ESG表现与企业商业信用供给

【摘要】ESG绩效重塑了公司的运作管理模式， 这种转型如何影响供应链中的资本配置行为值得探讨。基于2007 ～ 2021年明晟（MSCI）ESG评级覆盖的565家A股上市公司， 实证考察企业ESG表现对商业信用供给的影响。结果发现， 企业ESG表现越好， 对外提供的商业信用越多。机制分析表明， 良好的ESG表现有助于降低企业信息不对称、 提升企业信任水平、 缓解企业融资约束、 提高企业财务柔性， 从而增加企业商业信用供给。异质性分析表明， 对于行业竞争更为激烈和客户转换成本更高的企业， ESG表现对商业信用供给的促进作用更为明显。进一步分析发现， ESG表现同时增加企业向下游客户和上游供应商提供的商业信用， 能够延长企业提供商业信用的期限， 并且降低企业坏账率。

【关键词】ESG表现；商业信用供给；供应链；融资约束；社会信任

【中图分类号】 F275 " " 【文献标识码】A " " "【文章编号】1004-0994（2024）22-0037-7

一、 引言

2024年政府工作报告指出， 要大力发展绿色低碳经济， 转变生产经营方式， 实现社会效益与经济效益“双丰收”， 这为全社会转换经济增长动能指明了新方向。ESG（环境、社会和治理）评价能够在中长期视角下从环境、 社会和治理维度考察公司持续成长潜力， 也是当前国际上全面评估企业绿色可持续发展水平的关键方法（Baker等，2021）。ESG体系建设正逐步受到重视， 2024年5月1日， 沪深北三大交易所发布的《上市公司可持续发展报告指引》正式实施， 标志着我国ESG信息披露迈入标准化时代， 促进本土化ESG体系发展已成为企业发展战略规划和业务管理体系中的关键一环。外部市场的治理机制对企业的行为选择产生了深远影响。企业更加注重减轻环境负担、 提升员工福利和产品安全， 建立透明且公正的治理体系。这不仅能助力企业实现绿色转型， 还是推动我国经济增长模式转型的关键途径。

我国金融体系长期面临资源分配失衡的二元结构挑战， 规模偏好和所有权歧视严重阻碍着正规金融市场的融资效率（徐晓萍和李猛，2009）， 商业信用作为一种非正式的短期融资方式， 在供应链合作中所扮演的角色越来越重要。企业通过提供商业信用可以实现降低交易成本、 减少价格歧视、 促进销售等多重竞争性目标（Ferris，1981；Brennan等，1988）。而地方债务危机和国际贸易保护主义升级加剧了企业在供应链管理方面所面临的不确定性和复杂性， 过多的商业信用供给可能导致企业管理费用攀升、 流动性受阻且加重运营负担。因此， 本文重点关注ESG表现如何影响企业的商业信用供给行为， 同时， 对于行业竞争程度和客户转换成本不同的企业， 其影响程度是否有所差异？基于此， 从商业信用供给端视角探讨这一问题， 对于加强ESG供应链管理和降低供给侧风险具有重要意义。

ESG评级体系的构建为投资机构及个人提供了重要的决策依据， 大多数研究都集中在ESG表现的融资效应上。研究表明， ESG表现越好的企业越能够获得较低的贷款利率（Goss和Roberts，2011） 、 股权资本成本（EI Ghoul等，2011）或是更多的商业信用融资（应付账款）（李增福和冯柳华，2022；Zhang，2020）。然而， 鲜有文献通过实证方法检验ESG表现对企业商业信用供给（应收账款）的影响。本文借助明晟（MSCI）ESG评级数据， 以我国2007 ～ 2021年565家A股上市公司为样本， 实证考察ESG表现对商业信用供给的影响。

研究发现， 企业ESG表现越好， 对外提供的商业信用越多。机制分析表明， 良好的ESG表现有助于降低企业信息不对称性、 提升企业信任水平、 缓解企业融资约束、 提高企业财务柔性， 从而提升企业商业信用供给能力和意愿。异质性分析表明， 对于行业竞争更为激烈和客户转换成本更高的企业， ESG表现对商业信用供给的促进作用更为明显。进一步分析发现， ESG表现同时提升企业向上游和下游合作伙伴提供的商业信用规模， 能够延长提供商业信用的期限， 并且商业信用供给的增加显著降低了企业坏账率。

本文研究可能具有如下贡献和特色： 一是在研究对象方面， ESG表现与供应链中核心企业之间的关系鲜为人知， 本文通过研究ESG表现如何影响核心企业在商业信用提供中扮演的角色来填补这一空白。二是在影响机制方面， 本文深入分析了ESG表现影响企业商业信用供给的各类机制。研究发现， 良好的ESG表现有效降低了信息不对称、 增强了企业与其利益相关者之间的信任、 减轻了融资约束并且提高了财务柔性， 打开了ESG表现影响商业信用供给的“黑箱”， 同时丰富了ESG经济后果方面的文献。三是在研究内容方面， 本文进一步发现对于行业竞争激烈和专用性投资多的企业而言， ESG表现对商业信用供给的正向作用更为明显， 从而明确了ESG表现增加商业信用供给的条件。

二、 理论分析和研究假设

ESG表现有助于提高商业信用供给的理论基础主要是利益相关者理论和声誉理论。利益相关者理论指出， 企业应追求利益相关者的总体利益， 对公司的经营与管理产生影响的因素不仅仅是公司的股东与债权人， 还有供应链上的交易伙伴（Fombrun等，2000）， 与客户建立良好的关系， 有利于企业长期目标的实现。声誉理论指出， 企业在环境、 社会责任和公司治理方面进行投入以建立声誉机制， 有利于从各方面集聚社会资源， 同时有效避免或减轻负面事件对企业的危害。具体来说， ESG表现可以从如下两个方面影响商业信用。

一方面， 良好的ESG表现增强了企业向客户提供商业信用的意愿。商业信用供给能够增强市场竞争力， 企业有动机通过商业信用供给实现供应链价值投资， 而信息不对称和信用风险是决定企业是否提供商业信用的重要影响因素。第一， 良好的ESG表现可以降低企业与客户之间的信息不对称。ESG表现好的企业注重维护其与各利益相关者之间的关系， 因而会更加积极地披露信息， 降低客户对供应商的事前信息搜索成本以及其他交易成本， 从而搭建起有效沟通和良性互动的桥梁。同样， ESG表现好的企业供应链管理能力增强， 通过捕捉和分析供应链上参与者的信息， 供应商能够更合理地判断客户的风险管理能力， 筛选合适的交易伙伴。第二， 良好的ESG表现可以增强企业与客户之间的信任。当企业通过参与社会责任相关活动来履行对各方利益相关者的承诺时， 双方互动程度和关系依存程度提高， 可以建立长期信任以及更稳定的契约关系（Eccles等，2014）， 降低客户违约风险（Giannetti等，2011）。反过来， 下游企业更有可能信任并与ESG表现好的供应商合作。原因在于， 良好的ESG表现意味着管理层能更合理地进行资源配置， 快速应对市场变化的要求， 更具备长期竞争优势。据此， 本文认为良好的ESG表现有助于降低供应链上下游间的信息不对称， 提升信任水平， 增强企业提供商业信用的动机。

另一方面， 良好的ESG表现提升了企业向客户提供商业信用的能力。在提供商业信用的过程中， 企业必须全面权衡自有资金比例和资金筹集能力。其中， 资金筹集能力体现了企业在资金短缺时通过外部融资来补充资金的能力， 这是确保商业信用稳定供给的关键因素（陈世来和李青原，2023）。第一， 良好的ESG表现可以缓解企业的融资约束（巴曙松和徐鹏越，2024）。良好的企业ESG信息披露是银行、 债权人及资本市场投资者获取非财务信息的重要途径。通过详尽披露， 利益相关方能更精准地预判公司的未来收入、 成本结构及潜在风险， 从而降低投资决策的整体风险（任力和洪喆，2017）， 企业更容易以更低的成本获得资金。第二， 良好的ESG表现可以提升企业的财务柔性。在企业遭遇负面事件时ESG表现发挥着类似“保险”的保护作用。当ESG表现好的企业面对不利环境冲击时， 企业将较少地受到利益相关者的压力， 从而更有可能通过高效筹集财务资源抵御外部冲击， 甚至抓住不确定性事件所孕育的投资机遇， 降低企业破产风险。因此， ESG表现越好的企业， 越易取得项目发展资金， 从而使企业能够拥有额外的自由资金以满足其交易、 预防和投机需求， 同时增加企业调动资金的灵活程度， 提高资金使用效率， 增强企业的商业信用供给能力。

基于上述分析， 本文提出H1： ESG表现越好的企业商业信用供给越多。

三、 研究设计

（一） 样本选择与数据来源

本文所涉及的相关财务与治理数据， 均来源于国泰安（CSMAR）数据库； ESG数据则取自MSCI数据库中的ESG评分数据。在样本选择上， 本文选取2007 ～ 2021年来自沪深两市A股市场的公司作为研究对象， 并遵循以下原则进行筛选： 剔除金融行业的样本； 剔除关键财务数据缺失的样本以及杠杆率超出正常范围的异常样本； 为了控制异常值可能带来的干扰， 对存在异常值的连续变量进行了1%和99%水平上的缩尾处理。经过上述筛选和处理， 最终得到了一个非平衡面板数据集， 其中截面数N为565， 时间跨度T为15年， 共计包含1898个公司—年度观测值。

（二） 模型与变量设定

为检验企业ESG表现对商业信用供给的影响， 本文使用普通最小二乘法运行如下模型：

TCi，t=β0+β1ESGi，t-1+γ1Controlsi，t-1+∑Ind+

∑Year+εi，t （1）

其中， 被解释变量为商业信用供给（TC）， 借鉴章铁生和李媛媛（2019）以及祁怀锦等（2022）的研究， 以商业信用净供给占总资产的比重衡量。具体来说， 预付账款是企业预先支付给供应商或服务商的款项， 与向客户提供商业信用并无直接关系， 不应纳入计算范围。因此在计算向客户提供的商业信用净额时， 应当将预收账款作为减项， 以准确反映企业实际的商业信用使用情况。

解释变量为ESG表现（ESG）， 参考Berg等（2022）的方法， 本文选用MSCI的ESG评分数据来衡量。进行ESG评级的目的主要在于衡量中长期视角下公司对环境、 社会和治理等重大议题财务风险的抵御能力， 该评级被广泛用于帮助投资者了解和评估公司在ESG方面的表现， 评级方法具有较强的专业性和广泛的行业认同度。

本文还借鉴王琳璘等（2022）的研究， 控制了其他可能影响企业商业信用供给的因素， 具体见表1。一是企业财务特征： 公司规模SIZE（总资产的自然对数）； 银行贷款DEBT（长期借款与总资产之比）； 资产回报率ROA（净利润与总资产之比）； 企业成长性GR（主营业务收入增长率）； 企业现金流CF（当期经营活动产生的现金流量净额与期初总资产之比）。二是公司治理特征： 股权性质SOE（若为国有企业则取1， 其他取0）。在稳健性检验部分本文还控制了以下变量： 第一大股东持股比例TOP（期末第一大股东持股数与总股本数之比）； 两权分离率SPE（控制权比例与所有权比例之差）； 董事会独立性INDEP（独立董事人数与董事会人数之比）； 两职兼任虚拟变量DUAL（当董事长和总经理为同一人时取值为1， 否则为0）。

四、 实证结果分析

（一） 描述性统计

表2为主要变量的描述性统计结果， 具体来看， 不同行业上市公司之间商业信用的供给存在较大差异。样本中商业信用供给（TC）的均值为0.084， 中位数为0.063， 均值大于中位数， 说明少数公司的较高供给拉高了整体平均水平。商业信用供给（TC）的最大值为0.465， 最小值为-0.171， 说明样本企业所获取的商业信用存在较大差异， 与祁怀锦等（2022）的研究中商业信用的分布较为接近。ESG表现（ESG）的均值为0.306， 标准差为0.154， 中位数为0.285， 表明A股公司需要进一步提升ESG表现， 以更好地融入并适应国际市场的标准和要求。其他控制变量的描述性统计结果与余苏闽等（2023）的研究基本一致。

（二） 相关性分析

为防止模型出现严重的多重共线性问题， 本文在对模型进行正式检验之前首先进行了主要变量的相关系数检验（限于篇幅，表格略）， 其中各解释变量相关系数的绝对值多数位于0.5以下， 核心解释变量ESG和各控制变量之间的相关系数普遍较小， 表明多重共线性问题不太可能成为本文模型设定的阻碍。为精确起见， 本文还考察了方差膨胀因子（VIF）， 发现膨胀因子数值均位于3以下， 因此模型中不太可能存在严重的多重共线性问题。且TC与ESG的相关系数显著为正， 这意味着在不控制其他因素影响的前提下， ESG表现较好的企业往往存在较多的商业信用供给。

（三） 实证回归结果

表3为基准回归的主要结果。具体来说， 第（1）列展示了未纳入控制变量时的回归结果， 第（2）列在此基础上进一步控制了行业固定效应和时间固定效应， 第（3）列则在控制了行业和时间固定效应的基础上， 进一步纳入了财务特征和公司治理特征控制变量。各列模型中， ESG的系数均在1%的水平上显著为正， 与前述对变量相关系数的分析一致。由第（3）列结果可知， 若某公司的ESG评级提升1个单位， 其商业信用供给（TC）将相应增加0.085。表3的回归结果支持了H1， 即良好的ESG表现有助于增加企业ESG供给。

（四） 稳健性检验

1. 替换被解释变量度量方式。一是参考章铁生和李媛媛（2019）的方法， 以营业收入标准化重新衡量商业信用规模， TC1=（应收账款+应收票据-预收账款）/营业收入×100%。二是以公司对外提供的商业信用净额作为商业信用供给（TC）的替代变量， NTC1=［应收票据+应收账款+预付账款-（应付票据+应付账款+预收款项）］/总资产×100%， NTC2=［应收票据+应收账款+预付账款-（应付票据+应付账款+预收款项）］/营业收入×100%。

2. 替换核心解释变量度量方式。一是将ESG评级在中位数以上的观测值赋值为1， 其余赋值为0， 得到虚拟变量ESGdum。二是使用Wind ESG分数替换MSCI ESG评级水平。三是采用滞后期ESG替换当期ESG， 由于滞后期ESG不容易受到当期TC的采用， 将滞后期ESG（LESG）作为解释变量有助于缓解上述问题。

3. 子样本回归。从时间维度， 将样本划分为2007 ～ 2018年和2019 ～ 2021年两个子样本； 从行业维度， 将样本划分为制造业上市公司和非制造业上市公司两个子样本； 从地区维度， 根据企业注册地， 将样本分为高市场化水平地区和低市场化水平地区两个子样本。

经过上述稳健性检验后（限于篇幅表格略，下同）， 研究结论没有发生本质变化。本文还进行了如下稳健性检验： 一是在模型设定方面， ESG表现对企业商业信用供给的影响可能具有非线性效应， 不考虑这种非线性效应会导致一定的模型误设问题。因此， 本文在回归模型中加入ESG的二次项。回归结果显示， ESG二次项的系数显著为负， 即ESG对TC具有“倒U型”影响。进一步计算表明， 这一阈值对应的ESG为0.578， 位于该值右侧的观测值仅占全样本的6.38%， 说明改善ESG表现总体上有助于增加企业商业信用供给。二是在估计方法方面， 为使得异方差和序列相关问题得到有效控制， 本文进一步在公司和时间两个层面上对标准误进行双重聚类调整。三是在控制变量方面， 本文在原财务层面控制变量的基础上加入了公司治理层面的控制变量。

（五） 对内生性问题的处理

1. 采用工具变量回归。借鉴谢红军和吕雪（2022）的做法， 本文选取公司所在行业所有上市公司ESG的年度均值和企业被“泛ESG”基金持股数量作为工具变量， 分别采用2SLS和GMM进行稳健性测试。一方面， 每家企业的ESG表现会受到同行业其他企业ESG表现的影响， 同时， 公募基金作为机构投资者可以通过“以脚投票”等方式影响公司治理， 基金经理通过采取积极的股东策略， 推动企业重视和改善ESG表现， 揭示了“泛ESG”基金持股与企业ESG表现间的正相关性。另一方面， 其他企业的ESG表现与“泛ESG”基金持股数量很难直接影响企业提供的商业信用规模。考虑到工具变量的有效性， 本文还进行了不可识别检验、 弱工具变量检验以及过度识别检验。第一和第二阶段以及广义矩估计回归的结果中， ESG的系数保持显著为正。即通过对统计量的检验表明， 本文选取的工具变量是有效的。

2. 采用倾向得分匹配法。在未汇报的单变量差异性检验结果中， ESG评级较高和较低的企业在其他公司特征变量方面也存在显著差异。本文将高于50%分位数的得分（ESG≥0.285）视为ESG最高的组（处理组）， 并在余下的样本（控制组）中为处理组中的公司寻找其他特征相似的匹配样本。采用一对一匹配、 一对四近邻匹配、 卡尺匹配（卡尺范围为0.04）、 核匹配（使用二次核， 带宽为0.06）、 样条匹配、 局部线性回归匹配（使用三三核， 带宽为0.8）等方法进行匹配（在进行倾向得分匹配回归估计之前，需要进行平衡性检验，检验结果表明，匹配后所有协变量的标准化偏差小于10%，而且所有t检验的结果不拒绝处理组与控制组无系统差异的原假设）。结果显示， ESG表现对上市公司商业信用供给的正向影响效应为0.017， 表明在考虑了企业选择性偏差后， ESG表现好会促使上市公司的商业信用供给提高1.7%。

五、 作用机制分析

商业信用再分配效应对资源的优化配置具有显著的推动作用， 是何因素促使ESG表现好的企业在商业信用供给方面展现出“雪中送炭”的积极行动？本文遵循江艇（2022）的建议， 借助交叉项模型， 侧面检验上述机制的存在性。具体而言， 建立如下模型， 分别将信息透明度（Opacity）、 社会信任（Trust）、 融资约束（FC）和财务柔性（FF）与ESG表现的交乘项代入下式来检验上述作用机制是否成立。

TCi，t=β0+β1ESGi，t-1+β2Zi，t×ESGi，t-1+β3Zi，t+

γ1Controlsi，t-1+∑Ind+∑Year+εi，t （2）

其中， Z为各中介变量。

（一） 信息不对称降低效应

现有ESG表现与商业信用的文献大多假设利益相关者已经掌握了企业真实的ESG信息。而信息在传递的过程中， 不可避免地会存在损耗和噪音， ESG表现出色的企业具备与客户建立紧密沟通的能力， 使得双方间的互动更为频繁， 进而大幅减少信息传递中的失真现象， 提供商业信用的成本和风险更低。本文借鉴Dechow等（1995）的做法运用修正的琼斯模型， 针对不同时点和行业进行回归， 以获取操纵性盈余数据。接着， 将过去三年的操纵性盈余取绝对值并进行加总， 从而得到累积操纵性盈余的数值， 该变量数值越小， 说明信息透明度（Opacity）越高。运用模型（2）得到的实证结果如表4所示。列（1）中交互项Z×ESG的系数在5%的水平上显著为正， 说明企业ESG表现通过降低信息不对称产生了经济后果， 提升了企业的商业信用供给。

（二） 信任增强效应

借鉴李明辉（2019）的研究， 利用CGSS调查问卷中的问题“总体上看， 您是否赞同在当下社会， 绝大部分人都是可信赖的？”构建社会信任（Trust）代理变量， 将各省份中回答“非常同意”和“比较同意”者的比重作为衡量该区域社会信任水平的指标， 并据此计算出各省份所有回复者的社会信任水平均值， 用来衡量不同地区和年份的社会信任水平。该指标可以反映出区域的一般信任水平， 即个体对大量未知群体的信任程度。表4第（2）列中交互项Z×ESG的系数在5%的水平上显著为负， 表明企业自愿披露ESG信息作为一种信号传递行为， 能够提高企业所在地区的信任程度， 进而提升商业信用供给水平。

（三） 融资约束缓解效应

企业提供商业信任的规模很大程度上受自身融资约束的影响， 现有研究普遍运用KZ指数、 WW指数和SA指数等方法来度量融资约束。鉴于KZ指数和WW指数常涉及内生财务变量， 本文参考顾雷雷等（2020）的研究方法， 构建FC指标作为融资约束的测度工具。具体计算过程如下： 将企业规模、 年限、 现金股利支付率三个变量按照年度进行标准化处理， 根据平均值是否高于三分之一分位数设置融资约束虚拟变量（QUFC）， 若高于此分位数， QUFC取值为0， 反之QUFC取值为1； 运用Logit模型来估计企业每一年度的融资约束发生概率（FC）， 该值越大表明企业融资约束问题越严重。

（3）

Zi，t=α0+α1sizei，t+α2levi，t+α3（[CashDivta]）i，t+

α4MBi，t+α5（[NWCta]）i，t+α6（[EBITta]）i，t （4）

其中， CashDiv表示当年宣告发放的现金股利， ta表示总资产， NWC表示净营运资金， EBIT表示息税前利润。

回归结果显示， 表4第（3）列中交互项Z×ESG的系数在1%的水平上显著为正， 表明ESG能够通过减轻企业融资方面的限制提高其商业信用供给能力。

（四） 财务柔性提升效应

财务柔性反映了企业以合理成本迅速取得并调度资金的能力， 同时也体现了企业在经济环境不确定性较高时， 能够灵活应对并把握未来投资机会， 进而创造经济价值的能力。本文在财务柔性测度方面参照了曾爱民和魏志华（2013）的研究方法， 具体计算方法如下： 财务柔性由现金柔性与负债融资柔性两部分组成， 其中， 现金柔性＝企业现金比率-行业现金比率， 负债融资柔性＝Max（0，行业平均负债比率-企业负债比率）。在计算这两项柔性指标时， 行业现金比率和行业平均负债比率均采用总市值进行加权处理， 经过上述计算和处理， 得到更符合实际情况的财务柔性代理变量FF。表4第（4）列中交互项Z×ESG的系数在1%的水平上显著为负。上述结果验证了企业ESG表现能够提高企业财务柔性储备， 使企业财务状况更为稳健， 能降低突发事件带来的风险， 维持供应链稳定。

六、 进一步探讨

（一） 异质性分析

本文选取市场竞争度和资产专用性作为分组依据， 探究ESG表现对企业商业信用供给的影响异质性。

1. 市场竞争度。行业竞争态势深刻影响着企业的微观运营行为， 竞争强弱不可避免地会对商业信用供给产生影响。具体说来， 当企业面对激烈的市场竞争环境时， 客户流失的风险会提升。因此， 通过采取提供商业信用的方式， 企业能够稳固交易， 确保市场占比优势， 从而获得更高的回报。本文借鉴王云等（2020）的研究， 计算行业内最大的前4家公司的营业收入占全行业营业收入的比例， 将其作为该行业的市场集中度指标。以行业集中度的年度中位数作为划分标准， 本文将所有样本所处行业划分为两组： 市场竞争度较低的行业和市场竞争度较高的行业。随后， 对这两组样本分别进行检验， 相关结果见表5第（1）列和第（2）列。 结果表明， 在竞争较激烈的行业中， ESG表现好的企业为客户提供了更多的商业信用。这意味着市场竞争程度越激烈， 关键资源也就越稀缺， ESG表现越好的企业对客户的商业信用供给就越多。

2. 资产专用性。企业在供应链合作过程中， 为了深化与合作伙伴的联结并提升合作的整体效益， 往往会进行专用性资产投入， 这种投入具有独特性且伴随着高昂的转换成本。借鉴已有研究， 采用研发强度（研发支出占营业收入的比重）度量特定关系投资。按照专用性投资的行业—年度中位数将样本分为两组子样本， 分别进行回归。相关结果见表5第（3）列和第（4）列。结果表明， ESG表现对于商业信用供给的影响在专用性投资较多的组中更显著， 且这一结论通过了组间系数差异检验。这意味着当专用性投资越多， 长期合作倾向越强、 客户转换成本越高时， ESG表现对于商业信用供给的促进作用更显著。

（二） ESG表现对商业信用供给流向的影响

供应链上的企业提供的商业信用主要流向一般有两个： 一是应收账款和应收票据， 二是预付账款。一般来看， 预付账款的提供往往是基于一个隐含的前提： 上游企业具备较高的市场地位。此时企业想要降低债权风险， 调整商业信用供给规模其实是受限制的（修宗峰和刘然，2022）。因此， 本文推测核心企业向下游客户提供的商业信用更多。采用预付账款占应收账款、 应收票据与预付账款三者年末余额之和的比例（TCS）以及应收账款和应收票据占应收账款、 应收票据与预付账款三者年末余额之和的比例（TCC）分别衡量核心企业为上下游提供商业信用的水平。回归结果列示于表6。其中， 第（1）列和第（2）列显示， ESG的系数分别为0.035和0.264， 均在1%的水平上显著为正， 表明ESG表现好的企业不仅扩大了对下游客户商业信用的供给规模， 而且增加了对上游供应商的供给数额， 实现了供应链整体利益的最大化。

（三） ESG表现对商业信用供给期限和坏账损失的影响

企业提供商业信用相当于承担大量现金流出， 若外界条件不利， 交易对象无法如期还款， 企业会因账期延长面临流动性风险。过度提供商业信用也会增加坏账风险发生的可能性， 对企业财务状况造成较大打击。因此， 本文进一步分析了ESG表现对企业商业信用供给期限和坏账率的影响。借鉴Wu等（2014）的研究方法， 本文将应收账款按照期限长短划分为一年以内（AR1）和一年以上（AR2）两部分。商业信用供给期限（AR）=（应收账款×360）/营业收入， 该值越大则期限越长； 坏账计提率（BadDebt）=坏账准备/应收账款。实证结果如表6所示。第（3）列的ESG系数在1%的水平上显著为正， 表明ESG表现延长了账款回收期。第（4）列和第（5）列中ESG的系数分别在1%和10%的水平上显著为正， 表明ESG表现良好的企业倾向于放宽账期时限（包括短期和长期）。第（6）列商业信用供给（TC）的系数在5%的水平上显著为负， 说明ESG表现好的企业增加商业信用供给能够降低企业发生坏账风险的可能性。

七、 研究结论与建议

近年来， 伴随着生态文明社会建设与“碳达峰碳中和”目标的深入实施， 金融机构与实体企业纷纷展开创新， 以实际行动积极促进ESG实践。在此背景下， 本文探讨2007 ～ 2021年我国上市企业ESG表现与商业信用供给之间的关系。研究发现， 企业ESG表现有助于减少信息不对称、 提升企业信任水平、 缓解融资约束和提升财务柔性， 进而对其所提供的商业信用具有显著的正向影响。据此， 本文提出如下建议：

第一， 要不断健全ESG评级标准并加强商业信用监督管理工作， 高度重视ESG信息披露对于协同产业链利益的作用。本文研究发现， ESG表现好的企业通过提供商业信用为供应链下游企业提供流动性支持， 发挥了供应链融资效应。这有利于缓解中小企业融资压力， 实现供应链企业的商业信用模式与资金配置效率协调， 对供应链安全稳定和保障市场主体利益都具有积极作用。为此， 政府部门首先要为ESG披露与评价体系制定统一标准， 为企业ESG决策行为提供明确的激励与约束机制， 同时加强相关法律法规的制定与执行， 从法律层面来推进ESG报告披露的广泛实施。其次， 应建立更为开放的市场， 鼓励市场公平竞争， 引导企业主动承担更多社会责任以满足利益相关者的诉求， 打通企业间进行良性互动的渠道。最后， 应规范商业信用市场行为， 完善供给机制， 加大商业信用监管力度， 尤其是整治市场中存在的恶意拖欠商业信用现象， 以增强企业的诚信经营和公平竞争意识， 促进产业资本与金融资本的深度融合， 助力实体经济持续健康发展。

第二， 供应链上企业在选择交易伙伴时， 应深入考量其ESG责任表现。供应商的选择不仅构成了企业供应链管理的关键节点， 更直接关系到企业运营的稳健性、 经营效率以及市场竞争优势。随着全球化的深入， 企业面临着更加复杂多变的市场环境， 快速变化的市场需求要求企业能够快速响应并满足消费者的期望。这不再仅仅是单一企业能够完成的任务， 而是需要整个供应链的高效协同和快速响应， 供应链合作伙伴关系使得企业间的竞争转变为供应链间的竞争。ESG表现好的企业具有信息优势和融资优势， 不仅能够促进企业间信息和资源的流动， 增强与供应链上企业的信任， 而且能够降低企业融资成本， 在企业内部提升财务灵活度， 减少风险发生的不利冲击。选择ESG表现良好的企业作为合作伙伴， 一方面能够获得高质量的产品或服务， 提高商业信用融资能力， 另一方面也有助于激励企业提升自身信息透明度和信誉水平。通过与ESG表现好的企业建立长期稳定的合作关系， 企业可以共同应对市场挑战， 形成长期竞争优势。

第三， ESG表现良好的企业在为供应链下游客户提供商业信用时， 应注重防范潜在的违约风险。企业应与供应链伙伴保持密切联系， 及时了解它们的经营和风险状况， 并在必要时调整策略和应对措施。通过持续的交流和沟通， 企业可以建立透明和可追溯的供应链体系。同时， 企业应借助ESG数据分析和监控工具， 实时追踪供应链下游客户在环境保护、 社会责任和公司治理方面的表现， 强化ESG供应链管理。在对客户进行定期信用评估和监控的过程中， 一旦发现客户的ESG表现出现下滑或存在潜在风险时， 企业可以迅速采取措施， 如调整信用额度、 缩短账期或要求客户提供担保等。此外， 异质性检验表明， 在专用性投资较多的企业中， ESG表现所带来的商业信用再分配促进作用更大。因此， 为避免过度依赖某一供应链下游客户， 企业应与多个客户建立合作关系以分散违约风险。通过建立良好的合作关系， 企业可以与供应链伙伴共同制订应对风险的方案， 并在合同中明确责任和义务， 从而降低违约风险。

【 主 要 参 考 文 献 】

巴曙松，徐鹏越．ESG表现对制造业企业创新影响的统计检验［ J］．统计与决策，2024（14）：161 ～ 166．

陈世来，李青原．IPO、商业信用供给与企业绩效［ J］．南开管理评论，2023（4）：66 ～ 78+121．

顾雷雷，郭建鸾，王鸿宇．企业社会责任、融资约束与企业金融化［ J］．金融研究，2020（2）：109 ～ 127．

江艇．因果推断经验研究中的中介效应与调节效应［ J］．中国工业经济，2022（5）：100 ～ 120．

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