一、引言

生态文明建设是关系到中华民族永续发展的千年大计。作为我国环境治理体系的主导者，党和国家政府高度重视如何处理好发展与环境之间的关系，在制度、法律和政策等层面做出了许多有益的尝试。通过实行环境审计、环保督察、环境信用评价、环保一票否决、开征环保税、建设碳交易市场[1]等一系列措施促进经济社会绿色转型，取得了显著成效。与此同时，日益严重的环境问题也促使全球可持续发展理念兴起，利益相关者对环保项目、环保企业的偏好深刻地影响到企业的投资决策与行为选择。相较于正式的环境规制手段，ESG通过“自下而上”的方式更能激发企业环保治理的自主性[2]。众多研究发现，ESG表现有效改善了企业的信息环境，通过促进企业技术创新、提高生产效率、缓解融资约束从而帮助企业赢得积极的资本市场表现，提高财务绩效[3]。然而，这些研究大都关注ESG表现的经济后果，而关于其对企业行为的影响尚不清晰。事实上，基于成本收益原则，ESG表现与企业环保投资行为之间可能并非总是线性关系，费用化的环保投资更像是一种“形式上适应而实质上对抗”的策略性行为，是对“漂绿”行为的重要检验，更具有研究价值。此外，ESG理念与我国新发展理念不谋而合，企业在将ESG理念融入经营决策的过程中势必会受制于既定战略的影响，而将战略因素纳入ESG表现产生的行为后果研究鲜有学者讨论。因此值得探讨的是，ESG表现与企业策略性环保投资行为之间究竟有何关系？企业的竞争战略在其中起到什么作用？对这类问题的回答有助于深入理解ESG表现在我国当前资本市场中的应用逻辑，丰富非正式环境规制与企业环保投资行为选择等方面的研究。

二、理论分析与研究假设

（一）ESG表现对企业策略性环保投资行为的影响分析

已有研究关于ESG表现与企业环保投资行为的讨论较为丰富，但其结论往往未能达成一致。一方面，从ESG视角来看，Christensen et al.[4]研究发现，ESG表现能够显著缓解利益相关者与企业间的信息不对称程度，提高企业信息透明度，从而降低监督成本。胡洁等[5]基于多时点双重差分法验证了ESG表现能够通过为企业发展提供激励相容的市场化治理机制从而促进企业绿色转型，论证了ESG表现可以与正式环境规制互为补充。但黄世忠等[6]则认为，目前我国ESG的应用在制度安排上存在缺陷，评级机构的偏好与利益相关者的压力助长了企业“漂绿”行为的发生。另一方面，基于环保投资的不同内涵，张琦等[7]采用倍差法研究环保政策对企业资本化环保投资的影响，发现具有公职经历的高管将给企业带来污染庇护，而实行严格的环保政策能够降低甚至消除这一影响。赵领娣等[8]借助DEA模型，分别检验了环保投资的资本化支出与费用化支出对企业经营绩效的差异化影响，认为企业应减少采用费用化支出策略。吴勋等[9]则以资本化与费用化加总额来衡量环保投资，研究发现中央环保督察能够有效促进企业环保投资行为，但其效果随时间不断减弱。

上述研究均注意到ESG表现对企业环保投资行为的影响，但都相对忽视了费用化环保投资的潜在研究价值。本文认为，环保投资的结果是确定的，但驱动因素与实现方式有所区别，反映着企业履行应尽职责的不同目的与策略。费用化环保投资位于环境治理的末端性环节，不直接影响企业生产过程，旨在治理或补偿已经发生环境污染的投资项目，具体包括排污费、绿化费、清洁费、补偿费等与履行环境责任相关的并应予以费用化的支出。因此，费用化环保投资更像是一种事后被动投资[7]，具有策略性。相对而言，策略性环保投资行为虽然投入较低、短期见效快，但难以在促进经济社会绿色发展与提升社会整体福祉过程中发挥更大的长期效益。因此，对于企业外部利益相关者而言，都期望企业尽可能减少策略性环保投资行为，但企业往往会在成本与收益之间进行权衡，进而表现出不同的行为响应。因此，ESG表现对企业策略性环保投资行为的影响可能是非线性的，具体逻辑如下：

制度理论认为，企业与利益相关者之间存在隐形的社会契约，无论是正式的还是非正式的制度安排，都会促使不同层次的利益相关者关注企业的行为，通过强制约束、舆论引导、用脚投票等不同的规制手段对企业造成压力，迫使其行为符合预期[5]。作为一种外部治理机制，ESG在微观企业与资本市场的联系中发挥重要的桥梁作用。ESG表现缓解了企业与利益相关者之间的信息不对称，降低了利益相关者信息获取、内容理解、价值判断与决策制定等众多方面的难度与成本，从而降低了其对企业的监督成本，提高了主动监督的积极性[10]。这种监督意愿将转化为利益相关者对企业的环保压力，迫使企业不断减少策略性环保投资行为。同时，由于ESG理念与我国新发展理念不谋而合，ESG表现已成为每个企业特有的“绿色标签”，企业的环保投资行为理应与之相匹配成为社会期待并发展为“共享观念”。因此，ESG表现也使企业受到更多的外界关注，企业ESG表现越好，利益相关者对企业的期望与要求就越高，企业应承担的履职责任就越高。此时，过多的关注将转化为获得或维持政治关联压力、进行积极的印象管理压力或迎合投资者偏好压力，进一步增加了企业获取与维持外部合法性的成本[11]。当ESG表现较好时，此时企业的环境绩效已得到明显改善，由于代理冲突与机会主义的存在，企业会在成本与收益之间进行权衡，继续减少策略性环保投资行为并不会为企业带来更多的边际效益，而增加实质性环保投资反而会面临过高的机会成本与投资风险，从而影响企业经营的稳定性。因此，在决策过程中企业更加倾向于采取短期见效快的环保投资行为，即通过增加策略性环保投资行为来完成履责义务，这一行为与企业较好的ESG表现相悖，此时ESG信息传递效应被扭曲为遮蔽效应，存在“漂绿”风险[12]。

综上，本文认为ESG表现增强了利益相关者的监督意愿，这种监督意愿将转化为对企业的压力，迫使企业不断减少策略性环保投资行为。但随着ESG表现的不断改善，利益相关者对企业的期望与要求也随之提高，从而增加了企业获取与维持外部合法性的成本。此时，过高的压力将使得企业的行为响应发生变化，出于机会主义反而会增加策略性环保投资行为。据此，本文提出假设：

假设1：在其他条件不变的情况下，ESG表现对企业策略性环保投资行为具有先抑制后促进的影响

（二）竞争战略的调节效应分析

战略管理理论认为，企业的竞争战略代表着企业未来的发展方向，是每个企业都必须审慎考虑并合理制定的基本要素，业务层面的各类投资决策都需要与之相匹配，并根据内外部环境的变化动态调整。一般认为，企业竞争战略可以分为差异化竞争战略与低成本竞争战略。差异化竞争战略注重产出的质量与异质性，通过提供有特色的和有竞争力的商品与服务将自身与竞争对手快速区分开来，更好地满足利益相关者的个性化需求从而获取更高的溢价[13]，但其实施成本较高。企业在ESG上的投入本身就是一种差异化行为，因此，当企业ESG表现较差时，差异化竞争战略会进一步强化企业ESG理念，促使其减少策略性环保投资行为以落实ESG责任。但当企业ESG表现逐渐向好达到某种程度时，过高的差异化成本会反而会促使企业增加策略性环保投资行为。低成本战略则注重以较低的成本提供与竞争对手相当的产品或服务。在激烈的市场竞争中，低成本战略会使得企业忽视对环境的治理[3]，采用相对廉价的原料以缓解成本压力与监督压力，在环境治理上策略性较强。因此，当企业ESG表现较差时，低成本竞争战略反而会促使企业增加策略性环保行为。而当企业ESG表现较好时，由于策略性环保行为难以促进生产和技术的改进，难以带来成本效率的突破，因而会抑制企业策略性环保投资行为。据此，本文提出假设：

假设2：在其他条件不变的情况下，差异化竞争战略强化了ESG表现与企业策略性环保投资行为之间的U型关系

假设3：在其他条件不变的情况下，低成本竞争战略抑制了ESG表现与企业策略性环保投资行为之间的U型关系

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

本文以2009—2021年中国A股上市企业为研究样本，ESG表现数据来自华政ESG数据库，企业策略性环保投资数据来自企业公开披露的年度报告中管理费用明细表，经手工整理而得，其他财务数据来自CSMAR数据库。按照代码与年份将主要变量1:1相匹配，并按如下步骤对样本进一步处理：（1）剔除研究期间内被ST、ST*和PT的企业；（2）剔除研究期间发生重大重组或主营业务重大变化的企业；（3）剔除当年IPO的企业以确保数据的真实性；（4）剔除各主要变量数据缺失的企业样本。此外，为避免极端值对估计的影响，对所有连续变量进行了上下1%的缩尾处理，最终得到2009—2021年间3670个观测值的非平衡面板数据。该数据主要用于检验假设1，后续的估计样本随模型设定的调整而有所改变。

（二）变量定义

(1）因变量：企业策略性环保投资行为（Ln GF）。参考张琦等[7]学者的研究，将上市企业的年度报告管理费用明细表中按照排污费、绿化费、清洁费、补偿费等关键词筛选与环境保护相关的费用化支出，加总后取自然对数作为企业策略性环保投资行为的代理变量。

(2）自变量：ESG表现（ESG）。目前有关部门尚未制定正式的ESG评级制度，现有的ESG数据主要由第三方评级机构自主评估并按期发布，本文选用华证ESG评级综合评分值作为衡量企业ESG表现的代理变量。华政ESG评级已覆盖全部A股，其最早可以追溯至2009年，是目前国内市场上可回溯时间最长的ESG评级体系，且在本土化、覆盖面和时效性三个方面更具优势，目前该指标已得到业界和学术界的认可和广泛应用。

(3）调节变量：企业竞争战略。参考王双进等[3]学者的做法，选取不同财务指标相加的方式予以衡量。其中，差异化竞争战略为三个比率之和的正向指标，分别是销售费用率（一般销售费用/主营业务收入）、管理费用率（管理费用/主营业务收入）和研发费用率（研发费用/主营业务收入）。低成本竞争战略为三个比率之和的反向指标，分别是成本效率（主营业务成本/主营业务收入）、资本强度（总资本/主营业务收入）和资本支出率（资产净支出/主营业务收入），为便于理解，对加总后的综合指标取倒数，其值越大，说明低成本战略实施程度越高。

(4）控制变量：Controls为一系列可能影响企业策略性环保投资行为的变量，综合借鉴已有研究，本文选取以下变量进行控制：一方面，考虑到不同企业的财务实力不同，对企业规模（Size）、企业年龄（FirmAge）、财务杠杆（Lev）、成长性（TobinQ）、总资产周转率（ATO）、现金流比率（Cashflow）、存货占比（INV）、固定资产占比（FIXED）、盈利能力（Growth）加以控制；另一方面，考虑到企业行为的决策因素，对董事会规模（Board）、独立董事占比（Indep）加以控制。此外，为了避免遗漏变量偏误的影响，在后续的回

归中均控制个体固定效应（Company）与年度固定效应（Year）。相关变量定义及度量方法见表1。  

表1变量定义  

（三）模型构建

基于上述理论分析与研究假设，在回归模型中设定二次项来检验ESG表现与企业策略性环保投资行为之间的非线性关系，构建模型1如下：

其中，Controls是控制变量集，αn是它们对应的估计系数。α0和ε分别表示截距项与误差项，∑Company表示控制企业个体层面固定效应，∑Year则表示控制时间层面固定效应。α1和α2刻画了ESG表现对企业策略性环保投资行为的影响方向与程度。根据上文的推测，预期α1显著为负，α2显著为正。

为进一步检验企业竞争战略对ESG表现与企业策略性环保投资行为之间关系的影响，借鉴方杰[14]等学者对含有二次项调节效应的统计检验方法，在模型1的基础上，加入差异化竞争战略（StraDiff）和低成本竞争战略（Stra Cost），以及它们分别与ESG表现一次项（ESG）和二次项（ESG2）的交互项，构建模型2、模型3如下：

其中，Controls是控制变量集，βn与γn是它们对应的估计系数。β0和γ0是截距项，u和μ是误差项，∑Company表示控制企业个体层面固定效应，∑Year则表示控制时间层面固定效应。β4和β5刻画了差异化竞争战略调节作用的方向与程度，γ4和γ5则刻画了低成本竞争战略调节作用的方向与程度。根据上文的推测，预期β4、γ5显著为负，β5、γ4显著为正。

四、实证分析

（一）描述性统计

在进行统计分析之前，本文预先对每个连续型指标都进行了上下1%水平的缩尾处理以缓和异常值的负面影响。表2报告了各变量的描述性统计结果。结果显示，样本企业ESG表现均值为72.51分，但相较于100分的满分值而言，整体ESG表现处于中等水平，且5.512的标准差也反映出彼此之间较大的差距，这说明企业ESG表现有待进一步提升。企业策略性环保投资的中位数为14.54，略大于平均值14.39，说明有一半以上的企业达到了均值水平，但1.894的标准差也反映出各企业间策略性环保投资的较大差异。  

表2各变量描述性统计结果

（二）回归分析

(1）主效应检验。表3报告了模型1关于ESG表现对企业策略性环保投资行为影响的基准回归结果。其中，第（1）列未施加任何控制，第（2）列仅控制了个体固定效应，第（3）列仅控制了时间固定效应，第（4）列则是考虑了所有控制变量与双向固定效应的影响。

表3基准回归结果

结果显示，上述四种情形中ESG的系数均在1%的统计性水平上显著为负，ESG2的系数在1%的统计性水平上显著为正，初步证实了ESG表现对企业策略性环保投资行为先抑制后促进的影响，且这一U型关系在逐步增加控制的情况下具有一定的稳健性。此外，与不施加任何控制相比，虽然增加控制使得ESG的系数与ESG2的系数明显降低，但该参数仍保持较高的显著性，这也说明本文所选取的控制变量具有一定意义。总之，这些实证检验结果较好地支持了本文的核心假设1，这一U型关系如图1所示。

(2）竞争战略的调节效应检验。表4报告了企业不同竞争战略的调节效应检验结果。第（1）列结果表明，ESG与StraDiff交互项系数显著为负（β4=-0.090,p<0.05),ES G2与StraDiff交互项系数显著为正（β5=0.001,p<0.01），与本文预期一致，说明差异化竞争战略进一步强化了ESG表现与企业策略性环保投资行为之间的U型关系，假设2得到验证。第（2）列的结果表明，ESG与StraCost交互项系数显著为正（γ4=0.015,p<0.05),ESG2与StraCost交互项系数显著为负（γ5=-0.000,p<0.01），说明低成本竞争战略抑制了这一U型关系，假设3得到验证。

图1 ESG表现与企业策略性环保投资关系图

表4企业竞争战略的调节效应 

（三）异质性分析

(1）产权异质性。不同产权性质的企业其政治关联、融资约束、内部控制与投融资行为等方面存在一定的差异性。表5报告了ESG表现对企业策略性环保投资行为区分产权性质分组回归的结果。结果显示，ESG表现对企业策略性环保投资行为先抑制后促进的影响在国有与非国有企业中均显著，且在国有企业中影响更大。可能的解释是：由于存在政治关联，国有企业更易快速响应和落实有关“规制政策”，在ESG表现较差时面临较大的政治压力，促使企业积极减少策略性环保投资行为以寻求合法性。但当ESG表现持续向好时，国企高管隐性腐败的倾向越大，为避免任期内既得利益的损失，往往不愿承担过高的机会成本与投资风险，而选择增加策略性环保投资行为来践行履责义务。 

表5产权异质性回归结

表6污染异质性回归结果

五、研究结论

主要研究结论如下：（1)ESG表现对企业策略性环保投资行为的影响是非线性的，整体上呈现先抑制后促进的U型关系，且企业差异化竞争战略强化了这一U型关系，低成本竞争战略则抑制了这一U型关系。具体来说，ESG表现增强了企业的信息透明度与利益相关者的监督意愿，从而给企业带来合法性压力，迫使其减少策略性环保投资行为以满足利益相关者的期望与要求，进而获得更多支持。当ESG表现较差时，ESG表现发挥激励效应，抑制了企业策略性环保投资行为。随着ESG表现不断改善，过高合法性的压力将使得企业在边际收益、机会成本与投资风险之间进行权衡，通过形式上适应而实质上对抗的方式增加策略性环保投资行为来完成履责义务，即ESG表现对企业策略性环保投资行为的抑制作用存在拐点。此时良好的ESG表现反而助长了企业策略性环保投资行为，这一行为与自身良好的ESG表现相悖，ESG表现发挥遮蔽效应，企业存在“漂绿”风险。（2）不同产权性质、不同污染程度下ESG表现与企业策略性环保投资行为的U型关系存在差异。对于国有企业和重污染企业而言，ESG表现对企业策略性环保投资行为的非线性影响更大。

根据研究结论，本文提出主要建议如下：（1）制定并健全有中国特色的ESG评估体系。加强ESG建设的最基本前提在于从中国实际国情出发，构建具有中国特色的ESG评估体系，形成政府等监管部门主导、专业机构参与、社会公众监督的合作共治局面。规范完善的ESG体系不仅能够与相关环境规制政策发挥协同互促效应，还有利于在宏观层面上更好地引导资金调动与精准投资，避免逆向选择与道德风险，促进可持续高质量发展。（2）强化ESG信息披露的质量约束。在制度安排上以法律法规的形式对ESG信息披露的形式、内容，时限等方面予以强制规范、统一，提高企业ESG信息的可比性与真实性。（3）企业应避免行为决策的短时性，将环保投资行为落到实处。国有企业与重污染企业应发挥好在经济社会绿色转型过程中的带头效应，弱化企业“漂绿”行为的模仿与扩散，注重实质性环保投资行为对社会整体福祉的提升。此外，企业应加强公司内部治理，提高投资决策与行为选择的科学合理性，减少因机会主义而导致的短期行为，避免良好的ESG表现反而助长策略性环保投资行为这类表里不一的现象产生，把ESG建设当作“价值投资”而非“谋利工具”，实现“增收与增绿”的双赢。

参考文献:

[1]阳秋林,刘婕,唐洋.研发投入､碳排放权交易与企业绩效———来自碳交易试点省市沪深A股上市公司的经验证据[J].财会通讯,2023(1):60-65.

[2]赵晓梦,倪娟.国外非正式环境规制及其环境治理效应研究[J].国外社会科学,2022(5):128-139+198.

[3]王双进,田原,党莉莉.工业企业ESG责任履行､竞争战略与财务绩效[J].会计研究,2022(3):77-92.

[5]胡洁,于宪荣,韩一鸣.ESG评级能否促进企业绿色转型?———基于多时点双重差分法的验证[J].数量经济技术经济研究,2023,40(7):90-111.

[6]黄世忠.ESG报告的“漂绿”与反“漂绿”[J].财会月刊,2022(1):3-11.

[7]张琦,郑瑶,孔东民.地区环境治理压力､高管经历与企业环保投资———一项基于《环境空气质量标准(2012)》的准自然实验[J].经济研究,2019,54(6):183-198.

[8]赵领娣,王小飞.企业绿色投资及绿色费用能否提升经营绩效?———基于EBM和面板Tobit模型的经验分析[J].北京理工大学学报(社会科学版),2022.

[9]吴勋,陈曦.中央环保督察､地方政府竞争与企业环保投资[J].审计与经济研究,2023,38(2):97-106.

[10]伊凌雪,蒋艺翅,姚树洁.企业ESG实践的价值创造效应研究———基于外部压力视角的检验[J].南方经济,2022(10):93-110.

[11]王娟茹,崔日晓,张渝.利益相关者环保压力､外部知识采用与绿色创新———市场不确定性与冗余资源的调节效应[J].研究与发展管理,2021,33(4):15-27.

[12]黄溶冰,谢晓君,周卉芬.企业漂绿的“同构”行为[J].中国人口·资源与环境,2020,30(11):139-150.

[14]方杰,温忠麟,梁东梅等.基于多元回归的调节效应分析[J].心理科学,2015,38(3):715-720.

基金资助:湖南省自然科学基金项目“双碳目标下环境规制对企业绿色投资的影响机制及推动路径研究”(项目编号:2023JJ30520);湖南省社会科学成果评审委员会课题“双碳目标下环境规制对企业绿色治理的影响机制及传导路径研究”(项目编号:XSP2023GLZ022);湖南省研究生科研创新项目“双碳目标下啤酒制造企业环境成本核算与管理研究——以燕京啤酒为例”(项目编号:QL20230238)阶段性研究成果;

文章来源:阳秋林,王湘懿,唐洋.ESG表现､竞争战略与企业策略性环保投资行为[J].财会通讯,2024(12):23-28.