1. 引言
股票市场在金融市场中占据着举足轻重的地位，它不仅为企业提供了有效的融资平台，使其能够通过公开发行股票获得资本支持，还为投资者创造了多样化的投资机会。股票作为金融资产的一种主要类别，其价格波动可以充分反映一国经济的发展状况，股票市场可以说是一国经济的“晴雨表”，为政策制定者以及经济学家提供重要的参考依据。股价波动性在股票市场研究中具有重要地位，它直接关联市场风险的度量、投资决策、风险管理和宏观经济预测等多个方面。研究者通过分析股价波动性可以更好地理解市场行为、识别潜在的投资机会，从而制定合理策略。
近年来，全球面临的环境危机、资源枯竭和气候变化问题愈发严重，越来越多的研究人员对可持续发展的重视逐渐增强，同时公众对可持续性和社会责任的关注不断上升，这些因素的综合作用促使更多研究寻求实现经济和环境共同发展的平衡方案。因此可持续发展被视为解决未来发展挑战的关键，倡导从环境保护(Environmental)、社会责任(Social)和公司治理(Governance)三个维度综合评估企业可持续性发展的ESG理念迅速流行起来，成为研究的重要领域。在此情况下，各大企业也逐步加强了自身ESG情况的披露。ESG信息披露的意义在于通过透明化企业在环境、社会和治理方面的表现，帮助投资者和利益相关者更好地评估企业的可持续性和长期价值。通过披露ESG相关信息，企业的信誉得到了加强，有着良好表现的企业吸引更多责任投资者，这有助于稳定股价。这种动态关系使得企业在ESG信息披露方面的表现对其股价波动有着直接的影响。
着眼于我国市场现状，截至2022年底，我国上市公司总数达到5079家，总市值约为79万亿元人民币，这一数据反映出我国股票市场具有相当大的市场规模和投资潜力；同时2022年中央经济工作会议确定了我国经济工作“稳字当头、稳中求进”的主基调。在此情况下，防范各类金融风险，减少股票市场大幅波动，实现资本市场稳定成长成为我国经济发展的重要内容。ESG信息作为一种非财务信息，在衡量企业成长状况以及衡量企业可持续发展能力方面有着重要影响。我国的ESG信息披露起步较晚，信息披露水平仍有待提高，但“在2030年实现碳达峰”和“2060年实现碳中和目标”的背景下，ESG信息披露的发展势头不可小觑。2018年《上市公司治理准则》、2022年《金融标准化“十四五”发展规划》等一系列文件无不体现中国市场对ESG理念的重视。目前，我国企业主要以自愿方式公布环境、社会和治理(ESG)信息。根据2020年商道融绿发布的针对A股上市公司评级的分析报告来看，近年来我国企业在ESG报告方面的数量与质量均展现持续上升的趋势。具体来看，2020年我国A股上市公司共计发布了1021份ESG报告，相较于2009年的371份实现了近两倍的增长，发展势头可谓强劲。
基于以上讨论，本文利用2009年至2022年A股上市公司面板数据，并结合彭博咨询数据库收集的ESG信息披露评分数据及各分项评级数据，重点分析了企业ESG表现对股票收益波动率的影响。研究结果表明，ESG信息披露显著且稳健地降低了股票市场价格的波动性，机制分析显示分析师关注度和年报可读性在此过程中发挥了关键作用。此外，ESG信息披露对股价波动性的影响在非国有企业以及中西部企业中尤为明显。
2. 研究假设
2.1. ESG信息披露会降低股价波动性
股价波动性是指股票价格在特定时间段内的变化幅度和频率，反映市场对该股票未来价格变化的预期和不确定性。高波动性通常意味着股票价格剧烈波动，可能带来更高的投资风险和潜在收益，而低波动性则表明价格相对稳定，风险和收益相对较低。公司所未预料到的信息冲击是影响股价及其波动性的关键[1]。具体来看，公司扩大信息披露将提升股票的流动性，造成资产价格波动[2]，而信息不对称则加剧了股票收益的不确定性[3]。同时，公司的信息环境越透明，投资者对于公司未来可能发生事情或状况的相关预测就会更精准，因此当事件真的发生时给市场带来的冲击反而较小，能够降低公司的股价波动性[4]。为解决因信息不对称以及透明程度不够的问题导致的公司股价波动过大的问题，上市公司有必要增加ESG信息披露。
ESG信息是非财务信息的一种，为利益相关者提供企业可持续性和社会责任的关键指标。良好的ESG信息披露不仅能帮助企业提高透明度，提高企业形象以及竞争力[5]，从而增强投资者信心，还能促进更负责任的决策，降低潜在风险。具体来看，首先当公司公开其ESG评级时，必须同时公开相关的详细信息，如环境保护、社会责任和公司治理方面的政策和实践，这有助于投资者更全面、更深入地了解企业，减少信息不对称，从而降低股价波动；其次ESG信息披露时，作为资本市场信息中介的机构投资者会传递更多积极的股价信息，从而促进投资者做出更合理的决策[6]。
因此，从信息不对称角度看，通过透明、准确的ESG信息披露，企业可以有效降低其信息不对称程度，使投资者更好地评估公司的长期价值，由此降低市场对公司未来的不确定性。当公司积极披露ESG信息并展现出可持续发展的承诺时，投资者可能会更愿意持有这些股票，使得股价稳定；从企业声誉角度看，良好的ESG信息披露能够提升企业的声誉，增强投资者对企业的信任与认同，进而降低风险溢价，减少股价波动。
综上所述，本文提出如下假设：
H1：ESG信息披露会降低股价波动性。
2.2. ESG信息披露与股价波动性的影响机制分析
(1) ESG信息披露、分析师关注度与股价波动风险
证券分析师在资本市场中扮演着至关重要的角色，其专业性和客观性对于市场的有效运作和投资者决策具有显著影响。分析师通过深入研究和分析，提供对公司价值和行业趋势的专业判断，从而帮助投资者做出更为明智的投资选择。作为重要的信息中介，分析师通过其专业分析和研究报告，对市场信息环境和投资者决策产生显著影响。由于公司信息透明度的不足或投资者对公司未来发展的不确定性，公司股价会有产生波动的可能性[7]，而分析师关注度的提升通常意味着市场对公司信息的需求增加。在这种情况下，分析师的研究报告能够提供更多的公司特质信息，帮助投资者更好地理解公司的基本面，从而降低股价的波动性。
中小投资者的信息收集能力相对有限，因此他们通常倾向于购买那些能够吸引他们注意力的股票，同时外部机构的盈利预测常常影响他们的注意力，使得投资者更关注分析师高度关注的公司股票，这种偏好不仅有助于降低相关公司的股价波动，还增强了市场的稳定性。分析师的参与通常意味着公司信息更加透明，从而减少了私人信息导致的“劣币驱逐良币”现象，由此市场上信息的溢出效应也会更为显著，可以帮助投资者做出更理性的决策，降低股票被错误定价的可能性。当投资者掌握更多信息时，他们的信任度提升，表现为对持有股票的更大偏好、期待获得股利收益。这种积极情绪能有效减少对市场风险的过度反应，从而抑制股价的波动性[8]。
综上所述，因此本文提出如下假设H2：ESG信息披露通过增加分析师关注度降低企业股价波动性。
2.3. 年报可读性越强，ESG信息披露对企业股价波动性的抑制越强
年报可读性作为公司信息披露质量的一个重要维度，其对投资者理解公司运营和财务状况的能力有着直接影响。高可读性的年报能够减少信息不对称，使得投资者能够更准确地评估公司价值，减少市场对负面信息的过度反应，从而有助于提高资本市场稳定性。由于高可读性的年报可以吸引更多的境外投资者，境外投资者一般具有更长的价值投资效应，进而降低了公司的股价波动性。
在ESG信息披露的背景下，年报可读性可能进一步调节ESG信息对股价波动性的影响。ESG信息的披露能够提供公司在环境、社会和治理方面的表现，这些非财务信息对投资者的决策具有重要影响。当企业的ESG表现良好时，可以显著提高信息披露质量[9]。因此当年报可读性较高时，投资者可能更容易理解和吸收这些ESG信息，从而更有效地评估公司的长期价值和风险。这种信息的透明化有助于降低市场的不确定性，减少股价的异常波动。
此外，年报可读性与ESG信息披露的结合还能够提高公司的透明度和可信度，这对于吸引长期投资者和提高市场信心至关重要。ESG信息披露可以通过提高公司透明度、增加机构股东持股比例来降低股价波动性。因此，年报可读性可能通过调节ESG信息披露的效果来影响股价波动性。
综上所述，因此本文提出如下假设H3：年报可读性越强，ESG信息披露对企业股价波动性的抑制越强。
3. 数据来源与模型设立
3.1. 样本选择与数据来源
由于彭博社ESG信息披露评分目前更新至2022年，故本文选取了2009年至2022年间的沪深A股企业作为研究样本，并根据以下规则对数据进行了处理：(1) 剔除金融行业的样本；(2) 剔除在样本期间内被标记为ST或ST*的企业；(3) 对连续变量在1%和99%分位数处进行了缩尾处理。相关数据来自于CSMAR和Bloomberg数据库。
3.2. 变量设置
1. 被解释变量：股价波动性(Var)
本文使用公司年度股票日收益率标准差作为代理变量[10]，计算公式如下：
其中
表示公司i在年度j的股票收益率标准差；
表示股票i在年度j第t日的股票收益率；
为股票i在年度j内日收益率的平均值；T表示年度内股票i的实际交易天数。
2. 解释变量：ESG信息披露(ESG_disclosure)
本文通过彭博咨询数据库收集ESG信息披露评分数据[11] [12]，以此作为衡量上市公司ESG信息披露的指标。彭博社监测超过13,000家公司的ESG信息披露情况，依据年度报告、可持续发展报告、第三方报告、直接联系、新闻发布和媒体报道等公共来源，每年评估公司在环境、社会和治理等方面的信息披露水平。这一评估主要关注公司披露ESG数据的数量，而非其绩效质量。
相比于华证、商道融绿等国内外以ESG实际绩效作为评分依据的第三方评级机构，彭博咨询是唯一一家专注于企业ESG信息披露状况进行评分的权威机构，且受到学术界的广泛认可，因此它能更有效地作为本研究中ESG信息披露概念的代理变量。
3. 中介变量和调节变量
(1) 分析师关注度(Focus)
分析师的关注度可以视为市场对企业价值评估的一种反映。本文所用数据来自于CSMAR数据库，将提取的分析师数量作为衡量企业分析师关注度的重要指标。为确保数据的正态分布，本文对分析师数量在原始数据上加1后取对数，从而消除了零值对后续分析的影响，也使得数据更符合统计分析的要求。分析师关注度的数值越高，表明该企业受到的分析师关注程度越强。
(2) 年报可读性(Rade)
年报可读性(Rade)通常是指年报文本的易读程度，可通过多种方式来衡量。根据陶雄华等(2022)的研究，其中一种方法是计算年报中专业词汇(Professional Words)与总字数(Total Words)的比率，即：
Rade = Professional Words/Total Words
此比率反映了年报中包含的专业术语的密集度，从而影响年报的可读性。专业词汇与总字数的比率越大，表明年报的可读性越差，因为这意味着年报中包含了更多的专业术语，可能对普通投资者来说更难理解。
4. 控制变量
除了上述变量之外，本文模型中还使用了以下控制变量：(1) 流动比率(Liquid)、(2) 现金流比率(Cashflow)、(3) 独立董事占比(Indep)、(4) 前五大股东持股比率(Top5)、(5) 托宾Q值(TobinQ)、(6) 公司杠杆率(Lev)、(7) 是否被四大审计机构审计(Big4)、(8) 年度变量(Year)、(9) 个体变量(Id)。具体变量说明如表1所示。
Table 1. Variable names, symbols, and descriptions
表1. 变量名称、符号、说明
变量分类 |
变量名称 |
变量符号 |
变量说明 |
被解释变量 |
股价波动性 |
Var |
|
解释变量 |
ESG信息披露 |
ESG_disclosure |
彭博社ESG信息披露评分 |
中介变量 |
分析师关注度 |
Focus |
Ln (1 + 年度分析师数量) |
调节变量 |
年报可读性 |
Rade |
年报中专业词汇/总字数 |
控制变量 |
流动比率 |
Liquid |
流动资产/流动负债 |
现金流比率 |
Cashflow |
经营活动产生的现金流量/流动负债 |
独立董事占比 |
Indep |
独立董事人数/董事总人数 |
前五大股东持股比率 |
Top5 |
前五大股东持股总和/公司总股本 |
托宾Q值 |
TobinQ |
公司市场价值/资产重置成本 |
公司杠杆率 |
Lev |
负债规模／资产规模 |
是否被四大审计机构审计 |
Big4 |
虚拟变量，被四大审计机构审计过为1，反正为0 |
年度变量 |
Year |
时间固定效应 |
个体变量 |
Id |
个体固定效应 |
3.3. 模型设定
1. 基准回归模型设定
为检验假设1中ESG信息披露对于上市公司股价波动性的影响，根据所列假设，本文选择了如下固定效应模型进行实证研究：
其中，i和t分别表示不同的年份和企业。Var代表股价波动率，作为被解释变量，ESG-disclosure则表示企业ESG信息披露水平，作为解释变量。本文同时控制其他可能影响股价波动率的因素，包括流动比率、现金流比率、独立董事占比等，
为随机干扰项。
2. 中介效应模型设定
为研究假设2中分析师关注度作为中介在基准模型基础之上所产生的影响，本文构建如下模型来检验分析师关注度的作用[13]，若检验系数显著则表示影响机制成立。
其中，i和t分别表示不同的年份和企业。Focus代表股价波动率，作为中介变量。ESG_disclosure则表示企业ESG信息披露水平，作为解释变量，
为随机干扰项。
3. 调节效应模型设定
为研究假设3~5所涉及的投资者情绪、年报可读性对假设1中ESG信息披露水平的影响，本文建立如下模型来验证年报可读性的调节作用，若检验系数显著则表示影响机制成立。
其中，i和t分别表示不同的年份和企业。Rade代表文本可读性作为调节变量。ESG_disclosure则表示企业ESG信息披露水平，
为随机干扰项。使用ESG信息披露水平与文本可读性形成交互项，若交互项ESG_disclosure × Rade实证所得系数皆显著，则说明年报可读性在上市公司ESG信息披露对股价波动的影响中产生调节作用。
4. 实证研究
4.1. 基准回归
本文通过Stata软件，采用双向固定效应模型控制了企业的个体间差异以及时间差异，所得结果如表2：
Table 2. Benchmark regression results
表2. 基准回归结果
|
(1) Var |
(2) Var |
ESG_disclosure |
−0.0031** |
−0.0041*** |
|
(−2.1598) |
(−2.8312) |
Liquid |
|
0.0487*** |
|
|
(7.8588) |
Cashflow |
|
0.4261*** |
|
|
(3.8633) |
Indep |
|
0.0002 |
|
|
(0.0919) |
Top5 |
|
0.0040*** |
|
|
(4.3297) |
TobinQ |
|
0.0607*** |
|
|
(8.9712) |
Lev |
|
0.2066*** |
|
|
(2.8571) |
Big4 |
|
−0.0492 |
|
|
(−1.0485) |
_cons |
2.9093*** |
2.3745*** |
|
(68.8548) |
(23.0062) |
Year FE |
YES |
YES |
Id FE |
YES |
YES |
N |
12972 |
12972 |
R2 |
0.6120 |
0.6178 |
注：“***”表示p < 0.01，“**”表示p < 0.05，“*”表示p < 0.1，括号里为标准误，下同。
在表中，(1)是未加入控制标量的回归结果，(2)是加入控制变量的回归结果。由回归结果可以看出，大多数变量在1%的显著性水平上显著。根据基准回归结果，ESG信息披露水平(ESG_disclosure)对上市公司股价波动率(Var)产生显著的负向影响，这一结果在两个模型中均得到验证，其中在模型(2)中，ESG的系数为−0.0041，具有1%的显著性水平。这表明，较高的ESG信息披露水平能够降低市场对公司的不确定性，从而降低其股价的波动性。ESG披露得分越高，股价波动性越低，这个结果支持了H1。
4.2. 稳健性检验
1. 滞后一期
信息披露与企业股价波动之间可能存在内生性问题，考虑到信息披露传递信息到反馈至股价波动这一过程存在延迟性，本文对解释变量作了滞后一期的处理。本文使用ESG_disclosure (t + 1)项进行检验，旨在明确股价波动性是否确实在ESG信息披露变化之后发生，从而排除股价波动性对ESG信息披露的潜在反向影响。在此情况下滞后一期的ESG信息披露不会对当前股价波动产生显著影响。而根据表3列(1)显示，其结果与替换前的结果基本一致，可见本文的研究未受到内生性的严重影响。
2. 剔除疫情期间样本
回归结果如表3列(2)所示。在所选样本年限内发生的新冠疫情，所选数据可能出现极端值和异常波动，对实证结果可能产生显著影响，从而影响模型的稳健性。疫情期间，由于社会经济活动的广泛停滞或改变，企业经营活动和经济指标出现前所未有的变化，这些变化可能与常态下的行业特征不符。除此以外，疫情期间的数据反映了特定时期内的特殊情况，而不是行业长期稳定的经济特征，故不具有代表。因此为了确保实证分析的严谨，本文选择剔除这些特殊时期的样本，以避免其对整体分析结果的干扰。研究发现，剔除疫情年份后ESG信息披露系数仍显著为负，与基准回归结果一致。
3. 替换被解释变量
本文采用个股回报方差来替换股价波动性的衡量方法进一步对回归结果进行稳健性检验[14]。具体而言，原始回报方差(VAR_RAW)则基于个股的原始回报数据计算，旨在对比分析；调整后的回报方差(VAR_ADJ)通过剔除市场整体回报的影响后计算得出，主要反映个股在剔除系统性市场波动后所表现出
Table 3. Robustness test results
表3. 稳健性检验结果
|
(1) 滞后一期 Var |
(2) 剔除疫情后 Var |
(3) 替换被解释变量 VAR_RAW |
(4) 替换被解释变量 VAR_ADJ |
L.ESG_disclosure |
−0.0051*** |
|
|
|
|
(−5.5415) |
|
|
|
ESG_disclosure |
|
−0.0046** |
−0.0059*** |
−0.0061*** |
|
|
(−2.4364) |
(−4.0280) |
(−4.9854) |
Liquid |
0.0080** |
0.0422*** |
0.0331*** |
0.0273*** |
|
(2.0166) |
(6.2178) |
(5.2761) |
(5.2110) |
Cashflow |
−0.4109*** |
0.1232 |
0.2052* |
0.2449*** |
|
(−4.8890) |
(1.0100) |
(1.8385) |
(2.6291) |
Indep |
−0.0006 |
−0.0002 |
−0.0001 |
−0.0005 |
|
(−0.5796) |
(−0.1131) |
(−0.0395) |
(−0.3155) |
Top5 |
−0.0014*** |
0.0032*** |
0.0032*** |
0.0036*** |
|
(−3.8920) |
(2.9914) |
(3.4364) |
(4.6165) |
TobinQ |
0.1418*** |
0.0540*** |
0.1045*** |
0.0854*** |
|
(30.8818) |
(6.5043) |
(15.2544) |
(14.9334) |
Lev |
0.3549*** |
0.1554* |
0.3276*** |
0.3677*** |
|
(8.7341) |
(1.8061) |
(4.3267) |
(5.8179) |
Big4 |
−0.1368*** |
−0.0873 |
0.0175 |
−0.0319 |
|
(−7.8913) |
(−1.6025) |
(0.3689) |
(−0.8046) |
_cons |
−0.0051*** |
2.4928*** |
1.2110*** |
0.7154*** |
|
(−5.5415) |
(20.7283) |
(11.5546) |
(8.1759) |
N |
11355 |
9868 |
12972 |
12972 |
r2 |
0.5637 |
0.6794 |
0.7158 |
0.5115 |
的异质性波动性。根据表3列(3)和(4)可以看出，当被解释变量为VAR_RAW时，ESG信息披露的相关系数为−0.0059，而当被解释变量为VAR_ADJ时相关系数则为−0.0060，两种情况下都在在1%的水平上呈现显著负向关系。说明在改变被解释变量测量标准后ESG信息披露对企业股价波动性影响依然显著，再次验证了本文对假设H1检验的可靠性。
4.3. 分析师关注度的中介作用
运用Stata软件对分析师关注在ESG信息披露对股价波动所产生影响中的作用进行研究，研究结果如下表所示。根据上文研究，ESG信息披露对股价波动率表现出显著的负向影响，表明较高的ESG披露水平能够有效减小股价波动。在表4中，ESG信息披露对分析师关注度的影响系数为0.0270，且在1%的显著性水平上表现突出，说明企业ESG信息披露水平的提高会提高市场分析师对于该股票的关注。这一中介效应表明，分析师的关注可以在一定程度上加强ESG信息披露对股价波动的积极影响，H3的正确性得到了验证。这可能是由于我国市场上的分析师针对披露ESG相关信息较高的上市公司，通过发布
Table 4. Mediating effect regression results
表4. 中介效应回归结果
|
(1) Var |
(2) Focus |
(3) Var |
ESG_disclosure |
−0.0041*** |
0.0270*** |
−0.0037** |
|
(−2.8312) |
(14.2774) |
(−2.5338) |
Focus |
|
|
−0.0148** |
|
|
|
(−2.0775) |
Liquid |
0.0487*** |
−0.0247*** |
0.0484*** |
|
(7.8588) |
(−3.0589) |
(7.7977) |
Cashflow |
0.4261*** |
0.6446*** |
0.4357*** |
|
(3.8633) |
(4.4920) |
(3.9471) |
Indep |
0.0002 |
−0.0050** |
0.0001 |
|
(0.0919) |
(−2.2448) |
(0.0485) |
Top5 |
0.0040*** |
0.0079*** |
0.0041*** |
|
(4.3297) |
(6.5966) |
(4.4493) |
TobinQ |
0.0607*** |
0.2166*** |
0.0639*** |
|
(8.9712) |
(24.6100) |
(9.2098) |
Lev |
0.2066*** |
−0.3438*** |
0.2015*** |
|
(2.8571) |
(−3.6543) |
(2.7854) |
Big4 |
−0.0492 |
0.0615 |
−0.0483 |
|
(−1.0485) |
(1.0070) |
(−1.0291) |
_cons |
2.3745*** |
1.1559*** |
2.3917*** |
|
(23.0062) |
(8.6082) |
(23.1018) |
N |
12972 |
12972 |
12972 |
r2 |
0.6178 |
0.7061 |
0.6179 |
研究报告、评级调整及参与行业会议等方式，帮助投资者更好地理解公司所面临的潜在风险和机遇，从而提高了市场对这一类公司前景的信心。同时，分析师关注度的提升往往伴随着信息透明度的提高。公司在面对分析师的关注时会更加注重信息披露以回应市场的期待。通过分析师的关注，良好的ESG信息披露不仅可以提升公司形象，也能够增强投资者的信任感，这种信任感反过来又会影响投资者的决策行为。
4.4. 年报可读性的调节作用
年报可读性的增强可以提高信息的透明度和可信度，增强投资者对ESG信息的理解和信任，一定程度上可以抑制上市公司股价的波动性。在该部分中，我们选用了年报可读性作为调节变量，在基准回归的基础上加入年报可读性(Rade)以及其与ESG信息披露的交互项，以此来研究年报可读性在ESG信息披露对股价波动的影响中产生的作用。实证结果如表5所示，通过该结果可得，年报可读性与ESG信息
Table 5. Moderating effect regression results
表5. 调节效应回归结果
|
Var |
Var |
ESG_disclosure |
−0.0041*** |
−0.0208** |
|
(−2.8312) |
(−2.1697) |
Rade |
|
−0.6247 |
|
|
(−1.0308) |
Rade* ESG_disclosure |
|
0.0346* |
|
|
(1.7852) |
Liquid |
0.0487*** |
0.0483*** |
|
(7.8588) |
(7.7916) |
Cashflow |
0.4261*** |
0.4294*** |
|
(3.8633) |
(3.8927) |
Indep |
0.0002 |
0.0000 |
|
(0.0919) |
(0.0241) |
Top5 |
0.0040*** |
0.0039*** |
|
(4.3297) |
(4.2817) |
TobinQ |
0.0607*** |
0.0605*** |
|
(8.9712) |
(8.9441) |
Lev |
0.2066*** |
0.2073*** |
|
(2.8571) |
(2.8666) |
Big4 |
−0.0492 |
−0.0479 |
|
(−1.0485) |
(−1.0217) |
_cons |
2.3745*** |
2.6784*** |
|
(23.0062) |
(8.3241) |
N |
12972 |
12972 |
r2 |
0.6178 |
0.6180 |
披露的交互项(Rade* ESG_disclosure)系数为0.0346，并在10%的水平上显著，说明年报可读性的增强进一步强化ESG信息对企业股价波动性的抑制作用，H4成立。
4.5. 异质性分析
1. 产权性质差异
国有企业与民营企业在披露ESG信息方面的动因存在差异。国有企业的性质使其主动承担社会责任，而民营企业则通常需要政策的引导才能积极履行社会责任。因此，企业的所有制类型可能会影响其ESG信息披露与股票波动性之间的关系。本文对此进行了深入研究，结果表6列(1)和(2)所示。在国有企业样本中，ESG信息披露水平降低了股票波动性；而在非国有企业中，ESG信息披露水平对波动性的影响同样显著且为负，且其影响强度明显高于国有企业。这表明ESG信息披露水平对非国有企业股价波动性的影响更加显著。
2. 区域差异
我国领土辽阔，不同地区的现实情况有着极大的区别。东部地区由于改革开放政策的先行先试，
Table 6. Heterogeneity regression results
表6. 异质性回归结果
|
(1) 国有企业 Var |
(2) 非国有企业 Var |
(3) 东部 Var |
(4) 中西部 Var |
ESG_disclosure |
−0.0025 |
−0.0065*** |
−0.0027 |
−0.0068*** |
|
(−1.3978) |
(−2.7021) |
(−1.5150) |
(−2.7862) |
Liquid |
0.0319*** |
0.0440*** |
0.0526*** |
0.0312*** |
|
(3.1498) |
(5.0406) |
(7.0033) |
(2.8738) |
Cashflow |
0.5160*** |
0.2804 |
0.3947*** |
0.3787** |
|
(3.7267) |
(1.5747) |
(2.8559) |
(2.1322) |
Indep |
0.0019 |
−0.0037 |
0.0007 |
−0.0010 |
|
(0.9899) |
(−1.0881) |
(0.2999) |
(−0.3590) |
Top5 |
0.0023* |
0.0050*** |
0.0041*** |
0.0037** |
|
(1.7990) |
(3.2705) |
(3.4875) |
(2.4997) |
TobinQ |
0.1455*** |
0.0170* |
0.0315*** |
0.1100*** |
|
(13.7119) |
(1.7807) |
(3.7049) |
(9.9666) |
Lev |
0.1893** |
0.1393 |
0.2720*** |
0.0887 |
|
(2.0548) |
(1.1521) |
(2.8855) |
(0.8035) |
Big4 |
−0.0153 |
−0.1509* |
−0.0999* |
0.0812 |
|
(−0.2812) |
(−1.6862) |
(−1.6878) |
(1.0863) |
_cons |
2.1039*** |
2.8319*** |
2.3380*** |
2.4884*** |
|
(15.5952) |
(15.9702) |
(18.0010) |
(14.9622) |
N |
6724 |
5919 |
8844 |
4118 |
r2 |
0.6277 |
0.6101 |
0.6221 |
0.6300 |
以及沿海地区的地理优势，经济发展迅速，产业集聚效应明显，而中西部地区则在产业基础和经济总量上相对落后于东部。鉴于此情况，本文将上市公司所在省份分为东部省份与中西部省份[15]，以此分组研究不同地区公司ESG信息披露对其股价波动的影响。实证结果如表6列(3)和(4)所示，东部企业的ESG信息披露系数为−0.0027，虽显示出对股价波动性的负面影响，但其显著性较低；相对而言中西部企业的ESG系数为−0.0068，且显著性达到0.01，负向影响更加明显，意味着中西部企业在通过加强ESG信息披露来降低股价波动性方面具有更高的潜力。
5. 结论与政策启示
本文选取2009年至2022年A股上市公司面板数据，并结合彭博咨询数据库收集ESG信息披露评分数据，重点分析了企业ESG表现对股价波动的影响，以及分析师关注度、年报可读性在此过程中发挥的关键作用，得到如下结论：(1) 企业ESG信息披露的提高有助于降低其股价波动性。(2) 分析师关注度在ESG信息披露对企业股价波动的影响中发挥中介作用。(3) 较强的年报可读性会加强ESG信息披露对企业股价波动性的抑制。
基于以上结论本文提出如下建议：(1) 上市公司层面，应建立健全ESG信息披露机制，依据全球报告倡议(GRI)或可持续性会计标准委员会(SASB)等权威可持续发展相关机构所制定的国际标准制定ESG报告，需要明确ESG信息披露的相关指标与具体内容。标准化的做法不仅能提升信息披露的可靠性、真实性，还能便于投资者进行比较分析，提高分析师、投资者的认可度。(2) 证券分析师层面，应倡导和支持监管机构出台更加严格的ESG信息披露规范，要求上市公司按照统一的标准进行披露，以提高信息的可比性和一致性；不断提升自我专业能力，助力评级机构优化ESG评级方法，确保评级过程的透明度和公正性。监管层面，应制定一套统一的ESG信息披露标准，明确要求上市公司按照所定标准进行披露，规定环境影响、社会责任和公司治理等方面的量化指标，确保披露的信息充实、完整，并且具有可比性；应鼓励上市公司进行独立第三方的ESG报告审核，提升报告的公信力和准确性；同时可以通过市场教育、举办专题研讨会、宣传活动等向投资者普及ESG投资的相关知识，帮助投资者理解ESG信息对企业长期价值的影响，通过教育和保护促进市场整体素质提升，增强投资者对ESG信息的敏感度，从而减少因盲目投资而导致的股价波动。