ESG信息披露能夠促進實體企業未來主業發展嗎?
——基于供應商、客戶集中度的探析

何 玲,羅孟旎

(安徽大學 商學院,合肥 230601)

一、引言

高質量發展是全面建設社會主義現代化國家的首要任務。為推動高質量發展,黨的二十大報告提出了,“建設現代化產業體系”的戰略部署要求。建設現代化產業體系,要堅持把發展經濟的著力點放在實體經濟上。當下疫情開放,經濟復蘇,正是提高實體企業主營業務績效的關鍵節點,為此,研究實體企業未來主業業績的影響因素及推動路徑具有重要現實意義。目前學術界大多籠統研究企業業績的影響因素,聚焦于實體企業主業業績影響因素的研究尚為缺乏,特別是ESG(Environmental,Social and Governance)信息披露與實體企業未來主業發展的研究。有別于傳統財務指標,ESG是從環境保護、社會責任履行和公司治理狀況三方面來評估企業經營發展的可持續性以及對社會的影響,高度吻合經濟高質量發展要求。良好的ESG信息披露能夠全面展示企業的管理優勢及發展前景,提高信息透明度,幫助投資者、客戶及供應商等外部利益相關者了解企業真實發展狀況并做出理性決策,這勢必會對實體企業未來主業的發展產生影響。

就已有關于ESG與企業業績的文獻來看,其研究結論尚未統一,呈現兩種截然相反的檢驗結果。一方面,基于成本收益和股東至上等理論,部分學者認為企業為進行ESG活動所增加的環境、社會責任等較強外部性因素的投入成本可能會超過其帶來的經濟效益,從而降低企業利潤,損耗股東權益[1-2];另一方面,基于利益相關者和委托代理等理論,學者們認為ESG表現能夠樹立良好的企業社會形象,增強企業與內外部利益相關者的關系,進而降低財務成本和代理分歧,提高風險應對能力和經營績效[3]。在影響機理方面,現有研究發現ESG因素通過增加顧客滿意度、媒體關注和創新投入以及降低融資成本和系統性風險等對企業業績產生影響[3-7]。而供應商-客戶關系作為供應鏈上下游企業間的一種隱形契約關系,其集中度能夠影響企業之間的信息披露質量以及議價能力[8-9],進而影響主業的經營利潤,理應也是ESG影響企業業績的的重要作用路徑。

綜上所述,現有文獻對ESG影響企業業績的研究結論尚存爭議,且忽視了產業鏈上下游特征的作用機理。ESG信息披露是否以及如何對企業業績,特別是實體企業主業業績產生影響還有待進一步厘清。同時在文獻梳理過程中發現,現有文獻大多采用托賓Q值、ROA等衡量企業業績[10-11],而以上衡量方式均未剔除金融資產投資收益,無法凸顯主營業務帶來的實體經濟效益,不能有效代表企業的可持續發展能力[12]。鑒于此,本文以2011—2021年中國資本市場A股實體企業的年度數據為實證樣本,并剔除了金融投資收益的資產收益率衡量實體企業主業業績,來檢驗ESG信息披露是否會影響實體企業的未來主業發展,并從供應商、客戶集中度入手探析其作用機理。本文的主要貢獻在于:(1)本文研究發現ESG信息披露能夠有效提高企業未來主業業績,這有助于厘清ESG表現與企業業績之間關系的爭議。且不同于以往文獻,本文聚焦關注實體企業的主營業務發展,對于振興實體經濟具有啟示作用。(2)本文基于供應鏈上下游關系視角,檢驗了ESG信息披露影響實體企業主業業績的作用機制,為實體企業重視交易模式,提高主業發展提供了經驗證據支持。(3)本文考察了企業生命周期、行業污染性質及國家政策出臺等不同情境因素下ESG信息披露對企業未來主業業績的促進效果,使研究結論更貼合現實情境,為企業和投資者等外部利益相關者的理性決策提供了依據。

二、理論分析與研究假設

(一)ESG信息披露與未來主業發展

ESG信息是一個基于可持續發展理念的反映企業在環境責任、社會責任和公司治理三方面作為的特質信息。積極披露ESG信息傳遞了企業追求經濟價值和社會價值相統一的發展觀,是實現未來主業可持續發展的有效抓手。(1)前期融資階段。在綠色信貸政策指引下,企業ESG表現成為銀行放貸的審查標準之一。企業的ESG信息披露行為向銀行傳遞了其積極承擔環境、社會責任的信號,容易獲得較低的銀行利率及優惠政策,降低了主業發展的融資難度[13]。此外,基于信息不對稱理論,ESG信息披露能夠幫助債權人了解企業真實經營狀況,從而降低了其為彌補未知所要求的風險補償率,減少了債務成本。ESG信息披露帶來主業發展融資成本的降低會提高管理層將資金投入實體業務的意愿,促進企業擴大主營業務發展。(2)經營決策階段。一方面,基于委托代理理論,ESG信息披露能夠抑制管理層的機會主義和不確定性,提高企業業績[14]。主動披露ESG信息的企業往往兼具良好的內部治理結構和頻繁的外界媒體關注,內外雙重監督體系有效減少了管理者“自利”“短視”行為,能夠促進高管和員工勤勉盡責,提升企業運營效率[15]。另一方面,ESG信息披露會引導企業在資源配置和戰略決策時選擇對其長期可持續發展有利的項目,增加實體主業發展機會。例如在組織合法性視角下,企業通過增加綠色產品和進行工藝創新,以滿足環境保護和績效提升要求[16]。(3)對外銷售階段?；诼曌u理論,ESG信息披露有助于企業樹立綠色健康發展的形象[17-18],贏得客戶的青睞。同時在可持續發展理念下,ESG信息披露會引導企業注重產品創新,提高產品質量,從而形成核心競爭優勢,提高企業業績。而優良的主業業績又會進一步激勵管理者更加注重未來實體主業的發展。

基于上述分析,本文提出如下假設:

H1:ESG信息披露能夠促進實體企業未來主業發展。

具體來說,實體企業主業業績的發展取決于交易成本和銷售價格兩方面因素,即受企業與供應商和客戶的博弈結果影響。而在中國社會背景下,以供應商集中度、客戶集中度為表征的關系型交易普遍存在于商業活動網絡中,因此,本文基于供應商、客戶集中度來探析ESG信息披露對實體企業主業發展的影響機制。

(二)ESG信息披露、供應商集中度與未來主業發展

供應商為企業提供不可或缺的原材料和服務,深刻影響著實體企業生產經營活動的正常運轉。當企業供應商集中度較高時,主要供應商議價能力增強,會通過降低產品質量和提高原材料價格來擠占企業利潤,削弱主業盈利能力[19-20]。此外,高度的供應商集中還會導致企業面臨更多的風險,例如,經濟蕭條或經濟景氣時期帶來的原材料價格波動風險和大供應商斷供帶來的可持續經營風險[21]。在環境問題日益突出的現況下,企業積極披露ESG信息意味著其在環境保護、社會責任以及公司治理等方面的主觀意識和管理投入比較高,凸顯了其正確價值觀和持續經營理念,符合供應商責任偏好,從而能夠豐富企業原材料供應源頭,降低供應商的集中度[22]。根據資源配置理論,隨著供應商集中度降低,企業議價能力提高,為維持穩定供應關系所進行的關系型專有投資和為應對大供應商不確定性所預留的備用資金減少,則企業用來發展實體業務的資金就會增加,這有利于實體企業未來主業的發展[21]。同時,在產業競爭理論下,ESG信息披露會促使企業將綠色創新融入原材料選擇、產品設計和包裝等各個環節,這不僅有助于實現產品差異化、降低訴訟規制風險,還能夠產生鏈狀聲譽效應,吸引更多的供應商,從而提高企業抗風險能力,推動主業可持續發展[23-24]。

基于上述分析,本文提出如下假設:

H2:ESG信息披露通過降低供應商集中度來促進實體企業未來主業發展。

(三)ESG信息披露、客戶集中度與未來主業發展

類似地,客戶集中度則反映了實體企業對于大客戶的高度依賴性,容易發生“客大欺主”現象,進而導致企業喪失議價談判能力,承擔額外的下游轉嫁成本,并且隨時要面臨合作關系破裂所帶來的投資價值減損和資金鏈斷裂等財務風險[25]。ESG信息披露作為體現企業可持續發展能力的非財務信息披露,一方面能夠彌補關鍵財務信息缺失導致的潛在風險,增強企業與其他客戶的信息交流,提高新客戶與企業合作并為產品溢價支付的意愿,削弱客戶集中度?；谡勁辛碚?客戶集中度的降低有利于增加實體企業的談判優勢,從而銷售價格提高,投資回報率增加,實體主業業績上升。另一方面ESG信息披露能夠吸引分析師和融媒體的關注,擴大企業知名度,為企業與新客戶達成交易提供機會,實現客戶群體多元化[26]。在社會網絡理論下,擴大客戶網絡有利于企業獲取更多產品創新所需的客戶異質性信息和知識,從而強化產品市場競爭優勢,弱化財務風險,促進企業主營業務實現可持續發展[27-28]。

基于上述分析,本文提出如下假設:

H3:ESG信息披露通過降低供應商集中度來促進企業未來主業發展。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

本文選取2011—2021年中國資本市場A股上市公司的年度數據為研究樣本,并依次剔除主要變量缺失、被ST或PT特殊處理、上市時間不滿一年、金融保險及房地產類的數據,同時對所有連續變量進行上下1%水平縮尾處理,以規避極端值的影響。最終得到1 208家公司的5 335個年度數據樣本。本文ESG信息披露數據來源于Bloomberg數據庫,其他變量數據均來源于CSMAR數據庫。

(二)變量定義

1.解釋變量

參考李慧云等的做法[29],本文采用彭博社(Bloomberg)ESG評分體系來評價企業ESG信息披露情況。相較于華證和商道融綠機構的ESG評分,彭博社ESG評分更強調企業ESG信息披露水平,其主要是基于企業自主披露的相關信息,根據120項具體ESG指標對企業ESG總體以及E、S、G三個子維度的信息披露水平進行評分。評分范圍從0至100,Esghz值越大,代表企業ESG信息披露質量越高。

2.被解釋變量

參考杜勇等的做法[12],本文采用剔除金融投資收益的資產收益率CorePerf1、CorePerf2來衡量企業未來主業業績。其中,CorePerf1=(營業利潤-投資收益-公允價值變動收益+對聯營企業和合營企業的投資收益)/資產總計;CorePerf2=(利潤總額-投資收益-公允價值變動收益+對聯營企業和合營企業的投資收益)/資產總計。CorePerf1、CorePerf2值越大,代表企業未來主業業績越好。

3.中介變量

(1)供應商集中度:參考鄒美鳳和張信東的做法[21],本文使用前五大供應商采購額占年度總采購額的比例Purchase來衡量企業的供應商集中度。Purchase值越大,代表企業供應商集中度越高。

(2)客戶集中度:參考林鐘高和韋文滔的做法[13],本文使用前五大客戶銷售額占年度總銷售額的比例Customer來衡量企業的客戶集中度。Customer值越大,代表企業客戶集中度越高。

4.控制變量

本文將可能影響未來主業業績的變量納入控制變量組(CVs)(見表1)。此外,本文還控制了年份和行業固定效應。

表1 控制變量定義

(三)描述性統計

變量的描述性統計結果如表2 Panel A所示。未來主業業績CorePerf1和CorePerf2的均值為0.045 6和0.048 8,標準差為0.063 8和0.064 5,說明不同樣本企業的未來主業發展差異性較大。ESG信息披露Esghz的均值為29.008 9,嚴重低于中等水平50分,說明樣本實體企業的ESG信息披露整體處于較低水平,且Esghz標準差9.643 9也體現了不同企業之間的ESG信息披露質量差距較大。其他控制變量的統計結果與已有文獻基本一致,均在合理范圍內。

主要變量的Person相關系數如表2 Panel B所示。CorePerf1和CorePerf2之間的相關系數為0.991 0,并通過1%水平統計檢驗,說明二者之間可以相互替代衡量;CorePerf1與Esghz的相關系數為0.050 0且在1%水平上顯著,CorePerf2與Esghz的相關系數則為不顯著正相關,這表明在不考慮其他因素的情況下,ESG信息披露能夠提高企業未來的主業業績,初步支持了H1假設,但結論的證實還需有控制了相關影響因素的多元回歸結果來支持。

表2 描述性統計

(四)模型設計

CorePerfi,t+1=α0+α1Esghzi,t+α2CVsi,t+α3∑Industry+α4∑Year+εi,t

(1)

為了證實H1假設,本文構建模型(1)來實證檢驗ESG信息披露與未來主業業績之間的關系。考慮到未來主業業績指標的滯后性,借鑒王雙進和杜勇等的建模方式[12,30],本文采用t+1期的未來主業業績數據,以及t期的ESG信息披露和控制變量組數據,其中,未來主業業績CorePerf包括CorePerf1和CorePerf2兩種衡量方式,控制變量組CVs則涵蓋了上述所列的全部控制變量。若回歸結果中,α1系數顯著為正,則說明ESG信息披露能夠有效提高企業未來主業業績,假設H1即成立。

Purchasei,t+1=β0+β1Esghzi,t+β2CVsi,t+β3∑Industry+β4∑Year+εi,t

(2)

CorePerfi,t+1=γ0+γ1Esghzi,t+γ2Purchasei,t+1+
γ3CVsi,t+γ4∑Industry+
γ5∑Year+εi,t

(3)

Customeri,t+1=λ0+λ1Esghzi,t+λ2CVsi,t+λ3∑Industry+λ4∑Year+εi,t

(4)

CorePerfi,t+1=μ0+μ1Esghzi,t+μ2Customeri,t+1+μ3CVsi,t+μ4∑Industry+μ5∑Year+εi,t

(5)

為了驗證H2和H3假設,參照溫忠麟的中介效應檢驗程序[31],本文進一步構建模型(2)、(3)及模型(4)、(5)來分別檢驗供應商集中度和客戶集中度的作用路徑。若H2假設成立,β1和γ2系數應顯著為負,γ1系數顯著為正;同理,若H3假設成立,λ1和μ2系數應顯著為負,μ1系數顯著為正,且為了保證結論穩健,供應商集中度和客戶集中度的中介效應還需得到Boostrap檢驗結果的支持。

四、實證分析

(一)基準回歸分析

ESG信息披露與未來主業業績的基準回歸結果如表3所示。

表3 基準回歸結果

列(1)和列(2)僅控制了行業、年份固定效應,結果顯示,未來主業業績CorePerf1t+1、CorePerf2t+1與ESG信息披露Esghz的回歸系數為0.000 3和0.000 4,分別在5%和1%水平上顯著。列(3)和列(4)在其基礎上進一步納入了模型(1)中的全部控制變量,結果顯示,CorePerf1t+1、CorePerf2t+1與Esghz的回歸系數分別為0.000 5和0.000 6,t值分別為4.665 3和4.936 3,均都在1%水平上顯著為正,這說明ESG信息的當期披露能夠提高企業下一期的主業業績,即ESG信息披露與未來主業業績存在正相關關系。此外,所有解釋變量VIF值均小于2,說明模型(1)不存在多重共線性問題,H1假設成立。

(二)中介機制檢驗

供應商集中度中介機制檢驗結果如表4 Panel A所示。列(1)報告了模型(2)的回歸結果,企業ESG信息披露Esghz對供應商集中度Purchaset+1的回歸系數為-0.096 1,在5%水平下顯著為負,說明ESG信息的充分披露能夠降低企業的供應商集中度。列(2)和列(3)報告了模型(3)的回歸結果,即同時納入ESG信息披露Esghz、供應商集中度Purchaset+1和未來主業業績CorePerft+1的回歸結果,Purchaset+1對CorePerf1t+1、CorePerf2t+1的回歸系數均在1%水平上顯著為負;Esghz對CorePerf1t+1和CorePerf2t+1的回歸系數(t值)分別為0.000 5(4.529 6)、0.000 6(4.783 7),在1%水平上顯著為正,且小于等于基準回歸結果中的Esghz系數(t值)(0.0005(4.665 3)、0.000 6(4.936 3)),這表明供應商集中度在ESG信息披露與未來主業業績之間發揮部分中介效應。Boostrap檢驗結果(95%置信區間不含0)進一步支持了供應商集中度部分中介效應檢驗結果的穩定性。供應商集中度中介機制檢驗結果說明,ESG信息披露通過降低供應商集中度來促進未來主業的發展,H2假設成立。

客戶集中度中介機制檢驗結果如表4 Panel B所示。列(1)報告了模型(4)的回歸結果,Esghz對客戶集中度Customert+1的回歸系數為-0.151 9,在1%水平下顯著為負,說明ESG信息能夠削弱企業的客戶集中度。列(2)和列(3)報告了模型(5)的回歸結果,即同時納入Esghz、Customert+1和CorePerft+1的回歸結果,Customert+1對CorePerf1t+1、CorePerf2t+1的回歸系數均在1%水平上顯著為負;Esghz對CorePerf1t+1和CorePerf2t+1的回歸系數(t值)分別為0.000 5(4.345 9)、0.000 6(4.594 4),在1%水平上顯著為正,且小于基準回歸結果中的Esghz系數(t值),這表明客戶集中度在ESG信息披露與未來主業業績之間存在部分中介效應。Boostrap檢驗結果(95%置信區間不含0)進一步支持了該中介效應檢驗結果的穩定性。客戶集中度中介機制檢驗結果說明,ESG信息披露通過降低客戶集中度來提高未來主業業績,H3假設成立。

表4 影響機制檢驗結果

(三)穩健性檢驗

基準回歸檢驗結果證實了ESG信息披露與未來主業業績之間的正相關關系,為保證結論的穩健性,本文采用以下三種方法進行穩健性檢驗。

1.傾向得分匹配法(PSM)

本文采用傾向得分匹配法來克服樣本選擇性偏誤問題。參考曉芳等的做法[32],首先,以ESG信息披露均值Esghz_ave為臨界值構造實驗組和對照組,并選用前文控制變量組CVs為匹配變量分年度行業進行一比一最近鄰匹配;其次,用Bootstrap自助法求解標準誤,并用Pstest檢驗匹配的結果是否平衡;最后,基于匹配后的數據重新對模型(1)進行回歸,結果如表5 PanelA列(1)和列(2)所示,Esghz與CorePerf1t+1、CorePerf2t+1的回歸系數在1%的水平上顯著為正,說明在控制了樣本自選擇偏差的影響下,研究結論仍然成立。

2.工具變量法(2SLS)

本文利用工具變量法來解決反向因果等內生性問題。參考林鐘高、韋文滔及李慧云等的做法[13,29],以同年度同省份其他上市公司的ESG信息披露評分均值Esghz_ind和是否聘請四大審計Big4作為工具變量,進行兩階段最小二乘法估計。工具變量選取原因在于,同年度同一省份其他企業的ESG信息披露情況勢必會影響本企業的ESG信息披露,但與本企業未來主業業績并無直接關聯;四大審計重視企業的ESG信息披露情況,是否聘請四大會影響企業ESG信息披露,但影響未來主業發展的可能性很小。2SLS的第一階段回歸結果顯示,Esghz_ind與Big4均與Esghz顯著正相關,其回歸系數(t值)分別為0.242 2(5.657 6)和6.562 2(17.850 2)(此階段回歸結果因篇幅所限,未列示),且Kleibergen-Paap rk LM和Kleibergen-Paap rk Wald F的數值拒絕了工具變量存在弱識別的原假設,即本文工具變量選擇合理。2SLS的第二階段回歸結果如表5 PanelA列(3)和列(4)所示,Esghz與CorePerf1t+1和CorePerf2t+1在5%水平上正相關,與前文結論無實質性區別。

3.ESG子維度檢驗

本文還通過ESG子維度檢驗來考察ESG中環境、社會責任和公司治理三個不同層面子指標對未來主業業績的差異性影響。同前文Esghz賦值定義,Env、Soc和Gov分別代表企業ESG信息披露的環境得分、社會責任得分和公司治理得分。檢驗結果如表5 Panel B所示,Env、Soc和Gov與CorePerf1t+1、CorePerf2t+1的回歸系數均在5%或1%水平下顯著為正,表明ESG三個單項信息披露都能顯著提高實體企業未來主業業績,支持并拓展了前文的研究結論。

表5 穩健性檢驗結果

五、進一步分析

前文已經驗證了ESG信息披露有助于提高實體企業未來主業發展,但考慮到二者之間的關系可能會因企業自身發展階段及所屬行業性質的不同、國家相關政策的發布而存在差異,為此,本文分別從企業層面、行業層面和國家層面來進一步研究不同生命周期階段、不同水平行業污染度及《環保法》政策發布前后的ESG信息披露對實體企業未來主頁發展的異質性影響。

(一)基于企業層面:企業生命周期

生命周期理論指出,類似于生物體,企業發展與成長的動態軌跡也會包括初創、成長、成熟和衰退四個階段。處于不同階段的企業,其ESG信息披露動機會有所區別,所帶來的企業投資策略傾向和主業發展空間會有較大差異。已有學者提出,上市企業已度過了初創期[33]。成長期的企業,在行業中尚未立足或立足未穩,存在融資約束較緊和經營風險較大的特點,此時企業披露ESG信息主要是為了樹立良好聲譽,為主業發展奠定融資基礎和提高供應鏈上的知名度;成熟期的企業,其生產經營模式和組織結構已趨近成熟,具有較廣的采購-銷售網絡,存在盈利穩定的特點,此時企業披露ESG信息主要是為了實現產品的獨特競爭優勢,進一步提高主業業績,追求實體主業的可持續發展;衰退期的企業,存在市場份額下滑和財務狀況惡化等特點,隨時面臨退市和被并購的威脅,此時企業ESG信息披露的真實性遭受投資者及上下游利益相關者的懷疑,無法有效提高主業業績[34-35]。因此,本文預期,實體企業成長期、成熟期和衰退期下,ESG信息披露對未來主業發展的促進效果分別為較小、較大和無效果。參考劉詩源等的做法[35],本文使用現金流模式法,通過經營、投資、籌資三類活動現金流凈額的組合特征來劃分成長、成熟和衰退階段。企業生命周期異質性分析檢驗結果如表6 Panel A所示,成長期、成熟期和衰退期下,ESG信息披露Esghz對未來主業業績CorePerf1t+1、CorePerf2t+1的回歸系數分別為10%水平下顯著正相關、1%水平下顯著正相關和不顯著,與預期結果一致。

(二)基于行業層面:行業污染性

隨著水污染、工業污染等資源環境問題的頻繁發生,加強生態文明建設成為推動實體經濟高質量發展的必然要求。相較于非污染行業而言,污染行業的生產經營行為有悖于綠色發展理念,面臨的環境規制壓力更大。由此,污染行業往往受到更多的外界關注。迫于監管壓力和輿論壓力,污染企業會更積極采用環境管理戰略,主動進行綠色產業轉型和技術革新[36]。而在眾多關注下,污染企業通過披露ESG信息來展示這一系列環境保護努力成果,向外界傳遞了實體主業的可持續發展信號,能夠引起市場的強烈反應,促進未來主業業績的提高[37]。因此,本文預期ESG信息披露對未來主業發展的促進效果在污染行業中更為顯著。參考李井林等的做法[5],本文將B06、B07、B08、B09、C15、C17、C18、C19、C22、C25、C26、C27、C28、C29、C31、C32、D44、D45這18個行業視為污染行業,其余行業為非污染行業。行業污染性異質性分析檢驗結果如表6 Panel B所示,Esghz對CorePerf1t+1、CorePerf2t+1的回歸系數在污染行業中均不顯著,而在非污染行業中均通過了1%水平統計檢驗,與預期結果相反。究其原因可能是,污染行業在ESG信息披露中需要投入更多的成本來改善企業環境治理問題,可能會占用主業發展資金。而ESG投入作為一種隱形投資,在短期內其所帶來的經濟效益小于其付出成本,導致對實體主業發展的帶動效果無法立竿見影。

(三)基于國家層面:新《環保法》政策發布

鑒于《環境保護法》與經濟社會發展特征和新理念已經不相適宜,新《環保法》于2015年1月1日正式實施。修訂后的環保法被稱為“史上最嚴”體現國家系統治理環境決心的一部行政法,其對企業污染防治責任和環境違法制裁做出了新的規定,提升了投資者和供應鏈利益相關者對企業主業綠色可持續發展性的關注度,從而可能會對ESG信息披露與實體企業未來主業業績間的關系產生影響。本文預期,新《環保法》政策發布后,ESG信息披露對未來主業發展的促進效果更好。參考李志斌等的做法[34],本文以新《環保法》政策發布節點來劃分研究樣本,將2011年至2014年定義為新《環保法》發布前,2015年至2021年定義為發布后。新《環保法》政策發布異質性分析檢驗結果如表6 Panel C所示,Esghz對CorePerf1t+1、CorePerf2t+1的回歸系數在發布前不顯著,在發布后1%水平正相關,與預期結果一致。

表6 異質性分析檢驗結果

六、結論與建議

隨著高質量發展目標的實踐深入,ESG信息披露對實體企業未來可持續發展愈發重要。因此,本文以2011—2021年中國資本市場A股上市實體企業年度數據為實證樣本,研究ESG信息披露對企業未來主業發展的影響效應,以及供應商、客戶集中度在其間發揮的中介效應。檢驗結果表明:ESG信息的積極披露能夠提高實體企業未來主業業績;ESG信息披露通過降低供應商集中度和客戶集中度來促進未來主業的發展。進一步分析后發現,ESG信息披露對未來主業業績的促進作用在企業成熟期階段、非污染行業以及新《環保法》出臺后更為顯著。

基于以上結論,本文提出三點建議:(1)就實體企業而言,將ESG理念納入供應鏈管理和主營業務發展戰略。企業應當自覺提高ESG信息披露質量,結識更多的交易伙伴,不斷優化供應鏈結構,以平緩供應商、客戶集中度過高所帶來的經營和財務風險。(2)就監管機構而言,強化ESG信息披露行為。滬深交易所應該強制要求上市企業出具專門的ESG信息披露報告,從“自愿性披露”逐步轉為“強制性披露”。此外,監管部門要警惕實體企業過度依賴大客戶和大供應商所帶來的潛在風險,應要求企業披露主要客戶和供應商信息并進行風險提示。(3)就政府而言,營造良好的實體經濟發展環境。政府應該推出更多鼓勵企業綠色創新的政策,例如優惠稅率、扶持創新和加大污染懲罰等措施,引導和激勵實體企業在環保的基礎上持續優化主營業務,促進實體經濟的發展。