论文标题：The Effects of Mandatory ESG Disclosure Around the World

中文标题：全球范围内强制性ESG信息披露的影响

原文来源：PHILIPP KRUEGER, ZACHARIAS SAUTNER, DRAGON YONGJUN TANG, AND RUI ZHONG.2024."The Effects of Mandatory ESG Disclosure Around the World." Journal of Accounting Research .

供稿：何熳

封面图片来源：Pexels

编者按

世界范围内，各国正在加快ESG信息披露制度的建设和完善。文章基于此背景，利用交错DID探究强制ESG信息披露对于企业股票流动性的影响。文章的基准回归、异质性分析、稳健性检验均得出一致、稳健的结论，强制性ESG信息披露能从多个维度提高企业股票流动性，提振市场投资者的信心。文章的实证分析直接贡献于考察强制性ESG披露规则对信息环境及企业产生影响的研究。通过使用全球样本，文章在很大程度上减轻了与披露授权内生性有关的担忧，补充了现有文献关注单个国家的不足。

研究背景

ESG（Environmental, Social, and Governance）信息正在对投资者决策产生越来越大的影响，因此投资者迫切需要获取高质量的ESG信息。但ESG信息需求和企业ESG信息披露之间仍然存在着巨大的差距。为了解决ESG信息的供需失衡，一些国家推行了强制性的ESG披露法规，全球范围内也正在设计、协调、政策实施国际ESG披露标准。

理论分析与假设提出

（一）理论分析

首先，公开披露ESG信息可以缓解投资者面临的逆向选择问题，提高股票流动性。当ESG活动相关的风险和带来的现金流的竞争环境达到平衡时，更多的投资者会选择股票投资。其次，强制性ESG信息披露可以降低投资者搜索和处理有关ESG活动风险和现金流效应的信息成本。相比于一般成本而言，这些成本更加分散，难以量化。信息披露理论预测，即使不存在披露核查、监管和监督，自愿性披露同样具备信息价值。但强制性披露更有益于增加公司披露的可信度，效应更强。强制性披露要求披露的信息含量更高，更具有可比性，便于不同公司之间横向比较。横向可比使得信息对于投资者而言，可用性更高，更便于投资者进行更多的交易活动，最终提高股票流动性。

（二）假设提出

ESG信息披露要求，可以缓解投资者关于ESG活动如何影响企业财务基本面的信息不对称，同时，ESG信息披露也包含企业经营活动的外部性，如更多的ESG信息可以使投资者更容易观察管理者决策对环境和社会的影响，帮助投资者更好地评估当前和未来的风险和现金流，提振市场投资者的信心，进而多方面影响企业的股票流动性。

样本与研究设计

（一）样本数据

文章从Eikon中提取了股票价格和交易数据，从Worldscope中提取了公司基本面数据，从I/B/E/S中提取了分析师和盈余指导数据。以C&S项目为主要来源编制了关于ESG披露的数据，并以全球报告倡议( GRI )和可持续证券交易所( SSE )的数据进行了补充。

经过匹配筛选后，文章的样本期间为2002年至2020年，包括65个国家17680家独立企业的136269个公司-年度观测值的面板数据。

通过收集各国ESG法规的信息，文章构建了ESG披露要求的数据集。C&S项目收集了有关国家自愿或强制报告ESG相关信息的政策数据，用上证综指和GRI的信息对这些数据进行补充。文章使用来自政府、证券交易所和媒体的信息来交叉检验信息的准确性。基于这些来源，文章编制了一个与强制性ESG报告相关的国家层面法规的数据集。

（二）变量

变量Mandatory ESG Disclosure，当一个国家从第一年开始强制ESG披露，取值为1，否则为零。在样本期间从未引入ESG披露要求的国家中，该变量在所有年份都为零。

流动性度量：使用三个在公司-年度层面上存在差异的股票流动性代理指标。买卖价差是指每日买卖价差的年中位数（每日收盘价与要价之差除以中点）。价格影响是日度Amihud [ 2002 ]非流动性度量的年度中位值，计算为每日股票绝对收益率( % )除以每日交易量(美元)。零收益是指在一年的潜在交易日总数中，日收益为零的交易日数。文章测量了会计年度(即,对于t + 1年)结束后[ + 1 ; + 12 ]个月期间的流动性。根据Daske等人[ 2008 ]的研究，通过一次斜交旋转的因子分析将三个指标聚合成一个单因子，即非兑现性因子。该因子的值越高(低)，表明流动性越少(多)。

实证研究

（一）主回归分析

采用公司-年分析来检验强制性ESG披露对股票流动性的影响。由于监管事件发生在不同国家和不同时间点，估计结果对应于交错双重差分模型。主回归估计的基本回归模型：

其中，Liquidity_{i,c,t + 1}为股票流动性的度量指标——要么是单个代理指标(买卖价差、价格冲击或零收益)，要么是总体指标(非兑现性因子)。文章衡量的是第t + 1期的流动性，因为大多数披露要求会给企业一个时间缓冲，直到企业不得不遵守。一些国家的公司可能还没有在t + 1年向市场提供额外的ESG信息。然而，根据菲克特、Hitz和莱曼[ 2022 ]的研究，样本中的企业往往会在ESG披露法规正式生效之前增加ESG披露。使用投标询价价差和价格影响的回归适用对数线性规范。解释变量为强制性ESG信息披露( Mandatory ESG Disclosure )，捕捉c国在t年引入强制性ESG信息披露的情况。向量X包含在企业或国家层面上变化的控制变量，δ_i表示企业固定效应，δ_j×δ_t表示行业-年度固定效应。企业固定效应意味着文章的识别是从企业内的变异中获得的。行业-年度固定效应解释了ESG问题的行业特殊性。标准误差在企业层面上聚集。聚类标准误的水平遵循Daske等人[ 2008 ]，他们的设定与文章的相似，因为他们研究了由于IFRS而产生的强制性财务报告如何影响流动性。如果强制性ESG披露提高了流动性，文章预期方程( 1 )中的β₁为负且具有统计显著性。

表3报告了方程( 1 )不同条件下的估计结果。在第1 - 3列中，我们发现对三个个体流动性指标都有一个一致的趋势：负的和显著的β₁估计值表明，强制披露ESG信息的公司经历了股票流动性的增加，并且在经济上是有意义的。在第1列中，一国引入ESG披露要求后，买卖价差下降8.4 %；在第2列中，Amihud [ 2002 ]的测度提高了16 %；而在第3列中，回原点天的比例每年下降150个基点( 13 %的标准偏差)或大约4个交易日。

第1 ~ 3列中的效应转化为第4列中的负且显著的β ₁系数；文章估计总测量的减少0.085 (或9%)的标准偏差( 0.905 )。在回归中，从未被处理的公司的比例高达44 %。如此高的百分比缓解了治疗效应( Baker , Larcker和Wang )的异质性的偏倚。在第5列中，如果仅从企业内变异(文章省略了分行业的固定效应)中识别效应，则β ₁估计值不受影响。

在第6 - 7列中，将样本分为2010年前和2010年后两个时期，以考察处理效应在日历时间上的变化。与投资过程中对ESG信息的需求加强相一致，第6列( 2010年后)中的β ₁约为第7列( 2010年以前)中相应估计值的2倍，这说明ESG披露在2010年之前也获得了有意义且重大的影响，这减轻了人们的担忧，即第4栏中的大多数影响来自于2016年(见图1)中引入的欧盟国家ESG披露要求的浪潮。

第8 - 10列涉及与获得身份证明的国家有关的关切。在第8列中，将估计仅限于处置组国家。该样本确定了引入ESG披露规则处理的公司，相对于未引入的公司的流动性影响。这种比较确保了这种影响不源于控制组国家(在处置组国家的公司不受影响)的流动性变化。文章继续发现负的和显著的β ₁估计值。在第9列中，根据一国是否一次性或逐步引入ESG信息披露，将强制性ESG信息披露分解为两个互不重叠的指标。这两种实施方式都伴随着非流动性因子的下降。事实上，系数估计值在统计上是不可区分的。也就是说，流动性得益于一一对应披露要求——假设所有三个ESG主题最终都被覆盖——与所有三个主题同时披露时的披露要求相似。在第10栏中，排除了在不同时间点通过E、S和G条例的国家，因为对那些(效果可能会随着时间的推移而增强)国家而言，量化披露要求的流动性收益可能更加困难。文章继续发现，ESG披露要求立即执行的国家的流动性显著增加。

-表3- 强制性ESG信息披露和股票流动性：平均处理效应

（二）进一步分析

文章的结果提供了ESG披露规则提高流动性的证据。然而，这一证据可能部分地受到事前自愿披露和预期的影响。这两个因素都会导致违背前趋势和平行趋势假设。文章在图1中开始对这些因素进行评估，该图通过将强制性ESG披露替换为六项指标来报告处理效果的事件时间动态，每项指标都标志着在引入披露任务前后一年。省略年份t = - 1，以便估计相对于今年的影响，并将政策引入前( t≤- 3 )或后( t≥+ 3 )的三年或更长的年份组合在一起。在图中，文章观察到，一旦引入ESG披露规则，流动性会得到改善，并且在随后的几年中，这种影响会增加，特别是从t = + 2开始。然而，有证据表明，流动性已经从t = - 2提高到政策出台前的基准年。在离强制采用(年t≤- 3)的年份更远的年份，非流动性因素是无法与零区分的。

-图1- 强制性ESG信息披露与股票流动性：动态效应

因此，作者进一步分析政策出台之前，什么因素导致了政策的动态效应。

1.自愿性披露

在表4的第1 - 3列中，文章检验了前期趋势是否源于ESG披露规则之前有自愿披露倡议的国家。这些举措可能导致一些公司在政策正式实施之前自愿提供ESG信息，这可能会导致在政策实施之前产生流动性变化。这是一个令人担忧的问题，因为一些国家在转向强制性披露之前几年就推出了自愿性披露倡议。随后，自愿性披露举措也可能导致正式政策实施取代自愿性举措后流动性改善程度的降低。为了反映这些可能性，文章在第1 - 2列中剔除了在ESG披露政策实施之前引入了自愿性ESG披露倡议的国家的所有公司-年度数据，并在第3列ESG强制性披露与Vol进行了交互。文章在第1列和第2列中面临的一个权衡是，提出有自愿性倡议的国家可以使文章获得一个更干净地捕获ESG披露要求的因果效应的样本，但这是以减少跨国差异为代价的。

文章使用国家层面的自愿性披露措施，因为公司层面的披露选择可能容易产生选择效应。例如，投资者可能会将公司的自愿性信息披露解释为对透明度的一般承诺，而不是对ESG相关的信息不对称( Daske等)的减少做出反应。而且，对自愿性信息披露倡议做出反应的公司——或独立于自愿性信息披露倡议做出反应的公司——可能与不做出反应的公司存在根本差异，而这些差异可能与流动性变化有关。相反，一项全国性的政策会导致该国所有公司披露ESG信息的倾向的增加。它可能会对那些通过自愿披露更多来响应倡议的企业产生直接的流动性效应，也可能会因为溢出(市场可以从自愿披露者那里推断出信息)而对剩余的企业产生间接效应。此外，企业层面的衡量指标仅适用于Asset4数据库中的企业，这很可能也引入了选择效应。

在表4的第1列中，估计的β₁系数相对于表3的第4列出现了数量级的上升，表明纳入自愿采用国样本降低了强制性ESG披露的基准流动性效应，这可能反映了自愿性倡议国家的公司在披露政策实施之前就已经经历了流动性的增加，而在(由于信息不对称程度的增量降低幅度较小)政策实施之后流动性的改善较小。在列2中，当文章使用熵平衡创建协变量平衡的控制组后重新估计列1时，系数估计进一步增加。在表4的第3列中，文章得到了交互效应ESG强制性信息披露×Vol的一个正系数，这表明ESG披露政策的流动性改善在事先自愿披露倡议的国家较小。

-表4- 强制性ESG信息披露和流动性：自愿性披露国家和预期效应

2.预期效应

预期效应可能是对先前趋势的另一种解释，市场参与者预期到一些政策的影响。对于IFRS，Daske等人[ 2008 ]的文章表明，公司估值和资本成本在政策正式通过日期之前已经发生变化。

在表4第4 -5列，文章沿用Daske等[ 2008 ]的做法，分两种方式评估预期效应。在第4列中，文章剔除了紧接ESG披露授权之前的公司年份，在第5列中，文章将强制性ESG披露后移一年(也就是说,这个指标比一年前就等于一个了)。在两列中，重新估计的系数与表3第4列中的基准估计类似。在第4列中，β₁的绝对值略有上升( -0.095 )，在第5列中，β ₁的绝对值有所下降( -0.070 )。这些估计值相对于基线的微小变化表明预期效应可能较小。

（三）异质性分析

1.披露实施机制

平均而言，强制性ESG披露对股票流动性具有有利影响。接下来，文章考虑一旦改变披露授权实施的监管机制，这种平均效应的估计将如何变化。文章通过估计方程（1）在国家c和年份t的企业i的如下变量来探究这种异质性：

其中，Liquidity_{i,c,t + 1}为Illiquidity Factor_i,c,t+1，而Mandatory ESG DisclosureX_c,t和Mandatory ESG Disclosure−X_c,t 分别代表强制性ESG信息披露的两个不同划分：( i )Mandatory ESG Disclosure Gov. Ins vs Mandatory ESG Disclosure Stock Exch；( ii )Mandatory ESG Disclosure Comply vs Mandatory ESG Disclosure Comply-or-Explain。在同时纳入Mandatory ESG Disclosure X 和Mandatory ESG Disclosure −X 的基础上，文章分别对纳入变量的回归进行估计。文章使用与方程( 1 )中相同的一组控制变量。文章预期，政府机构(或以全面执行为基础)发布的ESG披露规则比证券交易所(或在遵从或解释的基础上)发布的ESG披露规则更能提高流动性。在这种情况下，预期 β ₁比β ₂更负。

表5为方程( 2 )的估计结果。第1-3列表明，ESG披露要求由政府机构而非交易所执行时具有更有益的效果。第3列是Mandatory ESG Disclosure Gov. Inst的β ₁估计结果。对于Mandatory ESG Disclosure Stock Exch，β ₁几乎是β ₂估计的3倍，并且系数的差异具有高度统计意义的( P值为0.000)。第4 - 6列对比了全面遵守规则的国家和遵守或解释授权的国家之间的效力。这两种政策实施都提高了流动性，但当企业无法通过遵守或解释选项来规避披露要求时，效果更强。在第6列中，Mandatory ESG Disclosure Comply的β ₁估计比Mandatory ESG Disclosure Comply-or-Explain的β ₂估计的绝对值大50 %左右。

-表5- 强制性ESG信息披露和流动性：实施机制

2.正式制度与非正式制度

为了进一步衡量国家层面异质性的作用，文章通过引入强制性ESG信息披露与量化一国正式或非正式制度执行力度的代理变量的交互项来修正方程( 1 )：

其中，Liquidity_{i,c,t + 1}为Illiquidity Factor_i,c,t+1，Mandatory ESG Disclosure_c,t是引入ESG披露监管的指标，而 Conditional Variable_c,t,是正式或非正式执行的代理变量——即分别为Rule of LawRes, Govt. EffectivenessRes, EPI NormsRes, IVSE NormsRes, IVS S NormsRes。与前文一样，文章使用方程( 1 )的控制变量。如果流动性收益随着一国正式或非正式执行的严格程度而增加，那么文章预期交互项的β ₁系数估计值为负。

表6给出了方程( 3 )的估计结果。在面板A (第1 - 2列)中，披露实施的流动性收益仅取决于Govt有效性是存在的，并且这种影响只是边缘显著的。相反，在面板B (第3 - 5列)中，强有力的证据表明，社会和环境标准对估计的流动性效应非常重要：与所有三列一致，文章发现负的和显著的β ₁估计。就数量级而言，第4列意味着IVS E NormsRes增加一个标准差将导致相对于平均值的非流动性系数增加- 0.033 (或7 % )。

-表6- 强制性ESG信息披露和流动性：正式和非正式机构的执行

3.自愿性公司信息披露与PRI所有权

3.1自愿性可持续报告

文章利用与公司自愿性信息披露(信息供给)相关的变异来探讨跨公司异质性对ESG信息披露实施效应的作用。文章首先考虑自愿性可持续发展信息披露的影响，并允许这些影响取决于自愿性信息披露相对于ESG披露规则出台的时间是早还是晚。因此，文章将ESG强制性披露与反映公司早期或晚期ESG自愿性披露选择的指标相互作用：

其中，Liquidity_i,c,t和Mandatory ESG Disclosure_c,t定义为之前，而Early Vol. Adopter_i,c,t 和Late Vol. Adopter_i,c,t确定了自愿提供可持续性报告的两组公司(或早或晚相对于披露政策)。方程( 4 )中的交互项捕获了这两组公司与没有自愿发布可持续发展报告的"强制性"采纳者相比，ESG披露要求的流动性效应。方程( 4 )进行估计仅适用于企业的一个子集。ESG披露规则应该在自愿披露ESG问题的公司中提高流动性效应更小。此时，β ₁和β ₂应为正值(β ₃反映了披露规则对强制采纳者的影响)。对于两组自愿采纳者，文章期望在晚期采纳者( β₁应小于β₂的正值)中获得更大的流动性改善。文章对方程( 4 )的估计结果进行了更细致的解释，因为公司层面的自愿性披露选择可能反映了选择效应。在表7 Panel A中，文章报告了所有国家的估计结果(第1列)和没有自愿披露倡议的国家的估计结果(第2列)。在列1中，正如预测的那样，对交互项(β₁和β₂)的估计都是积极和显著的，而对β₃ ——强制采纳者的基线效应的估计仍然是负的。早期采用者几乎没有流动性的改善，因为β₂的幅度几乎完全抵消了β₃的幅度。进一步地，β₂约为β₃的一半，因此，晚自愿披露企业仍然从披露实施(半数以上为强制收养人)中获益。在第2列中，文章考虑了那些企业自愿选择披露，不受通过自愿披露倡议进行的助推影响的国家，与第1列相比，这种影响更强。最后，注意到第1 - 2列交互项的估计，这表明在有自愿披露倡议的国家，流动性效应较小。总体而言，文章的结论是，如果被处理公司自愿在披露政策之前发布可持续发展报告，强制性ESG披露带来的流动性改善就会更弱。

3.2自愿性盈余指导

文章拓宽了公司层面自愿性信息披露选择的研究视角，考察了盈余指导的影响。文章估计了方程( 4 )的一个修正版本：

其中，Vol. Earnings Guidance_i,c,t表示企业是否提供了自愿性的盈余指导。文章预测，在提供盈余指引的公司中，ESG披露要求对流动性的改善作用较弱。在这种情况下，交互项上的β ₁应该为正。表7PanelA，报告第3 - 4列方程( 5 )的估计。第3列表明，对于提供盈余指导的公司，股票流动性改善的力度较小。在第3列中，交互项的系数估计值为0.037，这意味着引入强制性ESG披露前后非流动性的下降幅度约为4 %，如果处置组公司提供了盈余指导，则下降的幅度会小4个标准差。专注于没有自愿披露倡议的国家时，第4栏的结果不受影响。

-表7 Panel A- 强制性ESG信息披露和股票流动性：自愿性披露和PRI机构持股

3.3PRI机构持股

为了检验信息需求的作用，文章转向了PRI签署者在机构持股中的公司层面的异质性。文章引入了ESG强制披露与PRI签署方所有权之间的交互项：

其中PRI IO_i,c,t-1反映了PRI签署方对机构的所有权。回归(6)，文章遵循表3中的样本划分，并比较2010年(但自2006年PRI启动以来)之前的年份与2010年及之后的影响。样本拆分意在反映PRI签署国对ESG信息的需求在最近几年应该大幅增加，因为PRI签署国的趋势在上升。此外，2007年和2008年的全球金融危机，紧接着PRI的推出，可能导致签署方优先考虑对财务信息的需求，而不是ESG信息。因此，ESG披露规则应该更有力地提高PRI所有权较高公司的流动性，尤其是2010年(也就是说,交互项上的β₁应该是负的)以来。

事实上，表7 Panel B显示，在PRI签约企业中，PRI产权比例越高的企业，流动性改善越明显。比较第1列和第2列的β₁交互项可以发现，这种影响仅存在于2010年以后。前些年，文章发现小得多的估计值以及分析统计上没有显著的效应。列2中的相互作用项为- 0.147 (在5 %水平上具有统计学意义)，因此PRI IO每增加一个标准差，非流动性因子增量下降为- 0.014，相对于平均值下降2 %。这种影响是有限的，但如果PRI签署方对ESG信息的需求进一步增加，这种影响在未来可能会变得更大。

-表7 Panel B-  PRI机构持股

（四）稳健性检验

1.关键研究设计假设

文章的研究设计中提出假设，以确定ESG披露政策的影响。首先，文章要求处理组国家和控制组国家的企业遵循平行趋势。这假定在没有ESG披露要求的情况下，来自处理组国家的公司从要求前到要求后这一期间的流动性变化与来自控制组国家的公司的相应平均变化相同。在文章的多国交错设计中，违反这一假设的可能性要小于一国设定。其原因在于，在文章的设定中，平行趋势假设对于许多国家来说是不满足的的，不局限于一个国家，也就是说，文章观察到了一些先前趋势的存在，部分原因是在政策实施之前的自愿披露举措。其次，文章要求不存在理组国家和控制组国家的企业的溢出效应(稳定单元处理值假设)。在文章的背景下，违背假设可能是因为全球行业内的同群效应——例如，如果来自控制组国家的公司选择披露ESG信息，是因为他们来自处置组的同行强制这样做。这种溢出效应会导致低估处理效应。文章通过从企业内部变化和处理国内部获得识别来缓解对这种溢出效应的担忧。第三，文章需要假定38个处理国的监管事件不是内生的，即由同样影响流动性结果(事件外生性假设)的不可观测变量驱动。最后，先发国家企业作为后发国家企业的控制性国家，不应该表现出随时间(无动态处理效应假设)变化的处理效应。

2.强制性证券交易信息披露的内生性

一个挑战是，ESG政策可能是立法者或其他机构实施的，这可能源于围绕ESG或CSR主题的公众辩论，或者是为了应对一个国家的ESG事件的浪潮。流动性的下降可能源于这些潜在的经济或社会发展(或其他相关混杂调节)。

为了解决这个挑战，文章遵循克里斯滕森，Hail和Leuz [ 2016 ]的方法，并按照Altonji，Todd和Taber [ 2005 ]的逻辑，在表8中执行两步证伪。第一步，报告在第1列，文章在方程( 1 )中重新估计文章的回归模型，但不包括强制性ESG信息披露。相反，文章为当地因素添加了国家层面的代理变量，这些因素可以解释披露政策的引入，并可能与流动性相关。这些代理变量分别意图捕获公众对ESG话题的兴趣和ESG丑闻的流行。为了反映公众的ESG兴趣，文章为每个国家-年度创建一个对于" ESG "一词衡量谷歌搜索量的指标。ESG丑闻是根据RepRisk的数据，使用基于新闻的ESG事件数量的测量来捕获的。这些措施仅追溯到2004年( ESG利息)和2007年( ESG事件)，但这种限制并没有太大的问题，因为大多数披露要求是在2007年之后出台的。" ESG "一词从2004年国际金融公司和联合国全球契约发布报告后开始流行使用。文章包括t - 1和t - 2的值，因为规则可能不会立刻对这样的事件(因为起草和立法过程)作出反应。在这些代理变量的基础上，文章加入了可能与ESG信息披露(人均GDP ,全球化指数和人均碳排放量)相关的宏观变量。这个回归产生流动性因子的预测值，条件是选择可观察的候选者。

第二步，报告在第2列，文章将第一步预测的流动性值作为因变量纳入文章的回归模型(方程( 1 ) )。在ESG相关冲击或局部宏观条件导致文章的结果的替代性解释下，强制性ESG信息披露的系数应该与表3类似。然而事实并非如此。系数估计值在统计上不显著且量级较小。这意味着，如果要解释文章的结果，对不可观测变量的选择必须很大，并且与证伪检验中包含的可观测变量无关。

-表8- 引入强制性ESG信息披露：证伪检验

5.3偏倚来自于交错的研究设计

当交错处理时，由于处理效应的异质性和处理时点的变化，普通最小二乘法( OLS )得到的交错DID回归的估计值可能有偏。根据Baker，Larcker和Wang [ 2022 ]关于如何解决这个问题的建议，文章应用卡拉韦和Sant ' Anna [ 2021 ]估计量并进行了堆叠回归(戈姆利和Matsa 、Cengiz等)。这些方法允许文章估计处理组( ATT )的静态平均处理效应，包括有控制和无控制。文章采用所有观察指标均来自处置前和处置后。在这些估计中，控制组是"干净的"或"好的"，因为控制组公司要么根本不被处理，要么尚未处理。

文章在表9中报告了相应的估计结果。在第1 - 2列中，文章报告了使用卡拉韦和Sant ' Anna [ 2021 ]估计器在无控制变量和有控制变量情况下得到的ATT。文章考虑了年度和公司固定效应，这意味着与表3中列5的估计相比，系数估计是最好的。在第1列中，与表3第5列的基准效应相比，系数估计值较小，但仍然显著为负。当文章加入控制变量时，效应的幅度增加，并且更接近于表3中的基线回归结果。在3 - 4列中，文章使用堆叠回归。文章为每个处理事件创建一个特定事件的数据集，其中包括一组干净的控制组企业(也就是说,只有尚未被处理和从未被处理的公司)。然后将这些数据集"堆叠"在一起，使用堆叠的数据集估计DID回归，包括数据集特定的单位和时间固定效应。这相当于增加了企业和年份固定效应。第3列和第4列报告了得到的ATT。同样，这些估计是负面的和显著的，并且具有类似于表3的数量级。

-表9- 引入强制ESG信息披露：替代估计

研究结论

文章回归提供了一致的证据，表明ESG强制披露要求的引入确实对股票流动性产生了有利影响，估计系数在经济意义上是显著的。在稳健性检验中，文章证明，如果排除从未通过ESG披露规则的国家，如果排除在不同时点通过E，S和G法规的国家，如果解决与异质性处理效应或处理时间有关的担忧，结果不受影响。

Abstract：

We compile a novel data set on mandatory environmental, social, and governance (ESG) disclosure around the world to analyze the stock liquidity effects of such disclosure mandates. We document a positive effect of ESG disclosure mandates on firm-level stock liquidity. The effects are strongest if the disclosure requirements are implemented by government institutions, not on a comply-or-explain basis, and coupled with strong enforcement by informal institutions. Firms with weaker information environments benefit more from ESG disclosure mandates. Our results support the view that ESG disclosure regulation improves the information environment and has beneficial capital market effects.