ESG表現與企業杠桿操縱

【摘要】在防范化解金融風險、 追求綠色低碳轉型的背景下， 探究如何治理企業杠桿操縱并揭示ESG表現的潛在影響具有重要意義。本文基于2013 ～ 2022年滬深A股上市公司數據， 實證檢驗ESG表現對企業杠桿操縱的作用效果和影響機制。研究發現， ESG表現能顯著降低杠桿操縱程度。機制檢驗表明， ESG表現的信息效應和資金效應是治理杠桿操縱的主要渠道， 即ESG表現能通過提高信息透明度和緩解融資約束抑制企業杠桿操縱。異質性分析發現， 在經濟政策不確定性較高、 地區法治建設較好、 行業競爭程度較低、 非污染企業和賬面杠桿率較大的企業中， ESG表現對杠桿操縱的降低作用更明顯。經濟后果分析表明， ESG表現對杠桿操縱的治理效應能夠進一步降低財務風險并促進企業高質量發展。

【關鍵詞】ESG表現；杠桿操縱；降杠桿；信息透明度；融資約束

【中圖分類號】 F275" " "【文獻標識碼】A" " " 【文章編號】1004-0994（2024）12-0028-7

一、 引言

微觀企業的高杠桿推動宏觀杠桿率持續攀升， 已成為制約我國經濟持續健康發展的重要因素。2015年中央經濟工作會議將去杠桿列為結構性改革五大任務之一， 自此我國進入全面去杠桿階段， 杠桿率也被視為對企業償債能力和財務風險的關鍵考量（李黎和魏文君，2023）。然而， 企業實質性去杠桿并非易事。為獲取信貸審批或達到監管要求， 不少企業選擇操縱賬面杠桿， 把租賃業務與其他結構性融資設計為表外負債， 將可轉債與混合性債務包裝成股權融資， 甚至通過減少計提資產折舊、 提前確認非經常性損益等方式上調企業資產和盈余， 隱藏真實債務水平（Kraft，2015；許曉芳等，2020）。杠桿操縱行為與去杠桿政策的初衷相背離， 不僅增加了企業財務風險， 而且會造成市場資源錯配， 威脅金融系統穩定（許曉芳和陸正飛，2020）。如恒大集團采用表外負債和名股實債等手段操縱杠桿， 過度積累隱性債務， 最終以高杠桿引爆資金鏈， 造成房地產市場劇烈波動。黨的二十大報告強調， 要強化金融穩定保障體系， 嚴守不發生系統性風險的底線。因此， 扼制企業杠桿操縱是當務之急。

當前對杠桿操縱的影響因素研究較為有限。許曉芳和陸正飛（2020）首次給出“杠桿操縱”的定義， 并指出我國企業杠桿操縱的目的、 方式與危害。同年， 許曉芳等（2020）創新性地提出測度杠桿操縱的XLT-LEVM方法， 并實證分析了賬面杠桿、 融資約束和去杠桿壓力對杠桿操縱的刺激作用。此后， 學者們對杠桿操縱的誘導因素和治理機制展開定量研究。從誘導因素來看， 高杠桿企業的控股股東股權質押（許曉芳等，2021）、 機構投資者“分心”（吳曉暉等，2022）和地方政府債務擴張（饒品貴等，2022）等會加劇企業杠桿操縱。從治理機制來看， 資本市場開放（管考磊和朱海寧，2023）、 銀行競爭（李曉溪等，2023）、 機構投資者（卿小權等，2023）以及數字化轉型（李黎和魏文君，2023）等對杠桿操縱具有抑制作用。綜上， 杠桿操縱是企業隱藏風險的不當手段， 也是反映資產負債表信息質量的重要參數， 但現有文獻集中討論其誘因， 對治理機制關注較少， 尤其缺乏從微觀因素探討企業杠桿操縱治理的研究。

隨著“雙碳”目標的深入推進， 可持續發展理念得到全面貫徹， 企業在環境、 社會和治理（ESG）方面的表現體現出更大價值。一方面， 對于ESG表現的經濟后果， 多數研究表明， 高水平的ESG能夠降低融資成本（廉永輝等，2023；梅亞麗和張倩，2023）、 改善財務業績（Chen等，2023）并提升企業價值（王琳璘等，2022）。另一方面， 對于ESG表現的治理效果， 從風險管理角度， 譚勁松等（2022）發現改善ESG表現有助于獲取各類資源， 進而化解企業風險； 董小紅和孫政漢（2023）指出ESG表現能通過減輕信息不對稱和提高分析師關注來降低經營風險。從信息質量角度來看： 對內而言， 良好的ESG表現可以抑制企業的應計盈余管理（Pathak和Gupta，2022；謝幫生等，2024）與真實盈余管理（高彥彥和黃建博，2023）； 對外而言， ESG表現既能增強會計盈余的價值相關性（武鵬等，2023）， 又能提升分析師的盈余預測質量（孫光國等，2023）。故現有關于ESG表現對企業合規經營與會計信息質量的影響研究， 聚焦于以盈余波動率衡量的經營風險和以盈余信息為主的利潤表質量， 鮮有研究涉及資產負債表的信息質量管理， 更忽視了ESG表現對杠桿操縱的治理作用。鑒于此， 本文以2013 ～ 2022年滬深A股上市公司為樣本， 實證探究ESG表現對企業杠桿操縱的影響。

二、 理論分析與研究假說

根據利益相關者理論， 企業與其股東、 債權人、 供應商、 社會公眾以及生態環境等主體休戚與共， 企業的行為決策和價值創造需回應這些利益相關者的期望（王琳璘等，2022）。良好的ESG表現是企業在優化業務流程、 落實環境保護和提高社會貢獻的過程中實現的， 彰顯出義利并舉與合作共贏的大局觀。不難看出， ESG績效好的企業通常擁有更高的道德標準， 更重視發展的持續性， 損害自身長期價值的可能性小。杠桿操縱作為權宜之計， 不僅會助長隱性債務， 降低企業投融資效率； 還會為企業信息質量和契約履行“埋雷”， 誤導利益相關者的決策， 甚至誘發系統性金融風險， 威脅經濟平穩運行。由此推斷， 高ESG表現的企業會更慎重地管理財務杠桿。進一步地， 就杠桿操縱的主客觀動因而言， 粉飾負債狀況以提高融資能力是企業降低賬面杠桿的首要目的， 而不透明的信息環境為完成杠桿操縱提供了隱蔽渠道（管考磊和朱海寧，2023）。企業優異的ESG表現能夠發揮信息效應和資金效應， 有助于改善信息環境并緩解融資約束， 從根源上抑制杠桿操縱行為。

具體而言： 一方面， ESG具有信息效應， 提高ESG表現能夠緩解信息不對稱， 減少企業杠桿操縱的機會。良好的ESG表現建立在高質量的信息披露上， 傳遞出企業經營理念、 財務實力和管理層努力程度等非財務信息， 對傳統財務報告信息形成有益補充， 縮小了企業與利益相關者之間的信息差（謝幫生等，2024）。借由信息不對稱的緩解， ESG表現能從事前、 事中和事后三個階段預防、 控制和應對杠桿操縱。在事前， 企業較高的信息透明度能夠有效防范內部人因信息優勢而滋生的代理問題， 促使股東參與公司治理并激勵管理層勤勉盡責， 易于培養誠實守信的企業文化， 提升操縱杠桿面臨的道德門檻（董小紅和孫政漢，2023）。在事中， 通過共享信息學習治理經驗， 改進內部控制體系， 是高水平ESG的應有之義， 有助于股東及時發現并阻止高管的選擇性披露與隱藏壞消息行為， 壓縮杠桿操縱空間。在事后， 高ESG評級會吸引媒體、 分析師和機構投資者等信息中介的高度關注， 放大企業的公開信息與特質信息， 使不當財務行為面臨更嚴格的審查和更慘重的代價， 發揮市場“軟監管”作用， 倒逼管理層優化資本結構并合規披露杠桿信息。

另一方面， ESG具有資金效應， 提高ESG表現能夠緩解融資約束， 抑制企業杠桿操縱的動機。在資金來源方面， 信號理論和資源依賴理論表明， ESG表現良好會向外界傳遞出企業盈余可持續和價值穩增長等良性信號， 有助于企業樹立正面形象并積累聲譽， 降低利益相關者的風險感知。同時， ESG評級高的企業能為投資人帶來額外收益（李瑾，2021）。因此， 良好的ESG表現能為企業拓展異質性信貸資源， 提高資金可得性。在資金成本方面， 處于信息劣勢的資金供給方會要求更高的回報率來補償投資風險， ESG表現通過緩解信息不對稱降低風險溢價， 使企業以更低的成本取得外部資金（譚勁松等，2022）。尤其是對于債務融資而言， 高ESG作為企業治理能力的擔保， 會減輕債權人對資產替代行為的擔憂， 進一步降低債務代理成本（廉永輝等，2023）。在資金結構方面， 已有學者發現企業改善ESG表現會提高資本結構動態調整能力， 允許企業更靈活地安排資本結構， 弱化管理層為滿足目標債務比而操縱杠桿的動機（龍海明和歐陽佳俊，2022）。此外， 高ESG表現能提升組織合法性， 不僅有助于企業獲取政府資金支持， 而且能降低監管處罰風險， 削弱企業為隱藏財務風險而操縱債務杠桿的意圖（譚勁松等，2022）。綜上， 本文提出以下假設：

H1： 良好的ESG表現有助于抑制企業杠桿操縱。

三、 研究設計

（一） 樣本選擇與數據來源

考慮到2012年11月黨的十八大將生態文明建設納入“五位一體”總體布局， 我國ESG發展進入新階段， 故選取2013 ～ 2022年A股上市公司作為初始樣本。借鑒許曉芳等（2020）的做法， 進一步剔除以下樣本： ①金融業企業； ②研究期間被ST、 ?ST和PT的企業； ③資產負債率大于1的樣本； ④年初和年末均有有息負債但當年無利息支出的樣本； ⑤當年有利息支出但年末無利息負債的樣本； ⑥預期總資產周轉率和有息負債率小于0的樣本； ⑦變量數據缺失的樣本， 最終得到16685個觀測值。為減輕離散值引起的回歸偏誤， 對連續變量進行雙側1%的縮尾處理。除ESG數據源于Wind數據庫外， 其他數據均來自CSMAR數據庫。

（二） 指標選取與模型構建

1.被解釋變量。根據許曉芳等（2020）的研究， 企業杠桿操縱的估計方法包括以預期模型法或行業中位數法計算的表外負債和名股實債為基礎的基本XLT-LEVM法、 擴展XLT-LEVM法（直接法）和擴展XLT-LEVM法（間接法）。其中， 相比預期模型法， 行業中位數法以同行業變量的年度中位數為真實值， 忽略了企業特質的影響， 可能存在較大偏差。此外， 基本XLT-LEVM法假設企業僅存在表外負債和名股實債兩種杠桿操縱方式， 擴展XLT-LEVM法（直接法）額外包含固定資產折舊和研發支出資本化兩種會計操縱手段， 而擴展XLT-LEVM法（間接法）綜合考慮了所有會計手段造成的杠桿操縱。因此， 借鑒吳曉暉等（2022）的研究， 利用預計模型法下的三種XLT-LEVM方法分別計算企業杠桿操縱程度， 依次得到變量LevM1、 LevM2和LevM3， 變量的數值越大代表杠桿操縱越嚴重。

2. 解釋變量。ESG表現是對企業履行環境、 社會、 治理責任的綜合評價。當前學術界對企業ESG表現的測度主要依據第三方機構發布的評價結果， 其中華證ESG評級由于指標設計本土化、 數據范圍涵蓋廣以及更新速度快等優勢， 得到了國內學者的普遍認可和應用。借鑒王琳璘等（2022）的做法， 將華證ESG評級從低至高C～AAA對應賦值1 ～ 9來衡量企業ESG表現。

3. 控制變量。參考許曉芳等（2020）、 卿小權等（2023）的研究， 本文選擇以下關鍵變量進行控制： 資產規模（Size）、 上市年限（Age）、 盈利能力（Roa）、 現金流比率（Cashflow）、 資產負債率（Lev）、 市場價值（TobinQ）、 董事會規模（Board）、 兩職合一（Dual）、 股權集中度（Top1）、 管理層持股（Mshare）， 詳細變量定義見表1。

4. 模型構建。為檢驗H1， 本文構建模型（1）：

LevMi，t=α0+α1ESGi，t+∑αiCtrli，t+∑Year+∑Ind+εi，t

（1）

其中： LevMi，t表示杠桿操縱程度， 包括采用基本XLT-LEVM法、 擴展XLT-LEVM法（直接法）及擴展XLT-LEVM法（間接法）計算的LevM1i，t、 LevM2i，t和LevM3i，t。ESGi，t表示ESG表現， Ctrli，t為控制變量， ∑Year和∑Ind為年度和行業固定效應， εi，t為隨機擾動項。若H1成立， 即ESG表現能抑制企業杠桿操縱， 則系數α1應顯著為負。

四、 實證結果與分析

（一） 描述性統計

表2為描述性統計結果。LevM1的均值為0.115， 表明樣本企業以表外負債和名股實債兩種方式操縱杠桿的程度約為11.5%； 標準差為0.207， 最小值為0， 最大值為1.515， 說明企業間的杠桿操縱程度有明顯差別。LevM2和LevM3的描述性統計結果與LevM1相近， 并與相關文獻基本一致。ESG的均值為4.137， 中位數為4， 說明樣本企業ESG表現的平均水平處于B～BB級之間， 存在較大的提升空間； 標準差為1.124， 最小值為1， 最大值為8， 說明樣本企業ESG評級最差的僅為C級， 最好的可達AA級， 不同企業的ESG表現差異較大。值得關注的是， Lev的均值為0.422， 最大值為0.862， 說明樣本企業的平均杠桿率達到42.2%， 個別企業的杠桿率高達86.2%， 企業整體面臨著高杠桿壓力， 存在較大的杠桿操縱風險。

（二） 基準回歸分析

表3是ESG表現與企業杠桿操縱的回歸結果， 其中， 列（1）～（3）為未加入控制變量的結果， ESG表現（ESG）與杠桿操縱（LevM1/LevM2/LevM3）的回歸系數分別為

-0.006、 -0.006、 -0.003， 通過了至少5%水平的顯著性檢驗； 列（4）～（6）為加入控制變量后的結果， ESG表現（ESG）與杠桿操縱（LevM1/LevM2/LevM3）的回歸系數分別為-0.006、 -0.006、 -0.005， 均在1%的水平上顯著， 說明ESG表現與企業杠桿操縱顯著負相關， 即良好的ESG表現顯著抑制了企業杠桿操縱行為， H1得以驗證。現實意義在于， 企業提高ESG表現， 一是發揮信息效應， 通過非財務信息的傳遞來優化市場信息環境， 能夠從事前、 事中和事后全方位減少操縱杠桿的客觀機會； 二是發揮資金效應， 從資金來源、 成本和結構三方面緩解企業融資約束， 能從根本上遏制操縱杠桿的主觀動機， 最終降低企業杠桿操縱程度， 與ESG所追求的可持續發展相吻合。

（三） 穩健性檢驗

1.改變ESG表現的度量方式。參考譚勁松等（2022）的方法， 采用華證ESG數據中百分制的ESG總評分除以100后的連續數值， 替換基準回歸中將華證ESG九檔評級賦值1～9的離散數值， 作為ESG表現的新代理變量（ESG_value）重新進行回歸， 回歸系數仍顯著為負。

2.改變杠桿操縱的度量方式。參考卿小權等（2023）的方法， 以基于行業中位數法的基本XLT-LEVM法、 擴展XLT-LEVM法（直接法）和擴展XLT-LEVM法（間接法）計算杠桿操縱程度（LevM4、 LevM5和LevM6）， 將其作為被解釋變量重新進行回歸， 結果保持穩健。

3. 控制行業年度趨勢。在經濟運行過程中， 行業發展狀況通常會隨著時間變化呈現出周期性特征， 不僅會造成企業ESG表現的差異， 而且會對杠桿操縱的動機和機會產生影響。為消除時間—行業趨勢造成的系統性偏差， 在模型（1）中加入控制年度和行業的交互項（Year′

Ind）， 結果依舊穩健。

限于篇幅， 穩健性檢驗結果未列出。

（四） 內生性處理

1. 工具變量法。為消除反向因果引致的內生性， 借鑒王琳璘等（2022）的思路， 以企業最早一期的ESG表現（IV1）和同年度—行業—城市的ESG表現均值（IV2）作為工具變量。原因在于， 企業初期的ESG水平與當期ESG表現相關， 但前定性決定了模型當期擾動項不受其影響； 外部環境相似性使企業ESG表現與同行業同城市其他企業的ESG均值相關， 而后者對單個企業的杠桿操縱行為并無直接影響， 故IV1和IV2均符合相關性和外生性條件。結果顯示， ESG與LevM顯著負相關， 表明在考慮反向因果后， 結論依然成立。

2. Heckman兩階段回歸。對于樣本選擇偏差導致的估計偏誤， 采用Heckman兩階段法進行緩解。第一， 設定Probit模型， 根據企業是否操縱杠桿， 設置虛擬變量LevM_dum為被解釋變量， 選擇和基準回歸模型相同的解釋變量， 并額外加入排他性約束變量“企業上期是否操縱杠桿”， 可得逆米爾斯比率（IMR）； 第二， 在模型（1）中加入IMR重新回歸， 結果顯示， IMR和ESG的系數一正一負， 說明在糾正樣本選擇偏誤后， ESG表現仍抑制企業杠桿操縱。

3. 傾向得分匹配法。為減輕不可觀測因素引起的自選擇偏差， 采用傾向得分匹配法（PSM）重新檢驗。借鑒卿小權等（2023）的研究， 首先， 按照ESG表現的中位數分組構造虛擬變量， 并據此將樣本分成處理組和控制組。其次， 以基準回歸中的控制變量為協變量， 采用有放回的1∶1最近鄰匹配法將處理組和控制組相匹配。匹配后兩組分布重合度較高， 傾向得分匹配效果理想。最后， 基于匹配后的樣本數據， 利用模型（1）進行回歸， 結果顯示ESG與杠桿操縱在1%的水平上顯著負相關， 這表明在解決自變量選擇非隨機的問題后， 前文結論依然成立。

4. 安慰劑檢驗。由于ESG與杠桿操縱呈現出的負向關系可能并非來自ESG表現的治理作用， 而是源于其他未察覺因素發揮的安慰劑效應， 需進行安慰劑檢驗以排除該解釋。參考卿小權等（2023）的研究， 將ESG表現（ESG）隨機逐一分配給樣本企業， 并利用模型（1）重新回歸。為確保結果穩健， 隨機重復上述操作1000次。ESG的回歸t值核密度曲線基本呈正態分布， 峰值集中于x軸的0點， 說明多數ESG系數不顯著， 即隨機匹配后的ESG表現與杠桿操縱不存在顯著相關性， 表明本文結論受遺漏變量的影響較弱。

限于篇幅， 內生性處理結果未列出。

五、 進一步分析

（一） 機制檢驗

參考溫忠麟和葉寶娟（2014）的研究， 在模型（1）的基礎上構建模型（2）（3）。檢驗方法為： 當模型（1）中α1顯著時， 使用模型（2）（3）進行回歸； 若β1和γ2均顯著， 但γ1不顯著， 說明存在完全中介效應； γ1顯著， 且γ1與β1′γ2的符號一致， 說明存在部分中介效應， 反之為遮掩效應。

Medi，t=β0+β1ESGi，t+∑βiCtrli，t+

∑Year+∑Ind+εi，t" （2）

LevMi，t=γ0+γ1ESGi，t+γ2Medi，t+

∑γiCtrli，t+∑Year+∑Ind+εi，t （3）

其中， Medi，t代表中介變量， 包括信息透明度（KV、 IDQ）和融資約束（KZ、FC）， 其他變量的含義同模型（1）。

1. 信息效應。借鑒Kim和Verrecchia（2001）、 廉永輝等（2023）的研究， 分別采用反映投資者對企業信息依賴性的KV指數和深交所發布的企業信息披露評價衡量信息環境， 對KV指數取相反數并將后者A～D四級對應賦值4 ～ 1， 得到企業信息透明度的代理變量KV和IDQ， 變量的數值越大代表信息披露質量越好， 即信息透明度越高。表4列（1） ～ （4）和列（5） ～ （8）分別是KV和IDQ作為中介變量的檢驗結果。列（1）和列（5）中ESG的系數均顯著為正， 說明ESG表現改善了企業信息環境； 列（2） ～ （4）和列（6） ～ （8）中ESG、 KV、 IDQ與杠桿操縱的回歸系數均顯著為負， 表明信息透明度在ESG表現與杠桿操縱之間發揮部分中介作用。

2.資金效應。參考卿小權等（2023）、 饒品貴等（2022）、 管考磊和朱海寧（2023）的研究， 分別使用KZ指數和FC指數測度融資約束程度， 得到代理變量KZ和FC， 數值越大代表融資約束越嚴重。表5列（1） ～ （4）和列（5） ～ （8）分別是KZ和FC作為中介變量的檢驗結果。列（1）與列（5）中ESG的系數顯著為負， 說明ESG表現緩解了企業融資約束； 列（2） ～ （4）和列（6） ～ （8）中ESG與杠桿操縱顯著負相關， 且KZ、 FC與杠桿操縱的回歸系數均顯著為正， 表明融資約束在ESG表現與杠桿操縱間發揮部分中介作用。

（二） 異質性分析

1. 宏觀經濟。經濟政策不確定性反映根據宏觀經濟的變動政府調整政策的頻率和幅度。當經濟政策不確定性加劇時， 市場波動增加、 流動性減少， 微觀企業面臨更大的內外部風險。付佳和徐蘭（2023）發現， 經濟政策不確定性加劇會倒逼企業提高ESG表現。董小紅和孫政漢（2023）指出， 經濟政策不確定性能正向調節ESG表現對經營風險的抑制作用。借鑒董小紅和孫政漢（2023）的研究， 將經濟政策不確定性指數取月度算數平均值并除以100， 以此衡量經濟政策不確定性（EPU）。根據EPU的中位數劃分經濟政策不確定性高組和低組， 分組回歸結果見表6。在經濟政策不確定性高組中， ESG的系數顯著為負， 而在低組中， ESG與杠桿操縱并無顯著相關性， 表明當經濟政策不確定性較高時， ESG表現對杠桿操縱的抑制作用更突出。

2. 中觀環境。

（1） 地區法治水平。企業所在地區的市場機制、 中介組織和法律法規等建設， 共同構成影響企業行為的法治環境。在法治環境優良的地區， 市場對ESG的接受度和重視度更高， 企業自愿性ESG實踐活動更多， 策略性“漂綠”的投機行為更少， 使得ESG評級更客觀真實， 強化了ESG表現的信息效應， 有利于扼制杠桿操縱。參考唐松蓮等（2023）的研究， 本文以樊綱市場化指數的“市場中介組織的發育和法律制度環境”得分作為地區法治環境的代理變量， 并依中位數劃分為高組和低組。結果顯示， 在地區法治水平較高的企業中， ESG顯著降低杠桿操縱， 而地區法治水平較低的企業ESG與杠桿操縱不顯著相關， 表明企業所在地區的法治環境越好， ESG表現抑制杠桿操縱的效果越明顯。

（2） 行業競爭程度。行業競爭程度與企業資源稀缺程度密切相關， 激烈的競爭環境會縮小企業的利潤空間、 加劇企業的經營風險。為爭奪有限的發展資源， 企業會從多方面積累競爭優勢， 主動提高信息披露質量， 強化外部監督， 從而減少了管理層利用信息優勢操縱杠桿的行為。換言之， 在競爭激烈的行業中， 企業杠桿操縱程度較低， 使得ESG表現抑制杠桿操縱的效果不明顯。本文采用以營業收入為基礎計算的赫芬達爾指數（HHI）度量行業競爭程度， HHI越大代表行業競爭較小。按照HHI的中位數將樣本劃分為行業競爭程度高組和行業競爭程度低組， 結果顯示， ESG的系數在競爭程度較高組均不顯著， 而在競爭程度低組在1%的水平上顯著為負， 說明ESG表現降低杠桿操縱在競爭程度較低的行業中更突出。

限于篇幅， 上述結果未列出。

3. 企業特征。

（1）是否為污染企業。由于污染企業需強制性披露環境信息， 面臨著更大的合法性壓力和環境規制成本， 因此： 一方面， 污染企業傾向于出具虛假報告來美化社會責任履行情況， 并用更隱匿的手段操縱杠桿以掩蓋財務風險， 抬升治理難度； 另一方面， 利益相關者通常會將污染企業的高ESG表現視作對其環境負外部性的補償， 并對其可持續發展狀況持懷疑態度， 導致污染企業發揮ESG表現治理作用的路徑受阻。對于污染企業的界定， 本文參考潘愛玲等（2019）的研究， 將二級行業代碼為B06、 B07、 B08、 B09、 C17、 C19、 C22、 C25、 C26、 C28、 C29、 C30、 C31、 C32、 D44的上市公司劃分為污染企業， 其余樣本為非污染企業。分組回歸結果顯示， 在污染企業中， ESG的系數未通過顯著性檢驗， 而非污染企業的ESG與杠桿操縱顯著負相關， 說明非污染企業的ESG表現對杠桿操縱的抑制作用更大。

（2）賬面杠桿率。高杠桿企業不僅自身風險較大， 而且影響宏觀經濟穩定， 通常受到更大的監管壓力， 容易采取杠桿操縱方式下調杠桿， 即當賬面杠桿率越大時， 企業操縱杠桿的動機越強， 杠桿操縱程度可能越高， 致使ESG表現抑制杠桿操縱的效果更明顯。以賬面杠桿率的中位數為界， 將樣本企業劃分為賬面杠桿率高組和賬面杠桿率低組， 分組檢驗ESG表現與杠桿操縱的關系。結果顯示， 當企業賬面杠桿率較高時， ESG以1%的顯著性降低杠桿操縱， 而在賬面杠桿率較低的企業中， ESG并不能顯著作用于杠桿操縱， 表明在賬面杠桿率較高的企業中， ESG表現更能顯著抑制杠桿操縱， 發揮積極治理效應。

限于篇幅， 上述結果未列出。

（三） 經濟后果分析

企業杠桿操縱并非實質性“去杠桿”， 反而由于在形式上掩蓋真實的財務狀況， 加劇了內部代理沖突、 干擾管理層投融資決策， 誤導外部利益相關者的資源供給和監督管理， 增大了企業陷入財務危機的可能， 為高質量發展埋下隱患。為此， 進一步檢驗ESG表現抑制杠桿操縱能否對企業的財務風險和高質量發展產生影響。參考王琳璘等（2022）的研究， 采用Altman修正的Zscore值測度財務風險（Zscore）， 數值越大代表財務風險越小； 同時， 借鑒武常岐等（2022）的研究， 以全要素生產率（TFP）作為企業高質量發展的代理變量。借鑒管考磊和朱海寧（2023）、 吳曉暉等（2022）的研究， 構建模型（4）以檢驗經濟后果。

Zscorei，t/TFPi，t=δ0+δ1ESGi，t×LevMi，t+δ2ESGi，t+

δ3LevMi，t+∑δiCtrli，t+∑Year+∑Ind+εi，t （4）

其中， Zscore代表企業財務風險， TFP表示企業高質量發展水平， 其他變量含義同前。

回歸結果見表7， ESG表現與杠桿操縱的交互項均與Zscore和TFP顯著正相關， 說明ESG表現導致的杠桿操縱減弱能降低企業財務風險， 并提升高質量發展水平。

六、 結論與啟示

保障金融系統穩定和綠色低碳轉型是我國經濟高質量發展階段的關鍵環節。在“雙碳”目標背景下， 企業ESG表現能否以及如何約束杠桿操縱， 成為值得關注的話題。本文以2013 ～ 2022年滬深A股上市公司為研究樣本， 實證檢驗了ESG表現對企業杠桿操縱的影響效果和中介機制。研究發現： ESG表現顯著抑制了企業杠桿操縱； 良好的ESG評級提高了信息透明度并緩解了融資約束， 即能通過發揮信息效應和資金效應， 實現杠桿操縱程度的降低； 在經濟政策不確定性較高、 地區法治完善、 行業競爭緩和以及非污染和賬面杠桿率較高的企業中， ESG表現對杠桿操縱的抑制作用更明顯； ESG表現降低杠桿操縱的積極作用能減少財務風險并促進企業高質量發展。

根據上述結論， 本文提出如下啟示： 第一， 對于企業， 一方面， 要意識到杠桿操縱的危害， 在優化資本結構的同時防范高管操縱杠桿。企業不僅需減少對短期高息債務的依賴， 防范潛在的財務風險， 而且應加強公司治理和內部控制， 培養并選拔誠實守信、 勤勉盡責的管理層， 防范內部人員操縱杠桿； 另一方面， 要充分把握ESG發展機遇， 尤其是經濟政策不確定性高、 法治環境好、 行業競爭弱、 非污染和高賬面杠桿的企業。ESG不僅為削弱杠桿操縱提供了可行路徑， 也是實現可持續發展的內在要求。企業應將ESG理念深植于企業文化， 制定與自身特征和所處環境相適應的ESG戰略， 主動開展ESG實踐并披露ESG信息， 提高ESG績效， 從而遏制杠桿操縱并實現高質量發展。第二， 對于政府和監管部門， 一是防范企業虛假降杠桿， 加強對資產負債表信息質量的監管。利用技術手段識別、 評估和應對杠桿操縱， 并不斷完善會計準則以降低杠桿操縱的靈活性和隱蔽性， 保證去杠桿政策落到實處； 二是鼓勵企業提高ESG表現， 完善ESG披露指引和相關評價制度。盡快制定科學統一的ESG信息披露準則和評分指標體系， 并適度提供資金和技術支持以幫助企業克服ESG實踐投入大、 周期長和技術難等問題； 三是健全地區法治建設， 引導過度競爭轉向良性競爭， 從而強化ESG的治理作用， 同時大力支持創新性金融工具和權益性融資市場的發展， 削弱杠桿操縱動機， 提高市場配置效率。第三， 對于銀行、 分析師、 機構投資者和會計師事務所等其他市場參與者， 也應重視對企業杠桿操縱的監管。提高職業素養并發揮專業優勢， 改善信息與治理環境， 合力監控企業異常負債， 約束杠桿操縱的機會主義行為， 并將企業ESG表現納入決策考量， 引導市場良性發展。

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