客戶、供應商議價能力對企業ESG表現的影響研究

【摘 要】 在經濟結構轉型和可持續發展的背景下，文章以2007—2022年上市公司為樣本，從營運資金管理效率視角研究客戶、供應商議價能力對ESG表現的影響效應及對ESG分維度的影響力度，并按照行業競爭程度、污染程度、企業所有權性質對全樣本進行了分組研究。研究發現客戶、供應商議價能力可以顯著抑制企業ESG表現，營運資金管理效率在其中發揮了中介作用。進一步分析發現，客戶、供應商議價能力主要影響ESG分維度中的社會責任，隨后是公司治理，而對環境影響相對有限；市場競爭程度高、非重污染行業、國有企業的客戶、供應商議價能力抑制其ESG表現的作用更加凸顯。文章拓展了客戶、供應商議價能力與企業ESG表現關系和機制的研究，為推動企業踐行ESG理念提供了經驗證據。

【關鍵詞】 客戶議價能力； 供應商議價能力； 營運資金管理效率； 企業ESG表現

【中圖分類號】 F272.3 【文獻標識碼】 A 【文章編號】 1004-5937（2025）02-0055-10

一、引言

客戶、供應商議價能力是指客戶、供應商通過談判技巧以最低成本獲取商品或服務的能力。黨的二十大報告強調高質量發展是全面建設社會主義現代化國家的首要任務。因此，唯有貫徹創新、協調、綠色、開放、共享的新發展理念，才能提升發展動能，推動經濟高質量發展[ 1 ]。ESG是一個基于可持續發展的理念，為企業和投資者提供了一個整合環境、社會和公司治理的一體化框架。同時ESG傳達了追求經濟價值和社會價值相統一的發展觀念，是實現經濟高質量發展和企業可持續發展的有效抓手。隨著利益相關者理論的引入，企業管理層逐漸認識到在企業與利益相關者構成的關系網中，企業ESG表現與所有利益相關者的切身利益密切相關，企業履行ESG必須滿足股東、員工、供應商、客戶、政府、社會公眾等內外部利益相關方的目標。基于該理論，我國企業的ESG實踐過程會受自身所處供應鏈上下游供應商與客戶的企業關系所裹挾[ 2 ]。

在當前經濟結構轉型和可持續發展的背景下，學術界以利益相關者理論為基礎圍繞企業ESG展開了廣泛的探討，然而大多聚焦于ESG表現與企業股東、員工、政府、社會公眾等利益相關者之間的聯系[ 3 ]，較少結合供應鏈中主要利益相關方——客戶、供應商作為前置影響因素與企業ESG表現進行深入分析。那么，客戶、供應商議價能力對企業ESG表現的作用機理究竟如何？本文以2007—2022年我國A股上市公司的面板數據為研究樣本，從營運資金管理效率視角探究客戶、供應商議價能力對企業ESG表現的內在影響機制，同時進一步分析其對ESG分維度的影響力度，并按照行業競爭程度、污染程度、企業所有權性質對全樣本進行分組研究。

本文研究貢獻：（1）通過研究客戶、供應商議價能力這一前置因素對企業ESG的影響，擴充了企業關鍵利益相關者與企業ESG表現之間作用關系的文獻；（2）從營運資金管理效率視角，為企業客戶、供應商議價能力對ESG表現的影響機制相關研究提供了新思路；（3）通過對客戶、供應商關系管理和ESG表現情況進行分析，為企業的信息用戶和利益相關者準確把握企業的經營狀況、評估經營業績質量等提供了一定的理論依據，以期為我國各行業公司穩健經營掃除障礙，使它們少走彎路。

二、理論分析與研究假設

（一）客戶、供應商議價能力對ESG表現的影響機理

企業作為一個開放性的組織體系，無法生產出全部資源，而組織生存必須依靠與外界進行資源交換以獲取關鍵資源，由此產生了對外部利益相關者的依賴性。供應商與客戶是企業供應鏈上下游具有異質性特征的主體，同時也是企業獲取關鍵資源的重要途徑。作為供應鏈條中與企業緊密聯結的利益相關方，客戶的議價能力往往取決于其規模、集中度以及對產品成本信息的掌握程度，而供應商數量、替代品數量以及轉移成本水平是決定供應商議價能力最為重要的三個因素[ 4 ]。那么，供應鏈上游供應商與下游客戶的議價能力如何作為前置驅動因素影響企業ESG表現？

一方面，客戶、供應商議價能力愈強愈會推動企業ESG表現。客戶、供應商議價能力越強，意味著企業越依存于主要客戶或供應商，其與大客戶或供應商之間的合作關系將對企業的財務績效產生直接影響[ 2 ]。基于此，大客戶與供應商能反過來對企業起到監督作用，從而主觀督促企業ESG表現。同時，客戶、供應商的議價能力對企業的經濟發展產生“協同”效應[ 5 ]。隨著客戶、供應商議價能力增強，企業的大客戶和供應商也不易變動，較穩定的客戶與供應商在一定程度上降低了企業的搜尋成本，由于雙方密切的合作關系，公司聯動客戶或供應商進行銷售渠道整合將更加容易，利潤增加使企業有富余的資源在ESG領域建樹，進而提高了企業ESG表現。

另一方面，客戶、供應商議價能力愈強也會抑制企業ESG表現。客戶、供應商議價能力越強，企業間的依存程度較高且變動相對較小[ 6 ]，表明主要客戶或供應商能利用談判等技巧來達成交易，即上游供應商可以通過更高的價格優勢將原材料銷售價格提高到一個新的水平，下游客戶則能借助更強的議價能力形成買方市場壟斷局面，壓低自己的采購成本[ 4 ]，并對企業的經濟發展產生“掠奪”效應，繼而侵占企業自身的盈利空間，降低公司的經營業績。隨著客戶、供應商議價能力的提升，企業之間的利潤向客戶、供應商上下游轉移，導致了企業可利用的社會資源減少，從而將資源投入ESG領域的意愿減弱。同時，當企業供應鏈上游客戶與下游供應商高度集中時，企業接收信息面更窄，導致企業所處的信息環境不完善，各利益相關者面臨的信息透明度下降，造成嚴重的信息不對稱問題，不確定風險上升，增加了企業資本成本[ 7 ]，從而抑制企業ESG表現。通過以上理論分析，得出如下競爭性假設：

H1a：客戶、供應商議價能力對企業ESG表現存在正向影響效應。

H1b：客戶、供應商議價能力對企業ESG表現存在負向影響效應。

（二）營運資金管理效率的中介效應機制

企業本質上是由不同利益相關者的投入構成的多元資本綜合體，企業運營的過程其實是這些資本在企業內部運作周轉、綜合配置和不斷演化的過程，這種綜合配置以及持續演化過程的表現形式即為營運資金的變化。因此，企業營運資金管理效率與利益主體間存在不可分割的關系[ 8 ]。

作為企業重要的非財務利益相關者，供應鏈上游供應商與下游客戶議價能力的增強在很大程度上提升了企業利用營運資金的效率，決定了企業的生存和發展[ 9 ]，并進一步影響企業ESG表現。客戶、供應商議價能力越強，企業對客戶和供應商的依賴性越強[ 10 ]，意味著企業處于談判低位。鑒于失去“大客戶”“大供應商”的風險性，企業在產品價格、商業信譽、信用期限等多個維度做出退讓，擠占了企業的利潤空間[ 2 ]，導致資金流速過快，營運資金的效率增強，整體的資金充裕程度降低，使企業ESG表現缺乏相應的融資支撐。當企業處于談判劣勢時，需要大量“專用性投資”維持其與客戶、供應商的契約關系，甚至不得不讓渡部分資金使用權。與此同時，客戶、供應商集中，議價能力過高，導致企業過度依賴短期借款或者銷售收現而進一步提升企業營運資金管理效率，可能造成現金流不穩定的風險，企業基于預防性動機會選擇保守的ESG政策，進而影響ESG履行表現。因此，本文將營運資金管理效率作為串聯客戶、供應商議價能力與企業ESG履行情況的關鍵，即客戶、供應商議價能力會通過驅動企業營運資金管理效率提升從而抑制企業ESG表現。基于此，本文提出如下假設：

H2：營運資金管理效率在客戶、供應商議價能力對企業ESG表現的影響機制中發揮中介作用。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本研究選取2007—2022年上市公司數據，為了保證研究數據的嚴謹性和準確性，按照下列標準對數據進行篩選與處理：（1）基于彭博社2006年開始披露企業ESG相關數據，而我國現行的企業會計準則企業2006年頒布，可能導致2006年數據對本文結果產生影響，因此本文選取2007—2022年度作為研究時間窗口，并剔除2007—2022年內存在數據缺失的樣本；（2）剔除經營異常的企業，即ST和*ST企業；（3）為消除極端值的影響，本文對數據變量進行前后1%縮尾處理。最終樣本包括10 508個觀測值。本文的研究數據來源：（1）企業ESG表現選取彭博社發布的中國上市公司ESG評分；（2）其他變量數據均來自國泰安數據庫。數據處理和模型估計以及數據分析均使用Stata15.1完成。

（二）變量定義

1.被解釋變量

被解釋變量為企業ESG表現。我國ESG評價指標體系的研究還處于起步階段，評級覆蓋廣度、合理性等都有待商榷。彭博指數是一個綜合性的連續分值，對本文的研究有很強的適用性，因此本文選取彭博社公布的我國上市公司ESG評分作為代理變量[ 11 ]，得分越高說明企業ESG表現越好。此外，為加強研究結論的科學性，本文還采用華證ESG指數對模型進行穩健性檢驗。

2.解釋變量

解釋變量借鑒已有文獻[ 2，4 ]采用客戶議價能力、供應商議價能力進行衡量。客戶議價能力與供應商議價能力均采用主要利益相關者（前五大客戶或前五大供應商）占整個上市公司銷售收入或采購支出之比表示，并將客戶集中度赫芬達爾指數與供應商集中度赫芬達爾指數作為衡量客戶、供應商議價能力的指標進行穩健性檢驗。

3.中介變量

中介變量為營運資金管理效率。營運資金管理反映了采購、生產、銷售、收款的生產經營全過程，因此，營運資金管理效率的評價指標應能夠綜合反映供、產、銷三個方面。本文借鑒焦然等[ 12 ]的方法，采用現金及現金等價物周轉率作為衡量營運資金管理效率的有效指標，以從多方面反映企業營運資金管理水平。

4.控制變量

參考已有關于企業ESG表現的文獻，本文在回歸分析中對以下變量加以控制：資產負債率、企業規模、前十大股東持股比例、董事會人數、稅收貢獻、企業年齡、盈利能力、成長性。同時，為規避內生性偏誤的影響，對年度（year）和行業（ind）固定效應加以控制。

變量定義如表1所示。

（三）模型設計

為了檢驗客戶、供應商議價能力對企業ESG表現的影響，構建模型（1）進行檢驗；為了檢驗企業營運資金管理效率對客戶、供應商議價能力與ESG表現關系的中介作用，借鑒溫忠麟等[ 13 ]的研究，構建中介效應模型（2）和（3）進行檢驗。根據中介效應的回歸思路，若系數δ1顯著，則用模型（2）檢驗對中介變量的影響；若系數μ1顯著，則用模型（3）進行分析。如果模型（3）系數β1、β2顯著，且模型（3）中β1的系數絕對值小于模型（1）δ1系數的絕對值，就表明客戶、供應商議價能力通過中介變量營運資金管理效率影響了企業ESG表現。

四、實證結果分析

（一）描述性統計分析

表2報告了本文主要變量的描述性統計情況。首先，ESG表現（esg）的極大值為58.334，極小值為10.703，均值為29.966，標準差為9.785，因此樣本企業的ESG表現差異較大，從側面證實了我國上市公司可持續發展能力不夠健全。其次，cbp的極大值為0.967，極小值為0.007，均值為0.290，標準差為0.225，可見樣本企業的客戶議價能力相差較大；sbp的極大值為0.912，極小值為0.037，均值為0.319，標準差為0.195，表明樣本企業的供應商議價能力差異較大。最后，中介變量及相關控制變量在不同企業間存在明顯差距。

（二）客戶、供應商議價能力與ESG表現的回歸分析

表3列示了客戶、供應商議價能力對企業ESG表現的回歸結果。由于不同行業擁有的不同特質可能導致ESG表現存在固有的差異，同時機構投資者對不同行業會有不同的資產配置偏好，從而導致本文基準回歸結果的偏誤，因此加入行業與年份雙重固定效應，結果如表3的列（1）和列（4）所示。可見cbp、sbp的系數至少在5%水平下顯著為負（-0.858、-0.774），說明較低的客戶、供應商議價能力更有利于提升企業ESG表現，H1b得到了驗證。為檢測相關變量之間可能存在的共線性問題，對該回歸進行了方差膨脹因子檢驗，結果顯示所有變量的方差膨脹因子（VIF）介于1.160～2.260之間，遠小于經驗值10，表明本文基準回歸模型中不存在嚴重的多重共線性問題。

（三）營運資金管理效率對客戶、供應商議價能力與ESG表現的中介作用

為厘清客戶、供應商議價能力對企業ESG表現影響的作用機制，本文采用分層回歸模型檢驗營運資金管理效率的中介效應，具體分析結果如表3列（2）、列（5）及列（3）、列（6）所示。從模型（2）可以看出，cbp、sbp對vel的影響系數在1%的水平下顯著，影響系數為1.836、2.488，表明cbp、sbp對vel存在正向顯著影響，中介效應檢驗第二步得到驗證。從模型（3）的回歸結果可以看出，cbp、sbp與vel對esg存在負向影響作用，且系數至少在5%的水平下顯著，證實cbp、sbp不利于企業ESG表現，且vel在兩者之間發揮了中介效應。與模型（1）相比，cbp、sbp對esg的影響從-0.858、-0.774調整為-0.764、-0.647，這說明營運資金管理效率在客戶、供應商議價能力與企業ESG表現中發揮部分中介效應，中介效應檢驗第三步得到驗證，由此，H2得以證實。

考慮到檢驗結論的嚴謹性，本文運用Sobel、Bootstrap檢驗進行深入剖析，檢驗結果如表3所示。Sobel檢驗結果在1%水平下顯著，與全樣本回歸結果方向保持一致，表明存在中介效應，驗證了H2。Bootstrap檢驗結果中，間接效應在95%水平上偏差校正的置信區間為［-0.139，-0.039］、［-0.346，-0.175］，檢驗結果不包含0，說明存在中介效應，再次驗證了H2。

（四）內生性檢驗

1.滯后解釋變量

前文基準回歸結果表明，cbp、sbp對esg存在負向影響效應，但也有可能是ESG表現越好的企業越會降低其cbp、sbp的內生性問題，因此本文采用cbp、sbp滯后一期的方式修正由于反向因果關系導致的內生性問題，表4匯報了相應的結果。cbp、sbp滯后項（L.cbp、L.sbp）系數仍然顯著為負，結果與主檢驗回歸結果相符合，通過了內生性檢驗，研究結論成立。

2.工具變量法

考慮到模型中可能存在“互為因果”的內生性問題，從而影響相關結論的成立，本文選擇同行業同年度公司cbp均值（cbp-mean）、sbp均值（sbp-mean）作為cbp、sbp工具變量進行控制[ 14 ]，結果如表4所示。列（3）、列（5）第一階段結果中工具變量cbp-mean、sbp-mean均在1%水平下與cbp、sbp正相關，列（4）、列（6）第二級階段回歸中cbp、sbp的系數均至少在10%水平下顯著為負，與實證結果一致，表明工具變量符合要求，基本結論在考慮內生性問題后依然成立。

3.Heckman兩階段模型

為緩解樣本選擇偏差帶來的內生性問題，本文同時采用Heckman兩階段模型進行檢驗。在第一階段，用公司是否披露供應鏈上下游客戶、供應商議價能力作為工具變量放入Probit模型回歸，計算出逆米爾斯比率（imr），第二階段在第一階段基礎上將估計的imr作為控制變量，回歸結果見表4。imr的估計系數與esg在1%的水平下顯著為正，說明原回歸中存在內生性問題，而cbp、sbp回歸系數至少在5%的水平下顯著為負，表明在考慮了樣本選擇偏差問題后，本文的結論依然成立。

（五）穩健性檢驗

1.加入省份固定效應

不同省份之間的ESG表現可能由于地域等因素存在固有差異，本文加入省份固定效應以消除省份固有差異對回歸結果穩健性的影響，結果如表5列（1）、列（2）所示。加入省份固定效應后，cbp、sbp的系數均在1%水平下顯著為負，與前文全樣本回歸結果一致，本文基準回歸結果穩健。

2.排除公共衛生事件影響

為排除公共衛生事件等外界因素對研究結果造成的影響，本文篩除2020—2022年數據，結果如表5列（3）、列（4）所示。cbp、sbp系數均在1%水平下顯著為負，說明在剔除2020—2022年樣本后回歸結果仍然穩健。

3.替換解釋變量

本文借鑒已有文獻[ 15 ]，采用客戶、供應商集中度赫芬達爾指數衡量客戶、供應商議價能力并進行穩健性檢驗。客戶集中度赫芬達爾指數（cbphhi）為前五大客戶銷售額占比的平方和，供應商集中度赫芬達爾指數（sbphhi）為前五大供應商采購額占比的平方和，檢驗結果如表5列（5）、列（6）所示。結果表明，cbphhi、sbphhi系數至少在5%水平下顯著為負，與前文主檢驗結果一致，因此，本文結論在不同評價體系下依然穩健。

4.替換被解釋變量

為避免數據觀測量所導致的結論偏差性問題，本文采用華證ESG評級數據（esghz）進行穩健性檢驗[ 16 ]，結果如表5列（7）、列（8）所示。結果表明，cbp、sbp對esghz的影響系數均在1%水平下顯著為負，與主檢驗結果一致，因此，本文基準結果在不同評價體系下依然穩健。

5.中介效應穩健性檢驗

根據穩健性檢驗中替換的變量，采用Sobel、Bootstrap檢驗再次檢驗中介效應，結果如表5所示。Sobel檢驗結果顯示均在1%水平下顯著，與全樣本回歸結果保持一致。在Bootstrap檢驗結果中，間接效應在95%水平上偏差校正的置信區間均不包含0，再次驗證了H2，故結果可靠。

五、進一步分析

（一）客戶、供應商議價能力對ESG各維度表現影響

考慮到ESG評分是建立在環境、社會和治理披露結果上的多維指數[ 17 ]，因此，除了客戶、供應商議價能力對ESG總分的影響外，本文還檢驗了其對環境（E）、社會（S）和公司治理（G）這三個獨立的ESG分值的影響[ 18 ]，有助于評估客戶、供應商議價能力是ESG表現中哪個維度的關鍵驅動力。由表6可知，cbp、sbp對社會（S）的影響在1%水平下顯著，對公司治理（G）的影響在5%水平下顯著為負，而對環境（E）的影響不顯著，說明客戶、供應商議價能力主要影響ESG分維度中的社會責任（S），隨后是公司治理（G），進而促進企業、區域與全社會的可持續發展，而對環境（E）的影響效果相對有限。

（二）異質性分析

1.基于行業競爭程度分組

企業所處行業的競爭程度會對企業的高質量發展產生關鍵影響，因此，客戶、供應商議價能力強弱對于企業ESG表現可能存在一定的外部行業競爭程度異質性。為了檢驗是否存在差異，本文采用行業勒納指數重新分組檢驗[ 19 ]，結果如表7列（1）—（4）所示。結果顯示，高行業競爭程度組別相較于低行業競爭組別cbp、sbp系數絕對值更大、更顯著，即企業面臨的競爭越激烈，越有助于增強客戶、供應商議價能力對企業ESG表現的負向影響。可能的原因如下：非競爭性行業的企業更容易通過控制價格來獲取超額利潤，就供應商和客戶的依賴性不足以對企業的ESG表現產生太大的負面影響；相反，在競爭性行業中的企業，利潤空間較低，會面臨更高的被淘汰風險[ 20 ]，勢必會提高自身生產效率從而獲得市場占有率，此時企業對客戶、供應商的依賴性更強，從而較大程度上抑制了企業的ESG表現。因此，客戶、供應商議價能力對行業競爭程度較高的企業ESG表現影響更大。

2.基于污染程度分組

企業工業活動是造成環境污染的重要因素，不同污染程度企業的客戶、供應商議價能力對企業ESG表現影響可能會存在差別。為了檢驗是否存在差異，本文參考2012年證監會行業分類將樣本劃分為重污染行業組和非重污染行業組，結果如表7列（5）—（8）所示。在非重污染組中，cbp、sbp的回歸系數至少在5%的水平下顯著為負，相較于重污染企業的回歸系數整體更為顯著，影響作用更強。可能的理由如下：重污染企業在污染物排放上會受到政府和市場的雙重約束管理，面臨更大的減排壓力和更低的公眾敏感度，因此環境監管壓力和輿論壓力較大，企業為了迎合環境監管等各方需要會加大對ESG的投資成本，由于粉飾環境業績需采取“漂綠”行為[ 21 ]，客戶、供應商議價能力對企業ESG表現影響機制與實際存在誤差；非重污染企業更易獲得投資者認同，出現“漂綠”行為可能性較低，其ESG表現相關信息質量可能更高，從而導致客戶、供應商議價能力更顯著地反映對企業ESG表現的影響作用，因此在非重污染企業中，客戶、供應商議價能力對企業ESG表現的抑制作用更為凸顯。

3.基于產權性質分組

產權性質的差異可能會對企業客戶、供應商議價能力造成顯著差異，因此客戶、供應商議價能力對于不同產權性質企業ESG表現的影響作用也可能存在一定的異質性[ 22 ]。為了檢驗是否存在差異，本文將全樣本分為國有企業組和非國有企業組分別進行回歸[ 23 ]，回歸結果如表7列（9）—（12）所示。在國有企業組中，cbp、sbp的回歸系數至少在1%的水平上顯著為負，而在非國有企業組中僅cbp系數顯著，即國有企業客戶、供應商議價能力對企業ESG表現的抑制作用更強。可能的理由如下：相較于非國有企業財務報表不規范和管控不嚴等問題，國有企業有著更嚴格的制度管理體系和行為準則，導致國有企業披露的財務數據以及ESG相關信息準確度更高，數字經濟時代的國有企業透明度進一步增強，因此，在國有企業中，客戶、供應商議價能力對企業ESG表現的抑制作用更為凸顯。

六、研究結論與建議

本文以2007—2022年上市公司為樣本，基于營運資金管理效率視角研究客戶、供應商議價能力對企業ESG表現的影響及作用機理。得出以下結論：客戶、供應商議價能力能顯著抑制企業ESG表現，營運資金管理效率發揮中介作用。進一步分析發現客戶、供應商議價能力主要影響ESG分維度中的社會責任，隨后是公司治理，對環境影響則相對有限，而市場競爭程度高、非重污染行業、國有企業的客戶、供應商議價能力抑制其ESG表現的作用更凸顯。本文的研究結果證明了客戶、供應商行為不僅對ESG表現具有直接約束作用，而且可以通過營運資金管理效率間接影響企業ESG表現，同時不同情境中客戶、供應商議價能力對于企業ESG表現績效的影響作用不一致。本文擴充了對客戶、供應商議價能力的經濟和社會后果的研究，為企業履行ESG和客戶、供應商關系管理提供了參考。

基于上述研究結論，提出以下政策建議。

1.企業層面

一方面，需要保障ESG披露的準確性、透明度，完善ESG報告配套制度措施和資本市場信息披露監管，通過改善自身在環境、社會和公司治理方面的表現，實現經濟價值和社會價值的統一，使市場參與者對企業的ESG表現有一個更加客觀、準確的評估。另一方面，加強對客戶、供應商的管理能力，防止對特定供應商與客戶過度依賴造成讓步效應，關注供應商和客戶的實際需求，減輕供應鏈合作伙伴的壓力，減少供應鏈關系締結成本，增強潛在供應商和客戶的吸引力，提升企業在供應鏈條中的競爭能力，降低對特定供應商和客戶的需求占比，并為客戶和供應商解決痛點、優化癢點、創造爽點，從而贏得利益相關者的青睞，建立企業自身的護城河，形成行業壁壘。

2.政府層面

首先，政府和有關部門應根據我國基本國情，進一步完善相關法律法規，制定出符合實際的細則標準。同時完善企業ESG表現評級指標和信息披露體系，為利益相關者提供更真實可靠的決策依據。其次，積極支持、鼓勵和引導企業履行ESG，并根據企業的ESG表現進行獎懲。最后，政府與監管部門應當為企業創造良好的制度環境，推動市場化程度低的地區加快市場化進程，適當減少干預，注重發揮市場的作用，使其更好地發揮資源配置作用，并以市場的反饋為導向來指導企業ESG實踐，營造公平、法治和透明的營商環境，避免企業因維護政企關系陷入過度承擔ESG的窘境。

3.社會層面

社會各界應強化ESG理念推廣，提升公眾、社會對ESG的認知。一方面需要國家通過制定相關法律和政策來推動ESG理念的發展和普及，強化ESG的價值引導；另一方面各類媒體、教育機構和非政府組織等社會力量也應積極參與到ESG的普及教育中，通過各種渠道向公眾傳遞ESG的價值觀念，提升公眾對ESG認知的全面性，促進ESG的價值傳導。

【參考文獻】

［1］ 李強，謝舟濤.環境信息公開對經濟高質量發展的影響：來自長江經濟帶的證據［J］.管理學刊，2023（5）：1-21.

［2］ 張長海，耿歆雨.供應鏈議價能力與企業社會責任績效［J］.海南大學學報（人文社會科學版），2021，39（6）：159-167.

［3］ VERHEYDEN T，ECCLES RG，FEINER A.ESG for all？The impact of ESG screening on return，risk，and diversification［J］. Journal of Applied Corporate Finance，2016，8（2）：47-55.

［4］ 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.

［5］ PATATOUKAS P N.Customer-base concentration：implications for firm performance and capital markets［J］.The Accounting Review，2012，87（2）：363-392.

［6］ 吉利，陶存杰.供應鏈合作伙伴可以提高企業創新業績嗎：基于供應商、客戶集中度的分析［J］.中南財經政法大學學報，2019（1）：38-46.

［7］ 張正勇，戴澤偉.財務透明度、市場化進程與企業社會責任報告鑒證效應［J］.管理科學，2017，30（2）：132-147.

［8］ 胡海青，薛萌，張瑯，等.復雜供應鏈網絡視域下關系資本對供應鏈融資作用機制研究：有調節的多重中介效應模型構建與檢驗［J］.管理評論，2020，32（1）：262-274.

［9］ 程敏英，鄭詩佳，劉駿.供應商/客戶集中度與企業盈余持續性：保險抑或風險［J］.審計與經濟研究，2019， 34（4）：75-86.

［10］ 孫蘭蘭，翟士運.客戶關系影響企業營運資金融資決策嗎：基于資金周轉中介效應的實證分析［J］.財經論叢，2019（8）：63-72.

［11］ 李宗澤，李志斌.企業ESG信息披露同群效應研究［J］.南開管理評論，2024（3）：82-95.

［12］ 焦然，溫素彬，張金泉.基于WSR的企業社會責任對營運資金管理效率影響研究：利益相關者認知的調節作用［J］.管理評論，2021，33（5）：217-235.

［13］ 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.

［14］ 王三興，王子明.企業ESG表現、創新與全要素生產率［J］.宏觀經濟研究，2023（11）：62-74.

［15］ 陳峻，鄭惠瓊.融資約束、客戶議價能力與企業社會責任［J］.會計研究，2020（8）：50-63.

［16］ 張倩，梅亞麗，王奎.ESG表現會影響企業財務風險嗎：基于A股上市公司的經驗證據［J］.會計之友，2023（21）：105-114.

［17］ CHAMPAGNE C，COGGINS F，SODJAHIN A.Can extra-financial ratings serve as an indicator of esg risk？［J］.Global Finance Journal，2021（10）：1-25.

［18］ 王治，彭百川.企業ESG表現對創新績效的影響［J］.統計與決策，2022，38（24）：164-168.

［19］ 陳曉珊.政府補助與民營企業社會責任［J］.財貿研究，2021，32（1）：83-95.

［20］ 伊凌雪，蔣藝翅，姚樹潔.企業ESG實踐的價值創造效應研究：基于外部壓力視角的檢驗［J］.南方經濟，2022（10）：93-110.

［21］ 曹志鵬，侯云云.ESG表現、財務重述與審計費用［J］.會計之友，2024（3）：121-127.

［22］ 韓一鳴，胡潔，于憲榮.企業加強ESG實踐能否助力企業高質量發展：來自中國上市公司的證據［J］.產業經濟評論，2024（1）：21-40.

［23］ 司登奎，李小林，孔東民，等.貿易政策不確定性、金融市場化與企業創新型發展：兼論金融市場化協同效應［J］.財貿經濟，2022，43（4）：53-70.