一、引　言

党的十八届五中全会首次提出了“创新、协调、绿色、开放、共享”五大发展理念，将绿色发展作为我国发展全局的一个重要理念，作为“十三五”乃至更长时期我国经济社会发展的一个基本理念，引领我国经济高质量发展。贯彻绿色发展理念，降低企业环境污染（Environmental）、履行企业社会责任（Social）、提高企业治理能力（Governance）日益成为社会各界大力倡导的方向（邱牧远和殷红，2019）。前期文献对企业的环境保护（E）、社会责任（S）和治理水平（G）分别进行了较为深入的研究，这三个指标从不同维度反映了企业对社会的责任和担当，有诸多相通之处，但也有相异之处。例如，环境污染较为严重的企业可能一边肆无忌惮地排放污水废气，一边却慷慨大方地支持慈善事业以此来提升企业声誉，或者转移公众对企业环境问题的关注（高勇强等，2012）。基于环境保护（E）、社会责任（S）和治理水平（G）三者在不同情境下的不一致性，单单关注某一指标并不能很好地反映公司的整体表现（张会丽和陆正飞，2012）。也正是认识到这些问题所在，实务界和学术界对企业在环境、社会责任和治理方面的综合表现−ESG给予了更多的关注（Pedersen等，2021）。

截至2017年，52个样本国家/地区中有25个国家/地区要求企业对ESG综合信息进行强制披露。^①截至2020年末，全球ESG资产规模已上升至35.3万亿美元，占全球管理总资产的1/3以上。^②在政府部门、金融机构、行业协会等共同努力下，我国ESG体系建设也取得了较大的成效。2012年8月，中国香港联合交易所发布了首版《环境、社会及管治报告指引》，倡导上市公司进行ESG信息披露。2018年9月，中国证券监督委员会发布了《上市公司治理准则》，确立环境、社会责任和公司治理（ESG）综合信息披露的基本框架。同年11月，证券投资基金业协会发布了《中国上市公司ESG评价体系研究报告》。《2021中国ESG发展创新白皮书》报告显示，截至2021年9月，中国资本市场ESG公募基金资产管理总规模已跃升至2500亿元，比2020年翻两番。^③由此可见，ESG投资越来越受到投资者的重视。

近两年，国际顶尖学术期刊上涌现出了大量ESG的研究文献。ESG被广泛认可为重要的非财务信息，是当前国际用于衡量企业可持续发展的关键指标（Burke，2022）。较多的文献关注ESG的投资资产定价，考察了以ESG为特征的可持续投资资产是否存在更高的超额收益（Broadstock等，2021；Pedersen等，2021）。这些研究发现，资产管理者将ESG标准纳入投资过程，可以更好地管理潜在风险，降低投资组合的整体风险。另外，也有文献从分析师覆盖率、规模大小、董事会异质性、政治制度、劳动制度、文化制度等公司层面和国家层面特征探讨ESG信息披露的影响因素（Baldini等，2018；Burke，2022），以及从企业价值、风险管理等角度探讨ESG表现的经济后果（Azmi等，2021；Reber等，2022）。相较于各级政府对ESG 的鼓励和推动、全球资本市场对ESG理念的追逐、国际学界对企业ESG的广泛研究，国内学界对ESG的关注较少。在此背景下，挖掘企业ESG表现的经济后果对于推动我国经济高质量发展具有重要的现实意义。

“融资难、融资贵”一直是困扰我国企业发展的难题，已成为制约经济转型和升级的重要瓶颈之一（余静文等，2021）。为缓解企业融资困境，党的十九大报告强调要深化供给侧结构性改革，坚持“去产能、去库存、去杠杆、降成本、补短板”。商业信用作为企业的银行信贷替代融资渠道，能有效缓解企业由于融资约束引发的投资不足问题（修宗峰等，2021），对我国企业的生产和经营发挥着重要作用。此外，商业信用融资实际融入的往往是存货等有形资产，有利于抑制大量自由现金流导致的过度投资，推动经济高质量发展（黄兴孪等，2016）。Levine等（2017）选取34个国家和地区为样本研究发现，商业信用占企业总债务的25%，其中中国更是达到34%。那么，良好的ESG表现作为高质量发展的表征，是否能够显著地促进企业获得更多供应商提供的商业信用融资？对于这个问题的研究就显得尤为重要。同时，党的十八届五中全会明确了“绿色”发展的核心理念，随着绿色发展理念的不断变化和发展，其对ESG表现与企业商业信用融资之间的关系是否存在进一步的影响，这是本文关注的问题。对上述问题的回答，有助于深刻揭示ESG表现对商业信用融资的影响机理和经济效益，这对企业如何加快ESG建设以促进商业信用融资意义重大，为我国ESG发展的有效性提供直接证据。

鉴于此，本文以2008−2019年我国A股上市公司为研究样本，考察了ESG表现对企业商业信用融资的影响及传导机制。进一步地，从时间维度上探究了“绿色”发展理念的提出对ESG表现与企业商业信用融资之间的关系是否存在异质性影响，以及差异产生的原因。在此基础上，本文还基于供应商聚集属性和信贷规模属性，分析了ESG表现对企业商业信用融资的异质性。最后，检验了ESG表现与企业商业信用融资之间的相互关系是否具有“负债相机治理效应”，即能否在推动实体经济高质量发展中发挥有效作用。

本文的边际贡献在于：第一，丰富了ESG领域的相关研究。前期文献大多只关注单一指标，并不能很好地反映公司的整体表现状况（张会丽和陆正飞，2012）。ESG表现以E、S和G为“三支柱”，同时蕴含了环境治理、社会责任履行以及公司治理等方面内容，是一种高度融合了可持续发展理念的评价标准，更具有全面性（Drempetic等，2020；Burke，2022）。本文从企业商业信用融资的视角分析了ESG表现效果，这是对前期文献的重要补充和发展。第二，丰富了商业信用融资领域的相关研究。近年来，大多数的研究主要基于政策层面以及企业财务层面探讨企业商业信用融资的影响因素（陆正飞和杨德明，2011；王鲁昱和李科，2022）。ESG建设作为企业重要的非财务因素（Drempetic等，2020），尤其是当前我国的ESG发展正处于制度建设和规范的重要时期（Broadstock等，2021），本文不仅为现有商业信用融资的影响因素研究提供了重要的文献补充，还为理解ESG表现与企业商业信用融资之间关系提供了来自中国的经验证据。第三，本文研究发现，ESG表现有利于促进企业获取更多的商业信用融资，且党的十八届五中全会的召开能够强化ESG表现对企业商业信用融资的促进效应，为党的十八届五中全会确立“绿色”发展的核心理念提供了理论和经验支撑。同时，本文另一个重要的结论是，ESG表现所带来的商业信用融资效应有助于促进企业“脱虚向实”，助力实体经济高质量发展。因此，本文为我国持续推进 ESG建设和助力实体经济高质量发展提供了有益的政策启示。

二、政策背景与理论分析

（一）政策背景

目前，ESG主要作为一种投资策略流行于投资界，盛行于北美、欧洲等地区。据统计，2018年末全球ESG投资规模已超过30万亿美元，其中约80%来自欧美市场。截至2020年末，全球ESG资产规模已上升至35.3 万亿美元。^④

随着ESG理念的广泛传播和投资规模的扩大，在政府部门、金融机构、行业协会等共同努力下，我国ESG体系建设也取得了较大的成效。2006年9月25日，中国深圳证券交易所发布《上市公司社会责任指引》，倡导上市公司积极承担社会责任，自愿披露社会责任的相关制度建设。2007年2月8日，国家环境保护总局发布《环境信息公开办法（试行）》，推进和规范环保部门以及企业公开披露环境信息。2012年8月，中国香港联合交易所发布了首版《环境、社会及管治报告指引》（以下简称《ESG指引》），倡导上市公司进行ESG信息披露，鼓励上市公司每年披露工作场所质量、环境保护、运营实践、社区参与的相关信息。2015年12月21日，中国香港联合交易所首次修订《ESG指引》，并将披露要求从“自愿披露”提高至“不遵守就解释”。2018年9月30日，中国证监会修订并发布的《上市公司治理准则》，增加了环境保护以及社会责任的内容，确立了ESG信息披露的基本框架。同年11月，中国基金业协会发布《绿色投资指引（试行）》和《中国上市公司ESG评价体系研究报告》，构建了符合本土上市公司ESG发展的核心指标体系，推动了ESG在中国市场的发展。2020年至今，中国政府部门以及监管机构出台了一系列有助于ESG发展的政策和战略，如出台绿色金融政策、提出“碳达峰、碳中和”目标、强化上市公司高质量发展等，促进国内ESG信息披露体系的进一步完善。

在国家政策牵头引导和相关机构跟进落实的大环境中，ESG投资理念在国内投资界也逐渐受到认可，加快了ESG策略在资产管理中的应用。《中国责任投资年度报告2020》显示，截至2020年10月底，ESG公募基金产品共有127只，总规模超过1200亿元。2020年以来，ESG主题基金总发行规模较2019年底增长36%，是2018年底的近2倍。银行ESG理财产品共有47只，总规模超过230亿元。可见，中国ESG的发展正处于制度建设的重要时期（Broadstock等，2021）。

（二）理论分析

商业信用融资作为企业间的一种借贷方式，同时充当着下游客户的短期融资、上游供应商的竞争手段和上游供应商的短期投资三重身份（胡悦和吴文锋，2022）。从上述三种不同身份来看，现有的文献主要形成了替代性融资、买方市场和违约风险三种假说。

第一，替代性融资假说主要基于下游客户融资的视角，强调商业信用融资是企业之间互助的非正式融资方式（胡悦和吴文锋，2022）。已有文献指出，这种融资方式能有效缓解企业间的信息不对称、推动融资约束企业发展和提高资金配置效率（李双建等，2020）。因此，在信贷资源配置减少的情况下，商业信用往往会成为银行信贷的替代性融资方式（陆正飞和杨德明，2011；黄兴孪等，2016），以降低银行信贷可得性下降所带来的不利影响。

第二，买方市场假说强调了商业信用是上游供应商的竞争手段，与下游客户的市场地位相关（胡悦和吴文锋，2022）。该假说认为，为了促进产品销售和扩大市场份额，上游供应商往往会主动向下游客户提供商业信用以提高市场竞争力（Fabbri和Klapper，2016）。当下游客户处于强势地位而供应商处于较激烈的市场竞争时，强势地位的下游客户则可以通过替换供应商威胁获取更多的商业信用（Fabbri和Klapper，2016）。因此，商业信用的存在，与客户的强势地位、产品市场竞争力以及良好信用有关（修宗峰等，2021）。

第三，违约风险假说则强调了商业信用是上游供应商的一项短期风险投资。这种投资属性主要体现在两个方面：一是供应商在客户超过规定期限付款时获得的额外收益；二是供应商在向客户提供商业信用时承担下游客户因经营不善甚至破产拖欠款项带来的风险（Cuñat，2007）。因此，上游供应商更愿意向低风险企业提供商业信用（胡悦和吴文锋，2022）。

上述三种假说从商业信用的融资属性和投资属性角度进行充分探讨，都强调了供应商比银行更具信息优势。其中，替代性融资假说认为，供应商相较银行更容易对企业实施有效的监控（陆正飞和杨德明，2011）；买方市场假说认为，那些具有强势地位、良好信用的企业可以利用商业信用的方式，低成本地获取供应商的支持（Fabbri和Klapper，2016）；而违约风险假说则认为，上游供应商更愿意向低风险企业提供商业信用（胡悦和吴文锋，2022）。这意味着供应商具有信息优势，可以有效甄别出综合实力较强的企业（陆正飞和杨德明，2011）。因此，提升企业商业信用融资水平需要解决企业自身综合实力较低的问题，以便供应商更容易甄别客户企业所具有的发展潜能，并为此提供更多的商业信用融资支持。那么，具有良好ESG表现的上市公司能否在一定程度缓解上述问题，助力供应商甄别其经营发展的综合实力，以获得更多的商业信用融资呢？本文主要从产品市场竞争优势、外部监督、企业声誉以及违约风险四个方面进行分析。

首先，ESG表现有利于强化产品的市场竞争优势，巩固自身的强势品牌地位，从而促使企业获取更多的商业信用融资。ESG表现越好，意味着企业在环境保护、社会责任以及公司治理等方面的主观意识和管理投入比较高。从“波特假说”动态视角来看，污染就是资源的浪费，当环保投入较高时，企业能够通过技术创新或者关注产品和过程改进等降低企业成本，进而强化其产品市场竞争力，提高企业市场地位（Porter和van der Linde，1995）。由此可知，ESG表现较好的企业，环保管理的投入将降低污染排放，可以激发企业技术创新，产生“创新补偿”优势，进而提高企业产品的市场竞争优势。一方面，企业能够通过绿色工艺创新从源头上节省资源成本和改善生产工艺技术，带来产品生产技术效率的提高，进而提升企业产品的市场竞争优势（陈琪，2020）；另一方面，企业能够通过绿色产品创新将ESG理念融入原材料的选择、产品的设计和包装等各个环节，实现产品差异化，并率先将此类产品投入市场，进而巩固其市场地位（Eccles等，2014）。特别地，已有研究指出，市场地位是影响公司获取商业信用的重要因素（陆正飞和杨德明，2011）。从下游客户（需求方）的视角来看，拥有强势地位的下游客户有较强的议价谈判能力，可以通过替换供应商威胁获取更多的商业信用，以满足融资需求。从上游企业（供应方）的视角来看，向市场地位较高的下游客户提供更多的商业信用，不仅有利于维护自身的良好客户关系，还可以为所售的产品质量提供信用保障，有助于企业的发展壮大。总体来看，ESG表现较好的企业将在市场竞争中占据优势地位，促使其更容易获得供应商提供的商业信用。

其次，ESG表现有利于降低企业与供应商之间的信息不对称，强化外部监督，从而促使企业获取更多的商业信用融资。刘惠好和冯永佳（2020）研究指出，供应商与客户之间的信息不对称是阻碍公司商业信用融资能力的重要因素之一，而提高企业信息透明度是提升商业信用融资能力的重要渠道。如果企业出现信息不对称或者虚假信息等情况，供应商无法充分了解该企业的财务与经营风险，通常会出于谨慎性的考虑而减少或者拒绝给企业提供商业信用。ESG表现作为财务业绩报告之外的补充性信息披露，可以向外界传递企业更多的内部信息（Drempetic等，2020），缓解由内部人信息优势所带来的盈余管理、内幕交易和税收转移等代理问题，改善企业与供应商之间的信息不对称（Li等，2022），便于供应商了解企业财务风险，更好地维护双方的长期合作关系。此外，ESG信息能够吸引更多具有强大的信息渠道和专业分析技能的分析师跟踪关注（Baldini等，2018），通过分析师对ESG表现的多维度信息进行专业解读传递到资本市场，企业的生产与运营更容易引起供应商的注意，帮助供应商识别和了解企业真实意图，让供应商更直接监督应收款项的安全性。可以推断，ESG表现较好的企业，外部监管更加严格，有利于缓解供应链之间的信息不对称，进而促使供应商向企业提供更多商业信用。

再次，ESG表现有利于提高企业声誉，赢得各方的信任，从而促使企业获取更多的商业信用融资。王永进和盛丹（2013）研究指出，供应商是否愿意为客户企业提供商业信用主要取决于彼此的信任和声誉。而声誉是社会公众对主体的综合评价，指的是企业由于长期诚实守法经营而在社会公众中形成的能够履行其对客户和其他利益相关者承诺的标识。ESG表现涵盖与环境（如气候变化、能源和用水）、社会责任（如人权、两性平等）和公司治理（如腐败和贿赂、股东保护）相关的信息，有利于供应商等利益相关者判断企业的社会地位和道德资本（Broadstock等，2021；Azmi等，2021），进而提高供应商对企业的信任。一方面，ESG表现是基于社会综合价值最大化来评估企业行为的有效性，能够通过释放非完全自利的积极信号，赢得诚实守信的社会声誉，增强股东、债权人和外部投资者的信心（Azmi等，2021），主观上减少违反契约条款和损害债权人利益的行为，从而保持长期合作。另一方面，ESG表现凸显了其正确的价值观（邱牧远和殷红，2019），满足供应商社会责任的偏好，从而缩短了其与供应商的信任距离，使供应商更愿意为其提供商业信用便利。总而言之，ESG表现较高的企业，能够通过与供应商建立良好的信任关系，进而促使其更容易获取来自供应商的商业信用支持。

最后，ESG表现有利于提高企业抗风险能力，降低违约损失率，从而促使企业获取更多的商业信用融资。由于上游供应商在向客户提供商业信用时承担下游客户因经营不善甚至破产拖欠款项带来的违约风险，上游供应商更愿意向低风险企业提供商业信用（胡悦和吴文锋，2022）。近年来，随着环境问题的日益突出，绿色发展理念深入人心，政府部门加大了对企业环境保护、社会责任以及公司治理等缺失行为的处罚力度，ESG表现成为影响企业风险的重要因素（Reber等，2022）。ESG表现较差的企业不仅可能受到利益相关者的抵制和谴责而导致效益下滑，还可能面临较大的诉讼风险和规制风险，如环境污染、职工权利侵害、产品安全等（Wong等，2021），这将使其供应商和其他利益相关者怀疑其将在贸易合作中从事类似的非法或机会主义行为，破坏他们对该企业的信任。此外，如果企业被法院责令支付赔偿金，可能会给企业带来财务压力，以及经营风险与财务风险增加，使供应商和其他利益相关者担心该企业将延迟付款或无法保证产品质量。因此，ESG表现的支出类似于提前支付的“保险费”，能够对企业经营绩效发挥一定“保险”作用，这不仅可以减少企业未来运营中的诉讼风险和财务风险，还可以减少危机事件对企业价值的冲击（Broadstock等，2021；Reber等，2022），增强企业的履约能力，降低债务违约的可能性，为供应商提供了可靠的心理预期。可以推断，ESG表现较好的公司，违约风险较低，能有效降低供应商因企业经营不善拖欠款项带来的风险，进而使得企业获得更多商业信用融资。基于以上分析，本文提出以下假说：

H1：ESG表现促进企业获得更多的商业信用融资。

三、研究设计与统计分析

（一）样本选择与数据来源

本文选取2008—2019年沪深两市的所有A股公司作为样本，并做了如下处理：（1）剔除了标有ST、*ST、PT以及退市整理期的上市公司；（2）剔除负债率大于 100% 的样本；（3）删除数据异常或缺失的样本；（4）为了控制异常值的影响，对所有连续变量进行±1%的缩尾处理（ $ Winsorize $ ），最终得到了 29245个观测样本。本文涉及的相关财务数据来源于CSMAR国泰安数据库；ESG表现的数据来源于同花顺iFinD金融数据终端；媒体关注等相关数据来源于中国研究数据服务 平台。

（二）变量设定与变量定义

为了检验 H1 ，本文借鉴王鲁昱和李科（2022）的做法，构建了如下回归模型：

其中， $ i $ 代表企业， $ t $ 代表年份， $ TC $ 代表企业获得的商业信用融资， $ ESG $ 代表ESG表现水平；X代表控制变量， $ Ind $ 代表行业固定效应， $ Year $ 代表年份固定效应； ${\varepsilon }_{i,t}$ 代表扰动项。需要注意的是， $ ESG $ 为环保指标，具有明显的行业属性差异。因此，本文在所有回归方程中，均默认采用了行业层面 $ Cluster $ 聚类稳健标准误调整的 $ t $ 统计量。

1. 商业信用融资（ $ TC $ ）。本文借鉴陆正飞和杨德明（2011）以及胡海青等（2011）相关研究，采用应付账款、应付票据与预收账款之和与企业的总资产之比（ $ TC $ ）以衡量企业获得的商业信用融资水平。 $ TC $ 越大，则代表企业获得供应商提供的商业信用融资越多；反之则反。

2. ESG表现（ $ ESG $ ）。本文采用华证指数推出的ESG评价指标来描述中国上市公司ESG的发展概况。该评价指标结合国际ESG核心要义和中国特色发展编制而成，其体系构建符合我国本土化的指标体系，并由14个主题26个关键指标构成。考虑到华证ESG指标按季度披露， $ t $ 年1月份的评价披露蕴含t—1年10—12月企业的相关信息。因此，本文选取了 $ t $ 年4月、7月、10月以及 $ t+1 $ 年1月共四个月份披露的评分均值作为衡量该指标在第 $ t $ 年的平均得分，且该得分越高，ESG表现水平越高。为了避免量纲的影响，本文对该指标进行了除以100的处理。

3. 控制变量（X）。参考已有文献（陆正飞和杨德明，2011；王鲁昱和李科，2022），本文控制了以下变量：公司年龄（ $ Age $ ），以企业成立年数的自然对数表示；经营活动的现金流（ $ Flow $ ），以企业经营活动产生现金流量净额与总资产之比表示；公司规模（ $ Size $ ），以企业总资产的自然对数表示；资产负债率（ $ Lev $ ），等于总负债除以总资产；净资产收益率（ $ ROA $ ），等于净利润除以总资产；固定资产比率（ $ PPE $ ），等于企业固定资产除以总资产；第一股东持股比例（ $ Top1 $ ），以第一股东持股与总股数之比表示；董事会规模（ $ Board $ ），以董事会的总人数的自然对数衡量；独立董事比例（ $ Dual $ ），以独立董事人数与董事会总人数之比衡量。

（三）统计分析

在样本期间内，TC的均值为0.160，中位数为0.131，均值大于中位数，呈现右偏分布现象，这说明少数样本企业在供应商处获得的商业信用融资比较多，提高了总体样本的商业信用融资均值。ESG的均值为0.852，大于中位数（0.843），说明ESG分布也呈现右偏分布现象。ESG的最大值、最小值和均值分别为0.963、0.722和0.852，由此可见，我国上市公司ESG总体表现良好。但是，从ESG表现的不同维度看，三个维度中G得分最佳，均值达到了0.924；而E和S的均值分别为0.736和0.833，这两方面的表现情况不太理想，尤其是E的表现，还存在较高的提升空间。这也说明样本公司的ESG表现的综合发展存在较大的个体差异，因此，ESG的问题一直受到了社会各界的关注和重视。为了节省篇幅，本文主要变量的描述统计表没有详列（可参见工作论文版本）。

四、实证检验与结果分析

（一）ESG表现与商业信用融资：主效应分析

表1报告了ESG表现影响企业商业信用融资的检验结果。其中，列（1）为加入控制变量和控制行业固定效应下ESG表现（ $ ESG $ ）与企业商业信用融资（ $ TC $ ）的回归结果。结果显示，ESG表现（ $ ESG $ ）与企业商业信用融资（ $ TC $ ）的回归系数为0.060，并且在1%的水平上显著。列（2）是在列（1）基础上加入时间固定效应的估计结果，可以看出，ESG表现（ $ ESG $ ）对企业商业信用融资（ $ TC $ ）的回归系数为0.066，并且在1%的统计水平上显著。由此可知，ESG表现会促使企业获得更多的商业信用融资，即具有良好ESG表现的企业更容易获得来自上游供应商提供的商业信用，研究假说H1得证。

（二）ESG表现与商业信用融资：影响机制检验

由前文理论分析可知，ESG表现能够通过强化产品的市场竞争优势、加强外部监督、提高企业声誉以及抗风险能力，进而促使企业获取更多商业信用融资。为了检验上述机制，本文借鉴温忠麟和叶宝娟（2014）的逐步检验法，依次检验模型（1）、模型（2）以及模型（3）中主要变量的回归系数，并基于 $ Bootstrap\mathrm{方}\mathrm{法} $ 自助抽样1000次进行检验。其中，中介变量（ $ Medvar $ ）包括四个变量：一是产品市场竞争力（ $ MP $ ），借鉴已有文献（魏志华和朱彩云，2019），以企业当年营业收入增长率与当年所在行业平均的营业收入增长率之差是否大于0衡量，该变量大于0则表示企业的产品市场竞争力强；二是分析师跟踪关注（ $ Follow $ ），以分析师跟踪数量的自然对数表示（修宗峰等，2021），该变量越大，表明企业被分析师跟踪关注越多，外部监督越强，信息透明度越高；三是媒体正面宣传（ $ Media $ ），借鉴已有研究（Li等，2022），以网络媒体正面新闻报道数加1的自然对数表示，该变量取值越大，表明企业获得媒体正面信息报道力度越大，具有良好的企业声誉；四是经营业绩波动（ $ EU $ ），以过去5年销售收入的标准差并经行业调整后的值表示（Li等，2022），该变量越大，表明企业经营风险越大。

表2报告了ESG表现影响企业商业信用融资的传导机制检验结果。在列（1）中，ESG的回归系数为0.299，且在1%水平上显著。在列（2）中，ESG和MP的回归系数均显著为正。为了谨慎起见，本文还使用Sobel检验判断是否显著存在中介效应。检验结果显示，Z统计量为3.917，通过Sobel检验。结果表明，ESG表现能够通过强化产品市场竞争优势巩固企业市场地位，进而对企业商业信用融资产生促进作用。

在列（3）中，ESG的回归系数为1.191，且在1%水平上显著；在列（4）中，ESG和Follow的回归系数均显著为正。上述中介效应通过了Sobel检验，即分析师跟踪关注的中介效应成立。结果表明，ESG表现能够通过强化外部监督提高信息透明度，进而对企业商业信用融资产生促进作用。

在列（5）中，ESG的回归系数为0.231，且在1%水平上显著；在列（6）中，ESG和 $ Media $ 的回归系数均为正，且在1%水平上显著。上述中介效应通过了Sobel检验，即媒体正面宣传的中介效应成立。结果表明，ESG表现能够通过提高媒体正面信息宣传力度提升企业良好声誉，进而对企业商业信用融资产生促进作用。

在列（7）中，ESG的回归系数为−3.071，且在1%水平上显著；在列（8）中，ESG和EU的回归系数分别为0.048和−0.006，且均在5%水平上显著。上述结果在采用Sobel检验统计量加以验证情况下，中介效应也同样得到实证支持。结果表明，ESG表现能够通过降低企业经营业绩波动保证企业履行债务能力，进而对企业商业信用融资产生促进作用。

五、ESG表现商业信用效应增加：基于绿色发展理念的一个解释

党的十八届五中全会在谋划“十三五”时期经济社会发展规划时，首次提出“创新、协调、绿色、开放、共享”的发展理念，将绿色发展作为我国发展全局的一个重要理念，是党对经济发展规律认识的又一次升华，标志着我国生态文明建设进入一个新阶段（朱东波，2020）。为进一步了解党的十八届五中全会所提出的“绿色”发展理念是否影响ESG表现所带来的商业信用效果，本文以党的十八届五中全会为时间分界点进行识别。考虑到党的十八届五中全会于2015年10月召开，本文区分了2015年以前和2015年以后的样本，考察了党的十八届五中全会召开前后ESG表现对企业商业信用融资的影响作用变化。检验结果见表3。在列（1）中，党的十八届五中全会后 $ ESG $ 的系数为0.099，在1%水平上显著为正；而在列（2）中，党的十八届五中全会前 $ ESG $ 的系数不显著。同时，在分组检验中，组间系数差异检验的经验P值显示通过了显著性检验。这表明党的十八届五中全会提出“绿色发展理念”后，ESG表现对企业商业信用融资的积极效果有所增强，即党的十八届五中全会的召开能够强化ESG表现对企业商业信用融资的促进效应。可能的原因在于：一方面，在党的十八届五中全会召开后，国家逐步颁布了关于绿色金融的政策方案，^⑤从政策层面推动绿色金融发展。绿色金融政策的落实不仅为节能环保项目提供发展所需的资金，助力企业发展绿色产业，还能以资金导向等方式严格限制“两高一剩”行业贷款（苏冬蔚和连莉莉，2018），倒逼企业积极地开展ESG活动，进而获取更多供应商提供的商业信用支持，以此缓解银行信贷约束。另一方面，作为资源市场的重要部分，供应商是实现供应链绿色化的源头（王丽杰和郑艳丽，2014）。在党的十八届五中全会召开后，供应商为了响应政府部门的积极号召以及贯彻绿色发展理念，愿意将更多的商业信用投放到具有前瞻性的企业中，加快了企业ESG建设，进而助推经济实现高质量发展。

六、进一步研究

（一）ESG表现与商业信用融资：异质性分析

1. 供应商聚集特征差异。表4的列（1）和列（2）报告了以供应商集中度（前五大供应商采购占比）中位数作为分组依据的检验回归结果。列（1）显示，在供应商集中度较高的企业中， $ ESG $ 的 回归系数为0.078，且在1%水平上显著为正；列（2）显示，在供应商集中度较低的企业中， $ ESG $ 的回归系数为0.042，且在10%水平上显著为正。同时，在分组检验中，组间系数差异检验的经验P值显示通过了显著性检验。这表明，ESG表现对供应商集中度高、低两组企业的商业信用融资均具有显著促进作用。但相比于供应商集中度低的企业，供应商集中度高的企业的回归系数增加了0.036，ESG表现对其商业信用融资的促进作用更为明显。原因可能在于：供应商集中度差异的存在使得不同企业看待ESG未来的发展前景也存在较大差异。对于供应商集中度较高的企业，由于企业原材料供应集中在少数几个供应商手中，具有依赖性强、风险高、谈判能力低的特点（修宗峰等，2021），只有努力增强企业自身可持续发展的竞争力优势才能更好提高谈判能力，获得更多的商业信用融资。因此，ESG表现对商业信用融资的提升效果在这类企业中更明显。

2. 信贷规模特征差异。表4的列（3）和列（4）报告了以信贷规模作为分组依据的检验回归结果。本文选取银行借款除以当期收入衡量信贷规模，按照是否大于中位数划分信贷规模大、小两组样本进行回归检验。列（3）显示，在信贷规模大的企业中，ESG的回归系数为正，但不显著；列（4）显示，在信贷规模小的企业中，ESG的回归系数为0.070，且在1%水平上显著。同时，在分组检验中，组间系数差异检验的经验P值显示通过了显著性检验。结果表明，ESG表现对企业商业信用融资的促进作用在信贷规模小的企业中更为明显。原因可能在于，信贷规模较小的企业的融资需求难以得到充分满足，而商业信用作为企业有效的融资手段，能够对传统的银行信贷起到一定的补充作用（陆正飞和杨德明，2011）。为弥补融资缺口，企业不得不提升自身的综合实力，增强供应商对企业未来发展的乐观预期和经济获利的信心，以扩张商业信用融资。因此在信贷规模较小的企业中，ESG表现对企业获得更多商业信用的促进作用更为显著。

（二）ESG表现与商业信用融资：经济后果分析

防止经济“脱实向虚”是实现经济高质量发展的关键环节，也是学术界一直比较关注的问题之一（郭飞等，2022）。商业信用作为一种关系型契约，其事前评估、事中交易和事后监督受供应商的信任机制约束（王鲁昱和李科，2022）。那么，ESG表现与企业商业信用融资之间的相互关系是否具有“负债相机治理效应”，是否在推动实体经济高质量发展中发挥了有效作用？本文更为关注的另外一个问题是，ESG表现促使企业获得更多的商业信用融资又是否会激励企业“脱虚向实”，进而促进实体经济高质量发展？这关乎对“企业ESG表现”现象的价值判断。为此，本文建立如下模型对其经济后果进行检验：

本文参考现有文献对实业资产的定义（郭飞等，2022），使用实业资产投资定义企业“脱虚向实”程度（ $ INV $ ）。具体地，关于“脱虚向实”程度（ $ INV $ ）的度量，本文借鉴杜勇等（2017）的做法，选取上市公司的研发支出（ $ R\&D $ ）以及固定资产投资（ $ Inv $ ）来衡量。 $ R\&D $ 和 $ Inv $ 的数值越大，表示企业“脱虚向实”程度越高。在模型（4）中，ESG表现与企业商业信用融资的交互项（ $ ESG\times TC $ ）是核心变量，控制变量的选取与模型（1）相同。为了检验影响过程是否存在滞后性和持续性，本文选取 $ t+1 $ 期、 $ t+2 $ 期和 $ t+3 $ 期的因变量进行回归检验。

表5报告了ESG表现所带来的商业信用融资效果对企业“脱虚向实”程度的检验结果。其中，前三列和后三列分别检验以 $ R\&D $ 和 $ Inv $ 作为“脱虚向实”程度代理变量的检验结果。前三列结果显示，ESG表现（ $ ESG $ ）与企业商业信用融资（ $ TC $ ）的交互项（ $ ESG\times TC $ ）系数依次为1.579、1.735和1.669，且均在5%的水平上显著，这说明ESG表现所带来的商业信用融资效果显著地提高了实体企业未来三年的创新投入，且该效应表现为先增强后减弱趋势。后三列结果显示，ESG表现（ $ ESG $ ）与企业商业信用融资（ $ TC $ ）的交互项（ $ ESG\times TC $ ）系数依次为0.083、0.103和0.136，且分别在10%、10%和1%的水平上显著，这表明ESG表现带来的商业信用融资效果显著地提高了实体企业未来三年的固定资产投资水平，且该效应随着时间推移逐渐增强。这意味着，ESG表现所带来的商业信用融资效果激励着企业“脱虚向实”，并且这种效应具有一定的持续性。这也从侧面反映了ESG表现会通过提高企业商业信用融资发挥“负债相机治理效应”，进而实现服务实体经济和优化资源配置的目标。

（三）稳健性检验

为增强研究结论的可靠性，本文还做了如下的稳健性检验：首先，我们将被解释变量滞后 $ t+1 $ 期、 $ t+2 $ 期和 $ t+3 $ 期进行回归检验。结果显示， $ ESG $ 的回归系数均在5%水平上显著为正，与基准回归结果相近。其次，本文借鉴Lewbel（2012）的做法，基于异方差构造工具变量的识别方法排除可能存在的内生性影响。结果显示， $ ESG $ 的回归系数显著为正，结果依旧保持稳健。再次，本文还以我国首版印发的《ESG指引（2012）》为切入点，采用DID方法进一步检验ESG表现对企业商业信用融资的影响。本文将原银监会划分的环境和社会风险为A类的企业作为实验组（ $ treat $ =1），否则认定为对照组（ $ treat $ =0）； $ post $ 为政策指引实施前后的虚拟变量，实施后（2012年后）取值为1，实施前取值为0。结果显示，无论是否采用倾向得分匹配方法进行双重差分检验， $ treat\times post $ 系数均显著为正，且通过平行趋势检验，这意味着选用外生事件识别ESG与企业商业信用融资之间的因果关系，同样支持了前文的研究结论。最后，我们还在模型（1）中加入其他控制变量，包括地区生产总值、人均生产总值、生产总值指数、地方财政税收等宏观变量。结果显示， $ ESG $ 的回归系数依旧显著为正。除上述检验外，本文还选取多种净商业信用指标重新测量商业信用融资规模，并采用行业和省份调整方法重新度量ESG表现，检验结果都与H1相符。为了节省篇幅，上述结果没有详细陈列（可参见工作论文版本）。

七、结论与启示

近年来，随着全球ESG投资规模的持续增长，ESG战略已成为企业经营的主流趋势，促进了产业转型升级和经济的可持续发展。在此背景下，考察ESG表现对企业商业信用融资的影响，对于提振实体经济和推动我国经济高质量发展具有重要现实意义。本文利用2008—2019年我国上市公司数据，讨论ESG表现对企业商业信用融资的影响。研究发现：（1）ESG表现促进了企业获得更多的商业信用融资。（2）机制分析表明，ESG表现能够通过强化企业产品的市场竞争优势、加强外部监督、提高企业声誉和抗风险能力，进而促进企业获得更多商业信用融资。（3）从时间维度上来看，在党的十八届五中全会后，即“绿色发展理念”提出后，ESG表现对企业商业信用融资的积极效果有所增强，这与整个社会贯彻绿色发展理念有关。（4）异质性分析表明，在供应商集中度较高以及信贷规模较小的企业中，ESG表现对企业商业信用融资的促进作用更为显著。（5）经济后果分析表明，ESG表现所带来的商业信用融资效果提升了企业的实体经济投资，使得企业的创新投入和固定资产投资显著增加。

根据研究结论，本文可以得到如下启示：第一，企业应该积极践行ESG发展理念，改善自身ESG表现。本文研究表明，企业良好的ESG表现能够有效强化产品市场竞争优势、加强外部监督、提高企业声誉和抗风险能力，进而促使企业获取更多的商业信用融资。因此，企业应该提高环境保护、社会责任以及公司治理等方面的主观意识和管理投入，在员工培养、生产工艺技术、产品开发与设计等方面融入ESG理念，实现产品差异化，并率先将此类产品引入市场，巩固市场地位，进而获得供应商更多的商业信用支持。异质性检验表明，在供应商集中度较高以及信贷规模较小的企业中，ESG表现所带来的商业信用融资促进作用更大。因此，为了使ESG的投入能够获得更多利益相关者的融资支持，企业应该进一步完善ESG信息披露，使供应商等利益相关者更准确、更及时地了解企业ESG表现，改善企业与供应商等利益相关者之间的信息不对称，便于利益相关者了解企业经营与财务风险，更好地维护双方的长期合作关系，进而获得长期稳定资源支持。第二，分析师、新闻媒体等外部市场参与者应该发挥信息传递作用，监控企业ESG行为。分析师以及新闻媒体的观点和判断，是外部利益相关者在企业信息披露不完整的情况下进行投资决策的主要依据。机制分析结果表明，ESG表现可以通过吸引分析师跟踪关注以及媒体报告，传递出企业更多的内部信息，缓解由内部人信息优势带来的盈余管理、内幕交易和税收转移等代理问题，改善企业信息不对称问题，帮助企业树立良好的形象，进而促进企业获取更多的商业信用支持。因此，分析师以及新闻媒体等外部市场参与者作为重要的信息中介，应该充分发挥信息传递的作用，积极监管企业ESG行为 ，引导资源流向ESG表现更好的企业。第三，政府部门、监管机构应该不断健全相关制度并加强监督管理工作，鼓励和推动企业全面开展ESG信息披露工作。本文研究发现，党的十八届五中全会提出“绿色发展理念”后，ESG表现对企业商业信用的促进作用更强。另外，经济后果检验发现，ESG表现促使企业获得更多的商业信用融资，会激励企业“脱虚向实”，进而促进实体经济高质量发展。因此，政府部门以及监管机构应该完善和健全ESG相关制度，将“ESG理念”贯穿到经济发展、社会建设、城市建设等各个领域，采取差异化和动态优化的ESG政策，辅以企业激励机制，推动企业全面开展ESG信息披露工作。同时，监管部门应该加强对虚假ESG信息披露的处罚力度，提高企业虚假信息披露的成本，引导企业做出正确的ESG决策，全面增强企业可持续发展能力，努力实现经济社会的高质量发展。

① 资料来源：中央财经大学绿色金融国际研究院发表的《2021年IIGF观点：ESG信息强制披露政策的影响研究》。

② 资料来源：全球可持续投资联盟（GSIA）发布的《2021年可持续投资报告》。

③ 资料来源：华夏基金联合社会价值投资联盟发布的《2021中国ESG发展创新白皮书》。

④ 资料来源：全球可持续投资联盟（GSIA）发布的《2021年可持续投资报告》。

⑤ 如2016年3月发布的国家《“十三五”规划纲要》明确提出了“建立绿色金融体系，发展绿色信贷、绿色债券，设立绿色发展基金”。2016年8月，中国人民银行等七部委共同发布了《关于构建绿色金融体系的指导意见》，对“发展绿色金融”这一顶层设计作出指导。2017年6月26日，中国人民银行、国家发改委、财政部等七部委印发五省区建设绿色金融改革创新试验区总体方案，涉及的省份有浙江、广东、新疆、贵州和江西，方案指明了绿色金融试点的六大主要任务：建立多层次绿色金融组织体系、加快绿色金融产品和服务方式创新、拓宽绿色产业融资渠道、加快发展绿色保险、夯实绿色金融基础设施、构建绿色金融风险防范机制等。