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2024.12.06
每日晨语
人是为了希望而活，唯有怀揣春日般恒久期盼之心，静待萌芽之人，方能无畏凛冬，终迎满树葱郁，结出超越修剪前的累累硕果！周五，早安！
企业ESG表现能否降低破产风险
导读
摘要：以2009—2021年中国A股上市公司为研究对象，分析企业ESG表现和破产风险的关系以及其作用机制，并依次从宏观、中观、微观视角展开异质性分析。研究发现，较好的ESG表现显著降低了企业破产风险。机制分析发现，企业提升ESG表现缓解了融资约束，同时提升了财务绩效，进而降低了企业破产风险。另外，企业数字化转型能够加强ESG表现对破产风险的抑制作用。进一步基于企业经营的宏观、中观、微观视角分析发现，ESG表现对破产风险的抑制效应具有普适性，但这一效果在低法治水平、低竞争程度、非国有企业、财务困境企业的组别中更加明显。研究结论有助于理解企业通过ESG战略进行风险管理的内在逻辑，为企业优化决策制定提供了经验参考。
关键词：ESG表现;企业破产风险;融资约束;财务绩效;数字化转型;行业竞争;产权性质;
引用格式：崔秀梅,肖祎宁,王菁华.企业ESG表现能否降低破产风险[J].审计与经济研究,2024,39(05):69-78.
现阶段关于企业ESG的研究十分丰富,但更多探讨的是如何健全ESG信息披露制度,或考察ESG表现和财务绩效、ESG表现和企业价值之间的关系[1],而针对企业ESG表现与风险之间关系的实证研究相对较少,尤其是鲜有聚焦企业破产风险这一综合性风险结果的研究。当前关于ESG与企业风险的研究多集中于单一的风险指标领域,例如良好的公司治理能减少债券的信用利差及降低融资成本[2],良好的环境和社会表现能够发挥违约风险缓释效应等[3]。虽然已有发现证实了ESG表现与信用之间存在一定联系,但是目前几乎没有从ESG整体视角切入且明确将ESG与破产风险联系起来的研究,亦缺乏对两者影响机制的探索。基于此,本文重点分析企业ESG表现对破产风险的影响效应及作用机制,以为投资者做出准确决策、企业履行ESG责任提供经验证据。
ESG是环境、社会和公司治理的总称,从三个维度评估企业经营的可持续性及其对社会价值观念的影响。不可否认,促进全面绿色转型、推动绿色循环低碳发展、引导ESG理念普及化逐渐成为经济社会的责任共识。那么,对于经济活动的微观主体企业而言,ESG责任履行是控制破产风险的有效工具,还是粉饰短期效益的破产催化剂本文认为ESG表现可能会抑制企业破产风险,亦可能会加剧破产风险。
追溯企业破产风险的根源,较差的财务表现和较高的信用风险都是企业破产的重要导火索,而企业的ESG责任履行已被证实具有一定的成本抑制作用和绩效促进作用,能够积累声誉资源和社会信用资本,在一定程度上抵消了企业破产的可能性。本文认为,企业ESG表现对于破产风险的抑制能够通过“缓解融资约束”(降本)和“改善财务绩效”(增效)两种主要机制发挥作用。
1.缓解融资约束
2.改善财务绩效
基于上述分析,本文提出如下假设:
H1:企业ESG表现有助于降低破产风险。
H1a:企业ESG表现有助于缓解融资约束,进而降低破产风险。
H1b:企业ESG表现有助于改善财务绩效,进而降低破产风险。
企业ESG表现也有可能对企业产生不利影响,而且可能会加剧企业破产风险。新自由主义经济学认为,股东利益最大化才是企业需要承担的唯一社会责任,如果企业增加社会责任建设投入,就会影响企业价值最大化目标的实现[10]。新古典理论也认为,ESG表现对企业的经营绩效无益。基于代理理论的过度投资观,投资者担忧企业在ESG建设上过分活跃会以牺牲财务报告质量为代价,或者企业会利用ESG信息来粉饰糟糕的财务业绩表现。此外,ESG概念逐渐出现泛化现象,使企业出现产品“洗绿”“漂绿”行为,这无疑加剧了企业的总体风险水平。
H2:企业ESG表现会加剧破产风险。
本文以2009—2021年中国A股上市公司为初始样本,企业ESG表现选用华证ESG评分,其他所需财务数据来自国泰安数据库(CSMAR)和Wind数据库。本文对初始样本按如下原则进行处理:第一,剔除金融行业上市公司;第二,剔除被特殊处理(ST、PT)的上市公司;第三,剔除主要变量数据缺失的样本。为了避免极端值对实证结果的干扰,本文对连续型变量进行了上下1%的缩尾处理。
1.解释变量
2.被解释变量
本文的被解释变量为企业破产风险(Z-Score)。现有研究多使用Z指数模型衡量企业的破产风险[14],原始公式中采用公司总市值与总负债之比反映公司偿债能力。实际上,Z值模型针对发达国家和发展中国家的测量方法存在差异。本文的观测对象为中国上市公司,根据中国企业的实际情况,在股改前企业总市值仅代表部分流动股市值,只占公司股份较小比例,直接套用Z指数的原始计算公式并不合适。因此,参考现有研究的做法[15],本文使用根据发展中国家情况进行修正后的Z指数,计算公式为:
Z-Score=0.717X1+0.847X2+3.107X3+0.420X4+0.998X5
(1)
其中,X1=营运资本/总资产=(流动资产-流动负债)/总资产,反映资产的变现能力和规模特征;X2=留存收益/总资产,反映公司的累积盈利能力;X3=息税前利润/总资产,反映资产的盈利能力;X4=所有者权益账面价值/总负债,反映公司的偿债能力;X5=营业收入/总资产,反映企业资产周转情况。
3.机制检验变量
KZ=KZ1+KZ2+KZ3+KZ4+KZ5
(2)
其中,KZi对应五个财务指标,分别是当期经营活动现金流量/期初总资产、当期现金股利/期初总资产、当期现金及现金等价物/期初总资产、资产负债率和托宾Q值。KZi小于自身中位数取1,否则为0。
4.控制变量
借鉴已有研究[18-19],本文控制了其他可能对企业破产风险产生影响的因素。本文选取的控制变量有公司规模(Size)、资产负债率(Lev)、总资产周转率(ATO)、营业收入增长率(Growth)、董事会规模(Board)、独立董事比例(Indep)、股权集中度(Top1)、企业年龄(FirmAge)、现金流比率(Cashflow)。除此之外,本文还控制了行业固定效应和年度固定效应。
变量具体定义如表1所示。
表1变量定义表
Z-Scorei,t=α0+α1ESGi,t-1+α2Controlsi,t+∑Industry+∑Year+εi,t
(3)
其中,Z-Scorei,t指企业i第t年的破产风险,ESGi,t-1是企业i第t-1年的ESG评分等级,Controlsi,t代表一系列控制变量,εit代表随机扰动项。本文将解释变量滞后一期,以减少逆向因果导致的内生性。
根据现有研究[14],当Z值大于2.675时,表明企业状况良好,发生破产的可能性较小;当Z值介于1.81和2.675之间时,企业正处于“灰色地带”,潜伏着破产危机;当Z值小于1.81时,则表明企业的状况极为不稳定,破产风险极大。如表2所示,样本企业风险指数(Z-Score)的最大值为34.837,最小值为0.136,均值为4.271,说明样本企业的破产风险存在较大差异。企业ESG表现的均值与中位数都在4左右,说明A股上市企业的环境综合评分总体上处于中上水平,大部分企业重视企业ESG责任建设,在环境保护、社会公益等方面投入了一定资源。然而,ESG表现的个体差异仍较大,最大值为6,最小值仅为1。
表2变量的描述性统计结果
本文的基准回归结果如表3所示。列(1)为未加入控制变量的基准结果,列(2)考察加入控制变量后企业ESG表现对企业破产风险的影响效应。由列(1)可知,ESG表现的系数显著为正(0.203,P<0.01),且加入控制变量后显著性不变(0.089,P<0.01),表明随着ESG评分的提升,企业的Z-Score指数相应提高,即ESG表现可以降低企业破产风险。根据风险缓冲观点,企业优化ESG表现能够满足社会期望,缓解融资约束和提升财务绩效,降低企业破产清算的可能性。综上,H1得到支持。
表3基准回归结果
1.更换变量度量指标
一是更换解释变量的度量指标。参考现有研究[20],本文以华证ESG评分为基础进行重新划分赋值,构造变量ESG2。本文将等级A至AAA赋值为3,B至BBB赋值为2,C至CCC赋值为1。回归结果如表4列(1)所示,结果依然稳健。
表4更换变量度量指标的回归结果
2.更换回归模型
3.工具变量法
表5工具变量检验结果
为了进一步消除内生性问题,本文运用PSM倾向得分匹配法缓解样本选择问题。参考已有文献的处理方式[12],本文根据ESG评级的行业均值将样本企业分为两组,选用企业年龄、企业规模、企业成长性和股权集中度作为影响企业ESG评级的协变量,采用1∶1近邻匹配和1∶3近邻匹配方法进行配对,并将匹配之后的样本进行回归,试图消除实验组和对照组之间的系统差异。回归结果如表6所示,ESG表现与企业破产风险的关系不变,前文结论得到支持。
表6倾向得分匹配结果
KZi,t=θ0+θ1ESGi,t+θ2Controlsi,t+∑Industry+∑Year+εi,t
(4)
同时,参考现有研究[25-26],本文采用SA指数作为融资约束的代理变量验证其稳健性。用于计算SA指数的财务指标仅包括企业规模和企业年龄,虽然考虑的金融变量较少,但受到内生性问题的影响程度较低。回归结果如表7列(1)和列(2)所示,当将融资约束作为被解释变量时,ESG表现的系数显著为负,说明企业提升ESG表现的同时融资约束呈现负向变化,与前述理论分析一致,H1a得到支持。
表7中介效应回归结果
ROAi,t=β0+β1ESGi,t+β2Controlsi,t+∑Industry+∑Year+εi,t
(5)
同时,本文将ROE作为ROA的代理变量验证其稳健性。回归结果如表7列(3)和列(4)所示,当将财务绩效作为被解释变量时,ESG表现的系数显著为正,说明企业提升ESG表现有利于改善财务绩效,与前述理论分析一致,H1b得到支持。
我国正处于向数字化经济迈进的时期,人工智能、大数据、云计算、移动互联网和物联网等数字科技蓬勃发展。在信息化浪潮的推动下,供需关系呈现出与传统生产方式差异化的一面,数据作为新型生产要素发挥了重要作用。因此,投身数字化转型的企业可以利用强大的算力对海量数据进行迭代模拟运算,将数字技术与生产、研发、管理、销售与服务深度融合,有效提升企业运行效率[28]。一方面,数字化转型能够为企业进行ESG实践提供有力的技术支撑,研发更多的环境友好型产品,打造更具人文关怀的服务,将ESG投入更加高效地转化为持续竞争优势。另一方面,科技手段对企业披露ESG信息更加有利,拓宽了信息披露渠道,丰富了信息披露形式,提升了企业ESG信息的及时性、真实性、可靠性。
表8调节效应检验结果
表9基于宏观视角和中观视角的分组回归结果
3.微观环境分析
(1)产权性质。企业自身的产权属性可能会对经营活动与社会责任投入产生较大影响。本文基于产权性质的视角开展分组回归,估计结果如表10中列(1)和列(2)所示。结合系数差异检验结果可知,非国有企业中ESG表现的破产风险抑制作用更加明显。可能的原因在于:首先,国有企业大多建立了有效的风险评估和分析系统,在日常经营管理过程中能够做到及时确定风险预防目标,并做到严格遵守有关法律法规,遵循科学民主的决策程序,规范可行性研究,落实责任追究制度。由于存在多重保障,国有企业的破产可能性被有效把握在可控范围内,因此改善ESG表现对其防范破产风险虽然能够起到锦上添花的作用,但并不是解决国有企业破产危机的关键因素。其次,国有企业在ESG的三个维度都存在一定短板[35]。受制于发展方式和管理模式,国有企业仍存在传统能源型企业转型不彻底、安全管理不到位等问题,且中国ESG评价体系尚处于起步阶段,风险缓释作用不明显,但这从侧面印证了ESG实践在非国有企业战略决策中处于重要地位。
表10基于微观视角的分组回归结果
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