绿色发展、金融支持与企业价值※—— 基于上市公司ESG的实证检验

内容提要：在绿色发展理念和政策的指引下，中国正建立健全绿色金融体系，以激励企业通过绿色发展而提升价值。以ESG作为企业绿色发展的评价指标，以托宾Q值衡量企业价值，通过收集2013—2020年间中国上市公司的数据，实证检验金融支持企业绿色发展及其对企业价值产生的影响。研究发现：企业绿色发展可以显著提升其价值；无论是股权融资还是债务融资，都在推动企业绿色发展、提升企业价值中发挥重要的支持作用；在金融发展水平较高的地区，绿色发展更有利于企业价值的提升；随着金融支持绿色发展政策的不断深化，绿色发展对企业价值的提升作用正不断增强。此外提出了相应的政策建议。

一、 引 言

绿色发展是以经济、社会和环境的可持续发展为目标的创新发展模式。推进生态文明建设，实现绿色发展已成为新时代国家发展的战略方向(1)中共十八届五中全会将绿色发展作为“五大发展理念”之一，十九大报告强调“推进绿色发展，建立健全绿色低碳循环发展的经济体系”。。在绿色发展理念和政策的指引下，中国正在逐步建立健全绿色金融体系。在债务融资方面，2020年中国银行保险监督管理委员会发布的《关于推动银行业和保险业高质量发展的指导意见》，提出“大力发展绿色金融。银行业金融机构要建立健全环境与社会风险管理体系，将环境、社会、治理要求纳入授信全流程”，引导商业银行等金融机构加大对企业绿色发展的债务融资支持力度。在股权融资方面，证券投资基金协会发布《绿色投资指引(试行)》，要求“有条件的基金管理人可以采用ESG投资方法，综合环境、社会和公司治理因素落实绿色投资”，鼓励设立绿色投资主题基金，为企业绿色发展提供股权融资支持。由此可见，为推动绿色发展战略目标贯彻落实，监管部门要求金融机构对绿色企业(项目)予以有力的金融支持，通过考核企业在环境(E)、社会责任(S)和公司治理(G)方面的业绩，引导资金向绿色发展领域倾斜，构建支持企业绿色发展的融资环境。

中央提出的绿色发展理念，不仅需要得到金融机构的支持，更需要得到广大企业的积极响应，由此才能形成激励相容的绿色发展机制。在绿色金融体系下，以商业银行为代表的债务融资机构以及以保险公司、证券投资基金等为代表的股权投资机构，除了考察企业(项目)的财务因素外，还将环境、社会和公司治理等非财务因素作为投融资决策的重要依据，使绿色企业(项目)更容易获得投资者青睐和资本注入，从而获取可持续发展的竞争优势，提高利益相关者对于企业未来发展潜力的预期，推动企业价值提升。对于企业来说，若绿色发展可以提升企业价值，企业股东、企业员工等利益相关者将从绿色发展中获益，则绿色发展就会得到企业的积极响应，由此形成“国家-金融机构-企业”激励相容的绿色发展机制。故本文检验企业绿色发展能否获得金融支持并由此提升企业价值，既是考察绿色发展对企业价值的影响，也是对中国绿色发展激励机制的相容性评估，为进一步推进绿色发展战略提供政策建议，具有重要的研究价值。

现有部分文献验证了ESG对企业价值或企业融资的影响，但并未形成“ESG→金融支持→企业价值”的路径。关于ESG与企业价值，在研究结论与影响机制上尚未达成一致。大部分学者支持了ESG对企业价值的正向影响，认为ESG能够提升企业经营业绩或市场估值(王波和杨茂佳，2022)，也有部分学者得到相反结论，譬如Krüger(2015)发现社会责任被管理者当作自利工具，牺牲股东利益，从而降低公司价值。在中国绿色金融体系下，金融支持对于ESG提升企业价值的中介机制尚未得到系统性探索。尽管已有研究发现ESG可以缓解企业融资约束(邱牧远和殷红，2019；高杰英等，2021)，但未进一步探索对企业价值的提升作用。同时，在金融支持绿色发展的进程中，股权融资支持和债务融资支持是否均起到作用、是否存在相对短板，有待具体探索。少量文献对ESG、融资与企业价值三者关系进行了研究(王琳璘等，2022)，但其融资约束指标有别于本文强调的金融支持，且在实证模型方面有待进一步完善(2)王琳璘等(2022)构建的融资约束指标——KZ指数，由企业自身条件如经营性现金流量、现金股利、托宾Q等指标线性拟合得到，不能准确反映企业融资约束这一概念(顾雷雷等，2018)，也不能直观地体现金融机构对于企业的金融支持。此外，KZ值已是托宾Q的线性表达，再将其对托宾Q进行回归，并且回归模型设定中未将自变量进行滞后处理，可能为模型带来一定的内生性问题。。

为改进和深化相关研究，有鉴于金融机构通常以ESG评价企业的绿色发展，本文以ESG评分作为企业绿色发展的代理变量，利用2013年～2020年上市公司相关数据，开展如下研究：通过面板数据回归，检验企业ESG总评分及其分项评分对企业价值的影响，以验证绿色发展能否提升企业价值；采用中介效应检验，分别以债务融资和股权融资为中介变量，检验企业绿色发展是否通过金融支持而提升其价值；由于区域金融发展水平和融资环境存在非均衡性，故从空间维度考察“绿色发展影响企业价值”的地区调节效应；随着中国绿色发展理念的不断深化，绿色融资环境正逐步完善，绿色发展对企业价值的提升作用是否得到显著增强？即从时间维度考察绿色发展的政策效果。

与现有文献相比，本文的边际贡献如下：对绿色发展、金融支持与企业价值三者的关系进行探析。以往研究集中于探究其中两者之间的关系，未能全面考察金融支持的中介效应，故本文丰富了相关领域的研究内容，也是对中国绿色发展激励机制的相容性进行评估。从债务融资和股权融资支持两条路径，探究金融支持对于绿色发展提升企业价值的中介作用。通过对ESG三个维度与两种融资模式的交叉分析，发现股权融资在环境保护方面所发挥的作用还有待增强，为更有针对性地推进绿色发展战略提供经验证据，具有重要的现实意义。与以往ESG相关实证研究中采用的定性、非连续的ESG评级数据相比，本文采用定量的、连续的评分数据，能更好地用于实证分析，且覆盖面广(覆盖A股3000余家上市公司)，缓解了样本选择偏差，提高了研究结论的说服力和可靠性。

二、 文献回顾与研究假设

1. 文献回顾

以Friedman为代表的新古典主义理论派学者支持绿色发展与企业价值负相关或不相关。他们认为，公司在环境、社会责任等具有较强外部性因素的支出会增加公司的额外成本，却不能为其带来货币收益，从而对公司的财务绩效产生负面影响，降低企业价值。譬如，Filbeck和Gorman(2004)认为，公司在环保方面的努力占用了管理资源，偏离公司核心业务，从而降低了盈利性；史敏等(2017)认为公司在承担社会责任时，占用了本可以用于技术研发或产品创新升级的资源，从而对公司的经营业绩产生一定的负面效应。

Freeman提出的利益相关者理论则主张绿色发展与企业价值的正向关系，打破了Friedman以利润最大化为企业首要目标的传统观点的束缚。该理论认为，企业不应只关注自身的经济利益，而应当兼顾各个利益相关方的诉求。除股东、员工、顾客、供应商等，Freeman将政府部门、当地社区、环境保护主义者等群体纳入利益相关者的范畴，强调企业管理者在做出经营决策时，不能为片面追求财务业绩，而忽视甚至损害其他利益群体在诸如生态利益、社会利益等方面的诉求。立足于利益相关者理论，相关研究表明，企业积极参与环境治理的行为，如绿色技术创新，可以为企业带来良好的外部声誉(杨静等，2015)；企业积极履行社会责任，可以树立良好的声誉、提高员工满意度(Edmans,2012)等，从而有利于企业价值提升。

综上，不难发现，关于绿色发展与企业价值，现有文献在研究结论与影响机制上尚未达成一致。在中国绿色发展成为战略方向的时代背景下，明晰绿色发展对企业价值的影响、检验金融支持的中介作用，将有助于丰富有关绿色发展研究的内容，也为高效推进绿色发展战略提供政策建议。

2. 研究假设

首先，当绿色发展理念逐渐深入人心，企业加快绿色发展步伐，将ESG纳入经营决策，实现在环境保护、社会责任、公司治理等领域的进步，就是在满足和实现不同利益相关者群体对公司发展的利益诉求，譬如节能减排是对自然环境和整体社会负责，产品安全是对顾客负责，因此，公司绿色发展，提升ESG表现，有利于获得政府的支持以及社会公众的认可，提升公司社会效益和发展前景，对公司的估值产生正向影响。

其次，随着绿色金融体系的构建与完善，银行、基金等金融机构以ESG为重要实践工具，为企业绿色发展提供金融支持。具体而言：

(1) 在股权融资方面，公募基金等机构投资者作为国家政策的积极践行者，具有明显的绿色和可持续偏好，在投融资决策中，将ESG等非财务指标作为重要的考察因素。相关研究发现，无论是长期还是短期机构投资者，都更倾向于环境绩效比较高的公司(黎文靖和路晓燕，2015)；企业自愿履行社会责任会吸引更多的机构投资者持股，向投资者传递正面信号，增强投资者投资意愿，降低企业股权融资成本(El Ghoul等，2017)；公司的治理结构更优，机构投资者会给予其更多的股权融资支持(McCahery等，2016)。由此可见，公司绿色发展有利于获得机构投资者的青睐，由此获得更大力度的股权融资支持，减少股权融资阻力和融资成本。

(2) 在债务融资方面，绿色金融体系下，银行等金融部门将环境、社会责任和公司治理因素纳入企业授信和项目管理的框架中，引导资金向ESG表现更佳的绿色公司(项目)倾斜(斯丽娟和曹昊煜，2022)。例如，通过绿色信贷政策与行政处罚相结合的方式，可以“一票否决”重污染企业的融资需求，使重污染企业无法获得信贷支持，发挥绿色金融对非绿色企业的融资惩罚效应(苏冬蔚和连莉莉，2018)。与此同时，绿色公司(项目)通过其良好的环境和治理表现、积极履行社会责任，向资本市场传递其“绿色信号”，从而可以在信贷活动中占据优势，以更低的资金成本获得更多的有效资金投入。

金融支持企业发展，为企业提供发展所需的资金，可以有效降低公司生产经营的不确定性、增加公司的决策灵活性、保证公司创新投资与研发投入的连续性与平滑性、并利用现有资金抓住投资机会(崔也光等，2019)，从而带来企业可持续发展的良好预期，促进企业价值的提升。

综合上述分析，本文提出如下假设：

H1：绿色发展有利于提升企业价值。

H2：企业绿色发展有利于获得金融支持，从而提升企业价值。

为检验股权融资支持和债务融资支持对于企业绿色发展促进价值提升是否都起到作用，本文将命题H2进一步拆分为两个子命题：

H2a：企业绿色发展有利于获得股权融资支持，从而提升企业价值。

H2b：企业绿色发展有利于获得债务融资支持，从而提升企业价值。

三、 研究设计

1. 变量设置

(1) 被解释变量：企业价值。以托宾Q值(TobinQ)作为企业价值代理指标。托宾Q值是企业市场价值与其重置成本的比率，反映了市场对于公司未来盈利状况的预期。与资产回报率等财务指标相比，托宾Q值更关注企业长期发展，是衡量企业市场价值和评估企业投资机会的一个重要的代理指标，在国内外实证研究中也被广泛应用。由于在实际应用中企业重置成本难以直接获得，参照以往文献(郑国坚等，2014；陈志斌等，2017)， 以期末总资产账面价值代替企业重置成本计算TobinQ，如式(1)所示：

(1)

(2) 核心解释变量：企业绿色发展程度。以ESG作为企业绿色发展程度的评价指标，理由如下：从理论上来看，首先，习总书记指出“绿水青山就是金山银山”、“良好生态环境是最公平的公共产品，是最普惠的民生福祉”，因此，绿色发展以保护生态环境为出发点，是保障中国经济社会可持续发展的新发展理论(黄建洪，2021)。其次，履行社会责任是绿色发展的必然需求。绿色发展旨在促进微观个体将个体权益与民族利益相容，承担起“生态为民”的社会责任(王海芹和高世楫，2016)。最后，绿色治理是绿色发展的重要支撑。绿色发展不仅对国家治理提出新要求(黄建洪，2021)，对于市场经济发展主体和环境治理责任主体的企业，更是需要其转变公司治理模式，约束企业经理人的短视倾向，加大对绿色技术研发和应用的投入，推动企业积极开展环境治理，激发企业绿色发展内生动力(王可第，2020)。

在实践中，ESG已成为践行绿色金融的重要手段。中国绿色金融体系正逐步构建与完善，在各类监管政策的引导下，金融机构正通过ESG来考察企业绿色发展水平，以落实融资支持。

由此可知，绿色发展包含了环境(E)、社会责任(S)和公司治理(G)三个维度，ESG可以作为衡量企业绿色发展的指标(邱牧远和殷红，2019)。考虑到行业特征对企业ESG评分的影响(3)例如，在本文选取的样本中，房地产业平均ESG评分为90.11分，标准差为5.794，而农、林、牧、渔业平均ESG评分为83.36分，标准差为7.069，呈现明显的行业差异。本文行业分类参照中国证监会大类行业分类标准。，譬如一些高污染行业整体ESG水平较低，本文将企业ESG评分按行业进行标准化处理，得到经行业调整的ESG评分(简记为 “AESG”)，这里，企业i的AESG为：

(2)

类似地，在ESG的分项评分上，不妨以E、S、G各项评分代替式(2)中的ESG总评分，构建行业调整的E评分(AE)、行业调整的S评分(AS)和行业调整的G评分(AG)，由此分别从环境、社会责任和公司治理三个方面对企业绿色发展的成效进行评价。

(3) 中介变量：金融支持。分别从股权融资和债务融资两个角度，衡量企业获得的金融支持力度，同时，借鉴潘越等(2013)的思路，分别从融资便利性和融资成本两个维度进行考察。

股权融资便利性方面，选取的指标为机构投资者持股比例(institutional investor holding，IIH)。由于机构投资者是资本市场的重要引领者，可以向其他投资者传递信息(石美娟和童卫华，2009)，带动资金投向顺应国家发展战略的优质企业，使企业更易获得股权融资。

股权融资成本(equity financing cost，EFC)。借鉴叶陈刚等(2015)，采用OJ模型来计算，如式(3)所示：

(3)

其中，EFCi,t表示企业i在t期末的股权融资成本；epsi,t+1为分析师预测的企业i未来一年的每股收益，epsi,t+2为分析师预测的企业i未来两年的每股收益；γ表示长期盈余增长倍数，则γ-1为长期盈余增长率，在实际计算中，长期盈余增长率取2%(庞家任等，2020)；δ表示企业i的股票在过去3年的平均股利支付率；Pi,t为t期末企业i的股票收盘价。EFC值越小，表示企业股权融资的成本越低，即企业获得的股权融资支持力度越大。

债务融资成本(debt financing cost，DFC)。借鉴潘越等(2013)，以财务费用除以长短期债务的平均值表征企业的债务融资成本，从另一角度体现企业获得债务融资支持的力度。该指标值越小，说明在债务规模相同的情况下，企业能够以更低的成本进行融资，则企业获得债务融资的力度越强。

(4) 调节变量：金融发展水平(financial development，FD)。采用Goldsmith提出的金融发展指标的定义，以金融资产总量与GDP之比测度金融发展水平。由于各地区金融资产总量的数据不可得，参考以往文献(钱雪松等，2017)，以地区存贷款数据作为金融资产的替代指标，则地区金融发展水平(FD)以各地区当年金融机构存贷款余额与该地区当年名义GDP的比值来计量。该比值越高，说明上市公司所处地区的金融发展水平越高。

(5) 控制变量。以往研究表明，企业的整体规模、资本结构、盈利能力、所处生命周期、自由现金流等指标可能影响企业价值，借鉴郑国坚等(2014)、陈志斌等(2017)、曾志远等(2018)，本文设置的控制变量包括：公司规模(SIZE)、杠杆率(LEV)、总资产收益率(ROA)、营业收入增长率(GROW)、企业年龄(AGE)、企业自由现金流(CF)、股权集中度(CR)、股权制衡度(ECB)、审计单位是否为四大会计师事务所(BIG4)与所有权性质(SOE)等。各变量的具体说明见表1。

2. 计量模型构建

(1) 绿色发展对企业价值的影响。构建面板数据回归模型，以检验企业绿色发展对其价值的影响。考虑到企业绿色发展对其价值的影响存在滞后性，也为了减少自变量和应变量互为因果带来的内生性问题，故将自变量(包括控制变量)设为t-1期，而将应变量设为t期，由此构建的面板数据回归模型为：

TobinQi,t=α+βAESGi,t-1+γCONTROLi,t-1+μi+φt+εi,t

(4)

其中，TobinQi,t为t季度企业i的托宾Q值，由式(1)计算得到；核心解释变量AESG为行业调整的企业ESG评分，表征企业的绿色发展程度，由式(2)计算得到。CONTROL为控制变量。α表示常数项；β为核心解释变量AESG的回归系数，是AESG对于TobinQ的总效应；γ为控制变量的回归系数向量。μi和φt分别表示个体和时间固定效应，以控制个体不随时间变化的非观测因素和时间因素的影响，εi,t是均值为0的随机误差项。与此同时，为检验ESG各分项对企业价值的影响，本文以也以AE、AS、AG分别代替式(4)中的AESG进行回归，模型其余设置不变，不再赘述。

(2) 绿色发展影响企业价值的机制：基于金融支持的中介效应检验。为探讨企业绿色发展获得金融支持，进而提升企业价值的机制，不妨将金融支持的指标作为中介变量，参考郭晔等(2020)的思路，构建中介效应回归方程组，如式(5)和(6)所示：

FINi,t=α+θAESGi,t-1+λCONTROLi,t-1+μi+φt+εi,t

(5)

TobinQi,t=α+δFINi,t+β′AESGi,t-1+γ′CONTROLi,t-1+μi+φt+εi,t

(6)

其中，FIN为金融支持指标，在回归时分别指代：股权融资支持指标(机构投资者持股比例，IIH；股权融资成本，EFC)和债务融资支持指标(债务融资便利性，ADF；债务融资成本，DFC)。

本文结合依次检验和Sobel检验两种方法，对金融支持的中介效应进行检验。首先进行依次检验，若式(5)中AESG的系数θ与式(6)中FIN的系数δ均在5%的水平上显著，则表明存在中介效应；若θ和δ

表1 回归变量的内容、符号与定义

表2 依次检验和Sobel检验的判别标准

(3) 地区金融发展水平调节效应检验。地区金融发展水平决定了当地企业绿色发展的投融资条件。金融发展水平较高的地区，资金充裕、金融机构众多，才能为绿色发展企业(项目)提供充足的、低成本的资金，并由此实现地区金融支持绿色发展，并提升企业价值的效应。为对此进行检验，不妨在回归模型(4)中增加地区金融发展水平(FD)以及AESG和FD的交乘项，由此构建回归模型如式(7)：

TobinQi,t=α+βAESGi,t-1+ηAESGi,t-1×FDi,t-1+λFDi,t-1+γCONTROLi,t-1+μi+φt+εi,t

(7)

由式(7)，若交乘项的系数η显著为正，则表示：地区金融发展水平越高，坚持绿色发展的企业越能够提升其价值，由此也验证了绿色发展影响企业价值的地区调节效应。

四、 样本选择、数据来源与描述性统计

1. 样本选择与数据来源

本文以上市公司为研究对象，样本区间为2013-2020年，数据频率为季度。第一，收集并整理上市公司的财务数据、ESG评分数据以及股票市场交易数据等。其中，ESG评分采用的是华证ESG评分(4)华证ESG评价体系是上海华证指数信息服务有限公司根据中国资本市场发展特点研制开发的本土化评价体系。在框架结构上，该评价体系紧扣ESG内涵，基于国际ESG体系核心指标，同时补充中国特色指标，自下而上构建三级指标体系，包括一级指标3个(即：环境(E)、社会(S)、公司治理(G))、二级指标14个以及三级指标26个。在权重设计上，结合中国上市公司及行业发展特点设计权重，指标计算客观，定量有据。在更新频率上，采用按季度定期评价与动态追踪相结合的方式，对所有A股上市公司的ESG水平进行测算，并相应地给予评分与评级。与现有常用的其他ESG评价相比，主要具有三点优势：第一，评价精细化。其他ESG评价方式(如商道绿融和社投盟ESG评级)，都是采用评级的形式，只能进行定性分析，而评分数据为做定量分析提供便利。第二，覆盖面广。华证ESG评分覆盖了全部A股上市公司，覆盖面更广，适用性更强。第三，时效性强。华证ESG评价体系采用季度更新的方式，且当上市公司发生重大事件时，会迅速进行调整，更能及时反映上市公司ESG的变化情况。，所有数据均由同花顺公司提供。不同于以往研究中采用的定性、非连续的评级数据，华证ESG是定量的、连续的评分数据，故能更好地用于实证分析，这是本文选择该数据的主要原因。第二，对样本进行如下筛选：剔除上市不足半年的公司数据；若上市公司被ST、*ST及退市，则从样本内剔除；剔除金融行业的上市公司样本；剔除没有ESG评分数据的样本；剔除财务数据异常的样本；为消除极端值的影响，对所有连续变量进行上下1%的缩尾(Winsorize)处理。经过上述筛选，最终获得2013年-2020年间共计3615家上市公司的面板数据。

2. 描述性统计

表3给出了各变量的描述性统计结果(5)为了更加直接地了解A股上市公司的ESG情况，表3中的ESG评分、E评分、S评分和G评分均代表未经行业调整的评分。。由表3可知，2013-2020年，所有上市公司平均ESG评分为85.2750分，标准差为5.5745，这说明中国上市公司ESG评分总体较好。在ESG分项评分中，E、S、G的均值分别为74.2180、84.1659、91.5872，标准差分别为7.2791、7.0949、7.4873，标准差均高于ESG整体评分标准差，说明上市公司在环境、社会责任和公司治理各个分项上的表现，较ESG整体表现呈现更大的差异性。

表3 变量的描述性统计

(续表)

五、 实证分析及其结果

1. 企业绿色发展对其价值影响的实证检验

本节从ESG总评分及各分项评分的角度，通过面板回归方程(4)检验企业绿色发展对其价值的影响，回归结果如表4所示。

表4 企业绿色发展(ESG)对其价值(TobinQ)的影响

(续表)

由表4可知，ESG总评分(AESG)与各分项评分(AE、AS、AG)的回归系数均在5%水平上显著为正，这说明，企业贯彻绿色发展理念，实施绿色发展项目，能显著提升企业价值，假设H1得以验证。具体说明如下：

从ESG总评分来看，如表4列(1)所示，AESG的系数(即其对TobinQ的总效应)为0.0315，在1%的水平上显著。由表4列(2)～列(4)可知，ESG分项评分AE、AS、AG对TobinQ的回归系数均在5%的水平上显著为正，说明企业积极进行环境治理、承担社会责任、改善公司治理均有利于提升企业价值。对比AE、AS、AG的回归系数可以发现，环境指标(AE)的回归系数最大，且在1%的水平上显著，这从一个侧面反映中国环境治理在绿色发展中取得最为突出的成效。控制变量的回归结果与现有文献(陈志斌等，2017；曾志远等，2018；郑国坚等，2014)基本一致。此外，由表4可知，所有模型修正的R2值均在67%以上，这表明模型的整体回归效果良好。

2. 金融支持企业绿色发展的中介效应检验

为验证假设H2，本文首先机构投资者持股比例(IIH)和股权融资成本(EFC)为中介变量检验股权融资的中介效应；然后，以债务融资便利性(ADF)和债务融资成本(DFC)为中介变量检验债务融资的中介效应。之所以在股权融资和债务融资项下分别选择两个指标，是为了使检验的结论更加稳健。本节采用的中介效应模型为回归方程组(5)和(6)，具体过程如下：

(1) 股权融资支持的中介效应检验。以机构投资者持股比例(IIH)为中介变量，将回归方程(5)和(6)中金融支持指标FIN设置为IIH，以检验股权融资的中介效应，其结果如表5所示，其中，列(1)、(3)、(5)、(7)由回归方程(5)给出， 列(2)、(4)、(6)、(8)由回归方程(6)回归得到。表6、表7、表8的设置同表5，下文不再赘述。

表5 以机构投资者持股比例为金融支持变量的中介效应检验结果

表5结果显示，若以机构投资者持股比例作为股权融资支持的代理变量，该变量在“绿色发展提升企业价值”中具有显著的中介效应。具体分析如下：

第一，从ESG总评分(AESG)来看，其对IIH的回归系数在1%的水平上显著为正，说明机构投资者更加偏好ESG水平较高的公司，绿色发展企业能得到股权投资者的青睐。由列(2)可知，IIH对TobinQ的回归系数也在1%的水平上显著为正。根据表2给出的中介效应判别法，机构投资者持股比例(IIH)具有显著的中介效应。中介效应大小约为0.0034，占总效应(0.0315)的10.8%。

第二，从ESG分项评分来看，首先，在社会责任(AS)和公司治理(AG)方面，AS和AG对IIH的回归系数、IIH对TobinQ的回归系数均在5%的水平上显著；其次，在环境(AE)方面，IIH通过了Sobel检验(Sobelz>0.97)，所以，从ESG的各分项评分来看，机构投资者持股比例(IIH)的中介效应仍然显著。

综上所述，无论从ESG总评分还是分项评分来看，机构投资者以股权融资支持企业绿色发展，具有提升企业价值的中介作用。

以股权融资成本(EFC)为中介变量，将方程(5)和(6)中金融支持指标FIN设置为EFC，再次检验股权融资的中介作用，其结果如表6所示。

表6 以股权融资成本为金融支持变量的中介效应检验结果

由表6可知，若以股权融资成本作为股权融资支持的代理变量，该变量在“绿色发展提升企业价值”中具有显著的中介效应。具体分析如下：

第一，从ESG总评分(AESG)来看，由表6的列(1)可知，AESG对EFC的回归系数在5%水平上显著为负，这说明，ESG越大的企业，其股权融资成本越低。由表6的列(2)可知，EFC对TobinQ的回归系数也显著为负，说明股权融资成本越低，企业价值越高。故由此推断，股权融资成本(EFC)具有显著的中介效应。但从中介效应的大小来看，EFC产生的间接效应约为0.0004，仅占总效应(0.0315)的1.3%。

第二，从ESG分项评分来看，在环境方面，环境评分(AE)对EFC的回归系数为负但不显著，且 Sobelz=0.95<0.97，故未通过中介效应检验。但在社会责任(AS)和公司治理(AG)方面，同样对回归系数与Sobelz值进行考察可知，股权融资成本(EFC)是显著的中介变量。

综合表5和表6给出的结果可知，股权融资在“绿色发展提升企业价值”中起到了显著的中介作用，但在支持企业环境保护方面所发挥的作用还有待增强。绿色发展的企业之所以获得更高的估值，获得股权投资者的青睐是更加关键的因素。

(2) 债务融资支持的中介效应检验。以债务融资便利性(ADF)为中介变量，将方程(5)和(6)中金融支持指标FIN设置为ADF，检验债务融资在“绿色发展提升企业价值”中所发挥的中介作用，回归结果见表7。

表7 以债务融资便利性为金融支持变量的中介效应检验结果

由表7可知，若以债务融资便利性表征债务融资支持，则该变量在“绿色发展提升企业价值”中具有显著的中介效应。具体如下：

第一，从ESG总评分(AESG)来看， 其对ADF的回归系数显著为正，这说明，债务融资支持了企业的绿色发展。在列(2)中，ADF对TobinQ的回归系数也显著为正，说明债务融资便利性有利于企业价值的提升，故由此推断：债务融资在“绿色发展提升企业价值”中发挥了显著的中介效应。中介效应大小约为0.0029，占总效应的9.1%。

第二，从ESG分项评分来看，环境(AE)对ADF系数以及ADF对TobinQ的系数均在5%的水平上显著，因此，从环境评分来看，债务融资便利性(ADF)的中介效应显著。类似地，从公司治理(AG)来看，债务融资便利性(ADF)也发挥了中介作用。但遗憾的是，在社会责任(AS)方面，债务融资便利性(ADF)的中介效应并不显著，这与邱牧远和殷红(2019)的结论类似。

以债务融资成本(DFC)为中介变量，将方程(5)和(6)中金融支持指标FIN设置为DFC，再次验证债务融资的中介效应，回归结果汇总于表8。

由表8可见，债务融资成本(DFC)在“绿色发展提升企业价值”中起到了显著的中介作用，具体分析如下：

第一，从ESG总评分(AESG)来看，由列(1)可知，AESG对DFC的回归系数显著为负，说明ESG表现好的企业能够获得低成本的债务融资。在列(2)中，DFC对TobinQ的系数在1%水平上显著为负，这说明，债务融资成本的降低能够显著提升企业价值。由此可以判断，债务融资成本(DFC)的中介作用显著，中介效应大小约为0.0026，占总效应的8.3%。也就是说，绿色发展的企业能够获得低成本的债务融资，并因此提升其企业价值。

表8 以债务融资成本为金融支持变量的中介效应检验结果

第二，在ESG分项评分上，与上文类似，以回归系数与Sobelz值相结合共同判断中介效应。由表8可知，从ESG各分项来看，债务融资成本(DFC)的中介效应依然显著。

综合表7和表8的结果，可以认为：总的来看，债务融资支持了企业绿色发展，能够降低绿色企业(项目)的债务融资成本，在“绿色发展提升企业价值”中发挥了中介作用；从分项指标来看，在环境和公司治理方面，债务融资发挥了良好的中介作用，但在社会责任方面，债务融资的中介作用稍显逊色。

(3) 债务融资与股权融资总中介效应及对比。考虑到中介变量间可能存在的相互影响，本文也将所有中介变量同时纳入到方程(6)中进行回归分析，以更直观地判断中介变量作用大小及其重要性，回归结果见表9。表9中最后两行给出了股权融资和债务融资所有中介变量的间接效应及其占总效应的比重。

在表9所有回归中，除股权融资成本(EFC)，其余中介变量均在1%的水平上显著为正，说明在考虑中介变量间的相互影响后，股权融资和债务融资的中介效应仍然显著。在列(1)中，从ESG总评分来看，企业绿色发展通过获得股权融资和债务融资支持进而提升企业价值的间接效应约为0.0081，占总效应(0.0315)的比重为25.65%，且通过债务融资支持的间接效应(0.0043)相较于通过股权融资支持的间接效应(0.0038)更高。在列(2)、(3)、(4)中，从ESG各分项评分来看，也可以得到类似结论。

从本节的分析可知，股权融资和债务融资都在支持企业绿色发展，并由此在提升企业价值中发挥了中介作用，其中，债务融资支持的作用更加显著。假设H2得证。这说明，金融机构率先贯彻国家绿色发展的战略目标，为企业打造支持其绿色发展的融资环境，能使企业通过绿色发展获得更高的价值，由此验证了“金融支持企业绿色发展，从而提升企业价值”的绿色发展路径，以及“自上而下”践行绿色发展的激励相容机制。

表9 同时纳入多个中介变量的回归结果

3. 地区金融发展水平的调节效应

中国各地区间金融发展水平存在较大的差异(张辉等，2016)，故区域融资环境存在非均衡性。在金融发展水平较高的地区，商业银行等金融机构不仅规模大，而且数量相对较多，金融机构也更易聚集社会资源，为企业绿色发展提供更多信贷资金，支持绿色企业发行债券或股票进行融资(钱雪松等，2017)，为企业的绿色发展提供可利用的区位优势。

本节以回归模型(7)考察“绿色发展提升企业价值”的地区调节效应，在该模型中，以ESG总评分(AESG)以及各分项评分(AE、AS、AG)，与地区金融发展水平(FD)所构造的交乘项为关键解释变量，回归结果如表10所示。

表10 地区金融发展水平的调节效应检验结果(加入交乘项)

由表10列(1)可知，交乘项AESG×FD的回归系数在1%的水平上显著为正，这说明：企业所在地区的金融发展水平越高，企业绿色发展越能够提升其价值。其次，从ESG分项评分，即从列(2)～列(4)来看，除了交乘项AS×FD的回归系数在5%水平上显著之外，交乘项AE×FD、AG×FD的回归系数均在1%水平上显著。由此表明：地区金融发展水平越高，企业在环境、社会责任和公司治理方面的表现越好，越能够提升其价值。

为进一步检验以上结论，本文以地区金融发展水平(FD)的中位数为分组指标，形成高金融发展组(高FD)与低金融发展组(低FD)。根据上市公司注册地，将样本企业划分为高FD子样本与低FD子样本，并以回归模型(4)对这两个子样本组分别进行回归，回归结果(6)限于篇幅，分组回归结果未列示，备索。显示，在低金融发展(低FD)组，无论从ESG总评分还是各分项评分来看，ESG对TobinQ的回归系数均不显著。相反地，在高金融发展(高FD)组，ESG对TobinQ的回归系数均在5%水平上显著为正。由此表明：相比于金融发展水平较低的地区，在金融发展水平较高的地区，企业的绿色发展更能够提升其价值。

由本节的讨论可以发现：在地区金融发展水平低的地方，难以激励企业通过绿色发展提升其价值。只有金融发展水平高的地区，才有能力和条件在股权融资和债务融资上支持企业绿色发展，也更能激励企业为提升其价值而经营绿色项目。这进一步说明：金融支持在“企业绿色发展提升其价值”中发挥重要的中介作用。

4. 绿色发展的政策效应：分时期样本检验

2016年8月31日，中国人民银行、财政部等七部委联合印发了《关于构建绿色金融体系的指导意见》(以下简称《指导意见》)。《指导意见》引导和激励更多社会资本投入绿色发展领域，全面贯彻落实绿色发展理念。因此，在《指导意见》实施后，企业绿色发展应当获得金融机构更大力度的支持，从而实现更显著的价值提升。

本文以《指导意见》的颁布为事件点，将全样本分成两个子样本：事件前样本(2013年1月～2016年8月)，事件后样本(2016年9月～2020年12月)，以探究金融支持绿色发展政策的深入推进是否取得显著成效。

表11 企业绿色发展(ESG)对其价值(TobinQ)的影响：分时期样本检验

如表11所示，在《指导意见》出台前后，绿色发展对企业价值的影响存在差异：① 在ESG总评分上，对比列(1)、列(5)的回归系数并结合列(9)中回归系数差异检验的经验p值(0.000)，可以看出，在《指导意见》出台后，AESG对企业价值(TobinQ)的回归系数显著提升，这说明，金融支持企业绿色发展取得显著成效。② 从ESG的分项评分来看，环境得分(AE)对TobinQ的回归系数由不显著变为显著为正，且回归系数差异检验的经验p值显示，在《指导意见》出台后，回归系数在1%的水平上显著提升，AS、AG的系数均至少在10%的水平上显著为正，也均得到了显著提升，从ESG分项的角度验证了金融支持企业绿色发展取得显著成效。

表11的结果表明，随着金融支持绿色发展的政策体系逐渐完善，企业绿色发展对其价值的提升作用更为显著，其中，环境保护相较于社会责任和公司治理对于企业价值的重要性逐步提升。为进一步分析国家相关政策的推行如何引导企业绿色发展以实现价值提升，本文也从股权融资和债务融资的角度，考察《指导意见》实施前后，ESG对于金融支持的影响，检验结果见表12。

表12 绿色发展对企业股权融资与债务融资的影响：分时期样本检验

由表12可知，在《指导意见》出台后，AESG对IIH、EFC的回归系数分别在1%和10%的水平上显著提高，这说明：从ESG总评分来看，随着金融支持绿色发展政策的推进，践行绿色发展的企业能够显著提升机构投资者对企业绿色发展(项目)的投资意愿，但在显著降低股权融资成本方面仍有提升空间。其次，在ESG各分项评分方面，在《指导意见》出台前后，除公司治理(AG)对股权融资成本(EFC)的回归系数差异不显著，其他回归系数差异均显著，可以看出，随着金融支持绿色发展体系不断完善，企业在环境、社会责任和公司治理上良好表现可以获得更大力度的股权融资支持。由表12还知，在《指导意见》发布后，企业提升绿色发展水平，更有利于提高企业债务融资的便利性、降低其债务融资成本，尤其是在企业环境(E)和公司治理(G)方面，债务融资的支持力度明显增强。

综合表11、表12可知，在相关政策出台后，坚持绿色发展的企业更容易获得金融支持，也更能提升企业价值，说明金融支持绿色发展的政策效应是显著的。

5. 稳健性检验(7)限于篇幅，稳健性检验结果未列示，备索。

(1) 工具变量回归检验。一般来说，内生性问题主要来源于遗漏变量、选择偏差、双向因果等因素。本文使用面板数据的固定效应模型可以消除部分内生性，且本文在模型设定时，均采用了滞后一期的自变量与控制变量，缓解了双向因果导致的内生性问题，但仍然需要更深入的内生性探讨，以增强结论的稳健性。针对遗漏变量可能产生的内生性，本文利用工具变量对模型进行两阶段最小二乘(2SLS)检验。检验结果显示，控制内生性因素后，本文的主要研究结论依然成立，即企业贯彻绿色发展理念，提升ESG，有利于企业价值的提升。

(2) 倾向得分匹配(PSM)检验。为进一步提升可靠性，缓解选择偏差可能造成的内生性问题，借鉴张璇等(2017)的做法，采用倾向得分匹配(PSM)法对内生性问题进行讨论，检验结果显示，在考虑了模型的潜在内生性后，利用PSM挑选适当的反事实样本进行检验，发现本文的主要研究结论仍然成立。

(3) 以基金持股比例表征金融支持力度。如前所述，机构投资者持股比例可以体现股权融资的支持力度，而基金在中国机构投资者中占据主导地位，是践行ESG投资的中坚力量。因此，以基金持股比例(fund investor holding，FIH)作为机构投资者持股比例(IIH)的替代指标，表征股权融资的支持力度，并代替方程(5)和方程(6)中的FIN，再次进行中介效应检验，回归结果再次验证了股权融资在支持企业绿色发展，进而提升企业价值中所发挥的作用。

六、 结论与启示

本文将ESG作为企业绿色发展的评价指标，以托宾Q值衡量企业价值，采用2013～2020年间中国上市公司的数据，实证检验了绿色发展对企业价值的影响，并验证了金融支持的中介效应。在此基础上，进一步分析地区金融发展水平对“绿色发展提升企业价值”的调节作用，并从时间维度考虑了金融支持绿色发展的政策效应。上述的研究可以得到如下结论：

第一，企业践行绿色发展，可以显著提升其价值。无论从ESG总评分还是ESG各分项评分的角度，研究结论都一致表明，企业在环境、社会责任和公司治理上的表现显著影响其价值。第二，无论是股权融资还是债务融资，都在推动企业绿色发展、从而在提升企业价值中发挥重要的支持作用。其中，最能体现绿色发展的环境指标，主要通过债务融资获得支持，对企业价值的影响最大。第三，地区金融发展水平在“绿色发展提升企业价值”方面发挥调节作用。在金融发展水平高的地区，融资成本较低，融资便利性较高，企业绿色发展所能获得的金融支持力度更大，从而更有利于企业价值的提升。第四，分时期样本检验结果显示，随着金融支持绿色发展政策的实施，绿色发展对企业价值的提升作用显著增强。

此外，本文的研究还可以得到如下启示：债务融资在金融支持绿色发展中发挥了主要作用，相较之下，股权融资在金融支持企业绿色发展、尤其在支持企业环境保护方面所发挥的作用还有待增强，这是由于中国企业面临的是“以商业银行为主、以资本市场为辅”的融资体系。因此，未来应努力推进资本市场支持企业绿色发展，尤其应在环境保护方面发挥股权资本的引导作用。具体而言，第一，为节能环保企业、绿色创新企业的IPO、股权再融资等提供绿色通道；第二，完善绿色股票评估认证服务，推动绿色股票“贴标”计划在中国落地与推广。为了促进各地区绿色发展的均衡性，需要进一步提升落后地区的金融发展水平，强化金融基础设施互联互通，实现金融资源的跨区域流动，以提升金融服务的普惠性，为落后地区的企业在绿色发展方面提供更为充分的金融支持。