摘   要：本文在采用因子分析法测算我国42家上市商业银行2009年第一季度至2022年第一季度的综合竞争力的基础上，借助固定效应模型实证分析ESG投资对竞争力的影响。研究发现：第一，ESG投资整体上有利于商业银行提升竞争力。从其分项看，表现为环境保护投资（E）削弱竞争力，社会责任投资（S）和公司治理投资（G）增强竞争力。第二，异质性分析表明，ESG投资对中小银行的竞争力具有明显的正向作用，对国有大型银行的影响却不显著。第三，进一步分析表明，ESG投资主要通过提高商业银行的经营效率增强其综合竞争力，机构投资者持股在其中发挥负向调节效应。本文结论对于引导商业银行主动加强ESG投资、进一步规范ESG发展并以此促进经济社会全面绿色低碳转型、实现高质量发展具有一定的参考意义。

关键词：ESG投资；竞争力；经营效率；机构投资者持股

DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2023.05.004

中图分类号：F830；F832         文献标识码：A     文章编号：1003－9031（2023）05－0041－12

作者简介：曾聪聪（1998-），女，江西赣州人，浙江工商大学金融学院硕士研究生。

一、引言

ESG由联合国全球契约组织于2004年首次提出，是一种关注企业环境（Environmental）、社会责任（Social）与公司治理（Governance）三个方面表现的投资理念和非财务绩效评价标准，能够用以评估企业在保护环境、履行社会责任和促进经济可持续发展中的贡献。2018年9月30日，证监会发布《上市公司治理准则》修订版，要求上市公司披露有关环境、社会和公司治理方面的信息。2022年6月1日，银保监会发布《银行业保险业绿色金融指引》，明确提出将ESG要求纳入银行保险机构的管理流程和全面风险管理体系。随着我国“碳达峰”“碳中和”目标的提出，加快构建以绿色金融业务为核心的ESG治理机制已然成为商业银行应对气候风险挑战、践行可持续金融理念、提升长期业绩表现的必由之路（宋一程，2021）。在此背景下，研究ESG投资对商业银行竞争力的影响及其作用机制，对于引导商业银行主动加强ESG投资，积极发挥金融中介在推动经济社会可持续发展中的带头作用，具有重要的现实意义。

ESG是未来世界重要的发展战略内容，为宏观经济和微观企业指明了新的发展方向（袁蓉丽等，2022）。近年来，商业银行ESG投资对其经营活动的影响越来越成为研究的热点话题，相关文献涵盖银行绩效、风险承担、盈利能力等关乎商業银行长期健康发展的重要方面。Brogi and Lagasio（2019）在分析企业盈利能力与ESG评分之间的关系时，发现就银行业而言，ESG表现与本期ROA和滞后一期的ROA都具有显著的正向关系，主要由环境表现（E）带动，这与工业企业很不一样。Ahmed et al.（2018）认为，率先将ESG因素纳入贷款决策的银行能够得到更好的财务业绩作为补偿。Chiaramonte et al.（2021）实证得出，在财务困境期间，将ESG实践整合到银行内部流程中有助于降低破产风险，增强银行稳定性。宋科等（2022）的研究结果显示，ESG投资能够通过“盈利”和“风险”两个渠道促进商业银行的流动性创造，且经济政策不确定性上升时期的影响更为显著。Tommaso and Thornton（2020）的实证结果表明，ESG得分高一方面能适度降低银行风险承担，与股东理论相契合；另一方面会造成银行价值下降，与过度投资理论相符。蒋海等（2023）的研究证实了ESG投资与银行风险承担之间的正向关系，即ESG投资会通过声誉溢出效应提高商业银行的风险承担。

目前尚未有学者就商业银行的ESG表现如何影响其综合竞争力做出系统研究。基于此，本文从实证分析的角度，选择我国42家上市商业银行2009年第一季度至2022年第一季度的面板数据作为研究样本，利用双向固定效应模型，考察商业银行的ESG表现与其竞争力之间的关系及其影响机制。

二、理论分析与研究假设

企业社会责任理论强调，企业在追求利润最大化，尽可能为股东创收增利的同时，还需在保护生态环境、维护社会公平、提高治理水平等方面付出努力，积极履行对其他利益相关者的社会责任，方能实现经济效应和社会效应的协同共生，维护经济社会的可持续发展，改善经济结构，提升经济效率，同时增强银行自身的综合竞争力。ESG投资反映了银行对于经济效率、环境保护、长期价值创造和经济可持续发展的追求，与企业社会责任理论的内涵高度吻合。良好的ESG表现有助于银行树立正面的社会形象，获得利益相关者的认可和支持，形成竞争优势。一方面，ESG投资符合社会公众认可的社会价值和当下监管部门的倡议，具有良好ESG表现的银行不仅更易于获得长期稳定的客户基础，而且更有可能取得监管部门的信任，减轻外部监管压力，提升同业竞争力。另一方面，ESG投资很好地契合了经济价值与社会价值统一的发展观，既有利于引导实体企业践行创新、协调、绿色、开放、共享的新发展理念，又能满足国际投资者的主流需求，增强国内市场的吸引力。此外，商业银行的ESG表现能起到标杆作用，影响其他行业企业的ESG行为，助力经济社会转型，加速“双碳”目标的实现，带动经济社会高质量发展，为金融机构营造良好的竞争环境。基于此，本文提出假设1。

假设1：ESG投资有利于增强商业银行的综合竞争力。

商业银行的ESG投资可能通过提高其经营效率来增强竞争力。首先，ESG投资要求商业银行不断完善业务流程和管理机制，改善经营绩效，增强盈利能力。其次，一般而言，ESG表现良好的银行具备更高的治理水平和信息披露水平，与利益相关者之间的信息不对称问题可以得到有效控制，能够吸引与保持更多的优质储户和投资者，降低资金获得成本。再次，ESG投资要求商业银行在保护员工权益、开发人力资本等方面承担社会责任，在优化管理层结构等方面加强公司治理，促使银行引入高素质管理人才、加强员工技能培训，有利于提高经营效率。最后，良好的ESG表现有助于银行更好地适应监管要求，减少未来可能面临的监管处罚，避免资金浪费。基于此，本文提出假设2。

假设2：ESG投资能够通过提高商业银行的经营效率来增强其综合竞争力。

机构投资者具备较强的专业能力和天然的信息优势，通常被认为是企业外部监督的重要组成部分，但机构投资者在公司治理中发挥何种作用，目前尚无定论。一方面，从“积极监督”的观点出发，机构投资者能以股东身份参与和监督企业的经营管理，从而加速内部信息流动，提高会计信息透明度，缓解代理问题。机构投资者持股比例的增大有利于提高商业银行的治理水平，改善經营绩效，扩大ESG投资向银行竞争力的转化程度；另一方面，从“消极监督”和“战略同盟”的角度出发，则认为机构投资者出于对自身短期利益的追求，不会过多干预企业管理层的决策，甚至可能与公司高管合谋，侵占其他中小股东的利益。因此，机构投资者持股比例过高将会抑制商业银行ESG投资对竞争力的提升作用。基于此，本文提出假设3。

假设3：机构投资者持股对ESG投资与商业银行竞争力的关系具有调节效应。

三、研究设计

（一）模型设定

为了研究ESG投资对商业银行综合竞争力的影响，本文建立如下双向固定效应模型：

其中，被解释变量Score是利用因子分析法测算出的竞争力得分。系数？茁能够反映商业银行的ESG投资对其综合竞争力的影响，其符号和显著性水平是本文关注的重点。核心解释变量ESG代表银行的ESG投资水平。Controls是银行个体层面和宏观层面的控制变量。？琢为截距项，？姿t为季节固定效应，？滋i为银行个体固定效应，？着it为随机误差项。

为了考察经营效率发挥的中介效应，本文参考Baron和Kenny（1986）提出的中介效应模型对假设2进行检验，具体可见式（1）-（3）：

为了分析机构投资者持股的调节效应，本文在基准模型的基础上引入反映机构投资者持股比例的调节变量Inst及其与ESG的交叉项ESG×Inst，如式（4）所示：

（二）变量定义

1.被解释变量

商业银行的综合竞争力通过因子分析法测算得到。本文主要参考郭翠荣和刘亮（2012）构建的竞争力指标体系，并借鉴其他学者的研究，在指标选取上进行改进，最终从盈利性、安全性、流动性、成长性和银行规模五个维度，确定17个指标衡量银行的竞争力，各指标所属维度及其定义见表1。对于体系中的成本收入比和不良贷款率两个逆向化指标，通过公式x`=1/x进行同向化处理；对于适度指标资产负债率和存贷款比例，通过公式x`=1/x-进行处理。此外，为了使不同指标间具有可比性，利用z-score方法对数据进行标准化处理（z=（x-？滋）/？滓，？滋和？滓分别为x的均值与标准差）。

在构建竞争力指标体系的基础上，本文利用stata16进行因子分析，测算竞争力的综合得分。首先，采用KMO和Bartlett方法对数据的有效性进行检验。得到KMO的值为0.773，大于临界值0.7，表明原始变量适合用于进行因子分析；Bartlett球形检验的P值为0.000，说明变量之间具备一定的独立性，采取因子分析法的效果较为理想。其次，按照特征值大于1的原则提取主成分因子。本文共提取5个因子，经旋转后的方差贡献率见表2。累积贡献率为71.57%，超过70%，证明所提取的因子基本涵盖了原始数据的有效信息。再次，采用回归法得到因子的得分函数，并获取因子得分系数矩阵，由此计算每个因子的得分。最后，以旋转后的方差贡献率作为权重计算因子得分的加权平均数，即为商业银行竞争力的综合评分，其计算公式为：

Score=（0.2919F1+0.1584F2+0.1025F3+0.0978F4+0.0651F5）/0.7157 （5）

2.核心解释变量

本文选择华证ESG评分数据作为核心解释变量。华证指数在借鉴国外主流ESG发展经验的同时，结合国内市场特点，融入更多符合我国国情的指标，如信息披露质量、证监会处罚、精准扶贫等，能够同时集成传统数据和另类数据，涵盖较为全面的信息。而且，华证ESG指数时效性较强，包含全部A股上市银行，具有很强的代表性。

3.控制变量

参考已有的研究，本文从银行和宏观两个层面考虑控制变量。选取资产收益率（ROA）、资本充足率（CAR）、资产负债率（DA）、总资产增长率（GR）、存款总额的自然对数（SIZE）作为银行层面的控制变量，分别代表银行的盈利性、安全性、流动性、成长性和规模特征。选取GDP增速（GDP）作为宏观层面的控制变量。

4.样本选择和数据来源

本文选取中国42家商业银行2009年第一季度至2022年第一季度的面板数据作为研究样本。样本包含全部A股上市银行，具有较强的代表性。华证ESG评分数据来源于iFinD数据库；测算竞争力的基础数据和控制变量中的银行特征数据也主要来源于iFinD数据库，并通过银行历年年报、半年报和季报加以补充；GDP增速数据来源于国家统计局。对于部分季度缺失数据，采用线性插值法进行补齐。另外，为了避免极端数据对回归系数造成的影响，本文对所有连续变量在1%和99%分位数上进行缩尾处理。

四、实证结果与分析

（一）基准回归结果

本文采用双向固定效应模型对式（1）进行回归，得到如表4所示结果。可以看出，ESG投资对银行竞争力的回归系数在１％的水平下显著为正，表明良好的ESG投资表现能够促进商业银行综合竞争力的提升，假设１成立。从ESG投资分项来看，社会责任投资和公司治理投资的回归系数均显著为正，环境保护投资的系数为负数，但并不显著。说明ESG投资提升商业银行综合竞争力主要由社会责任和公司治理驱动。银行通过承担社会责任能够树立良好形象，获得客户和监管部门的广泛认可，降低资金获得成本，缓解监管压力；通过加强公司治理能够优化管理层结构，吸引高素质人才，提高管理水平和经营效率，均有助于综合竞争力的提升。但环境保护投资具有很强的正外部性，对商业银行自身发展的作用有限，因此过度投资可能导致对有限资源的侵占，从而抑制银行在业务拓展等其他方面的投入，对竞争力产生负面影响。从控制变量来看，银行层面因素均与竞争力显著正相关，具有合理性，且与指标构建的逻辑相符。GDP增速与竞争力负相关，但未通过显著性检验。可能的原因是在进行主成分分析的过程中对数据进行了标准化处理，因而竞争力评分代表着样本内的相对竞争力大小，受宏观经济的影响较小。

（二）内生性分析与稳健性检验

1.内生性分析

商业银行竞争力水平可能会对其ESG表现产生一定的影响，即基准模型中可能存在由反向因果带来的内生性问题。为了缓解内生性，本文参考宋科（2022）的做法，选取本季度总部所在省份其他上市银行的ESG评分均值作为工具变量，借助两阶段最小二乘法进行分析，得到如表5列（1）、（2）所示结果。可以看出，控制内生性问题后，ESG投资能够提升商业银行综合竞争力的结论仍然成立。此外，一阶段回归中的两个F统计量均远大于10，表明不存在弱工具变量问题，此处选择的工具变量较为有效。

2.稳健性检验

本文采取以下做法对回归结果的稳健性加以检验：一是剔除控制变量。为了缓解可能存在的多重共线性问题，以及加入银行层面的控制变量可能导致的内生性干扰，在回归模型中剔除控制变量，结果如表5列（3）所示，可见剔除控制变量不改变基准回归结果的有效性。二是选择平衡面板数据。为了降低样本选择带来的偏误，剔除样本时间较短的银行样本，即以2009年第一季度至2022年第一季度14家上市银行的平衡面板数据进行回归分析，得到如表5列（4）所示结果，ESG系数显著为正，支持ESG投资有利于增强商业银行综合竞争力的结论。三是替换被解释变量。为了避免因子分析造成的信息损失，本文采用熵值法重新对衡量竞争力的17个指标赋权（赵碧莹，2019），并得到新的竞争力得分（Score_sz），代入基准模型中，得到表5列（5）所示回归结果，再次验证基准结论的有效性。四是替换核心解释变量。为了避免华证ESG评分数据可能存在的偏差，将核心解释变量替换为秩鼎ESG评分后对基准模型进行估计，得到如表5列（6）所示结果，仍可证实ESG投资与综合竞争力之间显著的正向关系。

（三）异质性分析

为了进行异质性分析，按照银行性质将样本分为城农商行、股份制商业银行和国有大型商业银行，分别利用基准模型进行回归，得到如表6列（1）（2）（3）所示结果。中小银行ESG投资对商业银行竞争力的影响与全样本情况一致，表明中小银行的ESG表现越好，其竞争力水平会相应提高。而对于国有大型商业银行，回归系数为负值，且未能通过10%水平下的显著性检验，即ESG投资与竞争力之间不存在明显的线性关系。本文认为，不同类型银行的回归结果有所不同的原因可能是：一方面，中小银行因为收入来源有限，所以开展ESG相关业务时更倾向于主动出击，在满足监管要求的同时抓住可能的利润增长点和发展机遇，发挥创造性和灵活性，降低成本，规避风险，增强自身竞争力。而大型银行作为银行业的领头羊，具有更广泛的收益来源和客户基础，故相对于通过ESG投资获利，其更注重的或许是体现自身对社会责任的履行和对宏观政策的响应，缺乏最大化经济效益的主观能动性。另一方面，利益相关者对各类银行的期望不同。国有银行因其身份的特殊性，在促进经济发展和维护社会和谐等方面一直承担着更多的政治责任和社会责任，良好形象早已深入人心，故ESG投资为其带来的边际效益极为有限。但中小银行的ESG表现如果得到改善，就更可能让人耳目一新，引起社会公众的关注和支持。

（四）进一步分析

1.经营效率的中介效应

为了检验ESG投资是否通过提高商业银行的经营效率增强其综合竞争力，本文选择净息差（利息净收入/生息资产，NIM）作为中介变量进行中介效应检验。净息差反映了银行配置资源的效率，其值越大，表示银行将有限资源转化为收入的能力越强。表7列（1）（2）以净息差为中介变量的中介效应检验结果显示，净息差与ESG投资的系数均在１％的水平下显著为正，且通过了Sobel和Goodman检验，能够验证假设2中的效率渠道，即加强ESG投资会提高商业银行的经营效率进而提升其综合竞争力。另外，净息差的中介效应大小为0.0011（0.0427×0.0259），在总效应中的占比约为12.09%。

2.机构投资者持股的调节效应

为了检验机构投资者持股的调节效应，本文将机构投资者持股比例（机构投资者持有的股份总数/上市银行总股份，INST）及其与ESG投资的交乘项加入基准模型中进行回归，得到如表７列（３）所示结果。可以看出，ESG×INST的系数在5%的水平下显著为负，表明机构投资者对ESG投资和竞争力之间的关系具有显著的负向调节效应，即机构持股比例高会削弱ESG投资对商业银行竞争力的正面影响，证实本文假设3。目前，我国机构投资者如基金公司、信托公司等通常与银行存在密切的商业往来，这就导致机构投资者为了维护双方的友好关系，选择消极持股，不过多干预管理层决策。从长远来看，如果机构投资者未能积极履行监督责任，将不利于商业银行的发展与资本市场的稳定。

五、结论与政策启示

本文利用中国42家A股上市的商业银行2009年第一季度至2022年第一季度的非平衡面板数据，借助固定效应模型实证分析ESG投资对商業银行竞争力的影响，并进一步进行异质性分析和机制检验。结果显示：第一，ESG投资整体上有利于增强商业银行的综合竞争力。从其分项来看，社会责任投资（S）和公司治理投资（G）均对竞争力产生正面影响，而过度进行环境保护投资（E）则在一定程度上抑制竞争力的提升。第二，ESG投资对竞争力的正面影响只明显存在于中小银行，由于国有大型银行缺乏灵活性和创新性，ESG投资甚至有可能削弱其竞争力。第三，商业银行ESG投资主要通过提高经营效率来增强其综合竞争力，机构投资者在其中发挥负向的调节作用，即机构投资者持股比例高会削弱ESG投资对商业银行竞争力的提升作用。

本文结论对规范银行ESG发展并以此促进经济社会全面绿色低碳转型，实现高质量发展具有一定的参考意义。第一，监管部门和相关机构需要不断完善ESG评价体系，制定合理的披露标准，使包括银行在内的企业有章可循。在体系建设过程不仅要考虑ESG整体可能带来的影响，还应关注各分项可能存在的差异。第二，加强ESG投资不仅有助于实现经济社会的绿色可持续发展，对于银行自身而言也有利于竞争力的提升。因此，商业银行不应被动应对ESG监管，而应发挥主观能动性，将ESG纳入未来发展战略中，加强产品创新，提高经营效率，树立良好的社会形象，赢得储户和投资者的信赖。第三，ESG投资对商业银行的影响会因银行性质不同而有所差异，监管需要因势利导，对症下药。相较于国有大型商业银行，中小银行在开展ESG活动时更倾向于为了追求高收益而承担过高的风险，故需格外关注对中小银行的风险管理，防范其对金融稳定性带来的冲击。第四，从实证结果来看，机构投资者持股在ESG投资提升商业银行竞争力中存在负向的调节效应，说明机构投资者与被投资企业的关系尚不规范，抑制了ESG的部分积极影响。故在推进ESG理念的过程中，除了关注ESG体系本身的建设和完善，也不能忽视相关配套政策的发展，共同维护金融市场的稳定，为商业银行提供良好的外部竞争环境。

（責任编辑：张恩娟）

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