入認識到卓越的ESG表現(xiàn)對企業(yè)風險具有顯著的抑制作用，有助于企業(yè)更好地應對市場挑戰(zhàn)，實現(xiàn)穩(wěn)健發(fā)展，彌補我國ESG研究起步較晚導致企業(yè)對ESG表現(xiàn)缺乏重視的不足，提高企業(yè)履行ESG責任的積極性，進而提升企業(yè)信譽和社會公信力。另一方面，為相關部門進一步完善ESG披露機制、相關立法和政策，實施ESG表現(xiàn)相關規(guī)定提供了經(jīng)驗證據(jù)。（三）主要內容及研究思路1．主要內容第一部分：引言。在這部分中，闡述了本文研究背景、研究思路和研究方法，旨在清晰地勾勒出整個研究框架。最后，我們強調了本文的主要創(chuàng)新點。第二部分：文獻的回顧與評析。在這一環(huán)節(jié)中，我們深入剖析了企業(yè)風險的影響因素，從宏觀的經(jīng)濟環(huán)境到微觀的企業(yè)運營層面均對相關文獻進行了細致的梳理。此外，我們還聚焦于ESG表現(xiàn)所帶來的經(jīng)濟后果，全面回顧了其在企業(yè)資本成本、股票市場表現(xiàn)以及公司整體價值等多個維度的具體影響，總結闡述文獻存在的不足之處。第三部分：理論分析與提出假設?；谛盘杺鬟f理論和委托代理理論，并以現(xiàn)有文獻作為參考，由此推導出融資約束在ESG表現(xiàn)對企業(yè)風險的傳導過程中的影響，并提出假設。第四部分：實證結果與分析。該部分首先通過選取相關變量進行模型建構，再根據(jù)模型使用Stata17軟件對本文研究所涉及的數(shù)據(jù)樣本進行整合處理，即：描述性統(tǒng)計、相關性檢驗和多重共線性檢驗，然后對相關變量進行主回歸分析，從而奠定本文的研究基調，最后通過分組回歸、穩(wěn)健性校驗等方式，全面評估模型的可靠性。第五部分：對整個研究的總結和建議。在此部分，我們首先概括了回歸分析的主要結果，并進行了深入的解析。基于這些分析結果，我們提出了針對性的政策建議，以期對現(xiàn)實經(jīng)濟生活產生積極的指導意義。2．研究思路圖SEQ圖\*ARABIC2研究思路圖研究背景引言研究意義主要內容及研究思路主要創(chuàng)新與研究方法

圖SEQ圖\*ARABIC2研究思路圖研究背景引言研究意義主要內容及研究思路主要創(chuàng)新與研究方法

企業(yè)風險的影響因素ESG表現(xiàn)的經(jīng)濟后果文獻回顧文獻評析

實證結果與分析

研究結論與建議信號傳遞理論理論分析與研究假設委托代理理論

ESG表現(xiàn)對企業(yè)風險的影響融資約束的中介效應產權性質和市場化程度的調節(jié)效應（四）主要創(chuàng)新與研究方法1．主要創(chuàng)新在國內研究中，環(huán)境、社會責任、企業(yè)治理結構等因素對企業(yè)風險產生的影響只停留在個別探索上的情況較多，缺少以ESG為綜合整體進行深度的研究，而這個全面的研究觀點對于深刻理解ESG和企業(yè)風險之間的關聯(lián)性非常重要。因此，本文將環(huán)境、社會責任和公司治理整合為ESG表現(xiàn)這一綜合性非財務指標，深入探究ESG表現(xiàn)整體對企業(yè)風險的影響及其背后的傳導機制，旨在為企業(yè)風險管理提供創(chuàng)新的策略與路徑。2．研究方法本研究運用實證分析方法，深入探討了企業(yè)ESG表現(xiàn)與企業(yè)風險之間的內在聯(lián)系。針對中國滬深股市A股上市公司在2010至2020年間的數(shù)據(jù)，我們提出了研究假設，并構建了相應模型；在數(shù)據(jù)獲取方面，我們利用了國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR），并通過Stata17.0軟件對收集到的數(shù)據(jù)進行了回歸分析。經(jīng)過這一系列嚴謹?shù)难芯坎襟E，我們驗證了研究假設，并最終得出了實證結果。二、文獻回顧本文的研究重點在于探討企業(yè)ESG表現(xiàn)是否能夠有效抑制企業(yè)風險。為此，我們從企業(yè)風險的影響因素以及企業(yè)ESG表現(xiàn)的經(jīng)濟后果兩個維度進行了深入的文獻梳理與總結，以期為后續(xù)研究提供堅實的理論基礎和參考依據(jù)。（一）企業(yè)風險的影響因素1．宏觀層面外部因素對企業(yè)風險的影響是多方面的。首先，商品價格的波動在產品市場和要素市場上都會引發(fā)一定程度的企業(yè)風險，曹玉珊（2012）的研究表明，商品價格的波動對企業(yè)風險有著顯著影響，當價格發(fā)生波動時，會一定程度降低供應商和客戶的履約程度，給企業(yè)的經(jīng)營帶來一定困難，加劇了企業(yè)風險；其次，制度環(huán)境是另一個重要因素，主要在于存在不確定性的經(jīng)濟市場和貿易政策。Czudaj（2017）認為經(jīng)濟政策的不確定性會降低企業(yè)生產率，從而加劇企業(yè)風險，而相較于國有企業(yè)，非國有企業(yè)在面臨貿易政策的不確定性時更為敏感，更容易受到其影響（喬桂明，2021）。這種不確定性不僅抑制了企業(yè)的生產效率，也削弱了企業(yè)的市場競爭力，對整體經(jīng)濟發(fā)展帶來了不可忽視的挑戰(zhàn)；最后，外部監(jiān)管對企業(yè)的內部運營起著至關重要的監(jiān)管作用，包括來自投資者、債權人和其他利益相關者的監(jiān)管，而中國的股權相對集中，這就可能存在控股股東利用股利政策掠奪小股東利益，嚴重增加企業(yè)的財務風險（Faccio，2001），姜秀華和孫錚（2001）的研究表明第一大股東的持股比例對公司的財務風險具有顯著影響，盡管“一股獨大”現(xiàn)象在某些情況下可能暴露出潛在弊端，但大股東憑借其較大的權力，能夠有效地對公司運營進行監(jiān)督，進而幫助企業(yè)降低潛在風險。此外，遲旭升和李明（2011）也強調，在民營企業(yè)中，公司資產與股東個人財富之間的聯(lián)系更為緊密，因此，對這類企業(yè)的監(jiān)管必須更為嚴謹，這種緊密的財富聯(lián)系使得對公司的監(jiān)督變得尤為重要，以確保企業(yè)的穩(wěn)健運營和風險的有效管理；除了股東之外，于富生（2008）指出地方政府的介入也會在一定程度上降低企業(yè)風險，政府無疑是穩(wěn)定企業(yè)經(jīng)營、降低企業(yè)風險的另一股強勁力量。2．微觀層面影響企業(yè)風險的因素主要涵蓋企業(yè)政治關聯(lián)、企業(yè)內部控制、企業(yè)社會責任和創(chuàng)新投入四個方面。覃曼（2016）指出，企業(yè)在初創(chuàng)和發(fā)展階段，與政治的關聯(lián)既帶來機遇又使其成為政府經(jīng)濟共同體的一部分，這不僅對企業(yè)的長期發(fā)展構成挑戰(zhàn)，還加劇了企業(yè)的風險。張敏和黃繼承（2009）則認為，與政府建立密切關系可以降低企業(yè)多元化經(jīng)營所面臨的市場風險；企業(yè)內部控制是企業(yè)自主管理風險的重要機制，Ashbaugh-Skaife（2008）研究表明內部控制存在缺陷的公司呈現(xiàn)較高的個別風險和系統(tǒng)風險，加劇企業(yè)風險，而當企業(yè)內部控制水平較高時，能有效降低企業(yè)的資本成本，從而降低財務和非財務風險（章鐵生，2018）。羅斯在《公司理財》中也指出企業(yè)可以通過內部控制制度的監(jiān)督去建立良好的資本結構體系；企業(yè)社會責任的切實執(zhí)行，是確保企業(yè)穩(wěn)固發(fā)展的重要基石。Choi（2009）的深入研究表明，企業(yè)若以高質量的標準踐行社會責任，不僅能夠有效增強與利益相關者之間的信任紐帶，更有助于構建穩(wěn)固而持久的合作關系，從而獲取企業(yè)發(fā)展不可缺少的競爭性資源，同時馮麗艷（2016）強調，企業(yè)積極承擔社會責任所積累的道德資本與聲譽資本，作為企業(yè)發(fā)展的“護盾”可以有效保障企業(yè)的穩(wěn)健發(fā)展；就創(chuàng)新投入而言，陳彩云（2019）認為，適度的創(chuàng)新投入能夠提升企業(yè)效率，拓寬發(fā)展路徑，并減少風險。然而，若創(chuàng)新投入過度，將增加企業(yè)資金占用，加大融資約束壓力，反而加劇企業(yè)風險。因此，在追求創(chuàng)新發(fā)展的同時，企業(yè)需審慎考慮創(chuàng)新投入的規(guī)模與節(jié)奏。（二）ESG表現(xiàn)的經(jīng)濟后果這部分的文獻回顧主要包括ESG如何影響企業(yè)的資本成本、股票價格表現(xiàn)以及整體的企業(yè)價值。通過分析這些方面，可以更全面地評估ESG表現(xiàn)對企業(yè)的經(jīng)濟影響及產生的經(jīng)濟后果，為投資者和企業(yè)管理者提供更好的決策依據(jù)。關于企業(yè)資本成本，Ghoul（2017）的研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的融資成本會隨著企業(yè)ESG表現(xiàn)得優(yōu)異而降低，特別是在經(jīng)濟環(huán)境不景氣、法律法規(guī)不完善的地區(qū)，這種關系更為顯著。同時，也有研究證實ESG評級較高的公司往往能夠享受更低的加權平均資本成本，并更容易獲得貸款和發(fā)債融資。然而，Nazir（2022）對全球頂尖科技企業(yè)的研究得出了不同的結論。他認為，由于科技行業(yè)具有高度的創(chuàng)新性和高昂的人才成本，企業(yè)的ESG表現(xiàn)與股權成本和債務成本呈正相關。綜上所述，盡管學者們關于ESG表現(xiàn)對企業(yè)資本成本的影響進行了廣泛研究，但結論并不一致。這一領域仍存在諸多爭議和待解決的問題，需要進一步深入研究和探討。在股票市場的表現(xiàn)方面。Deng（2019）以中國A股上市公司為研究對象得出公司在股票市場的表現(xiàn)受到公司ESG表現(xiàn)的正向影響。這一重要發(fā)現(xiàn)不僅進一步強調了ESG因素在資本市場中的核心地位，同時也為投資者提供了寶貴的參考依據(jù)，有助于其做出更為明智的投資決策。特別的是這種正向影響在非國有企業(yè)和第二產業(yè)企業(yè)中表現(xiàn)得更為明顯。這一研究結果為我們進一步理解ESG表現(xiàn)與企業(yè)股票市場表現(xiàn)之間的關系提供了新的視角。另外，李瑾（2021）的研究表明，提升ESG評級分數(shù)可以正向影響股票的超額收益，為投資者帶來額外回報，袁業(yè)虎（2021）通過非平衡面板模型發(fā)現(xiàn)，公司的ESG表現(xiàn)若表現(xiàn)出色，則能顯著提升其每股收益，顯示出ESG績效與財務表現(xiàn)之間的積極關聯(lián)。企業(yè)價值方面，王琳璘（2022）通過研究發(fā)現(xiàn)優(yōu)秀的ESG表現(xiàn)對于降低企業(yè)風險有顯著作用，具體而言，它能夠增強企業(yè)的信譽度和市場認可度；還能有效緩解融資約束，進而提升企業(yè)的經(jīng)濟效率。這一系列正面效應最終將促進企業(yè)價值的提升，凸顯了ESG表現(xiàn)在企業(yè)長遠發(fā)展中的關鍵地位；施懿宸（2018）在IIGF中提出觀點認為更高的市盈率（P/ERatio）以及更高的市凈率（P/BRatio）出現(xiàn)在ESG表現(xiàn)更優(yōu)秀的企業(yè)樣本組中，徐明瑜（2021）的研究指出非國有企業(yè)相對于國有企業(yè)的ESG表現(xiàn)擁有更加顯著的正向效應。一些學者則認為企業(yè)ESG表現(xiàn)與其企業(yè)價值或凈資產收益率不存在明顯相關關系。（三）文獻評析本文旨在探究ESG表現(xiàn)和企業(yè)風險之間的內在關聯(lián)，通過對相關文獻的梳理和總結，發(fā)現(xiàn)現(xiàn)有文獻存在如下現(xiàn)象：第一，在研究企業(yè)風險的影響因素時，現(xiàn)有文獻多從宏觀和微觀兩個角度分別探討內外部因素對企業(yè)風險的影響。然而，這些研究往往將內外部因素分開，單獨分析其對企業(yè)風險的作用，缺乏一個綜合性的研究視角，鮮有文獻將內外部的因素結合分析對企業(yè)風險的影響。第二，經(jīng)過對ESG表現(xiàn)的經(jīng)濟后果文獻的梳理，我們發(fā)現(xiàn)其研究內容主要聚焦于企業(yè)資本成本、股票表現(xiàn)及價值這三個核心領域。目前，關于ESG表現(xiàn)如何作用于企業(yè)風險的研究尚處于匱乏狀態(tài)，所得結論亦存在顯著的分歧與偏差，同時國內ESG表現(xiàn)相關研究起步較晚，多來自國外研究成果。三、理論分析與假設提出在上世紀70年代，邁克爾·斯賓塞提出了信號傳遞理論，其核心特點是信號發(fā)送者通常是企業(yè)內部人員，例如高層主管或經(jīng)理。他們持有關于個人、產品或組織結構的重要信息，而這些信息對外部人來說是不可獲得的。這些信息往往對外部人的決策具有關鍵性的正面或負面影響，從而導致企業(yè)和投資者之間存在信息不對稱的情況；為修正企業(yè)所有者兼任經(jīng)營者的所有權分配模式存在的弊端，伯利和米恩斯創(chuàng)造性地提出了“委托代理理論”，核心思想在于改變該模式，將所有權和經(jīng)營權分別分配給專業(yè)的管理人員，以期解決原有模式弊端，實現(xiàn)企業(yè)的科學高效發(fā)展。同時該理論基于信息不對稱的基礎上產生的，認為企業(yè)所有權和經(jīng)營權分離可能會增加代理成本，從而增加企業(yè)風險。首先，從投資角度來說，Kumar（2016）的研究表明，在同行業(yè)的企業(yè)中，ESG表現(xiàn)更好的企業(yè)股票波動更小，這說明企業(yè)ESG表現(xiàn)能夠提高企業(yè)抵御外部風險的能力?；谛盘杺鬟f理論，企業(yè)的利益相關者難以全面把握企業(yè)的經(jīng)濟狀況、財務信息，因此會導致在做出相關投資決策時產生偏差，市場這只“看不見的手”的資源分配效率大幅度下降，甚至引發(fā)企業(yè)的債務融資成本的上升，融資約束程度也隨之增強。針對這一問題，黃珺（2023）指出，ESG信息作為非財務信息的重要組成部分，是對財務信息的有益補充。投資者可以通過分析企業(yè)的ESG表現(xiàn)，深入了解公司的非財務信息、長期發(fā)展戰(zhàn)略以及實際經(jīng)營狀況，優(yōu)化投融資決策。因此企業(yè)往往可以通過良好的ESG表現(xiàn)提高投資者對其認可度，公司融資約束也隨著信息不對稱問題的解決得到約束。其次，從代理成本的角度出發(fā)，利益相關者的權益得益于良好的ESG表現(xiàn)從而受到保護，緩解了股東和企業(yè)之間的委托代理矛盾，進而降低代理成本，這樣也能有效提升企業(yè)內部的管理結構，消除由于企業(yè)內部管理結構不善造成的企業(yè)融資約束壓力。Sharfman（2008）研究發(fā)現(xiàn)在經(jīng)濟下行的時候，投資者更相信有效的ESG管理策略能夠讓公司更加靈活的應對經(jīng)濟不穩(wěn)定帶來的風險，而在經(jīng)濟不穩(wěn)定的時候，融資行為會直接改變企業(yè)的資本結構，更高的融資約束壓力會讓企業(yè)更加依賴內部融資，導致固定資產冗余進而企業(yè)會承擔更大的企業(yè)風險，而企業(yè)良好的ESG表現(xiàn)通過完善企業(yè)內部結構緩解融資約束壓力，增強企業(yè)抵御風險能力。最后，結合信號傳遞理論和委托代理理論可以得出，企業(yè)良好的ESG表現(xiàn)可以通過降低信息不對稱程度、完善企業(yè)內部結構和降低代理成本等三種方式有效緩解企業(yè)融資約束壓力，達到降低企業(yè)風險的作用。因此本文提出假設：H1：ESG表現(xiàn)良好可以減輕融資約束，抑制企業(yè)風險。H2：ESG表現(xiàn)良好無法減輕融資約束，抑制企業(yè)風險。本文研究邏輯框架圖如圖3所示。圖SEQ圖\*ARABIC3ESG表現(xiàn)對企業(yè)風險的影響傳導機制四、實證結果與分析（一）樣本選取和變量定義1．樣本選取本文以2010至2020年中國滬深股市A股上市公司為研究樣本，通過一系列篩選過程：首先，排除了ST、*ST類企業(yè)，以排除業(yè)績異常的公司對研究結果的干擾。其次，考慮到金融行業(yè)的特殊性，本文剔除了金融類上市公司。最后，本文刪除了關鍵變量存在缺失值的公司樣本，以保證數(shù)據(jù)的完整性。在數(shù)據(jù)來源方面，華證ESG評級數(shù)據(jù)來自于萬得（Wind）數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫，以確保研究的權威性和準確性。經(jīng)過嚴格篩選，最終獲得了27,991個觀測值。本文借助Stata17.0軟件對所有連續(xù)變量進行縮尾，即使用1%和99%對應分位數(shù)的值來替換那些極端值，從而避免回歸結果受到異常值的干擾。這樣的處理方式增強了數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性，使得研究結果更加可靠。2．變量的定義（1）解釋變量ESG數(shù)據(jù)是本文的解釋變量，為方便實證分析，本文參照《經(jīng)濟研究》中方先明（2023）的做法，通過賦值量化的方式，根據(jù)ESG評價體系被分為C至AAA九個等級，本文將這九個等級分別賦予1至9的數(shù)值，其中分數(shù)越高表示企業(yè)的ESG表現(xiàn)越優(yōu)異。這一賦值方式不僅使得ESG表現(xiàn)能夠以更直觀的形式呈現(xiàn)，還有助于我們更深入地探討ESG表現(xiàn)與企業(yè)風險之間的關系。（2）被解釋變量本文的被解釋變量為企業(yè)風險。參考了張敏和黃繼承（2009）的研究，選定年度貝塔系數(shù)（Beta）作為企業(yè)風險的量化指標。該指標數(shù)據(jù)取自國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫，能夠更精準地反映企業(yè)在當年度的市場風險狀況，從而為后續(xù)分析提供有力支持。（3）控制變量根據(jù)金融論壇中安素霞（2022）的研究，在財務狀況方面關注的指標：資產收益率（ROA）、流動比率（Liqui）、公司規(guī)模（Size）、盈利能力（Earning）、固定資產比例（Fixed）、成長能力（Growth）；在內部治理水平方面關注的指標：管理層持股比例（Manage）、股權集中度（Share）、獨立董事比例（Dire）。這些因素可能對企業(yè)風險產生影響，因此在研究中需要加以控制和考量，對于相關變量的定義在表1所列示。表SEQ表\*ARABIC1相關變量的定義變量類型變量名稱變量代碼變量描述及公式解釋變量企業(yè)ESG表現(xiàn)L.ESG滯后一期的華證ESG評級被解釋變量企業(yè)風險Beta衡量企業(yè)市場風險：企業(yè)當年分市場年度貝塔系數(shù)Zscore衡量企業(yè)財務風險：按Zscore模型計算得到控制變量資產收益率ROA凈利潤/總資產余額流動比率Liqui流動資產/流動負債公司規(guī)模Size總資產的自然對數(shù)盈利能力Earning銷售收入/總資產固定資產比例Fixed固定資產/總資產成長能力Growth營業(yè)收入增長率管理層持股比例Manage管理層持股數(shù)占總股數(shù)比例/100股權集中度Share第一大股東持股比例/100獨董比例Dire獨立董事人數(shù)占董事人數(shù)比例/100產權屬性SOE國有控股企業(yè)為1，其他企業(yè)為0虛擬變量年度變量Year年度的虛擬變量行業(yè)變量Ind行業(yè)的虛擬變量省份變量Pro省份的虛擬變量分組變量產權屬性SOE國有控股企業(yè)為1，其他企業(yè)為0市場化程度Score根據(jù)各省市的樊綱指數(shù)計算中位數(shù)，高于中位數(shù)的為1，低于中位數(shù)的為0中介變量融資約束FC按照FC指數(shù)模型計算得出（二）模型構建本文將企業(yè)風險（Risk）定義為被解釋變量，被解釋變量ESG表現(xiàn)（ESG）先通過華證ESG評級賦值量化，然后用L.ESG表示ESG表現(xiàn)進行滯后處理，體現(xiàn)ESG表現(xiàn)的價值效應存在滯后。同時，為控制年份和行業(yè)因素對研究結果的影響，我們還引入了年度（year）和行業(yè)（ind）虛擬變量。這一處理方式有助于提高研究的準確性和可靠性，確保所得結論更為客觀和科學，則表示未被考慮到模型中的其他因素，構建模型以檢驗ESG表現(xiàn)是否可以降低企業(yè)風險。具體模型表示如下：（三）描述性統(tǒng)計1．描述性統(tǒng)計從表2中可以看出本文涉及變量的統(tǒng)計結果，可以看出ESG的均值為4.000，標準差為1.087，最小值為1，最大值為6.250，說明樣本選取的2010-2020的滬深A股上市公司的ESG表現(xiàn)整體屬于中上水平，但通過標準差我們不難看出，不同企業(yè)之間的ESG表現(xiàn)存在較大的差異。用于衡量企業(yè)風險的兩個維度變量中，從市場維度出發(fā)的年度beta值的均值為1.084，標準差為0.277，最小值為0.338，最大值為1.979，表明上市公司之間股票市場風險差異較大；從投資者維度出發(fā)的Zscore的均值為4.976，標準差為5.764，最小值為0，最大值為36.81，最大值和最小值的差異懸殊，說明樣本選取的2010-2022的滬深A股上市公司所面臨的財務風險各有不同且存在較大差異，同時通過Z評分法以及Zscore的均值，可以粗略判斷企業(yè)整體的財務狀況較為健康。表SEQ表\*ARABIC2描述性統(tǒng)計變量樣本量均值標準差最小值最大值Beta27,9911.0840.2770.3381.979Zscore27,9914.9765.764036.81ESG27,9914.0001.08716.250SOE27,9910.3650.48201ROA27,9910.04060.0574-0.1810.207Liquid27,9912.5842.6480.36115.73Size27,99122.151.27520.0026.00Earning27,9910.6210.45302.473Fixed27,9910.2130.1590.002340.675Growth27,9910.1540.346-0.5141.812Manage27,9910.1380.20100.676Share27,9910.3480.1480.09000.729Dire27,9910.3750.05340.3330.5712．Pearson相關性檢驗表3是對企業(yè)風險和企業(yè)ESG表現(xiàn)進行Pearson相關性檢驗,可以看出：企業(yè)ESG表現(xiàn)（ESG）與企業(yè)風險（Beta)的相關系數(shù)為-0.038，在1%的置信水平上存在顯著的負相關關系,說明基本支持本文的假設H1，良好的企業(yè)ESG表現(xiàn)對企業(yè)風險存在抑制作用。表SEQ表\*ARABIC3相關系數(shù)檢驗VariableBetaESGBeta1ESG-0.038***1注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平3．多重共線性分析為了更準確地研究企業(yè)ESG表現(xiàn)與企業(yè)風險之間的關系，本文通過評估多重共線性，為了準確評估變量間的真實關系，需排除控制變量的干擾，因此采用檢驗多重共線性的方式對控制變量之間的共線性進行檢驗，即使用方差膨脹因子（VIF），若其值小于10，則多重共線性較輕；VIF越接近1，共線性程度越輕。如表4所示是多重共線分析結果，各變量的VIF都在1的范圍左右浮動，容差值均大于0.1，可以得出變量間的多重共線性問題不存在。表4多重共線性分析VariableVIF1/VIFLiquid1.4000.715Size1.3200.757Manage1.2500.798ROA1.2300.814Earning1.1600.859Growth1.1300.882Fixed1.1000.906Share1.0700.936Dire1.0100.989MeanVIF1.190（四）回歸結果與分析參考豪斯曼（Hausman,1978)提出的設定檢驗方法，其原始假設為：ui與所有的解釋變量都不相關，也就是假設使用隨機效應模型，通過Hausman檢驗得到p值，p_value=0<0.05，Hausman檢驗得出結果拒絕原假設，因此本文后續(xù)采用固定效應模型進行回歸分析。本文對樣本進行基準回歸時引入虛擬變量年度（year）和行業(yè)（ind），以此來檢驗企業(yè)ESG表現(xiàn)是否有助于降低企業(yè)風險。表5列示了基本回歸結果，當用Beta表示企業(yè)風險時，在1%的置信水平上L.ESG的回歸系數(shù)為-0.007，ESG表現(xiàn)和企業(yè)風險之間呈現(xiàn)顯著負相關關系。由此可以看出，良好的ESG表現(xiàn)有效緩解了企業(yè)風險，基本支持本文的假設H1。表5基本回歸分析BetaBetaL.ESG-0.010***-0.007***(0.002)(0.002)SOE0.060***(0.004)ROA-0.263***(0.030)Liquid-0.003***(0.001)Size-0.016***(0.002)Earning0.013**(0.004)Fixed-0.005(0.012)Growth-0.007(0.005)Manage-0.004(0.010)Share-0.015(0.011)Dire-0.001(0.029)Cons1.064***1.373***(0.015)(0.037)YearYesYesIndustryYesYesN2406124061Adj-R20.1180.136F108.77395.547t-valuesareinparentheses***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1（五）穩(wěn)健性檢驗為確保本研究的結論具有更高的可信度，我們通過以下四種檢驗方式對穩(wěn)健性進行校驗。替換被解釋變量。本文采用Zscore系數(shù)作為替代指標，對被解釋變量Beta進行替換，在計算Z值時，本文參考安素霞的研究，采用了Altman提出的修正Zscore財務指標，以更全面地衡量企業(yè)的財務風險。回歸結果如表6所示，在控制變量的影響下，ESG表現(xiàn)和Zscore系數(shù)在1%的置信水平上正相關，相關系數(shù)為0.173，ESG表現(xiàn)越高，Z值就越高，企業(yè)所面臨的風險就越低。因此采用替代指標進行回歸，回歸結果依然保持穩(wěn)健。表6替換被解釋變量回歸結果ZscoreZscoreL.ESG-0.149***0.173***(0.035)(0.025)SOE-0.070(0.062)ROA19.378***(0.475)Liquid1.496***(0.012)Size-0.943***(0.024)Earning0.775***(0.066)Fixed1.628***(0.190)Growth-0.259***(0.075)Manage-4.239***(0.153)Share-1.095***(0.176)Dire2.403***(0.454)Cons5.068***18.614***(0.347)(0.580)YearYesYesIndustryYesYesN2406124061Adj-R20.0860.572F76.781804.261t-valuesareinparentheses***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1更換解釋變量的度量方法。通過三分之一賦值法，將評級從C到A排序，均等分為三份分別賦值為1、2、3。重新賦值后的變量命名為ESG_1，其滯后一期的變量名為L.ESG_1。接著，對重新賦值后的ESG_1和Beta進行回歸分析。表7所示為替換解釋變量度量方式后的回歸結果，ESG表現(xiàn)和Beta值在1%上的置信區(qū)間上顯著負相關，相關系數(shù)為-0.012，經(jīng)過替換被解釋變量的度量方式的穩(wěn)健性檢驗后，回歸結果依然支持本文提出的假設H1，這進一步證實了回歸結果的穩(wěn)健性和可靠性。表7替換解釋變量度量方式回歸結果BetaBetaL.ESG_1-0.012***-0.006(0.003)(0.003)SOE0.059***(0.004)ROA-0.273***(0.030)Liquid-0.003***(0.001)Size-0.017***(0.002)Earning0.014**(0.004)Fixed-0.006(0.012)Growth-0.006(0.005)Manage-0.006(0.010)Share-0.014(0.011)Dire-0.007(0.029)Cons1.047***1.386***(0.015)(0.037)YearYesYesIndustryYesYesN2406124061Adj-R20.1170.135F107.60995.045t-valuesareinparentheses***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1（3）剔除特殊年份的方式進行穩(wěn)健性檢驗。本文樣本選取為2010-2020的滬深A股上市公司，其中2020年正值新冠疫情爆發(fā)最為嚴重的一年，上市公司所面臨的風險加劇，2020年的樣本存在外部影響過大，因此對2020年的樣本進行剔除。如表8所示，企業(yè)的ESG表現(xiàn)和Beta值之間依舊存在顯著的負相關關系。在剔除了2020年的數(shù)據(jù)后，發(fā)現(xiàn)Beta的影響系數(shù)為-0.015、-0.010，ESG表現(xiàn)對年度Beta值的影響仍是顯著的，因此，經(jīng)過剔除特殊年份樣本后，實證結果依然保持穩(wěn)定且有效。表8剔除特殊年份回歸結果BetaBetaL.ESG-0.015***-0.010***(0.002)(0.002)SOE0.070***(0.004)ROA-0.345***(0.034)Liquid-0.003***(0.001)Size-0.020***(0.002)Earning0.010*(0.005)Fixed-0.012(0.013)Growth-0.012*(0.005)Manage0.001(0.011)Share-0.004(0.012)Dire-0.017(0.032)Cons1.103***1.516***(0.016)(0.040)YearYesYesIndustryYesYesN2084120841Adj-R20.1060.131F85.91081.677t-valuesareinparentheses***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1（4）增加虛擬變量。本文只對年份（year）和行業(yè)（ind）兩個虛擬變量進行控制，考慮到我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡，市場化程度也有明顯差異，企業(yè)ESG表現(xiàn)對企業(yè)風險的影響可能受到企業(yè)所在省份的影響，因此增加省份的虛擬變量（pro）進行回歸。表9表示增加省份虛擬變量（pro）的回歸結果，企業(yè)ESG表現(xiàn)和年度Beta值在1%的顯著性水平上存在顯著負相關關系，同樣支持本文假設H1。表明增加省份虛擬變量后，本文的實證結果仍保持穩(wěn)健。表9增加省份虛擬變量回歸結果BetaBetaL.ESG-0.011***-0.008***(0.002)(0.002)SOE0.058***(0.004)ROA-0.262***(0.030)Liquid-0.003***(0.001)Size-0.016***(0.002)Earning0.014***(0.004)Fixed-0.003(0.012)Growth-0.006(0.005)Manage-0.002(0.010)Share-0.021(0.011)Dire-0.000(0.029)Cons1.096***1.407***(0.017)(0.038)YearYesYesIndustryYesYesProvinceYesYesN2406124061Adj-R20.1250.141F58.19257.362t-valuesareinparentheses***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1（六）進一步檢驗前文研究已初步驗證假設H1，即支持良好的ESG表現(xiàn)有助于降低企業(yè)風險，然而，考慮到產權屬性和市場化程度的不同，企業(yè)ESG表現(xiàn)對企業(yè)風險的抑制作用可能存在差異。因此，為了更深入地探討這一問題，本文將樣本企業(yè)按照產權屬性和樊綱指數(shù)進行分組，并分別進行回歸分析。通過這種方式，我們可以進一步檢驗企業(yè)ESG表現(xiàn)對不同產權屬性和市場化程度的企業(yè)風險的影響是否存在差異，從而為相關決策提供更為準確和全面的依據(jù)。1．按企業(yè)的產權屬性分組回歸企業(yè)產權屬性是影響企業(yè)ESG表現(xiàn)與企業(yè)風險關系的重要因素。在我國特有的經(jīng)濟環(huán)境下，國有企業(yè)和民營企業(yè)在資源獲取和政策支持等方面存在明顯的差異，而ESG表現(xiàn)對企業(yè)風險的影響可能會因為不同產權屬性而存在差異。因此本文分別對國有企業(yè)、非國有企業(yè)的樣本進行回歸分析，更全面地探究ESG表現(xiàn)和企業(yè)風險之間的關系，為政策制定和企業(yè)管理提供更為精準的參考。表10是產權性質分組回歸的結果，在不同的產權屬性下進行主回歸得出它們的ESG表現(xiàn)與企業(yè)風險之間均展現(xiàn)出顯著的負相關關系，參考連玉君的做法，對變量進行費舍爾組合檢驗，通過重新抽樣得出p值為0.05表明組間系數(shù)存在顯著差異。可以得出相較于國有企業(yè)，主回歸在非國有企業(yè)中更為明顯，國有企業(yè)雖然擁有豐富的資源和優(yōu)越的平臺，但這就導致投資者認為國有企業(yè)提升ESG表現(xiàn)是受到國家政策的壓力而非主觀能動性的提升，而非國有企業(yè)不同，非國有企業(yè)的主要經(jīng)營目的在于提高企業(yè)盈利能力，所以當非國有企業(yè)的ESG表現(xiàn)良好時，公眾會認為非國有企業(yè)發(fā)揮了主觀能動性，主動承擔ESG責任，被認為是一種具有前瞻性和科學性的做法，更能得到潛在投資者的信任，進而更有效地降低企業(yè)風險。表10產權性質分組回歸結果國有企業(yè)非國有企業(yè)BetaBetaL.ESG-0.010**-0.017***(0.004)(0.002)ROA0.348***-0.132**(0.070)(0.043)Liquid-0.002-0.000(0.003)(0.001)Size0.013-0.001(0.007)(0.005)Earning0.0190.036***(0.013)(0.011)Fixed0.0100.008(0.035)(0.030)Growth-0.010-0.017**(0.008)(0.006)Manage-0.2420.076**(0.207)(0.023)Share-0.081-0.068(0.044)(0.035)Dire0.009-0.059(0.067)(0.059)Cons0.920***1.289***(0.187)(0.156)YearYesYesIndustryYesYesN902015041Adj-R20.101-0.110F58.48324.658組間系數(shù)差異p值0.050t-valuesareinparentheses***p<0.01,**p<0.05,*p<0.12．按企業(yè)的所在地區(qū)市場化程度分組回歸根據(jù)王玉蓉（2009）的研究指出市場化程度越高，企業(yè)的代理成本就越低，而代理成本的降低有助于完善上市公司的公司治理結構，良好的公司治理結構也就是ESG中的G對于企業(yè)風險具有抑制作用，因此本文采用樊綱（2003）提出的市場化指數(shù)衡量企業(yè)所在地區(qū)的市場化程度，同時根據(jù)杜勇（2019）的做法將樣本根據(jù)企業(yè)所在地區(qū)樊綱指數(shù)的平均數(shù)分組，將高于平均數(shù)的賦值為1，低于平均數(shù)的賦值為0，進行分組回歸。表11所示為分組回歸的結果，根據(jù)費舍爾組合檢驗得出組間差異系數(shù)p值為0.050，組間差異顯著，我們可以得出以下結論：在市場化程度較高的企業(yè)中，ESG表現(xiàn)對企業(yè)風險的抑制作用更為顯著。這反映出這些企業(yè)更加關注ESG表現(xiàn)，并因此贏得了市場投資者的信任。這種信任使得這些企業(yè)能夠更好地抵御股票市場波動所帶來的風險，從而確保企業(yè)的穩(wěn)健發(fā)展。表11市場化程度分組回歸結果市場化程度高市場化程度低BetaBetaL.ESG-0.025***-0.020***(0.003)(0.003)SOE0.0300.041*(0.018)(0.019)ROA0.0360.092(0.050)(0.063)Liquid-0.0010.002(0.002)(0.002)Size-0.014**-0.016**(0.005)(0.006)Earning0.004-0.000(0.012)(0.014)Fixed0.034-0.065(0.034)(0.035)Growth0.0000.034***(0.007)(0.008)Manage0.105***0.126**(0.029)(0.043)Share-0.075*-0.120**(0.038)(0.044)Dire-0.060-0.012(0.065)(0.071)Cons1.505***1.535***(0.116)(0.135)N1401710044Adj-R2-0.227-0.171F12.34610.834組間系數(shù)差異p值0.050t-valuesareinparentheses***p<0.01,**p<0.05,*p<0.13．中介效應信息不對稱和代理問題是引發(fā)融資約束的主要障礙。從公司的角度來看，公司可以通過股權融資和債務融資降低信息不對稱導致的代理成本；從市場角度來看，市場要求公司披露更多ESG信息消除公司和市場之間存在的“信息壁壘”。因此，ESG表現(xiàn)可以通過解決上述兩類問題達到緩解企業(yè)的融資約束的作用，進一步拓寬了企業(yè)的融資渠道和方式、完善企業(yè)的公司內部結構和提高企業(yè)經(jīng)營的穩(wěn)定性，實現(xiàn)抑制企業(yè)風險的目標，因此本文根據(jù)Hadlock和Pierce（2009）、況學文（2010）、張悅玫（2017）得出的FC指數(shù)模型計算得出融資約束（FC），并針對融資約束的中介效應進行檢驗。如表13所示，第一列表明L.ESG對Beta值在1%的置信水平上顯著負相關，相關系數(shù)為-0.0141，同時ESG表現(xiàn)有助于緩解企業(yè)融資約束，而FC指數(shù)和Beta值之間在1%的置信水平正相關，因此可以認為企業(yè)融資約束問題越強企業(yè)所面臨的風險越高，企業(yè)ESG表現(xiàn)可以通過緩解企業(yè)融資約束達到降低企業(yè)風險的目標，進一步支持本文的假設H1。表12融資約束中介效應回歸結果BetaFCBetaL.ESG-0.0141***-0.0072***-0.0133***(-6.64)(-6.08)(-6.30)FC0.1081***-6.53ROA-0.05190.7643***-0.1345***(-1.22)-25.17(-3.04)Liquid-0.00090.0165***-0.0027**(-0.80)-16.48(-2.29)Size0.0058-0.1792***0.0252***-1.11(-36.72)-4.15Earning0.0328***-0.0238***0.0354***-3.12(-2.77)-3.39Fixed0.00460.00540.004-0.18-0.24-0.15Growth-0.0159***-0.0091***-0.0149***(-2.88)(-2.75)(-2.70)Manage0.0571**0.1433***0.0416-2.12-7.97-1.54Share-0.0982***0.0809***-0.1070***(-2.98)-3.22(-3.24)Dire-0.0260.031-0.0294(-0.52)-0.99(-0.59)Cons1.0256***4.3633***0.5539***-8.47-38.61-3.9YearYESYESYESIndustryYESYESYESObservations22,97422,97422,974Adj-R20.3560.8670.358t-valuesareinparentheses***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1五、結論與展望（一）研究結論經(jīng)過上述的詳細檢驗與深入分析，本研究得出了以下幾個主要結論：（1）從企業(yè)風險兩個不同維度進行分析，得出企業(yè)良好的ESG表現(xiàn)可以有效降低企業(yè)風險，其中包括股票市場維度的Beta值和財務成本維度的Zscore，考慮到變量度量誤差等內生性問題之后，這一結論仍然成立。（2）非國有企業(yè)在提升ESG表現(xiàn)方面相較于國有企業(yè)表現(xiàn)出了更為明顯的抑制效應。這是因為非國有企業(yè)主動承擔ESG表現(xiàn)的行為被投資者認為是一種前瞻性的行為，更能吸引資本市場上投資者的關注，從而建立投資者對公司的信任，進一步降低企業(yè)風險。（3）在市場化程度較高的區(qū)域，由于市場競爭的激烈程度加劇，企業(yè)面臨著更為嚴峻的風險和挑戰(zhàn)。正是在這樣的環(huán)境中，投資者和市場對ESG表現(xiàn)的關注度隨之提高，并將其作為評估企業(yè)價值和投資潛力的重要指標。因此，在市場化程度高的地區(qū)，企業(yè)通常會投入更多的資源和精力來提升ESG表現(xiàn)，以達到投資者和市場的期望。（4）在ESG表現(xiàn)與企業(yè)風險之間的傳導過程中，企業(yè)融資約束起到了的“中介”作用。這一作用體現(xiàn)在，ESG表現(xiàn)優(yōu)秀的企業(yè)往往能夠更容易地獲得融資支持，從而緩解融資約束，進而降低企業(yè)風險。（二）政策建議（1）本文實證結果表明企業(yè)積極提升ESG表現(xiàn)有助于緩解企業(yè)風險，因此相關部門需要擴大ESG表現(xiàn)披露的普及程度，進一步規(guī)范ESG信息披露的標準和要求，做到ESG披露體系的標準化和普適化，引導企業(yè)真正做到披露切實有效的ESG信息。（2）本文實證結果表明提高非國有企業(yè)的ESG表現(xiàn)更能降低企業(yè)風險，因此國家和政府需要加大力度支持民營企業(yè)的發(fā)展，集中資源支持非國有企業(yè)ESG披露體系的完善，發(fā)揮民營企業(yè)ESG發(fā)展的優(yōu)勢，進一步穩(wěn)固企業(yè)的發(fā)展。（3）市場化程度高的地區(qū)更加注重ESG表現(xiàn)的提升，這表明企業(yè)要從以往的發(fā)展理念轉換到新型發(fā)展理念，即將ESG發(fā)展理念融合在企業(yè)發(fā)展規(guī)劃和戰(zhàn)略之中，實現(xiàn)ESG表現(xiàn)在企業(yè)發(fā)展、經(jīng)營等方面的全面滲透，才能更好滿足各方利益相關者需求，順應時代的發(fā)展趨勢。（4）基于企業(yè)融資約束在企業(yè)ESG表現(xiàn)與企業(yè)風險間所起的中介作用，在風險監(jiān)管方面，企業(yè)應建立完善的風險預警機制，及時發(fā)現(xiàn)和應對潛在的ESG風險。同時，加強與金融機構的溝通與合作，優(yōu)化融資結構，降低融資成本，從而減輕融資約束對企業(yè)運營的負面影響。

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