
一、引 言
党的二十大报告强调,中国式现代化在追求经济持续发展的同时,兼顾生态文明与社会进步,是实现经济效益、环境效益与社会效益动态平衡的必然路径。实现中国式现代化不仅依赖于政府宏观政策的保障,更离不开企业的积极参与(任广乾等,2023)。作为评估企业可持续发展状况的综合指标,ESG致力于推动企业在追求经济绩效的同时兼顾社会效益,在环境保护、社区发展和员工关系等方面发挥着重要作用。企业积极提升ESG表现不仅契合中国式现代化所强调的发展理念,也与中国式现代化所构建的发展路径相符。而《2022中国A股公司ESG评级分析报告》中的数据显示,我国2021年上市公司的ESG评级尚未有企业获得最高的AAA和AA评级,这意味着上市公司的ESG表现还有较大的提升空间。如何提升企业的ESG表现,从微观层面助力实现中国式现代化,已成为学术界和实务界共同关注的热点话题。
从应然的角度来看,提升ESG表现以实现经济价值与社会价值的统一,理应是企业家和股东将道德体系融入商业活动的自觉行为(Drempetic等,2020),无需外部利益主体的介入与推动。而受限于企业内部秉持的股东利益最大化传统管理理念(Hart和Zingales,2017)、提升ESG表现所需付出的现实成本(Cappucci,2018)以及当前环境不确定性较高的时代背景,企业在战略规划与资源配置方面倾向于选择能够带来直接经济利益的短期活动(Wilkinson等,2001)。利益相关者理论指出,利益主体向企业传递信息体现了其对企业的关注度,能够对企业行为决策产生影响(Perrini和Tencati,2006;李新安,2021)。从使然的角度来看,许多学者基于信息传递理论,在利益迎合的框架下剖析了利益相关主体信息传递对企业ESG战略变革可能产生的影响。这些研究不仅涵盖外部监管主体(如政府、证监会等)传递的强制性信息对企业ESG投资的倒逼效应(王馨和王营,2021),还包括市场主体(如消费者、非政府组织等)自发性的信息传递对企业ESG表现可能存在的驱动作用(Arvidsson和Dumay,2022;郑敏娜和任广乾,2021)。这类文献所得出的结论为剖析企业ESG变革的动因提供了良好的研究视角。但政策信息更新存在延迟的特性,加之信息互动机制的局限性,外部监管主体的信息传递缺乏连贯性与交互性,在外部环境与需求快速变化的情境下不利于企业战略行为的动态调整。此外,消费者等市场主体传递的信息较为零散、多样且缺乏有效的交互渠道,这不仅增大了企业收集与整合信息的难度,也提高了企业验证信息真实性的成本。因此,迫切需要在信息更新速度快、数量庞大、收集难度低、真实性高且具有信息交互性的情境下验证利益相关者信息传递对企业ESG战略变革的影响。
2010年1月和2013年7月,深交所和上交所相继推出了“互动易”和“e互动”平台(以下简称“两类平台”),目的在于为上市公司与投资者搭建一个规范、直接的交流互动渠道。2021年4月,深交所发布的《上市公司2020年投资者关系管理状况调查报告》显示,2020年使用“互动易”平台与投资者沟通的上市公司比例高达97%。与股吧论坛等社交媒体相比,两类平台中投资者信息传递的质量更高(蔡贵龙等,2022),已成为企业与投资者交流的重要窗口。此外,截至2020年6月,中国A股投资者数量已达1.67亿,他们不仅是资本市场的投资主体,也是消费市场的重要组成部分。两类平台的构建、人口基数的支撑以及身份特征的融合等因素已使投资者信息传递对企业ESG战略变革具有外部监管倒逼和市场主体驱动的双重作用。
从时效性来看,两类平台每日都有投资者与上市公司进行互动,能够及时反映投资者的诉求和市场动向。从绝对数量来看,即使剔除部分无效信息,上百万条信息也足以表明投资者所传递信息的丰富程度。从便易程度来看,两类平台有助于企业收集保留投资者的互动记录,企业每日安排董秘负责平台的维护和信息整理,能够较好地对信息进行归类和反馈,从而提升信息传递的有效性。从真实性来看,投资者与企业的利益紧密相连,他们传递虚假信息影响企业战略决策的动机较小,与繁杂的市场信息相比,其真实性较高(Du等,2023)。从交互特征来看,两类平台能够有效克服以往信息单向传递的弊端,通过互动反馈等方式加强企业与投资者之间的联系,投资者传递的信息具有较强的交互性和动态连续性。值得注意的是,两类平台上投资者传递的信息种类繁多,可能导致企业出现信息过载的情况,从而减小信息传递对企业战略变革的影响。因此,投资者所传递的信息种类只有反复多次出现,才可能获得企业比较积极的反馈。以往研究通过两类平台承载的信息总量来分析投资者信息传递产生的经济后果时存在信息噪音,更精准地测度信息类型以验证投资者信息传递对企业战略变革的影响显得十分必要。
《中国责任投资年度报告2021》指出,我国个人投资者开展责任投资的主要驱动力源于价值观因素,而降低投资风险的驱动力占比有所降低。在此背景下,投资者通过各种渠道向企业传递与ESG等相关信息的可能性增大。两类平台的数据支撑与投资者驱动因素的变化为研究投资者ESG信息传递对企业ESG表现奠定了基础,但现有研究中缺乏对投资者ESG信息传递的直接衡量方法。参考袁淳等(2021)的研究思路,本文在收集投资者与上市公司信息交互数据的基础上,手工整理了与ESG战略相关的21份国家政策文件的语义表述,运用文本分析法构建了一个较为全面的ESG词典,并将其与两类平台投资者传递的信息进行匹配,得到一个能够清晰反映投资者ESG信息传递的指标,随后利用该指标检验了投资者ESG信息传递对企业ESG变革的影响及其机制。研究发现,投资者ESG信息传递能够显著提升企业的ESG表现。机制检验发现,降低企业的信息不对称程度、促使企业聘任更多具有环保背景的高管以及降低企业第二类代理成本,是投资者ESG信息传递提升企业ESG表现的重要途径。分位数回归结果显示,当企业的ESG表现处于相对较低水平时,投资者ESG信息传递对企业ESG表现的正向影响更强,而对于ESG表现相对较好的企业,其提升空间则较小。投资者ESG信息传递发挥了更好的“督促效应”,并未产生明显的“马太效应”。分类检验表明,投资者ESG信息传递对企业的环境、社会和治理均有显著的积极影响,但效果呈现依次递减的特征。进一步研究发现,投资者ESG信息传递对企业ESG表现的正向作用在注册用户占比较高、信息传递正面语调占比较高、信息传递专业程度较高以及信息回复专业程度较低时更加明显。
本文的研究贡献体现在:第一,现有研究从多重视角探讨了外部监管主体和市场主体对企业ESG表现可能产生的促进作用,也对投资者创新关注与企业创新之间的关系进行了剖析(潘红波和杨海霞,2022),但尚未将同时作为监管主体和市场主体的投资者与企业ESG表现纳入统一的分析框架中,未能阐明投资者信息传递对企业绿色治理可能产生的作用。本文为探究提升企业ESG表现的作用机理提供了新的视角,也为进一步认识投资者信息传递的作用、推动投资者参与企业ESG实践提供了新的研究路径与参考依据。第二,现有研究结合两类平台的数据,分析了投资者信息传递对企业行为的影响(丁慧等,2018),但大多采用投资者对企业传递信息的总量作为实证分析的基础,难以精确衡量投资者对特定项目的信息传递对企业特定战略行为的影响,所得结论可能因信息噪音而产生偏差。本文在构建ESG词典的基础上,将文本信息与投资者传递的信息进行匹配分析,所得结论更加准确且更具针对性,能够较好地剖析投资者信息传递对企业战略行为的具体作用。第三,现有研究虽考察了相关利益主体影响企业ESG表现的机理,但尚未充分探讨企业在面对利益相关主体诉求时的回应策略。本文探讨了利益相关者驱动下企业ESG投资策略的差异,为监管机构优化监督措施、保护投资者权益提供了参考依据。此外,本文发现单一利益主体信息传递对企业战略行为转变的推动作用可能存在局限,这对政府部门进一步优化相关机制设计、完善投资者ESG信息传递的配套措施,共同推动企业提高ESG表现以促进经济高质量发展具有借鉴价值。
二、文献综述与研究假设
(一)文献综述
自两类平台建立以来,投资者信息传递对企业产生的影响备受关注。现有文献以资本市场为切入点,基于平台信息传递优势和投资者身份特征,利用两类平台投资者与上市公司互动的信息总量,不仅从股票收益的角度探讨了投资者信息传递与企业股价崩盘风险(丁慧等,2018)、股票市场定价效率(卞世博等,2022)、股价同步性(Guo等,2022)、股票收益率(田金方等,2020)、意外盈余(孟庆斌等,2020)以及股票价值(王磊和孔东民,2014;Lee和Zhong,2022)等方面可能存在的关系,还分析了投资者信息传递对权益资本成本(蔡贵龙等,2022)、融资约束(高敬忠等,2021)以及资本市场效率(张倩倩等,2023)等方面产生的正向影响。这些研究表明投资者信息传递在缓解信息不对称、提高公司股价信息含量以及维护市场稳定等方面具有积极影响,为发挥投资者信息传递的作用、促进我国资本市场健康发展提供了理论支持。然而,上述文献侧重于资本市场对投资者信息传递的反映,未能较好地体现投资者信息传递对企业内部战略行为的影响。近年来,部分文献基于公司治理的视角分析了投资者信息传递所具有的治理效应,发现投资者信息传递不仅能降低企业形成负面传闻的概率(阮宏飞等,2022),还能有效减弱信息传染效应,抑制企业的盈余管理(张淑惠和陈珂莹,2020),提升企业的治理水平。此外,也有学者探究了投资者信息传递对企业创新和资本结构决策(Du等,2023)的促进作用,从企业内部战略行为角度丰富了投资者信息传递效应的研究。
利益相关者理论指出,利益相关主体的价值认同已成为企业获取竞争优势、维持长远发展的关键因素。随着社会对低碳生活的宣传推广以及责任意识的兴起,消费者和投资者等诸多利益主体的诉求逐渐成为企业提升ESG表现的重要驱动力(Avramov等,2022)。从消费者角度来看,《南方周末》联合“新零售智库”于2021年5月发布的《2021年商场绿色消费报告》显示,中国超过60%的消费者知晓“绿色消费”概念,其中作为消费市场重要主体的00后和90后,其绿色消费认知度最高,分别达到了79%和70%,消费者更倾向于支持具有社会责任感的产品。消费者消费观念的转型在一定程度上也反映了其消费偏好的转变,从而影响其对产品的选择。由于企业积极践行ESG理念对公众具有显著的正外部性,消费者会将企业的ESG表现纳入评价企业产品优劣的框架,并据此决定消费策略(del Mar García-De Los Salmones和Pérez,2018),从而促使企业追求更优的ESG表现以获取更大的市场份额。从投资者角度来看,Pedersen等(2020)研究发现,投资者更倾向于投资环保绩效表现良好的企业。可见,ESG投资管理在我国已取得较大进展,投资者未来将通过资金分配进一步影响企业的行为决策。
综上分析,从资本市场和企业内部的双重视角探讨投资者信息传递的作用已较为全面,但现有研究较少涉及投资者信息传递关注具体问题所产生的经济后果。具体而言,仅依据两类平台信息传递的总量来分析投资者信息传递对资本市场或企业战略决策的影响,容易忽视投资者群体对企业的某一战略行为的特定诉求。实际上,某一类信息被投资者多次传递给董秘时,可能会更快地引起企业董事或高管的重视,从而使其加速对这方面的布局和规划,赢得资本市场和投资者的认可。因此,有必要精细化测量投资者信息传递的类型,并在此基础上深入探讨其对企业可能产生的影响,以丰富有关投资者信息传递经济后果的研究。此外,尽管现有研究从利益相关者角度分析了投资者对企业ESG表现的作用(雷雷等,2023),但大多基于机构投资者的视角,未能较好地捕捉散户投资者绿色治理意识的兴起与发展对企业ESG表现的促进作用,忽略了投资者信息传递对企业ESG表现的潜在影响。作为消费市场与资本市场的重要组成部分,投资者信息传递的微观作用仍需进一步深入探讨。
(二)理论分析与研究假设
投资者ESG信息传递会对企业ESG表现产生直接和有力的促进作用。具体而言,投资者ESG信息传递会产生信息效应,缓解投资者与公司之间的信息不对称,从而倒逼企业提升ESG表现。一方面,根据信息不对称理论,中小投资者通常处于信息劣势地位。在ESG信息传递过程中,投资者可能会通过询问或质疑等方式要求企业提高信息披露水平和质量,以获取更具价值的投资信息,从而倒逼企业通过提升ESG信息披露水平来降低信息不对称程度(赵杨等,2023)。信息不对称程度的降低意味着企业的ESG表现将受到投资者更广泛的关注,促使企业提升ESG表现以维护良好的社会形象(金亮等,2023)。另一方面,投资者通过两类平台向企业传递更多ESG信息意味着投资者在敦促企业加大这方面的投入,以符合投资者的价值取向。根据利益相关者理论,如果诉求无法得到及时满足,则投资者可能会选择投资其他企业,引发企业股价波动风险(王超等,2022),从而倒逼企业通过提升ESG表现来赢得投资者的长期支持。
投资者ESG信息传递还能使企业认识到满足投资者ESG信息需求及提升ESG表现的重要性。这会使企业更加注重环保责任和可持续发展承诺的履行,聘任具有环保背景的高管,加速构建ESG管理体系,从而提升自身ESG表现。一方面,投资者可能会将其关注的特定ESG信息传递给企业,并期望得到专业的回复。例如,询问企业某项环保规划的具体细则或某项工程导致的污染程度等问题,这需要具备专业知识背景的高管参与董秘的回复工作,以确保回复的准确性。具体而言,环保背景高管是指在企业高管团队中曾从事与环保相关的工作,如在政府环保部门或环保协会担任职务,曾参与相关环保项目、取得环保相关学位证书或专利技术的人员。这类高管对环境等问题比较熟悉(李毅等,2023),他们的参与能够准确地回应投资者对ESG信息传递的需求。另一方面,投资者传递的ESG信息数量增加,在缓解信息不对称的同时,也使企业感受到提升ESG表现的紧迫性。为了满足投资者的绿色投资诉求并提升ESG表现,企业可能会聘任具有环保背景的高管来完善ESG管理体系。环保背景高管可能会将其环保经验融入企业的ESG战略决策中(王辉等,2022),将企业的资源和注意力更多地转向绿色治理领域,从而加快企业提升ESG表现的进程(李毅等,2023)。此外,环保背景高管的增加可能会使企业管理层更深刻地理解投资者的ESG要求和期望,提升高管的绿色投资意识,并通过内在驱动机制激发他们追求更优ESG表现的责任感和使命感,加大对环境方面的投入,从而提升企业ESG表现。
此外,投资者向企业传递的ESG信息包含曝光和批评内容,这可能形成外部监督机制,产生一定的治理效应,推动企业提升ESG表现。具体而言,投资者可能通过ESG信息传递在互动平台曝光企业在减排指标、劳工权益保障以及商业贿赂等方面的违规或舞弊问题,也可能根据企业在温室气体减排、再生能源利用以及社区投资等方面的不佳表现批评企业ESG表现提升缓慢(Hanson等,2017)。投资者ESG信息传递反映投资者利益诉求,当个体投资者诉求汇聚成群体诉求时,负面ESG信息传递会给企业管理层带来较大的监督和舆论压力,促使企业重视投资者反馈,加大对环境等方面的投资,从而提升企业短期ESG表现。从长期来看,当认识到ESG投资是长期行为时,企业可能会构建相应制度体系,合理规划ESG投资的时间和力度。完善规范的ESG管理制度对企业管理层ESG投资行为兼具约束与激励作用,能够有效减少无序低效投资(谢雄标等,2015)和大股东占款行为,从而提升企业ESG表现。
根据上述分析,本文提出以下假设:投资者ESG信息传递能够促进企业提升ESG表现。
三、研究设计
(一)样本选择与数据来源
考虑到2010年“互动易”刚开通时投资者通过平台传递的有效信息较少,以及2008年国际金融危机影响的滞后性(李金昌等,2023),同时为了避免新冠疫情可能产生的影响,本文选取2011—2019年A股上市公司作为研究样本,并按照以下规则对数据进行处理:(1)剔除金融保险类样本;(2)剔除ST和*ST样本;(3)剔除主要变量数据缺失的样本;(4)剔除上市未满三年的样本;(5)剔除部分数据异常的样本(资产负债率大于1或小于0)。本文对连续变量进行了上下1%的缩尾处理。经过上述筛选,本文最终得到3 274家上市公司共19 953个有效观测值。投资者ESG信息传递数据来自CNRDS数据库并通过Python整理得到,企业ESG表现数据来自Wind数据库,其他数据来自CSMAR数据库。
(二)变量定义
1. 被解释变量:企业ESG表现。本文选取华证ESG指数作为企业ESG表现的衡量指标(ESG)。同时,参考潘海英等(2022)的研究,本文选取彭博ESG指数(ESG1)作为替代指标。
2. 解释变量:投资者ESG信息传递。本文借鉴袁淳等(2021)的研究,借助有关ESG表现的国家政策的语义表述,运用机器学习中的文本分析方法构建了一个较为完备的ESG词典,并将该词典与投资者传递的信息进行匹配,从而得出准确的投资者ESG信息传递指标。投资者ESG信息传递变量的构建步骤如下:首先,选取涵盖环境、社会和治理三个维度的21份主要政策文件,
3. 控制变量。参考丁慧等(2018)以及蔡贵龙等(2022)的研究,本文选取企业规模(Size)、资产负债率(Lev)、企业年龄(Age)、资产回报率(ROA)、营业收入增长率(Growth)、董事会规模(Board)、股权制衡度(Balance)、机构持股者比例(INST)、是否国有企业(SOE)以及是否由“四大”事务所审计(Big4)作为控制变量。此外,本文还控制了分析师关注度(Analyst)和媒体关注度(Media)这两类信息环境变量。本文变量定义见表1。
| 变量类型 | 变量名称 | 变量符号 | 变量定义 |
| 被解释变量 | 企业ESG表现 | ESG | 华证ESG指数,取值为1—9 |
| 解释变量 | 投资者ESG信息传递 | INESGQ | 投资者ESG信息传递数量加1后取自然对数 |
| INESGR | 企业ESG信息回复数量加1后取自然对数 | ||
| 控制变量 | 企业规模 | Size | 企业总资产取自然对数 |
| 资产负债率 | Lev | 总负债除以总资产 | |
| 企业年龄 | Age | 公司成立年限 | |
| 资产回报率 | ROA | 净利润除以平均资产总额 | |
| 营业收入增长率 | Growth | (当年营业收入−上年营业收入)/上年营业收入 | |
| 董事会规模 | Board | 董事会人数取自然对数 | |
| 股权制衡度 | Balance | 第二大股东持股比例除以第一大股东持股比例 | |
| 机构持股者比例 | INST | 机构投资者持股总数除以流通股本 | |
| 是否国有企业 | SOE | 国有企业取值为1,否则为0 | |
| 是否由“四大”事务所审计 | Big4 | 企业由“四大”事务所审计取值为1,否则为0 | |
| 分析师关注度 | Analyst | 分析师关注人数加1后取自然对数 | |
| 媒体关注度 | Media | 企业相关的新闻报道标题总数加1后取自然对数 |
(三)模型构建
本文构建以下回归模型来检验投资者ESG信息传递对企业ESG表现的影响:
| $ ES {G_i}_t = {\alpha _0} + {\alpha _1}INES G{Q_i}_t + {\alpha _i}Control{s_i}_t + {\gamma _t} + {\varphi _i} + {\varepsilon _i}_t $ | (1) |
| $ ES {G_i}_t = {\beta _0} + {\beta _1}INES G{R_i}_t + {\beta _i}Control{s_i}_t + {\gamma _t} + {\varphi _i} + {\varepsilon _i}_t $ | (2) |
其中,
四、实证结果分析
(一)基准回归分析
表2展示了投资者ESG信息传递对企业ESG表现的基准回归结果。从中可以看到,在控制年份和企业固定效应的情况下,当未加入控制变量时,INESGQ和INESGR的系数分别为0.036和0.035,且均在1%的水平上显著;在加入控制变量后,这两个变量的显著性水平未发生变化,表明投资者ESG信息传递能够有效推动企业提升ESG表现。上述结果验证了本文的研究假设,即投资者ESG信息传递能够有效提高企业的ESG表现,投资者特定类型的信息传递对企业特定的战略行为具有促进作用。
| (1) | (2) | (3) | (4) | |
| ESG | ESG | ESG | ESG | |
| INESGQ | 0.036***(4.44) | 0.026***(3.24) | ||
| INESGR | 0.035***(4.53) | 0.025***(3.33) | ||
| Constant | 4.181***(158.06) | 1.227*(1.73) | 4.187***(161.73) | 1.217*(1.71) |
| 控制变量 | 未控制 | 控制 | 未控制 | 控制 |
| 企业和年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | ||||
| R2 | 0.025 | 0.061 | 0.025 | 0.061 |
| 注:***、**和*分别表示在1% 、5%和10%的水平上显著,括号内为稳健t值,下表同。 | ||||
(二)稳健性检验
1. 替换被解释变量和解释变量。对于被解释变量,本文采用彭博ESG指数(ESG1)来替换华证ESG指数(ESG)。对于解释变量,本文将其替换为投资者ESG信息传递比例(Q_Ratio)和投资者ESG信息回复比例(R_Ratio),即投资者ESG信息传递总数在投资者信息传递总量中的占比和投资者ESG信息回复总数在信息回复总量中的占比;此外,本文还采用ESG信息传递总字数(Q_Total)和ESG信息回复总字数(R_Total)的自然对数作为投资者ESG信息传递的衡量指标。在替换变量后,本文结论依然成立。
2. 倾向得分匹配、滞后一期解释变量与Heckman两阶段检验。为了缓解可能存在的样本选择偏误和遗漏变量所导致的内生性问题,本文采用倾向得分匹配、滞后一期解释变量以及Heckman两阶段方法进行稳健性检验。第一,本文根据核心解释变量的中位数将样本分为投资者ESG信息传递的高分组和低分组,按1∶1近邻匹配对样本进行倾向得分匹配,并利用匹配样本重新进行回归。第二,鉴于从投资者ESG信息传递到企业战略决策可能存在一定的时间滞后性,本文对解释变量进行滞后一期处理后重新进行回归。第三,本文参考李颖等(2023)的研究,以投资者ESG信息传递比例、回复比例的均值为界限,构建虚拟变量Q_Ratio-M和R_Ratio-M,将企业投资者ESG信息传递的行业年度均值作为外生解释变量进行Heckman两阶段检验。经过上述检验,本文结论依然成立。
3. 工具变量法。为了进一步缓解模型可能存在的内生性问题,本文参考肖土盛等(2022)的研究,选取各省份1984年的固定电话数,以上一年全国互联网用户数与1984年各省份每万人电话数构建交互项,该交互项反映省份互联网技术发展程度(Internet),将其作为投资者ESG信息传递的工具变量,其数值越大表示互联网技术发展越成熟。由于投资者更关注其所在地公司(蔡贵龙等,2022),一个地区的互联网技术越发达,投资者通过两类平台进行ESG信息传递的可能性就越大,而一个地区的互联网技术发展程度不会直接影响单个企业的ESG表现,由此满足相关性和外生性要求。此外,本文还采用《中国统计年鉴》披露的各省份森林火灾伤亡人数作为工具变量。具体而言,森林火灾所引发的伤亡常被媒体报道而引发广泛社会讨论,这在一定程度上能够提高投资者对社会和环境的关注度,从而影响投资者ESG信息传递数量。Nazareno和Laurance(2020)研究发现,面对乱砍滥伐情况,投资者对亚马逊森林状况的关注度极高,这表明类似森林破坏、砍伐、火灾等引发的后果能吸引投资者关注,从而满足与核心解释变量相关的要求。而森林属于公共资源,上市公司很少会直接对森林火灾引发的经济后果负责。根据《中国统计年鉴》数据,森林火灾引发的事故常年发生,上市公司很难因某一年森林火灾伤亡人数增减而频繁改变经营策略,因而该变量符合外生性要求。在采用两阶段工具变量方法回归后,本文结论依然成立。
五、作用机制分析
根据上文理论分析,投资者ESG信息传递可以通过发挥信息效应、驱动效应和治理效应对企业ESG表现产生影响。因此,本文将围绕上述逻辑检验投资者ESG信息传递与企业ESG表现之间可能存在的作用机制。
(一)信息效应:缓解信息不对称
为了检验信息效应是否成立,本文考察了投资者ESG信息传递能否降低企业的信息不对称程度,从而提升企业ESG表现。具体而言,参考于蔚等(2012)的研究,本文采用个股交易资料来衡量证券市场上非知情交易者与知情交易者关于企业价值信息的不对称程度(ASY),以此作为企业信息不对称的代理变量。从表3中可以看到,投资者ESG信息传递显著降低了企业的信息不对称程度,信息不对称程度在投资者ESG信息传递与企业ESG表现之间发挥了部分中介效应。
| (1) | (2) | (3) | (4) | |
| ASY | ESG | ASY | ESG | |
| INESGQ | −0.031***(−8.76) | 0.024***(3.05) | ||
| INESGR | −0.024***(−7.35) | 0.024***(3.17) | ||
| ASY | −0.049**(−1.98) | −0.050**(−2.01) | ||
| Constant | 4.659***(18.02) | 1.454**(2.04) | 4.664***(17.99) | 1.449**(2.03) |
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 企业和年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | ||||
| R2 | 0.494 | 0.061 | 0.493 | 0.061 |
| Sobel检验Z值 | 2.64 | 2.66 | ||
(二)驱动效应:增加环保背景高管的聘任
参考王辉等(2022)的研究,本文以环保背景高管总数与高管总数的比值来衡量企业的环保背景高管比例(Executive)。高管环保背景的原始数据来自新浪财经网站公布的个人简历信息,如果个人简历中包含“环境”“环保”“新能源”“清洁能源”“生态”“低碳”“可持续”“节能”“绿色”等关键词,则认为高管具有环保背景。表4结果表明,环保背景高管比例在投资者ESG信息传递与企业ESG表现之间发挥了部分中介效应。
| (1) | (2) | (3) | (4) | |
| Executive | ESG | Executive | ESG | |
| INESGQ | 0.002**(2.56) | 0.025***(3.19) | ||
| INESGR | 0.003***(2.72) | 0.025***(3.28) | ||
| Executive | 0.187**(2.15) | 0.186**(2.14) | ||
| Constant | −0.115(−1.38) | 1.248*(1.76) | −0.116(−1.39) | 1.239*(1.74) |
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 企业和年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | ||||
| R2 | 0.024 | 0.061 | 0.024 | 0.061 |
| Sobel检验Z值 | 2.19 | 2.24 | ||
(三)治理效应:降低两类代理成本
参考陈文哲等(2021)以及王洋洋等(2023)的研究,本文使用经营费用(销售费用与管理费用之和)与营业收入之比来衡量第一类代理问题(AC1),使用其他应收款与总资产之比来衡量第二类代理问题(AC2)。从表5中可以看到,投资者ESG信息传递未能有效降低第一类代理成本,但对第二类代理问题起到了较好的抑制作用,第二类代理问题在投资者ESG信息传递与企业ESG表现之间发挥了部分中介效应。这可能是因为:投资者ESG信息传递有助于企业设计更契合中小股东期望的激励机制与薪酬体系,这能够缓解大股东与中小股东之间的利益摩擦,但并不意味着投资者获得了直接监督企业管理层的机会或手段(李文贵和路军,2022);此外,管理层的管理理念可能仍以股东利益最大化为导向,未能积极向股东福利最大化转变。
| (1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | (7) | (8) | |
| AC1 | ESG | AC1 | ESG | AC2 | ESG | AC2 | ESG | |
| INESGQ | 0.001 | 0.026*** | −0.046** | 0.025*** | ||||
| (1.28) | (3.28) | (−1.98) | (3.16) | |||||
| INESGR | 0.001 | 0.025*** | −0.048** | 0.024*** | ||||
| (1.10) | (3.37) | (−2.18) | (3.24) | |||||
| AC1 | −0.238** | −0.238** | ||||||
| (−2.28) | (−2.28) | |||||||
| AC2 | −0.018*** | −0.018*** | ||||||
| (−5.39) | (−5.38) | |||||||
| Constant | 0.516*** | 1.350* | 0.515*** | 1.340* | 14.148*** | 1.482** | 14.168*** | 1.472** |
| (6.18) | (1.90) | (6.18) | (1.89) | (5.60) | (2.09) | (5.60) | (2.07) | |
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 企业和年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | ||||||||
| R2 | 0.133 | 0.061 | 0.133 | 0.061 | 0.076 | 0.064 | 0.076 | 0.064 |
| Sobel检验Z值 | −1.54 | −1.40 | 2.26 | 2.46 | ||||
六、进一步研究
鉴于当前上市公司的信息传递情况及ESG表现存在较大差异,本文将围绕企业的特征及ESG表现的不同,剖析投资者ESG信息传递对企业ESG表现可能存在的差异性影响。
(一)分位数回归
为了分析投资者ESG信息传递对不同ESG表现企业可能存在的差异性影响,本文对基准模型进行了面板分位数回归。借鉴江新峰和李四海(2019)的研究,本文将分位数设定为20%、40%、60%、80%四种。结果显示,随着企业ESG表现的逐步提升,投资者ESG信息传递对企业ESG表现的促进作用呈现先上升后下降的趋势。总体而言,投资者ESG信息传递对ESG表现一般企业的“督促效应”更加明显,而对ESG表现较差和较好企业的提升效果有限,并未呈现“马太效应”。这可能是因为:ESG表现较差的企业对投资者的意见不够重视,导致投资者所传递的ESG信息发挥的效果有限;企业ESG表现达到一定程度后,企业已充分享受到资本市场带来的资源,可能缺乏进一步提升ESG表现的动力,也可能是因为进一步提升ESG表现的边际成本较高,企业高管为平衡ESG的经济效益和社会效益而做出了保守决策。
(二)分类回归
由于企业资源有限,在面对投资者ESG信息传递时,企业可能难以将有限的资源均衡分配到各个领域。为了探究企业在面对投资者ESG信息传递时可能存在的差异化投资策略,本文将企业ESG表现分为环境(E)、社会(S)和治理(G)三个维度分别进行了回归分析。结果显示,投资者ESG信息传递对企业E、S和G的提升作用均较为显著,但呈现依次减弱的态势。这可能是中国近年来推行绿色金融政策所产生的效果,即企业在满足合规要求的同时为了兼顾社会规范,可能倾向于加大对环境方面的投入;此外,鉴于环境和社会投资相对显性,能够更好地回应投资者诉求,企业可能更倾向于进行环境和社会投资,而非企业内部相对隐性的投资。
(三)异质性分析
1. 用户类型异质性。在两类平台中,注册用户必须遵守相应的管理规则和用户协议,否则将面临账号被处罚或注销的风险;而浏览用户无需承担法律责任,也不会受到平台的相应处罚。此外,与浏览用户相比,注册用户通常对企业信息更感兴趣,关注程度和了解程度也更高,能够根据企业特点和文化特征提供更具针对性和价值的反馈与评论。因此,当投资者更倾向于注册账号发布信息时,其传递的信息可能会对企业高管形成更加重要的监督或治理效应。
本文依据用户类型将投资者分为注册型投资者和浏览型投资者,并按照两类主体数量比例的均值将样本分为以注册型投资者为主(Registered)和以浏览型投资者为主(Browse)两组。从表6中列(1)至列(4)可以看到,INESGQ和INESGR的系数在注册型投资者组中均在10%的水平上显著,而在浏览型投资者组中不显著。这表明与浏览型投资者相比,注册型投资者的ESG信息传递对企业ESG表现的提升作用更加显著。
| (1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | (7) | (8) | |
| Registered | Browse | Registered | Browse | Positive | Negative | Positive | Negative | |
| INESGQ | 0.018* | 0.019 | 0.028** | 0.021** | ||||
| (1.83) | (1.39) | (2.10) | (2.06) | |||||
| INESGR | 0.018* | 0.021 | 0.034*** | 0.018* | ||||
| (1.88) | (1.62) | (2.59) | (1.87) | |||||
| Constant | 0.578 | 1.707 | 0.564 | 1.696 | 2.495*** | 0.257 | 2.490*** | 0.248 |
| (0.68) | (1.38) | (0.67) | (1.37) | (2.67) | (0.27) | (2.67) | (0.26) | |
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 企业和年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | ||||||||
| R2 | 0.070 | 0.065 | 0.070 | 0.065 | 0.059 | 0.056 | 0.059 | 0.056 |
| Chow检验p值 | 0.000 | 0.000 | 0.000 | 0.000 | ||||
2. 信息传递语调异质性。与批评与否定的负面语调信息相比,投资者的正面语调信息更能增强管理者开展ESG投资的信心与主动性。在资本市场对ESG作用尚未形成共识的背景下,正面语调信息更易激发管理层推进ESG变革的动力。此外,批评与责难等负面语调信息可能引发管理层的情绪化反应,促使其采取防卫性措施,从而削弱投资者ESG信息传递对企业ESG表现的提升作用。因此,投资者ESG信息传递对正面语调信息占比较高企业的ESG表现可能产生更加显著的提升作用。
本文参考曾庆生等(2018)的研究,在Loughran和McDonald(2011)提供的金融情感英文词汇列表基础上,结合有道词典和金山词霸对其词典中的英文词汇进行翻译,筛选保留与中文情感最匹配的词汇,最终形成包含2 080个消极词、1 076个积极词的词汇列表。本文对投资者传递的ESG信息开展语调分析,汇总每条信息的积极词汇与消极词汇,并依据“(积极词汇数−消极词汇数)/总词汇数”来计算每条信息的语调值,语调值越大表明信息内容越积极。进一步地,本文按年份计算各上市公司的语调均值,根据样本总体的语调均值将样本公司分为投资者ESG信息传递正面语调占比高(Positive)和负面语调占比高(Negative)两组。从表6中列(5)至列(8)可以看到,无论发挥激励还是监督作用,投资者ESG信息传递均能提升企业ESG表现;而投资者ESG信息传递在正面语调占比高组的系数更大,对企业提升ESG表现的促进作用更加显著。
3. 信息传递与回复专业程度异质性。在ESG信息传递的过程中,投资者作为信息提供方,使用专业词汇能够体现其传递信息的专业性,有助于其ESG信息获得管理层重视,从而对企业的ESG战略行为形成压力。此外,投资者在传递ESG信息时使用专业词汇能够减少信息遗漏或误导的可能性,便于企业准确理解投资者表达的观点。因此,投资者在ESG信息传递过程中使用较多的专业词汇可能促使企业管理层更加重视投资者的判断能力和信息质量,从而增强投资者ESG信息传递对企业ESG表现的提升作用。
与投资者的专业性信息传递不同,企业作为投资者ESG信息传递的回复方,如果使用过多专业词汇,则可能使投资者对企业产生敷衍或回避的刻板印象,不利于投资者与企业间的互动互信及投资者ESG信息传递的持续性。此外,如果回复中包含过多专业词汇,则可能增加投资者理解企业核心观点的难度,影响企业信息回复的可读性与影响力,甚至可能被投资者解读为企业刻意迷惑投资者或掩盖自身不足的手段。
由于目前缺乏统一标准来衡量投资者所传递ESG信息内容的专业性,本文从形式维度测度投资者ESG信息传递的专业程度。具体而言,如果投资者传递的ESG信息中含有较高比例的专业会计词汇,则可能增强企业管理层对其判断能力的重视程度,这在一定程度上反映了投资者ESG信息传递的专业性。因此,本文首先基于每千字提问内容包含的专业财务会计词汇数量,测算了每个投资者传递(每个企业回复)ESG信息的专业程度。随后,根据投资者传递(企业回复)ESG信息专业程度的均值,将样本企业分为信息传递(回复)专业程度高(Q-Professional、R-Professional)与专业程度低(Q-Plain、R-Plain)两组。从表7中列(1)至列(4)可以看到,投资者ESG信息传递的专业程度越高,其对企业ESG表现的提升作用越显著。从列(5)至列(8)可以看到,企业回复投资者的专业程度越高,反而越不利于发挥投资者ESG信息传递的正向作用。可见,企业在回复投资者信息时应适度减少专业性词汇的使用,与投资者建立有效沟通机制,以更好满足投资者需求。
| (1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | (7) | (8) | |
| Q-Professional | Q-Plain | Q-Professional | Q-Plain | R-Professional | R-Plain | R-Professional | R-Plain | |
| INESGQ | 0.036*** | 0.028** | 0.018 | 0.036*** | ||||
| (2.99) | (2.50) | (1.38) | (3.42) | |||||
| INESGR | 0.033*** | 0.027** | 0.016 | 0.035*** | ||||
| (2.77) | (2.54) | (1.22) | (3.46) | |||||
| Constant | 0.719 | 1.260 | 0.709 | 1.252 | 1.151 | 1.840** | 1.152 | 1.818** |
| (0.77) | (1.34) | (0.76) | (1.33) | (1.08) | (2.01) | (1.08) | (1.98) | |
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 企业和年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | ||||||||
| R2 | 0.058 | 0.071 | 0.058 | 0.071 | 0.073 | 0.056 | 0.073 | 0.056 |
| Chow检验p值 | 0.045 | 0.082 | 0.134 | 0.076 | ||||
七、结论与政策建议
作为我国资本市场的重要参与者与企业治理主体,投资者的信息传递已成为推动企业高管调整资源配置策略、响应投资者需求的关键因素。两类平台的构建为研究投资者利益诉求对企业战略变革的影响提供了重要契机。与现有文献聚焦投资者信息传递总量对企业行为的影响不同,本文基于特定利益诉求,在构建ESG词典的基础上,系统考察了投资者ESG信息传递对企业ESG表现的影响及其机制,并结合信息传递特征与企业特征差异,探讨了其对企业ESG表现的异质性影响。研究发现:第一,投资者ESG信息传递是促进企业提升ESG表现的关键因素;第二,投资者ESG信息传递可通过降低信息不对称程度、促使企业聘任更多环保背景高管以及抑制第二类代理问题等路径来提升企业ESG表现;第三,投资者ESG信息传递对ESG表现一般的企业产生了显著的“督促效应”,但对ESG表现较好的企业未呈现“马太效应”;第四,企业在响应投资者ESG诉求时更倾向于将资源配置在外部显性的环境(E)和社会(S)领域,而对内部隐性治理(G)领域的投入相对不足;第五,当注册用户占比高、信息传递正面语调占比高、信息传递专业程度高以及信息回复专业程度低时,投资者ESG信息传递对企业ESG表现的提升作用更加显著。
根据上述研究结论,本文提出以下政策建议:
第一,监管机构应持续优化两类信息平台建设,健全配套法规体系,推动企业切实重视投资者信息传递。当前我国投资者规模庞大,依托新媒体与数字技术赋能,投资者信息传递已经成为驱动企业战略转型的重要力量。然而,部分企业仍存在漠视中小投资者权益的现象,具体表现为回复延迟、敷衍应付甚至拒不回应等问题。充分释放中小投资者的信息效应、驱动效应与治理效能,对优化企业资源配置、提升资本市场运行效率具有重要意义。为此,监管机构亟需完善法律法规框架,规范平台运营机制,通过实施强制性信息披露制度、开展常态化抽查监管等措施,督促企业积极履行投资者诉求回应义务,切实保障投资者合法权益。
第二,监管机构应持续强化对企业内部治理水平的审查与监督效能,引导企业加大隐性治理层面的投入力度。尽管投资者ESG信息传递能有效改善企业ESG表现,但其促进作用主要集中在环境和社会等显性维度,在内部治理等隐性领域的改善效果相对有限。因此,在提升企业ESG表现的过程中,既需要投资者推动企业在环境和社会领域增加投入,更需监管机构强化对企业内部治理的监督力度,破除企业在责任投资中面临的内部治理壁垒;此外,应注重政策审查监督与投资者ESG信息传递的协同效应,通过发挥协同优势构建资本市场自主监督体系。
第三,两类平台应持续强化投资者正向引导,倡导投资者依托平台优势理性表达诉求。作为投资者传递信息和维护权益的重要渠道,两类平台不仅为企业战略转型和投资者关系管理提供了技术支撑,更应积极培育投资者理性表达理念,督促上市公司及时关注平台信息、回应投资者关切,促进投资者与上市公司的高效互动。同时,平台方可通过制定意见模板、交流指引等方式,规范信息传递的格式、篇幅与核心要素,引导投资者聚焦关键问题,提出清晰、简明且具有建设性的意见,减少无效信息对企业战略决策的干扰,助力上市公司精准把握投资者诉求并做出针对性反馈。
第四,政府应持续完善政策体系,强化对企业ESG表现的引导,与投资者信息传递形成政策合力,提升我国企业绿色治理效能。尽管投资者ESG信息传递能有效改善企业ESG表现,但其对ESG表现较优企业的促进作用存在边际递减效应。为此,政府亟需通过健全ESG信息披露制度等举措,推动企业提升ESG表现,充分释放绿色治理红利;同时,应强化对企业ESG建设的精准激励,通过优化绿色金融政策体系,为ESG表现优异的企业提供融资便利,激发企业ESG管理内生动力,加速行业绿色转型进程,助力经济高质量发展。
| [1] | 卞世博, 陈曜, 汪训孝. 高质量的互动可以提高股票市场定价效率吗? ——基于“上证e互动”的研究[J]. 经济学(季刊), 2022(3): 749–772. |
| [2] | 蔡贵龙, 张亚楠, 徐悦, 等. 投资者—上市公司互动与资本市场资源配置效率——基于权益资本成本的经验证据[J]. 管理世界, 2022(8): 199–216. |
| [3] | 陈文哲, 石宁, 梁琪. 可转债能促进企业创新吗? ——基于资本市场再融资方式的对比分析[J]. 管理科学学报, 2021(7): 94–109. |
| [4] | 丁慧, 吕长江, 陈运佳. 投资者信息能力: 意见分歧与股价崩盘风险——来自社交媒体“上证e互动”的证据[J]. 管理世界, 2018(9): 161–171. |
| [5] | 高敬忠, 杨朝, 彭正银. 网络平台互动能够缓解企业融资约束吗——来自交易所互动平台问答的证据[J]. 会计研究, 2021(6): 59–75. |
| [6] | 江新峰, 李四海. 大股东持股与企业捐赠行为——基于代理理论的研究[J]. 经济管理, 2019(7): 154–170. |
| [7] | 金亮, 陆淳鸿, 程永生, 等. 基于专利保护的专利技术授权与CSR投入研究[J]. 中国管理科学, 2023(2): 40–50. |
| [8] | 雷雷, 张大永, 姬强. 共同机构持股与企业ESG表现[J]. 经济研究, 2023(4): 133–151. |
| [9] | 李金昌, 连港慧, 徐蔼婷. “双碳”愿景下企业绿色转型的破局之道——数字化驱动绿色化的实证研究[J]. 数量经济技术经济研究, 2023(9): 27–49. |
| [10] | 李文贵, 路军. 网络平台互动与股价崩盘风险: “沟通易”还是“操纵易”[J]. 中国工业经济, 2022(7): 178–196. DOI:10.3969/j.issn.1006-480X.2022.07.010 |
| [11] | 李新安. 制度环境对区域绿色创新效率提升的门槛效应研究——基于OFDI逆向技术溢出视角[J]. 创新科技, 2021(3): 1–9. |
| [12] | 李毅, 何冰洋, 胡宗义, 等. 环保背景高管、权力分布与企业环境责任履行[J]. 中国管理科学, 2023(9): 13–21. |
| [13] | 李颖, 吴彦辰, 田祥宇. 企业ESG表现与供应链话语权[J]. 财经研究, 2023, 49(8): 153–168. |
| [14] | 孟庆斌, 黄清华, 张劲帆, 等. 上市公司与投资者的互联网沟通具有信息含量吗? ——基于深交所“互动易”的研究[J]. 经济学(季刊), 2020(2): 637–662. |
| [15] | 潘海英, 朱忆丹, 新夫. ESG表现与企业金融化——内外监管双“管”齐下的调节效应[J]. 南京审计大学学报, 2022(2): 60–69. |
| [16] | 潘红波, 杨海霞. 利益相关者“创新关注”促进了企业创新吗——来自深交所“互动易”的证据[J]. 南开管理评论, 2022(3): 85–94. |
| [17] | 任广乾, 李俊超, 赵梦洁. 中国式现代化背景下国有企业的使命担当与发展对策[J]. 郑州大学学报(哲学社会科学版), 2023(2): 50–57. |
| [18] | 阮宏飞, 贾明, 张喆. 信息互动对上市公司传闻治理的影响[J]. 管理科学, 2022(3): 131–146. |
| [19] | 田金方, 杨晓彤, 薛瑞, 等. 不确定性事件、投资者关注与股市异质特征——以COVID-19概念股为例[J]. 财经研究, 2020(11): 19–33. |
| [20] | 王超, 何建敏, 姚鸿. 基于社会网络的情绪扩散与股价波动风险研究[J]. 管理评论, 2022(12): 16–25. |
| [21] | 王辉, 林伟芬, 谢锐. 高管环保背景与绿色投资者进入[J]. 数量经济技术经济研究, 2022(12): 173–194. |
| [22] | 王磊, 孔东民. 盈余信息、个人投资者关注与股票价格[J]. 财经研究, 2014(11): 82–96. |
| [23] | 王馨, 王营. 绿色信贷政策增进绿色创新研究[J]. 管理世界, 2021(6): 173–188. |
| [24] | 王洋洋, 刘佳旋, 张蕊. 非CEO高管独立性的治理效应——基于审计定价的证据[J]. 审计与经济研究, 2023(2): 34–44. |
| [25] | 肖土盛, 孙瑞琦, 袁淳, 等. 企业数字化转型、人力资本结构调整与劳动收入份额[J]. 管理世界, 2022(12): 220–235. |
| [26] | 谢雄标, 吴越, 冯忠垒, 等. 中国资源型企业绿色行为调查研究[J]. 中国人口·资源与环境, 2015(6): 5–11. |
| [27] | 于蔚, 汪淼军, 金祥荣. 政治关联和融资约束: 信息效应与资源效应[J]. 经济研究, 2012(9): 125–139. |
| [28] | 袁淳, 肖土盛, 耿春晓, 等. 数字化转型与企业分工: 专业化还是纵向一体化[J]. 中国工业经济, 2021(9): 137–155. |
| [29] | 曾庆生, 周波, 张程, 等. 年报语调与内部人交易: “表里如一”还是“口是心非”? [J]. 管理世界, 2018(9): 143–160. |
| [30] | 张倩倩, 姜春子, 张晓玫, 等. 中小投资者积极主义与资本市场效率——基于股市传闻的分析[J]. 中国工业经济, 2023(2): 169–188. |
| [31] | 张淑惠, 陈珂莹. 抑制还是诱发: 投资者关注与盈余管理——基于投资者互动平台的文本分析[J]. 经济社会体制比较, 2020(3): 130–140. |
| [32] | 赵杨, 林琳, 杨斌. 互动式信息披露的质量特征及其影响因素研究[J]. 中国软科学, 2023(7): 127–141. |
| [33] | 郑敏娜, 任广乾. 企业绿色创新行为的演化博弈分析——基于环保社会组织参与的视角[J]. 运筹与管理, 2021(3): 15–21. |
| [34] | Arvidsson S, Dumay J. Corporate ESG reporting quantity, quality and performance: Where to now for environmental policy and practice?[J]. Business Strategy and the Environment, 2022, 31(3): 1091–1110. DOI:10.1002/bse.2937 |
| [35] | Avramov D, Cheng S, Lioui A, et al. Sustainable investing with ESG rating uncertainty[J]. Journal of Financial Economics, 2022, 145(2): 642–664. DOI:10.1016/j.jfineco.2021.09.009 |
| [36] | Cappucci M. The ESG integration paradox[J]. Journal of Applied Corporate Finance, 2018, 30(2): 22–28. DOI:10.1111/jacf.12296 |
| [37] | del Mar García-De Los Salmones M, Pérez A. Effectiveness of CSR advertising: The role of reputation, consumer attributions, and emotions[J]. Corporate Social Responsibility and Environmental Management, 2018, 25(2): 194–208. DOI:10.1002/csr.1453 |
| [38] | Drempetic S, Klein C, Zwergel B. The influence of firm size on the ESG score: Corporate sustainability ratings under review[J]. Journal of Business Ethics, 2020, 167(2): 333–360. DOI:10.1007/s10551-019-04164-1 |
| [39] | Du Z H, Zheng X J, Zhang C Y, et al. Does the online interaction between retail investors and firm management affect capital structure?[J]. Finance Research Letters, 2023, 55: 103835. DOI:10.1016/j.frl.2023.103835 |
| [40] | Guo S J,Yu X,Faff R. When investors can talk to firms,is it a meaningful conversation? Evidence from investor postings on interactive platforms[J]. European Accounting Review,2022:1-25. |
| [41] | Hanson D, Lyons T, Bender J, et al. Analysts’ roundtable on integrating ESG into investment decision-making[J]. Journal of Applied Corporate Finance, 2017, 29(2): 44–55. DOI:10.1111/jacf.12232 |
| [42] | Hart O,Zingales L. Companies should maximize shareholder welfare not market value[R]. ECGI-Finance Working Paper,2017. |
| [43] | Lee C M C, Zhong Q L. Shall we talk? The role of interactive investor platforms in corporate communication[J]. Journal of Accounting and Economics, 2022, 74(2−3): 101524. DOI:10.1016/j.jacceco.2022.101524 |
| [44] | Loughran T, McDonald B. When is a liability not a liability? Textual analysis, dictionaries, and 10-Ks[J]. The Journal of Finance, 2011, 66(1): 35–65. DOI:10.1111/j.1540-6261.2010.01625.x |
| [45] | Nazareno A G, Laurance W F. Investors can help rein in Amazon deforestation[J]. Science, 2020, 369(6504): 635–636. DOI:10.1126/science.abd7578 |
| [46] | Pedersen L H, Fitzgibbons S, Pomorski L. Responsible investing: The ESG-efficient frontier[J]. Journal of Financial Economics, 2020, 142(2): 572–597. |
| [47] | Perrini F, Tencati A. Sustainability and stakeholder management: The need for new corporate performance evaluation and reporting systems[J]. Business Strategy and the Environment, 2006, 15(5): 296–308. DOI:10.1002/bse.538 |
| [48] | Wilkinson A, Hill M, Gollan P. The sustainability debate[J]. International Journal of Operations & Production Management, 2001, 21(12): 1492–1502. |