科研管理

变量	（1）	（2）
FII_num	0.01^***
	（0.00）
FII_prop		0.07^***
		（0.02）
控制变量	是	是
年份/行业固定效应	是	是
Adj R²	0.30	0.30
N	34 802	34 802

变量	（1）	（2）
FII_num	0.01^***
	（0.00）
FII_prop		0.07^***
		（0.02）
控制变量	是	是
年份/行业固定效应	是	是
Adj R²	0.30	0.30
N	34 802	34 802

变量	（1）	（2）	（3）
FII_prop	-3.04^***	-0.88^***	0.01^**
	（0.22）	（0.14）	（0.00）
控制变量	是	是	是
年份/行业固定效应	是	是	是
Adj R²	0.26	0.61	0.37
N	34 802	33 279	34 802

变量	（1）	（2）	（3）
FII_prop	-3.04^***	-0.88^***	0.01^**
	（0.22）	（0.14）	（0.00）
控制变量	是	是	是
年份/行业固定效应	是	是	是
Adj R²	0.26	0.61	0.37
N	34 802	33 279	34 802

变量	（1）	（2）	（3）	（4）	（5）	（6）
FII_prop	0.08^***	0.01	0.12^***	-0.01	0.19^***	0.05^***
	（0.02）	（0.02）	（0.02）	（0.02）	（0.05）	（0.02）
组间系数差异检验 [p值]	0.07^*** [0.00]	0.13^*** [0.00]	0.14^*** [0.01]
控制变量	是	是	是
年份/行业固定效应	是	是	是
Adj R²	0.24	0.31	0.28	0.32	0.29	0.30
N	16 735	18 067	16 160	18 642	4019	30 783

变量	（1）	（2）	（3）	（4）	（5）	（6）
FII_prop	0.08^***	0.01	0.12^***	-0.01	0.19^***	0.05^***
	（0.02）	（0.02）	（0.02）	（0.02）	（0.05）	（0.02）
组间系数差异检验 [p值]	0.07^*** [0.00]	0.13^*** [0.00]	0.14^*** [0.01]
控制变量	是	是	是
年份/行业固定效应	是	是	是
Adj R²	0.24	0.31	0.28	0.32	0.29	0.30
N	16 735	18 067	16 160	18 642	4019	30 783

变量	（1）	（2）
ESG_s	8.91^***	7.38^***
	（2.14）	（2.23）
控制变量	是	是
年份/行业固定效应	是	是
Wald chi²	2274.84	1963.71
N	34 802	30 545

变量	（1）	（2）
ESG_s	8.91^***	7.38^***
	（2.14）	（2.23）
控制变量	是	是
年份/行业固定效应	是	是
Wald chi²	2274.84	1963.71
N	34 802	30 545

境外机构投资者持股对企业ESG表现的影响研究

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李笑冲 , 王静 , 黄银 , 张娜

科研管理 | 2026,47(3): 156-165

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科研管理 | 2026, 47(3): 156-165

境外机构投资者持股对企业ESG表现的影响研究

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李笑冲, 王静, 黄银, 张娜

作者信息

大连海事大学航运经济与管理学院，辽宁大连 116026

李笑冲（1990—），女（汉），辽宁辽阳人，大连海事大学航运经济与管理学院讲师、硕士生导师，研究方向：公司治理与企业创新。

王静（2002—），女（汉），湖南衡阳人，大连海事大学航运经济与管理学院硕士研究生，研究方向：资本市场开放。

黄银（1999—），女（汉），重庆涪陵人，大连海事大学航运经济与管理学院硕士研究生，研究方向：公司治理。

张娜（1990—），女（回），辽宁锦州人，大连海事大学航运经济与管理学院副教授，研究方向：创新网络与企业创新战略。

通讯作者:

李笑冲，E-mail：xcli@dlmu.edu.cn

Research on the impact of foreign institutional investors' shareholding on the ESG performance of firms

Xiaochong Li, Jing Wang, Yin Huang, Na Zhang

Affiliations

School of Maritime Economics and Management，Dalian Maritime University，Dalian 116026，Liaoning，China

出版时间: 2026-03-20 doi: 10.19571/j.cnki.1000-2995.2026.03.016

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摘要

收起

随着中国资本市场的逐步开放，境外机构投资者可能基于国际ESG标准与持股偏好对企业ESG表现提出更高要求，这能否对当前非刚性的ESG制度环境构成有益补充尚不明晰。因此，本文以2009—2022年中国沪深A股上市公司为样本，采用多维面板固定效应Ols的回归方法，展开境外机构投资者持股对企业ESG表现的影响研究。研究发现：（1）境外机构投资者持股能够提高企业ESG表现，结论经过一系列内生性和稳健性检验后依然成立；（2）境外机构投资者持股具体通过降低管理层短视、缓解融资约束和提高风险承担，提高了企业ESG表现；（3）分析师关注、媒体监督以及政府约束强化了境外机构投资者持股对企业ESG表现的提升作用；（4）境外机构投资者持股通过提高ESG表现，能够进一步助力企业提升探索式创新水平。在中国ESG制度非刚性背景下，未来应持续完善资本市场开放的有关机制，并充分发挥分析师、媒体、政府等外部利益相关者的协同提升作用，从而提高境外机构投资者持股对企业ESG表现的积极治理作用。

关键词

境外机构投资者 / 企业ESG表现 / 探索式创新 / 资本市场开放

Abstract

收起

As the capital market is gradually opening up，foreign institutional investors will impose higher requirements for the ESG performance of firms based on the international ESG standards and shareholding preferences. However，it is still not clear whether it can be a beneficial complementary mechanism for non-rigid ESG institutional environment in China. Therefore，this paper selected Chinese A-share listed firms of Shanghai and Shenzhen Stock Exchange from 2009 to 2022 as the sample and examined the influence mechanism of foreign institutional investors' shareholding on the ESG performance of firms with the panel OLS regression with fixed-effects. The paper comprised four conclusions. Firstly，foreign institutional investors' shareholding improves the ESG performance of firms. This conclusion remains robust after the endogeneity and robustness tests. Secondly，foreign institutional investors' shareholding improves the ESG performance through reducing managerial myopia，alleviating financing constraints，and enhancing risk-taking. Thirdly，analyst following，media supervision，and government constraint further enhance the positive effect of foreign institutional investors' shareholding on the ESG performance of firms. Finally，foreign institutional investors' shareholding further promotes exploratory innovation through improving the ESG performance of firms. Considering China's non-rigid ESG institutional environment，the departments concerned should improve the mechanism of China capital market opening and fully play the collaborative promotion effect of external stakeholders including analysts，media，and government，in order to increase the positive governance effect of foreign institutional investors' shareholding on the ESG performance of firms.

Key words

foreign institutional investor / ESG performance of firms / exploratory innovation / capital market opening

引用本文

李笑冲, 王静, 黄银, 张娜. 境外机构投资者持股对企业ESG表现的影响研究. 科研管理, 2026 , 47 (3) : 156 -165 . DOI: 10.19571/j.cnki.1000-2995.2026.03.016

Xiaochong Li, Jing Wang, Yin Huang, Na Zhang. Research on the impact of foreign institutional investors' shareholding on the ESG performance of firms[J]. Science Research Management, 2026 , 47 (3) : 156 -165 . DOI: 10.19571/j.cnki.1000-2995.2026.03.016

正文

收起

0 引言

收起

中国正处于推动经济高质量发展与可持续发展的关键时期，企业增强履责意识并形成可持续的商业模式已成为社会各界的共识。ESG表现通过将企业商业行为在环境、社会方面的成本“内部化”，重新界定了企业与市场的边界，由内而外地促进了企业商业模式向可持续发展转变^[1]。然而，相比于ESG治理经验丰富的西方发达国家，中国仅对企业ESG表现提出顶层设计和总体框架，尚未针对企业ESG表现提出具体披露细则和量化评估方案，更缺乏覆盖全部企业的强制性政策。根据Wind ESG数据，截至2023年11月30日，中国发布ESG报告的A股上市公司仅有1822家，占比仅为34.3%。因此，在中国ESG制度非刚性背景下，如何提升企业ESG表现显得尤为重要。

继中国实施“沪深港通”交易机制、A股加入MSCI新兴市场指数等一系列事件后，境外机构投资者持股中国企业的情况愈发普遍。根据CSMAR数据库统计，境外机构投资者持股的中国A股上市公司数量已由2009年的428家增加到了2022年的1971家。与此同时，中国也在逐步放开对境外机构投资者持股的比例限制：2019年国家外汇管理局宣布取消合格境外机构投资者的投资比例限制，2024年金融监管总局宣布外国资本可以完全持有银行保险机构100%股权。在此背景下，境外机构投资者持股中国企业的范围和比例不断扩大，其对中国企业ESG表现的影响不容忽视。从现实层面分析，以欧盟、美国为代表的发达资本市场已经对上市公司的ESG表现形成系统且规范的指引，这将引导具有较强规则意识的境外机构投资者参考国际主流标准，关注和提升持股企业的ESG表现。从理论层面分析，与通过投机行为追求短期经济利益、不重视非财务信息的境内个人散户投资者相比，境外机构投资者大多是成熟投资者，信息收集、处理与分析的能力更强，更注重企业长期价值^[2]。良好的ESG表现不仅有利于降低境外机构投资者与企业间的信息不对称^[3]，还有助于企业在危机期间降低经营不确定性^[4]，是反映企业长期价值增长的重要指标，这与境外机构投资者的持股原则高度契合。因此，研究境外机构投资者持股对企业ESG表现的影响机制具有重要的理论和现实意义。

以往研究从公司治理^[5]、创新投入^[6]和投资效率^[7]等方面验证了境外机构投资者对企业的积极作用，却缺乏其对企业ESG表现的影响研究。尽管现有学者基于“沪深港通”、A股“入摩”等资本市场开放的外生事件构建准自然实验^[8-9]，从理论层面侧面分析了资本市场开放对企业ESG表现的提升作用可能来源于境外机构投资者，却未能直接针对境外机构投资者持股影响企业ESG表现的作用机制展开理论分析与实证检验。此外，投资者和消费者日益关注企业可持续发展模式及其绿色产品^[10]，更愿意与对社会和环境负责的供应商建立关系^[11]，因而外部利益相关者会对企业ESG表现展现出较高的关注和要求。然而，外部利益相关者（如，分析师、媒体、政府）在境外机构投资者影响企业ESG表现的过程中能否发挥协同促进作用，从而对中国非刚性的ESG制度环境构成有益补充，学术界尚未给出明确回答。因此，有必要基于外部利益相关者的视角，将其纳入本文的理论分析框架中，从而展开境外机构投资者持股对企业ESG表现的外部影响机制分析。

进一步地，在当前大力发展新质生产力背景下，中国企业需改变传统创新模式，不断塑造发展新动能新优势。企业探索式创新能够从根本上颠覆既定创新模式和轨迹，深入挖掘和拓展技术前沿领域，是企业以科技创新发展新质生产力的重要途径^[12]。然而，企业开展探索式创新面临着主客观因素制约：一方面，由于探索式创新具有较高的不确定性，相比于渐进式创新，企业开展探索式创新的主观能动性较低；另一方面，探索式创新要求企业区别于以往既定科技创新轨迹，开展以颠覆性技术和前沿技术为特点的科技创新活动，因而需要更多且复杂的资源投入^[13]。提升ESG表现有助于推动企业商业模式转型，不仅能够从内部改变企业科技创新的思维模式和决策方式，还将助力企业从外部利益相关者处获取政策支持、关键资源和合作机会，这将有可能助力企业打破主客观因素制约，进一步提升探索式创新水平。然而，以往研究多以发明专利的申请数量或引用数量来反映企业探索式创新水平，这种做法可能无法适应新质生产力背景下企业探索式创新的理论内涵与发展要求，更缺乏基于探索式创新的角度，分析境外机构投资者持股对企业ESG表现的进一步经济影响。

基于以上分析，本文以2009—2022年中国沪深A股上市公司为样本，通过理论分析与实证检验，展开境外机构投资者持股对企业ESG表现的影响研究，主要包括以下三方面：（1）在中国资本市场开放背景下，挖掘境外机构投资者持股对企业ESG表现的内部作用机制；（2）基于外部利益相关者的视角，从分析师关注、媒体监督和政府约束三方面阐明境外机构投资者持股影响企业ESG表现的外部影响机制；（3）根据国际专利分类号（IPC）信息识别企业专利申请所属的技术领域，以新技术领域专利申请数量衡量企业探索式创新水平，进而基于探索式创新的角度，揭示境外机构投资者持股对企业ESG表现的进一步经济影响。

1 研究设计

收起

1.1 研究假设

1.1.1 境外机构投资者持股对企业ESG表现的影响分析

一方面，境外机构投资者持股后有动机提高企业的ESG表现。首先，以欧盟、美国为代表的发达资本市场主要靠政策自上而下推动ESG信息披露，已经形成系统且规范的企业ESG信息披露指引^[14]。投资者和消费者日益关注企业可持续发展模式及其绿色产品^[10]，更愿意与对社会和环境负责的供应商建立关系^[11]。基于信号传递理论，良好的ESG表现意味着企业关注利益相关者的权益，这有利于巩固企业与利益相关者的关系并提高声誉。因此，境外机构投资者可能会参考国际主流的ESG标准对企业ESG表现提出更高要求，以提高投资收益。其次，由于文化和法律制度的差异以及地理距离的限制，相较于境内投资者，境外机构投资者往往处于信息劣势^[15]。ESG表现中蕴含有关企业内在价值和内部治理的相关信息，提高ESG表现可以降低境外机构投资者与企业间的信息不对称水平^[3]。因此，境外机构投资者有动机提高ESG表现，以降低投资风险。最后，根据委托代理理论，管理层作为代理人更加注重自身声誉与短期在职薪酬，而境外机构投资者作为股东更加注重长期持股收益，二者之间存在利益冲突^[6]。ESG表现在关注经济利润的同时兼顾企业社会责任与环境绩效，能够从根本战略层面促使管理层更加关注企业的长期可持续发展。因此，境外机构投资者有动机提高ESG表现，以实现其与管理层就企业长期价值增长的目标相容和结果共赢。

另一方面，境外机构投资者持股后有能力从提供资源、共享经验以及拓宽视野三方面，提高企业的ESG表现。首先，高昂的实践成本和资源约束是企业ESG表现不佳的重要原因^[16]。企业提高ESG表现前期需要付出大量资源，且投资周期长、收益见效慢。而境外机构投资者持股后可以基于自身持股网络在资源提供方面发挥纽带作用^[7]。例如，拓宽企业融资渠道，使企业有更多的资金用于实施环保项目、改善员工福利和优化治理结构等ESG活动；同时，增强企业在国际市场上的曝光度，吸引更多的投资者和合作伙伴，促进企业间ESG项目的交流与合作，为企业提高ESG表现扩大市场机会和资源基础。其次，境外机构投资者持股能够为企业带来先进的ESG实践经验，从而提高其ESG表现。目前，中国企业中的境外机构投资者，大多来自重视企业ESG表现的欧美发达资本市场，这些国家的境外机构投资者通常具备丰富的ESG实践经验，可以为提高企业ESG表现提供指导。最后，境外机构投资者能够拓宽企业的投资视野，从而提高其ESG表现^[17]。综上所述，境外机构投资者持股后有动机和能力提升企业的ESG表现，因而本文提出如下假设：

H1：境外机构投资者持股有利于提高企业ESG表现。

1.1.2 境外机构投资者持股对企业ESG表现的作用机制分析

（1）管理层短视

境外机构投资者持股有利于降低管理层短视。具体地，一方面，境外机构投资者通常具备成熟的投资策略，以获取长期投资回报为目标，更加重视企业可持续发展与长期价值实现。当短视管理层的决策与其追求的长期价值目标发生冲突时，境外机构投资者会主动参与公司治理，通过“用手投票”的方式促使管理层个人目标与股东目标趋于一致。另一方面，与境内投资者不同，境外机构投资者与企业之间的业务联系相对较少，对管理层的依赖程度较低，有更强的动机监督管理层^[6]。因此，境外机构投资者持股会降低管理层短视。

进一步地，管理层短视会降低企业ESG表现。首先，在竞争激烈的商业环境中，人们通常根据公司的短期业绩来评判公司绩效^[18]。面对外部资本市场压力，管理层往往会采取为最大化短期财务业绩和股票价格而牺牲企业长远利益的短视行为，严重阻碍了企业的长期可持续发展^[19]。其次，相较于境外机构投资者，管理层更能够实时掌握企业的经营信息，短视的管理层具备利用信息优势干扰企业ESG决策的条件。根据上层梯队理论，在进行投资决策时，短视的管理层更倾向于选择短期和高回报的项目，从而忽视了ESG表现对企业长期价值增长的重要性^[20]。最后，企业对管理层的业绩评估往往只根据管理层的短期表现进行评估，缺乏对其长期履职效果的问责^[18]。因此，短视的管理层为提高个人在职薪酬，通常会将短期财务目标置于长期ESG目标之上，最终导致企业在ESG方面的投入不足和表现欠佳。综上所述，本文提出如下假设：

H2：境外机构投资者持股通过降低管理层短视，从而提高企业ESG表现。

（2）融资约束

境外机构投资者持股有利于缓解企业的融资约束。具体地，一方面，境外机构投资者持股能够有效增加企业的外源融资供应量，为企业提供更多样和广泛的融资渠道^[21]。境外机构投资者进入中国A股市场，加强了中国与国际资本市场的互联互通，通过提高中国资本市场的运转效率带来活钱效应，从而拓宽了企业的融资渠道。进一步地，境外机构投资者通常具有广泛的全球业务网络，往往与各类金融机构和投资基金建立了良好的合作关系，因此境外机构投资者可以通过引荐潜在投资者、帮助企业获取银行贷款和债券发行等方式为中国企业提供更多的融资渠道。另一方面，境外机构投资者持股能够降低企业的融资成本。已有研究表明，境外机构投资者持股既能够使境内外投资者共同分担市场风险，又能够提高市场流动性并降低投资者的交易成本，从而刺激投资者交易需求，最终降低了企业的融资成本^[22]。

进一步地，融资约束会降低企业ESG表现。一方面，ESG表现对于投入资金的规模和持续性提出了较高的要求，而融资约束会导致企业难以获得开展ESG活动所需的资金，使企业无法做出最佳经营决策和优化资源配置，从而限制了企业ESG表现的提高^[23]。另一方面，融资约束会加剧企业的竞争劣势和生存压力。在此背景下，企业需要将资源集中在保持竞争力和生存能力上，进而会抑制企业以长期发展为导向的ESG表现的提升。综上所述，本文提出如下假设：

H3：境外机构投资者持股通过缓解融资约束，从而提高企业ESG表现。

（3）风险承担

境外机构投资者持股有利于提高企业的风险承担。一方面，境外机构投资者对不确定性更加宽容，往往具有更强的风险承担能力，能够促进企业更加关注长期投资行为与可持续发展^[6]。另一方面，境外机构投资者持股能够降低委托代理问题，提高企业风险承担意愿。风险承担不足根源于企业的委托代理问题，当内部委托代理问题比较严重时，管理层为了维持企业绩效，对有利于企业长期增长的风险项目投资意愿不足^[24]。而境外机构投资者持股可以降低管理层与股东之间的委托代理问题，迫使风险规避的管理层积极投资，从而提高企业风险承担水平。

进一步地，风险承担会提高企业ESG表现。一方面，风险承担水平较高的企业能够更加全面地评估和管理各种风险，其中也包括对于ESG风险的认知和预防。环境问题、社会问题以及不良的公司治理可能会对企业利益相关者产生负面影响，提高ESG表现能够减少企业潜在的财务、法律和声誉风险。另一方面，对于企业来说，ESG投资是对无形资产的一项长期投资，其收益的不确定性程度较高。企业风险承担水平的提高，代表其对不确定性的容忍度提高，更具有长远的视野和战略规划，会对企业价值提升与可持续发展产生积极影响^[25]。因此，合理的风险承担水平有助于提高ESG表现。综上所述，本文提出如下假设：

H4：境外机构投资者持股通过提高风险承担，从而提高企业ESG表现。

综上所述，本文构建的理论框架模型如图1所示。

1.2 样本选择与数据来源

本文以2009—2022年中国沪深A股上市公司为初始研究样本，并按照如下原则进行筛选：（1）剔除ST、^*ST或PT上市公司样本；（2）剔除金融行业上市公司样本；（3）剔除关键数据缺失的上市公司样本。最终得到34 802个企业-年度面板数据。

企业ESG表现数据来自华证和彭博ESG评级，境外机构投资者持股、企业财务以及公司治理的相关数据均来自CSMAR数据库和CNRDS数据库，并结合企业年报对部分缺失数据进行了手动补充。此外，为避免极端值的干扰，本文对所有连续变量进行了1%的双边缩尾处理。

1.3 变量定义

1.3.1 被解释变量

首先，本文以经过归一化处理的华证ESG评级衡量企业ESG表现（ESG）。华证ESG评级涵盖乡村振兴等特色指标，且覆盖了全部中国A股上市公司，能够客观、真实地反映中国企业的ESG表现。为了使ESG评级更加符合标准正态分布，本文对其进行了归一化处理，且取值范围为（0，1），其值越高代表企业ESG表现越好。

其次，为了避免特定处理方法对于回归结果的影响，本文在稳健性检验中以经过赋值处理的华证ESG评级（ESG1）来衡量。借鉴已有研究^[26]，本文根据华证ESG的9档评级，由低到高分别赋值为1-9。

最后，考虑到不同评级机构在评估ESG表现时使用的方法不尽相同，本文在稳健性检验中还以经过归一化处理的彭博ESG评级（ESG2）来衡量。

1.3.2 解释变量

在基准回归中，本文借鉴已有研究^[7,27]，分别从数量和比例两方面衡量境外机构投资者持股情况：

（1）境外机构投资者数量（FII_num）：企业各季度境外机构投资者数量的年度均值。

（2）境外机构投资者持股比例（FII_prop）：企业各季度境外机构投资者持股占企业总股本比例的年度均值。

在稳健性检验中，考虑到境外机构投资者相对于第一大股东的持股情况更能体现境外机构投资者对企业决策的影响力，故借鉴已有研究，本文采用企业各季度境外机构投资者持股占第一大股东持股比例的年度均值（FII_bal）来衡量境外机构投资者持股情况^[28]。

1.3.3 机制变量

（1）管理层短视（Turnover）：由于无法直接度量管理层短视，故本文以股票换手率间接度量管理者短视^[29]。具体地，本文以年个股交易数占企业总股本的比例衡量。

（2）融资约束（KZ）：以KZ指数衡量。

（3）风险承担（Risktake）：以研发支出占总资产的比例衡量。

1.3.4 控制变量

借鉴已有研究^[24,30]，本文首先控制了包括资产负债率（Lev）、资产收益率（Roa）、固定资产比例（Fap）和企业年龄（Age）在内的企业运营层面的变量，包括企业董事会规模（Bsize）、独立董事比例（Indep）和股权集中度（Top1）在内的公司治理层面的变量。其次，考虑到境外机构投资者具有境外投资者与机构投资者的双重属性，本文进一步控制了境内机构投资者持股比例（DII_prop），以确保境外机构投资者持股对企业ESG表现的提升是来自其境外属性而非机构投资者身份。最后，本文还控制了年份和行业固定效应。

1.4 模型构建

为了检验境外机构投资者持股对企业ESG表现的影响，本文构建基准回归模型（1）：

（1）$ES{G}_{i，t+1}={\alpha }_{0}+{\alpha }_{1}FII\_nu{m}_{i，t}（FII\_pro{p}_{i，t}）+\Sigma \lambda Control{s}_{i，t}+\Sigma Year+\Sigma Ind+{\epsilon }_{i，t}$

由于被解释变量为连续变量，因而本文对模型（1）进行多维面板固定效应Ols回归，并对标准误采取企业层面的聚类调整，以提高回归结果的可靠性。其中，被解释变量ESG_i_，_t₊₁代表企业i第t+1年的ESG表现，解释变量FII_num_i_，_t和FII_prop_i_，_t分别代表企业i第t年的境外机构投资者数量和持股比例，Controls_i_，_t代表控制变量，Year为年份固定效应，Ind为行业固定效应。α₀为常数项，ε_i_，_t为随机扰动项。若α₁显著为正，则假设1得到验证。

为了检验境外机构投资者持股影响企业ESG表现的作用机制，借鉴已有研究^[31]，本文构建机制检验模型（2）：

（2）$Mechanis{m}_{i，t}={\beta }_{0}+{\beta }_{1}FII\_pro{p}_{i，t}+\Sigma \lambda Control{s}_{i，t}+\Sigma Year+\Sigma Ind+{\epsilon }_{i，t}$

由于被解释变量为连续变量，因而本文对模型（2）进行多维面板固定效应Ols回归，并对标准误采取企业层面的聚类调整，以提高回归结果的可靠性。其中，被解释变量Mechanism_i_，_t分别代表管理层短视（Turnover）、融资约束（KZ）和风险承担（Risktake）三个机制变量，其他变量与模型（1）一致。若β₁分别显著为负、负和正，则假设2-4得到验证。

2 实证分析

收起

2.1 描述性统计分析

本文主要变量描述性统计结果如下：首先，ESG表现（ESG）的平均值为0.62，说明企业ESG表现有待提升。其次，境外机构投资者数量（FII_num）的标准差为0.80，说明企业境外机构投资者的持股情况存在一定的差异。境外机构投资者持股比例（FII_prop）的平均值为0.04，说明境外机构投资者持股的平均比例约为4%。最后，管理层短视（Turnover）的标准差为2.71，说明管理层短视的差异较大。融资约束（KZ）的标准差为2.38，说明企业融资约束的差异较大。风险承担（Risktake）的平均值为0.02，说明企业风险承担水平普遍较低。其余控制变量的描述性统计结果与现有研究基本一致，在此不再赘述^①。

2.2 基准回归分析

如表1所示，境外机构投资者数量（FII_num）和持股比例（FII_prop）的估计系数均在1%水平上显著为正。研究表明，境外机构投资者持股显著提高了企业ESG表现，假设1得到了验证。

2.3 内生性与稳健性检验

2.3.1 内生性检验

（1）Heckman两阶段检验

考虑因样本自选择所致的内生性问题，本文进行Heckman两阶段检验。借鉴已有研究^[32]，本文以境外机构投资者持股的哑变量（FII_dum）为被解释变量，以企业规模（Size）、资产负债率（Lev）、资产收益率（Roa）、企业成长性（Growth）、企业年龄（Age）、第一大股东持股比例（Top1）和两职合一（Dual）为选择变量，形成模型（3）。然后，基于模型（3）计算逆米尔斯比率（Imr），并代入模型（1）中，形成模型（4）。

（3）$FII\_du{m}_{i，t}={\omega }_{0}+{\omega }_{1}Siz{e}_{i，t}+{\omega }_{2}Le{v}_{i，t}+{\omega }_{3}Ro{a}_{i，t}+{\omega }_{4}Growt{h}_{i，t}+{\omega }_{5}Ag{e}_{i，t}+{\omega }_{6}Top{1}_{i，t}+{\omega }_{7}Dua{l}_{i，t}+\sum Year+\sum Ind+{\epsilon }_{i，t}$

（4）$ES{G}_{i，t+1}={\gamma }_{0}+{\gamma }_{1}FII\_pro{p}_{i，t}+\sum \lambda Control{s}_{i，t}+{\gamma }_{2}Imr+\sum Year+\sum Ind+{\epsilon }_{i，t}$

如表2列（1）-（2）所示，在控制了样本自选择的内生性问题后，研究结论保持不变。

（2）IV-2SLS检验

考虑到互为因果的内生性问题，本文进行IV-2SLS检验。借鉴已有研究，本文以同省份其他企业的境外机构投资者持股比例均值（FII_reg）作为工具变量^[33]。结果如表2列（3）-（4）所示，在第一阶段，工具变量（FII_reg）的估计系数显著为正，满足了工具变量相关性条件。此外，Kleibergen-Paap rk LM统计量的p值为0.000，Cragg-Donald Wald F和Kleibergen-Paap rk Wald F检验的统计值均大于10%临界值（16.38），表明该工具变量通过了不可识别检验和弱工具变量检验。在第二阶段，境外机构投资者持股比例（FII_prop）的估计系数仍显著为正。研究表明，在控制了互为因果的内生性问题后，研究结论保持不变。

（3）PSM检验

为了进一步降低估计偏误带来的内生性问题，本文基于1∶2最近邻匹配为实验组样本匹配合适的对照组样本，并基于PSM样本重新回归。结果如表2列（5）所示，在控制了估计偏误的内生性问题后，研究结论保持不变。

2.3.2 稳健性检验

本文还采取其他方法进行稳健性检验：第一，以t+2期ESG表现作为被解释变量；第二，以境外机构投资者持股占第一大股东持股比例的年度均值（FII_bal）作为解释变量；第三，以经过赋值处理的华证ESG评级（ESG1）和经过归一化处理的彭博ESG评级（ESG2）重新衡量企业ESG表现。各方法回归结果均与假设1预期一致，研究结论保持稳健^①。

2.4 内部作用机制分析

2.4.1 管理层短视

如表3列（1）所示，FII_prop的估计系数显著为负。研究表明，境外机构投资者具有较强的独立性且更重视企业长期价值，通过积极参与公司治理，降低企业因管理层短视引致的ESG投入不足和表现欠佳。即，境外机构投资者持股能够通过降低管理层短视，从而提高企业ESG表现，假设2得到了验证。

2.4.2 融资约束

如表3列（2）所示，FII_prop的估计系数显著为负。研究表明，境外机构投资者持股后，有利于拓宽企业融资渠道并降低企业融资成本，从而缓解了企业融资约束。而融资约束不仅会使企业难以获得开展ESG活动所需的资金，还会加剧企业的竞争劣势和生存压力，迫使企业将资源集中在保持竞争力和生存能力上，最终限制了ESG表现的提高。即，境外机构投资者持股能够通过缓解融资约束，从而提高企业ESG表现，假设3得到了验证。

2.4.3 风险承担

如表3列（3）所示，FII_prop的估计系数显著为正。研究表明，境外机构投资者往往更注重企业长期价值增长，具有较高的风险容忍度，这有利于提高企业风险承担水平，从而正确、客观地认知与管理ESG风险，从而以长远的视野和战略规划提升企业ESG表现。即，境外机构投资者持股能够通过提高风险承担，从而提高企业ESG表现，假设4得到了验证。

2.5 外部影响机制分析

企业ESG表现与其外部利益相关者的利益密切相关，因而本文基于利益相关者的视角，从分析师关注、媒体监督和政府约束三方面，展开境外机构投资者对企业ESG表现的外部影响机制分析。

2.5.1 分析师关注

通过跟踪上市公司定期报告、参加电话会议以及实地调研等形式，分析师能够获取企业有关信息并在资本市场以研报形式披露出来，从而对企业ESG表现形成外部监督^[34]。因此，本文根据行业年度层面分析师出具的研报数量（Analyst）的均值将样本划分为分析师关注较高和较低组，结果如表4列（1）-（2）所示。研究表明，分析师关注通过缓解境外投资者与企业内部的信息不对称水平，从而强化了境外机构投资者持股对企业ESG表现的提升作用。

2.5.2 媒体监督

媒体作为资本市场上的重要信息中介，其主要作用是传播企业信息，提高公众对企业事件的关注度^[35]。当媒体报道了企业的负面新闻后，境外机构投资者可能更倾向于减持甚至退出。面对这种外部压力，企业可能更倾向于提高其ESG表现。因此，本文根据行业年度层面的负面媒体报道数量（Media）的均值将样本划分为媒体监督压力较高和较低组，结果如表4列（3）-（4）所示。研究表明，媒体监督通过提高公众及有关监管部门对企业的关注度，提高了企业的违规成本和声誉敏感性，从而强化了境外机构投资者持股对企业ESG表现的提升作用。

2.5.3 政府约束

政府可以通过制定一系列企业ESG相关政策，督促企业提升ESG表现^[36]。国务院国资委于2022年发布《提高央企控股上市公司质量工作方案》，要求央企控股上市公司发挥带头示范作用，力争到2023年实现ESG专项报告披露“全覆盖”，这对企业ESG表现构成外部约束。因此，本文以企业是否为央企控股（Csoe）将样本划分为政府约束较强和较弱组，结果如表4列（5）-（6）所示。研究表明，在当前ESG制度非刚性背景下，政府约束能够自上而下提升企业ESG信息披露的积极性，对企业提升ESG表现构成有效外部约束，从而强化了境外机构投资者持股对企业ESG表现的提升作用。

2.6 进一步分析

本文基于企业当年申请的发明和实用新型专利是否属于新技术领域，考察企业探索式创新的具体情况。借鉴已有研究的做法^[37]，国际专利分类号（IPC）的主分类号前4位往往能够代表某一类技术领域。本文通过对比企业近5年来已进入的技术领域池，来判断企业当年申请的专利是否属于新技术领域。具体地，本文以企业当年申请的属于新技术领域的专利数量来衡量企业探索式创新（Explor）。

借鉴已有研究^[38]，以模型（1）中的α₁×FII_prop_i，t的拟合值为解释变量（ESG_s），以衡量由境外机构投资者持股引致的企业ESG表现提高的部分。据此，本文构建模型（5），并采用面板固定效应负二项回归，从而进一步分析境外机构投资者持股对企业探索式创新的经济影响。

（5）$Explo{r}_{i，t+1}（Explo{r}_{i，t+2}）={\delta }_{0}+{\delta }_{1}ESG\_{s}_{i，t}+\sum \lambda Control{s}_{i，t}+\sum Year+\sum Ind+{\epsilon }_{i，t}$

结果如表5所示，境外机构投资者持股通过提高ESG表现，能够进一步助力企业提升探索式创新水平。

3 主要研究结论及启示

收起

3.1 主要研究结论

随着中国资本市场的逐步开放，境外机构投资者可能基于国际主流标准与持股偏好对企业ESG表现提出要求。在中国ESG制度环境非刚性的背景下，境外机构投资者持股能否在提升企业ESG表现方面发挥积极治理作用尚不明晰。因此，本文以2009—2022年中国沪深A股上市公司为研究样本，展开境外机构投资者持股对企业ESG表现的影响研究，主要研究结论如下：

（1）境外机构投资者持股能够提高企业ESG表现，结论经过一系列内生性和稳健性检验后依然成立。在当前中国ESG制度非刚性背景下，境外机构投资者持股是中国资本市场开放能够助力企业ESG表现提升的内在作用路径。通过提供关键资源、共享实践经验以及拓宽投资视野，境外机构投资者持股能够在提升企业ESG表现方面发挥积极治理作用，这对当前中国企业所处的ESG制度环境构成有益补充。相比于以往以资本市场开放为准自然实验，间接分析境外机构投资者对企业ESG表现的影响研究，本文为阐明境外机构投资者持股对企业ESG表现的积极影响提供了中国本土化情境下的理论解答和经验证据。

（2）内部作用机制分析发现，境外机构投资者持股通过降低管理层短视、缓解融资约束以及提高风险承担，从而提高了中国企业ESG表现。境外机构投资者具有较强的独立性且注重企业长期价值增长，可以在监督管理层方面发挥股东积极治理作用。此外，提升ESG表现作为企业的一项长期投资，对企业融资能力与风险承担提出较高要求，而引入境外机构投资者持股有助于缓解企业融资约束，并引导企业正确、客观地认知与管理ESG风险，从而以长远的视野和战略规划提升企业ESG表现。本文阐明了境外机构投资者持股对企业ESG表现的具体作用机制，为持续推动以资本市场开放促进中国高质量发展提供境外机构投资者持股方面的证据支持。

（3）外部影响机制分析发现，分析师关注、媒体监督与政府约束能够强化境外机构投资者持股对企业ESG表现的提升作用。在中国ESG制度非刚性背景下，外部利益相关者是提升企业ESG表现的重要“市场软约束”，能够在境外机构投资者持股提升企业ESG表现的过程中发挥积极作用。因而，有必要充分调动各利益相关者的参与积极性，巩固外部利益相关者在其中发挥的积极协同作用。本文不仅拓宽了境外机构投资者持股对企业ESG表现的影响机制研究，更为充分发挥境外机构投资者的积极治理作用提供外部利益相关者视角的实践建议。

（4）进一步分析发现，境外机构投资者持股通过提高ESG表现，能够助力企业提升探索式创新水平。企业简单地进行同质性创新活动已无法满足新质生产力对科技创新的发展要求，而探索式创新能够从根本上颠覆已有技术，是企业拓展创新边界的重要抓手。本文基于探索式创新的视角，不仅丰富了境外机构投资者持股对企业的经济影响研究，还为资本市场开放背景下持续深化创新驱动发展战略提供一定的政策思路。

3.2 研究启示

根据研究结论，本文得到的研究启示如下：

（1）进一步完善资本市场开放的有关机制，为境外机构投资者提高企业ESG表现创造良好的外部条件。一方面，政府及监管部门应进一步深化资本市场交易互联互通机制，从而为境外机构投资者创造便利的投资环境。考虑资本市场开放过程中涉及跨国合作等复杂的政策和法规问题，政府及监管部门可以通过制定明确的政策框架，有序放宽境外机构投资者准入限制或持股比例限制，以吸引长期价值主义倾向的境外机构投资者持股中国企业，从而发挥境外机构投资者的积极治理作用。另一方面，在资本市场开放过程中，考虑到ESG信息披露标准存在多样性和复杂性，政府及监管部门可以加强与国际可持续准则理事会（ISSB）等国际机构的合作，统一并优化ESG信息披露标准，以便境外机构投资者更好地了解、评估中国企业ESG表现。

（2）在中国尚未发布适用于全部企业的强制性ESG政策背景下，充分发挥分析师、媒体、政府等外部利益相关者对企业ESG表现的协同提升作用。一方面，企业应当积极响应《上市公司投资者关系管理工作指引》，通过定期举办投资者关系活动以及ESG研讨会等方式，主动为利益相关者提供透明、准确的ESG信息并将其纳入ESG管理体系中，从而为外部利益相关者充分发挥监督作用提供信息渠道。另一方面，政府及监管部门应考虑到不同的利益相关者对企业ESG信息的需求差异，进一步完善企业ESG信息披露制度与绩效考核制度。

基金

收起

教育部人文社科青年基金项目：“制度非刚性与社会高需求冲突下企业ESG行为的同伴效应研究”(23YJC630097)
教育部人文社科青年基金项目：“制度非刚性与社会高需求冲突下企业ESG行为的同伴效应研究”(2023—2026)
中央高校基本科研业务费项目：“企业ESG表现的同伴效应研究”(3132024286)
中央高校基本科研业务费项目：“企业ESG表现的同伴效应研究”(2024—2025)
中国博士后科学基金面上项目：“‘一带一路’绿色投资下大股东驱动企业高质量发展的作用机制与效果评价研究”(2021M700649)
中国博士后科学基金面上项目：“‘一带一路’绿色投资下大股东驱动企业高质量发展的作用机制与效果评价研究”(2022—2024)

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文献

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2026年第47卷第3期

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文章信息

doi: 10.19571/j.cnki.1000-2995.2026.03.016

接收时间：2024-04-22
首发时间：2026-05-20
出版时间：2026-03-20

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出版历史

收稿日期：2024-04-22
修回日期：2024-12-02

基金

教育部人文社科青年基金项目：“制度非刚性与社会高需求冲突下企业ESG行为的同伴效应研究”(23YJC630097)

教育部人文社科青年基金项目：“制度非刚性与社会高需求冲突下企业ESG行为的同伴效应研究”(2023—2026)

中央高校基本科研业务费项目：“企业ESG表现的同伴效应研究”(3132024286)

中央高校基本科研业务费项目：“企业ESG表现的同伴效应研究”(2024—2025)

中国博士后科学基金面上项目：“‘一带一路’绿色投资下大股东驱动企业高质量发展的作用机制与效果评价研究”(2021M700649)

中国博士后科学基金面上项目：“‘一带一路’绿色投资下大股东驱动企业高质量发展的作用机制与效果评价研究”(2022—2024)

作者信息

大连海事大学航运经济与管理学院，辽宁大连 116026

通讯作者:

李笑冲，E-mail：xcli@dlmu.edu.cn

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https://castjournals.cast.org.cn/joweb/kygl/CN/10.19571/j.cnki.1000-2995.2026.03.016

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2种不同金属材料的力学参数

科 Family	属数 Number of genus	种数 Number of species	占总种数比例 Percentage of total species (%)	属 Genus	种数 Number of species	占总种数比例 Percentage of total species (%)
鹅膏菌科Amanitaceae	2	11	5.26	鹅膏菌属 Amanita	10	4.78
小菇科 Mycenaceae	2	12	5.74	丝盖伞属 Inocybe	5	2.39
多孔菌科 Polyporaceae	8	14	6.70	蜡蘑属 Laccaria	5	2.39
红菇科 Russulaceae	3	23	11.00	小皮伞属 Marasmius	6	2.87
				小菇属 Mycena	11	5.26
				光柄菇属 Pluteus	5	2.39
				红菇属 Russula	17	8.13
				栓菌属 Trametes	5	2.39

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TxT

变量	（1）	（2）
FII_num	0.01^***
	（0.00）
FII_prop		0.07^***
		（0.02）
控制变量	是	是
年份/行业固定效应	是	是
Adj R²	0.30	0.30
N	34 802	34 802

变量

（1）

（2）

ESG_t+1

FII_num

0.01^***

（0.00）

FII_prop

0.07^***

（0.02）

控制变量

是

年份/行业固定效应

是

Adj R²

0.30

34 802

变量

（1）

（2）

（3）

（4）

（5）

FII_dum

ESG_t+1

FII_prop

ESG_t+1

FII_prop

0.03^*

0.59^***

0.07^***

（0.02）

（0.15）

（0.02）

FII_reg

0.64^***

（0.09）

Size

0.37^***

（0.02）

Lev

-0.56^***

（0.10）

Roa

1.74^***

（0.23）

Growth

-0.12^***

（0.02）

Age

0.20^***

（0.07）

Top1

0.55^***

（0.11）

Dual

0.07^**

（0.03）

Loglikelihood

-18 077.84

Chi²

1646.93

Cragg-Donald Wald F统计量

429.41

Kleibergen-Paap rk Wald F统计量

55.60

Kleibergen-Paap rk LM统计量[p值]

54.10[0.00]

控制变量

是

年份/行业固定效应

是

Adj R²

0.35

0.08

0.30

32 887

34 802

23 182

变量	（1）	（2）	（3）
FII_prop	-3.04^***	-0.88^***	0.01^**
	（0.22）	（0.14）	（0.00）
控制变量	是	是	是
年份/行业固定效应	是	是	是
Adj R²	0.26	0.61	0.37
N	34 802	33 279	34 802

变量

（1）

（2）

（3）

Turnover

Risktake

FII_prop

-3.04^***

-0.88^***

0.01^**

（0.22）

（0.14）

（0.00）

控制变量

是

年份/行业固定效应

是

Adj R²

0.26

0.61

0.37

34 802

33 279

34 802

变量	（1）	（2）	（3）	（4）	（5）	（6）
FII_prop	0.08^***	0.01	0.12^***	-0.01	0.19^***	0.05^***
	（0.02）	（0.02）	（0.02）	（0.02）	（0.05）	（0.02）
组间系数差异检验 [p值]	0.07^*** [0.00]	0.13^*** [0.00]	0.14^*** [0.01]
控制变量	是	是	是
年份/行业固定效应	是	是	是
Adj R²	0.24	0.31	0.28	0.32	0.29	0.30
N	16 735	18 067	16 160	18 642	4019	30 783

变量

（1）

（2）

（3）

（4）

（5）

（6）

Analyst较高组

Analyst较低组

Media较高组

Media较低组

Csoe=1

Csoe=0

ESG_t+1

FII_prop

0.08^***

0.01

0.12^***

-0.01

0.19^***

0.05^***

（0.02）

（0.05）

（0.02）

组间系数差异检验
[p值]

0.07^***
[0.00]

0.13^***
[0.00]

0.14^***
[0.01]

控制变量

是

年份/行业固定效应

是

Adj R²

0.24

0.31

0.28

0.32

0.29

0.30

16 735

18 067

16 160

18 642

4019

30 783

变量	（1）	（2）
ESG_s	8.91^***	7.38^***
	（2.14）	（2.23）
控制变量	是	是
年份/行业固定效应	是	是
Wald chi²	2274.84	1963.71
N	34 802	30 545

变量

（1）

（2）

Explor_t+1

Explor_t+2

ESG_s

8.91^***

7.38^***

（2.14）

（2.23）

控制变量

是

年份/行业固定效应

是

Wald chi²

2274.84

1963.71

34 802

30 545