ESG表现对企业经济价值的异质性影响
2024-04-09张逸涵卞子豪吴佳仪
张逸涵 卞子豪 吴佳仪
基金项目：国家级大学生创新创业训练计划项目“双碳目标下企业 ESG 表现与绿色创新研究——基于大数据分析”（202210359057）。
摘要：以2010—2020年中国上市公司为研究对象，基于分位数回归方法，深入探究ESG表现对企业经济价值的影响，以及绿色创新因素在其中所起的中介作用。研究发现，企业ESG表现对企业经济价值具有异质性影响。具体而言，在高分位点，ESG表现对企业经济价值起到促进作用；而在低分位点，ESG表现对企业经济价值表现为抑制作用。中介效应检验结果表明，较好的ESG表现会通过提高绿色创新水平间接影响企业经济价值。进一步研究表明，不同产权性质和产业属性的企业，其ESG表现对经济价值的作用效果存在显著差异。其中，在非国有企业及第三产业的上市公司中，这种影响更加强烈。希望丰富关于ESG表现对企业经济价值影响的研究，并为企业及其他市场参与者改善ESG表现及经济价值提供新思路。
关键词：ESG；企业经济价值；绿色创新；分位数回归
0 引言
随着2030年前实现“碳达峰”与2060年前实现“碳中和”的“双碳”目标的正式提出，转变传统经济结构，发展绿色创新产业，成为我国经济发展的新趋势。如何平衡环境保护和经济发展的关系，并在降低企业温室气体和污染物排放水平、提升企业社会责任和治理能力的同时，引导市场资本流入绿色环保产业，以实现企业经济效益持续稳步增长和可持续发展，已成为亟待解决的关键问题。
实现“双碳”目标存在较大的资金缺口，需要先进的投资理念来引导和激励更多社会资本投向绿色技术、绿色项目和绿色企业。ESG（Environmental、Social、Governance，环境、社会、公司治理）关注企业在环境保护、社会效益、公司治理等方面的综合表现，而非仅关注企业财务绩效，有望成为落实“双碳”目标的有力切入点。ESG最早在2004年联合国发布的《Who Cares Wins》报告中首次被提出。随后在2006年，联合国全球契约组织（UNGC）与联合国环境规划署金融倡议组织（UNEP FI）共同推出了负责任投资原则（PRI），从而进一步促进了ESG监管和披露政策的逐步完善。目前，全球许多交易所已经发布了关于ESG信息披露的指南，并实施了相应的ESG信息强制披露制度。近年来，我国社会各界对企业ESG表现的关注度也在上升。自2008年12月起，我国要求部分企业必须强制披露社会责任（CSR）报告。这标志着我国正式步入CSR强制披露时代。2015年6月，国家质量监督检验检疫总局和国家标准化管理委员会联合发布了《社会责任指南》《社会责任报告编写指南》《社会责任绩效分类指引》等标准，为企业社会责任报告规范化奠定了初步基础。2016年8月，中国人民银行、财政部等七部委联合印发《关于加快构建绿色金融体系的指导意见》，明确指出“逐步建立和完善上市公司和发债企业强制性环境信息披露制度”。
一方面，投资者可以通过观测企业ESG绩效、评估其投资行为及企业（投资对象）在促进经济可持续发展、履行社会责任等方面的贡献，将资金投入发展模式更绿色、更具可持续性的企业，有效引导资金流入可持续发展项目；另一方面，绿色资金的流入也可以激励相关企业更科学、平衡地调配资源，在关注传统财务效益的同时，考虑如何促进企业和社会持续性发展。绿色创新能够产生技术和环境双重正外部性，能够以成本较小的方式解决碳排放问题，同时为经济社会可持续发展注入新动力。那么，企业的ESG表现能否促进其经济价值的提升？其影响机制如何？该影响机制又是否会因企业具体情况和性质不同而产生异质性效应？这些问题都值得进行深入研究。
本文系统梳理了国内外有关ESG表现与企业价值创造的相关文献，并以2010—2020年具有华证ESG评级数据的所有中国上市公司作为研究对象，从绿色创新视角解释了“双碳”目标背景下企业ESG表现与其经济价值之间的联系和影响过程。本文的研究贡献主要有4点：第一，区别于已有文献对企业经济效益和经济情况的测度，用经济增加值（EVA）来衡量企业的经济价值，研究ESG表现与经济价值之间的联系和影响机制。第二，建立分位数回归模型，进行实证研究。实证结果表明，在不同分位点，ESG表现对企业经济价值的作用方向和大小均有显著差异，表现出异质性。在低分位点，ESG表现对企业经济价值呈现出抑制作用；在高分位点，ESG表现对企业经济价值呈现出促进作用；分位点越高，ESG表现对企业经济价值的促进作用越强。第三，证实了企业绿色创新在ESG对企业经济价值的影响路径中起到中介作用。ESG表现通过提高或抑制企业绿色创新水平，影响企业经济价值。本文将企业绿色创新分为基础性绿色创新和商业性绿色创新，其中基础性绿色创新占据更大的中介效应比例。第四，进一步研究发现，ESG表现对企业经济价值的作用强度会受到企业产权性质及其所属产业的影响。在非国有企业和第三产业企业中，该影响强度更大。这为个人投资者和机构投资者选择合适的企业进行ESG投资提供了决策依据。
1 理论分析与研究假设
1.1 异质性效应分析
已有研究表明，ESG表现可以很好地促进企业经济价值的提升。Aboud和Diab[1]研究发现，企业的ESG评价指数与企业价值之间存在显著的正相关关系。张长江等[2]发现，较好的ESG表现可以很好地促进企业在财务绩效和市场价值方面的进一步提升。从短期效果看，虽然财务成本可能会随着企业在ESG方面的投入而有一定的增加，但实际上这些支出可以通过改善其他因素来促进企业经营效率提升。Rabaya和Saleh[3]认为，ESG披露会使企业具有更强的竞争优势。Alsayegh等[4]认为，ESG向所有利益相关者披露信息，是提升企业竞争优势的重要因素。Liang等[5]发现，企业践行ESG有助于提升其在可持续发展方面的竞争地位。Mohanty等[6]的研究表明，具有強大ESG形象的公司比同行更具竞争力，因为它们能更有效地利用资源、人力资本及进行创新。
然而，对于一些经济实力较弱的中小企业来说，过度关注ESG表现可能会导致它们分散有限的精力和财力。这可能会占用本应用于核心技术研发或产品创新升级的资源，从而对企业经济价值产生负面影响[7-9]。Cui等[10]对中国民营企业进行了广泛的调查研究，发现大型企业在履行社会责任时，其企业价值会受到一定程度的负面影响。杨皖苏和杨善林[11]发现，大型企业社会责任与财务绩效之间通常呈现正向关系，而中小型企业社会责任与财务绩效之间更多呈现负向关系。Wu等[12]发现，在ESG建设初始阶段，新的ESG投资增加了无形资本。随着ESG投资的增加和时间的推移，ESG得分提高对无形资本的积极影响开始显现，并逐渐抵消ESG投资成本。但是，当企业的ESG得分提高到一定水平时，继续增加ESG投资的边际效应会下降。因此，本文提出假设1：
H1：ESG表现对企业经济价值存在异质性影响。对于经济价值较高的企业，ESG会正向促进其经济价值提升；对于经济价值较低的企业，ESG会抑制其经济价值提升。
1.2 中介效应分析
ESG表现除了可能对企业经济效益和经济价值产生影响，也可能影响到企业具体的运营行为和决策。Tan 和Zhu[13]发现，ESG评级显著促进了企业绿色创新的数量和质量。发展低碳经济旨在要求企业在降低单位排放量的同时，实现销售额的稳定增长。在这种情况下，为了实现可持续性发展和提高效益，企业需要在绿色低碳技术方面进行持续创新[14]。具体来说，ESG在环境保护、社会责任、公司治理3个维度可能对企业绿色创新行为产生影响，而绿色创新最终会影响企业经济价值。
首先，环境规制的实施对企业绿色改革和绿色发展提出了硬性要求，有助于促进地区和企业的绿色创新[15-18]。随着ESG表现的提升，更多资金被投入到技术创新和产品创新的研发中，使得企业的创新能力得到根本性提升。
其次，企业积极承担社会责任，有助于与利益相关方建立紧密的关系，为创新提供广泛而充分的资源支持。这种关系进一步增强了企业在创新方面的能力和积极性[19-21]。同时，企业承担社会责任还可能产生“信息效应”。这种效应具有缓解信息不对称问题、代理问题和融资约束的良好效果，有助于减轻企业在创新过程中所面临的资金压力，最终促进企业创新[22]。
再次，良好的公司治理表现也对企业创新起到促进作用[23]。通过有效的内部控制，企业能够建立起公正、公平、高效的决策机制和运营体系，为员工提供良好的工作环境和激励机制，从而激发创新活力。而优秀的公司治理还能够吸引更多投资者和合作伙伴，增强企业声誉和信誉，为企业发展提供更广阔的空间和资源，进一步推动企业绿色创新。
最后，创新在ESG表现和企业绩效之间起中介作用。李井林等[24]发现，创新在企业ESG表现和企业绩效之间发挥中介效应。Bao 和Xu[25]认为，环境法规对企业财务绩效提升具有积极影响，而绿色技术创新也在环境法规对企业财务绩效的提升中起到了一定的中介作用。
综上所述，本文提出假设2：
H2：绿色创新在ESG对企业经济价值这一影响途径中起中介作用。
2 研究设计
2.1 样本来源
本文选取2010—2020年具有华证ESG评级数据的所有中国A股上市公司作为研究对象。绿色专利申请数据来源于中国研究数据服务平台（CNRDS），华证ESG评级数据来源于万得数据库（Wind），其余企业相关数据和信息均来源于国泰安数据库（CSMAR）。
进一步地，对样本进行如下筛选：①剔除金融行业上市公司；②剔除存在ST、*ST及PT情况的上市公司；③剔除样本数据有严重缺失的上市公司。为避免极端值对实证结果的影响，本文对所有变量进行了上下各1%的缩尾处理，最终得到2 061家上市公司共计7 891个样本数据。
2.2 变量设置
本文共设计4类变量：被解释变量、解释变量、中介变量、控制变量。变量及其定义见表1。
（1）被解释变量。本文选用经济增加值作为被解释变量企业经济价值的替代变量，其计算方法为：经济增加值=税后净营业利润-（加权平均资本成本×投资资本总额）。其中，税后净营业利润的计算方法参照国务院国资委颁布的《中央企业负责人经营业绩考核暂行办法》，即税后净营业利润=净利润+（利息支出+开发支出-营业外收入）×（1-企业所得税税率）；加权平均资本成本=5.5%；投资资本总额=平均所有者权益+平均负债合计-平均无息流动负债-平均在建工程；平均无息流动负债=应收票据+应交税费+应付账款+预收账款+应付职工薪酬+应付利息+应付股利+其他应付款+其他流动负债，同时专项应付款视同无息流动负债扣除。另外，2008年之前的企业所得税税率为33%，2008年及之后的企业所得税税率为25%。
（2）解释变量。由于华证ESG评级覆盖全部A股上市公司，评价体系较为成熟，且有关数据相对更容易完整获取，故本文以华证ESG评级所得出的评分作为被解释变量。评价结果由环境保护、社会责任、公司治理3项汇总而成，根据综合表现，由差到好依次给予C、CC、CCC、B、BB、BBB、A、AA、AAA 9档评级。按照从C到AAA的顺序，为企业ESG评级分别赋值1～9。
（3）中介变量。现有大部分文献主要采用专利数量、全要素生产率、研发投入等指标来衡量企业的创新水平。考虑到专利的衡量标准较为统一，数据可靠度和准确度较高，具有涵盖范圍广等特点，本文依据温军和冯根福[26]的研究成果，使用绿色专利的申请量来衡量企业绿色创新水平。
绿色专利的申请量可以反映企业在绿色创新领域的活跃程度和创新能力。它不仅代表企业对环境保护和可持续发展的重视程度，而且能展现企业在绿色技术、绿色产品及绿色工艺等方面的创新成果。绿色专利申请量的增加，意味着企业在绿色创新方面的投入和成果取得了积极进展，从而提高了企业在绿色产业中的竞争力和市场地位。
根据现行的《中华人民共和国专利法》，专利可细分为发明专利、实用新型专利和外观设计专利3种。其中，发明专利强调对产品、工艺、功能等改进提出新技术方案；实用新型专利关注对产品的形状、构造等提出适合实用的新技术方案；外观设计专利侧重对产品形状、图案等做出的富有美感并适合工业应用的新设计。本文参照Norbck和 Persson[27]的方法，将企业创新细分为基础性绿色创新和商业性绿色创新。
绿色发明专利作为各类新产品和新工艺的技术基础，具有实质性的创新价值。它不只是企业在绿色创新领域取得的重大成果，更是企业在环保、可持续发展等方面的努力和成就的有力体现，彰显出企业的研发实力和技术储备。因此，绿色发明专利申请量作为基础性绿色创新（Bas_innov）的代理变量[28]，而用绿色实用新型专利申请量作为商业性绿色创新（Com_innov）的代理变量。相较于发明专利，实用新型专利在很大程度上是企业为了获得政府支持而主动迎合政策和监管要求的产物，其创新内容通常更加注重实用性和应用性，研发难度较小且研发周期较短。因此，实用新型专利往往被视为一种策略性创新，能够更快地进入市场并迅速实现商业化。企业通过申请实用新型专利不仅能够获得专利保护，而且能够获得政府的支持和奖励，进一步提升竞争力和市场地位。
（4）控制变量。为控制相关财务情况对被解释变量的影响，本文选取资产负债率（Lev）、固定资产比率（PPE）、无形资产比率（INTAN）、总资产报酬率（ROTA）、第一大股东持股比例（LHR）、股权制衡度（EBD）、产业类型（Category）和所有制类型（State）作为控制变量。其中，采用Z指数来衡量企业股权制衡度，即公司第一大股东持股量与第二大股东持股量比值；根据国家统计局2022年修订的《三次产业划分规定》，将所有样本企业归在第一、二、三产业及综合性产业，分别进行分析；参照我国上市公司存在的9种主要类型，将国家单位、国有独资、国有控股3种类型的上市公司归为国有企业，其余均归为非国有企业。
变量描述性统计结果见表2。由表2可以看出，企业经济价值的均值为2.267，标准差为15.331，最小值为-45.545，最大值为98.077，表明样本公司的经济价值存在较大的差异。ESG表现的均值为6.642，标准差为1.106。另外，基础性绿色创新（Bas_innov）、商业性绿色创新（Com_innov）这两个中介变量的标准差都约为1，表明解释变量和中介变量均分布在合理范围内。
2.3 模型设定
2.3.1 主效应分析
为揭示ESG表现对企业经济增加值的异质性影响主效应，建立分位数回归模型
式中，τ∈（0，1）为分位点，代表企业经济价值水平，取值越大表示经济价值越高；xn为控制变量；βn（τ）为各控制变量系数；α0（τ）为常数项。回归系数α1（τ）具有分位点依赖性，表示在不同分位点ESG表现对EVA的影响在作用程度与作用方向两个方面可能不同。因此，通过对α1（τ）进行显著性检验来回答是否存在异质性影响。
2.3.2 中介效应分析
为检验绿色创新在ESG表现对企业经济价值影响中所起到的中介作用，本文考虑两个中介变量Bas_innov和Com_innov，在式（1）基础上，构建如下模型
为方便表达，式（2）（3）（4）（5）中的a1和a2、 b1和b2分别用an、 bn（n=1，2）表示。在中介效应检验中，先通过式（2）针对解释变量ESG和被解释变量EVA构建回归模型，其中系数c为模型的总效应大小；再通过式（3）（4）针对中介变量Bas_innov、Com_innov及解释变量ESG构建回归模型；然后通过式（5）针对解释变量ESG、中介变量Bas_innov、Com_innov和被解释变量EVA构建回归模型。其中，an和bn的乘积表示模型的中介效应大小；c′表示直接效应；θin（i=1、 2、 3、 4）为控制变量系数，en（n=1、2、3、4）为常数项。
传统意义上讲，若存在中介效应，则系数c必须显著。而广义上的中介效应在研究时不需要系数c必须显著，原因是anbn的符號可能与c′的符号相反，出现效应被遮掩的情况，即“遮掩效应”，这也被认为是一种特殊的中介效应[29]。因此，在判断是否存在中介效应时，首先需要观察an和bn的显著性。如果二者均显著，而c′不显著，则为完全中介效应；若c′显著，且anbn与c′同号，则为部分中介效应，若anbn与c′异号，则为遮掩效应。若an和bn至少一个不显著，且anbn的95% 置信区间包括数字0（不显著），则中介效应不显著。若不包括数字0，且c′不显著，则为完全中介效应；若不包括数字0（显著），且c′显著，anbn与c′同号，则为部分中介效应；若不包括数字0（显著），且c′显著，anbn与c′异号，则为遮掩效应。
完成中介效应检验后，还可进一步计算效应占比，分析中介变量所起中介效应的程度。若是完全中介效应，效应占比为100%；若是部分中介效应，效应占比为anbn/c；若是遮掩效应，效应占比则为|anbn/c|。当中介效应不显著时，效应占比为0。总之，效应占比越大，中介效果越明显。
3 实证分析
3.1 相关系数分析
采用Pearson相关性分析，研究各变量之间的相关关系，结果见表3。由表3可以发现，EVA与Lev、INTAN、EBD均呈负相关关系，与其他变量则呈正相关关系。EVA与ESG在1%水平上具有显著的正相关性，表明在平均意义上ESG表现对企业经济价值起促进作用。
3.2 分位数回归
选取0.10、0.25、0.50、0.75、0.90共5个分位点，进行分位数回归，结果见表4。通过不同分位点回归系数大小与显著性檢验结果，可以清晰地观察到ESG对EVA的影响效果在所有分位点均保持1%的显著性，初步验证了H1。
进一步观察发现，在不同的分位点，ESG对EVA影响的方向和大小均具有明显差异，存在异质性。在0.10与0.25的低分位点，ESG会对EVA产生抑制作用；而在0.50、0.75、0.90等较高的分位点，ESG对EVA产生促进效果，且这种促进效果会随着分位点的提高而逐渐增强。这一结果进一步验证了H1。
这一研究发现具有重要的实践意义。企业需要考虑ESG的异质性影响，有针对性地促进EVA提升。也就是说，当企业自身经济价值较低时，ESG表现会对其经济价值的提高产生负面影响。此时，如果企业过于关注ESG表现，可能会过度分散其有限的财力和精力，从而抑制其发展。然而，当企业拥有一定的经济基础和稳定的财务状况，其经济价值处于较高水平时，ESG表现会对其经济价值起到较为明显且逐步增大的促进作用。换句话说，只有当企业具备足够的能力来同时关注ESG表现和经济发展时，ESG表现才能发挥其积极作用。这也证实了实力较弱的企业如果过度强调ESG表现，可能会限制其财务增长和可持续发展。在这种情况下，企业需要优化业务策略，确保ESG表现与财务成果之间的平衡关系，并提升ESG表现的有效性，吸引更多投资者加入，实现可持续发展。
3.3 中介效应分析
在验证了ESG表现对企业经济价值有显著影响后，对解释变量ESG、被解释变量EVA、中介变量Bas_innov和Com_innov进行中介效应检验，回归结果见表5。由表5可知，Bas_innov和Com_innov的系数an、bn及直接效应c′均显著，因此可以认为Bas_innov和Com_innov在ESG对EVA的影响路径中均起到显著的中介作用，且中介作用方向与ESG对EVA的影响方向相同，即ESG可以通过促进企业绿色创新提高其经济价值，支持了H2。
中介效应占比结果见表6。由表6可知，基础性绿色创新（Bas_innov）中介效应占比为33.5%，商业性绿色创新（Com_innov）中介效应占比为14.7%。可以发现，基础性绿色创新起到了更强的中介作用。据此可以认为，较好的ESG表现可以推动企业研发更多的绿色专利，并将绿色技术应用于生产经营，实现可持续发展，促进经济价值的提升。
4 进一步分析
4.1 不同产权性质的分组回归
考虑到企业产权性质对企业ESG表现和经济价值都会产生重要影响，本文进一步将样本企业按照不同的产权性质分为国有企业样本组和非国有企业样本组，探究不同类型企业的经济价值会受其ESG表现怎样的影响。在进行分组回归时，通过观察解释变量的系数大小和正负来判断其对于被解释变量影响的强度和方向，系数绝对值越大，影响强度越大。
不同产权性质企业分组ESG回归系数和回归结果分别见图1和表7。由此可以看出，不论是国有企业还是非国有企业，ESG表现对企业经济价值的影响均具有异质性。值得注意的是，在非国有企业中，ESG表现始终对企业经济价值起到促进作用，且随着分位数的增大，这种促进作用逐渐增强。而国有企业的经济价值在低分位点会受到ESG表现极强的抑制。虽然随着分位点的增高，这种抑制作用逐渐减弱，并逐步表现出促进作用，但是促进作用始终很弱，远远没有在低分位点上受到的抑制作用强，也远弱于对应分位点非国有企业受到的促进效果。该检验结果表明，在不同的企业产权性质条件下，ESG表现对企业经济价值的影响存在显著的异质性。在当前我国企业产权制度的现实要求下，国有企业更多考虑的是承担社会责任和实现民生发展，在进行生产运作和投资建设时，倾向于选择一些周期长、回报小的项目。因此，国有企业的ESG表现往往较好，但单位收益和单位价值较低。而非国有企业以效益最大化为最终目的，以市场逻辑为主导，受到市场化竞争的驱动，会选择具有高价值、高回报特点的产品和项目。
4.2 不同所属产业的分组回归
将样本企业按照所属产业进行区分。由于第一产业企业和综合型企业样本量过少、可靠性不高，因此只对第二产业和第三产业企业进行分析，结果见图2和表8。由此可以发现，ESG表现对企业经济价值具有显著的影响，且变化趋势与基准回归相同，表明基准回归具有较强的稳健性。通过对比分析，第三产业企业ESG系数的绝对值在各个分位点上都更大，即第三产业企业经济价值更容易受到ESG表现的影响。不论是正向促进作用还是反向抑制作用，第三产业企业都比第二产业企业更为敏感。考虑到第二、三产业的不同特点，在以工业、制造业为主的第二产业中，如果企业加大对ESG的投入，可能涉及设备、产区等固定资产的更新更换，前期需要投入大量成本，并且也不一定会带来生产效率及效益的提高，因此其经济价值受ESG表现的影响相对较小。同时，经济价值原本较低的第二产业企业由于难以承担需要大量资金投入的绿色改革，且在一定程度上属于风险规避者，因此在进行ESG方面的投入时更为谨慎，其经济价值受ESG投入的负面影响也更小。
5 结语
党的二十大报告指出，高质量发展是全面建设社会主义现代化国家的首要任务。社会责任和企业绿色创新都有助于我国经济优质发展，但同时，企业如何平衡好社会效益和经济效益的关系，在提高经济价值和经济效益的同时，兼顾环境保护、社会责任和公司治理等非经济指标，是亟须解决的问题。本文以2010—2020年我国上市企业为研究样本，运用分位数回归模型和平行中介效应检验进行实证分析。研究发现，企业ESG表现确实会对其经济价值产生显著影响。具体而言，对于经济价值本身较低的企业，高ESG表现会对其经济价值产生负面影响；而提高对ESG的关注度，会对原本经济价值就较高的企业起到正向作用。绿色创新这一因素在ESG表现对企业经济价值的影响途径中起到中介作用，高水平的ESG表现通过提高企业绿色创新水平影响其经济价值。此外，在不同产权性质和产业性质中，ESG表现对企业经济价值的影响强度不同。相较于国有企业，非国有企业经济价值受ESG表现的影响更大；相较于第二產业企业，第三产业企业经济价值对ESG表现的影响更加敏感。本文的重要启示在于：
第一，企业ESG表现对其经济价值具有显著作用，因此，国家应帮助市场参与者更好地理解和运用ESG，为其行为决策提供新的参考角度，从微观层面引导企业自觉提高ESG评级；促进投资方和企业加强对环境保护、社会效益和公司治理等非经济效益指标的重视程度，推动企业和社会实现更高效的可持续发展。
第二，探究了ESG表现与企业价值及绿色创新水平之间关系，对ESG表现在经济学中所起作用的研究进行了一定的拓展，也为我国顺利达成“双碳”目标提供了新思路。政府有关部门应当出台有关政策，加速建立和完善ESG统一评价体系，鼓励企业和机构投资者关注ESG评价，引导市场资本流入具有更高ESG评级的企业，从经济学视角推动国家“双碳”目标的达成，为节能减排、科学发展提供助力。
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收稿日期：2023-09-30
作者简介：
张逸涵，男，2002年生，本科在读，主要研究方向：金融大数据分析、公司治理。
卞子豪，男，2002年生，本科在读，主要研究方向：金融大数据分析、公司治理。
吴佳仪，女，2002年生，本科在读，主要研究方向：金融大数据分析、公司治理。
