企業ESG表現對債務違約風險的影響及機制研究

摘" "要：在經濟綠色轉型背景下，本文采用2009—2023年滬深A股上市企業共計35267個樣本，實證探究了我國上市企業ESG的表現對其債務違約風險的影響。研究結果發現：企業積極履行ESG責任能夠幫助其減輕債務違約風險，且這種抑制作用在國有企業中更加明顯。此外，回歸結果表明企業ESG表現會通過促進企業成長性來降低債務違約風險，企業成長性在其中起部分中介作用。

關鍵詞：ESG表現；成長性；債務違約

DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2025.02.004

中圖分類號：F275；F832.5" " " " "文獻標識碼：A" " "文章編號：1003－9031（2025）02－0049－12

一、引言

ESG全稱為環境、社會和公司治理，該理念的基礎思想是從三個不同的方面對企業運營和發展的可持續性進行全面綜合的評價（于鑫和蔣抒航，2023），屬于企業的非財務相關評價工具，能夠為管理者和投資者提供有別于傳統財務績效的參考信息。ESG理念最早是在2004年由聯合國全球契約組織提出，聯合國隨后在2006年成立了責任投資原則部門，該部門致力于梳理ESG理論框架以及促進ESG理念在金融業界的推廣與應用。在聯合國牽頭推動下，ESG理念在短時間內得到全球各國金融機構的支持，并在全世界范圍內流行起來。與國際社會相比，ESG理念的商業實踐在我國起步較晚。2018年，《上市公司治理準則》中我國政府首次正式確認了企業可遵循的ESG框架（孔旭陽，2023）。2022年，國務院國資委正式成立了科技創新局及社會責任局，旨在提振我國企業履行ESG的意愿和激發其積極性，以實現企業長期的可持續發展（連雨婷等，2024）。綜上所述，ESG理念作為一項現代化企業綜合性非財務測評指標體系，將成為市場投資者識別具有長期可持續成長能力企業的重要參考工具。

目前企業ESG表現與企業金融市場績效關系的研究主要聚集在研究企業ESG表現對企業價值以及對股票市場的作用兩個方面。在企業ESG表現對企業價值的影響方面，現有的研究基本支持ESG表現能正向促進企業價值的結論（張琳和趙海濤，2019；仝佳，2021），且兩者間的關系在不同規模、不同所有權類型以及不同行業的企業間具有異質性（張琳和趙海濤，2019）。在企業ESG表現對股票市場的影響方面，現有研究從提升企業聲譽資本角度（Kotsantonis et al.，2016）、緩解信息不對稱角度（周方召等，2021）及構造風險保險角度（李瑾，2021）對企業ESG表現與股票市場表現之間的關系展開了實證研究，但目前研究結論尚有分歧。債務違約風險作為企業重要的金融市場績效之一，目前關于企業ESG表現對債務違約風險影響的研究成果尚不多見。

事實上，我國自2018年起發生債務違約的事件數量逐漸增多，伴隨而來的是債券違約規模的逐步攀升，加之新冠疫情的影響，我國僅在2020年就有56家企業觸發了債務違約，累計債務違約金額高達1758億元（杜會麗，2023），這嚴重影響了系統性金融風險的發生概率。有研究表明，ESG能通過降低融資約束為企業創造更好的資源條件（仝佳，2021），而融資約束是構成企業債務違約風險的重要因素。因此，理論上企業ESG表現能降低債務違約風險，但目前這一方面的研究較少，亟待進一步探索。

基于此，本文以2009—2023年A股上市企業作為本次研究的樣本，通過實證探究我國上市企業ESG表現對企業債務違約風險的影響以及企業成長性在其中的中介作用。本文的貢獻有以下幾方面：第一，本文在理論層面上厘清了ESG表現與債務違約風險的關系，本文的研究結果將為我國企業管理者積極踐行ESG和管控債務違約風險提供新的理論支持。第二，本文對ESG表現影響債務違約風險的具體機制展開研究，探究企業成長性在ESG表現與債務違約風險關系中的中介作用，拓展了該領域實證研究的范圍，為該研究路徑提供了新的證據。第三，在實踐層面上，ESG表現與企業債務違約風險的關系及作用機制的相關結論可以幫助企業管理者改變傳統的公司運營思路，在激發企業潛能和債務風險管控方面開拓新的實踐，促進企業和社會雙贏。

二、文獻綜述與理論假設

（一）企業ESG表現與債務違約風險

企業債務違約風險是指企業無法根據債務合約按期歸還本息的風險，從本質上來看是企業缺乏足夠的現金流所導致的不良后果。通過對先前的理論文獻進行分析，企業ESG表現對債務違約風險的影響主要體現在以下四個方面。

首先，良好的ESG表現有利于增強企業從外界獲取戰略資源的能力，從而能夠幫助企業通過提升現金流水平來抑制債務違約的可能性。根據利益相關者理論，企業積極履行ESG責任有助于其獲得利益相關者的認同，繼而更容易以較低的難度和較少的成本獲得債權人的資金支持，也更容易獲得當地政府給予的財政補貼，以減少融資約束（Barney et al.，2021），提升現金流水平，避免債務違約的發生。

其次，企業積極履行ESG責任有助于完善企業的內部治理機制，促使企業管理層在日常運營中以企業利益為導向進行決策，減少代理成本（董香蘭等，2023），改善企業現金流，從而降低債務違約風險。

再次，企業通過積極履行ESG責任能夠積累聲譽資本，聲譽資本作為一種類保險資源，能夠在企業經營狀況不佳時發揮風險對沖作用，降低市場對企業風險的評價，提高市場投資者的投資意愿，從而降低企業從投資者及債權人處獲得資金的難度和成本（李井林等，2023），繼而減小債務違約概率。

最后，企業積極履行ESG責任則更容易吸引媒體機構和市場分析師的注意力，而這兩者的關注能夠對企業形成外部監督效應，降低企業和利益相關者之間的信息不對稱程度，有助于減少企業的短視行為（周開國等，2016；胡書雅和畢鵬，2019）。此外，媒體和分析師關注度較高的企業，發生債務違約行為的聲譽成本更高（劉迪和柳光強，2024），因此企業會盡量保持良好的現金流狀況，減少債務違約事件發生的可能性。

綜上，提出假設H1：企業ESG表現對企業債務違約風險存在顯著的抑制作用。

（二）企業ESG表現與企業成長性

契約關系不僅存在于企業所有者和企業間，也存在于員工、債權人、政府等其他利益相關者與企業間。因此，企業可以通過積極履行ESG責任，獲得利益相關者的認可，贏得其資源傾斜，以培養自身可持續性的競爭優勢，進而促進自身成長性的提升（張琳和趙海濤，2019）。在這個過程中，企業對其ESG表現進行及時的信息披露以告知利益相關者是關鍵。根據信息不對稱理論，ESG信息披露可以降低企業與利益相關者間的信息不對稱程度，塑造企業的合法性，來獲得利益相關者后續的資源支持，幫助企業獲得競爭優勢（Nekhili et al.，2017），繼而提升企業成長性。

此外，良好的ESG表現通常代表企業的內部治理機制較為全面，能夠對管理者的行為和決策起到強力的監督作用，促使管理者的決策有效貼合企業長遠發展戰略，促進企業可持續發展（Li et al.，2018），有效降低代理成本，進而促進企業成長性的提升。

綜上，提出假設H2：企業ESG表現對企業成長性存在顯著的正向影響。

（三）企業成長性的中介作用

從融資難度角度看，具有高成長性的企業更容易從銀行獲批貸款。這是由于銀行在信貸決策的過程中，除了考慮企業當前財務指標以外，還會參考企業未來的發展前景。現有的信貸實務研究普遍認為發展前景樂觀的企業因其獲得投資的機會更多，因而其償還債務的能力更有保障，發生債務違約的風險也較低。此外，高成長性的企業更容易通過從銀行獲得債務延期來避免發生實質性的債務違約（袁衛秋等，2013）。

從融資成本角度看，根據信息不對稱理論，成長性較高的企業信息披露意愿較強，除了披露法定要求的財務數據外，更愿意積極披露非財務相關信息，以借此向利益相關者展示自身的競爭力，降低債權人的風險預期，因此更容易以低成本獲得融資（宋獻中，2006），從而降低企業債務違約風險。

結合上文所述，企業能夠通過積極踐行ESG獲得更高的成長性，并由此降低其融資難度和融資成本，減少債務違約的風險。

基于此，提出假設H3：企業成長性在ESG表現和債務違約風險間起部分中介作用。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文所涉及的ESG數據類型為華證ESG數據，來源于Wind數據庫，其余所有財務相關數據均來源于國泰安數據庫，樣本時間跨度為2009—2023年。考慮到數據有效性，本文采用如下步驟對數據進行清洗：以2012版證監會行業分類為標準剔除了金融類行業；剔除ST類營運異常的企業；刪除初始樣本值有缺失的企業；對連續變量在前后1%水平上進行縮尾。經過數據清洗，最終獲得滬深交易所A股上市公司樣本35267個。本文所使用的數據分析軟件為Stata和MATLAB。

（二）變量定義

1.被解釋變量

被解釋變量為企業債務違約風險。我國金融市場對企業債務違約風險的評價大多以Merton DD的債券定價模型為基礎，其中最具有代表性和適用性的是KMV模型。KMV模型的根本邏輯是把模型中的企業股權價值視為以企業資產價值為執行價格的看漲期權，當企業資產的未來市場價值低于違約點時就會觸發違約，而債務違約距離就是企業資產價值到違約點之間的距離，債務違約風險則是代表企業資產價值小于違約點的概率（Merton，1974）。本文參考鄧路等（2020）的研究對企業債務違約風險進行計算，具體可分為以下三個步驟：

第一步，通過聯立式（1）和（2），并運用MATLAB軟件求解方程組，獲得公司資產價值VA和公司資產價值波動率σA的數值。

V=V·N（d）-V·e·N（d）

d=

d=d-·（1）

=（2）

在式（1）和式（2）中，VE為公司股權的市場價值，VDP為違約點，r為無風險利率，T為債務到期時間，N為正態分布概率函數，σE為股權價值的波動率。其中，VE、r、T、σE為已知數據，而違約點VDP的計算如式（3）所示，其中VSD為流動負債，VLD為長期負債。

VDP=VSD+（3）

第二步，根據第一步中計算所得結果，計算債務違約距離DDKMV，如式（4）所示：

DDKMV=（4）

第三步，通過債務違約距離計算債務違約概率FDRisk。具體公式如下：

FDRisk=N（-DDKMV）＝N（-）（5）

2.解釋變量

本文的解釋變量為企業ESG表現。國內目前主流的ESG數據包括華證ESG、Wind ESG及商道融綠ESG，其中華證ESG數據因其數據時間跨度長、連續性好等優點在學術及業界應用范圍最廣。因此，本文采用華證ESG數據來衡量滬深A股上市企業的ESG表現。本文參考鄒純（2015）的研究方法，將華證ESG原始評級數據（C到AAA）重新編碼為1-9的數值來開展實證研究。企業ESG數值越高，ESG表現越好。

3.中介變量

企業成長性是以資本量的增加、組織規模的擴大以及盈利能力的提升為代表性標志的綜合評價指標（儲小平和李懷祖，2003）。李倩和焦豪（2021）認為當企業成長性較高時，企業規模擴張速度和資產增長速度也較快，因此采用總資產增長率來衡量企業成長性。然而這一方法忽略了企業成長性所帶來的盈利能力方面的提升。結合先前研究，本文認為企業成長性的衡量應兼顧企業總資產和盈利相關指標，因而采用總資產凈利潤率來衡量企業成長性。

4.控制變量

參考郭景先和鞏文杰（2023）、張宏亮等（2024）的研究，本文選取企業規模、財務杠桿、企業年齡、高管持股比例、股權集中度、獨立董事比率、現金流充裕度作為控制變量。此外，在固定效應模型中加入了年份和行業虛擬變量。相關變量的具體說明及計算公式如表1所示。

（三）模型構建

參考溫忠麟（2004）的中介效應檢驗流程，本文通過構建時間和行業固定效應模型來驗證假設，實證模型如式（6）、式（7）、式（8）所示。

FDRiski，t=α0+α1·ESGi，t+αj·Controlsi，t+δi+θt+εi，t （6）

Growthi，t=β0+β1·ESGi，t+βj·Controlsi，t+δi+θt+εi，t （7）

FDRiski，t=γ0+γ1·ESGi，t+γ2·Growthi，t+γj·Controlsi，t+δi+θt+εi，t （8）

其中，FDRisk為企業債務違約風險，ESG為企業ESG表現，Growth為中介變量企業成長性，i表示企業，t表示年份，α0、β0、γ0為常數項，α1、β1、γ1表示企業ESG表現的回歸系數，γ2表示企業成長性的回歸系數，Controls表示控制變量集合，αj、βj、γj表示控制變量回歸系數的集合。δ和θ分別表示行業和年份的固定效應，ε表示誤差項。

四、實證結果分析

（一）描述性統計

由表2可知，企業債務違約風險的均值為0.181，中位數為0.071，中位數小于均值，說明樣本中大多數企業的債務違約風險在平均水平之下，我國債務市場整體風險可控。企業債務違約風險的標準差是0.268，說明部分企業債務違約風險偏離平均水平的程度較大，異質性較強。企業ESG表現的均值為4.173，中位數為4.000，中位數小于均值，說明樣本中大多數企業的ESG表現在平均水平之下，我國大部分上市公司在ESG意識和表現上還有待加強。企業成長性的均值為0.043，中位數為0.041，較為接近，但標準差為0.054，說明整體樣本中企業成長性波動較大。

（二）相關性檢驗

由表3可知，企業ESG表現與企業債務違約風險的相關系數為-0.001，但不顯著，這可能是由于暫時未加入控制變量導致模型有偏誤。企業ESG表現和企業成長性的相關系數是0.188，企業成長性與企業債務違約風險的相關系數為-0.213，兩者均在1%的水平顯著，初步驗證了假設H2和H3。另外，回歸模型右側各個變量之間的Pearson相關系數都沒有超過0.7，因此判斷各變量間不存在多重共線性。

（三）機制檢驗結果

式（6）的回歸數據如表4中的第（a）列所示，企業ESG表現的回歸系數為-0.006，在1%的水平上具有顯著性，說明企業ESG表現能夠通過幫助企業獲取外部競爭資源來緩解企業的資金鏈壓力，從而顯著抑制債務違約風險，即主效應假設H1成立。式（7）的回歸數據結果如表4中的第（b）列所示，企業ESG表現對企業成長性的回歸系數是0.006，同樣在1%的水平上具有顯著性，表示企業ESG表現對企業成長性有顯著的正向促進作用，即假設H2成立。式（8）的回歸結果如表4列（c）所示，企業成長性對債務違約風險的回歸系數為-0.274，而企業ESG表現的回歸系數為-0.004，均在1%的水平上具有顯著性，表示企業ESG表現能夠通過促進企業成長性來抑制債務違約風險，企業成長性在企業ESG表現與債務違約風險之間起到了部分中介作用，即假設H3成立。

（四）內生性檢驗

1.傾向性匹配得分法

為了消除由于樣本選擇偏誤所帶來的內生性問題，本文采用傾向性匹配得分法對模型進行二次檢驗。參考現有文獻（崔秀梅等，2024），首先分行業計算ESG表現均值，并根據行業內ESG表現均值將整體樣本分為兩組，隨后采用1：1近鄰匹配法將兩組樣本數據進行配對，結果如表5所示。在列（a）中匹配后的ESG表現對債務違約風險的回歸系數為-0.010，在列（b）中匹配后的企業ESG表現對企業成長性的回歸系數為0.007，在列（c）中匹配后的企業成長性對債務違約風險的回歸系數為-0.373，匹配后的企業ESG表現的回歸系數為-0.010。以上回歸系數均在1%的水平上具有顯著性，因此所有假設仍然成立。

2.關鍵變量滯后

本文將關鍵解釋變量作滯后處理，并對模型進行再次檢驗，結果如表5所示。列（d）中，滯后的企業ESG表現對債務違約風險的回歸系數為-0.005；列（e）中，滯后的企業ESG表現對企業成長性的回歸系數為0.003；列（f）中，滯后的企業成長性的系數是-0.302。以上系數均在1%的水平上具有顯著性。列（f）中，滯后的企業ESG表現的回歸系數為-0.003，在5%的水平上具有顯著性。因此，假設H1-H3依然成立。

3.雙向固定效應模型

運用控制時間和個體的雙向固定效應模型再度進行數據檢驗，回歸結果如表5所示。列（g）中，企業ESG表現的回歸系數為-0.003，列（h）中，企業ESG表現的回歸系數為0.002，列（i）中，企業成長性的回歸系數為-0.292，以上系數均在1%的水平上具有顯著性；列（i）中，企業ESG表現的回歸系數為-0.003，在5%的水平上顯著。基于此，假設H1-H3也依然成立。

（五）穩健性檢驗

1.改變關鍵變量計算方法

為檢驗回歸結果穩健性，將華證ESG評級編碼替換為華證ESG得分，并將企業成長性衡量指標總資產凈利潤率替換為凈資產收益率，對模型進行二次檢驗，結果如表6所示。列（a）中，企業ESG表現的回歸系數是-0.001；列（b）中，企業ESG表現的系數是0.002；列（c）中，企業成長性的系數是-0.171，而企業ESG表現的系數是-0.001；以上系數均在1%的水平上顯著。所有假設依然成立，結果具有一定穩健性。

2.改變樣本時間

由于本文研究的是企業ESG表現對債務違約風險的影響及機制，而債務違約風險問題在新冠疫情發生后更為凸顯，因此采用新冠疫情發生后的樣本將更具有代表性，更能體現企業履行ESG責任的作用。采用2019—2023年的數據樣本，對回歸模型進行再次檢驗，結果如表6所示。列（d）中企業ESG表現的系數是-0.006；列（e）中企業ESG表現的系數是0.006；列（f）中企業成長性的系數是-0.111；以上系數均在1%的水平上顯著。列（f）中企業ESG表現的系數是-0.005，在5%的水平上顯著。主要結論依舊成立，表明選擇不同時間段的樣本不會影響本文的研究結論，回歸結果具有穩健性。

（六）異質性檢驗

本文采用分樣本回歸的方式對國有企業樣本和非國有企業樣本單獨進行檢驗，并使用費舍爾組合檢驗法抽樣1000次對關鍵變量回歸系數的組間差異進行檢驗。由表7可知，在列（a）和列（d）中，企業ESG表現的系數分別是-0.010和-0.005，均在1%的水平上顯著，假設H1成立。兩組ESG表現回歸系數組間差異的經驗p值為0.027，在5%的水平上顯著，這表明在國有企業中ESG表現對債務違約風險的負向作用更強。國有企業具有良好的聲譽和政府背書，因此相比于非國有企業，資金和非財務資源在同等條件下更愿意流向國有企業，由此放大了ESG表現對債務違約風險的抑制作用。在列（b）和列（e）中，企業ESG表現的系數分別是0.004和0.007，均在1%的水平上顯著，假設H2成立。ESG表現系數的組間差異經驗p值在1%的水平上顯著，說明在非國有企業中ESG表現對企業成長性的促進作用更強，這可能是由于國有企業在我國的特殊地位使得其在做ESG相關決策時并非完全追求經濟利益，而是要考慮其決策對整體環境的促進作用。因此，相比于民營企業，國有企業ESG表現對企業成長性的促進作用相對較弱。在列（c）和列（f）中，企業成長性的系數分別是-0.528和-0.142，而企業ESG表現的系數分別是-0.008和-0.004，以上系數均在1%的水平上顯著，假設H3依然成立。企業成長性系數的組間差異經驗p值在1%的水平上顯著，說明在國有企業中成長性對債務違約風險的抑制作用更強。

五、結論與政策建議

（一）結論

本文以2009—2023年滬深A股上市公司為研究對象，研究企業ESG表現對債務違約風險的影響及作用路徑。結果表明：企業通過積極承擔ESG責任能夠顯著抑制其債務違約風險，且企業ESG表現能夠通過促進企業成長性間接抑制債務違約風險。本文通過傾向性匹配得分法、對關鍵性解釋變量滯后兩期處理以及將回歸模型更換為雙向固定效應模型來緩解研究結果的內生性問題，發現所有結論依然成立。此外，本文通過替換關鍵變量和將樣本時間段改為新冠疫情發生后對研究結果進行穩健性檢驗，結論依然成立。最后，本文探討了所有權異質性問題，發現ESG表現對債務違約風險的抑制作用以及企業成長性對債務違約風險的抑制作用在國有企業中更強，而ESG表現對企業成長性的促進作用在國有企業中較弱。

（二）政策建議

首先，企業應當積極提升ESG意識，并完善ESG戰略體系。根據描述性統計結果，我國絕大多數上市企業的ESG表現處于平均水平之下，說明大部分企業并未將ESG理念上升到戰略高度，沒有認識到ESG表現對于債務違約風險的管控作用。其次，企業應該積極完善債務違約風險防控體系。盡管我國企業總體債務違約風險可控，但異質性較強，部分企業債務違約風險偏離正常水平較多。再次，市場投資者應充分意識到ESG表現對企業成長性和債務違約風險的積極作用，并將企業的ESG表現納入風險評估框架范圍內，以促進我國金融市場健康穩健地成長。最后，相關部門應進一步完善ESG在我國的規章制度，并出臺激勵政策引導企業履行ESG責任和披露ESG信息，以政策促進市場資金及其他資源流向ESG表現更好的企業。

（責任編輯：孟潔）

參考文獻：

[1]于鑫，蔣抒航.ESG表現對銀行系統性風險的影響效果研究——兼論經濟政策不確定性的調節作用[J].海南金融，2023（7）：3-18.

[2]孔旭陽.獨立董事網絡中心度、ESG表現與盈利能力[D].石家莊：河北經貿大學，2023.

[3]連雨婷，趙穎秀，張軍鵬，等.ESG評級對于企業盈利能力的影響[J].商場現代化，2024（11）：177-179.

[4]張琳，趙海濤.企業環境、社會和公司治理（ESG）表現影響企業價值嗎？——基于A股上市公司的實證研究[J].武漢金融，2019（10）：36-43.

[5]仝佳.ESG表現、融資約束與企業價值分析[J].商訊，2021（29）：89-91.

[6]Kotsantonis S，Pinney C，Serafeim G.ESG Integration in Investment Management：Myths and Realities[J].Journal of Applied Corporate Finance，2016，28（2）：10-16.

[7]周方召，高巧林，付輝.錦上添花還是畫蛇添足？——“好”企業做“好”事的股票市場表現[J].投資研究，2021，40（7）：128-141.

[8]李瑾.我國A股市場ESG風險溢價與額外收益研究[J].證券市場導報，2021（6）：24-33.

[9]杜會麗.債務違約風險與企業績效研究[J].商業觀察，2023，9（35）：61-65.

[10]Barney J B，Ketchen D J，Wright M.Bold Voices and New Opportunities：An Expanded Research Agenda for the Resource-based View[J].Journal of Management，2021，47（7）：1677-1683.

[11]董香蘭，鄧建紅，姜熙，等.公司ESG表現與股價崩盤風險——基于融資約束的調節效應分析[J].金融理論與實踐，2023（9）：98-108.

[12]李井林，陽鎮，易俊玲.ESG表現有助于降低企業債務融資成本嗎？——來自上市公司的微觀證據[J].企業經濟，2023，42（2）：89-99.

[13]周開國，應千偉，鐘暢.媒體監督能夠起到外部治理的作用嗎？——來自中國上市公司違規的證據[J].金融研究， 2016（6）：193-206.

[14]胡書雅，畢鵬.分析師關注與債券違約風險[J].財會通訊，2019（24）：125-128.

[15]劉迪，柳光強.ESG責任履行對企業債務違約風險的影響[J].統計與決策，2024，40（13）：177-182.

[16]Nekhili M， Nagati H， Chtioui T， et al.Corporate Social Responsibility Disclosure and Market Value：Family versus Nonfamily Firms[J].Journal of Business Research，2017，77：41-52.

[17]Li Y，Gong M，Zhang X，et al.The Impact of Environmental， Social， and Governance Disclosure on Firm Value：The Role of CEO Power[J].The British Accounting Review，2018，50（1）：60-75.

[18]袁衛秋，張宇華，王海姣.企業生命周期、銀行信貸與商業信用——基于中國上市公司的實證研究[J].蘭州財經大學學報，2017，33（4）：21-31.

[19]宋獻中.論企業核心能力信息的自愿披露[J].會計研究，2006（2）：47-52+97.

[20]Merton R C.On the Pricing of Corporate Debt：The Risk Structure of Interest Rates[J].Journal of Finance，1974，29（2）：449-470.

[21]鄧路，劉歡，侯粲然.金融資產配置與違約風險：蓄水池效應，還是逐利效應？[J].金融研究，2020（7）：172-189.

[22]鄒純.發行人產權性質、資產收益波動率與公司債違約風險[J].投資研究，2015，34（11）：135-147.

[23]儲小平，李懷祖.信任與家族企業的成長[J].管理世界，2003（6）：98-104.

[24]李倩，焦豪.高管團隊內薪酬差距與企業績效——顧客需求不確定性與企業成長性的雙重視角[J].經濟管理，2021，43（6）：53-68.

[25]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.

[26]張宏亮，劉源，李金甜.ESG履責對企業債務違約風險的影響機制研究[J].財會通訊，2024（10）：28-33.

[27]溫忠麟.張雷，侯杰泰，等.中介效應檢驗程序及其應用[J].心理學報， 2004（5）：614-620.

[28]崔秀梅，肖祎寧，王菁華.企業ESG表現能否降低破產風險？[J].審計與經濟研究，2024，39（5）：69-78.