企業ESG表現對供應鏈韌性影響的實證檢驗

王雅格，胡志強

（武漢大學 經濟與管理學院，武漢 430072）

0 引言

近年來，隨著我國“雙碳”目標的提出，企業發展與社會責任之間的關系進一步受到了社會各界的廣泛關注。學者們嘗試在原有經濟利益最大化的評價體系中加入環境（Environmental）、社會責任（Social）和公司治理（Governance）等因素，以期更全面地評價企業在高質量發展與經濟社會綠色化背景下的可持續發展能力。

大量研究以企業的ESG 表現為核心，圍繞披露動機、影響因素、經濟后果、政策框架等方面展開，發現ESG表現能夠通過信號傳遞降低信息不對稱程度，提升企業聲譽和形象[1]，降低融資成本[2]，促進企業獲得更多商業信用融資，提高投資效率，并助推企業創新與綠色轉型[3]。上述文獻展示了踐行ESG 理念對企業市場價值評估、投融資活動、創新發展等多維度的作用，但研究對象仍停留在企業層面，少有文獻將研究拓展至供應鏈層面。然而，結合利益相關者理論可以發現，提高環保項目投入，提高公司治理水平，主動承擔社會責任等與ESG理念緊密相關的行為均說明企業在關注自身利益的同時，將各相關者的利益訴求納入了生產經營決策體系，從而有益于獲得相關主體的信任，穩定與上下游企業之間的合作關系，提升供應鏈競爭優勢。目前針對企業ESG表現與供應鏈的研究，通常關注ESG 表現對供應商或客戶某一方面的溢出效應[4]，或關注ESG表現對企業自身在供應鏈內話語權的作用，尚未從供應鏈韌性視角深入探討企業ESG表現的影響與作用機制。

鑒于此，本文以2010—2022 年我國滬深A 股上市公司為研究樣本，從供需穩定性、供需匹配度與供應質量3個維度全面探究了企業ESG 表現對所在供應鏈韌性的影響，并進一步從信息不對稱、融資約束與研發投入視角考察了企業ESG行為對供應鏈韌性的作用機制。

1 理論機制與研究假設

現有研究指出，建立、維持和提升供應鏈中各主體關聯是增強“韌性”的關鍵，并由此將供應鏈韌性拆解為供需匹配度、供需關系穩定性和供應質量3 個層次[5]。結合已有研究成果與現實情況，本文從以下3 個方面分析企業ESG表現對供應鏈韌性的影響：

第一，企業良好的ESG表現有助于緩解信息不對稱程度，從而增強所在供應鏈韌性。隨著全球氣候、環境和地緣沖突等問題的日益凸顯，可持續發展理念逐漸被社會大眾廣泛接受，市場對非財務信息中與環境、社會和公司治理相關的信息需求顯著提升。在此背景下，ESG表現本身可以作為財務信息的補充，幫助相關主體了解企業的經營策略、治理水平、風險管理、產品質量等情況，從而降低信息不對稱程度。從供應鏈視角來看，一方面提升信息透明度有助于降低上下游之間的協調成本，從而優化供需匹配；另一方面，優良的ESG表現也能作為積極信號，展示企業對利益相關者的負責態度，從而有益于企業獲得供應鏈相關主體的信任，起到穩定上下游企業合作關系的作用。綜上所述，信息不對稱程度的降低能夠通過優化供需匹配與穩定供需關系來提高供應鏈韌性。

第二，企業良好的ESG 表現有助于放松融資約束，從而提升所在供應鏈韌性。企業風險與價值評估是影響其融資約束的重要因素。在做出投融資決策前，市場主體需要通過搜集分析各類信息來削弱與企業之間的信息不對稱，完成企業風險與價值評估過程。而前文分析與現有研究表明，良好的ESG 表現能夠向市場傳遞出積極信號，起到提高企業估值、降低融資成本的作用，并且有助于企業獲取金融機構、政府和市場投資者的金融資源[5]。充足的資金增強了企業為客戶或供應商提供商業信用支持的能力[6]，使更多市場主體愿意與企業建立長期合作關系，從而有利于提升供應鏈韌性中的供需關系穩定性。

第三，企業良好的ESG 表現有助于促進研發投入，從而提升所在供應鏈韌性。良好的ESG 表現說明企業對環境治理和社會責任承擔具有積極態度。企業將ESG 理念融入原材料選擇、產品生產與銷售等各個環節，通過加強研發投入來達成節能減排、綠色生產、污染防治等方面的技術創新，且會基于各利益相關者的具體需求開展新產品、新技術、新服務的研發工作。隨著研發投入的增加，ESG表現良好的企業將更有可能提高生產效率，精簡生產流程，生產出區別于競爭對手的差異化產品，從而通過提升供應質量增強供應鏈韌性。

因此，良好的ESG 表現可能通過降低信息不對稱程度，放松融資約束并促進研發投入來提升企業所在供應鏈的韌性水平。綜上所述，本文提出假設1：企業良好的ESG表現能夠提高所在供應鏈的韌性水平。

2 研究設計

2.1 模型設定

本文構建如下基礎模型以檢驗理論假設：

其中，i表示企業個體，t表示年份。被解釋變量Resili,t為企業i所在供應鏈第t年的供應鏈韌性；ESGit為企業ESG 表現評分，其系數β1即為企業ESG 表現對供應鏈韌性的影響；Controlsit為與企業個體相關的其他控制變量；Yeart為年份固定效應，用以控制不同年份的沖擊對供應鏈韌性的影響；Industryi為行業固定效應，用以控制企業所在行業不隨時間變化的沖擊對供應鏈韌性的影響；εit為隨機擾動項。

2.2 變量選取與定義

2.2.1 被解釋變量

本文從供需穩定性、供需匹配度和供應質量3個方面來衡量供應鏈韌性的變化情況。借鑒王雄元和彭旋（2016）[7]的研究，首先通過企業連續兩年內前五大客戶的重復比例來衡量供需穩定性（Resil1）。如果當年前五大客戶與去年完全一致，則重復比例取最大值100%；重復客戶數量每減少一位，重復比例降低20%，直到前五大客戶與去年完全不同時，有最小重復比例0。該指標數值越大，表示企業當年與前一年重復的客戶數量越多，供需穩定性越高。

針對供需匹配度（Resil2），已有研究[8]指出，較小的企業庫存變動幅度說明企業僅需以較低的存貨儲備應對下游企業的需求，展示了上下游企業之間較高的供需匹配程度。因此，本文以企業前后兩期的庫存調整幅度衡量所在供應鏈的供需匹配程度，具體計算方式如下：

其中，Inventoryit為企業i在t期期末的存貨凈值，abs(?)表示取絕對值，ln(?)表示取自然對數。理論上當前后兩期存貨凈值完全相等時，式（2）將對0取對數，但實際上，前后兩期的存貨凈值通常不會完全相等。該指標數值越小，表明企業滿足下游所需的庫存調整幅度越小，供需匹配程度越高。

針對供應質量（Resil3），本文參考現有文獻的一般做法，以企業專利質量作為代理變量。進一步借鑒李宏等（2021）[9]的研究，基于赫芬達爾-赫希曼指數的計算方式，以企業申請專利的分類大組作為基準計算專利知識寬度，用于衡量企業專利質量：

其中，Patenti,m,t為企業i截至t年在專利m大組下申請發明與實用新型專利的數量，Patentit為企業i截至t年所有申請專利的數量。式（3）中求和項的大小與企業專利涉及組數密切相關：當企業專利集中于同一個大組時，該求和項取最大值1；隨著企業專利組數的增多，求和項將逐漸減小，直至趨近于0。當Resil3 的值較大時，代表企業專利橫跨多種知識領域，更有可能在產品中融合不同種類的知識優勢，從而擁有較高的供應質量。

2.2.2 解釋變量

本文的解釋變量為企業ESG 表現評價（ESG）。借鑒譚勁松等（2022）[10]的研究，以華證指數中的ESG綜合評分除以100衡量企業的ESG表現。華證ESG綜合評分在0到100 之間，因此將其除以100 后可以得到ESG 表現評價（ESG）的取值范圍為[0,1]。相較于現有文獻慣常采用的ESG 評級賦值法，該ESG 評分信息含量更高，能夠更精準地刻畫企業ESG表現情況。

2.2.3 控制變量

參考現有文獻[1,11]，本文構建了如下控制變量：企業規模（Size）、企業年齡（Age）、資產報酬率（ROA）、資產負債率（Leverage）、第一大股東持股比例（Top1）、機構投資者持股比例（Institution）、成長能力（Growth）、董事會規模（Dsize）、董事長與總經理是否兩職兼任（Dual）、賬面市值比（BM），并對行業及年份固定效應予以控制。各變量定義已在下頁表1中列明。

表1 變量定義

2.3 數據來源

考慮到后文供需穩定性的衡量需要采用前一年客戶與供應商的名稱數據，且滬深A股上市公司對客戶與供應商名稱的大規模披露時間起始于2009 年，本文選取2010—2022年我國滬深A股上市公司為研究樣本，檢驗企業的ESG 表現對所在供應鏈韌性的影響。在剔除金融類上市公司、ST 及PT 公司，以及相關變量數據缺失的樣本后，最終得到了6421個企業-年度觀測值。企業的ESG表現評分數據來自上海華證指數信息服務有限公司，其他數據來自國泰安（CSMAR）數據庫和Choice 金融數據終端。為減小極端值的影響，本文依照現有研究慣例，對連續變量在上下1%分位進行了縮尾處理。

3 實證結果分析

3.1 基準回歸結果

表2 報告了企業ESG 表現對供應鏈韌性的影響。其中，列（1）、列（3）和列（5）僅控制了行業和年度固定效應，結果顯示企業優良的ESG 表現（ESG）能夠顯著提升供需關系穩定性，降低供需波動，并提高供應質量，且三組回歸系數均在1%的水平上顯著。列（2）、列（4）和列（6）進一步加入了其他控制變量，結果顯示企業ESG表現評分依然與供應鏈韌性呈現顯著的正相關關系。上述結果支持了前文假設，說明ESG 相關信息已成為提升供應鏈韌性，促進供應鏈供需優化、穩定與高質量發展的重要組成部分。

表2 基準回歸結果

3.2 穩健性檢驗

3.2.1 替換被解釋變量為了進一步檢驗結果穩定性，并對企業ESG表現影響供應鏈韌性的程度和方向做出綜合判定，此處嘗試深化被解釋變量構造方式，在現有指標的基礎上額外增加3種常用的供應鏈韌性指標，并通過主成分分析法對已有的6種指標進行“降維”與“精煉”。增加的三種指標如下：第一，企業前五大客戶在過去兩年的平均重復比例（Resil4）：

該變量與Resil1類似，同樣可以衡量企業所在供應鏈的供需關系穩定程度，其值越大，表明供需關系越穩定。第二，企業供需偏離度（Resil5）。借鑒巫強和姚雨秀（2023）[12]的研究，使用生產波動對需求波動的偏離度來進一步衡量供應鏈供需匹配程度，具體計算方式如下：

其中，σ(?)為變量標準差，因此σ(Productionit)表示企業生產波動性，σ(Demandit) 表示企業需求波動性；Productionit=Costi,t+Inventoryit-Inventoryi,t-1，為 企 業營業成本加上當年與去年存貨凈值之差。Resil5 值越小，表明供應鏈供需匹配程度越高。第三，企業發明專利申請量（Resil6）。該變量可以通過企業當年發明專利申請量加1 取對數計算得出，能夠進一步衡量供應鏈的供應質量。Resil6 值越大，表明供應質量越好。

本文基于主成分分析法，對供需穩定性、供需匹配度與供應質量3個維度下的6種指標進行綜合測算。測算結果中的KMO 值大于0.5，且Bartlett 值顯著，表明上述6 種指標適合進行主成分分析。在此基礎上，本文基于根據綜合特征值大于1 與累計方差貢獻率大于70%的標準提取主成分，并通過方差貢獻率進行加權，最終得出供應鏈韌性的替代指標，并進行回歸分析。下頁表3 中列（1）的結果表明，使用該變量對原本的被解釋變量進行替換后，ESG的回歸系數顯著為正，表明企業良好的ESG 表現能夠提高其所在供應鏈韌性，與前文研究結果一致。

表3 替換被解釋變量與解釋變量的回歸結果

3.2.2 替換解釋變量

前文以華證披露的企業ESG 總得分評價企業的ESG表現。為了進一步檢驗結果的穩健性，此處嘗試替換解釋變量的構建方式，使用已有研究中較為常用的ESG評級賦值法，基于華證對企業的ESG 表現評級，依次對AAA 至C共9個評價等級賦值為9到1，以此來衡量企業當年的ESG表現。之后重新對本文假設進行檢驗。表3 列（2）至列（4）報告的檢驗結果與表2在系數符號和顯著性上均較為一致，從而進一步說明了本文結論的穩健性。

3.2.3 滯后解釋變量

前文對解釋變量企業ESG 表現評分（ESG）未做滯后處理。為了緩解該設定可能導致的雙向因果問題，進一步驗證結論的穩健性，此處嘗試將解釋變量滯后一期，并在表4報告了檢驗結果。

表4 滯后解釋變量的回歸結果

表4 結果表明，對樣本全體采用滯后解釋變量時，ESGt-1的系數依然顯著且符號未改變，但與基準回歸結果相比，影響系數的絕對值有所下降，如對供需穩定性（Resil1）來說，ESG與ESGt-1的回歸系數分別為0.2172與0.1929，說明企業ESG表現對當年供應鏈韌性的正向影響較后一年更大。總體而言，表4 結果與前文基本一致，因此進一步證實了本文結論的穩健性。

3.2.4 使用工具變量法

由于影響供應鏈韌性的因素可能未完全涵蓋在現有模型中，本文進一步嘗試使用工具變量法對內生性問題進行弱化。參考陳嬌嬌等（2023）[4]的研究，本文以同年度同省份其他企業的華證ESG 評級均值（Z1）作為替代企業ESG 總評分的工具變量。同年度同省份其他企業的ESG評級不會直接影響樣本企業所在供應鏈韌性，但會對樣本企業的ESG表現造成影響。

在通過工具變量弱化內生性問題之前，本文首先檢驗了所選取工具變量的有效性。參考現有研究的通用做法，以2SLS 第一階段回歸結果中的F 統計量為衡量指標，根據其值50.569，判斷Z1 能較好解釋企業的ESG 表現。此后，為了進一步判斷解釋變量是否存在內生性問題，本文進行了Durbin-Wu-Hausman 檢驗。通過觀察結果中DWH值的顯著性，本文發現僅在被解釋變量為Resil3 時，模型存在內生性問題。最后，基于上述結果，本文使用Z1作為工具變量對Resil3 進行線性回歸，發現ESG的系數符號方向不變且在1%的水平上顯著，但2SLS的回歸系數是原回歸系數的7.69倍，說明原本的回歸結果具有向下偏差。總的來說，上述結果與表2 結果基本一致，說明了前文結論的穩健性。

3.2.5 加入企業固定效應

在此前的檢驗中，本文僅控制了行業固定效應和年份固定效應。為了盡量避免遺漏解釋變量引發的內生性問題，此處進一步控制了企業層面的固定效應。研究表明，加入企業固定效應后，無論針對供應鏈韌性中的供需匹配度、供需穩定性還是供應質量進行回歸，變量的顯著性與符號均未發生明顯變化，因此不改變本文的主要結論。

4 進一步分析

4.1 經濟機制分析

本文嘗試從信息不對稱、融資約束與研發投入三方面進一步探索企業ESG表現對供應鏈韌性的影響機制。

參考于蔚等（2012）[13]的研究，本文結合個股交易數據中的流動性比率、非流動性比率和收益率反轉指標，采用主成分分析法，通過提取指標中的第一主成分來形成信息不對稱程度的代理指標（ASY）；將KZ 指數作為融資約束的代理指標（KZ）；以企業研發支出占總資產比例加1 取對數作為研發投入的代理變量（RD）。

表5報告了以企業ESG表現評分（ESG）為解釋變量，信息不對稱程度（ASY）、融資約束（KZ）和研發投入（RD）分別作為被解釋變量的回歸結果。其中，ESG對ASY和KZ的回歸系數分別為-0.2114和-1.7783，且均在1%的水平上顯著，說明企業的ESG 行為能夠顯著緩解信息不對稱，放松融資約束，從而降低供應鏈中的供需協調成本，提高供需關系穩定性。另外，ESG對RD的回歸系數顯著為正，證實了前文中ESG 實踐能夠促進企業提高研發投入，從而有利于供應質量提升的猜測。

表5 機制分析結果

4.2 異質性分析

4.2.1 基于環境、社會責任與公司治理的對比分析

根據ESG 理念的內涵，ESG 本身可以分為環境、社會責任與公司治理三個維度，且不同維度在實施條件、過程與側重點上存在異質性，因此對供應鏈韌性的作用效果理應有所區別。基于此，本文基于ESG不同分項的表現進行異質性分析，并在下頁表6 中分別展示了企業環境、社會責任與公司治理表現對供應鏈韌性的影響情況。

表6 基于E、S、G分項的異質性分析

觀察表6結果可以發現，企業較好的環境表現（E）能夠有效降低供應鏈的供需波動程度（Resil2），提升供應質量（Resil3），但對供需關系穩定性（Resil1）卻并無顯著影響。這可能是由于“環境友好型”企業更容易通過與環境相關的創新活動提高產品質量，并與上下游企業形成高效和諧的溝通氛圍，從而降低供應鏈內的信息不對稱性，優化供需匹配。而社會責任表現（S）對Resil2 的回歸系數在5%的水平上顯著為負，說明企業社會責任的提升同樣有助于降低供需協調成本。最后，良好的公司治理表現（G）能夠顯著提升企業所在供應鏈的供需關系穩定度（Resil1），表明提升公司治理水平有助于企業維持長期合作關系，贏取上下游企業的信任，從而增強供應鏈韌性。

4.2.2 基于企業規模的分析

隨著可持續發展理念受到實務界與學術界的廣泛關注，企業將更有動力借助已有聲譽和新聞媒體向投資者傳遞積極的ESG信號。其中，大規模企業通常具有更高的社會關注度與分析師跟蹤數量，這可能導致其良好的ESG表現更容易被市場與相關上下游企業識別，從而降低信息不對稱程度，放松企業融資約束，幫助企業獲取更多資金用于研發投資，進而提升其所在供應鏈的韌性。為了驗證這一猜測，本文以企業總資產的自然對數計算企業規模，并根據該變量的中位數將樣本分為大規模企業和小規模企業兩組，分別進行回歸。從回歸結果（略）可以看出，整體而言，ESG表現對供應鏈韌性的正向影響在大規模企業組別中更為顯著，影響程度也相對較高，支持了前文的猜測。

4.2.3 基于環境不確定性程度的分析

對環境不確定性較高的企業來說，ESG表現對供應鏈韌性的正向作用可能更為顯著。為了驗證這一猜測，本文借鑒申慧慧等（2012）[14]的研究，以過去五年非正常銷售收入經行業調整后的變異系數來衡量企業所面臨的環境不確定性，并基于同年度同行企業的環境不確定性中位數將樣本分為環境不確定性高與環境不確定性低兩組，分別進行回歸。從回歸結果（略）可以看出，當企業面臨較高的環境不確定性時，良好的ESG 表現能夠有效提高供需關系穩定性，優化供需匹配，促進供應質量提升；而對環境不確定性較低的企業而言，ESG 表現對供應鏈韌性的增強作用僅在供應質量方面較為顯著。該結果支持了前文的猜測。

5 結論

本文以2010—2022 年我國滬深A 股上市公司為研究樣本，探究了企業ESG 表現對其所在供應鏈韌性的影響。研究發現：第一，企業良好的ESG 表現將提高供需關系穩定性，優化供需匹配度并提升供應質量，從而起到增強供應鏈韌性的作用；第二，在替換核心解釋變量與被解釋變量，滯后解釋變量，使用工具變量，以及增加企業固定效應后，以上結論依然成立；第三，良好的ESG 表現通過降低企業與投資者之間的信息不對稱程度，放松融資約束，促進企業增加研發投入來提升企業所在供應鏈韌性，且在企業規模較大，環境不確定性較高時對供應鏈韌性的增強效應更為明顯；第四，企業在環境、社會與公司治理3個維度上的優良表現均有助于提升供應鏈韌性，但不同維度對供應鏈韌性的影響強度與側重點存在區別。