郝玶漪

【摘  要】论文以2018-2021年我国A股上市制造业公司为样本，研究ESG表现与企业盈余管理之间的关系。实证结果表明，ESG表现与企业盈余管理之间存在先下降后上升的正U型关系。中介机制分析发现，媒体关注在ESG表现与企业盈余管理之间的正U型关系中起到了中介作用。进一步分析发现，相对于国有企业，非国有企业ESG表现与盈余管理的正U型关系更为显著。

【关键词】ESG表现；盈余管理；U型关系；媒体关注

【中图分类号】F275；F832.5                                             【文獻标志码】A                                                 【文章编号】1673-1069（2023）12-0064-03

1 引言

ESG从环境、社会与公司治理3个维度衡量企业的可持续发展能力，是国家推动高质量发展战略的重要体现。伴随ESG理念的逐渐深入，自2018年以来主动披露ESG信息的上市公司逐年增加，企业的ESG表现也越来越受到政府部门、第三方机构以及投资者的关注。ESG表现作为新兴的非财务绩效指标，能否为信息使用者提供增量信息，有效抑制企业的盈余管理行为，成为一个不断需要探究的话题。目前，现有研究主要围绕在ESG表现对企业绩效[1]、企业价值[2]等企业自身发展的影响，对盈余管理的研究相对较少，同时，大部分文献选取全部A股上市公司进行回归分析，忽略了行业的差异性。本文选取2018-2021年制造业A股上市公司为样本，通过实证检验ESG表现与企业盈余管理之间的关系，并以媒体关注为中介变量探究ESG表现对盈余管理的作用机制。文章可能的贡献在于拓展了企业盈余管理影响因素的研究范围，丰富了ESG表现经济后果的研究。

2 理论分析与研究假设

2.1 ESG表现与企业盈余管理

当企业ESG表现由低逐渐提高时，其与盈余管理水平之间呈现负相关关系。首先，ESG表现提高意味着企业具备一定的可持续发展能力，管理层致力于完善内部治理机制、积极履行社会责任[3]，企业整体经营风险较低，进行盈余管理的可能性低；其次，根据信号传递理论，ESG表现提高能够向外界传递积极信号，帮助企业赢得更高的社会声誉、政府的支持和投资者的青睐，继而促进融资渠道的畅通[4]，降低管理层的盈余管理动机。

当企业的ESG表现进一步提高时，其与盈余管理水平之间呈现正相关关系。原因在于：第一，获得更优ESG表现需要企业在环境、社会责任、内部治理方面投入大量的管理成本[5]，但同时企业高管又存在一定的业绩压力。基于委托代理理论，管理层为了实现既定的利润目标，获取与企业盈利相关联的奖金报酬，有动机通过盈余管理调高会计利润。第二，更优的ESG表现向外界传递了明确的积极信号，表明企业在经营过程中不断优化内部治理，贯彻绿色发展理念，履行社会责任。当这种积极信号不断变强时，就会形成一定的声誉资本，产生声誉保险效应[6]。具体而言，通过更优ESG表现树立的社会形象能够减少投资者对企业的负面信息推断，即使企业存在问题被爆出，投资者也更愿意选择相信企业并非故意。企业的违规成本下降，管理层进行盈余管理的可能性增加。基于上述分析，本文提出如下假设：

H1：ESG表现与企业盈余管理水平之间呈现先下降后上升的正U型关系。

2.2 媒体关注的中介作用

媒体在互联网时代发挥着重要的作用：一方面可以通过发布企业信息，降低信息不对称性；另一方面能够通过声誉机制监督高管的自私自利行为。因此，当企业的ESG表现偏低时，媒体发布的评级信息会引发利益相关者的密切关注，外部治理机制逐渐发挥作用[7]，进而抑制企业的盈余管理行为。但当ESG评级过高时，媒体关注度也会随之增加，媒体发布的ESG正面报道会给企业带来更多的外部压力[8]，管理层为了满足市场的高预期，有动机进行盈余管理活动。基于上述分析，本文提出如下假设：

H2：媒体关注在ESG表现与企业盈余管理之间的正U型关系中起到了中介作用。

3 研究设计

3.1 样本选取与数据来源

本文以2018-2021年我国A股制造业上市公司为样本，探究ESG表现与企业盈余管理之间的关系。选取制造业企业为研究样本主要由于ESG评级数据具有行业特点，且制造业企业ESG报告披露率高，数据来源充足。ESG表现数据来自Wind数据库，媒体关注数据来自CNRDS数据库，其他财务数据来自CSMAR数据库。此外，还对数据进行了如下处理：①剔除ST、ST*类公司；②剔除数据缺失的公司；③对连续型变量在1%和99%水平上进行缩尾处理。经过上述数据处理过程，最终得到5 688个观测值。

3.2 变量定义

①被解释变量：盈余管理（DA）。本文利用Dechow et al.[9]提出的修正Jones模型计算，并取操控应计利润的绝对值衡量企业的盈余管理水平。DA的绝对值越大，表明企业盈余管理程度越严重。

②解释变量：ESG表现（score）。本文选择华证发布的ESG评级来衡量企业的ESG表现。华证发布的ESG评级数据共有9个层级，依次为：C、CC、CCC、B、BB、BBB、A、AA、AAA，按照这个顺序依次赋值为1～9，取值越高，代表上市公司的ESG表现越好。

③中介变量：媒体关注（Media）。本文采用企业年度网络财经新闻报道次数的自然对数来衡量媒体关注度。

④控制变量：本文参考相关文献做法，选取企业规模（Size）、资产负债率（Lev）、总资产净利率（ROA）、净资产收益率（ROE）、总资产周转率（Ato）、产权性质（Soe）6个变量。各变量定义如表1所示。

3.3 模型设定

为检验ESG表现与企业盈余管理之间的关系，建立如下模型：

式（1）中，DA为被解释变量代表企业的盈余管理程度；score、score2为解释变量分别代表ESG表现及ESG表现的平方项；α1代表自变量一次项的回归系数；α2代表自变量二次项的回归系数；α3代表控制变量Controls的回归系数；α0为常数项；εi，t代表随机扰动项，同时控制行业与年份。

4 实证结果分析

4.1 描述性统计

表2为主要变量的描述性统计结果，企业盈余管理（DA）的均值为0.054，标准差为0.051，最小值为0.001，最大值为0.266，说明制造业上市公司在盈余管理方面存在差异。ESG表现（score）的最小值为1，最大值为8，均值为4.169，说明制造业企业ESG评级整体处在中等偏下的水平，标准差为1.191表明企业间的ESG表现存在明显差异。

4.2 主回归分析

表3列示了本文的基本回归结果，ESG表现（score）的系数在5%水平上显著为负，ESG表现平方项（score2）的系数在5%水平上显著为正，初步验证了ESG表现与盈余管理之间的正U型关系。

为更进一步验证，本文使用STATA中的Utest命令识别变量之间是否存在U型关系，并明确极值点是否在取值范围内。Utest检验结果显示，p值为0.009，在1%的水平上显著。ESG表现与盈余管理的斜率表现出先负（-2.378，p<0.01）后正（2.532，p<0.01）的特征。极值点为3.995，位于ESG表现（score）的取值范围（最小值为1，最大值为8）之内，进一步说明ESG表现（score）与盈余管理（DA）之间的正U型关系是存在的，假设H1得到验证。

4.3 稳健性检验

为验证研究结论的稳健性，本文替换解释变量ESG表现的衡量方式。使用Wind评级替代华证评级，重新进行回归，回归结果如表4所示。由回归系数可知，ESG表现（score）的系数在5%水平上显著为负，ESG表现平方项（score2）的系数在5%水平上显著为正，稳健性结果与前文一致，进一步证实了研究结果的稳健性。

4.4 中介效应检验

本文借鉴温忠麟等[10]的中介效应检验程序，在模型（1）的基础上建立了模型（2）和模型（3）。模型（2）中，β1代表自变量（score）一次项的回归系数；β2代表自变量二次项（score2）的回归系数；β3代表控制变量Controls的回归系数；β0为常数项；εi，t代表随机扰动项。模型（3）中，γ3代表中介变量Media的回归系数。

表5中列示了中介效应的回归结果。列（1）为与上文相同的主回归结果，列（2）结果显示，ESG表现（score）的系数在1%的水平上显著为负，平方项（score2）的系数在1%的水平上显著为正，表明ESG表现与媒体关注之间存在正U型关系。列（3）结果显示，媒体关注（Media）的系数在1%的水平上显著为正，ESG表现（score）的系数在10%的水平上显著为负，平方项（score2）系数在10%的水平上显著为正，表明媒体关注在ESG表现与盈余管理之间起到中介作用，假设H2得到验证。

4.5 异质性分析

在主回归的基础上，考虑不同企业产权属性在ESG表现与盈余管理之间的正U型关系中可能会有所不同。根据企业的产权性质分为国有企业和非国有企业两类，然后对两组样本进行分组回归。回归结果显示（见表6），非国有企业ESG表现（score）在5%的水平上显著为负，平方项（score2）在1%的水平上显著为正；国有企业ESG表现（score）及平方项（score2）的系数估计值均不显著。

6 结论与建议

本文选择2018-2021年制造业A股上市公司为研究对象，研究分析了ESG表现与企业盈余管理之间的作用关系和影响机制，主要研究结论如下：第一，我国制造业企业的ESG表现与盈余管理之间存在正U型关系，在ESG表现达到转折点前，ESG表现的提高能够显著抑制企业盈余管理；达到转折点后，随着ESG表现进一步提高，企业进行盈余管理的可能性提高。第二，通过中介效应分析，媒体关注在ESG表现与企业盈余管理之间起到了中介作用。第三，进一步分析发现，与国有企业相比，在非国有企业中ESG表现与盈余管理的正U型关系更为显著。

本文研究发现具有以下启示：第一，制造业企业应积极披露ESG信息，为利益相关方提供更为全面的企业信息，缓解资本市场中存在的信息不对称问题；第二，媒体应理性发布相关报道，从多个角度解读企业的ESG表现，更好地发挥监督效应，维护资本市场正常秩序；第三，非国有企业应更加重视ESG信息的披露，积极履行社会责任，规范企业内部管理制度，提供更高质量的会计信息。

【参考文献】

【1】李江涛，潘移江.ESG表现对企业财务绩效的影响研究——基于媒体关注视角[J].国土资源科技管理，2022，39（1）：96-104.

【2】王波，杨茂佳.ESG表现对企业价值的影响机制研究——来自我国A股上市公司的经验证据[J].软科学，2022，36（6）：78-84.

【3】陈红，张凌霄.ESG表现、数字化转型与企业价值提升[J].中南财经政法大学学报，2023（3）：136-149.

【4】邱牧远，殷红.生态文明建设背景下企业ESG表现与融资成本[J].数量经济技术经济研究，2019，36（3）：108-123.

【5】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.

【6】宋献中，胡珺，李四海.社会责任信息披露与股价崩盘风险——基于信息效应与声誉保险效应的路径分析[J].金融研究，2017（4）：161-175.

【7】郑志刚，丁冬，汪昌云.媒体的负面报道、经理人声誉与企业业绩改善——来自我国上市公司的证据[J].金融研究，2011（12）：163-176.

【8】莫冬燕.媒体关注：市场监督还是市场压力——基于企业盈余管理行为的研究[J].宏观经济研究，2015（11）：106-118.

【9】Dechow P.M.， R.G.Sloan， A.P.Sweeney.Detecting Earnings Management[J].The Accounting Review，1995，70（2）：193-225.

【10】温忠麟，张雷，侯杰泰，等.中介效應检验程序及其应用[J].心理学报，2004（5）：614-620.