客戶ESG表現與企業關系專用性投資

【摘要】關系專用性投資是加強供應鏈合作、 提高供應鏈競爭力的重要途徑， 如何激勵供應鏈利益相關者開展關系專用性投資是當前學術研究和經濟實踐的重要議題。本文選取2009 ～ 2021年滬深A股上市公司樣本， 考察客戶ESG表現如何影響企業關系專用性投資。研究發現， 客戶良好的ESG表現會提高企業關系專用性投資， 表明客戶ESG表現在供應鏈上存在溢出效應， 該結論在經過一系列內生性和穩健性檢驗后依舊成立。影響機制分析顯示， 客戶良好的ESG表現通過信任躍遷和緩解牛鞭效應激勵企業開展關系專用性投資。異質性分析發現， 當企業的議價能力較低、 風險承擔能力較強和客戶分析師關注度較高時， 客戶良好的ESG表現對其關系專用性投資的提升效應更為明顯。經濟后果分析表明， 客戶良好的ESG表現還通過促進企業關系專用性投資提升了企業產品競爭力和企業價值。上述結果在理論上拓展了企業關系專用性投資激勵的研究視野， 豐富了客戶非財務信息經濟后果的相關文獻， 在實踐上對于推動企業積極履行ESG責任和維持供應鏈體系穩定也具有重要的參考價值。

【關鍵詞】客戶ESG表現；關系專用性投資；溢出效應；信任躍遷；牛鞭效應

【中圖分類號】F274 2OnmXiT7oqaD7GG2tEL+BA== 【文獻標識碼】A 【文章編號】1004-0994（2024）21-0045-7

一、 引言

當前供應鏈的重要性日益提升， 一個穩定可靠的供應鏈體系不僅能夠增強企業的可持續發展能力， 而且是暢通國民經濟循環的重要基礎。2022年10月， 黨的二十大報告強調， 著力提升產業鏈供應鏈韌性和安全水平。建立穩定可靠的供應鏈體系能夠促進資源整合與流程優化， 及時應對潛在客戶風險， 有效提高企業經營水平。

企業關系專用性投資作為維持供應鏈關系穩定的一項重要機制（胡志穎等，2022）， 是針對主要客戶開展的旨在提升供應鏈運營效率、 節約交易成本、 增強企業與客戶間信任的投資行為（Patatoukas，2012）。關系專用性投資僅適用于特定的伙伴型交易模式， 退出該模式需要高昂的轉換成本， 即雙方面臨著套牢問題。同時， 企業與客戶之間的信息不對稱加劇了套牢問題的負面影響。因此， 如何有效激勵企業開展關系專用性投資是當前學術研究所關注的重要問題。現有研究主要從客戶的盈余管理和風險激勵（Raman和Shahrur，2008；Kale等，2015）等財務信息視角進行探索， 而對于客戶非財務信息能否以及如何影響企業關系專用性投資尚缺少經驗證據。

隨著綠色發展理念的不斷深入， 合作伙伴的環境和社會責任表現等非財務信息愈發引起企業的關注。ESG表現將環境保護、 社會責任和公司治理等融入其中， 比傳統的社會責任表現具有更為廣泛的內涵。ESG表現既是評估客戶可持續發展價值的重要內容， 又是企業識別并控制風險、 做出科學投資決策的重要依據。

基于此， 本文以2009 ～ 2021年滬深A股上市公司為樣本， 實證檢驗客戶ESG表現如何影響企業關系專用性投資。本文可能的貢獻有以下三點：

第一， 現有文獻集中于探討ESG表現對企業自身決策的影響（方先明和胡丁，2023；高杰英等，2021；巴曙松和徐鵬越，2024；楊建春等，2023）， 雖然有部分文獻考察了企業ESG表現對債權人、 投資者和客戶等利益相關者的影響（范云朋等，2023；郭景先和鞏文杰，2023；張慧，2023；陳嬌嬌等，2023）， 但就客戶ESG表現如何影響供應鏈利益相關者決策的證據仍然較少， 本文考察客戶ESG表現對企業關系專用性投資的影響， 發現客戶ESG表現在供應鏈上具有溢出效應， 理清了客戶ESG表現對企業關系專用性投資的影響機理， 豐富了企業ESG表現經濟后果的相關研究。

第二， 部分研究從供應鏈角度探索了企業關系專用性投資的影響因素（Kale等，2015；劉雨琳，2022）， 但主要集中在客戶的股權激勵、 股權集中度、 內部控制和盈余平滑等方面， 尚未有文獻關注客戶可持續發展信息的影響， 本文探索客戶ESG表現在企業關系專用性投資中的作用及經濟后果， 補充了企業關系專用性投資方面的理論文獻， 拓展了企業關系專用性投資激勵的研究視野。

第三， 關于客戶公開信息對企業投資決策影響的研究主要集中于投資效率（Chen等，2019；Chiu等，2019）和投資水平（毛志宏等，2024；胡志穎等，2022）等財務信息方面， 而對于非財務信息的關注較少， 本文探索客戶ESG表現這一重要的非財務信息如何影響企業關系專用性投資， 深化了供應鏈關系的相關研究。

二、 理論分析與研究假設

關系專用性投資是基于特定關系所開展的投資， 企業投入的專用性資產一旦用于其他交易， 投資價值將大打折扣， 并且企業退出該特定關系交易會產生高昂的轉換成本， 進而導致套牢問題。企業為了規避專用性資產價值下降和套牢風險， 會減少關系專用性投資， 且供應鏈雙方的信息不對稱將加劇這一現象（胡志穎等，2022）， 因此降低企業與客戶間的信息不對稱程度是緩解套牢問題的關鍵。

ESG表現是企業可持續發展能力的重要評價指標， 其不僅是企業信息傳遞的載體， 還具有自我約束的作用。首先， ESG表現作為評價企業可持續發展能力的重要依據， 具有一定的信息效應（Luo和Wu，2022）。與傳統的財務信息相比， ESG表現包含大量的企業可持續發展方面的非財務信息， 能夠為利益相關者提供更多了解企業的途徑， 增強利益相關者對企業的信任。其次， ESG表現融合了環境保護、 社會責任及公司治理等多層次信息， 能夠綜合地反映企業在可持續發展不同方面的表現。企業ESG表現越好， 越容易獲得利益相關者的青睞， 融資成本越低， 由此企業為獲得持續性的高ESG評級， 將約束自身行為， 保證信息的可靠， 緩解其與利益相關者之間的信息不對稱。

綜上， 本文認為客戶良好的ESG表現能夠促進企業提高關系專用性投資， 具體作用機制包括信任躍遷和緩解牛鞭效應。

（一） 信任躍遷機制

企業與客戶之間簽訂的合同作為具備法律效力的正式契約， 為雙方信任關系的增強奠定了堅實的制度基礎。信任作為正式制度的重要補充， 是在雙方長期的合作與交流中逐步建立起來的， 代表著一種共同遵守的行為規范。依據社會交換理論， 企業間形成的信任關系以及對互惠互利預期的共識， 是推動雙方實現深入合作的重要基石。

客戶良好的ESG表現可以向企業傳達更多關于產品安全、 環保行動及社會責任履行等維度的可持續發展信息， 這不僅有助于提升客戶自身的信息透明度（Luo和Wu，2022）， 還可以為企業評估客戶的經營狀況、 風險管理、 業績表現、 信用品質及產品質量提供全面的視角。通過這種方式， 客戶良好的ESG表現有助于降低信息不對稱程度， 消除企業在契約履行方面的顧慮， 進而增強其對客戶的信任， 為雙方合作關系的穩定與長遠發展奠定堅實基礎。

企業與客戶之間信任關系的加強將使得企業更加愿意傾聽并采納客戶的意見， 促使企業加速產品的制造與設備的改造升級， 以提高其與客戶之間的協作效率。協作的加深將促進雙方資源共享， 提高信息傳遞的質量和頻率， 因此企業對客戶要求的把握將更加準確， 從而能夠及時調整投資策略， 優化產品配置， 使產品更加貼近市場， 最終提升企業關系專用性投資， 為企業與客戶長期合作奠定堅實基礎。

（二） 緩解牛鞭效應機制

供應鏈上下游企業之間存在相互依賴的雙向委托代理關系。在這種關系下， 高額的交易成本會對組織內部的資源配置效率產生負面影響， 如果無法得到有效控制， 可能會導致供應鏈關系破裂。企業間的目標差異可能引發潛在的機會主義行為， 即部分企業在談判過程中可能會保留某些私有信息。這種私有信息涉及產能、 成本等關鍵要素， 使得上下游企業間存在較為嚴重的信息不對稱問題， 不僅會加劇機會主義行為， 還會導致牛鞭效應的出現， 對供應鏈的穩定造成威脅。

對于企業而言， 資本市場公開信息是獲取客戶相關需求較為全面而及時的渠道。由于供應鏈上的信息傳遞是自下而上的， 終端信息對上游廠商的生產決策具有重要影響。客戶擁有良好的ESG表現， 不僅體現了其在環境保護、 社會責任履行以及公司治理方面的卓越水平， 還展示了其在市場中的優質形象。基于自身的聲譽和長遠的利益， 同時為了實現ESG表現的良性循環， 客戶更傾向于減少機會主義行為， 向企業提供真實可靠的需求信息（陳嬌嬌等，2023）， 減少信息不對稱， 提升企業整體資源配置效率， 進而緩解牛鞭效應。

牛鞭效應的緩解能夠顯著降低需求預測的不準確性， 從而避免企業因產能過剩而引發高額的存儲成本和資金占用問題， 幫助企業更為精確地權衡風險與回報， 使其合理地安排生產與投資計劃， 最終實現關系專用性投資的有效提升。

基于上述理論分析， 本文提出如下假設：

H1： 客戶良好的ESG表現有助于提高企業關系專用性投資。

三、 研究設計

（一） 樣本選擇與數據來源

本文選取2009 ～ 2021年滬深A股上市公司作為初始研究樣本， 并刪除未明確披露前五大客戶名稱以及披露的客戶為非上市公司的樣本， 得到1846個公司年度觀測值。在此基礎上， 對樣本進行如下處理： 剔除ST、 ?ST樣本； 剔除金融行業樣本； 剔除上市未滿一年的樣本； 剔除相關數據缺失的樣本。最終， 得到999個公司年度觀測值。為減少極端值的影響， 對連續型變量進行上下1%的縮尾處理。企業ESG表現數據來自Wind數據庫， 其他相關數據均源于國泰安（CSMAR）數據庫。

（二） 模型設定與變量設定

1. 模型設定。本文借鑒底璐璐等（2020）的研究， 構建如下模型檢驗H1， 即客戶ESG表現對企業關系專用性投資的影響：

RSIi，t=α0+α1Cus_ESGi，t-1+αiControlsi，t-1+Year+

Industry+εi，t （1）

其中， i表示企業， t表示年份， 被解釋變量為企業關系專用性投資（RSI）， 解釋變量為客戶ESG表現（Cus_ESG）， Controls為相關控制變量。此外， 本文還控制了年份（Year）和行業（Industry）固定效應。根據H1， 如果客戶良好的ESG表現有助于提高企業關系專用性投資， 那么預期模型（1）中客戶ESG表現（Cus_ESG）的回歸系數α1顯著為正。

2. 變量設定。

（1） 被解釋變量： 企業關系專用性投資（RSI）。Minnick和Raman認為（2017）， 研發強度的變化可以捕捉到企業可能進行關系特定投資的環境， 因此本文參考胡志穎等（2022）的研究， 采用“研發支出總額/總資產”衡量企業關系專用性投資。

（2） 解釋變量： 客戶ESG表現（Cus_ESG）。本文采用華證ESG評級數據衡量客戶ESG表現。華證ESG評級共分為C至AAA九個等級， 將這九個等級分別賦值為1 ～ 9， 即企業ESG評級為C時， ESG得分為1， ESG評級為CC時， ESG得分為2， 以此類推。同時， 一家企業可能有多個上市客戶， 不同的客戶銷售占比對企業的影響亦有區別。因此， 本文參考底璐璐等（2020）的方法， 構建基于客戶銷售額占比不等權重加權計算的客戶ESG表現（Cus_ESG1）。此外， 在加權時將每一個客戶都視為1/N的同比例進行計算， 構建基于客戶銷售額占比等權重加權計算的客戶ESG表現（Cus_ESG2）， 以確保變量測度的準確性。

（3） 控制變量。本文根據Raman和Shahrur（2008）的研究， 選取如下控制變量： 企業規模（Size）、 資產負債率（Lev）、 總資產報酬率（ROA）、 第一大股東持股比例（Top1）、 營業收入增長率（Growth）、 上市年限（Listage）、 獨立董事比例（Indep）、 兩職合一（Dual）、 宏觀經濟波動（GDPd）、 客戶總資產報酬率（Cus_ROA）、 客戶經營現金流（Cus_Cash）、 客戶營業收入增長率（Cus_Growth）和客戶上市年限（Cus_Listage）。

具體變量定義如表1所示。

四、 實證結果及分析

（一） 描述性統計

表2報告了變量的描述性統計結果。結果顯示， 企業關系專用性投資（RSI）的均值為0.0179， 最小值為0， 最大值為0.12， 表明不同企業之間的關系專用性投資具有較大差異。客戶ESG表現（Cus_ESG1和Cus_ESG2）的均值分別為1.2448和2.8198， 中位數分別為1.0479和2.3046， 可以看出客戶ESG表現具有右偏性。整體來看， 客戶ESG表現的差異性與波動性較大。其他變量的統計結果均與已有研究保持一致。

（二） 基準回歸結果

表3報告了客戶ESG表現影響企業關系專用性投資的基準回歸結果。列（1）和列（2）為未考慮控制變量的回歸結果， 結果顯示， 客戶ESG表現與企業關系專用性投資顯著正相關。列（3）和列（4）為增加控制變量后的回歸結果， 結果顯示， 客戶ESG表現（Cus_ESG1、Cus_ESG2）的回歸系數分別為0.0054和0.0015， 且均在1%的水平上顯著。在經濟意義上， 客戶ESG表現（Cus_ESG1和Cus_ESG2）每增加一個標準差（0.8869和1.9167）， 企業關系專用性投資（RSI）分別提高0.0048（0.8869×0.0054）和0.0029（1.9167×0.0015）， 相對于企業關系專用性投資的均值分別提升了26.82%（0.0048/0.0179×100%）和16.20%（0.0029/0.0179×100%）。這一結果意味著客戶ESG表現作為公開信息具有溢出效應， 能夠促使企業增加關系專用性投資， 支持H1。

7Clh3VtnmtY2e3eEPluP/w==（三） 內生性處理與穩健性檢驗

1. 遺漏不可觀測變量檢驗。為進一步確認在現有模型外是否包含對回歸具有較大影響的不可觀測變量， 本文借鑒吳曉暉等（2024）的方法， 通過計算|βF/βR-βF|的值以推斷遺漏不可觀測變量問題的嚴重性。其中， βF為包含所有控制變量的估計系數（無約束回歸系數）， βR為包含部分控制變量的估計系數（約束回歸系數）， |βF/βR-βF|的值越大， 說明遺漏變量對估計系數的影響越小。

表4為遺漏不可觀測變量的檢驗結果。列（3）和列（6）的結果表明， |βF/βR-βF|的最小值分別為2.0246和4.9736， 均大于臨界值1。可以認為， 不可觀測變量影響至少需要為可觀測因素的2.0246倍和4.9736倍時， 才有可能改變現有結果。

2. 工具變量法。行業整體前景較好可能會同時導致客戶良好的ESG表現以及企業關系專用性投資的增加， 因此本文利用工具變量法排除這種可能。借鑒曾慶生等（2018）的方法， 采用樣本同年度同行業的客戶ESG表現均值（ESG_YIND1）與樣本同年度同省份的客戶ESG表現均值（ESG_YP1）作為客戶ESG表現（Cus_ESG1）的工具變量。類似地， 客戶ESG表現（Cus_ESG2）的工具變量選取與上文一致。第一階段回歸中F統計量均大于10且Hensen J檢驗的P值均不顯著， 通過了弱工具變量檢驗以及滿足外生性原則。

3. Heckman二階段回歸。由于國內相關政策并未強制要求上市公司披露前五大客戶的名稱， 企業可能會基于合同或利益自行選擇是否披露客戶名稱， 從而導致研究樣本選擇偏差， 因此本文通過Heckman二階段回歸緩解樣本選擇偏差問題。第一階段將是否披露客戶（Disclosure）虛擬變量作為被解釋變量， 接著以企業規模（Size）、 資產負債率（Lev）、 總資產報酬率（ROA）、 第一大股東持股比例（Top1）、 公司年限（Firmage）和董事人數（Board）為解釋變量進行Probit回歸， 并將第一階段回歸計算出的逆米爾斯比率（IMR）納入第二階段進行回歸。

4. 替換被解釋變量。本文參考王勇（2020）的研究設計， 將“企業銷售費用/總資產”（RSI2）作為企業關系專用性投資的替代變量進行穩健性檢驗。

5. 替換解釋變量。本文借鑒高杰英等（2021）的研究設計， 對ESG評級重新賦值： 當企業等級處于C類時， 賦值為1； 當企業等級處于B類時， 賦值為2； 當企業等級處于A類時， 賦值為3。然后， 根據前五大客戶銷售額占比計算不等權重加權后的客戶ESG表現（Cus_ESG3）， 將其作為客戶ESG表現的替代變量進行穩健性檢驗。

經過上述穩健性檢驗后， 研究結論未發生改變（限于篇幅，未報告其結果）。

五、 進一步分析

（一） 影響機制分析

1. 信任躍遷。由于企業與客戶之間信任的加深根植于彼此間的貿易往來， 為了檢驗客戶良好的ESG表現是否會通過企業信任躍遷促進企業關系專用性投資， 參考吳曉暉等（2024）的研究， 采用客戶戰略聯盟作為衡量企業間信任程度的替代性變量。

本文運用文本分析方法構建客戶戰略聯盟（CSA）指標。首先， 基于上市公司年報構建戰略聯盟詞集， 如“戰略聯盟”“戰略合作”“戰略同盟”“戰略伙伴”“合作伙伴”“密切合作”和“長期合作”等， 若在一句話中同時出現“客戶”和戰略聯盟詞集中任意一詞， 則將該句話記錄。然后， 再次對收集的語句進行人工判斷， 剔除噪音信息， 保留有效語句。若企業在年報中表明建立了客戶戰略聯盟， 則對客戶戰略聯盟（CSA）指標賦值為1， 否則賦值為0。

參考江艇（2022）的研究， 由于中介效應模型具有一定的內生性， 本文通過重點考察核心變量對中介變量的影響來闡述作用機制， 具體模型構建如下：

CSAi，t=β0+β1Cus_ESGi，t-1+βiControlsi，t-1+Year+

Industry+εi，t （2）

回歸結果如表5列（1）和列（2）所示， 客戶ESG表現（Cus_ESG1、Cus_ESG2）的系數均為正且在10%的水平上顯著。上述結果表明， 客戶良好的ESG表現為企業與客戶搭建了信任的橋梁， 更能實現企業與客戶之間的知識共享和資源支持， 有利于企業準確地對接產品需求， 使產品更符合市場需求， 進而提升企業關系專用性投資。

2. 緩解牛鞭效應。牛鞭效應本質上是供需波動偏離度在供應鏈上由于信息失真而逐級放大， 為了檢驗客戶良好的ESG表現是否會通過緩解牛鞭效應促進企業關系專用性投資， 本文參考孫蘭蘭等（2022）的研究， 采用生產波動對需求波動的偏離（Bullwhip）衡量牛鞭效應。

參考江艇（2022）的研究， 由于中介效應模型具有一定的內生性， 本文通過重點考察核心變量對中介變量的影響來闡述作用機制， 具體模型構建如下：

Bullwhipi，t=β0+β1Cus_ESGi，t-1+βiControlsi，t-1+

Year+Industry+εi，t （3）

回歸結果如表5列（3）和列（4）所示， 客戶ESG表現（Cus_ESG1、Cus_ESG2）的系數均為負且在1%的水平上顯著。上述結果表明， 客戶良好的ESG表現有助于企業獲取真實可靠的需求信息， 降低企業需求預測偏差， 幫助企業更為精確地權衡風險與回報， 使其合理地安排生產與投資計劃， 最終實現關系專用性投資的有效提升。

（二） 異質性分析

1. 企業議價能力。供應鏈上下游企業議價能力的差異也會影響企業利用客戶ESG信息進行決策Y0O3I9sFZmC9gLOL/C+kEoRILqa6s0aioWIhL0Qln0U=的行為。高議價能力企業擁有較多的資源評估客戶的需求信息， 其在與客戶交易的過程中往往具備較大的話語權（劉雨琳，2022）， 因此其僅利用客戶ESG表現這一非財務信息進行關系專用性投資的可能性有所下降。相反， 低議價能力企業往往在供應鏈關系中處于劣勢地位， 從直接供應鏈交易過程中獲取額外資源的能力較弱（毛志宏等，2024）， 更有可能通過客戶ESG表現等渠道判斷客戶的需求信息， 進而影響其關系專用性投資決策。

本文采用企業前五大客戶銷售額占比來反映企業相對于客戶的議價能力， 若企業前五大客戶銷售額占比小于樣本中位數， 則將企業議價能力（BP）賦值為1， 否則賦值為0， 隨后將該虛擬變量及其與客戶ESG表現的交乘項加入模型（1）中。表6列（1）和列（2）的結果顯示， 交乘項的系數均為正且在1%的水平上顯著， 說明客戶良好的ESG表現對低議價能力企業關系專用性投資的提升效應更明顯。

2. 企業風險承擔能力。投資是推動企業發展的重要因素， 由于投資往往伴隨著風險， 現有研究發現適當的風險承擔是企業發展的動力， 同時也是企業價值實現的基礎。如果企業本身的風險承擔能力較弱， 由于關系專用性投資存在較高的風險， 客戶良好的ESG表現在激勵企業進行關系專用性投資方面的作用將會受到制約； 反之， 風險承擔能力較強的企業往往更愿意冒險， 當客戶良好的ESG表現傳遞出需求等方面的信息時， 供應鏈不確定性下降， 企業更有可能抓住機會開展關系專用性投資， 提升企業價值。

本文參考余明桂等（2013）的研究， 采用經行業均值調整后的盈利波動率衡量企業風險承擔能力， 若企業盈利波動率大于樣本中位數， 則將企業風險承擔能力（Risktaking）賦值為1， 否則賦值為0， 隨后將該虛擬變量及其與客戶ESG表現的交乘項加入模型（1）中。表6列（3）和列（4）的結果顯示， 交乘項的系數均為正且在1%的水平上顯著， 說明客戶良好的ESG表現對高風險承擔能力企業關系專用性投資的提升效應更為顯著。

3. 客戶分析師關注度。越來越多的上市公司開始披露ESG信息， 但由于缺乏統一的披露標準， 企業可能存在夸大自身ESG表現等漂綠行為， 相關機構據此做出評級的準確性難以考量， 導致ESG評級出現分歧（方先明和胡丁，2023）， 客戶ESG信息的可靠性下降。分析師作為資本市場中的1p5DckP58bxipkm4nuALHWzwopacJUK5J6VkTtNr9Lo=信息中介， 在獲取、 加工、 整合和傳遞企業信息等方面發揮著重要的作用（Chen等，2019）。較高的分析師關注度意味著大量分析師從不同角度對企業經營狀況進行評價， 企業面臨較大的信息披露壓力， 虛假披露信息的可能性下降， 信息可靠性上升。相比于低分析師關注度的客戶， 高分析師關注度意味著客戶在市場上釋放出數量更多、 質量更優的信息， 在一定程度上能夠提升ESG信息的可靠性， 此時企業更有可能利用客戶ESG信息調整關系專用性投資。

本文首先采用當年對客戶進行調研的分析師數量加1取自然對數衡量分析師關注度， 并基于前五大客戶銷售額占比進行不等權重和等權重加權計算出客戶分析師關注度， 若客戶分析師關注度大于樣本中位數， 則將客戶分析師關注度（AF）賦值為1， 否則賦值為0。隨后將該虛擬變量及其與客戶ESG表現的交乘項加入模型（1）中。表6列（5）和列（6）的結果顯示， 交乘項的系數均為正且在1%的水平上顯著， 說明當客戶分析師關注度較高時， 其良好的ESG表現對企業關系專用性投資的提升效應更為明顯（等權重加權計算的客戶分析師關注度的回歸結果仍然支持相關預期，因篇幅所限，未列示出來）。

（三） 經濟后果分析

前文已經驗證了客戶良好的ESG表現能夠提升企業關系專用性投資， 此處進一步從企業產品競爭力和企業價值兩個方面探討上述影響的經濟后果。

1. 企業產品競爭力。關系專用性投資往往與生產特定產品有關， 與一般產品相比具有較大的差異性。差異化產品往往在市場中具有很強的競爭優勢， 從而提高產品在市場上的競爭力。本文借鑒唐躍軍（2009）的研究， 采用銷售毛利率作為企業產品競爭力（GPR）的代理變量， 構建模型（4）檢驗客戶ESG表現影響關系專用性投資帶來的經濟后果。

GPRi，t=γ0+γ1Cus_ESGi，t-1+γiControlsi，t-1+Year+

Industry+εi，t （4）

表7列（1）和列（2）報告了客戶ESG表現影響企業產品競爭力的實證結果。列（1）的結果顯示， 客戶ESG表現（Cus_ESG1）的回歸系數在1%的水平上顯著為正， 表明客戶良好的ESG表現對企業產品競爭力具有提升效應。列（2）中客戶ESG表現（Cus_ESG2）的回歸系數同樣在1%的水平上顯著為正， 支持了上述觀點。

2. 企業價值。關系專用性投資的增加不僅有助于提高供應鏈運營效率， 還能節約交易成本， 從而改善企業在資本市場中的表現， 提升企業價值。本文借鑒夏立軍和方軼強（2005）的做法， 選取企業托賓Q值（TobinQ）作為企業價值的代理變量， 構建模型（5）檢驗客戶ESG表現影響企業關系專用性投資的經濟后果。

TobinQi，t=γ0+γ1Cus_ESGi，t-1+γiControlsi，t-1+

Year+Industry+εi，t （5）

表7列（3）和列（4）報告了客戶ESG表現影響企業價值的實證結果。列（3）的結果顯示， 客戶ESG表現（Cus_

ESG1）的回歸系數在1%的水平上顯著為正， 表明客戶良好的ESG表現對企業價值具有提升效應。列（4）中客戶ESG表現（Cus_ESG2）的回歸系數同樣在1%的水平上顯著為正， 支持了上述觀點。

六、 結論與建議

關系專用性投資作為維持供應鏈體系穩定的重要手段， 能夠增強企業與客戶之間的信任， 推動供應鏈企業更加深入地開i1WxaeoVo7YhP+8s5rfjnrIqYA3SsMwPGNMBaq/i6EI=展合作， 因此如何激勵供應鏈利益相關者開展關系專用性投資是當前學術研究和經濟實踐的重要議題。本文以2009 ～ 2021年滬深A股上市公司為樣本， 從供應鏈視角深入探究客戶ESG表現對企業關系專用性投資的影響。實證結果顯示， 客戶良好的ESG表現提升了企業關系專用性投資， 這一結論在經過一系列內生性以及穩健性檢驗后依然成立。影響機制分析表明， 客戶良好的ESG表現通過信任躍遷和緩解牛鞭效應激勵企業開展關系專用性投資。異質性分析發現， 當企業的議價能力較低、 風險承擔能力較強和客戶分析師關注度較高時， 客戶良好的ESG表現對其關系專用性投資的提升效應更為明顯。經濟后果分析表明， 客戶良好的ESG表現還通過促進企業關系專用性投資提升了企業產品競爭力和企業價值。

基于上述結論， 本文提出如下建議： 第一， 企業在考量是否開展關系專用性投資時， 既要關注客戶傳統的財務信息， 也要關注能夠反映未來經營狀況的非財務信息， 如ESG表現， 積極挖掘ESG表現包含的可持續發展信息。綜合分析考察客戶傳遞出的信息中包含的風險因素， 進而了解客戶真實的需求， 增進對客戶的信任， 降低信息不對稱程度， 提高關系專用性投資效率。第二， 相關部門著手構建穩定的制度環境， 完善ESG相關法律法規制度， 促進企業提高自身ESG表現。比如： 規范ESG評級體系， 增加評級可信度； 建立統一、 完備的ESG報告披露準則， 規范披露方式， 提高披露質量； 提供一定政策傾斜， 對具有良好ESG表現的企業給予稅收優惠等獎勵。第三， 企業應加強對投入的關系專用性資產的關注與保護， 減少對大客戶的依賴， 提高自身議價能力， 以避免過多地受到客戶的裹挾。

【 主 要 參 考 文 獻 】

巴曙松，徐鵬越．ESG表現對制造業企業創新影響的統計檢驗［ J］．統計與決策，2024（14）：161 ～ 166．

陳嬌嬌，丁合煜，張雪梅．ESG表現影響客戶關系穩定度嗎？［ J］．證券市場導報，2023（3）：13 ～ 23．

底璐璐，羅勇根，江偉等．客戶年報語調具有供應鏈傳染效應嗎？——企業現金持有的視角［ J］．管理世界，2020（8）：148 ～ 163．

范云朋，孟雅婧，胡濱．企業ESG表現與債務融資成本——理論機制和經驗證據［ J］．經濟管理，2023（8）：123 ～ 144．

方先明，胡丁．企業ESG表現與創新——來自A股上市公司的證據［ J］．經濟研究，2023（2）：91 ～ 106．

高杰英，褚冬曉，廉永輝等．ESG表現能改善企業投資效率嗎？［ J］．證券市場導報，2021（11）：24 ～ 34+72．

郭景先，鞏文杰．企業ESG表現對債務違約風險的影響——基于企業生命周期理論視角［ J］．金融與經濟，2023（11）：21 ～ 30+45．

胡志穎，童夢露，劉桐桐．與客戶共享審計師會影響供應商的關系專用性投資嗎？［ J］．管理評論，2022（2）：291 ～ 302．

江艇．因果推斷經驗研究中的中介效應與調節效應［ J］．中國工業經濟，2022（5）：100 ～ 120．

劉雨琳．供應商對客戶MD&A凈負面語調的反應——基于關系專用性投資的視角［ J］．財經問題研究，2022（11）：120 ～ 129．

毛志宏，李燕，金龍等．客戶資產減值與供應商企業投資［ J］．南開管理評論，2024（1）：179 ～ 191．

孫蘭蘭，鐘琴，祝兵等．數字化轉型如何影響供需長鞭效應？——基于企業與供應鏈網絡雙重視角［ J］．證券市場導報，2022（10）：26 ～ 37．

唐躍軍．供應商、經銷商議價能力與公司業績——來自2005-2007年中國制造業上市公司的經驗證據［ J］．中國工業經濟，2009（10）：67 ～ 76．

吳曉暉，秦利賓，薄文．客戶戰略聯盟如何激發企業創新？——基于文本分析的經驗證據［ J/OL］．南開管理評論：1 ～ 18［2024-04-24］．http：//kns.cnki.net/kcms/detail/12.1288.F.20230720.0924.002.html．

夏立軍，方軼強．政府控制、治理環境與公司價值——來自中國證券市場的經驗證據［ J］．經濟研究，2005（5）：40 ～ 51．

楊建春，朱桂芳，王站杰．ESG表現對企業全要素生產率的影響［ J］．財會月刊，2023（19）：31 ～ 37．

余明桂，李文貴，潘紅波．管理者過度自信與企業風險承擔［ J］．金融研究，2013（1）：149 ～ 163．

曾慶生，周波，張程等．年報語調與內部人交易：“表里如一”還是“口是心非”？［ J］．管理世界，2018（9）：143 ～ 160．

張慧．企業ESG信息披露質量與股票市場表現——基于雙重代理成本的視角［ J］．首都經濟貿易大學學報，2023（3）：73 ～ 88．

Chen C.， Kim J. B.， Wei M.， et al.. Linguistic information quality in customers' forward-looking disclosures and suppliers' investment decisions［ J］．Contemporary Accounting Research，2019（3）：1751 ～ 1783．

Chiu T. T.， Kim J. B.， Wang Z.. Customers' risk factor disclosures and suppliers' investment efficiency［ J］．Contemporary Accounting Research，2019（2）：773 ～ 804．

Luo K.， Wu S.. Corporate sustainability and analysts' earnings forecast accuracy：Evidence from environmental，social and governance ratings［ J］．Corporate Social Responsibility and Environmental Management，2022（5）：1465 ～ 1481．

Minnick K.， Raman K.. Board composition and relationship-specific investments by customers and suppliers［ J］．Financial Management，2017（1）：203 ～ 239．

Patatoukas P.. Customer-base concentration： Implications for firm performance and capital markets［ J］．The Accounting Review，2012（2）：363 ～ 392．

Raman K.， Shahrur H.. Relationship-specific investments and earnings management： Evidence on corporate suppliers and customers［ J］．The Accounting Review，2008（4）：1041 ～ 1081．