分析師關注與企業ESG表現
——兼論經濟政策不確定性的調節效應

石華軍,張冶秋

(湖南工業大學 經濟與貿易學院,湖南 株洲 412007)

一、引言

近年來,隨著我國經濟逐漸轉向高質量發展,可持續發展理念日益成為廣泛共識。黨的二十大報告明確指出:我國要加快發展方式綠色轉型,積極穩妥推進碳達峰碳中和。在此過程中,企業作為經濟實體,其行為必然會影響整個社會的可持續發展。2018年證監會發布《上市公司治理準則》,首次明確指出上市公司應及時披露環境、社會和公司治理(Environment,Social and Governance,簡稱ESG)信息,滬深及香港證券交易所也不斷強化企業對于ESG信息披露的相關要求。企業ESG表現屬于企業社會責任范疇,但與傳統社會責任不同的是,ESG主要關注的是企業可持續發展能力,尤其是環境、社會和公司治理三個重要維度,傳遞了經濟價值和社會價值相統一的觀念,近年來受到廣泛關注。相較于證監會、注冊會計師等,分析師作為同樣重要的外部監督者卻擁有更強的信息收集與分析能力,且能夠向外界提供投資意見,影響企業股價走勢[1]628。在環境規制較強、企業信息披露要求不斷提高的背景下,分析師關注如何影響企業ESG表現成為一個重要的研究課題。

雖然企業的重要決策高度依賴于管理層的性格與利益相關者的壓力,但證券公司等金融機構不僅為企業提供資金資源,也提供信息咨詢、風險管理等服務,會對管理層決策產生重要影響[2]74。為了了解分析師關注如何影響企業社會責任與ESG表現,Min Zhang等指出:分析師是金融市場的守門員之一,他們對企業保持高度關注,并有一定的方式獲取上市公司的機密信息,促使企業進行更透明的信息披露,并影響管理者的決策[3]85。因此,基于社會責任投資理念,分析師應當積極引導企業提升其ESG表現,增強可持續發展能力,并以此推動全社會的高質量發展。

目前的文獻初步驗證了分析師關注度與企業社會責任之間的潛在相關關系。具體而言,許多學者認為分析師關注具有監督效應,他們與背后的機構投資者可能會主動關注或投資社會責任表現好的企業,或是避開那些社會責任表現較差的企業,迫使管理層為獲得利益相關者支持而積極履行社會責任[4]276[5]17。也有部分學者認為分析師關注可以幫助公司從各個利益相關者那里獲得有利的估值和聲譽資本,從而鼓勵公司參與社會責任行為[3]79。

在現有文獻的基礎上,本文的研究意義在于:首先,此前學者主要關注廣義上的企業社會責任表現,主要是社會回饋,如“公益慈善”等,對重點關注企業可持續發展能力和潛力的ESG表現研究較少,且鮮有考慮經濟下行壓力等外部環境對企業ESG表現的影響。在經濟政策不確定性增強、環境保護壓力較大的背景下,探索分析師關注、企業ESG表現與經濟政策不確定性之間的多重關系對企業可持續發展至關重要,具有一定的現實意義。其次,此前有關分析師關注的研究更多集中于企業財務績效與企業資本市場表現,且我國關于分析師關注與企業ESG表現的文獻較少。因此,本文從金融服務實體與經濟下行壓力加大的背景出發,主要探究分析師關注度、企業ESG表現、經濟政策不確定性的相關關系。

二、文獻回顧與研究假設

(一)分析師關注與企業ESG表現

近些年,許多學者認為,分析師關注度提高增加了企業信息披露的透明度,從而迫使企業更加注重ESG表現,提高企業社會責任參與。Harjoto and Jo的研究發現:分析師關注度提高通過增加企業道德行為的社會壓力,從而提高企業社會責任參與[7]。Min Zhang等,Chun等的實證分析結果表明:被更多分析師關注的公司從事的社會責任活動更多,并且這種影響在非國有企業中更為顯著[3]90[8]。Hu等利用2010-2017年我國上市公司的數據,研究發現分析師關注度提高顯著促進了企業社會責任表現,并對企業價值的提升產生了積極影響[5]。Lei Z.等考察了分析師關注對企業社會責任的影響,結果表明:更多的分析師關注能夠顯著促進企業社會責任表現[6]。

由于分析師監督效應的存在,企業受到分析師關注越多時,往往更加傾向于履行社會責任。第一,分析師作為重要的外部監督者,能夠提升企業對外信息披露的透明度,有助于推動企業社會責任的履行[9];第二,分析師背后是資金雄厚的機構投資者,有些管理上百億資金的明星基金經理在任職之前可能會從事分析師一職。而上市公司有時為了“迎合”機構投資者,往往更加傾向于積極的ESG表現;第三,我國自2010年3月開始試點融資融券業務,逐步放松賣空管制,而在賣空壓力下,企業管理者有動力采取措施,以緩解賣空壓力對公司股價的負面影響[10]。根據信號傳遞理論,企業良好的ESG表現有助于向分析師等外界投資者和監督者傳遞積極信號,從而緩解企業賣空壓力?；诖?本文提出假設1:

H1:分析師關注度越高,企業ESG表現越好。

(二)經濟政策不確定性與企業ESG表現

經濟政策不確定性最早由S.R.Baker等于2016年提出,是一種基于媒體報道對經濟政策不確定性進行量化的指標[11]1630。此前的研究認為,企業作為經濟增長的主體必然受到外界環境變動的影響。具體來說,經濟政策不確定性等外部環境變化會影響企業社會責任投資。根據信號傳遞理論,企業良好的ESG表現能夠向外界傳遞積極信號,降低企業風險。因此,在外部環境波動較強時企業往往會主動提升其ESG表現。Yang J.等,劉惠好和馮永佳以我國A股上市公司為樣本,通過實證研究發現在經濟政策不確定性較強或顯著提升時,企業往往會積極承擔社會責任[12-13]。王永海和郝曉敏以我國A股上市公司為樣本,實證分析表明,經濟政策不確定性通過影響企業面臨的系統性風險,進而影響企業社會責任的履行程度[14]。

這種影響可以從三個方面進行分析:第一,由于企業并非獨立于社會與行業的個體,其發展必然會受到宏觀經濟發展狀況及經濟政策變化的影響。尤其是制造業企業這種產業鏈上下游效應較為明顯的行業,在外部環境不確定性較大的時期,企業需要采取措施降低風險,而積極承擔社會責任、主動提升ESG表現是企業降低風險的方式之一。第二,根據信號傳遞理論,在經濟下行風險加大時,企業良好的ESG表現有助于向股東、債權人等利益相關者傳遞“可持續發展”的信號,從而提升其對企業未來發展的信心。第三,當外部不確定性增加時,企業的外部融資成本也會更高,但良好的ESG表現能夠降低企業融資成本,且分析師背后的機構投資者投資也是企業外部融資的重要方式之一。因此,企業會傾向于較高的ESG表現[2]。此外,制造業是“國之根本”。經濟下行時期,為維護大眾投資者的利益,增強民眾對經濟復蘇的信心,政府更有動機引導制造業企業履行社會責任?；诖?本文提出假設2:

H2:經濟政策不確定性越高,分析師關注度對企業ESG表現的影響越大。

三、研究設計

(一)樣本選取

以我國A股上市制造業企業為樣本,受限于ESG數據的起始年份為2011年。因此,構建2011—2020年的面板數據集,并對相關數據進行如下清洗工作:①剔除ST及*ST企業;②剔除ESG數據缺失的企業;③對連續變量(虛擬變量除外)進行縮尾處理。經篩選,共得到402家企業2011—2020年共4 020個樣本的面板數據(1)。

(二)變量定義

1.被解釋變量

企業ESG表現。借鑒劉丹等的研究,選擇彭博數據庫發布的中國A股上市公司ESG評分[15]40。彭博(Bloomberg)是全球最大的財經資訊公司,發展較為成熟,相較于Wind、華證等國內評級機構,彭博數據庫的ESG評分獨立性更強,涵蓋的指標更多,企業覆蓋更全面,其ESG評分更權威且更具代表性。

2.解釋變量

分析師關注度(LnAna)。本文以每家上市公司每年分析師跟蹤分析團隊數加1的自然對數表示分析師關注度。

3.調節變量

經濟政策不確定性(EPU)。經濟政策不確定性是指政府制定政策的時間、內容以及政策導向等所存在的重大不確定性和不明確性。由于企業難以預知未來一段時期內政府現行經濟政策的走向以及政策可能對經濟造成的影響,從而經濟政策不確定性會對企業管理層的決策產生重要影響[11]1608。

借鑒袁寶龍和李琛的方法,本文選擇Baker等編制的經濟政策不確定性指數(Economic Policy Uncertainty Index)來衡量我國經濟政策不確定程度,并采取算術平均的方式將月度經濟政策不確定性指數轉化成年度經濟不確定性指數[16]。該方法對香港《南華早報》有關我國經濟政策的文章進行統計和標準化處理后得到該指數,具有較強的準確性和代表性[11]1613。

4.控制變量

筆者對相關文獻進行梳理后發現,公司性質、財務績效等都會對企業ESG表現產生影響。因此選取以下變量為控制變量:應收賬款周轉率、產權性質、凈資產收益率、流動比率、資產負債率等。同時在穩健性檢驗部分,選取董事會規模、獨立董事占比、管理層持股比例、機構持股比例、是否兩職合一可能會影響企業決策的公司治理的關鍵控制變量作為外生沖擊變量引入實證模型。此外,模型中還加入了年份虛擬變量(Year)和個體虛擬變量(Enter)以控制年份和個體固定效應。具體選取的解釋變量、被解釋變量與控制變量定義如表1所示。

表1 變量定義

(三)模型構建

為驗證H1,借鑒Yi Zhang的研究[1]632,構建以分析師關注度(LnAna)為解釋變量,企業ESG表現(ESG)為被解釋變量的固定效應模型,如式(1):

ESGit=α0+α1LnAnait+αkControlsit+

Yeart+Enteri+εit

(1)

為檢驗H2,借鑒劉丹等的研究[15]40,構建模型如式(2):

ESGit=α0+α1LnAnait+α2EPUit+α3EPUit×

LnAnait+αkControlsit+Yeart+

Enteri+εi

(2)

在實證模型中,i代表公司,t代表年份,Controls代表控制變量,Year和Enter分別代表控制時間和個體的固定效應,ε為殘差項。模型(1)檢驗分析師關注度對企業ESG表現的影響,該模型應重點關注系數α1:若系數α1顯著為正,則表明分析師關注度越高,企業ESG表現就越好。模型(2)驗證經濟政策不確定性在分析師關注度與企業ESG表現之間所起的作用,在該模型中,除了關注α1的符號和顯著性外,還需重點關注α3,以分析經濟政策不確定性如何影響分析師關注度與企業ESG表現。

四、實證分析

(一)描述性統計

主要變量的描述性統計結果如表2所示。被解釋變量(ESG)的均值、最大值、最小值、標準差分別為21.36、43.80、9.091、6.670,說明我國制造業企業ESG表現總體水平較高但差距較大,且存在較為明顯的個體差異。解釋變量(LnAna)的均值、最大值、最小值、標準差分別為2.048、3.951、0、1.172,表明各企業之間分析師關注度的總體差距較小,但存在較大的個體差異。調節變量(EPU)的均值、最大值、最小值、標準差分別為191.1、390.4、92.11、107.6,可以看出我國2011-2020年經濟政策變動較大。其余控制變量的描述性統計結果見表2,不再贅述。

表2 描述性統計表

(二)相關性分析

為了分析各變量之間的相關度,排除控制變量存在線性相關的可能,對全樣本進行系數相關性檢驗,結果如表3所示?？梢钥闯?第一,解釋變量分析師關注度與被解釋變量企業ESG表現在1%的水平上顯著正相關,初步驗證了H1,但仍需考慮控制變量并進行多元回歸分析;第二,各解釋變量之間相關性總體較低,說明各變量之間基本不存在嚴重的多重共線性。

表3 相關系數矩陣

(三)回歸分析

為驗證H1與H2,使用面板數據進行回歸分析,回歸結果如表4所示。模型(1)的回歸結果顯示,分析師關注度與企業ESG表現顯著正相關,H1成立。分析師關注度對企業ESG表現的影響機理可以從以下三個方面進行分析:第一,分析師對企業具有監督效應,能夠提升企業對外信息披露的透明度;第二,證券分析師發布的研究報告與投資意見可能會影響投資者的投資行為,促使企業進行積極的社會責任參與;第三,企業社會責任方面的負面新聞可能會引起投資者的撤資或賣空行為。模型(2)檢驗了經濟政策不確定性的調節效應,回歸結果顯示,分析師關注度與經濟政策不確定性的交乘項顯著正相關,且系數同為正,說明經濟政策不確定性能夠正向調節分析師關注度與企業ESG表現的相關關系,H2成立?？赡艿脑蚴?經濟政策的不確定性可能導致市場波動性增加,投資風險升高。在這種情況下,證券分析師可能會更傾向于投資那些有穩健的業務模式、健全的治理結構、良好的社會聲譽——較強可持續發展能力的公司。此外,在市場波動性增大時,投資者需要更好地管理風險,而較好的ESG表現往往意味著較好的穩定性與可持續性。

表4 模型(1)-模型(2)多元回歸分析

(四)內生性問題

上述結果可能存在內生性問題。如此前的研究中,Fang Yu認為,分析師可能會主動關注社會責任表現較好的企業[4]279。Hu等認為分析師會更傾向于投資社會責任表現較好的企業,且可能會刻意避開社會責任表現較差的企業[5]。因此,實證模型可能會存在反向因果等內生性問題。

為了緩解內生性問題,選取媒體關注度(Media)與解釋變量的滯后一期變量(LnAnat-1)作為解釋變量分析師關注度(LnAna)的工具變量,進行2SLS估計。本文選擇媒體關注度作為工具變量的原因主要有如下幾點:第一,媒體報道能夠影響分析師的行為。分析師往往對熱度高的企業較為關注,網絡媒體由于其傳播速度快等原因能夠提高分析師對企業的關注度[17]。第二,由于網絡財經媒體的受眾主要是大眾投資者,他們更多關注的是企業財務績效而非企業社會責任[18]。第三,媒體主要關注的是企業未能履行社會責任的負面新聞,對于企業積極的社會責任參與關注較少[19]?；诖?選擇網絡媒體關注作為工具變量是合適的。參考此前研究,選取CNRDS數據庫中網絡財經媒體原創新聞總數作為分析師關注度的工具變量,該數據囊括了個股新聞、宏觀經濟報道、行業報道等。

工具變量的回歸結果如表5所示。其中,第一階段的回歸結果表明,工具變量媒體關注度(Media)與(LnAnat-1)的系數在1%的水平上顯著為正,且遠大于10,表明解釋變量和所選擇的工具變量高度相關;Anderson-Rubin Wald test在1%的水平上顯著,說明選取的工具變量不存在弱工具變量問題;Kleibergen-Paap rk LM statistic在1%的水平上顯著,說明工具變量不存在識別不足的問題。整體而言,工具變量的選擇是合適的。第二階段的回歸結果表明,解釋變量分析師關注度(LnAna)與企業ESG表現依然在1%的水平上顯著正相關,進一步驗證了H1。

表5 媒體關注度與企業ESG表現IV估計

(五)穩健性檢驗

為檢驗實證結果的可靠性,本文還進行了穩健性檢驗,具體如下:

第一,替換解釋變量。借鑒宋科等、劉丹等的研究,為避免彭博數據庫中ESG數據的準確性可能帶來的偏差,其余條件不變,選取華證ESG評級替換解釋變量[2]76,[15]40。華證ESG評級指標結合我國經濟社會發展特點構造評價指標,對于企業、監管部門信息披露以及媒體報道覆蓋較為全面。同時,由于華證ESG評級采用9級評分,將其賦值為9-1替換解釋變量。

第二,沖擊變量法。選取其他可能會影響企業ESG表現的企業內部控制變量,如董事會規模、獨立董事占比、管理層持股比例、機構持股比例、是否兩職合一等,作為額外控制變量加入模型中以提高模型準確性。

第三,借鑒陳強遠等穩健性檢驗的做法[20],將所選取的連續變量進行5%和95%水平的縮尾處理以減少極端值對模型的影響。

第四,縮短時間窗口。參考朱曉文和呂長江穩健性檢驗的做法,縮短時間窗口對實證結果進行穩健性檢驗[21]。2013年我國首次發布《國家適應氣候變化戰略》,明確了 2014-2020 年適應氣候變化的總體要求、重點任務、區域格局和保障措施。為開展適應氣候變化工作提供了指導和依據,對企業履行環境責任提出了更高、更精細的要求。而制造業與其他行業相比能耗、污染、碳排放均處于較高水平,因此,制造業企業環保壓力較大。

同時,2013年習近平總書記在考察時首次提出“精準扶貧”概念,要求政府用政策調動企業和社會各界的扶貧積極性。而制造業作為“國之根本”,長期以來擔負著創造就業、增加稅收的重任,在“精準扶貧”目標下應當承擔更多責任。環境與社會責任都是企業ESG社會責任體系的重要組成部分。當環境壓力與社會責任壓力顯著增強時,外部監督者也會重點關注企業ESG表現。基于此,將實證分析的時間窗口變為2014—2020年并進行回歸分析。

以上各穩健性檢驗均得到了與原回歸模型一致的實證分析結果,進一步驗證了前文假設。穩健性檢驗回歸結果分別如表6、表7所示。

表6 模型(1)穩健性檢驗結果

表7 模型(2)穩健性檢驗結果

五、結論與啟示

(一)結論

本文以我國制造業上市公司為樣本,實證檢驗了分析師關注度與企業ESG表現之間的關系,并驗證了經濟政策不確定性能夠調節分析師關注度與企業ESG表現的相關關系,所有研究假設都得到了驗證。實證研究結果表明:表4第一列的回歸結果驗證了H1,即分析師關注度的提升能夠增強企業ESG表現;表4第二列的回歸結果驗證了H2,即經濟政策不確定性越高,分析師關注度對企業ESG表現的正向影響越顯著,這一結論與劉丹等得出的結論相似[15]42。

(二)啟示

從實證結果可以看出,分析師關注度能夠顯著提升企業ESG表現,且經濟政策不確定性越高,分析師關注度對企業ESG表現的提升作用越強。分析師對企業進行關注并向投資者發表投資意見與調研報告,發揮了信息中介的作用。

從企業層面來看,良好的ESG表現呈現出健康的發展態勢,可以有效降低企業外部融資成本與經營風險;當經濟政策不確定性較強時,大眾投資者往往更依賴證券分析師的投資意見與調研報告。因此,企業應當積極進行ESG實踐活動,進而吸引更多分析師關注,將企業積極的信息傳遞出去,以提升自身非財務方面的表現,給投資者樹立良好形象,形成競爭優勢。

由于分析師擁有較強的專業知識,不僅能夠影響大眾投資者的決策,也能夠對其他利益相關者的行為產生重大影響。企業應當主動進行ESG實踐,為供應商、客戶等利益相關者樹立良好形象。此外,從政府層面來說,當前我國ESG評價體系發展尚處初級階段,監管機構應進一步完善企業ESG信息披露制度;從第三方評級機構的角度來看,分析師應當提升資源獲取與信息分析能力,警惕企業“漂綠”行為,判斷其真實的可持續發展能力,扮好監督者的角色,并在經濟政策不確定性較強的時期,積極地將企業ESG信息傳遞給資本市場,引導資金流向ESG表現較好的企業,提高資本配置效率。

注釋：

(1)企業ESG指數來自彭博數據庫,分析師關注度與上市公司的相關財務數據來自國泰安數據庫,經濟政策不確定性(EPU)來自網站http://www.policyuncertainty.com/china_monthly.html。