ＥＳＧ 表現、代理成本與融資約束

〔摘 要〕 隨著ＥＳＧ 理念在我國的深入發展， 企業ＥＳＧ 表現與融資約束之間的關系逐漸成為學術界研究的熱門話題。本文以２０１３～２０２３ 年我國滬深Ａ 股非金融類上市公司為樣本， 構建有調節的中介效應模型， 實證分析代理成本在企業ＥＳＧ 表現和融資約束之間發揮的中介作用， 以及企業生命周期發揮的調節作用。研究表明， 良好的ＥＳＧ 表現能夠緩解融資約束； 企業提升ＥＳＧ 表現能降低代理成本， 進而緩解融資約束。機制分析表明， 成長期和成熟期企業提升ＥＳＧ 表現能緩解融資約束， 且該緩釋作用在成長期企業中最明顯， 而代理成本的中介作用只在成長期樣本企業中顯著。采用工具變量法、系統ＧＭＭ 法等穩健性檢驗后結論依然成立。本文為研究企業ＥＳＧ 表現和融資約束之間的關系提供了新的視角和思路。

〔關鍵詞〕 企業ＥＳＧ 表現 信息不對稱 信號傳遞 委托代理問題 利益相關者 企業生命周期 融資約束 有調節的中介效應

ＤＯＩ：１０．３９６９ ／ ｊ．ｉｓｓｎ．１００４－９１０Ｘ．２０２４．１２．００７

〔中圖分類號〕Ｆ２７０. ７； Ｆ２７５ 〔文獻標識碼〕Ａ

引 言

ＥＳＧ 即環境（Ｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔ）、社會（Ｓｏｃｉａｌ Ｒｅ?ｓｐｏｎｓｉｂｉｌｉｔｙ）和治理（Ｇｏｖｅｒｎａｎｃｅ）， 包括信息披露、評估評級和投資指引三方面， 是一種關注環境、社會和治理績效的投資理念和企業評價標準［１］ 。２００４年， 聯合國全球契約組織發布Ｗｈｏ Ｃａｒｅｓ Ｗｉｎｓ， 首次明確提出ＥＳＧ 概念。２００６ 年， 聯合國發布Ｐｒｉｎ?ｃｉｐｌｅｓ ｆｏｒ Ｒｅｓｐｏｎｓｉｂｌｅ Ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ（ＰＲＩ）， 將社會責任、公司治理與環境保護相結合， 首次提出ＥＳＧ理念和評價體系。由此， 環境、社會和治理成為企業可持續發展能力的重要衡量指標。目前， ＥＳＧ理念在全球范圍內的地位和影響力得到大幅提升，越來越多的投資者開始將ＥＳＧ 因素納入其投資決策過程中， 直接影響了企業外部融資環境。而在全球經濟增長放緩趨勢不斷持續的當下， 大多數企業面臨更加嚴重的“融資難、融資貴” 問題， 如何破解這一難題成為企業未來發展需要持續關注的重點。因此， 探討企業提升ＥＳＧ 表現能否改善融資環境、緩解融資約束具有理論意義和實踐意義。國內ＥＳＧ 理念起步雖然較晚， 但現已進入高速發展階段［２，３］ 。隨著ＥＳＧ 理念的深入發展， 越來越多的企業開始重視ＥＳＧ 實踐。那么， 企業提升ＥＳＧ 表現并披露相關信息能否降低信息不對稱，緩解融資約束？ 現有研究大多認為良好的ＥＳＧ 表現對緩解融資約束［４，５］ 、提升企業價值［６］ 和財務績效［７－９］ 、提高投資效率［１０－１３］ 、降低經營風險［１４］ 、促進技術創新［１５］ 等多方面都存在顯著正向影響。但也有部分研究認為企業提升ＥＳＧ 表現會增加營運成本、擠占資源［１６］ ， 加劇融資約束。鑒于此，需要深入探索企業ＥＳＧ 表現對融資約束的影響及其作用機制。

本文以２０１３～２０２３ 年滬深Ａ 股上市公司為樣本， 構建有調節的中介效應模型， 研究ＥＳＧ 表現、代理成本與融資約束的關系， 以及企業生命周期在其中發揮的調節作用。（１） 從企業生命周期視角嵌入， 在跨學科的視角下彌補了現有研究的不足， 進一步豐富了ＥＳＧ 表現、代理成本對融資約束影響的相關研究； （２） 現有文獻在探討ＥＳＧ 表現與其他變量之間的關系時， 多數將融資約束作為中介變量進行研究， 而本文以代理成本作為中介變量， 厘清ＥＳＧ 表現基于代理成本對融資約束的影響路徑， 從委托代理角度補充了相關理論基礎； （３） 本文的研究結論有助于理解良好的ＥＳＧ表現是否對緩解融資約束有正向影響等問題， 為不同生命周期階段的企業相關決策提供更有效的實踐建議。

１ 理論分析和研究假設

根據信息不對稱理論， 企業內外部信息不對稱程度越高， 投資者能掌握的信息越少， 會要求更高的風險溢價以應對未來可能發生的風險， 企業因此面臨更大的融資約束。根據信號傳遞理論，企業披露ＥＳＧ 信息能夠降低內外部信息不對稱程度［１７］ ， 良好的ＥＳＧ 表現向投資者傳遞企業經營狀況良好、可持續發展能力強的利好信號， 有助于增強投資者的投資信心， 幫助企業獲得更多外部融資機會［１８］ 。同時， 根據組織聲譽理論， 企業主動披露高水平的ＥＳＧ 信息， 有助于樹立正面的社會形象、獲得利益相關者的信任， 幫助企業穩固與各方市場參與者的合作關系， 提升企業的社會聲譽和抗風險能力［１９］ ， 獲得長期、穩定的投資。

綜上， 本文提出假設Ｈ１： 良好的ＥＳＧ 表現能夠緩解企業的融資約束。

根據委托代理理論， 企業所有權和經營權分離會產生代理問題。代理問題越嚴重， 因其而產生的損失即代理成本越高， 致使內外部信息不對稱程度越大， 企業面臨的融資約束也越大。而良好的ＥＳＧ 表現， 說明企業擁有較高的社會責任感和良好的治理結構［１０］ ， 企業能夠通過發揮治理效應降低代理成本， 減少投資者對信息不對稱和代理問題的擔憂與疑慮， 增強投資信心， 進而緩解融資約束。同時， 根據利益相關者理論， ＥＳＧ 表現良好的企業， 往往更能滿足利益相關者的需求，獲得利益相關者的支持與信賴， 與利益相關者形成長期穩固的友好合作關系， 有利于提高信息透明度， 減少代理成本支出［２０］ ， 進而緩解融資約束。

綜上， 本文提出假設Ｈ２： 良好的ＥＳＧ 表現可以通過降低代理成本緩解融資約束。

根據企業生命周期理論， 處于成長期的企業，通常會保持較快的資本擴張速度， 但是缺乏技術創新和資本的長期積累， 再加上資本市場上嚴重的信息不對稱， 致使成長期企業面臨較大的融資約束。而外部投資者對于這一階段企業信息的掌握存在較多盲區， 為了獲得更多信息以準確評估企業的投資價值， 投資者會更加關注企業環境、社會責任和公司治理等方面的信息。因此， 對于成長期的企業來說， 良好的ＥＳＧ 表現向外界傳遞利好信號， 有助于改善融資環境， 吸引外部投資。另外，這一階段的企業內雖然存在委托代理問題， 但是相較于成熟期和衰退期的企業， 成長期企業的代理問題沒有嚴重固化， 通過發揮治理效應能有效緩解信息不對稱問題， 降低代理成本， 緩解融資約束。

綜上， 本文提出假設Ｈ３： 成長期企業能通過提升ＥＳＧ 表現顯著降低代理成本， 進而緩解融資約束。

處于成熟期的企業， 資金雄厚、技術先進， 并不過多依賴外源融資， 雖然擴張速度減緩， 但追求高水平、高質量的發展， 更加關注創新能力的提升。因此， 雖然成熟期的企業面臨的融資約束比成長期和衰退期小， 但資金需求卻比其他時期更高。外部投資者除了關注企業的投資價值外， 也會對其ＥＳＧ 表現給予一定關注。因此， 對于成熟期企業來說， 良好的ＥＳＧ 表現同樣能夠幫助企業獲得利益相關者的信賴與支持， 吸引更多投資以滿足資金需求。不過， 由于這一階段企業規模已經擴張到一定程度， 代理問題嚴重且逐漸固化， 管理層掌握的信息優勢難以打破， 僅通過發揮治理效應無法解決頑固而復雜的代理問題， 所以該階段企業提升ＥＳＧ 表現對代理成本的降低作用相對不夠顯著。

綜上， 本文提出假設Ｈ４： 成熟期企業能通過提升ＥＳＧ 表現緩解融資約束， 但代理成本的中介效應不明顯。

處于衰退期的企業， 市場占有率下降， 盈利水平降低， 失去競爭優勢， 面臨較高的經營和財務風險。這一階段的企業往往陷入財務困境， 內外部融資渠道受阻， 面臨較大的融資約束。此時投資者更加關注企業的生產經營狀況和償債能力。即使企業為增強投資者信心而提升ＥＳＧ 表現， 外部投資者也不會過多關注， 甚至可能懷疑企業為轉移公眾注意力、粉飾經營不善的財務狀況而披露ＥＳＧ 相關信息［２１］ ， 進而加重投資者的憂慮。衰退期的企業除了要面臨復雜的外部環境， 其內部經營管理情況可能也較為混亂， 代理問題難以得到有效緩解， 甚至可能在管理層的操控下更加嚴重。因此無法準確判斷該階段企業ＥＳＧ 表現、代理成本與融資約束之間的關系。

綜上， 本文提出假設Ｈ５： 衰退期企業提升ＥＳＧ表現， 對降低代理成本和緩解融資約束的作用都不明顯。

２ 研究設計

２. １ 樣本選擇及數據來源

本文以我國滬深Ａ 股上市公司２０１３～２０２３ 年相關數據為基礎進行研究。初始樣本依照以下標準篩選： 剔除金融類企業； 剔除ＳＴ、? ＳＴ、ＰＴ 企業； 剔除數據缺失過多或不連續的企業； 對所有連續變量進行前后１％縮尾（Ｗｉｎｓｏｒｉｚｅ）處理以消除極端值的影響。最終確定的初始樣本包含１８２１家企業， 共２００３１ 個樣本觀測值。本文所用數據主要來自ＷＩＮＤ 華證ＥＳＧ 數據庫以及國泰安數據庫（ＣＳＭＡＲ）。

２. ２ 變量選擇

２. ２. １ 被解釋變量

融資約束。衡量融資約束的方法較多， 由于綜合指數具有較強的綜合性和適用性， 所以已有文獻中常用ＫＺ 指數、ＷＷ 指數和ＳＡ 指數測度企業的融資約束。本文借鑒Ｋａｐｌａｎ 和Ｌｕｉｇｉ（１９９７）［２２］的做法， 采用ＫＺ 指數來衡量企業的融資約束。ＫＺ指數越大， 說明企業面臨的融資約束越嚴重。

２. ２. ２ 解釋變量

企業ＥＳＧ 表現。國內外目前主要通過構建評價指標體系來評估企業ＥＳＧ 表現。由于華證ＥＳＧ評分更具有可比性、可靠性并且覆蓋面更廣， 所以本文選擇使用華證ＥＳＧ 評級數據來衡量ＥＳＧ 表現。同時， 借鑒馬榕和石曉軍（２０１６）［２３］ 、王波和楊茂佳（２０２２）［２４］ 的做法， 對華證ＥＳＧ 評級數據反向賦值， 將ＥＳＧ 表現評級Ｃ－ＡＡＡ 賦值為１～９， 數值越高代表ＥＳＧ 表現越好。

２. ２. ３ 中介變量

代理成本。本文借鑒段新生和葛令艷（２０１１）［２５］的做法， 使用因子分析法， 對托賓Ｑ 值、經營費用率、管理費用率、總資產周轉率、利息支出率降維， 以得到的綜合指標作為替代變量， 提高代理成本替代變量的精確性和綜合性。

２. ２. ４ 調節變量

企業生命周期。本文借鑒Ｄｉｃｋｉｎｓｏｎ（２０１１）［２６］的做法， 根據經營、投資和籌資現金流量組合特征劃分企業所處的生命周期階段。由于上市公司一般已經歷過初創階段， 所以本文將上市公司生命周期劃分為成長期、成熟期和衰退期３ 個階段。

企業在不同生命周期階段的現金流量組合特征如表１ 所示。

２. ２. ５ 控制變量

借鑒已有文獻的做法， 本文選取企業規模（Ｓｉｚｅ）、資產負債率（Ｌｅｖ）、營業收入增長率（Ｇｒｏｗｔｈ）、總資產周轉率（ＡＴＯ）、董事會規模（Ｂｏａｒｄ）、獨立董事占比（Ｉｎｄｅｐ）、兩職合一（Ｄｕａｌ）、股權制衡度（Ｂａｌａｎｃｅ）等作為控制變量以控制其他影響因素。本文主要變量定義及說明如表２ 所示。

２. ３ 模型構建

２. ３. １ 基準回歸模型設定

經過豪斯曼檢驗， 本文選擇構建個體和時間雙固定效應模型如式（１）。其中， α０ 為常數項，α１ 是核心參數， ＣＯＮＴＲＯＬＳｉｔ表示控制變量， μｉ 和λｔ 分別表示個體和時間固定效應， εｉｔ為隨機擾動項。當α１ 顯著為負時， 假設Ｈ１ 得到驗證。

２. ３. ２ 中介效應模型設定

為檢驗假設Ｈ２， 本文借鑒溫忠麟和葉寶娟（２０１４）［２７］ 、溫忠麟等（２０２２）［２８］ 的做法， 根據中介效應檢驗方法構建模型（２）、（３）。其中β０ 和γ０ 為常數項， γ１ 為企業ＥＳＧ 表現對融資約束的直接效應， β１ 和γ２ 分別為前、后半路徑的中介效應。

在模型（１） 中α１ 顯著為負的前提下， 若β１顯著為負， γ２ 顯著為正， 且γ１ 的數值相比α１ 有所增加， 則表明代理成本在企業ＥＳＧ 表現和融資約束之間發揮中介作用， 假設Ｈ２ 得到驗證。

２. ３. ３ 調節效應模型設定

由于企業生命周期為類別變量， 所以本文借鑒溫忠麟和葉寶娟（２０１４）［２９］ 、連玉君和廖俊平（２０１７）［３０］ 、方杰等（２０２２）［３１］ 的做法， 采用分組回歸法， 通過費舍爾組合檢驗， 比較各個子樣本間回歸系數的差異大小， 以此檢驗企業生命周期調節效應是否顯著， 以及假設Ｈ３、Ｈ４ 和Ｈ５ 是否成立。

３ 實證分析

３. １ 描述性統計

主要變量的描述性統計結果如表３ 所示。企業融資約束（ＫＺ） 的平均值為１. ３６２， 中位數為１. ５３０， 說明融資約束是我國企業普遍面臨的問題。融資約束的最小值為－１１. ３６０， 最大值為１０. ８９０，二者的差值很大， 并且ＫＺ 指標的標準差為１. ９７７，是所有主要變量中標準差最大的變量， 說明樣本內的企業面臨的融資約束強度存在很大差異。企業ＥＳＧ 表現的平均值為４. １７０， 相當于Ｂ 級水平，說明樣本內的企業整體ＥＳＧ 表現一般， 最小值為１， 最大值為８， 標準差為１. ０８７， 說明樣本企業在ＥＳＧ 表現方面也存在明顯差異。

３. ２ 相關性分析

主要變量Ｐｅａｒｓｏｎ 相關性檢驗結果如表４ 所示。企業ＥＳＧ 表現和融資約束的相關系數為－０.１３９，二者顯著負相關， 說明ＥＳＧ 表現越好， 融資約束越小， 初步證明了假設Ｈ１。從控制變量的角度來看， 融資約束與企業規模、資產負債率呈顯著正相關， 可能是因為規模越大、負債比例越高的企業有更大的資金需求以償還債務、維持企業正常營運發展， 因此融資問題更突出。融資約束與營業收入增長率、總資產周轉率呈顯著負相關關系，說明企業盈利水平和資產利用效率越高， 自有資金越充足， 對外部融資的需求越小。融資約束與董事會規模、兩職合一以及股權制衡度顯著負相關， 說明企業內部治理水平越高， 投資者要求的風險溢價越低， 因而融資約束越小。

３. ３ 回歸分析

３. ３. １ 基準回歸分析

考慮個體和時間固定效應的面板回歸結果如表５ 所示。列（１） 是企業ＥＳＧ 表現對融資約束ＫＺ 指標的回歸結果， 回歸系數為－０.０３５， 在１％的水平上顯著， 說明良好的ＥＳＧ 表現能夠有效緩解企業的融資約束， 假設Ｈ１ 得到驗證。

３. ３. ２ 中介效應分析

表５ 列（２） 是企業ＥＳＧ 表現對代理成本的回歸結果， 回歸系數為－０. ０１１， 在１％的水平上顯著， 說明良好的ＥＳＧ 表現能夠降低企業的代理成本。列（３） 回歸結果顯示在控制了代理成本（Ｍｅｄ）后， 企業ＥＳＧ 表現依然在１％的水平上顯著負向影響融資約束， 同時代理成本在１％ 的水平上顯著正向影響融資約束， 中介效應模型成立； 間接效應（－０. ０１１×０. ２５３）與直接效應（－０. ０３２）的符號相同， 說明代理成本在企業ＥＳＧ 表現和融資約束之間發揮中介效應。上述分析結果說明良好的ＥＳＧ 表現可以通過降低代理成本緩解信息不對稱，進而降低企業的融資約束， 假設Ｈ２ 得到驗證。

３. ３. ３ 調節效應分析

表６ 為劃分了企業生命周期的總效應面板回歸結果， 表７ 為組間系數差異檢驗結果。從表６ 可以看出， 企業ＥＳＧ 表現在全樣本企業、成長期和成熟期樣本企業中對融資約束都存在顯著負向影響， 但是在衰退期樣本企業中影響并不顯著。從表７可以看出各個生命周期樣本之間的回歸系數差異顯著， 說明企業生命周期在ＥＳＧ 表現和融資約束之間發揮了調節作用。

根據表７ 的檢驗結果， 發現相較于成熟期和衰退期的樣本企業， 成長期企業ＥＳＧ 表現對融資約束的負向影響更強， 說明成長期企業提升ＥＳＧ表現的“性價比” 更高， ＥＳＧ 表現越好， 越能充分緩解其面臨的融資約束。這可能是因為企業在成長期的發展重點在于擴張規模， 有較高的資金需求， 但是總體盈利水平不穩定、內部現金流較少，融資渠道少且單一， 融資約束問題明顯。不過這種窘況會隨著企業發展越來越成熟而逐漸緩解， 因此， 成長期企業提升ＥＳＧ 表現對改善融資環境、緩解融資約束更有效。

對于成熟期企業， 良好的ＥＳＧ 表現能緩解融資約束， 但是緩釋作用相比成長期企業來說較小。出現這種情況可能是因為成熟期企業盈利水平穩定、內部現金流充足， 對外源融資的需求相對較低， 且所處的融資環境優良， 投資者的投資信心強， 要求的風險溢價較低， 總體面臨的融資約束沒有成長期和衰退期企業大， 所以， 雖然成熟期企業提升ＥＳＧ 表現能緩解融資約束， 但是緩釋作用相比成長期企業不夠明顯。

對于衰退期企業， 由于這一階段企業所處的外部市場環境及其內部管理運營狀況都較為復雜，投資者更多關注企業的生存能力和償債能力， 所以良好的ＥＳＧ 表現難以發揮作用， 或者即使發揮了對融資約束的緩釋作用， 但受多方面因素的綜合影響， 作用也不顯著。

３. ３. ４ 有調節的中介效應分析

在中介效應的基礎上， 進一步分析企業生命周期發揮的調節作用， 回歸結果如表８ 所示。從表８ 可以看出， 企業ＥＳＧ 表現對融資約束的直接效應在全樣本企業、成長期和成熟期樣本企業中都顯著， 但是在衰退期樣本企業中不顯著， 可能的原因與前文所述一致。企業ＥＳＧ 表現對代理成本的負向影響在全樣本企業和成長期企業中顯著，在成熟期和衰退期企業中不顯著， 可能是因為代理問題在規模較大、發展時間較久的企業中更嚴重， 而成長期企業的代理問題還沒有嚴重固化， 因此， 這一階段的企業通過提升ＥＳＧ 表現、發揮治理效應能夠顯著降低代理成本， 緩解代理問題； 而成熟期和衰退期企業面臨的代理問題更加復雜且嚴重， 僅通過治理效應難以得到有效緩解， 因此，ＥＳＧ 表現對代理成本的降低作用并不顯著。

根據上述分析和表１０、表１１ 的組間系數差異檢驗結果， 可以發現不同生命周期的樣本企業間回歸系數差異都在１％的水平上顯著， 企業ＥＳＧ表現對融資約束的直接效應以及代理成本的間接效應明顯受到企業生命周期的調節。

對成長期樣本企業進行中介效應分析發現， 這一階段的企業提升ＥＳＧ 表現， 能通過降低代理成本， 進一步緩解融資約束， 假設Ｈ３ 得到驗證。而對于成熟期企業來說， 雖然良好的ＥＳＧ 表現能緩解融資約束， 但是對代理成本的負向影響并不顯著， 因此代理成本是否發揮了中介效應還需要進一步探討。由于這時僅通過三步法難以進行準確判斷， 因此補充成熟期樣本企業的Ｂｏｏｔｓｔｒａｐ 中介效應檢驗結果， 如表９ 所示。從表９ 可以看出， 在成熟期樣本企業中， 雖然直接效應結果顯著， 但是代理成本的間接效應ｐ 值為０. ８０１， 置信區間包含０， 間接效應結果不顯著， 因此可以判斷此時代理成本沒有發揮中介效應， 假設Ｈ４ 得到驗證。由于衰退期樣本企業ＥＳＧ 表現對融資約束的總效應不顯著， 并且直接效應以及中介效應的兩段路徑回歸結果也不顯著， 所以不再對該階段企業進行有調節的中介效應分析， 假設Ｈ５ 得到驗證。

３. ４ 穩健性檢驗

３. ４. １ 替換被解釋變量

考慮到用來衡量企業融資約束的ＫＺ 指標具有一定的內生性， 可能產生測度偏誤， 因此將被解釋變量替換為更加外生的ＳＡ 指標。表１２ 中列（１） 為基準回歸模型的回歸結果， 列（２） 為更換被解釋變量后的回歸結果， 可以看出ＥＳＧ 表現依然顯著負向影響融資約束。

３. ４. ２ 更改樣本周期

考慮到２０２０ 年新冠肺炎疫情暴發， 給各行各業都帶來了巨大的變化和挑戰， 為了剔除新冠肺炎疫情對回歸結果的影響， 選擇更改樣本周期為２０１３～２０１９ 年， 回歸結果如表１２ 列（３） 所示， 可以看出更改樣本周期后企業ＥＳＧ 表現對融資約束的緩釋作用仍然顯著。

３. ４. ３ 增加控制變量

為進一步消除外部因素的干擾、減少誤差， 增加前十大股東持股比例（Ｔｏｐ１０）、是否四大（Ｂｉｇ４）、營業利潤率（ＯＰＲ）、賬面市值比（ＢＭ）、管理層薪酬（ＴＭＴＰａｙ）部分控制變量進行回歸分析， 結果如表１２ 列（４） 所示。增加控制變量后回歸結果依舊顯著， 證明了實證結果的穩健性。

３.５ 內生性檢驗

３. ５. １ 工具變量法（２ＳＬＳ）

為減少內生性影響， 本文選擇同年份同行業的ＥＳＧ 均值（ＩＶ１）和同年份同省域的ＥＳＧ 均值（ＩＶ２）作為工具變量， 采用兩階段最小二乘法（２ＳＬＳ）進行內生性檢驗（結果表略， 留存備索）。結果顯示，工具變量ＩＶ１ 和ＩＶ２ 與企業ＥＳＧ 表現在１％的水平上顯著正相關， 說明這兩個工具變量具有較好的解釋力。

另外， 在弱工具變量檢驗中， Ｋｌｅｉｂｅｒｇｅｎ－Ｐａａｐｒｋ Ｗａｌｄ Ｆ 統計量大于Ｓｔｏｃｋ－Ｙｏｇｏ 在１０％ 水平上的臨界值， 說明ＩＶ１ 和ＩＶ２ 不是弱工具變量； 不可識別檢驗中， Ｋｌｅｉｂｅｒｇｅｎ－Ｐａａｐ ｒｋ ＬＭ 統計量在１％的水平上顯著， 說明工具變量可識別； 內生性檢驗中， 檢驗結果在５％的水平上顯著， 說明核心解釋變量是內生的， 需要考慮內生性問題； 過度識別檢驗中， Ｈａｎｓｅｎ Ｊ 統計量不顯著， 不拒絕工具變量外生的假設。綜上， 本文所選工具變量ＩＶ１ 和ＩＶ２ 是有效的。

根據第二階段回歸結果， 在考慮內生性問題后，企業ＥＳＧ 表現對融資約束的回歸系數為－０.１３６，在１％的水平上顯著， 說明基準回歸結果是穩健的。

３. ５. ２ 系統ＧＭＭ 法

為了進一步解決其他因素帶來的內生性影響，使用系統ＧＭＭ 法估計動態面板數據（結果表略，留存備索。經檢驗， ＡＲ（１）結果顯著， ＡＲ（２）結果不顯著， 通過了擾動項差分自相關檢驗； Ｈａｎｓｅｎ檢驗結果不顯著， 通過了過度識別檢驗。結果顯示， 企業ＥＳＧ 表現在１％的水平上顯著負向影響融資約束， 基準回歸結果依舊穩健。

４ 結論與建議

本文以２０１３～２０２３ 年的滬深Ａ 股上市公司為樣本企業， 使用華證ＥＳＧ 評級數據和相關財務數據進行面板回歸， 探究ＥＳＧ 表現、代理成本與融資約束的關系， 以及企業生命周期發揮的調節作用。研究結果表明， 企業提升ＥＳＧ 表現能夠顯著緩解面臨的融資約束。中介效應檢驗發現， 良好的ＥＳＧ 表現能夠通過降低代理成本， 進而緩解融資約束。在中介效應的基礎上考慮企業生命周期的調節作用， 發現代理成本的中介作用只在成長期企業中顯著， 在成熟期和衰退期企業中不顯著。總的來說， 提升ＥＳＧ 表現為成長期企業帶來的效益最多， 成熟期企業次之， 衰退期企業最少。

基于上述分析， 本文提出如下建議：

（１） 對于大多企業來說， 良好的ＥＳＧ 表現能為企業帶來顯著的正面影響， 包括降低代理成本、緩解信息不對稱和融資約束、提升社會聲譽等作用， ＥＳＧ 表現好的企業可持續發展潛力高， 具有更高的長期價值， 抵抗不可預見風險的能力也更強， 在資本市場上受到投資者的青睞。因此， 建議企業堅持可持續發展理念， 將其融入未來發展戰略， 重視ＥＳＧ 實踐， 在實現經濟利益的同時，主動提高在環境、社會責任和公司治理等方面的表現， 積極披露相關信息。

（２） 低碳經濟的發展需要多方配合。建議政府制定相關規章制度， 明確企業在環保、社會和治理方面的義務， 推動上市公司主動披露ＥＳＧ 信息以及提供更加標準且質量更高的ＥＳＧ 報告； 結合現有國際標準的ＥＳＧ 評估體系， 促進符合中國經濟發展狀況的ＥＳＧ 體系建設； 支持并推動提供專業ＥＳＧ 評估服務的第三方機構發展， 引導企業重視ＥＳＧ 風險評估和管理改善； 宣傳推廣可持續發展理念， 提升社會公眾對ＥＳＧ 理念和綠色低碳發展的認知和支持度， 推動全社會經濟價值取向的轉變。

（３） 建議我國ＥＳＧ 評級機構拓展信息搜集渠道， 提升信息搜集的廣度和深度， 確保信息真實、可靠； 建立更加精細的ＥＳＧ 指標體系， 覆蓋環境、社會責任和公司治理各個方面的關鍵指標， 以全面反映企業ＥＳＧ 表現； 與高校等多方展開合作， 建立ＥＳＧ 評級反饋機制和參與平臺， 通過定期接收社會公眾的反饋意見和改進建議， 不斷優化評級方法和指標體系， 推動我國ＥＳＧ 體系建設。

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（責任編輯： 張舒逸）