客户、供应商议价能力对企业ESG表现的影响研究

【摘 要】 在经济结构转型和可持续发展的背景下，文章以2007—2022年上市公司为样本，从营运资金管理效率视角研究客户、供应商议价能力对ESG表现的影响效应及对ESG分维度的影响力度，并按照行业竞争程度、污染程度、企业所有权性质对全样本进行了分组研究。研究发现客户、供应商议价能力可以显著抑制企业ESG表现，营运资金管理效率在其中发挥了中介作用。进一步分析发现，客户、供应商议价能力主要影响ESG分维度中的社会责任，随后是公司治理，而对环境影响相对有限；市场竞争程度高、非重污染行业、国有企业的客户、供应商议价能力抑制其ESG表现的作用更加凸显。文章拓展了客户、供应商议价能力与企业ESG表现关系和机制的研究，为推动企业践行ESG理念提供了经验证据。

【关键词】 客户议价能力； 供应商议价能力； 营运资金管理效率； 企业ESG表现

【中图分类号】 F272.3 【文献标识码】 A 【文章编号】 1004-5937（2025）02-0055-10

一、引言

客户、供应商议价能力是指客户、供应商通过谈判技巧以最低成本获取商品或服务的能力。党的二十大报告强调高质量发展是全面建设社会主义现代化国家的首要任务。因此，唯有贯彻创新、协调、绿色、开放、共享的新发展理念，才能提升发展动能，推动经济高质量发展[ 1 ]。ESG是一个基于可持续发展的理念，为企业和投资者提供了一个整合环境、社会和公司治理的一体化框架。同时ESG传达了追求经济价值和社会价值相统一的发展观念，是实现经济高质量发展和企业可持续发展的有效抓手。随着利益相关者理论的引入，企业管理层逐渐认识到在企业与利益相关者构成的关系网中，企业ESG表现与所有利益相关者的切身利益密切相关，企业履行ESG必须满足股东、员工、供应商、客户、政府、社会公众等内外部利益相关方的目标。基于该理论，我国企业的ESG实践过程会受自身所处供应链上下游供应商与客户的企业关系所裹挟[ 2 ]。

在当前经济结构转型和可持续发展的背景下，学术界以利益相关者理论为基础围绕企业ESG展开了广泛的探讨，然而大多聚焦于ESG表现与企业股东、员工、政府、社会公众等利益相关者之间的联系[ 3 ]，较少结合供应链中主要利益相关方——客户、供应商作为前置影响因素与企业ESG表现进行深入分析。那么，客户、供应商议价能力对企业ESG表现的作用机理究竟如何？本文以2007—2022年我国A股上市公司的面板数据为研究样本，从营运资金管理效率视角探究客户、供应商议价能力对企业ESG表现的内在影响机制，同时进一步分析其对ESG分维度的影响力度，并按照行业竞争程度、污染程度、企业所有权性质对全样本进行分组研究。

本文研究贡献：（1）通过研究客户、供应商议价能力这一前置因素对企业ESG的影响，扩充了企业关键利益相关者与企业ESG表现之间作用关系的文献；（2）从营运资金管理效率视角，为企业客户、供应商议价能力对ESG表现的影响机制相关研究提供了新思路；（3）通过对客户、供应商关系管理和ESG表现情况进行分析，为企业的信息用户和利益相关者准确把握企业的经营状况、评估经营业绩质量等提供了一定的理论依据，以期为我国各行业公司稳健经营扫除障碍，使它们少走弯路。

二、理论分析与研究假设

（一）客户、供应商议价能力对ESG表现的影响机理

企业作为一个开放性的组织体系，无法生产出全部资源，而组织生存必须依靠与外界进行资源交换以获取关键资源，由此产生了对外部利益相关者的依赖性。供应商与客户是企业供应链上下游具有异质性特征的主体，同时也是企业获取关键资源的重要途径。作为供应链条中与企业紧密联结的利益相关方，客户的议价能力往往取决于其规模、集中度以及对产品成本信息的掌握程度，而供应商数量、替代品数量以及转移成本水平是决定供应商议价能力最为重要的三个因素[ 4 ]。那么，供应链上游供应商与下游客户的议价能力如何作为前置驱动因素影响企业ESG表现？

一方面，客户、供应商议价能力愈强愈会推动企业ESG表现。客户、供应商议价能力越强，意味着企业越依存于主要客户或供应商，其与大客户或供应商之间的合作关系将对企业的财务绩效产生直接影响[ 2 ]。基于此，大客户与供应商能反过来对企业起到监督作用，从而主观督促企业ESG表现。同时，客户、供应商的议价能力对企业的经济发展产生“协同”效应[ 5 ]。随着客户、供应商议价能力增强，企业的大客户和供应商也不易变动，较稳定的客户与供应商在一定程度上降低了企业的搜寻成本，由于双方密切的合作关系，公司联动客户或供应商进行销售渠道整合将更加容易，利润增加使企业有富余的资源在ESG领域建树，进而提高了企业ESG表现。

另一方面，客户、供应商议价能力愈强也会抑制企业ESG表现。客户、供应商议价能力越强，企业间的依存程度较高且变动相对较小[ 6 ]，表明主要客户或供应商能利用谈判等技巧来达成交易，即上游供应商可以通过更高的价格优势将原材料销售价格提高到一个新的水平，下游客户则能借助更强的议价能力形成买方市场垄断局面，压低自己的采购成本[ 4 ]，并对企业的经济发展产生“掠夺”效应，继而侵占企业自身的盈利空间，降低公司的经营业绩。随着客户、供应商议价能力的提升，企业之间的利润向客户、供应商上下游转移，导致了企业可利用的社会资源减少，从而将资源投入ESG领域的意愿减弱。同时，当企业供应链上游客户与下游供应商高度集中时，企业接收信息面更窄，导致企业所处的信息环境不完善，各利益相关者面临的信息透明度下降，造成严重的信息不对称问题，不确定风险上升，增加了企业资本成本[ 7 ]，从而抑制企业ESG表现。通过以上理论分析，得出如下竞争性假设：

H1a：客户、供应商议价能力对企业ESG表现存在正向影响效应。

H1b：客户、供应商议价能力对企业ESG表现存在负向影响效应。

（二）营运资金管理效率的中介效应机制

企业本质上是由不同利益相关者的投入构成的多元资本综合体，企业运营的过程其实是这些资本在企业内部运作周转、综合配置和不断演化的过程，这种综合配置以及持续演化过程的表现形式即为营运资金的变化。因此，企业营运资金管理效率与利益主体间存在不可分割的关系[ 8 ]。

作为企业重要的非财务利益相关者，供应链上游供应商与下游客户议价能力的增强在很大程度上提升了企业利用营运资金的效率，决定了企业的生存和发展[ 9 ]，并进一步影响企业ESG表现。客户、供应商议价能力越强，企业对客户和供应商的依赖性越强[ 10 ]，意味着企业处于谈判低位。鉴于失去“大客户”“大供应商”的风险性，企业在产品价格、商业信誉、信用期限等多个维度做出退让，挤占了企业的利润空间[ 2 ]，导致资金流速过快，营运资金的效率增强，整体的资金充裕程度降低，使企业ESG表现缺乏相应的融资支撑。当企业处于谈判劣势时，需要大量“专用性投资”维持其与客户、供应商的契约关系，甚至不得不让渡部分资金使用权。与此同时，客户、供应商集中，议价能力过高，导致企业过度依赖短期借款或者销售收现而进一步提升企业营运资金管理效率，可能造成现金流不稳定的风险，企业基于预防性动机会选择保守的ESG政策，进而影响ESG履行表现。因此，本文将营运资金管理效率作为串联客户、供应商议价能力与企业ESG履行情况的关键，即客户、供应商议价能力会通过驱动企业营运资金管理效率提升从而抑制企业ESG表现。基于此，本文提出如下假设：

H2：营运资金管理效率在客户、供应商议价能力对企业ESG表现的影响机制中发挥中介作用。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本研究选取2007—2022年上市公司数据，为了保证研究数据的严谨性和准确性，按照下列标准对数据进行筛选与处理：（1）基于彭博社2006年开始披露企业ESG相关数据，而我国现行的企业会计准则企业2006年颁布，可能导致2006年数据对本文结果产生影响，因此本文选取2007—2022年度作为研究时间窗口，并剔除2007—2022年内存在数据缺失的样本；（2）剔除经营异常的企业，即ST和*ST企业；（3）为消除极端值的影响，本文对数据变量进行前后1%缩尾处理。最终样本包括10 508个观测值。本文的研究数据来源：（1）企业ESG表现选取彭博社发布的中国上市公司ESG评分；（2）其他变量数据均来自国泰安数据库。数据处理和模型估计以及数据分析均使用Stata15.1完成。

（二）变量定义

1.被解释变量

被解释变量为企业ESG表现。我国ESG评价指标体系的研究还处于起步阶段，评级覆盖广度、合理性等都有待商榷。彭博指数是一个综合性的连续分值，对本文的研究有很强的适用性，因此本文选取彭博社公布的我国上市公司ESG评分作为代理变量[ 11 ]，得分越高说明企业ESG表现越好。此外，为加强研究结论的科学性，本文还采用华证ESG指数对模型进行稳健性检验。

2.解释变量

解释变量借鉴已有文献[ 2，4 ]采用客户议价能力、供应商议价能力进行衡量。客户议价能力与供应商议价能力均采用主要利益相关者（前五大客户或前五大供应商）占整个上市公司销售收入或采购支出之比表示，并将客户集中度赫芬达尔指数与供应商集中度赫芬达尔指数作为衡量客户、供应商议价能力的指标进行稳健性检验。

3.中介变量

中介变量为营运资金管理效率。营运资金管理反映了采购、生产、销售、收款的生产经营全过程，因此，营运资金管理效率的评价指标应能够综合反映供、产、销三个方面。本文借鉴焦然等[ 12 ]的方法，采用现金及现金等价物周转率作为衡量营运资金管理效率的有效指标，以从多方面反映企业营运资金管理水平。

4.控制变量

参考已有关于企业ESG表现的文献，本文在回归分析中对以下变量加以控制：资产负债率、企业规模、前十大股东持股比例、董事会人数、税收贡献、企业年龄、盈利能力、成长性。同时，为规避内生性偏误的影响，对年度（year）和行业（ind）固定效应加以控制。

变量定义如表1所示。

（三）模型设计

为了检验客户、供应商议价能力对企业ESG表现的影响，构建模型（1）进行检验；为了检验企业营运资金管理效率对客户、供应商议价能力与ESG表现关系的中介作用，借鉴温忠麟等[ 13 ]的研究，构建中介效应模型（2）和（3）进行检验。根据中介效应的回归思路，若系数δ1显著，则用模型（2）检验对中介变量的影响；若系数μ1显著，则用模型（3）进行分析。如果模型（3）系数β1、β2显著，且模型（3）中β1的系数绝对值小于模型（1）δ1系数的绝对值，就表明客户、供应商议价能力通过中介变量营运资金管理效率影响了企业ESG表现。

四、实证结果分析

（一）描述性统计分析

表2报告了本文主要变量的描述性统计情况。首先，ESG表现（esg）的极大值为58.334，极小值为10.703，均值为29.966，标准差为9.785，因此样本企业的ESG表现差异较大，从侧面证实了我国上市公司可持续发展能力不够健全。其次，cbp的极大值为0.967，极小值为0.007，均值为0.290，标准差为0.225，可见样本企业的客户议价能力相差较大；sbp的极大值为0.912，极小值为0.037，均值为0.319，标准差为0.195，表明样本企业的供应商议价能力差异较大。最后，中介变量及相关控制变量在不同企业间存在明显差距。

（二）客户、供应商议价能力与ESG表现的回归分析

表3列示了客户、供应商议价能力对企业ESG表现的回归结果。由于不同行业拥有的不同特质可能导致ESG表现存在固有的差异，同时机构投资者对不同行业会有不同的资产配置偏好，从而导致本文基准回归结果的偏误，因此加入行业与年份双重固定效应，结果如表3的列（1）和列（4）所示。可见cbp、sbp的系数至少在5%水平下显著为负（-0.858、-0.774），说明较低的客户、供应商议价能力更有利于提升企业ESG表现，H1b得到了验证。为检测相关变量之间可能存在的共线性问题，对该回归进行了方差膨胀因子检验，结果显示所有变量的方差膨胀因子（VIF）介于1.160～2.260之间，远小于经验值10，表明本文基准回归模型中不存在严重的多重共线性问题。

（三）营运资金管理效率对客户、供应商议价能力与ESG表现的中介作用

为厘清客户、供应商议价能力对企业ESG表现影响的作用机制，本文采用分层回归模型检验营运资金管理效率的中介效应，具体分析结果如表3列（2）、列（5）及列（3）、列（6）所示。从模型（2）可以看出，cbp、sbp对vel的影响系数在1%的水平下显著，影响系数为1.836、2.488，表明cbp、sbp对vel存在正向显著影响，中介效应检验第二步得到验证。从模型（3）的回归结果可以看出，cbp、sbp与vel对esg存在负向影响作用，且系数至少在5%的水平下显著，证实cbp、sbp不利于企业ESG表现，且vel在两者之间发挥了中介效应。与模型（1）相比，cbp、sbp对esg的影响从-0.858、-0.774调整为-0.764、-0.647，这说明营运资金管理效率在客户、供应商议价能力与企业ESG表现中发挥部分中介效应，中介效应检验第三步得到验证，由此，H2得以证实。

考虑到检验结论的严谨性，本文运用Sobel、Bootstrap检验进行深入剖析，检验结果如表3所示。Sobel检验结果在1%水平下显著，与全样本回归结果方向保持一致，表明存在中介效应，验证了H2。Bootstrap检验结果中，间接效应在95%水平上偏差校正的置信区间为［-0.139，-0.039］、［-0.346，-0.175］，检验结果不包含0，说明存在中介效应，再次验证了H2。

（四）内生性检验

1.滞后解释变量

前文基准回归结果表明，cbp、sbp对esg存在负向影响效应，但也有可能是ESG表现越好的企业越会降低其cbp、sbp的内生性问题，因此本文采用cbp、sbp滞后一期的方式修正由于反向因果关系导致的内生性问题，表4汇报了相应的结果。cbp、sbp滞后项（L.cbp、L.sbp）系数仍然显著为负，结果与主检验回归结果相符合，通过了内生性检验，研究结论成立。

2.工具变量法

考虑到模型中可能存在“互为因果”的内生性问题，从而影响相关结论的成立，本文选择同行业同年度公司cbp均值（cbp-mean）、sbp均值（sbp-mean）作为cbp、sbp工具变量进行控制[ 14 ]，结果如表4所示。列（3）、列（5）第一阶段结果中工具变量cbp-mean、sbp-mean均在1%水平下与cbp、sbp正相关，列（4）、列（6）第二级阶段回归中cbp、sbp的系数均至少在10%水平下显著为负，与实证结果一致，表明工具变量符合要求，基本结论在考虑内生性问题后依然成立。

3.Heckman两阶段模型

为缓解样本选择偏差带来的内生性问题，本文同时采用Heckman两阶段模型进行检验。在第一阶段，用公司是否披露供应链上下游客户、供应商议价能力作为工具变量放入Probit模型回归，计算出逆米尔斯比率（imr），第二阶段在第一阶段基础上将估计的imr作为控制变量，回归结果见表4。imr的估计系数与esg在1%的水平下显著为正，说明原回归中存在内生性问题，而cbp、sbp回归系数至少在5%的水平下显著为负，表明在考虑了样本选择偏差问题后，本文的结论依然成立。

（五）稳健性检验

1.加入省份固定效应

不同省份之间的ESG表现可能由于地域等因素存在固有差异，本文加入省份固定效应以消除省份固有差异对回归结果稳健性的影响，结果如表5列（1）、列（2）所示。加入省份固定效应后，cbp、sbp的系数均在1%水平下显著为负，与前文全样本回归结果一致，本文基准回归结果稳健。

2.排除公共卫生事件影响

为排除公共卫生事件等外界因素对研究结果造成的影响，本文筛除2020—2022年数据，结果如表5列（3）、列（4）所示。cbp、sbp系数均在1%水平下显著为负，说明在剔除2020—2022年样本后回归结果仍然稳健。

3.替换解释变量

本文借鉴已有文献[ 15 ]，采用客户、供应商集中度赫芬达尔指数衡量客户、供应商议价能力并进行稳健性检验。客户集中度赫芬达尔指数（cbphhi）为前五大客户销售额占比的平方和，供应商集中度赫芬达尔指数（sbphhi）为前五大供应商采购额占比的平方和，检验结果如表5列（5）、列（6）所示。结果表明，cbphhi、sbphhi系数至少在5%水平下显著为负，与前文主检验结果一致，因此，本文结论在不同评价体系下依然稳健。

4.替换被解释变量

为避免数据观测量所导致的结论偏差性问题，本文采用华证ESG评级数据（esghz）进行稳健性检验[ 16 ]，结果如表5列（7）、列（8）所示。结果表明，cbp、sbp对esghz的影响系数均在1%水平下显著为负，与主检验结果一致，因此，本文基准结果在不同评价体系下依然稳健。

5.中介效应稳健性检验

根据稳健性检验中替换的变量，采用Sobel、Bootstrap检验再次检验中介效应，结果如表5所示。Sobel检验结果显示均在1%水平下显著，与全样本回归结果保持一致。在Bootstrap检验结果中，间接效应在95%水平上偏差校正的置信区间均不包含0，再次验证了H2，故结果可靠。

五、进一步分析

（一）客户、供应商议价能力对ESG各维度表现影响

考虑到ESG评分是建立在环境、社会和治理披露结果上的多维指数[ 17 ]，因此，除了客户、供应商议价能力对ESG总分的影响外，本文还检验了其对环境（E）、社会（S）和公司治理（G）这三个独立的ESG分值的影响[ 18 ]，有助于评估客户、供应商议价能力是ESG表现中哪个维度的关键驱动力。由表6可知，cbp、sbp对社会（S）的影响在1%水平下显著，对公司治理（G）的影响在5%水平下显著为负，而对环境（E）的影响不显著，说明客户、供应商议价能力主要影响ESG分维度中的社会责任（S），随后是公司治理（G），进而促进企业、区域与全社会的可持续发展，而对环境（E）的影响效果相对有限。

（二）异质性分析

1.基于行业竞争程度分组

企业所处行业的竞争程度会对企业的高质量发展产生关键影响，因此，客户、供应商议价能力强弱对于企业ESG表现可能存在一定的外部行业竞争程度异质性。为了检验是否存在差异，本文采用行业勒纳指数重新分组检验[ 19 ]，结果如表7列（1）—（4）所示。结果显示，高行业竞争程度组别相较于低行业竞争组别cbp、sbp系数绝对值更大、更显著，即企业面临的竞争越激烈，越有助于增强客户、供应商议价能力对企业ESG表现的负向影响。可能的原因如下：非竞争性行业的企业更容易通过控制价格来获取超额利润，就供应商和客户的依赖性不足以对企业的ESG表现产生太大的负面影响；相反，在竞争性行业中的企业，利润空间较低，会面临更高的被淘汰风险[ 20 ]，势必会提高自身生产效率从而获得市场占有率，此时企业对客户、供应商的依赖性更强，从而较大程度上抑制了企业的ESG表现。因此，客户、供应商议价能力对行业竞争程度较高的企业ESG表现影响更大。

2.基于污染程度分组

企业工业活动是造成环境污染的重要因素，不同污染程度企业的客户、供应商议价能力对企业ESG表现影响可能会存在差别。为了检验是否存在差异，本文参考2012年证监会行业分类将样本划分为重污染行业组和非重污染行业组，结果如表7列（5）—（8）所示。在非重污染组中，cbp、sbp的回归系数至少在5%的水平下显著为负，相较于重污染企业的回归系数整体更为显著，影响作用更强。可能的理由如下：重污染企业在污染物排放上会受到政府和市场的双重约束管理，面临更大的减排压力和更低的公众敏感度，因此环境监管压力和舆论压力较大，企业为了迎合环境监管等各方需要会加大对ESG的投资成本，由于粉饰环境业绩需采取“漂绿”行为[ 21 ]，客户、供应商议价能力对企业ESG表现影响机制与实际存在误差；非重污染企业更易获得投资者认同，出现“漂绿”行为可能性较低，其ESG表现相关信息质量可能更高，从而导致客户、供应商议价能力更显著地反映对企业ESG表现的影响作用，因此在非重污染企业中，客户、供应商议价能力对企业ESG表现的抑制作用更为凸显。

3.基于产权性质分组

产权性质的差异可能会对企业客户、供应商议价能力造成显著差异，因此客户、供应商议价能力对于不同产权性质企业ESG表现的影响作用也可能存在一定的异质性[ 22 ]。为了检验是否存在差异，本文将全样本分为国有企业组和非国有企业组分别进行回归[ 23 ]，回归结果如表7列（9）—（12）所示。在国有企业组中，cbp、sbp的回归系数至少在1%的水平上显著为负，而在非国有企业组中仅cbp系数显著，即国有企业客户、供应商议价能力对企业ESG表现的抑制作用更强。可能的理由如下：相较于非国有企业财务报表不规范和管控不严等问题，国有企业有着更严格的制度管理体系和行为准则，导致国有企业披露的财务数据以及ESG相关信息准确度更高，数字经济时代的国有企业透明度进一步增强，因此，在国有企业中，客户、供应商议价能力对企业ESG表现的抑制作用更为凸显。

六、研究结论与建议

本文以2007—2022年上市公司为样本，基于营运资金管理效率视角研究客户、供应商议价能力对企业ESG表现的影响及作用机理。得出以下结论：客户、供应商议价能力能显著抑制企业ESG表现，营运资金管理效率发挥中介作用。进一步分析发现客户、供应商议价能力主要影响ESG分维度中的社会责任，随后是公司治理，对环境影响则相对有限，而市场竞争程度高、非重污染行业、国有企业的客户、供应商议价能力抑制其ESG表现的作用更凸显。本文的研究结果证明了客户、供应商行为不仅对ESG表现具有直接约束作用，而且可以通过营运资金管理效率间接影响企业ESG表现，同时不同情境中客户、供应商议价能力对于企业ESG表现绩效的影响作用不一致。本文扩充了对客户、供应商议价能力的经济和社会后果的研究，为企业履行ESG和客户、供应商关系管理提供了参考。

基于上述研究结论，提出以下政策建议。

1.企业层面

一方面，需要保障ESG披露的准确性、透明度，完善ESG报告配套制度措施和资本市场信息披露监管，通过改善自身在环境、社会和公司治理方面的表现，实现经济价值和社会价值的统一，使市场参与者对企业的ESG表现有一个更加客观、准确的评估。另一方面，加强对客户、供应商的管理能力，防止对特定供应商与客户过度依赖造成让步效应，关注供应商和客户的实际需求，减轻供应链合作伙伴的压力，减少供应链关系缔结成本，增强潜在供应商和客户的吸引力，提升企业在供应链条中的竞争能力，降低对特定供应商和客户的需求占比，并为客户和供应商解决痛点、优化痒点、创造爽点，从而赢得利益相关者的青睐，建立企业自身的护城河，形成行业壁垒。

2.政府层面

首先，政府和有关部门应根据我国基本国情，进一步完善相关法律法规，制定出符合实际的细则标准。同时完善企业ESG表现评级指标和信息披露体系，为利益相关者提供更真实可靠的决策依据。其次，积极支持、鼓励和引导企业履行ESG，并根据企业的ESG表现进行奖惩。最后，政府与监管部门应当为企业创造良好的制度环境，推动市场化程度低的地区加快市场化进程，适当减少干预，注重发挥市场的作用，使其更好地发挥资源配置作用，并以市场的反馈为导向来指导企业ESG实践，营造公平、法治和透明的营商环境，避免企业因维护政企关系陷入过度承担ESG的窘境。

3.社会层面

社会各界应强化ESG理念推广，提升公众、社会对ESG的认知。一方面需要国家通过制定相关法律和政策来推动ESG理念的发展和普及，强化ESG的价值引导；另一方面各类媒体、教育机构和非政府组织等社会力量也应积极参与到ESG的普及教育中，通过各种渠道向公众传递ESG的价值观念，提升公众对ESG认知的全面性，促进ESG的价值传导。

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