[关键词]ESG表现；债务融资成本；信息透明度；经营风险；融资约束
[基金项目]湖北省高等学校哲学社会科学研究重点项目“ESG与企业绿色技术创新：效应、机制与对策”（项目编号：21D079）。
一、引言与文献综述
二、理论分析与研究假设
H1：ESG表现对企业债务融资成本存在负向影响效应。
H2：企业信息透明度在ESG表现与企业债务融资成本之间存在中介效应。
H3：企业经营风险在ESG表现与企业债务融资成本之间存在中介效应。
H4：企业融资约束在ESG表现与企业债务融资成本之间存在中介效应。
三、研究设计
（一）数据样本
①本文构建的ESG指数其指标体系完整数据截止到2019年，因此数据范围选取2011-2019年。
（二）变量选择
1.解释变量：企业债务融资成本（DFC）
借鉴钱雪松等（2019）[10]文献测度企业债务融资成本的方法，本文采用企业财务费用除以总负债来测度企业债务融资成本。
2.解释变量：ESG表现（ESG）
3.中介变量：企业信息透明度、企业经营风险以及企业融资约束
其中，企业信息透明度（AQ），借鉴周楷唐等（2017）[11]的做法，采用修正的琼斯模型所计算出的可操控性应计利润的绝对值进行度量，该值越大，企业信息透明度就越低；企业经营风险（Risk），借鉴余明桂等（2013）[12]的做法，采用经行业和年度均值调整后的资产收益率的波动性来衡量；企业融资约束（FC），借鉴Kaplan和Zingales（1997）[13]等文献测度融资约束的做法，构建KZ指数来测度企业融资约束程度，KZ=-10.730×（经营性净现金流/总资产）-36.263×（现金股利/总资产）-5.076×（现金持有/总资产）+4.144×资产负债率+0.356×市账比，该值越大，企业融资约束程度就越高。
4.控制变量
（三）模型设定
本文如下设定回归模型，分别用于检验研究假设H1至研究假设H4：
DFCit=α0+α1ESGit+αi∑Controlit+εit（1）
AQ（Risk/FC）it=α0+α1ESGit+αi∑Controlit+εit（2）
DFCit=α0+α1ESGit+α2AQ（Risk/FC）it+αi∑Controlit+εit（3）
其中，企业债务融资成本（DFC）为回归模型（1）和回归模型（3）中的被解释变量，ESG表现为回归模型（1）至回归模型（3）的解释变量，企业信息透明度（AQ）、企业经营风险（Risk）以及企业融资约束程度（FC）分别为回归模型（2）的被解释变量与回归模型（3）的中介变量。Control为回归模型（1）至回归模型（3）中的控制变量。
四、假设检验与结果分析
（一）ESG表现对企业债务融资成本影响的主效应检验
表1ESG表现对企业债务融资成本影响的基本回归结果
注：括号内t值的计算所基于的标准误经过异方差假设下企业层面的聚类调整，**、***分别代表在5%、1%的水平上显著。
（二）ESG表现对企业债务融资成本影响的内在作用机制检验
1.信息效应：ESG表现→增强企业信息透明度→降低债务融资成本
2.风险效应：ESG表现→降低企业经营风险→降低债务融资成本
3.融资效应：ESG表现→缓解企业融资约束→降低债务融资成本
表2ESG表现对企业债务融资成本影响的作用机制检验结果
注：**、***分别代表在5%、1%的水平上显著。
（三）稳健性检验
1.变量替换
（1）替换企业债务融资成本度量指标
借鉴钱雪松等（2019）[10]的做法，本文分别采用利息支出除以总负债（DCF1）以及利息支出除以企业年度平均含息负债（DCF2）来度量企业债务融资成本，并对模型（2）重新进行回归估计。表3列（1）和列（2）的检验结果表明，ESG表现对企业债务融资成本存在显著的负向影响效应，前文研究结论仍然得到支持。
（2）替换中介变量度量指标
第一，企业信息透明度度量指标替换。本文借鉴Dechow和Dichev（2002）[14]的模型通过计算的操控性应计利润的绝对值来度量企业信息透明度，该值越大，企业盈余管理空间就越大，说明企业信息透明度也越低。第二，企业经营风险度量指标替换。本文借鉴余明桂等（2013）[12]等文献的做法，采用5年观测时段所测度的资产收益率波动率来度量企业经营风险。第三，企业融资约束度量指标替换。本文借鉴Hadlock和Pierce（2010）[15]的做法，通过构建SA指数对企业融资约束程度重新进行测度，具体计算公式为：SA=-0.737×Size+0.043×Size2-0.04×Age，该值越小，企业融资约束程度就越高。表3列（3）至列（9）的回归结果表明企业信息透明度、企业经营风险以及企业融资约束仍然在ESG表现与企业债务融资成本之间关系中存在部分中介效应，研究假设H2至研究假设H4仍然得到支持。
表3ESG表现对企业债务融资成本影响的稳健性检验结果
注：*、**、***分别代表在10%、5%、1%的水平上显著。
2.内生性问题讨论
（1）遗漏变量问题
②PSM法。本文采用倾向得分匹配法（PSM）（1：1近邻匹配，匹配变量为本文的控制变量，且均通过了平衡性检验）来解决因模型设定偏误所产生的遗漏变量问题。表4列（4）报告了采用ESG表现的年度行业中位数作为分组变量（大于中位数为处理组，小于中位数为对照组）的PSM检验结果，可以看出，在PSM法估计下，ESG表现对企业债务融资成本的影响效应仍然显著为负。
（2）反向因果问题
对被解释变量滞后一期处理，以解决可能存在的反向因果问题与前视偏差问题，表4列（8）的回归结果显示ESG表现变量的估计系数在1%的置信水平上显著为负。因此，在考虑反向因果问题的基础上验证了ESG表现对企业债务融资成本存在显著负向影响效应的研究结论。
表4ESG表现对企业债务融资成本影响的内生性检验结果
注：***代表在1%的水平上显著。
五、ESG表现对企业债务融资成本影响的异质性检验
（一）企业产权的异质性分析
已有研究普遍认为，中国企业的信贷政策存在“所有制歧视”现象。国有企业由于存在政府的隐性担保，其违约风险或破产风险较低，更容易获得银行的信贷资金，具有债务融资优势；而非国有企业由于经营风险较大和可抵押资产较少，往往面临较严重的信贷融资约束。因此，本文预期：相比于国有企业，ESG表现对非国有企业债务融资成本的负向影响效应更为明显。基于此，表5列（1）和列（2）报告了基于企业产权性质分组的检验结果，可以看出，国企和非国企ESG表现均对企业债务融资成本存在显著的降低效应，但非国企ESG表现对企业债务融资成本的降低效应更为明显。
（二）企业社会责任信息披露意愿的异质性分析
（三）行业环境敏感度的异质性分析
③根据中国证券监督管理委员会2012年修订的《上市公司行业分类指引》和环境保护部发布的《上市公司环保核查行业分类管理名录》，将以下行业定义为重污染行业：B06、B07、B08、B09、C15、C17、C18、C19、C22、C25、C26、C27、C28、C29、C31、C32、D44、D45。
（四）行业竞争程度的异质性分析
（五）市场化程度的异质性分析
市场化程度会通过提高银行信贷资金配置效率和增加企业融资渠道选择而降低企业债务融资成本。因此，本文预期：相比于高市场化程度地区企业，ESG表现对低市场化程度地区企业债务融资成本的负向影响效应更为明显。本文以王小鲁等（2021）[16]所开发的市场化指数来度量地区市场化程度，表5列（9）和列（10）报告了根据各年度地区市场化程度中位数分组的检验结果。可以看出，高市场化程度和低市场化程度地区的企业ESG表现均对企业债务融资成本存在显著的降低效应，但低市场化程度地区的企业ESG表现对企业债务融资成本的降低效应更为明显。
表5ESG表现对企业债务融资成本影响的异质性检验结果
六、研究结论与管理启示
（一）研究结论
（二）管理启示
1.政府加快构建面向资本市场的ESG评价认证体系，强化上市公司的社会责任治理
（1）持续加强ESG标准与生态系统建设，提高资本市场各类市场主体对ESG的基本认知，持续优化资本市场的ESG体系建设。ESG是一个系统工程，要加强ESG生态系统建设，必须明确各参与方的主要职责，政府监管部门要发布企业ESG信息披露要求并以强制力保障其实施，持续优化资本市场的ESG体系建设。此外，加大对ESG理念的普及宣传力度，提高市场主体对ESG的认知，并发挥有为政府在推动企业ESG生态建设系统过程中的指导作用，更好地推动企业ESG表现助力经济实现高质量和可持续的发展。
（2）立足ESG评价体系优化政府监管尤其是面向资本市场监管体系。将ESG评级纳入到对上市公司的日常监督评价体系之中，通过引导性制度与强制性制度相结合，一方面需要发挥制度的惩戒效应，对于那些ESG表现较差的企业给予更多的监督与引导，通过明确ESG各维度中的负面事项更好地发挥制度的惩戒与监督等治理效应；另一方面需要设定ESG激励标准，给予ESG表现良好的企业在绿色信贷以及政府采购等方面更多的倾斜支持，保证ESG能够在资本市场具有更优质的可持续发展信号效应。
2.企业应重视ESG的战略价值，推进ESG融入公司治理体系
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李井林，湖北经济学院会计学院副教授，博士后，研究方向为公司理财、并购重组与企业社会责任。
阳镇，中国社会科学院工业经济研究所助理研究员，清华大学技术创新研究中心兼职副研究员，博士，研究方向为企业技术管理与企业社会责任。
易俊伶，武汉大学政治与公共管理学院博士生，研究方向为公司理财与公共治理。