ESG表現與企業商業信用供給

【摘要】ESG績效重塑了公司的運作管理模式， 這種轉型如何影響供應鏈中的資本配置行為值得探討。基于2007 ～ 2021年明晟（MSCI）ESG評級覆蓋的565家A股上市公司， 實證考察企業ESG表現對商業信用供給的影響。結果發現， 企業ESG表現越好， 對外提供的商業信用越多。機制分析表明， 良好的ESG表現有助于降低企業信息不對稱、 提升企業信任水平、 緩解企業融資約束、 提高企業財務柔性， 從而增加企業商業信用供給。異質性分析表明， 對于行業競爭更為激烈和客戶轉換成本更高的企業， ESG表現對商業信用供給的促進作用更為明顯。進一步分析發現， ESG表現同時增加企業向下游客戶和上游供應商提供的商業信用， 能夠延長企業提供商業信用的期限， 并且降低企業壞賬率。

【關鍵詞】ESG表現；商業信用供給；供應鏈；融資約束；社會信任

【中圖分類號】 F275 " " 【文獻標識碼】A " " "【文章編號】1004-0994（2024）22-0037-7

一、 引言

2024年政府工作報告指出， 要大力發展綠色低碳經濟， 轉變生產經營方式， 實現社會效益與經濟效益“雙豐收”， 這為全社會轉換經濟增長動能指明了新方向。ESG（環境、社會和治理）評價能夠在中長期視角下從環境、 社會和治理維度考察公司持續成長潛力， 也是當前國際上全面評估企業綠色可持續發展水平的關鍵方法（Baker等，2021）。ESG體系建設正逐步受到重視， 2024年5月1日， 滬深北三大交易所發布的《上市公司可持續發展報告指引》正式實施， 標志著我國ESG信息披露邁入標準化時代， 促進本土化ESG體系發展已成為企業發展戰略規劃和業務管理體系中的關鍵一環。外部市場的治理機制對企業的行為選擇產生了深遠影響。企業更加注重減輕環境負擔、 提升員工福利和產品安全， 建立透明且公正的治理體系。這不僅能助力企業實現綠色轉型， 還是推動我國經濟增長模式轉型的關鍵途徑。

我國金融體系長期面臨資源分配失衡的二元結構挑戰， 規模偏好和所有權歧視嚴重阻礙著正規金融市場的融資效率（徐曉萍和李猛，2009）， 商業信用作為一種非正式的短期融資方式， 在供應鏈合作中所扮演的角色越來越重要。企業通過提供商業信用可以實現降低交易成本、 減少價格歧視、 促進銷售等多重競爭性目標（Ferris，1981；Brennan等，1988）。而地方債務危機和國際貿易保護主義升級加劇了企業在供應鏈管理方面所面臨的不確定性和復雜性， 過多的商業信用供給可能導致企業管理費用攀升、 流動性受阻且加重運營負擔。因此， 本文重點關注ESG表現如何影響企業的商業信用供給行為， 同時， 對于行業競爭程度和客戶轉換成本不同的企業， 其影響程度是否有所差異？基于此， 從商業信用供給端視角探討這一問題， 對于加強ESG供應鏈管理和降低供給側風險具有重要意義。

ESG評級體系的構建為投資機構及個人提供了重要的決策依據， 大多數研究都集中在ESG表現的融資效應上。研究表明， ESG表現越好的企業越能夠獲得較低的貸款利率（Goss和Roberts，2011） 、 股權資本成本（EI Ghoul等，2011）或是更多的商業信用融資（應付賬款）（李增福和馮柳華，2022；Zhang，2020）。然而， 鮮有文獻通過實證方法檢驗ESG表現對企業商業信用供給（應收賬款）的影響。本文借助明晟（MSCI）ESG評級數據， 以我國2007 ～ 2021年565家A股上市公司為樣本， 實證考察ESG表現對商業信用供給的影響。

研究發現， 企業ESG表現越好， 對外提供的商業信用越多。機制分析表明， 良好的ESG表現有助于降低企業信息不對稱性、 提升企業信任水平、 緩解企業融資約束、 提高企業財務柔性， 從而提升企業商業信用供給能力和意愿。異質性分析表明， 對于行業競爭更為激烈和客戶轉換成本更高的企業， ESG表現對商業信用供給的促進作用更為明顯。進一步分析發現， ESG表現同時提升企業向上游和下游合作伙伴提供的商業信用規模， 能夠延長提供商業信用的期限， 并且商業信用供給的增加顯著降低了企業壞賬率。

本文研究可能具有如下貢獻和特色： 一是在研究對象方面， ESG表現與供應鏈中核心企業之間的關系鮮為人知， 本文通過研究ESG表現如何影響核心企業在商業信用提供中扮演的角色來填補這一空白。二是在影響機制方面， 本文深入分析了ESG表現影響企業商業信用供給的各類機制。研究發現， 良好的ESG表現有效降低了信息不對稱、 增強了企業與其利益相關者之間的信任、 減輕了融資約束并且提高了財務柔性， 打開了ESG表現影響商業信用供給的“黑箱”， 同時豐富了ESG經濟后果方面的文獻。三是在研究內容方面， 本文進一步發現對于行業競爭激烈和專用性投資多的企業而言， ESG表現對商業信用供給的正向作用更為明顯， 從而明確了ESG表現增加商業信用供給的條件。

二、 理論分析和研究假設

ESG表現有助于提高商業信用供給的理論基礎主要是利益相關者理論和聲譽理論。利益相關者理論指出， 企業應追求利益相關者的總體利益， 對公司的經營與管理產生影響的因素不僅僅是公司的股東與債權人， 還有供應鏈上的交易伙伴（Fombrun等，2000）， 與客戶建立良好的關系， 有利于企業長期目標的實現。聲譽理論指出， 企業在環境、 社會責任和公司治理方面進行投入以建立聲譽機制， 有利于從各方面集聚社會資源， 同時有效避免或減輕負面事件對企業的危害。具體來說， ESG表現可以從如下兩個方面影響商業信用。

一方面， 良好的ESG表現增強了企業向客戶提供商業信用的意愿。商業信用供給能夠增強市場競爭力， 企業有動機通過商業信用供給實現供應鏈價值投資， 而信息不對稱和信用風險是決定企業是否提供商業信用的重要影響因素。第一， 良好的ESG表現可以降低企業與客戶之間的信息不對稱。ESG表現好的企業注重維護其與各利益相關者之間的關系， 因而會更加積極地披露信息， 降低客戶對供應商的事前信息搜索成本以及其他交易成本， 從而搭建起有效溝通和良性互動的橋梁。同樣， ESG表現好的企業供應鏈管理能力增強， 通過捕捉和分析供應鏈上參與者的信息， 供應商能夠更合理地判斷客戶的風險管理能力， 篩選合適的交易伙伴。第二， 良好的ESG表現可以增強企業與客戶之間的信任。當企業通過參與社會責任相關活動來履行對各方利益相關者的承諾時， 雙方互動程度和關系依存程度提高， 可以建立長期信任以及更穩定的契約關系（Eccles等，2014）， 降低客戶違約風險（Giannetti等，2011）。反過來， 下游企業更有可能信任并與ESG表現好的供應商合作。原因在于， 良好的ESG表現意味著管理層能更合理地進行資源配置， 快速應對市場變化的要求， 更具備長期競爭優勢。據此， 本文認為良好的ESG表現有助于降低供應鏈上下游間的信息不對稱， 提升信任水平， 增強企業提供商業信用的動機。

另一方面， 良好的ESG表現提升了企業向客戶提供商業信用的能力。在提供商業信用的過程中， 企業必須全面權衡自有資金比例和資金籌集能力。其中， 資金籌集能力體現了企業在資金短缺時通過外部融資來補充資金的能力， 這是確保商業信用穩定供給的關鍵因素（陳世來和李青原，2023）。第一， 良好的ESG表現可以緩解企業的融資約束（巴曙松和徐鵬越，2024）。良好的企業ESG信息披露是銀行、 債權人及資本市場投資者獲取非財務信息的重要途徑。通過詳盡披露， 利益相關方能更精準地預判公司的未來收入、 成本結構及潛在風險， 從而降低投資決策的整體風險（任力和洪喆，2017）， 企業更容易以更低的成本獲得資金。第二， 良好的ESG表現可以提升企業的財務柔性。在企業遭遇負面事件時ESG表現發揮著類似“保險”的保護作用。當ESG表現好的企業面對不利環境沖擊時， 企業將較少地受到利益相關者的壓力， 從而更有可能通過高效籌集財務資源抵御外部沖擊， 甚至抓住不確定性事件所孕育的投資機遇， 降低企業破產風險。因此， ESG表現越好的企業， 越易取得項目發展資金， 從而使企業能夠擁有額外的自由資金以滿足其交易、 預防和投機需求， 同時增加企業調動資金的靈活程度， 提高資金使用效率， 增強企業的商業信用供給能力。

基于上述分析， 本文提出H1： ESG表現越好的企業商業信用供給越多。

三、 研究設計

（一） 樣本選擇與數據來源

本文所涉及的相關財務與治理數據， 均來源于國泰安（CSMAR）數據庫； ESG數據則取自MSCI數據庫中的ESG評分數據。在樣本選擇上， 本文選取2007 ～ 2021年來自滬深兩市A股市場的公司作為研究對象， 并遵循以下原則進行篩選： 剔除金融行業的樣本； 剔除關鍵財務數據缺失的樣本以及杠桿率超出正常范圍的異常樣本； 為了控制異常值可能帶來的干擾， 對存在異常值的連續變量進行了1%和99%水平上的縮尾處理。經過上述篩選和處理， 最終得到了一個非平衡面板數據集， 其中截面數N為565， 時間跨度T為15年， 共計包含1898個公司—年度觀測值。

（二） 模型與變量設定

為檢驗企業ESG表現對商業信用供給的影響， 本文使用普通最小二乘法運行如下模型：

TCi，t=β0+β1ESGi，t-1+γ1Controlsi，t-1+∑Ind+

∑Year+εi，t （1）

其中， 被解釋變量為商業信用供給（TC）， 借鑒章鐵生和李媛媛（2019）以及祁懷錦等（2022）的研究， 以商業信用凈供給占總資產的比重衡量。具體來說， 預付賬款是企業預先支付給供應商或服務商的款項， 與向客戶提供商業信用并無直接關系， 不應納入計算范圍。因此在計算向客戶提供的商業信用凈額時， 應當將預收賬款作為減項， 以準確反映企業實際的商業信用使用情況。

解釋變量為ESG表現（ESG）， 參考Berg等（2022）的方法， 本文選用MSCI的ESG評分數據來衡量。進行ESG評級的目的主要在于衡量中長期視角下公司對環境、 社會和治理等重大議題財務風險的抵御能力， 該評級被廣泛用于幫助投資者了解和評估公司在ESG方面的表現， 評級方法具有較強的專業性和廣泛的行業認同度。

本文還借鑒王琳璘等（2022）的研究， 控制了其他可能影響企業商業信用供給的因素， 具體見表1。一是企業財務特征： 公司規模SIZE（總資產的自然對數）； 銀行貸款DEBT（長期借款與總資產之比）； 資產回報率ROA（凈利潤與總資產之比）； 企業成長性GR（主營業務收入增長率）； 企業現金流CF（當期經營活動產生的現金流量凈額與期初總資產之比）。二是公司治理特征： 股權性質SOE（若為國有企業則取1， 其他取0）。在穩健性檢驗部分本文還控制了以下變量： 第一大股東持股比例TOP（期末第一大股東持股數與總股本數之比）； 兩權分離率SPE（控制權比例與所有權比例之差）； 董事會獨立性INDEP（獨立董事人數與董事會人數之比）； 兩職兼任虛擬變量DUAL（當董事長和總經理為同一人時取值為1， 否則為0）。

四、 實證結果分析

（一） 描述性統計

表2為主要變量的描述性統計結果， 具體來看， 不同行業上市公司之間商業信用的供給存在較大差異。樣本中商業信用供給（TC）的均值為0.084， 中位數為0.063， 均值大于中位數， 說明少數公司的較高供給拉高了整體平均水平。商業信用供給（TC）的最大值為0.465， 最小值為-0.171， 說明樣本企業所獲取的商業信用存在較大差異， 與祁懷錦等（2022）的研究中商業信用的分布較為接近。ESG表現（ESG）的均值為0.306， 標準差為0.154， 中位數為0.285， 表明A股公司需要進一步提升ESG表現， 以更好地融入并適應國際市場的標準和要求。其他控制變量的描述性統計結果與余蘇閩等（2023）的研究基本一致。

（二） 相關性分析

為防止模型出現嚴重的多重共線性問題， 本文在對模型進行正式檢驗之前首先進行了主要變量的相關系數檢驗（限于篇幅，表格略）， 其中各解釋變量相關系數的絕對值多數位于0.5以下， 核心解釋變量ESG和各控制變量之間的相關系數普遍較小， 表明多重共線性問題不太可能成為本文模型設定的阻礙。為精確起見， 本文還考察了方差膨脹因子（VIF）， 發現膨脹因子數值均位于3以下， 因此模型中不太可能存在嚴重的多重共線性問題。且TC與ESG的相關系數顯著為正， 這意味著在不控制其他因素影響的前提下， ESG表現較好的企業往往存在較多的商業信用供給。

（三） 實證回歸結果

表3為基準回歸的主要結果。具體來說， 第（1）列展示了未納入控制變量時的回歸結果， 第（2）列在此基礎上進一步控制了行業固定效應和時間固定效應， 第（3）列則在控制了行業和時間固定效應的基礎上， 進一步納入了財務特征和公司治理特征控制變量。各列模型中， ESG的系數均在1%的水平上顯著為正， 與前述對變量相關系數的分析一致。由第（3）列結果可知， 若某公司的ESG評級提升1個單位， 其商業信用供給（TC）將相應增加0.085。表3的回歸結果支持了H1， 即良好的ESG表現有助于增加企業ESG供給。

（四） 穩健性檢驗

1. 替換被解釋變量度量方式。一是參考章鐵生和李媛媛（2019）的方法， 以營業收入標準化重新衡量商業信用規模， TC1=（應收賬款+應收票據-預收賬款）/營業收入×100%。二是以公司對外提供的商業信用凈額作為商業信用供給（TC）的替代變量， NTC1=［應收票據+應收賬款+預付賬款-（應付票據+應付賬款+預收款項）］/總資產×100%， NTC2=［應收票據+應收賬款+預付賬款-（應付票據+應付賬款+預收款項）］/營業收入×100%。

2. 替換核心解釋變量度量方式。一是將ESG評級在中位數以上的觀測值賦值為1， 其余賦值為0， 得到虛擬變量ESGdum。二是使用Wind ESG分數替換MSCI ESG評級水平。三是采用滯后期ESG替換當期ESG， 由于滯后期ESG不容易受到當期TC的采用， 將滯后期ESG（LESG）作為解釋變量有助于緩解上述問題。

3. 子樣本回歸。從時間維度， 將樣本劃分為2007 ～ 2018年和2019 ～ 2021年兩個子樣本； 從行業維度， 將樣本劃分為制造業上市公司和非制造業上市公司兩個子樣本； 從地區維度， 根據企業注冊地， 將樣本分為高市場化水平地區和低市場化水平地區兩個子樣本。

經過上述穩健性檢驗后（限于篇幅表格略，下同）， 研究結論沒有發生本質變化。本文還進行了如下穩健性檢驗： 一是在模型設定方面， ESG表現對企業商業信用供給的影響可能具有非線性效應， 不考慮這種非線性效應會導致一定的模型誤設問題。因此， 本文在回歸模型中加入ESG的二次項。回歸結果顯示， ESG二次項的系數顯著為負， 即ESG對TC具有“倒U型”影響。進一步計算表明， 這一閾值對應的ESG為0.578， 位于該值右側的觀測值僅占全樣本的6.38%， 說明改善ESG表現總體上有助于增加企業商業信用供給。二是在估計方法方面， 為使得異方差和序列相關問題得到有效控制， 本文進一步在公司和時間兩個層面上對標準誤進行雙重聚類調整。三是在控制變量方面， 本文在原財務層面控制變量的基礎上加入了公司治理層面的控制變量。

（五） 對內生性問題的處理

1. 采用工具變量回歸。借鑒謝紅軍和呂雪（2022）的做法， 本文選取公司所在行業所有上市公司ESG的年度均值和企業被“泛ESG”基金持股數量作為工具變量， 分別采用2SLS和GMM進行穩健性測試。一方面， 每家企業的ESG表現會受到同行業其他企業ESG表現的影響， 同時， 公募基金作為機構投資者可以通過“以腳投票”等方式影響公司治理， 基金經理通過采取積極的股東策略， 推動企業重視和改善ESG表現， 揭示了“泛ESG”基金持股與企業ESG表現間的正相關性。另一方面， 其他企業的ESG表現與“泛ESG”基金持股數量很難直接影響企業提供的商業信用規模。考慮到工具變量的有效性， 本文還進行了不可識別檢驗、 弱工具變量檢驗以及過度識別檢驗。第一和第二階段以及廣義矩估計回歸的結果中， ESG的系數保持顯著為正。即通過對統計量的檢驗表明， 本文選取的工具變量是有效的。

2. 采用傾向得分匹配法。在未匯報的單變量差異性檢驗結果中， ESG評級較高和較低的企業在其他公司特征變量方面也存在顯著差異。本文將高于50%分位數的得分（ESG≥0.285）視為ESG最高的組（處理組）， 并在余下的樣本（控制組）中為處理組中的公司尋找其他特征相似的匹配樣本。采用一對一匹配、 一對四近鄰匹配、 卡尺匹配（卡尺范圍為0.04）、 核匹配（使用二次核， 帶寬為0.06）、 樣條匹配、 局部線性回歸匹配（使用三三核， 帶寬為0.8）等方法進行匹配（在進行傾向得分匹配回歸估計之前，需要進行平衡性檢驗，檢驗結果表明，匹配后所有協變量的標準化偏差小于10%，而且所有t檢驗的結果不拒絕處理組與控制組無系統差異的原假設）。結果顯示， ESG表現對上市公司商業信用供給的正向影響效應為0.017， 表明在考慮了企業選擇性偏差后， ESG表現好會促使上市公司的商業信用供給提高1.7%。

五、 作用機制分析

商業信用再分配效應對資源的優化配置具有顯著的推動作用， 是何因素促使ESG表現好的企業在商業信用供給方面展現出“雪中送炭”的積極行動？本文遵循江艇（2022）的建議， 借助交叉項模型， 側面檢驗上述機制的存在性。具體而言， 建立如下模型， 分別將信息透明度（Opacity）、 社會信任（Trust）、 融資約束（FC）和財務柔性（FF）與ESG表現的交乘項代入下式來檢驗上述作用機制是否成立。

TCi，t=β0+β1ESGi，t-1+β2Zi，t×ESGi，t-1+β3Zi，t+

γ1Controlsi，t-1+∑Ind+∑Year+εi，t （2）

其中， Z為各中介變量。

（一） 信息不對稱降低效應

現有ESG表現與商業信用的文獻大多假設利益相關者已經掌握了企業真實的ESG信息。而信息在傳遞的過程中， 不可避免地會存在損耗和噪音， ESG表現出色的企業具備與客戶建立緊密溝通的能力， 使得雙方間的互動更為頻繁， 進而大幅減少信息傳遞中的失真現象， 提供商業信用的成本和風險更低。本文借鑒Dechow等（1995）的做法運用修正的瓊斯模型， 針對不同時點和行業進行回歸， 以獲取操縱性盈余數據。接著， 將過去三年的操縱性盈余取絕對值并進行加總， 從而得到累積操縱性盈余的數值， 該變量數值越小， 說明信息透明度（Opacity）越高。運用模型（2）得到的實證結果如表4所示。列（1）中交互項Z×ESG的系數在5%的水平上顯著為正， 說明企業ESG表現通過降低信息不對稱產生了經濟后果， 提升了企業的商業信用供給。

（二） 信任增強效應

借鑒李明輝（2019）的研究， 利用CGSS調查問卷中的問題“總體上看， 您是否贊同在當下社會， 絕大部分人都是可信賴的？”構建社會信任（Trust）代理變量， 將各省份中回答“非常同意”和“比較同意”者的比重作為衡量該區域社會信任水平的指標， 并據此計算出各省份所有回復者的社會信任水平均值， 用來衡量不同地區和年份的社會信任水平。該指標可以反映出區域的一般信任水平， 即個體對大量未知群體的信任程度。表4第（2）列中交互項Z×ESG的系數在5%的水平上顯著為負， 表明企業自愿披露ESG信息作為一種信號傳遞行為， 能夠提高企業所在地區的信任程度， 進而提升商業信用供給水平。

（三） 融資約束緩解效應

企業提供商業信任的規模很大程度上受自身融資約束的影響， 現有研究普遍運用KZ指數、 WW指數和SA指數等方法來度量融資約束。鑒于KZ指數和WW指數常涉及內生財務變量， 本文參考顧雷雷等（2020）的研究方法， 構建FC指標作為融資約束的測度工具。具體計算過程如下： 將企業規模、 年限、 現金股利支付率三個變量按照年度進行標準化處理， 根據平均值是否高于三分之一分位數設置融資約束虛擬變量（QUFC）， 若高于此分位數， QUFC取值為0， 反之QUFC取值為1； 運用Logit模型來估計企業每一年度的融資約束發生概率（FC）， 該值越大表明企業融資約束問題越嚴重。

（3）

Zi，t=α0+α1sizei，t+α2levi，t+α3（[CashDivta]）i，t+

α4MBi，t+α5（[NWCta]）i，t+α6（[EBITta]）i，t （4）

其中， CashDiv表示當年宣告發放的現金股利， ta表示總資產， NWC表示凈營運資金， EBIT表示息稅前利潤。

回歸結果顯示， 表4第（3）列中交互項Z×ESG的系數在1%的水平上顯著為正， 表明ESG能夠通過減輕企業融資方面的限制提高其商業信用供給能力。

（四） 財務柔性提升效應

財務柔性反映了企業以合理成本迅速取得并調度資金的能力， 同時也體現了企業在經濟環境不確定性較高時， 能夠靈活應對并把握未來投資機會， 進而創造經濟價值的能力。本文在財務柔性測度方面參照了曾愛民和魏志華（2013）的研究方法， 具體計算方法如下： 財務柔性由現金柔性與負債融資柔性兩部分組成， 其中， 現金柔性＝企業現金比率-行業現金比率， 負債融資柔性＝Max（0，行業平均負債比率-企業負債比率）。在計算這兩項柔性指標時， 行業現金比率和行業平均負債比率均采用總市值進行加權處理， 經過上述計算和處理， 得到更符合實際情況的財務柔性代理變量FF。表4第（4）列中交互項Z×ESG的系數在1%的水平上顯著為負。上述結果驗證了企業ESG表現能夠提高企業財務柔性儲備， 使企業財務狀況更為穩健， 能降低突發事件帶來的風險， 維持供應鏈穩定。

六、 進一步探討

（一） 異質性分析

本文選取市場競爭度和資產專用性作為分組依據， 探究ESG表現對企業商業信用供給的影響異質性。

1. 市場競爭度。行業競爭態勢深刻影響著企業的微觀運營行為， 競爭強弱不可避免地會對商業信用供給產生影響。具體說來， 當企業面對激烈的市場競爭環境時， 客戶流失的風險會提升。因此， 通過采取提供商業信用的方式， 企業能夠穩固交易， 確保市場占比優勢， 從而獲得更高的回報。本文借鑒王云等（2020）的研究， 計算行業內最大的前4家公司的營業收入占全行業營業收入的比例， 將其作為該行業的市場集中度指標。以行業集中度的年度中位數作為劃分標準， 本文將所有樣本所處行業劃分為兩組： 市場競爭度較低的行業和市場競爭度較高的行業。隨后， 對這兩組樣本分別進行檢驗， 相關結果見表5第（1）列和第（2）列。 結果表明， 在競爭較激烈的行業中， ESG表現好的企業為客戶提供了更多的商業信用。這意味著市場競爭程度越激烈， 關鍵資源也就越稀缺， ESG表現越好的企業對客戶的商業信用供給就越多。

2. 資產專用性。企業在供應鏈合作過程中， 為了深化與合作伙伴的聯結并提升合作的整體效益， 往往會進行專用性資產投入， 這種投入具有獨特性且伴隨著高昂的轉換成本。借鑒已有研究， 采用研發強度（研發支出占營業收入的比重）度量特定關系投資。按照專用性投資的行業—年度中位數將樣本分為兩組子樣本， 分別進行回歸。相關結果見表5第（3）列和第（4）列。結果表明， ESG表現對于商業信用供給的影響在專用性投資較多的組中更顯著， 且這一結論通過了組間系數差異檢驗。這意味著當專用性投資越多， 長期合作傾向越強、 客戶轉換成本越高時， ESG表現對于商業信用供給的促進作用更顯著。

（二） ESG表現對商業信用供給流向的影響

供應鏈上的企業提供的商業信用主要流向一般有兩個： 一是應收賬款和應收票據， 二是預付賬款。一般來看， 預付賬款的提供往往是基于一個隱含的前提： 上游企業具備較高的市場地位。此時企業想要降低債權風險， 調整商業信用供給規模其實是受限制的（修宗峰和劉然，2022）。因此， 本文推測核心企業向下游客戶提供的商業信用更多。采用預付賬款占應收賬款、 應收票據與預付賬款三者年末余額之和的比例（TCS）以及應收賬款和應收票據占應收賬款、 應收票據與預付賬款三者年末余額之和的比例（TCC）分別衡量核心企業為上下游提供商業信用的水平。回歸結果列示于表6。其中， 第（1）列和第（2）列顯示， ESG的系數分別為0.035和0.264， 均在1%的水平上顯著為正， 表明ESG表現好的企業不僅擴大了對下游客戶商業信用的供給規模， 而且增加了對上游供應商的供給數額， 實現了供應鏈整體利益的最大化。

（三） ESG表現對商業信用供給期限和壞賬損失的影響

企業提供商業信用相當于承擔大量現金流出， 若外界條件不利， 交易對象無法如期還款， 企業會因賬期延長面臨流動性風險。過度提供商業信用也會增加壞賬風險發生的可能性， 對企業財務狀況造成較大打擊。因此， 本文進一步分析了ESG表現對企業商業信用供給期限和壞賬率的影響。借鑒Wu等（2014）的研究方法， 本文將應收賬款按照期限長短劃分為一年以內（AR1）和一年以上（AR2）兩部分。商業信用供給期限（AR）=（應收賬款×360）/營業收入， 該值越大則期限越長； 壞賬計提率（BadDebt）=壞賬準備/應收賬款。實證結果如表6所示。第（3）列的ESG系數在1%的水平上顯著為正， 表明ESG表現延長了賬款回收期。第（4）列和第（5）列中ESG的系數分別在1%和10%的水平上顯著為正， 表明ESG表現良好的企業傾向于放寬賬期時限（包括短期和長期）。第（6）列商業信用供給（TC）的系數在5%的水平上顯著為負， 說明ESG表現好的企業增加商業信用供給能夠降低企業發生壞賬風險的可能性。

七、 研究結論與建議

近年來， 伴隨著生態文明社會建設與“碳達峰碳中和”目標的深入實施， 金融機構與實體企業紛紛展開創新， 以實際行動積極促進ESG實踐。在此背景下， 本文探討2007 ～ 2021年我國上市企業ESG表現與商業信用供給之間的關系。研究發現， 企業ESG表現有助于減少信息不對稱、 提升企業信任水平、 緩解融資約束和提升財務柔性， 進而對其所提供的商業信用具有顯著的正向影響。據此， 本文提出如下建議：

第一， 要不斷健全ESG評級標準并加強商業信用監督管理工作， 高度重視ESG信息披露對于協同產業鏈利益的作用。本文研究發現， ESG表現好的企業通過提供商業信用為供應鏈下游企業提供流動性支持， 發揮了供應鏈融資效應。這有利于緩解中小企業融資壓力， 實現供應鏈企業的商業信用模式與資金配置效率協調， 對供應鏈安全穩定和保障市場主體利益都具有積極作用。為此， 政府部門首先要為ESG披露與評價體系制定統一標準， 為企業ESG決策行為提供明確的激勵與約束機制， 同時加強相關法律法規的制定與執行， 從法律層面來推進ESG報告披露的廣泛實施。其次， 應建立更為開放的市場， 鼓勵市場公平競爭， 引導企業主動承擔更多社會責任以滿足利益相關者的訴求， 打通企業間進行良性互動的渠道。最后， 應規范商業信用市場行為， 完善供給機制， 加大商業信用監管力度， 尤其是整治市場中存在的惡意拖欠商業信用現象， 以增強企業的誠信經營和公平競爭意識， 促進產業資本與金融資本的深度融合， 助力實體經濟持續健康發展。

第二， 供應鏈上企業在選擇交易伙伴時， 應深入考量其ESG責任表現。供應商的選擇不僅構成了企業供應鏈管理的關鍵節點， 更直接關系到企業運營的穩健性、 經營效率以及市場競爭優勢。隨著全球化的深入， 企業面臨著更加復雜多變的市場環境， 快速變化的市場需求要求企業能夠快速響應并滿足消費者的期望。這不再僅僅是單一企業能夠完成的任務， 而是需要整個供應鏈的高效協同和快速響應， 供應鏈合作伙伴關系使得企業間的競爭轉變為供應鏈間的競爭。ESG表現好的企業具有信息優勢和融資優勢， 不僅能夠促進企業間信息和資源的流動， 增強與供應鏈上企業的信任， 而且能夠降低企業融資成本， 在企業內部提升財務靈活度， 減少風險發生的不利沖擊。選擇ESG表現良好的企業作為合作伙伴， 一方面能夠獲得高質量的產品或服務， 提高商業信用融資能力， 另一方面也有助于激勵企業提升自身信息透明度和信譽水平。通過與ESG表現好的企業建立長期穩定的合作關系， 企業可以共同應對市場挑戰， 形成長期競爭優勢。

第三， ESG表現良好的企業在為供應鏈下游客戶提供商業信用時， 應注重防范潛在的違約風險。企業應與供應鏈伙伴保持密切聯系， 及時了解它們的經營和風險狀況， 并在必要時調整策略和應對措施。通過持續的交流和溝通， 企業可以建立透明和可追溯的供應鏈體系。同時， 企業應借助ESG數據分析和監控工具， 實時追蹤供應鏈下游客戶在環境保護、 社會責任和公司治理方面的表現， 強化ESG供應鏈管理。在對客戶進行定期信用評估和監控的過程中， 一旦發現客戶的ESG表現出現下滑或存在潛在風險時， 企業可以迅速采取措施， 如調整信用額度、 縮短賬期或要求客戶提供擔保等。此外， 異質性檢驗表明， 在專用性投資較多的企業中， ESG表現所帶來的商業信用再分配促進作用更大。因此， 為避免過度依賴某一供應鏈下游客戶， 企業應與多個客戶建立合作關系以分散違約風險。通過建立良好的合作關系， 企業可以與供應鏈伙伴共同制訂應對風險的方案， 并在合同中明確責任和義務， 從而降低違約風險。

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