王立凤 王武超
【摘 要】 ESG视角下的价值创造已由传统的股东至上主义逐渐转向利益相关者主义，那幺，如何衡量企业参与ESG实践所创造的价值才能看到正确的一面？文章以2009—2021年沪深A股上市公司为样本，运用曲线调节效应回归模型，实证检验ESG表现与企业增长期权价值的关系及CEO权力的调节作用。结果表明：ESG表现与增长期权价值呈现倒U型曲线关系；CEO权力能够负向调节企业的ESG表现水平与增长期权价值之间的曲线关系，具体而言，较高的CEO权力强度使得曲线关系的形态更加平缓、拐点向左偏移。进一步分析发现，面临高诉讼风险的企业积极参与ESG实践产生的增长期权价值更大；增长期权价值对ESG表现与企业总价值之间的关系存在负向调节作用。文章丰富了战略管理与实物期权估值方面的研究，为政府部门激励企业积极承担社会责任提供政策参考。
【关键词】 ESG； CEO权力； 增长期权价值； 利益相关者； 曲线调节效应
【中图分类号】 F275 【文献标识码】 A 【文章编号】 1004-5937（2023）21-0115-09
一、引言
近年来，全球资本市场对可持续性投资的关注持续上升，其投资规模不断扩大，在全球资产中的占比大幅提高。截至2022年底，全球已有超5 300家机构签署合约加入联合国支持的负责任投资原则组织（UNPRI），签署方所管理的资产总规模超过121万亿美元。可见，资本市场的发展趋势清晰地反映出投资者在其资本配置时对可持续性投资的偏好[1]。党的二十大报告明确提出，中国式现代化是人与自然和谐共生的现代化，必须要推动绿色发展，中国企业在中国式现代化进程中也无疑需要承担起更多社会责任。ESG作为一种关注企业环境、社会和治理绩效的投资理念和企业评价标准，其倡导的可持续发展、绿色治理等理念与党的二十大精神高度契合。面对投资者的积极评价和政策的高度支持，学术研究中关于公司参与ESG实践对企业价值的影响问题仍未解决。例如，从ESG角度分析企业的价值创造过程，除了显性的经济价值外，还要重视隐性的社会价值和环境价值[2]。传统的财务管理中采用利润来衡量价值创造的方法仅能反映企业为股东创造的价值，那幺，采用怎样的价值尺度来衡量社会和环境价值才能反映出公司参与ESG实践的真实价值？
大多数研究发现企业良好的ESG表现有助于提升企业的长期价值[3]，并通过缓解融资约束[4]和降低财务风险[5]等渠道影响企业价值。也有文献表明两者之间存在非线性关系[6]或不存在显着的正向关系[7]。上述文献为理解ESG表现与企业价值的关系无疑具有重要作用，但遗憾的是，大部分讨论仍采用传统的托宾Q值来衡量企业价值，忽略了企业经营的外部性。此外，上述混杂的证据也表明对于ESG表现与公司价值之间的关系并不像仅仅比较直接成本和收益那幺简单，ESG表现可能会与构成企业价值的某一来源相互作用，其中一个重要的价值来源是增长期权。在这方面，黄世忠[2]指出，分析企业ESG实践的创造价值过程需要同时考虑当前和未来的结果，而增长期权能够很好地反映出当前和未来的不确定因素及相应环境变化导致的企业价值变化。
基于以上讨论，本文以实物期权方法为基础，深入分析ESG实践中未被充分探索的潜在价值机制，并试图回答以下问题：良好的ESG表现会对公司增长期权价值产生怎样的影响？作为企业关键决策群体之一的CEO，在企业参与ESG实践的决策中发挥的作用是否对两者的关系产生影响？ESG表现与增长期权的相互作用是否会对公司的总价值产生影响？本文可能的贡献在于：第一，将公司的利益相关者纳入到分析框架，通过进一步概念化未被探索的ESG实践的潜在价值机制。第二，考虑了CEO这一关键群体在企业经营决策中的重要作用，在ESG表现、CEO权力与增长期权价值间建立联系，深入分析了影响ESG表现与企业价值关系的驱动因素。第三，将战略分析的方法引入到实物期权领域，有助于更好地理解企业承担社会责任的战略价值，丰富了实物期权估值理论的相关研究。
二、理论分析与研究假设
（一）企业ESG表现对增长期权的影响
许多学者的研究为探究企业参与ESG实践对实物期权价值的影响提供了理论支持。例如，Kogut[8]提出企业社会责任是一种能够创造未来扩张和增长机会的投资。Husted[9]发现实物期权理论为企业社会责任与风险管理提供了重要的理论支撑，增强了社会责任对公司的战略相关性。姜英兵等[10]考虑了企业面临未来不确定性时可能具有的期权价值，实证分析发现，企业积极承担环境责任能够提升自身的价值。通过上述文献可以看出ESG实践与增长期权之间存在明显的联系，但怎样从战略视角更好理解ESG实践的价值仍然是一个重要但尚未探索的问题。
为了阐述ESG表现与增长期权价值的关系，学者们提出了ESG驱动增长期权价值的两个主要机制：信任增强效应和风险降低效应，如图1所示。信任增强效应是指，企业良好的ESG表现能够向利益相关者传递企业值得信赖的信号，进一步增加众多利益相关者对公司的信任和持续投资，使企业能更好地应对未来的不确定性，那幺，企业就获得了更大的增长期权价值[11]。Wang et al.[12]研究发现，企业激励员工进行知识投资能够增强企业根据新信息改变方向的灵活性，对实物期权项目的成功至关重要。因此，随着利益相关者对公司的信任增强而不断加大投资，企业的增长期权价值就越高。由于社会资本的优势在不同ESG表现阶段的差异，以及利益相关者可提供资源的有限性，信任增强效应的增速达到一定限度后会放缓。
风险降低效应是指，良好的ESG表现能够增强企业自身的风险应对能力，帮助企业积累声誉资本，减缓风险事件对企业的不利影响。例如，Shiu et al.[13]发现，面对负面事件，长期履行企业社会责任为公司提供了保险作用，避免了股票和债券价格的巨幅波动。这种风险降低效应会降低公司的增长期权价值，其原因与较低的标的资产波动性会降低金融期权价值相同。所以，ESG表现水平越高，期权价格的波动性就越小，企业的增长期权价值就越低。鉴于此，预期ESG表现水平越高，风险降低效应就越强，企业增长期权价值的下降幅度就越大。
综合考虑两种相互抵消的机制，本文认为ESG实践的信任增强效应和风险降低效应同时存在并对增长期权价值产生相反作用，但随着企业ESG表现水平提高，两种效应变化速度不同，ESG表现对企业增长期权价值呈现出的整体效应是倒U型。具体来说，当企业处于较低的ESG表现水平时，信任增强效应的增长速度大于风险降低效应的增长速度，企业积极参与ESG实践能够提高增长期权价值；当ESG表现水平超过一定限度之后，风险降低效应的增长速度会超过信任增强效应的增长速度，过度参与ESG实践会降低企业的期权价值。据此，本文提出假设1。
H1：在一定条件下，ESG表现与公司的增长期权价值之间具有倒U型关系。
（二）CEO权力的调节作用
CEO是企业关键的决策群体之一，他们拥有直接控制公司运营的权力，有能力影响和决定企业社会责任战略的制定和实施。本文认为，拥有不同权力程度的CEO对公司利益相关者的管理和企业战略决策的安排有不同的认识，会影响到企业参与ESG实践与增长期权价值之间的关系，具体可以从削弱利益相关者的信任和增加公司风险两个方面分析。
一方面，随着CEO的权力越来越大，地位越来越稳固，可以减少对股东和其他利益相关者利益诉求的关注，在企业社会责任方面投入更多的资金，反而减少了他们本来可以利用的自由现金流。此外，公司分配给CEO过高的权力会增加其过度自信的可能性[14]，使得他们高估自己的资源和优势，不太重视利益相关者的利益，并减少参与企业社会责任活动。因此，拥有过高权力的CEO更可能忽视或侵占公司利益相关者的利益，这种行为削弱了利益相关者对公司的增长预期和信任程度，降低了他们对企业持续投资的意愿，抑制了企业良好的ESG表现产生的信任增强效应。
另一方面，高权力使CEO受到的制衡更少，在企业重大的决策问题上更容易让自己的观点和行为占据优势地位，无法进行有效的信息交流，增加了企业决策的风险[15]。曾爱民等[16]也发现，随着CEO权力的增加，他们更可能充分相信自身能力而低估风险，积极致力于高风险高回报的投资项目，结果使企业更容易陷入财务困境。因此，本文认为拥有过高权力的CEO更可能使公司经营出现极端情况，增加企业的经营风险和业绩波动性，导致良好的ESG表现对企业的保险作用大打折扣。
综上，CEO权力对影响ESG表现与企业增长期权价值关系的两种效应发挥重要作用，表明CEO权力能够对企业ESG表现和增长期权价值的倒U型曲线关系起到调节作用。具体而言，较高的CEO权力能够有效降低信任增强效应和风险降低效应的增长速度，因此，高权力CEO使得ESG表现与增长期权价值的曲线关系更平滑。同时，CEO权力强度对风险降低效应的增长速度影响有限，这是因为影响该效应的重要因素是声誉资本，所以在更低的ESG水平下，风险降低效应的增长速度会超过信任增强效应的增长速度，即ESG表现与增长期权价值之间的倒U型曲线拐点左移。因此，本文提出假设2。
H2：在一定条件下，CEO权力在ESG表现与企业增长期权价值的倒U型关系中起负向调节作用，具体表现为使曲线变得更加平缓且拐点左移。
三、研究设计
（一）样本选取和数据来源
本文选取A股上市公司2009—2021年的数据进行研究，并按下列条件剔除样本：（1）剔除金融和房地产类上市公司；（2）剔除ST、PT企业；（3）剔除权益资本成本估计值小于0或大于1的样本；（4）剔除数据存在缺失的样本。经过筛选最终得到13 414个非平衡面板观测值。本文数据均来源于CSMAR和WIND数据库。通过对所有连续变量进行1%水平的缩尾处理来控制异常值的影响。
（二）变量定义
1.被解释变量：增长期权价值比率
借鉴Fuente et al.[17]的研究，本文选取增长期权价值比率（GOR）作为被解释变量，定义为公司的增长期权价值（GO）与市值的商，其中，GO值由公司市值与其归属于股权的现有资产价值之间的差值计算，计算公式如下：
其中，GO表示企业的增长期权价值，value是企业年末的市值，netincome是年末净利润，ke表示权益资本成本，借鉴张修平等[18]的方法，应用更加适合中国市场环境的PEG模型和MPEG模型对权益资本成本进行衡量，其中在主回归中采用PEG模型，在稳健性检验中使用MPEG模型测算权益资本成本，具体计算如下：
其中，PEGt和MPEGt是公司当年的权益资本成本；EPSt+1和EPSt+2分别是未来一期和两期的预测每股盈余；DPSt+1是公司未来一年的预测每股股利，等于每股盈余预测值与当年实际股利支付率的乘积；Pt是公司当期期末的股票价格。由于我国分析师的盈余预测数据存在较多缺失值，本文借鉴Hou et al.[19]提出的估计方法，对于样本期间的每一年的预测盈余，利用模型4使用过去6年的数据设计混合截面模型：
模型4中，Et+τ为公司t+τ年（τ=1，2）年末的净利润；SIZE表示总资产，V为公司市值；DIV为支付的现金股利；DD为是指如果公司支付现金股利取1，否则为0；NEGE是指如果公司会计盈余为负取1，否则为0；ACC是指公司总的应计利润。对于t+1期的预测净利润，本文以t-5至t期的样本作为被解释变量，t-6至t-1期样本作为解释变量对模型4进行回归，将t期对应变量值代入估计后的回归方程中即为所求。t+2期的预测净利润同理可得。最终，结合模型2—模型4可得出企业权益资本成本的估计值。
2.解释变量：ESG表现
我国的ESG评级近年来发展迅速，主要的ESG评级机构主要包括华证、商道融绿、社投盟、润灵等，从评价标准、覆盖范围以及数据可获得性等方面考虑，本文选取华证ESG评级指标度量企业的ESG表现。华证ESG评级将上市公司ESG表现得分划分C至AAA九个等级，本文将其依次赋值为1—9，分值越高则公司ESG表现水平越高。同时，将同一家公司一年内所有ESG得分取平均值，作为公司年度的ESG表现得分。
3.调节变量：CED权力
借鉴权小锋等[15]的研究，本文将CEO权力作为调节变量，并选取了CEO四类重点权力维度的八个虚拟变量来衡量CEO权力指标。同时，本研究对八个指标进行检验，KMO=0.5800，Bartlett检验p<0.01，说明适合进行主成分分析。
在参考已有文献的基础上，本文选取了如下控制变量：上市年龄（Age）、公司规模（Size）、财务杠杆（Lev）、营业收入增长率（Growth）、第一大股东持股比例（Top1）、行业（Ind）、年份（Year）。
具体变量定义见表1。
（三）模型构建
基于Fuente et al.[17]的研究设计，检验H1的模型设定为：
其中，GOR为衡量公司增长期权价值的代理变量。ESG表示公司的ESG表现水平，ESG2为ESG表现代理变量的二次项。μn代表行业固定效应，σt代表年份固定效应，εi，t为误差项。β2是主要测试变量。
检验H2的模型设定为：
在上述回归模型中，Power是衡量公司CEO权力强度的代理变量，ESG×Power为ESG表现代理变量与调节变量的交互项，ESG2×Power为ESG表现二次项代理变量与调节变量的交互项，其他控制变量与H1相同。其中，δ3和δ4是主要测试变量。
四、实证结果与分析
（一）描述性统计
表2报告了主要变量的描述性统计结果。结果显示，GOR的均值是0.346，最小值为-7.428，最大值是2.992，这表明不同企业之间的增长期权价值差异较大。ESG的均值为3.932，中位数为4，标准差为1.002，说明多数企业的ESG表现高于平均水平。Power的均值为0，四分位数下限为-0.439，中位数为-0.039，说明大多数企业的CEO权力强度处于平均水平。此外，主要变量之间的相关系数检验表明，各变量两两之间的相关系数的绝对值最大为0.297，不存在严重的多重共线性问题。增长期权价值（GOR）和ESG表现（ESG）之间的相关系数为-0.198，在1%水平上显着，这初步说明企业ESG表现水平可能会对增长期权价值产生影响，但两者之间确切的关系需要回归结果的进一步检验。
（二）回归分析
1.ESG表现对增长期权价值的影响
分层回归结果如表3所示。列（1）是只对控制变量进行回归，结果显示，营业收入增长率（Growth）、公司规模（Size）和上市年龄（Age）与公司的增长期权价值显着负相关，第一大股东持股比例（Top1）、公司的财务杠杆（Lev）与公司的增长期权价值显着正相关。在列（2）中，将ESG表现（ESG）的线性项纳入到模型中，结果显示，ESG表现的估计系数为-0.1292，在1%的显着性水平上显着，这初步说明ESG表现与企业增长期权价值之间存在线性相关关系。
为了进一步探究是否存在倒U型关系，本文将ESG2纳入到模型中，并借鉴Haans et al.[20]提出的检验倒U型曲线关系三步法，检验本文H1：第一，解释变量的二次项系数要显着为负，ESG2与GOR的回归系数为-0.0391，在1%的水平显着，满足条件一。第二，当ESG取最小值时曲线斜率为正，并且当ESG取最大值时曲线斜率为负。假设ESG表现对企业增长期权价值的回归方程为：GOR=β0+β1ESG+β2ESG2，此回归方程对自变量ESG求一阶导数可得曲线斜率方程：GOR'=β1+2β2ESG，根据ESG描述性统计结果和列（3）的回归结果，GOR'ESGmin为0.0690，GOR'ESGmax为-0.3025，满足条件二。第三，曲线拐点处ESG的数值应位于ESG的取值范围之内。当GOR'等于0时，ESG的取值为2.1317，位于解释变量的取值范围内，满足条件三。因此，H1得到支持。说明在控制了相关变量的影响后，企业的增长期权价值会随着ESG表现的提高而呈现先上升随后又下降的趋势。
2.CEO权力的调节作用
表3列（4）是CEO权力在ESG表现对企业增长期权价值影响关系中的调节效应回归结果。结果显示，ESG与Power交互项的系数为-0.4024，在1%的水平上显着， ESG2与Power交互项的回归系数为0.0427，在5%的水平上显着。这表明，CEO权力对ESG表现与企业增长期权价值的倒U型关系产生负向的调节作用，H2得到部分验证。
为了深入分析CEO权力对曲线整体的影响效果，参考朱丹等[21]的分析方法，将本文的模型6简化为模型7，并从以下三个方面进行探讨。第一，CEO权力对曲线形态的影响。对ESG求二阶导数，可得顶点曲率K=2（δ2+δ4Power），然后，K对Power求偏导可得2δ4，调节变量CEO权力对倒U型曲线顶点曲率的影响主要表现在δ4系数的正负。由表3列（4）的回归结果可知，系数δ4在5%的水平上显着为正，说明当CEO权力强度越高时，企业ESG表现与增长期权价值的曲线关系越平缓。第二，CEO权力对曲线拐点的影响。由模型7求偏导可得拐点ESG*=-■，将ESG*对Power求偏导可知，导数符号由δ1δ4-δ2δ3决定，将表3的回归结果带入可得值为-0.0079，δ1δ4-δ2δ3小于0，表明随着CEO权力强度的增加，曲线拐点会向左偏移。第三，CEO权力对曲线整体水平的影响。将高CEO权力企业的GOR记为GORH，将低CEO权力企业的GOR记为GORL，若GORH-GORL恒大于0，则表明高CEO权力提高了曲线整体水平，模型8列示了具体的计算。若GORH-GORL恒大于0，需满足δ4>0，且二次函数f（ESG）=δ3ESG+δ4ESG2+δ5无实根，即δ32-4δ4δ5<0。由表3的回归结果可得，δ32-4δ4δ5=0.1763>0，不满足条件。因此，较高的CEO权力没有提升曲线的整体水平，H2得到全部验证。此外，CEO权力的调节效应图如图2所示，可知，在较高的CEO权力强度下，ESG表现与增长期权价值的倒U型曲线更加平缓，拐点向左偏移，曲线的整体水平没有提高。
（三）稳健性检验
1.内生性检验
第一，通过滞后变量缓解可能的反向因果问题。不仅ESG表现会通过各种途径影响企业的增长期权价值，增长期权价值越高的企业可能更有意愿和能力提高自身的ESG表现水平。为了缓解可能存在的内生性问题对研究结论产生的影响，本文采用滞后一期和滞后二期的ESG为解释变量，并采用2SLS法对模型进行回归，表4列（1）和列（2）分别是第一、二阶段的估计结果。运用上文的方法进行验证，回归结果与前文保持一致。
第二，样本自选择偏差问题。可能增长期权价值更小的企业更倾向于积极承担社会责任，提高公司的声誉，增加公司价值。本文采用Heckman两阶段模型排除样本选择偏差。第一阶段的具体模型如下：
其中：当企业的ESG得分大于行业中位数（二位数行业层面）时，dumESG为1，否则为0。Growth、Lev、Size、Top1、Age分别是营业收入增长率、财务杠杆、公司规模、第一大股东持股比例和上市年龄，与前文保持一致。
表4列（3）报告了Heckman方法中第二阶段的估计结果。运用前文的方法进行验证后，主要变量的回归结果与前文一致，表明在考虑了样本自选择问题后，原文的结论仍然成立。
2.其他稳健性检验方法
（1）改变解释变量的衡量方法，当企业的ESG评级属于A、B和C类时，ESG分别取值为3、2和1；（2）采用商道融绿ESG评级来衡量本文的解释变量，并将评级C—AAA共9个等级依次赋值1—9；（3）改变被解释变量的衡量方法，利用MPEG模型（模型3）计算权益资本成本，并结合模型1计算出被解释变量（RE_GOR）进行回归；（4）将样本区间更换为2011—2019年。以上稳健性检验结果均与前文保持一致（限于篇幅，回归结果表略）。
五、进一步分析
（一）公司诉讼风险的异质性检验
随着我国法制环境的不断完善，诉讼风险逐渐成为影响公司发展的重要外部不确定因素之一。Koh et al.[22]研究发现，面对高诉讼风险的公司更加受益于承担社会责任带来的保险作用，因为其影响了利益相关者对公司负面事件的判断。本文借鉴潘越等[23]的做法，以公司前一期被起诉的涉案金额除以前一期公司总资产的比值来衡量公司诉讼风险，并根据样本中诉讼风险的中位数将样本企业分为高诉讼风险组和低诉讼风险组。
回归结果如表5所示。运用前文所述的方法进行验证，在高诉讼风险组和低诉讼风险组中，二者之间均存在显着的相关关系，但在高诉讼风险组中二者之间关系的显着性水平更高。这表明，当企业面临更高的诉讼风险时，良好的ESG表现带来的保险保护更有助于缓和负面事件对利益相关者的影响，强化了信任增强效应，由企业承担社会责任产生的增长期权价值也就越大。
（二）ESG表现与公司总价值——增长期权价值的调节作用
根据实物期权理论，现有资产价值与其增长期权价值之和即为公司总价值，因此，ESG表现和增长期权价值的相互作用可能对公司总价值产生影响。企业在不确定性下进行增量投资的关键原因之一是获得未来行使的增长期权，包括多元化经营、研发投入和跨国投资等，并通过这些广泛的公司战略降低企业的风险水平[24]。对于具有较高增长期权价值的公司，ESG实践可能会与其他投资项目带来的保险作用重叠，削弱其积极的信任增强效应，降低ESG表现对公司总价值的积极影响。因此，为了检验增长期权价值对ESG表现与企业总价值之间关系的调节作用，建立如下回归模型：
其中，TobinQ是公司总价值，等于公司市值与年末总资产的比值；ESG×GOR为ESG表现与调节变量（GOR）的交互项，其他控制变量分别是总资产收益率（Roa）、上市年龄（Age）、财务杠杆（Lev）、公司规模（Size）、固定资产比率（Tang）、经营性现金流量（Cash）和营业收入增长率（Growth）。
回归结果如表6所示。列（1）的结果显示，良好的ESG表现能够对企业总价值产生积极影响，这与大部分已有文献的研究结果一致。列（2）中，ESG表现与增长期权价值的交互项系数显着为负，表明公司增长期权价值负向调节ESG表现与公司总价值之间的关系。增长期权价值的调节效应图如图3所示，可知，在不同的增长期权价值水平下，ESG表现与企业总价值均保持正向关系，较高的增长期权价值水平抑制了两者的正向关系。
六、结论与启示
本文以2009—2021年沪深A股上市公司为样本，将战略管理和实物期权方面的研究相结合，分析良好的ESG表现水平对企业增长期权价值的影响，并探讨CEO权力对两者关系发挥的调节作用。研究发现，ESG表现与企业增长期权价值呈倒U型关系，原因是企业参与ESG实践同时存在信任增强效应和风险降低效应，二者分别对增长期权价值作用相反，但信任增强效应的增长速度随着ESG表现水平提高逐渐降低，而风险降低效应的增长速度随着ESG表现水平提高快速上升。当企业ESG表现水平适中时，信任增强效应占据主导，而ESG表现水平过高时，风险降低效应占据主导。CEO权力对ESG表现与增长期权价值的倒U型曲线关系具有调节效应，具体表现在CEO权力使得两者的曲线关系形态更加平缓、拐点向左偏移。进一步分析发现，处于高诉讼风险的企业更受益于企业承担社会责任产生的保险作用，良好的ESG表现对增长期权价值的影响更大。此外，较高的增长期权价值水平抑制了ESG表现与企业总价值之间的正向关系。
本文研究具有以下启示：（1）从企业的长远发展来看，企业管理层不仅要关注到参与ESG实践带来的保险作用，更应该关注其增加公司未来的发展机会和潜力，着力构建战略导向的ESG管理机制，维持公司ESG投资在最佳水平。高诉讼风险的公司更要重视ESG表现对企业声誉的促进作用，维护公司与利益相关者的信任关系。（2）从当前企业的经营实践来看，CEO能够对企业社会责任战略的制定和实施发挥重要作用，必须根据具体情况配置合理的CEO权力结构，在激励CEO发挥能力参与ESG实践的同时，避免CEO过度权力对企业经营产生的负面影响。（3）从政府部门的政策制定来看，可以通过引导企业关注ESG实践的真实价值来激励其进行社会责任投资，在对公司ESG责任行为进行干预和管理时，也应遵循适度原则。
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