——基于市场信心的机制分析

彭坤

（北京理工大学前沿技术研究院，山东 济南 250000）

摘要：本文以2009年-2022年深证A股、上证A股及其他板块的企业为研究对象，剔除ST、*ST状态的公司样本，探讨研究了企业ESG表现对融资约束的影响。研究发现，良好的ESG表现能够显著的降低企业融资约束，且在通过一系列的稳健性检验之后，结果依然成立。同时，机制分析证明，市场信心作为ESG表现的中介因素，可以传导或直接反向抑制影响企业融资约束。本文的研究为ESG表现与融资约束的影响机制关系，提供了理论补充和实证经验积累。

关键词：ESG表现；融资约束；市场信心

一、引言

可持续发展的理念成为全球范围内政府、企业及其他利益攸关方所持有的共鸣，以环境、社会及公司治理构成的ESG理念，逐渐成为实现经济绿色高质量发展与转型的重要推动力量（王翌秋等，2023）。 目前已有相关研究表明，公司良好的ESG表现，能够有效的帮助企业提升融资可获取性，降低融资成本，缓解融资成本（吴红军等，2017；周立等，2024；李志斌等，2022）。传统投资理念下的企业行为，将会导致短视行为，产生更为严重的后果，最终付出更加高昂的成本（刘锡良等，2019）。相反的，具有责任投资理念的投资人，将会在保证一定投资回报率的情况下，兼顾社会责任的重要性，趋于采取更加长远可靠的投资行为（Schueth，2003）。

目前的研究，主要集中在ESG对企业经营效率及价值增长方面，对于融资约束方面的研究较少。本文将通过企业ESG表现对融资约束影响的视角，以基本每股收益为切入点，探讨了每股收益作为中介传导因素，通过提振市场投资信心，向股东及利益相关者发出积极信号，进而降低融资约束。同时，本文通过对深证A股、上证A股及其他板块大量企业的研究，得出更加贴近实际的结论，能够更加贴合企业的困境，为其提供一定的实践指导。

二、理论模型及研究假设

1.ESG表现与企业融资效率

基于信号传递理论，企业通过主动向外披露ESG信息，传递企业可持续发展的信息，传递其具备一定风险管理水平，并更加注重长期价值创造的积极信号。从而提升企业社会形象，增强企业竞争实力，进而降低企业融资约束。ESG披露的过程中，企业可以向社会公开其践行社会责任、环境保护等非财务信息的内容，传递出“有实力”，注重“高质量”发展的积极信息。这可以增强投资方的互信，降低企业的融资及经营成本。同时，良好企业形象的提升，也有助于提升内部员工的归属感与向心力，提高企业人力资源绩效，降低营运成本。根据信息不对称理论，ESG信息披露可以降低投资者与筹资者的信息差距，提升投资者对非财务信息的可信度，降低交易成本，进而降低融资约束。践行ESG绿色发展理念，还可以降低企业的涉诉风险，提升风险控制能力。因此，本文提出以下假设：

假设H1：企业良好的ESG表现能够显著的降低其融资约束。

2.ESG表现、市场信心与企业融资约束

企业良好的ESG表现可以向市场释放积极信号，以展现企业对环境、社会的责任及良好的公司治理水平，提振市场信心，进而吸引更多的投资者加入，推动企业价值的提升，提高企业融资的可获取性及资本议价能力，进而降低企业的融资约束力。在可观测期间内，持续的EPS增长代表着投资者的市场信心。依据融资优序理论，企业内部资金积累是缓解融资约束的核心路径。ESG实践通过提升资源利用效率与利益相关者信任，驱动经营绩效改善，直接表现为EPS的持续增长。当企业通过ESG投资实现EPS提升时，其内源融资能力随之增强，从而降低对外部高成本融资的依赖性。而投资者良好的市场信心表现（EPS）也可以反向降低企业的融资约束，且企业优良的ESG表现与市场信心共同作用于融资约束的缓解上时，结果仍然是可以接受的。据此，提出以下假设：

假设H2：投资者良好的市场信心表现，作为ESG表现与企业融资约束的中介变量，可以单独也可以与之共同降低企业的融资约束力。

三、研究设计

四、1.数据来源及处理

本文选取2009年至2022年沪深A股、科创板及创业板的上市公司样本数据，剔除ST、*ST状态的公司样本，对数据缺失严重的样本数据进行了删除，最终得到10654个观测值的非平衡面板样本数据。企业ESG评分，来自于华证ESG评价体系，其他数据来源于国泰安CAMAR数据库。

2.模型设计

（1）基准回归模型

选取上市企业样本数据，研究企业ESG表现与融资约束的影响关系，故构建基本回归模型：

KZit=α0+α1ESGit+∑αjControlsi+Industry+Year+ϵit​   （1）

式（1）中，i表示样本中的个体，t表示年份，KZ表示企业融资约束度，是被解释变量。ESG是解释变量，α1为解释变量的系数，良好的ESG表现应当能显著降低企业面临的融资约束力，所以预计方向为负。Controls表示控制变量。为了控制行业、时间特征对解释变量及被解释变量带来的不变，对行业及时间效应进行了控制，ϵit​为表示随机误差项。

（2）机制分析模型

基于式（1）ESG表现对企业融资约束的影响，为进一步分析市场信心作为二者中介变量的影响，并由于三段式中介效应有其比较明显的缺陷问题（江艇，2022），本文参照曾国安（2023）、牛志伟等（2023）的研究方法，运用增加中介变量并以此与被解释变量进行单独回归分析的方式，分四段对市场信心的中介效应进行分析。设定模型如下：

Confidenceit​=β0​+β1​ESGit​+∑βj​Controlsit​+Industry+Year+ϵit​  （2）

KZit​=θ0​+θ1​ESGit​+∑θj​Controlsit​+Industry+Year+ϵit​       （3）

KZit​=δ0​+δ1​ESGit​+ Confidenceit​+∑δj​Controlsit​+ Industry+ Year+ϵit​   （4）

（3）变量选取与测度

①被解释变量：融资约束（KZ）

KZ值作为衡量企业融资约束的指标，是由Kaplan及Zingales在1997年提出，可以揭示并反应企业外部融资成本与内部资金可得性的矛盾特性。企业融资的约束力度，取决于其资产负债率、经营现金流、现金股利支付力度及企业成长性等因素。如果企业具有较高的负债水平，资金偿还能力弱，发展前景受限，往往也会面临着较强的融资约束力度。KZ值囊括了多个财务分析指标，包括营性现金流、现金股利支付、现金持有量、负债率、托宾Q值五个财务指标，能够更加全面的捕捉融资约束元素。KZ指数基于企业投资-现金敏感性理论，与信息不对称等理论具有高度的契合性，可适用于不同的行业特征，具有较强的适应性。KZ值越高显示企业的融资约束力度越强。

 ②解释变量：融资约束（ESG）

作为中国本土ESG评价体系的代表，华证ESG评价自2009年开始A股及发债主体进行ESG评估，截至目前已经全面覆盖国内A股上市企业，并在学术界得到了广泛认可（谢红军和吕雪，2022）。国外ESG评价体系一般对中国各项政策的相应具有滞后性，华证ESG能够更加匹配国内市场特征，设计各项评价指标，更加贴合国内企业的管理导向与社会责任实践。为便于实证研究，本文根据其AAA-C级别分别赋1-9分，分值越大，ESG评级越高。

③控制变量

企业融资约束的影响因素并不仅仅包含ESG表现，有如企业财务指标的表现情况，公司治理的特征等元素仍能对融资约束力度产生一定的影响。本文选取的控制变量有：1）企业规模（Size）：在融资过程中，企业规模的大小对于融资效果的影响具有重要的作用。参照毛其淋和王玥清（2023）的研究方法，本文对各参考企业年末资产总额取自然对数，以便于衡量企业规模。2）企业性质（Soe）：市场融资的过程中，企业性质往往作为一种资金偿还的背书要素，能够深度的营销融资交易过程。本文数据的研究中，将国有企业赋值为1，非国有企业赋值为0。3）两职合一（Dual）：两职合一在一定程度上可以缓解企业的委托代理问题，提升企业的运营决策效率。因此将董事长与总经理为一人担任的企业赋值为1，其余为0。4）独立董事占比（Indep）：独立董事可以在外部视角对企业决策进行影响，为企业发展提供外部保障，并能提升企业的信息透明度。⑤第一大股东持股数量占比（TOP1）：采用第一大股东所持股数与总发行股数占比，可以体现第一大股东的决策话语权，表示企业的股权制衡度。⑥高管海外背景（OverseaBack）：拥有海外工作或学习背景的高管，能够拥有更广阔的公司治理视野，也体现了企业人力资源的多样性。对拥有海外背景的高管赋值为2，其余为0。

 （4）描述性统计

KZ指数的最小值、最大值分别为-13.48与7.667，标准差为2.252，说明样本企业的融资约束波动较大，均值为1.205，说明企业平均水平上面临着一定的融资约束力。华证ESG评级的统计数值显示，标准差为0.926，均值为4.472。样本统计企业的ESG评级平均表现处于B-BB级区间，距最高评级AAA级仍具有一定的差距，具有较大的提升空间。

表1 变量描述性统计

四、实证结果分析

   1.基准回归

式（1）回归的结果如表2第（1）列显示，ESG表现（ESGHZ）与融资约束（KZ）的回归系数为-0.12，且在1%的水平上显著，ESG表现每提升一个单位，就能降低融资约束0.12%。说明企业ESG表现的提升能够反向抑制融资约束，H1得到验证。

2.机制分析

市场信心的提升能够吸引更多的投资者加入，提升企业的知名度及市场竞争力，提高企业价值，进而在融资过程中具有更强的议价能力。而企业ESG的良好表现，能够向市场传递积极信号，表现公司具有较强的实力与广阔的发展前景。本文采用市场信心（EPS）作为ESG表现对融资约束的中介元素进行分析。

根据式（2）将企业ESG表现（ESGHZ）作为主变量与市场信心（EPS）进行回归，如表2第（2）列所示，ESG表现（ESGHZ）的回归系数为0.044，且在且在1%的水平上显著，表明企业ESG表现能力正向影响市场信心。

根据式（3）将市场信心（EPS）作为主变量与融资约束（KZ）进行回归，如表2第（2）列所示，市场信心（EPS）的回归系数为-0.465，且在且在1%的水平上显著，表明市场信心的提升能够反向抑制融资约束力。

根据式（4）将企业ESG表现（ESGHZ）、市场信心（EPS）作为主变量与融资约束（KZ）进行回归，如表2第（2）列所示，企业ESG表现（ESGHZ）与市场信心（EPS）回归系数分别为-0.1与-0.463，且均在且在1%的水平上显著，表明企业良好的ESG表现与市场信心的提振，能够同时反向抑制融资约束力。

表2 基准与机制分析回归

3.稳健性分析

（1）更换被解释变量

    不同ESG评级机构的计量方式、覆盖范围及评价方法均有所差异，为避免单一评级机构ESG数据所带来的数据偏差问题，参照方先明和胡丁（2023）的做法，将华证ESG评级数据，更换为Bloomberg ESG评级数据进行回归测试。测试结果如表3第（1）列所示，更换过后的ESG系数仍为负，且在1%的水平上显著，与基准回归结果一致。

（2）更换解释变量

    不同的解释变量会对回归结果产生不同的影响，为避免模型控制变量不足带来的遗漏变量问题，增加了公司运营年限作为控制变量。在企业融资的过程中，具有更长期经营年限的企业具有较多的运营管理经验，往往也具有较强的企业文化氛围，抵御风险的能力相对更强，也就更容易获得投资者的青睐。测试结果如表3第（2）列所示，更换过后的ESG系数仍为负，且在1%的水平上显著，与基准回归结果一致。

（3）缩短样本区间

    考虑到年份区间对回归结果的重要性，避免因特定选择不同区间数据对回归结果带来的不同影响，随机选定样本数据近10年的观测值进行检验测试。结果如表3第（3）列所示，更换过后的ESG系数仍为负，且在1%的水平上显著，证实了基准回归结果的稳健性。

表3 稳健性检验

五、研究结论与启示

ESG理念无论在理论上及实践上，目前都处于高速发展的阶段。厘清ESG表现与企业融资约束的关系，对于企业而言可以提升其公司形象，提升内部员工的认同力，增进品牌竞争力。对于投资者而言可以获取企业更多的非财务信息，降低信息不对称性。同时，也可以增强其他利益攸关者对于企业的认可度，降低社会交易成本，形成良好的营商环境。

实证结果显示，企业良好的ESG表现可以显著降低其融资约束，因此企业应当积极践行ESG的相关理念，关注营运业务对环境的影响，节能减排，降低污染排放水平。同时，也应当积极投身社会公益事业，尤其是应当增强企业运营周边社区的影响。运用部分盈余积累，积极承担社会责任，构建与周边社区的良好关系。对于公司内部，应当改善内部流程，增强企业运营效率，降低营运及生产成本。注重企业文化建设，增强内部员工关怀力度，不断提升员工满意度。市场信心作为企业ESG表现的中介因素，可以传递并增强ESG效能，降低企业融资约束。说明企业应当以践行ESG理念为契机，向市场传递积极信号，提振市场信心，提升企业投资吸引力，增强企业实力，促进企业可持续发展。

参考文献：

[1]王翌秋,谢萌,郭冲.企业ESG表现影响银行信贷决策吗-基于中国A股上市公司的经验证据[J].金融经济学研究,2023(5):97-114.

[2]李志斌,邵雨萌,李宗泽,等.ESG信息披露、媒体监督与企业融资约束[J].科学决策,2022(7):1-26.

[3]崔志伟,刘自敏,田露露,等.企业ESG表现与融资约束——基于信息披露数量与质量的再讨论[J].产业经济评论,2024(3):155-170.

[4]周立,曹嘉仪.ESG表现提高了制造业企业融资效率吗[J].广东财经大学学报,2024,39(6):87-102+111.

[5]刘树良,闫明丽.ESG表现、代理成本与融资约束——基于企业生命周期的调节作用[J].工业技术经济,2024,43(12):62-72.

[6]陈智超.环保投资、融资约束与企业ESG表现[J].财会通讯,2024(23):50-55.

[7]H. D G ,A. M E .Is it worth it to go green? ESG disclosure, carbon emissions and firm financial performance in emerging markets[J].Review of Accounting and Finance,2025,24(2):193-217.

[8]M.A. W A .What drives the price behavior of US sustainable stocks?[J].Journal of Economic Studies,2025,52(4):709-727.

[9] Schueth S., “Socially responsible investing in the United States”, Journal of Business Ethics,2003,43(3),189-194.

[10]吴红军,刘啟仁,吴世农.公司环保信息披露与融资约束[J].世界经济,2017,40(5):124-147.

[11]刘锡良,文书洋.中国的金融机构应当承担环境责任吗?——基本事实、理论模型与实证检验[J].经济研究,2019,54(3):38-54.

[12]王翌秋,谢萌,郭冲.企业ESG表现影响银行信贷决策吗——基于中国A股上市公司的经验证据[J].金融经济学研究,2023,38(5):97-114.

[13]毛其淋,王玥清.ESG的就业效应研究：来自中国上市公司的证据[J].经济研究,2023,58(7):86-103.

[14]牛志伟,许晨曦,武瑛.营商环境优化、人力资本效应与企业劳动生产率[J].管理世界,2023(2):83-100.

[15]曾国安,苏诗琴,彭爽.企业杠杆行为与技术创新[J].中国工业经济,2023(8):155-173.

[16]方先明,胡丁.企业ESG表现与创新——来自A股上市公司的证据[J].经济研究,2023,58(2):91-106.