企業ESG表現對供應商綠色全要素生產率的影響分析

一、引言

隨著生態環境問題的不斷加劇、自然災害的頻繁發生以及極端氣候風險的日益凸顯，可持續發展已成為當代社會不可回避的核心議題與迫切需求，也是未來全球經濟發展的主基調。ESG理念作為可持續發展理念的核心代表，逐漸受到國內外投資者的廣泛關注，企業ESG表現的提升對于我國實現高質量發展具有重要意義。然而，資源的有限性和環境承載力的下降，正逐漸成為制約我國經濟持續健康增長的重要因素，傳統的經濟增長模式已難以滿足可持續發展的要求。在這一背景下，綠色全要素生產率這一概念應運而生。綠色全要素生產率是在全要素生產率的基礎上，加入投入要素能源消耗和非期望產出污染排放，并將其納入經濟增長核算體系測算所得，是衡量企業綠色發展水平的重要指標。企業積極踐行ESG理念，并將其融入日常經營的各個環節，將有助于提升綠色全要素生產率，加快綠色轉型進程。

相關文獻表明，為了維護自身利益，企業會積極推動其利益相關者參與ESG相關的實踐活動（Benabou 和 Tirole，2O1O;De Bettignies 和 Robinson，2018），實現整個鏈條的可持續發展。供應鏈是衡量國家或地區經濟發展成熟度與競爭力水平的關鍵指標之一，也是當今社會經濟發展的堅實基石。我國作為世界制造業大國，供應鏈架構復雜且龐大，其可持續健康發展對于增強我國市場競爭力、實現經濟高質量發展具有重要意義。黨的二十大報告指出，要著力提升產業鏈供應鏈韌性和安全水平。構建綠色低碳的供應鏈體系，不僅是促進“雙碳”目標實現的關鍵策略，還是驅動經濟社會全方位轉向可持續發展模式的關鍵環節。

目前已有文獻證實供應鏈上客戶的ESG實踐對供應商具有顯著的正向溢出效應（Schiller，2018），但并未關注到客戶的ESG表現對供應商綠色全要素生產率的影響作用。因此，本文基于2009—2021年的客戶－供應商配對樣本深入分析客戶ESG表現對供應商綠色全要素生產率的作用和影響機理。與既有研究相比，本文的邊際貢獻主要在于：第一，立足于綠色發展，探究供應鏈上企業ESG表現對綠色全要素生產率的影響，豐富了ESG表現經濟后果的研究。目前關于ESG的研究主要集中于企業ESG表現對企業財務績效和風險等方面的影響，部分聚焦于企業ESG表現對綠色全要素生產率的影響（丁聲怪和白俊紅，2024），但尚未分析客戶－供應商的互動關系對企業綠色全要素生產率的作用，本文彌補了這一空白。第二，從倒逼效應和資源獲取兩個視角切入，深入分析了企業ESG表現提升供應商綠色全要素生產率的三條關鍵路徑，即通過降低供應商的環境成本、增加環保背景高管數以及提高綠色創新水平來實現這一目標。這不僅豐富了ESG表現提升企業綠色全要素生產率作用機制的相關研究，也為構建可持續的綠色供應鏈體系提供了寶貴的啟示。

二、文獻綜述

（一）企業ESG表現的經濟后果

ESG作為一種綜合性的可持續發展框架，涵蓋了環境（E）、社會（S）與公司治理（G）三大維度，可全面評估企業的市場競爭力和可持續發展能力。隨著可持續發展理念逐漸深人人心，全球掀起了ESG的發展浪潮，國內外眾多學者開始探究企業ESG表現所引發的多維經濟效應。相關研究表明，企業良好的ESG表現可以提升企業經濟價值（Aboud和Diab，2018），非財務信息的廣泛披露可以提升企業聲譽，吸引眾多外部利益相關者。這不僅可以緩解企業融資約束，降低融資成本（范云朋等，2023；杜思怡等，2024），還可以通過與外部利益相關者建立的友好合作關系促進先進知識和管理經驗的交流與共享，從而提高企業自身技術能力和創新水平（陽鎮和王越，2024；劉自敏等，2024），促進企業綠色轉型（王芳，2024）。ESG理念也揭示了供應鏈中的風險傳導機制，良好的ESG表現可以通過強化與供應鏈上下游企業的長期合作關系，提升企業在供應鏈體系中的議價能力與影響地位，增強企業對環境保護的責任感，促進市場上環保型產品與服務的涌現，滿足日益增長的綠色消費需求，降低供應鏈風險。

（二）綠色全要素生產率的影響因素

當前關于綠色全要素生產率的研究主要集中于政策環境、技術因素和經濟因素三個層面。在政策環境方面，何愛平和安夢天（2019）運用SBM模型測算了省級地區綠色發展效率，結果表明環境規制有利于提升綠色發展效率。在技術因素方面，現有研究主要探討了技術創新、數字經濟對綠色全要素生產率的影響。張春紅和周國富（2021）研究發現區域創新能力的增強提升了綠色全要素生產率的收斂性。李杰和劉清（2023）采用超效率SBM-GML指數模型測度了我國2008—2020年間274個地級及以上城市的綠色全要素生產率，通過雙重差分法檢驗發現國家大數據綜合試驗區的建設顯著提升了城市的綠色全要素生產率。在經濟因素方面，楊鎰澤和鄧琨（2024）通過測算我國及30個省份的產業結構，發現產業結構的升級通過提升綠色全要素生產率抑制碳排放。吳嘉慧等（2024）采用四階段DEA方法測算省份綠色全要素生產率，實證分析結果表明對外貿易有利于促進技術進步，進而顯著提升我國綠色全要素生產率。

（三）ESG在供應鏈上的溢出效應

供應鏈管理是企業戰略運營的核心一環。其中客戶作為企業重要的外部利益相關者，不僅是供應商產品和服務的直接接收對象，更是提升供應商股東價值及長期財務績效的關鍵利益相關者群體之一，在供應商的價值創造鏈條中占據了舉足輕重的地位（Patatoukas，2012），深刻地影響著供應商的行為決策。目前已有文獻基于供應鏈視角從數字化轉型、創新等多個維度探討了客戶對供應商的溢出效應。李青原等（2023）以2012一2019年上市企業供應鏈為樣本數據，研究發現客戶企業的數字化轉型極大緩解了供應鏈上存在的“牛鞭效應”，并顯著促進了供應商的數字化轉型。李普玲等（2024）探討供應鏈上客戶ESG表現對于供應商企業年報語調的影響，實證分析結果表明客戶的ESG表現通過增強供應商的創新水平顯著提升了供應商企業年報語調的積極性。孫雅妮等（2024）研究發現客戶ESG表現通過“環保意識趨同”效應和“綠色資源汲取”效應驅動供應商積極進行綠色創新，顯著提升了供應商的綠色創新水平。

三、理論分析與研究假設

（一）客戶ESG表現與供應商綠色全要素生產率

供應商與客戶之間展現出一定的復雜性，它不僅僅是一種基于非對稱資金流與利益分配的上下游關系，也是一種基于平等地位的協同與合作關系（楊金玉等，2022）。在非對稱的上下游架構中，供應商往往處于順應客戶需求的位置，這就要求他們迎合客戶的綠色轉型需求。在平等的合作模式下，客戶不只是產品或服務的接受者，也可能成為供應商改善環境績效、轉變生產方式的重要參考和潛在動力。

一方面，供應商與客戶間不平等的上下游關系使得客戶ESG表現通過非正式規制作用和市場機制激勵作用，倒逼供應商進行綠色轉型。首先，客戶的主導地位要求供應商積極主動地響應其需求。在供應鏈關系中，重視綠色發展的客戶企業展現出對可持續發展理念的高度認同，并將其作為核心經營策略之一。這些企業更傾向于與同樣秉持可持續發展理念的供應商建立緊密關系（史夢昱和閆佳敏，2024），并為此提供更多的資金和資源的支持。因此，供應商為了穩定客戶關系，確保自身的長期可持續發展，會積極優化資源配置，進行綠色生產。其次，環境規制已經成為當前我國解決環境問題的重要手段之一。環境污染嚴重的企業會受到政府的嚴厲處罰，導致企業競爭力與市場估值下降。相關研究表明，環境風險和社會五聞不僅會使供應商自身陷入聲譽風險，造成股價下跌，還會波及下游客戶，對客戶產生負面影響（Dai等，2021）。為了提升企業價值，獲取優質的客戶資源，供應商不得不主動滿足客戶的綠色需求。

另一方面，客戶與供應商平等的合作關系促使客戶ESG表現通過資源獲取效應，驅動供應商主動進行綠色轉型。首先，企業間供應鏈關系作為供應商與客戶之間信息傳遞的紐帶，是供應商獲取客戶企業經營發展信息的重要途徑（李云鶴等，2022）。在客戶企業提升ESG評級的過程中，其積累的先進生產技術、發展理念和相關信息可能存在溢出效應。供應商通過借鑒、學習和模仿客戶企業的ESG管理實踐和綠色發展模式，不僅可以有效提升企業價值、規避潛在失敗風險（吳育輝等，2022），還能顯著降低綠色信息搜尋成本（史夢昱和閆佳敏，2024），從而助推供應商主動實施綠色行為，謀求綠色發展。其次，基于同行效應理論（Cao等，2019），供應商在與ESG表現良好的客戶企業的持續合作中，兩者行為模式會逐漸趨同，這將使供應商獲得來自客戶企業的融資支持與先進的綠色經營管理理念，更加堅定其綠色發展的信心，進而提升綠色全要素生產率。綜上所述，本文提出假設H1。

H1：客戶企業ESG表現良好可以顯著提升供應商綠色全要素生產率。

（二）機制分析

企業良好的ESG表現通過提高對供應商的環保標準，促使供應商減少污染物排放、降低環境成本，從而提升其綠色全要素生產率。環境成本最早被聯合國國際會計和報告標準政府間專家工作組（ISAR）定義為以對環境負責為主旨，包括因主體經營活動對外部環境發揮消極作用而需要負擔的責任成本和主體為完成環境目標任務而需要負擔的其他支出。亞琨等（2022）將環境成本分為受來自政府環境管制與利益相關者環境壓力影響而產生的包含環境罰款和稅費等的強制性環境成本，以及企業自身為保持良好聲譽，實現利潤最大化目標而產生的自愿性環境成本。本文所探討的主要是強制性環境成本。在供應鏈系統中，ESG表現良好的客戶企業往往要求合作的供應商遵循更嚴格的環境標準，從而驅動供應商通過引進節能技術、優化物料使用等方式優化生產過程，減少資源浪費和環境污染。短期內，供應商可能需要進行較大投入，但長期來看，這些投入會以減少環境稅費、罰款和治理成本等方式得到補償，這不僅穩定了客戶關系，而且提高了綠色生產效率。此外，客戶企業能夠為供應商提供先進的技術和綠色管理方案，幫助供應商減少環境治理費用，提高資源利用率，從而提升綠色全要素生產率。據此，本文提出假設 H2a 。

H2a：良好的企業ESG表現通過降低供應商的環境成本提升供應商綠色全要素生產率。

ESG表現良好的企業通過喚起供應商管理層的環保意識，促使供應商增加具有環保背景高管的數量，從而提高供應商的綠色全要素生產率。企業關鍵成員過往的環保實踐經歷可能為其打上獨特的“環保印記”，顯著提升其環境保護意識，進而影響企業的環境決策（畢茜等，2019）。在供應鏈中，供應商為響應ESG表現良好客戶的環保需求，會積極引進具有環保背景、關注企業環境績效的高素質人才。環保背景高管能夠依托自身獨到的環境專業知識與實踐經驗，幫助供應商企業塑造可持續發展觀，增強環境責任意識（李毅等，2023），并為綠色發展策略提供經驗支撐。這不僅減少了企業探索綠色轉型路徑的試錯成本，加速了節能減排等相關技術的研發進程，更有助于供應商獲得政策傾斜和外部融資，進而提升供應商的綠色全要素生產率，推動企業的綠色轉型進程（邱靜和朱科威，2024）。綜上，本文提出假設 H2b 。

H2b：良好的企業ESG表現通過增加供應商的環保背景高管數提升供應商綠色全要素生產率。

綠色創新是供應鏈管理中實現環境可持續發展和提升經濟效益的關鍵性因素。一方面，ESG表現良好的客戶具有較強的環保意識，致力于通過綠色技術創新和產品創新升級優化原有的生產技術，降低環境污染，以符合更高標準的環保要求，提高企業的環境績效（李井林等，2021）。基于資源獲取效應以及客戶與供應商的合作關系，客戶提升環境績效過程中所積累的綠色技術、知識等信息資源會對供應商產生溢出效應。通過汲取客戶綠色創新方面的外部知識和技術，供應商自身綠色創新水平得到提升（孫雅妮等，2024），進而推動綠色全要素生產率的提升。另一方面，ESG表現良好的客戶會對合作供應商提出更高標準的環保要求，會優先選擇與同樣具有可持續發展理念的供應商建立長期合作關系。同時，環境績效較差的企業也可能會受到消費者的抵制和政府的處罰。因而，環保和合作的雙重壓力極大地增強了供應商的綠色創新需求（史夢昱和閆佳敏，2024）。在“雙碳”背景下，綠色創新是企業實現綠色生產和可持續發展的關鍵動力。供應商綠色創新水平的提高，既會減少企業的污染排放和能源浪費，優化資源配置，實現清潔化生產，極大地提升供應商的綠色全要素生產率，又會刺激新的消費需求，增強市場競爭力。基于上述分析，本文提出假設H2c：

H2c：良好的企業ESG表現通過提高供應商的綠色創新水平提升供應商綠色全要素生產率。

四、研究設計

（一）模型設定

為考察客戶ESG表現對供應商綠色全要素生產率的影響，本文構建了如下基準模型：

其中， i 表示第 i 家企業， t 表示觀察年份。GTFP表示供應商綠色全要素生產率， ESG^c 為客戶ESG表現。Controls表示一系列控制變量，Year和Industry分別為年份和行業固定效應。此外本文在回歸中對客戶－供應商公司層面進行聚類，使用聚類穩健標準誤。

（二）變量定義

1.被解釋變量：供應商綠色全要素生產率

本文借鑒崔興華和林明裕（2019）的方法，用考慮非期望產出的SBM方向性距離函數與Malmquist-Luenberger指數（ML指數）測算綠色全要素生產率。投入和產出方面，分別用固定資產凈額和員工人數作為企業的資本投入和勞動投入；用主營業務收入作為期望產出變量。由于沒有企業層面的二氧化硫、煙粉塵及廢水等污染物排放數據，本文參考Wu 等（2022）的做法，采用城市層面的三種污染物數據來衡量企業的污染物排放量，作為非期望產出變量。具體的計算過程如下：

首先，計算各地級市的三種污染物的調整系數 W_j ，即 ，其中 P_ij 為地級市 i 的污染物 j （j=1，2，3 ）的排放量， 為污染物 j 的全國排放量， O_i 為地級市 i 的工業總產值， 為全國工業總產值。

其次，經過加權調整后得到地級市 i 的污染物j 的排放量，即 em_ij=W_j×Y_ij ，其中， Y_ij 為地級市 i 的污染物 j 的原始排放量。

最后，地級市 i 企業 k 污染物 j 的排放量 em_kj ，其中， O_k 為企業 k 的工業產值。

此外，由于缺少企業層面的電力投入數據，本文使用城市級數據進行測算，即企業 k 的用電量 IP_kj=IP_ij×O_k/O_i ，其中 IP_ij 為地級市 i 經過調整后的全年用電量。由于ML指數表示的是綠色全要素生產率增長率，而非綠色全要素生產率本身，本文將2009年作為基年，假設其綠色全要素生產率為1，則2010年綠色全要素生產率 =2009 年綠色全要素生產率 ×2010 年ML指數。以此類推，得到供應商2009一2021年的綠色全要素生產率。

2.核心解釋變量：客戶ESG表現

由于華證ESG評級體系覆蓋面較廣且時間跨度較長，囊括了2009年以來所有上市企業的ESG表現數據，本文采取華證ESG評級相關數據，并借鑒高杰英等（2021）的做法將其分為C一AAA九檔，并進行1一9的賦值，數值越大，表明企業ESG表現越好。

3.控制變量

考慮到其他潛在因素可能對實證檢驗結果產生影響，本文參考Lian等（2023）的研究，在模型中進一步加入企業規模（SIZE）、資產負債率（LEV）、凈資產收益率（ROE）、現金流比率（CASH）、有形資產占比（TANG）、產權性質（SOE）凈營運資本（NWC）、兩職合一（DUAL）、成長性（GROW）、董事會規模（BOARD）等作為控制變量。表1為主要變量的定義與說明。

（三）樣本選擇和數據來源

本文使用的供應鏈數據主要來自中國研究數據服務平臺（CNRDS），ESG評級數據來自WIND數據庫中的華證ESG評級數據庫，綠色全要素生產率的測算數據主要來源于《中國城市統計年鑒》。企業層面的其他控制變量來源于國泰安經濟金融研究數據庫（CSMAR）。具體地，本文從中國研究數據服務平臺（CNRDS）獲取了中國上市企業前五大客戶信息，考慮到當客戶為非上市企業時，很難完整獲取企業層面的相關數據，故保留了供應商和客戶均為上市企業的觀測樣本。在選擇樣本時，本文剔除了ST、PT類公司以及財務數據或公司治理數據缺失較多的樣本。

首先，本文參考Isaksson等（2016）、Chu等（2019）的做法，構建了客戶－供應商－年度的基本數據集。例如，供應商（A）當年（2018年）可能對應多個客戶（X、Y、Z），則構建A-X-2018、A-Y-2018、A-Z-2018的觀測值。其次，借鑒 Wu 等（2022）的做法，利用城市層面的相關數據構建投入和產出指標，并運用SBM-ML模型來測算供應商的綠色全要素生產率。最后，為了消除極端值的影響，對連續變量進行了 1% 和 99% 的縮尾處理。最終，本文構建了2009—2021年399個客戶、317個供應商共578個客戶－供應商－年度觀測值。

（四）描述性統計

表2為描述性統計結果。結果顯示供應商綠色全要素生產率（GTFP）的均值和標準差分別為1.045和0.114，最小值為0.526，最大值為2.300，表明供應商整體的綠色全要素生產率處于中等水平，且不同供應商的綠色全要素生產率存在較大差異。企業ESG表現（ .ESG^c ）的均值和標準差分別為4.357和1.096，這表明企業整體的ESG表現較差，且企業間的ESG表現呈現顯著差異。

五、實證分析

（一）基準回歸分析

表3展示了客戶ESG表現與供應商綠色全要素生產率的基準回歸結果。其中，列（1）未控制供應商企業層面特征、年份固定效應以及行業固定效應，列（2）和列（3）在列（1）的基礎上依次加入了年份和行業固定效應以及供應商企業層面特征的控制變量。列（3）的回歸結果表明，客戶ESG表現的系數在 5% 的水平下顯著為正，即企業的ESG評級每提升1個等級，供應商的綠色全要素生產率水平就會提高0.008。這表明，客戶良好的ESG表現能夠顯著提升供應商綠色全要素生產率，假設H1得到驗證。

（二）內生性檢驗

1.解釋變量滯后一期

考慮到當期的供應商綠色全要素生產率可能反向影響上一期的客戶ESG表現，本文將解釋變量（ ESG^c ）和控制變量均滯后一期處理重新進行回歸。表4列（1）的結果顯示，滯后一期的客戶ESG表現對供應商綠色全要素生產率的影響系數顯著為正，結論依然穩健。

2.工具變量法

為進一步緩解模型中存在的內生性問題對研究結果的影響，本文借鑒楊金玉等（2022）的做法，采用客戶ESG評級指標與按行業二級編碼和省份分類的ESG評級指標均值差額的三次方作為工具變量（LewbelIV1）。同時，采用企業最早一期的ESG評分（ ）作為工具變量進行回歸。本文選取上述指標作為工具變量的原因：首先，同一行業或同一地區的客戶面臨相同的外部環境，往往表現出相似的行業特性，因而客戶企業的ESG表現呈現出一定的關聯性，符合工具變量相關性要求。其次，企業最早一期的ESG評分會影響到之后的ESG評分，但與當期的誤差擾動項并不相關。此外，尚未有研究明確揭示同行業或同地區最早期的其他客戶的ESG表現會對供應商的綠色轉型活動產生直接影響，這符合工具變量選取中的排他性要求。表4列（2）、（3）匯報了兩階段最小二乘法（Two-StageLeast Squares）第一和第二階段的回歸結果。在第一階段中，工具變量Lewbel_IV1和 對自變量（ ESG^c ）的回歸系數在 1% 的水平下顯著為正；在第二階段中，客戶ESG表現（ ESG^c ）的回歸系數在 5% 的水平下顯著為正，與基準回歸結果保持一致。考慮到工具變量的有效性，本文還進行了不可識別

注：[]內為各統計量的p值， 內為Stock-Yogo檢驗 10% 水平下的臨界值。*、**、***分別表示在 10% 、 5% 11% 的水平下顯著；括號內為使用客戶－供應商層面聚類的穩健標準誤。

檢驗、弱工具變量檢驗以及過度識別檢驗，統計檢驗結果（見表4）均表明，本文所選取的工具變量是有效的。

（三）穩健性檢驗

1.替換解釋變量

本文參考王波和楊茂佳（2022）的做法，取各ESG季度評分的均值（ESGmq）來衡量客戶年度ESG表現，并重新進行檢驗。表5列（1）的結果顯示，企業ESG表現的系數在 1% 的水平下顯著為正，表明企業良好的ESG表現可以顯著提升供應商綠色全要素生產率，與基準回歸結果保持一致，結果依然穩健。

2.替換回歸模型

考慮到ESG評級是離散有序變量，本文采用泊松模型（夏蕓等，2023）替換OLS基準模型進一步驗證回歸結果的穩健性。結果如表5列（2）所示，企業ESG表現在 1% 的水平下對供應商綠色全要素生產率具有正向影響，說明結果穩健。

3.加入供應商ESG表現（ ESG^s ）

考慮到供應商自身的ESG表現可能影響客戶ESG表現對供應商綠色全要素生產率的作用過程，本文在回歸中加入這一因素重新進行檢驗，以有效控制供應商自身的影響。表5列（3）的結果顯示，企業ESG表現的系數在 1% 的水平下顯著為正，與基準回歸結果一致。

4.其他穩健性檢驗

為避免遺漏變量可能對客戶ESG表現和供應商綠色全要素生產率產生影響，本文在基準回歸中納入了供應商個體層面的固定效應和年份 × 城市交互效應，從而有效排除和控制不隨時間變化的個體特征和城市層面隨時間變化的不可觀測因素。列（4）、列（5）的回歸結果表明，企業ESG表現對供應商綠色全要素生產率的系數分別在10% 和 1% 的水平下顯著為正，再次驗證了本文結論的穩健性。

六、進一步分析

（一）影響機制分析

為驗證企業ESG表現對供應商綠色創新水平的影響路徑，本文在基準回歸模型的基礎上構建如下模型進行機制檢驗

Mediator_i，t^s=α₀+α₁ESG_i，t^c+α₂Controls_i，t+

Year_i，t+Industry_i，t+ε_i，t

其中，Mediator ?_i，t^S 表示供應商環境成本、環保背景高管數和綠色創新水平三個中介變量， a₁ 為本文機制檢驗關注的核心參數，其余變量與模型（1）一致。

1.環境成本

為了驗證供應商環境成本的機制作用，本文參考亞琨等（2022）的研究，將供應商在環境層面的支出作為核算企業環境成本的基礎數據，主要包括環境治理和保護兩部分。表6列（1）的結果顯示，供應商環境成本（Evcost）的系數在 5% 的水平下顯著為負。這表明良好的企業ESG表現通過降低供應商環境成本進而提升供應商綠色全要素生產率，假設H2a得到驗證。

2.環保背景高管數

為了驗證供應商環保背景高管數的機制作用，本文參考王輝等（2022）的做法，使用企業高管團隊中具有環保背景的高管數量來衡量。表6列（2）的結果顯示，供應商環保背景高管數（EPbodr）的系數在 5% 的水平下顯著為正。這表明良好的企業ESG表現通過增加供應商環保背景高管數進而提升供應商綠色全要素生產率，假設H2b得到驗證。

3.綠色創新水平

為了驗證供應商綠色創新水平的機制作用，本文使用供應商的綠色專利申請總量加1取自然對數作為綠色創新水平的衡量指標。結果如表6中列（3）所示，供應商綠色創新水平（GreAS）的系數為0.047，且在 5% 的水平下顯著為正。這表明良好的企業ESG表現通過提高供應商綠色創新水平進而提升供應商綠色全要素生產率，假設H2c得到驗證。

（二）異質性分析

1.基于客戶集中度

客戶集中度反映供應商對自身客戶的依賴程度，當客戶集中度處于較高水平時，特別是在倡導綠色低碳發展的政策環境下，大客戶可能會憑借其市場主導地位和強大的議價能力，提出更為嚴格的環保標準與要求（趙爽等，2022），倒逼供應商進行生產方式的變革。同時，由于大客戶是企業利益鏈條上的核心環節，供應商企業出于穩固合作關系的動機，更愿意主動從與客戶的合作中獲取有價值的資源和信息（Zhong等，2021），了解市場的綠色發展需求與行業綠色技術創新趨勢，從而加快自身的綠色轉型進程。

為驗證客戶ESG表現對供應商綠色全要素生產率在不同水平客戶集中度上的差異性，本文將供應商企業的客戶集中度按照中位數分為客戶集中度高和客戶集中度低兩組。表7列（1）、列（2）的結果顯示，當供應商企業的客戶集中度較高時，企業ESG表現對供應商綠色全要素生產率有顯著的提升作用，但客戶集中度較低時，企業ESG表現的提升作用并不明顯。

2.基于環境規制程度

目前關于環境規制與綠色全要素生產率的關系研究主要有三種觀點：一是環境規制提高了綠色全要素生產率（張澤義和韓東聯，2023）。二是環境規制措施的實施會導致環境治理費用的上升，從而擠占用于生產性投資的資源，進而對綠色全要素生產率的提升產生阻礙作用（Yuan 和 Xiang，2018）。三是環境規制與企業綠色全要素生產率之間的關系呈現先抑制后促進的非線性特征（夏建紅等，2024）。環境規制程度較高的企業面臨著更大的環境監管壓力與響應客戶綠色發展需求的壓力，這促使其轉變傳統的生產方式，增加研發投入，加強綠色技術創新，通過擴大企業的產出來彌補嚴監管所帶來的成本增加（Cheng和Kong，2022），并塑造更穩定的客戶關系。

為檢驗供應商環境規制程度在客戶ESG表現對供應商綠色全要素生產率影響上的差異性，本文參考劉暢等（2023）研究，用上市企業所在地區當年投入廢氣廢水污染治理的金額占該年工業產值的比重來衡量環境規制程度，并按照中位數分為環境規制程度高組和環境規制程度低組兩組。回歸結果如表8所示，當供應商企業的環境規制程度較高時，客戶企業ESG表現對供應商綠色全要素生產率具有顯著的提升作用。

七、結論與建議

本文基于2009—2021年的客戶－供應商配對面板數據，實證檢驗客戶企業ESG表現對供應商綠色全要素生產率的影響。研究結果表明：客戶企業ESG表現對供應商綠色全要素生產率具有顯著的促進作用。通過滯后一期解釋變量、工具變量法進行了內生性問題的處理，并經過替換核心解釋變量、改變回歸模型與加人固定效應等一系列穩健性檢驗，證明了結論的穩健性。機制檢驗發現，客戶企業ESG表現通過刺激供應商降低環境成本、增加環保背景高管數和提高綠色創新水平等路徑發揮作用。異質性分析表明，當供應商客戶集中度較高、環境規制程度較高時，客戶企業ESG表現對供應商綠色全要素生產率的促進效應更為明顯。基于上述結論，本文提出如下建議：

第一，充分利用供應鏈合作關系，提升企業綠色全要素生產率。一方面，供應商應該充分認識到客戶－供應商合作關系的重要性并加以合理利用，通過增強溝通協作，積極吸收客戶的信息和知識溢出，借鑒學習客戶在環境、社會和治理（ESG）發展方面的成功經驗。同時，有效利用外部市場資源，推動企業進行綠色生產，提升企業綠色全要素生產率與可持續發展能力。另一方面，客戶企業應該持續強化ESG體系建設，在加快自身綠色轉型的同時充分發揮其在推動上游供應商綠色發展過程中的引領作用。

第二，持續加強企業技術創新，優化內部管理體系。一是企業應充分認識到綠色創新的重要性，將綠色創新理念融入企業經營決策，及時轉變生產方式。二是要注重管理層的人才培養，積極提升企業管理層的綠色認知水平，幫助企業采取更為有效的環境發展策略，進而提升企業自身的環境績效。三是建立完善的環境成本管理體系，將環境成本納入企業整體成本控制和核算體系，緩解因生產方式轉變和監管制度帶來的環境成本壓力。

第三，政府應為企業ESG建設營造良好的外部環境。首先，政府及相關部門應發揮在政策激勵和監管規則制定方面的關鍵作用，為ESG披露與評價構建統一標準，并強化相關法律法規的立法與執法力度，在法律層面上推動ESG報告披露的全面實施。其次，政府應適當向ESG表現良好的企業予以政策傾斜，鼓勵其積極承擔社會責任，推動綠色供應鏈體系的建設，發揮各環節在環保方面的協同效應。最后，政府和監管部門應當切實履行市場經濟“監管者”的職責，通過設立明確的激勵和約束機制來引導企業做出符合ESG標準的決策，促進企業間的良性競爭，保障市場運作的公平與有序。

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（責任編輯：張艷妮）

The Impact of Corporate ESG Performance on Suppliers' Green Total Factor Productivity

GAO Jieying，LIU Qinghong

（School ofFinance，Capital UniversityofEconomicsand Business）

Abstract： Basedon matched customer-supplier panel data from 2009 to 2021，this study employs the SBM-ML method to measure suppliers' green total factor productivity （GTFP）and constructs a baseline regression model to empirically examine the influence of corporate ESG （environmental，social，and governance） performanceon suppliers'GTFP，along with its underlying mechanisms.The findings reveal that strong corporate ESG performance significantly enhances suppliers' GTFP.Further analysis using a mediation effect model and theoretical exploration demonstrates that robust ESG performance improves GTFP by incentivizing suppliers toreduce environmental costs，increase the number of executives with environmental expertise，and strengthen green innovation capabilities.Heterogeneity analysis indicates that the positive effect of ESG performance is more pronounced when suppliers have higher customer concentration or operate in regions with stricter environmental regulations.This study enriches the research on the drivers of GTFP from a supply chain perspective and provides valuable insights for how firms can achieve green transformation and fulfill social responsibilities within supply chains.

Keywords： Supply chain; ESG performance; Green total factor productivity （GTFP）; Green innovation