數字經濟背景下控制權配置 對企業ESG表現的影響

【摘要】在全球氣候問題日益嚴峻的背景下， 研究企業ESG表現的影響因素具有重要意義。本文以2009 ～ 2021年我國滬深A股上市公司為樣本， 運用基于合作博弈理論的夏普利權力指數方法測度上市公司大股東的控制權配置情況， 并在此基礎上考察其對企業ESG表現的影響及企業數字化轉型程度的調節效應。結果表明： 大股東控制權與企業ESG表現顯著正相關， 而兩權分離度與企業ESG表現顯著負相關， 企業數字化轉型程度能夠強化大股東控制權與企業ESG表現之間的正相關關系以及兩權分離度與企業ESG表現之間的負相關關系。進一步分析發現： 大股東控制權、 兩權分離度主要通過影響企業在社會、 治理方面的表現， 進而影響企業總體ESG表現； 相比國有企業， 非國有企業大股東控制權、 兩權分離度對企業 ESG表現的影響更為明顯， 而媒體關注度能夠弱化大股東控制權、 兩權分離度與企業ESG表現之間的關系。

【關鍵詞】大股東控制權；夏普利權力指數；兩權分離度；數字化轉型；ESG表現

【中圖分類號】 F272.3" " "【文獻標識碼】A" " " 【文章編號】1004-0994（2025）08-0044-8

一、 引言

氣候變化、 貧富差距等與可持續發展相關的社會性問題已成為全球面對的共同挑戰（方先明和胡丁，2023）。黨的二十大報告指出， 中國式現代化是全體人民共同富裕的現代化， 是人與自然和諧共生的現代化。2024年《政府工作報告》進一步將“加強生態文明建設， 推進綠色低碳發展”作為政府工作十大任務之一。環境、 社會和治理（ESG）恰好體現了經濟發展、 環境保護、 社會公正三位一體的可持續發展理念， 是貫徹“雙碳”目標、 推動綠色發展、 實現共同富裕的重要抓手（李小榮和徐騰沖，2022）。目前， 企業ESG表現已引起投資者的關注， 投資者傾向于將ESG因素納入投資決策過程。雖然良好的ESG表現可以產生聲譽效應和風險抵御效應， 但提升ESG表現的成本較高， 從而一些企業的ESG表現仍然不佳。

在歐美等地區， 機構投資者作為資本市場的主角， 是企業ESG行動的重要驅動力（Dyck等，2019；" Chen等，2020）。以美國為例， Wind數據庫相關數據顯示， 截至2018年底， 美國機構投資者持股市值占總市值的60%， 機構投資者的平均持股比例達到56%， 因此機構投資者對企業行為具有很強的影響力。與此不同， 我國上市公司的股權高度集中， 并且相關監管政策規定， 單一機構投資者持有一家上市公司的股份比例不能超過10%， 因此在我國資本市場， 機構投資者對企業ESG表現的影響可能有限， 大股東才是關鍵影響勢力， 其控制權配置是影響企業各維度表現的本質因素。現有研究發現， 大股東控制權及其與現金流權的分離會影響企業環境治理、 慈善捐贈及公司治理水平（傅鴻震和張琳，2020；朱金鳳和王丹丹，2018；唐躍軍和左晶晶，2010）。但這些研究大多基于單一維度， 并未將ESG作為一個整體進行論證， 且對于大股東控制權的衡量均側重于采用最弱環節原則（the weakest-link principle，WLP）（La Porta等，1999）， 雖然這種衡量方法比較直觀且可取， 但因缺乏理論支撐， 在應用時存在一些潛在的問題（Edwards和Weichenrieder，2009）。另外， 全球范圍內科技創新蓬勃發展， 推動數字經濟異軍突起， 迅速成長為穩定經濟增長的新動能和新引擎。數字經濟的發展催生了大量的新技術、 新業態和新模式， 使得企業的發展環境與互動方式發生了深度變革， 極大地挑戰了以委托代理成本和信息不對稱為兩大支柱的傳統公司治理研究（陳德球和胡晴，2022）。在此背景下， 企業的數字化轉型程度能否影響股東控制權配置與企業ESG表現之間的關系？鑒于此， 本文運用Shapley和Shubik（1954）建立的夏普利權力指數（Shapley-Shubik Power Index， SPI）方法， 以2009 ～ 2021年我國滬深A股上市公司為樣本， 測度我國上市公司大股東的真實控制權及其與現金流權的分離度， 在此基礎上考察它們對企業ESG表現的影響以及企業數字化轉型程度對控制權配置與企業ESG表現之間關系的沖擊。

本文可能的理論貢獻在于： 首先， 基于委托代理理論和信息不對稱理論， 從股東控制權配置視角出發， 研究其對企業ESG表現的影響， 豐富了我國企業 ESG 表現的影響因素研究。其次， 在委托代理理論的分析框架下， 將企業數字化轉型程度納入控制權配置與企業ESG表現關系的研究中， 有助于拓展現有文獻對企業數字化轉型程度如何影響控制權配置或企業ESG表現的研究， 從而揭示控制權配置影響企業ESG表現的作用機制。最后， 以夏普利權力指數方法為基礎， 構建了新的上市公司大股東控制權測度方法。該方法不僅考慮了大股東自身的持股比例， 而且考慮了股東之間持股比例的相對結構， 將第一大股東持股比例、 其余股東持股比例（股權制衡）兩個變量統一于一個變量“控制權”中， 且從定義到測度均完全脫離了與之相對應的另一個變量“現金流權”， 在企業的水平控制層面， 意味著控制權與現金流權并非定義性地必然相等。另外， 將夏普利權力指數應用于控制權和公司治理的實證研究中， 有助于評估WLP方法下結論的穩健性， 這豐富并發展了控制權相關研究。

二、 理論分析與假設提出

（一）文獻回顧

ESG的概念最早起源于倫理投資、 責任投資（邱牧遠和殷紅，2019）， 其核心觀點是： 企業既是股東的， 也是利益相關者的， 企業不僅要關注經濟利益， 也要關注社會利益。國外研究主要聚焦于ESG表現影響因素及ESG表現與資本市場、 公司金融之間的關系。在ESG表現影響因素方面， 學者們普遍認為機構投資者能夠對企業的ESG表現施加重要影響（Chen等，2020）。在ESG表現與資本市場的關系方面， 學者們重點探討了企業ESG表現與股票市場、 債券市場之間的關系， 認為企業良好的ESG表現有助于降低股價波動性， 維持股票市場的穩定性（Sharfman和Fernando，2008）， 并使企業獲得較高的債券收益（Tang和Zhang，2020）。在ESG表現與公司金融的關系方面， 學者們論證了企業ESG表現與財務活動（Asimakopoulos等，2023）、 資本成本（Pastor等，2021）、 企業績效（Grewal等，2019）等之間的關系。國內研究主要聚焦于企業ESG表現的經濟后果， 認為企業ESG表現能夠影響企業績效（李井林等，2021；楊建春等，2023）、 創新行為（方先明和胡丁，2023）、 盈余價值相關性（武鵬等，2023）、 審計收費（曉芳等，2021）、 融資成本（邱牧遠和殷紅，2019）、 分析師盈余預測質量（孫光國等，2023）、 商業信用獲取（李增福和馮柳華，2022）等。

從公司金融理論及相關研究出發不難發現， 控制權是理解資本市場中企業行為的差異及變化的樞紐。La Porta等（1999）首次明確定義并定量分析了控制權問題， 以此為發端， 學者們進行了一系列后續研究， 包括股東控制權與企業業績及市場價值、 企業經營管理及會計行為、 企業交易行為、 企業資本市場融資行為、 企業投資行為、 企業信息披露行為、 企業違規行為等之間的關系（李維安和錢先航，2010；竇煒等，2016；肖作平和劉辰嫣，2018）， 涵蓋企業經營管理的各個方面。在控制權配置與企業ESG表現的關系研究中， 傅鴻震和張琳（2020）認為終極控制股東的控制權與現金流權分離程度越高， 企業環境治理水平越低。朱金鳳和王丹丹（2018）認為， 控制權和現金流權的分離程度越高， 企業的慈善捐贈水平越低。唐躍軍和左晶晶（2010）認為， 控股股東控制權比例會影響公司治理水平。

數字經濟時代， 數字化轉型既是機遇， 也是挑戰。數字化是指企業利用互聯網、 大數據和區塊鏈等數字技術來降低交易成本、 提高生產力并為客戶創造更多價值的過程， 它徹底改變了企業開展業務的方式， 以及企業與消費者、 供應商和其他利益相關者建立關系的方式， 并促進了商業模式創新和客戶價值創造（Fang等，2023）， 挑戰了以委托代理成本和信息不對稱為兩大支柱的傳統公司治理研究（陳德球和胡晴，2022）。

綜上所述， 雖然現有研究已取得了豐碩的成果， 但仍有待進一步拓展。首先， 控制權配置作為企業的核心權力結構， 影響著企業的行為表現， 但現有關于控制權配置對企業ESG表現的影響研究較為匱乏， 并且大多基于單一維度， 而未將ESG作為一個整體進行論證。其次， 對于控制權的測量， 學者們側重于采用WLP方法， 以股東持股比例的絕對數值為依據（La Porta等，1999）， 忽略了股東之間持股比例的相對狀態， 導致出現一些違反常識的結果， 且在企業水平控制層面， 認為股東現金流權與控制權并不存在分離， 這顯然忽視了股東之間由權力結構的差異所導致的現金流權與控制權分布在事實上可能存在的不對稱。最后， 數字經濟促使企業的生產經營與互動方式發生了深度變革， 極大地影響了委托代理成本和信息不對稱程度， 因此在不同的企業數字化轉型程度下， 控制權配置對企業ESG表現的影響會有所差異， 而現有研究較少關注這種差異。

（二）研究假設

基于公司治理的一般理論及相關經驗文獻， 資本市場中企業行為的差異及變化必然會受到企業內部控制權配置情況的影響。與歐美等地區企業股權高度分散的情況不同， 我國上市公司股權相對集中， 大股東在公司治理結構和決策制定方面具有決定性的影響力。根據現有研究（甄紅線等，2015；Claessens和Fan，2002）， 作為新興的資本市場， 我國證券市場體系建設仍然較落后， 整體法律環境及金融市場監管薄弱， 投資者保護機制不完善， 公司治理結構尚不健全， 在這樣的治理環境下， 控制權的集中不僅能夠提高企業的決策效率， 而且使大股東有更強的動機和能力監督企業的行為， 提升企業的經營績效， 體現大股東治理“天使”的一面。不同于傳統的單一財務指標， ESG側重于環境保護、 社會責任和公司治理的統一協調與可持續發展， 與我國新發展理念不謀而合（武鵬等，2023）， 是實現我國經濟轉型、 促進經濟高質量發展的重要手段（方先明和胡丁，2023）。根據新制度學派的組織趨同理論， 當企業的行為與社會規范、 社會價值理念一致時， 將會受到政府、 媒體、 環保組織、 社會公眾等利益相關者的認可， 并獲得合法性支持（柳學信等，2022）， 否則將會面臨合法性危機， 引起社會的非議， 不利于企業的發展。因此， 大股東有動機和意愿推動企業更加重視環境保護、 履行社會責任、 提高信息透明度和合規性等， 以取得社會公眾的信任， 形成良性互動， 進而獲取更多的制度資源和更大的競爭優勢。基于以上分析， 本文提出如下假設：

H1： 大股東控制權與企業ESG表現正相關。

兩權（控制權與現金流權）分離是公司治理的核心問題， 主要通過金字塔式的股權結構、 雙重股權和交叉持股等方式實現。在兩權分離情境下， 大股東控制的表決權高于其現金流權， 使得大股東能夠從所掌控的資源中獲取私人利益， 而僅承擔較低的損失成本。因此， 通常情況下兩權分離度越高， 大股東侵占中小股東利益的動機越強。

企業環境污染（如空氣、河流污染等）具有顯著的負外部性， 其不利影響通常會轉嫁給全社會， 因此企業實際承擔的污染成本遠低于社會所承擔的成本。同時， 企業ESG行為（如碳減排）具有正外部性， 存在嚴重的“搭便車”問題， 企業承擔成本卻無法獲得相對應的全部收益（傅鴻震和張琳，2020）。此外， 提升ESG表現需要企業投入大量資金用于環境治理和社會責任履行等， 長期來看雖有助于提升企業聲譽和競爭力， 但短期內會導致資金流出（朱金鳳和王丹丹，2018）。眾多研究表明， 兩權分離使大股東利益目標與企業價值最大化目標相背離， 這會增強其以犧牲長期發展為代價換取短期利益的動機（Claessens和Fan，2002）， 即兩權分離使得大股東的行為具有很強的短視性。因此， 本文認為兩權分離度越高， 企業越不愿意從事有助于長期發展的ESG活動。基于以上分析， 本文提出如下假設：

H2： 兩權分離度與企業ESG表現負相關。

數字化轉型是新興數字技術與企業生產運營深度融合的微觀轉變（林炳洪等，2023）。大數據、 人工智能及區塊鏈等技術的應用使得企業的生產經營過程更加標準化， 企業的信息更加透明、 可操縱空間更小（陳德球和胡晴，2022）， 橫亙在企業與諸多外部利益相關者之間的信息屏障與隔閡也將得到有效減少。因此， 數字化轉型能夠降低內外部信息不對稱程度。如果企業ESG表現較差， 而在數字化轉型背景下外部利益相關者能夠快速獲取相關信息， 這可能會導致投資者撤銷投資、 消費者拒絕購買企業的產品或服務， 從而損害企業價值、 降低所有者利益， 此時大股東有更強的動機和意愿推動企業提升ESG表現。對于兩權分離的企業， 企業數字化轉型有助于提高企業的信息透明度， 減少信息不對稱， 削弱股東的利益侵占動機， 在一定程度上將促使企業從事更多的ESG活動。基于以上分析， 本文提出如下假設：

H3： 數字化轉型能夠強化大股東控制權與企業ESG表現之間的正相關關系。

H4： 數字化轉型能夠弱化兩權分離度與企業ESG表現之間的負相關關系。

三、 研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文選取2009 ～ 2021年我國滬深A股上市公司作為研究樣本。數據主要來源于國泰安（CSMAR）數據庫、 Wind數據庫、 同花順數據庫和中國研究數據服務平臺（CNRDS）， 并以企業年報、 公告及證券監管機構、 證券交易所公告相關數據進行補充、 印證。同時， 為避免極端值對回歸結果造成影響， 本文對連續變量企業規模、 企業業績、 資產負債率、 機構持股比例等按照1%的標準進行了Winsorize縮尾處理。

（二）變量設定

1. 企業ESG表現。根據已有研究（柳學信等，2022）， 本文采用華證ESG評級衡量企業ESG表現（ESG）， 該評級由高至低共分為9個等級， 分別為 AAA、 AA、 A、 BBB、 BB、 B、 CCC、 CC、 C， 按照等級由低至高將上市公司ESG表現分別賦值為1 ～ 9分。另外， 企業ESG表現中的環境表現（E）按照華證E評級由低至高分別賦值為1 ～ 9分， 社會表現（S）按照華證S評級由低至高分別賦值為1 ～ 9分， 治理表現（G）按照華證G評級由低至高分別賦值為1 ～ 9分。此外， 本文還使用Wind數據庫中的ESG綜合評分進行了穩健性檢驗。

2. 控制權配置： 基于合作博弈機制的理論建構。對于WLP方法所存在的問題， 夏普利權力指數方法提供了具有特殊理論洞察的解決途徑。該方法以合作博弈為理論基點， 衡量博弈參與人在一定的相對權力結構狀況下面臨各種可能的利益沖突時， 在所有的利益組合（聯盟）中獲勝的概率。其核心思想為： 在一個博弈中， 某一博弈參與人可通過與其他博弈參與人形成聯盟的方式， 獲得議案通過所需要的投票數（具體規則可為1/2、 2/3或其他公認的原則）。計算公式為：

（1）

其中：" SPIi為博弈參與人i的夏普利權力指數； n為博弈參與人總數； Si為博弈參與人集合中包含i的一切子集所組成的集合， S ∈ Si； V（S）表示聯盟的結果， 當聯盟S獲勝時， V（S）=1， 否則， V（S）=0； V［S-（i）］表示聯盟S去掉參與人i后的結果； |S|為聯盟S中的參與人數。夏普利權力指數（SPI）的取值范圍是［0，1］， 取值越大表示權力越大。若SPI=1， 表明該博弈參與人擁有完全的權力， 不受其他參與人的制衡， 若SPI＜1， 表明該博弈參與人的權力受到其他參與人的制衡， 參與博弈的所有政治團體的SPI之和等于1。

夏普利權力指數提供了對擁有特定投票權比例的選民決定投票結果能力的衡量， 不僅考慮了獲勝所需的總體比例， 還考慮了其他選民投票權的分配， 這為企業控制權的衡量提供了自然的基礎（Leech，2002；Edwards和Weichenrieder，2009）。在企業股東權力博弈及利益紛爭的現實場景中， 在不同的時間及市場狀況下， 股東之間利益取向的一致性將隨著場景的變化而形成不同的組合。因而， 股東為尋求自身利益的最大化， 相互之間展開的權力博弈絕不是單個股東之間的簡單爭斗即非合作博弈， 而是表現為靈活多變的動態結盟方式即合作博弈的形式。因此， 基于合作博弈理論的夏普利權力指數方法， 能夠更準確地刻畫企業股東之間可能存在的合謀行為。另外， 將夏普利權力指數運用于股東權力的測度， 不僅能夠清晰地刻畫出股東間基于動態結盟情形的相對勢力與權力格局， 而且擺脫了以持股比例為依據的束縛， 在企業的水平控制層面， 意味著控制權與現金流權并非定義性地必然相等。

參考相關研究（王敏和何杰，2020；Min Wang等，2022；王敏和徐鵬，2024）， 并結合我國資本市場的現實情況， 本文以前十大股東為企業控制權競爭的博弈參與人， 以表決權的1/2作為獲勝規則， 測度第一大股東的夏普利權力指數， 以此衡量大股東控制權（SPI）。在此基礎上， 以第一大股東控制權與現金流權（第一大股東持股比例）之差衡量兩權分離度（Sep）。

3. 數字化轉型程度。借鑒已有研究（祁懷錦等，2020）， 本文采用企業當年與數字化轉型相關的無形資產占全部無形資產的比例衡量企業數字化轉型程度（Digital）。另外， 本文還借鑒吳非等（2021）的研究， 通過年報中數字化相關關鍵詞的詞頻數構建數字化轉型程度指標， 以及借鑒袁淳等（2021）的研究， 采用基于機器學習的文本分析法計算“管理層討論與分析”中數字化相關詞匯的詞頻數衡量企業數字化轉型程度， 對數字化轉型程度的調節效應進行穩健性檢驗。

4. 控制變量。借鑒柳學信等（2022）、 雷雷等（2023）的相關研究， 本文選取企業規模（Size）、 企業業績（Roa）、 企業年齡（Age）、 資產負債率（Lev）、 機構持股比例（Organ）作為控制變量。具體變量定義見表1。

（三）模型構建

為了驗證前文的假設， 本文構建以下面板數據回歸模型：

ESGit=α0+α1SPIit+α2Sepit+α3Controlit+εit" （2）

ESGit=β0+β1SPIit+β2Sepit+β3SPIit×Digitalit+β4Sepit×Digitalit+β5Digitalit+β6Controlit+εit （3）

其中： ESGit代表企業i在t年的ESG表現； SPIit代表企業i在t年的大股東控制權； Sepit代表企業i在t年的兩權分離度； Digitalit代表企業i在t年的數字化轉型程度； Controlit代表所有控制變量； εit為隨機誤差項。

四、 實證分析

（一）描述性統計

1. 上市公司大股東控制權分布。根據前文分析， 本文以前十大股東作為企業控制權競爭的博弈參與人， 以表決權的1/2作為投票獲勝規則， 采用夏普利權力指數方法測算第一大股東真實的控制權情況。以2021年為例， 我國上市公司大股東控制權處于區間［0，0.2）的比例為0.66%， 處于區間［0.2，0.3）的比例為5.09%， 處于區間［0.3，0.4）的比例為13.37%， 處于區間［0.4，0.5）的比例為7.62%， 處于區間［0.5，0.6）的比例為6.57%， 處于區間［0.6，0.7）的比例為4.92%， 處于區間［0.7，0.8）的比例為2.59%， 處于區間［0.8，0.9）的比例為2.93%， 處于區間［0.9，1.0）的比例為0%， 而大股東控制權等于1的企業數占企業總數的比例為56.25%， 這說明我國超過一半的上市公司由大股東完全控制， 第一大股東可以決定投票的結果， 不受其他股東制衡。其余年度數據的分析結果與此基本一致（因篇幅所限， 結果留存備索）。

2. 上市公司兩權分離度。進一步， 本文計算了上市公司的兩權分離度。以2021年為例， 上市公司兩權分離度的均值為0.44， 最小值為-0.09， 最大值為0.93， 說明上市公司的控制權與現金流權存在分離， 但并非絕對加強， 而是存在控制權反而低于現金流權的情況（如果公司股權結構較為分散， 那么大股東雖然擁有較高的現金流權， 但其投票權可能不足以單獨決定公司重大事項。此時， 大股東的控制權可能被稀釋， 導致利用夏普利權力指數方法計算的控制權低于其現金流權， 這體現了夏普利權力指數在衡量控制權時的科學性和實用性）。其余年度數據的分析結果與此基本一致， 留存備索。

3. 主要變量的描述性統計。表2是主要變量的描述性統計結果。從表2可以看到， 企業ESG表現（ESG）的均值為4.085， 標準差為1.141， 最小值為1， 最大值為8， 這反映出我國上市公司ESG表現不佳， 且不同企業的ESG表現差距較大。另外， 企業ESG表現中環境表現（E）的均值為1.889、 社會表現（S）的均值為4.065、 治理表現（G）的均值為5.359， 這反映出我國上市公司在環境、 社會、 治理這三個方面的表現并不均衡， 環境方面表現相對不佳， 說明企業對環境的重視程度仍然不高。大股東控制權（SPI）的均值為0.801， 中位數為1， 說明我國上市公司第一大股東對企業擁有較高的控制權。兩權分離度（Sep）的均值為0.460， 最小值為-0.096， 最大值為0.978， 說明我國上市公司的控制權與現金流權普遍存在分離， 且不同企業之間差距較大。企業數字化轉型程度（Digital）的均值為0.139， 標準差為0.263， 最小值為0， 最大值為1， 這反映出我國上市公司數字化轉型程度偏低。

（二）回歸分析

1. 控制權配置與企業ESG表現。為消除不隨時間改變的不可觀測變量的影響， 緩解遺漏變量問題， 本文采用固定效應模型（通過Hausman檢驗）來考察控制權配置對企業ESG表現的影響， 并使用穩健標準誤控制異方差問題。表3第（1）列的結果顯示： 大股東控制權（SPI）與企業ESG表現（ESG）顯著正相關， 這表明現階段我國企業第一大股東控制權的集中有助于提升企業ESG表現， H1得到驗證； 兩權分離度（Sep）與企業ESG表現（ESG）顯著負相關， 這表明大股東控制權與現金流權之間的分離程度越高， 大股東短期逐利動機越強， 企業越不愿意開展ESG實踐， H2得到驗證。另外， 如表3第（2）列所示， 本文還采用華證數據庫提供的企業ESG綜合評分（ESGHZ）度量了ESG表現， 實證結果沒有改變。

2. 數字化轉型程度的調節效應。在數字化轉型浪潮下， 以人工智能、 大數據等為代表的新興數字技術正在深刻影響企業的生產方式和治理方式， 極大地挑戰了傳統公司治理模式。表4報告了企業數字化轉型程度對控制權配置與企業ESG表現之間關系的調節作用。表4第（1）列的結果顯示， 大股東控制權（SPI）與數字化轉型程度（Digital）交乘項的系數顯著為正， 說明企業數字化轉型程度能夠強化大股東控制權與企業ESG表現之間的正相關關系， 即企業數字化轉型程度較高時， 企業信息更加透明， 大股東將更加關注企業ESG表現， H3得到驗證。而兩權分離度（Sep）與數字化轉型程度（Digital）交乘項的系數顯著為負， 說明企業數字化轉型程度強化了兩權分離度與企業ESG表現之間的負相關關系， H4未得到驗證， 這可能是因為企業數字化轉型程度降低了其履行ESG責任的能力（王應歡和郭永禎，2023）。兩權分離度越高， 大股東侵占中小股東利益的動機越強， 兩權分離使得大股東的行為具有很強的短視性， 而數字化轉型會占用企業大量資金， 使得企業財務狀況趨緊， 此時大股東會更加重視短期財務回報， 這勢必會減少基于可持續發展理念、 關注企業長期績效的ESG活動。

此外， 表4第（2）列是借鑒吳非等（2021）的研究， 利用年報中數字化相關關鍵詞的詞頻數衡量企業數字化轉型程度（Digital1）的回歸結果， 第（3）列是借鑒袁淳等（2021）的研究， 采用基于機器學習的文本分析法計算“管理層討論與分析”中數字化相關詞匯的詞頻數衡量企業數字化轉型程度（Digital2）的回歸結果， 可以看到結果沒有發生實質性變化。

3. 進一步分析。

（1） 控制權配置對ESG子項表現的影響。本文進一步探討控制權配置究竟通過影響企業在哪些ESG子項上的表現， 從而最終影響企業的總體ESG表現。參照ESG表現指標的構建方法， 本文將具體考察控制權配置對企業環境表現（E）、 社會表現（S）和治理表現（G）的影響。表5的研究結果顯示， 控制權配置主要從社會、 治理這兩個方面對企業ESG表現產生影響。具體表現為， 大股東控制權（SPI）與社會表現（S）、 治理表現（G）顯著正相關， 而兩權分離度（Sep）與社會表現（S）、 治理表現（G）顯著負相關， 表明大股東控制權集中有助于企業履行社會責任、 完善公司治理， 但控制權與現金流權的分離使得大股東更注重短期利益， 而不愿意履行社會責任和提升公司治理水平。

（2）產權屬性的影響。根據產權屬性， 企業分為國有企業和非國有企業， 由于兩者在制度環境、 歷史背景及治理目標上的差異， 其開展ESG實踐的初衷也會有所不同。國有企業提升ESG表現主要出于政治、 社會和文化等非經濟性目標， 旨在協助政府改善生態環境和履行社會責任等； 而非國有企業則以經濟利益為導向， 通過踐行ESG傳遞可持續發展信號， 提升企業聲譽以實現長遠發展。基于此， 本文將檢驗國有企業（Ownership=1）與非國有企業（Ownership=0）控制權配置對ESG表現的影響差異， 結果如表6第（1）列所示。相比國有企業， 非國有企業的大股東控制權與兩權分離度對ESG表現的影響更顯著。原因可能在于， 國有企業因其功能定位和社會責任目標， 本身便具備較強的ESG踐行意愿， 因此控制權配置對ESG表現的影響減弱。

（3）媒體關注度的影響。根據利益相關者理論和信號傳遞理論， 外部利益相關者與企業之間存在信息不對稱， 難以直接獲取企業內部信息， 需要通過某種信號來判斷企業的內部情況（柳學信等，2022）。新聞媒體是外部利益相關者與企業之間的信息橋梁， 有助于提升企業的信息透明度、 降低內外部信息不對稱程度。基于此， 本文將檢驗媒體關注度（Media，媒體報道次數加1取自然對數）對控制權配置與ESG表現之間關系的影響。表6第（2）列的結果顯示， 媒體關注度的提升會弱化大股東控制權與兩權分離度對企業ESG表現的影響。原因可能在于， 媒體監督提高了公司治理水平， 削弱了控制權配置對企業ESG表現的影響。

（三）穩健性檢驗

為了證實研究結論的可靠性， 本文針對基準回歸結果進行了以下穩健性檢驗。

1. 替換被解釋變量衡量指標。本文采用Wind數據庫提供的企業ESG綜合評分（ESGWind）， 替換基準回歸中的ESG表現指標， 另外由于Wind數據庫提供的企業ESG綜合評分始于2018年， 因此本文以2018 ～ 2021年我國A股上市公司作為樣本， 進行了穩健性檢驗。表7第（1）列的結果顯示， 大股東控制權與企業ESG表現的相關系數仍然顯著為正， 與基準回歸結果一致， 兩權分離度與企業ESG表現的相關系數仍然為負， 但沒有達到統計上的顯著性。因此， 本文的基準回歸結果在不同評級體系下較為穩健。

2. 考慮行業差異。行業之間存在的固有差異也可能導致基準回歸結果發生偏誤， 本文借鑒雷雷等（2023）的相關研究， 在OLS 回歸模型基礎上控制行業和年份固定效應， 進行了穩健性檢驗。表7第（2）列的結果顯示， 大股東控制權與企業ESG表現的相關系數仍然顯著為正， 兩權分離度與企業ESG表現的相關系數仍然顯著為負， 證明本文的基準回歸結果依然穩健。

3. 剔除2018年及之后的數據。2017年， 我國滬深證券交易所先后正式成為聯合國可持續證券交易所倡議（UN Sustainable Stock Exchange Initiative）的伙伴交易所， 這意味著滬深證券交易所將大力推動滬深上市公司在可持續發展方面的實踐， 提升上市公司的ESG表現， 這種趨勢可能會導致基準回歸結果并非整個樣本期間情況的反映（雷雷等，2023）。因此， 為了保證基準回歸結果的穩健性， 本文剔除2018 年及之后的樣本并重新進行回歸。表7第（3）列的結果顯示， 大股東控制權與企業ESG表現的相關系數仍然顯著為正， 兩權分離度與企業ESG表現的相關系數仍然顯著為負， 與基準回歸結果一致， 表明本文的基準回歸結果依然穩健。

4. 解釋變量滯后一期。為了進一步排除內生性的干擾， 本文將解釋變量大股東控制權及兩權分離度滯后一期， 并重新進行回歸。表7第（4）列的結果顯示， 滯后一期大股東控制權與企業ESG表現的相關系數顯著為正， 滯后一期兩權分離度與企業ESG表現的相關系數顯著為負， 與基準回歸結果一致， 可見本文的基準回歸結果依然穩健。

五、 結論與啟示

綠水青山就是金山銀山， ESG倡導經濟效益、 社會效益和環境效益的統一， 體現了企業的可持續發展能力， 與我國新時代的發展理念高度契合。在此背景下， 本文以2009 ～ 2021年我國滬深A股上市公司為樣本， 運用基于合作博弈理論的夏普利權力指數方法測度我國上市公司大股東控制權及其與現金流權的分離度， 在此基礎上考察控制權配置對企業ESG表現的影響及企業數字化轉型程度的調節效應。研究結果表明： 在我國資本市場中， 大股東控制權的集中有助于提升企業ESG表現， 控制權與現金流權的分離會抑制企業ESG表現， 而企業數字化轉型程度會強化大股東控制權、 兩權分離度與企業ESG表現之間的關系。進一步分析發現： 大股東控制權、 兩權分離度主要通過影響企業在社會、 治理方面的表現， 進而影響企業總體ESG表現； 相較于國有企業， 非國有企業大股東控制權、 兩權分離度對企業 ESG表現的影響更為明顯； 另外， 媒體關注度會弱化大股東控制權、 兩權分離度與企業ESG表現之間的關系。

基于上述研究結論， 本文得到以下啟示： 第一， 在我國當前的治理環境下， 大股東是影響企業ESG表現的關鍵因素， 大股東通過集中的控制權能夠影響企業的治理結構與決策， 推動企業制定和實施科學有效的ESG策略， 提升企業在環境、 社會責任和公司治理方面的表現， 但是控制權與現金流權的分離使得企業行為具有短視性， 進而對企業ESG表現產生不利影響， 監管部門需重點關注發生兩權分離的上市公司， 強化對大股東的約束。第二， 我國上市公司數字化發展水平參差不齊， 全面提升企業數字化轉型程度有利于提高信息透明度， 降低信息不對稱及交易成本對企業ESG表現的影響。第三， 目前我國ESG發展尚處于起步和探索階段， 為了推動ESG理念的貫徹實施， 政府可通過相關立法和政策支持推動企業履行ESG責任， 相關監管部門要做好上市公司ESG行為的引導和監督， 特別是對于存在兩權分離的企業。另外， 除了制度、 政策等硬性工具約束， 還應重視媒體監督的力量。媒體關注度能夠削弱兩權分離對企業ESG行為產生的負面影響， 并且通過對企業ESG表現的相關報道， 引導公眾等利益相關者的持續關注， 約束企業行為。

【 主 要 參 考 文 獻 】

陳德球，胡晴．數字經濟時代下的公司治理研究：范式創新與實踐前沿［ J］．管理世界，2022（6）：213 ～ 240．

竇煒，馬莉莉，劉星．控制權配置、權利制衡與公司非效率投資行為［ J］．管理評論，2016（12）：101 ～ 115．

方先明，胡丁．企業ESG表現與創新——來自A股上市公司的證據［ J］．經濟研究，2023（2）：91 ～ 106．

傅鴻震，張琳．制度環境、兩權分離與企業環境治理［ J］．投資研究，2020（12）：120 ～ 135．

雷雷，張大永，姬強．共同機構持股與企業ESG表現［ J］．經濟研究，2023（4）：133 ～ 151．

李井林，陽鎮，陳勁等．ESG促進企業績效的機制研究——基于企業創新的視角［ J］．科學學與科學技術管理，2021（9）：71 ～ 89．

李維安，錢先航．終極控制人的兩權分離、所有制與經理層治理［ J］．金融研究，2010（12）：80 ～ 98．

李小榮，徐騰沖．環境-社會責任-公司治理研究進展［ J］．經濟學動態，2022（8）：133 ～ 146．

李增福，馮柳華．企業ESG表現與商業信用獲取［ J］．財經研究，2022（12）：151 ～ 165．

林炳洪，李秉祥，張濤．數字化轉型能否提升公司治理水平？——基于中國A股上市公司的經驗證據［ J］．經濟體制改革，2023（5）：176 ～ 182．

柳學信，李胡揚，孔曉旭．黨組織治理對企業ESG表現的影響研究［ J］．財經論叢，2022（1）：100 ～ 112．

祁懷錦，曹修琴，劉艷霞．數字經濟對公司治理的影響——基于信息不對稱和管理者非理性行為視角［ J］．改革，2020（4）：50 ～ 64．

邱牧遠，殷紅．生態文明建設背景下企業ESG表現與融資成本［ J］．數量經濟技術經濟研究，2019（3）：108 ～ 123．

孫光國，曹思宇，安家鵬．企業ESG表現能提高分析師盈余預測質量嗎——來自A股上市公司的經驗證據［ J］．財經論叢，2023（5）：68 ～ 77．

唐躍軍，左晶晶．終極控制權、大股東治理戰略與獨立董事［ J］．審計研究，2010（6）：93 ～ 99．

王敏，何杰．大股東控制權與上市公司違規行為研究［ J］．管理學報，2020（3）：447 ～ 455．

王敏，徐鵬．中國上市公司終極控制權與違規行為研究［M］．北京：經濟科學出版社，2024．

王應歡，郭永禎．企業數字化轉型與ESG表現——基于中國上市企業的經驗證據［ J］．財經研究，2023（9）：94 ～ 108．

吳非，胡慧芷，林慧妍等．企業數字化轉型與資本市場表現——來自股票流動性的經驗證據［ J］．管理世界，2021（7）：130 ～ 144+10．

武鵬，楊科，蔣峻松等．企業ESG表現會影響盈余價值相關性嗎？［ J］．財經研究，2023（6）：137 ～ 152+169．

曉芳，蘭鳳云，施雯等．上市公司的ESG評級會影響審計收費嗎？——基于ESG評級事件的準自然實驗［ J］．審計研究，2021（3）：41 ～ 50．

肖作平，劉辰嫣．兩權分離、金融發展與公司債券限制性條款——來自中國上市公司的經驗證據［ J］．證券市場導報，2018（12）：48 ～ 60．

楊建春，朱桂芳，王站杰．ESG表現對企業全要素生產率的影響［ J］．財會月刊，2023（19）：31 ～ 37．

袁淳，肖土盛，耿春曉等．數字化轉型與企業分工：專業化還是縱向一體化［ J］．中國工業經濟，2021（9）：137 ～ 155．

甄紅線，張先治，遲國泰．制度環境、終極控制權對公司績效的影響——基于代理成本的中介效應檢驗［ J］．金融研究，2015（12）：162 ～ 177．

朱金鳳，王丹丹．終極控制人、金字塔持股與上市公司慈善捐贈行為［ J］．內蒙古財經大學學報，2018（5）：35 ～ 39．

Asimakopoulos P.， Asimakopoulos S.， Li X. Y.. The role of environmental， social， and governance rating on corporate debt structure［ J］． Journal of Corporate Finance，2023（10）：102488．

Chen T.， Dong H.， Lin C.. Institutional shareholders and corporate social responsibility［ J］． Journal of Financial Economics，2020（2）：483 ～ 504．

Claessens S.， Fan J. P. H.. Corporate governance in Asia： A survey［ J］． International Review of Finance，2002（2）：71 ～ 103．

Edwards J. S. S.， Weichenrieder A. J.. Control rights， pyramids， and the measurement of ownership concentration［ J］．Journal of Economic Behavior and Organization，2009（1）：489 ～ 508．

Fang M. Y.， Nie H. H.， Shen X. Y.. Can enterprise digitization improve ESG performance？［ J］． Economic Modelling，2023（118）：106101．

Grewal J.， Riedl E. J.， Serafeim G.. Market reaction to mandatory nonfinancial disclosure［ J］． Management Science，2019（7）：3061 ～ 3084．

La Porta R.， Lopez-De-Silanes F.， Shleifer A.. Corporate ownership around the world［ J］． The Journal of Finance，1999（2）：471 ～ 517．

Leech D.. An empirical comparison of the performance of classical power indices［ J］． Political Studies，2002（1）：1 ～ 22．

Pastor L.， Stambaugh R. F.， Taylor L. A.. Sustainable investing in equilibrium［ J］． Journal of Financial Economics，2021（2）：550 ～ 571．

Shapley L. S.， Shubik M.. A method for evaluating the distribution of power in a committee system［ J］． American Political Science Review，1954（3）：787 ～ 792．

Sharfman M. P.， Fernando C. S.. Environmental risk management and the cost of capital［ J］． Strategic Management Journal，2008（6）：569 ～ 592．

Tang D. Y.， Zhang Y.. Do shareholders benefit from green bonds？［ J］． Journal of Corporate Finance，2020（61）：101427．