龍海明，歐陽佳俊

（湖南大學金融與統(tǒng)計學院，湖南 長沙 410006）

一、引言

ESG（Environmental Social Governance）績效從環(huán)境保護、社會責任和公司治理三個方面對企業(yè)進行綜合考察，是企業(yè)在非財務方面所產生的可持續(xù)發(fā)展的價值衡量，受到企業(yè)利益相關者越來越多的關注。隨著全球對環(huán)境保護問題的日漸重視，越來越多的投資者開始順應可持續(xù)發(fā)展的導向和趨勢，將企業(yè)ESG績效作為投資決策的重要考量因素。基于此，企業(yè)作為資本市場主要的投融資主體，能否準確把握資本市場這一重要變化趨勢，有效提升自身ESG績效，提高資本結構動態(tài)調整效率，將直接關系到企業(yè)未來能否實現(xiàn)長期穩(wěn)健發(fā)展。

國內外相關文獻探究了ESG績效對促進企業(yè)資本結構優(yōu)化的功能作用。Stuart（2021）指出，ESG績效體現(xiàn)了企業(yè)和投資者對環(huán)境、社會、治理問題和傳統(tǒng)商業(yè)模式的整合，是對市場傳統(tǒng)評判標準的補充和創(chuàng)新。Broadstock（2021）和Beat（2021）通過實證分析發(fā)現(xiàn)，具有良好ESG績效的企業(yè)能夠建立聲譽資本，而擁有高ESG績效資產的投資組合表現(xiàn)得更為優(yōu)秀。這為投資者在投資決策時將ESG績效作為考核標準提供了有力的參考依據(jù)。也有部分學者基于ESG績效的某個單一維度視角，揭示ESG績效對企業(yè)資本結構動態(tài)調整優(yōu)化的推動作用。在環(huán)境（E）方面，畢茜和鄧玲（2022）認為，綠色信貸政策使得重污染企業(yè)在獲得融資時，面臨更高的門檻限制和融資成本；寧金輝（2021）研究發(fā)現(xiàn)，政府實施綠色信貸政策能夠降低重污染企業(yè)的資本結構動態(tài)調整速度。在社會責任（S）方面，肖作平（2010）研究發(fā)現(xiàn)，非財務利益相關者的利益能夠顯著影響企業(yè)資本結構的選擇；馬莉莉（2019）的研究結果顯示，社會資本的提升有利于資本結構動態(tài)調整速度的優(yōu)化。在公司治理（G）方面，Robin（2014）、武力超（2017）和Gyimah（2021）直接從公司治理本身出發(fā)，研究發(fā)現(xiàn)公司治理薄弱的企業(yè)，其資本結構向目標債務水平調整的速度較為緩慢。從公司治理的具體行為方式出發(fā)，張娟（2010）、張亮亮（2013）、盛明泉（2016）及謝辰（2019）等發(fā)現(xiàn)設計高管股權激勵、給予管理者超額薪酬和選擇高質量的審計師等積極行為有利于優(yōu)化企業(yè)資本結構；Erik（2017）、劉貫春（2019）、陳雪芩（2021）等認為，內部人才能力不足、經濟金融化程度偏高和簽署債務契約等不利行為會減緩企業(yè)實際資本結構趨向目標水平的速度。

相較于現(xiàn)有研究，本文可能的邊際貢獻體現(xiàn)在：第一，將ESG績效這一非財務指標納入到企業(yè)資本結構動態(tài)調整的整體研究范圍，基于綠色低碳和可持續(xù)發(fā)展視角擴展了企業(yè)資本結構動態(tài)調整的研究范疇。第二，為進一步論證我國企業(yè)推行ESG管理、提升ESG績效的必要性提供經驗證據(jù)，為綠色金融、轉型金融政策框架設計提供來自企業(yè)資本結構動態(tài)調整層面的微觀支持，有助于促進實體企業(yè)和金融部門形成合力，實現(xiàn)綠色低碳發(fā)展目標，防范環(huán)境氣候變化相關風險。

二、機制分析與研究假設

（一）企業(yè)ESG績效對資本結構動態(tài)調整的直接作用機制

資本結構動態(tài)權衡理論表明，目標資本結構、動態(tài)調整摩擦和動態(tài)調整收益共同組成了資本結構動態(tài)調整過程中的三要素。ESG績效可以直接通過三要素影響資本結構的動態(tài)調整。

一是ESG績效對企業(yè)目標資本結構的直接影響。作為資本結構動態(tài)調整過程中的“風向標”，企業(yè)的目標資本結構與企業(yè)的盈利性、企業(yè)價值和成長性等基本面指標息息相關（Flannery，2005）。企業(yè)提升ESG績效對公司績效、股東回報、公司自身盈利能力等基本面指標均有顯著的正向影響（Verga，2020；李維安等，2021；Sang，2021；Mohammad，2021）。ESG績效可通過影響調整過程中的“風向標”直接影響整個資本結構的動態(tài)調整過程。二是ESG績效對動態(tài)調整摩擦的直接影響。主要體現(xiàn)為ESG績效的提升能夠讓企業(yè)更加關注其他利益相關者的利益，進而在一定程度上減少企業(yè)在調整過程中由于其他利益相關者行為而造成的摩擦。例如，聘請會計和律師造成的摩擦、與上下游交易造成的摩擦等。三是ESG績效對動態(tài)調整收益的直接影響。資本結構的動態(tài)調整收益是企業(yè)再資本化函數(shù)和動態(tài)調整過程中的重要組成部分。ESG績效對動態(tài)調整收益的直接影響主要體現(xiàn)為ESG績效的提升能夠讓企業(yè)在資本結構動態(tài)調整過程中創(chuàng)造更多的直接收益，比如政府的專項補貼資金和稅盾收益等。綜上，本文提出第一個研究假設：

H1：企業(yè)提升ESG績效能夠直接優(yōu)化資本結構的動態(tài)調整。

（二）基于融資約束的中介效應機制

在經典的企業(yè)資本結構理論中，企業(yè)進行融資決策和資本結構調整不存在資本供給約束。但在現(xiàn)實世界中，企業(yè)只能利用可獲得且有能力獲得的資金進行資本結構調整，即存在一定程度的融資約束，進而導致企業(yè)不能實現(xiàn)最優(yōu)化的融資決策和資本配置。企業(yè)的融資約束程度與資本結構動態(tài)調整之間存在顯著的負相關性（劉力臻，2021）。

從理論上看，ESG績效能夠從融資來源和融資成本兩個方面緩解融資約束產生的負面影響，進而間接優(yōu)化企業(yè)未來的資本結構動態(tài)調整。在融資來源方面，投資者在未來將更傾向于將資金投向ESG績效更高的公司。對于國內資本市場，李瑾（2021）研究發(fā)現(xiàn)，我國A股市場存在顯著的ESG績效風險溢價，投資ESG績效良好的公司可獲得額外收益。對于國外資本市場，Beat（2021）研究表明，具有良好ESG績效的公司能夠在公司上市后與投資者建立聲譽資本，能夠有效降低公司的特質波動率和尾部風險。Moinak（2020）認為包含市場因子、規(guī)模因子和ESG因子的三因素模型優(yōu)于Fama-French三因素模型，且ESG因子的夏普比率較高，由ESG因素形成的投資組合比傳統(tǒng)的基于規(guī)模和價值的投資組合表現(xiàn)更好。Pornanong（2021）的研究結果顯示，ESG因素對股票價值有顯著的協(xié)同效應，投資者更傾向于投資ESG績效好的公司。以上研究表明，無論是基于風險還是收益的角度，國內外投資者尤其是機構投資者，更加傾向將資金投入ESG績效較好的公司。企業(yè)提升ESG績效有利于獲得更多投資者的資金支持，進而緩解其融資約束，間接加快企業(yè)未來的資本結構動態(tài)調整。

融資約束的本質是融資成本。邱牧遠（2019）基于可持續(xù)發(fā)展理論、利益相關者理論和信號理論研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)增強自身在環(huán)境、社會責任和公司治理方面的表現(xiàn)能夠降低融資成本和提高市場估值，且環(huán)境和公司治理因素對企業(yè)融資成本的影響更大。這表明，企業(yè)能夠通過提升ESG績效降低企業(yè)融資成本進而緩解企業(yè)融資約束，間接加快企業(yè)未來的資本結構動態(tài)調整。綜上，本文提出第二個研究假設：

H2：企業(yè)提升ESG績效能夠緩解融資約束，進而間接優(yōu)化未來的資本結構動態(tài)調整。

三、研究設計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2015—2020年具有商道融綠ESG評級等級的上市公司作為初始樣本①由于實證過程中需要用到滯后一期的財務數(shù)據(jù)，因此還使用了2014年的企業(yè)財務數(shù)據(jù)。。進一步地，根據(jù)以下準則進行樣本篩選：剔除金融行業(yè)企業(yè)；剔除資產負債率不正常的企業(yè)；剔除報告期內存在ST或ST*情況的企業(yè)；剔除核心數(shù)據(jù)嚴重缺失的企業(yè)。最終得到234家企業(yè)2015—2020年共1404個觀測樣本。此外，對個別缺失值用同一企業(yè)不同時間的算數(shù)平均值進行填充，并對所有連續(xù)型變量進行上下各1%的縮尾處理。企業(yè)商道融綠ESG評級數(shù)據(jù)和行業(yè)平均資本結構數(shù)據(jù)來源于Wind金融數(shù)據(jù)庫，資產負債率、總資產等其他所有數(shù)據(jù)均來源于國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫。

（二）變量描述

1.核心變量

由于商道融綠ESG評級系統(tǒng)同時包含了衡量企業(yè)ESG績效的正向指標和負向指標，在指標選取方面相比其他數(shù)據(jù)庫更為穩(wěn)健和全面，并且數(shù)據(jù)也更容易獲取，因此本文采用商道融綠ESG評級體系數(shù)據(jù)進行實證研究。進一步地，本文對商道融綠ESG評級等級進行分數(shù)賦值。具體而言，將評級等級D記為1分，而后每上升一個等級加一分，D、C-、C、C+、B-、B、B+、A-、A、A+十個等級分別記為1-10分。

對于實際資本結構的衡量，不同文獻的計算口徑存有差異，主要表現(xiàn)為科目期限和價值衡量的口徑不同?？紤]到我國上市企業(yè)的股權構成中有相當一部分為非流通股權，賬面價值能夠更好地反映企業(yè)的真實價值，本文使用按賬面價值計算的資產負債率衡量企業(yè)的實際資本結構，即賬面總負債/賬面總資產。企業(yè)資本結構的實際變化通過當期實際資本結構減去上一期實際資本結構的差值表示。

2.中介變量

本文使用SA指數(shù)衡量企業(yè)融資約束。SA指數(shù)由Pirece在2009年構建并被廣泛用于測量融資約束程度，計算方法如式（1）所示。

其中：lnsize為企業(yè)總資產的自然對數(shù)，Age表示觀測年度和企業(yè)注冊年度的差值。

3.控制變量

本文選取代表企業(yè)盈利能力、成長能力和總規(guī)模的一系列財務變量指標作為控制變量，包括息稅前利潤與資產總額比、有形資產比率、非債務稅盾價值、總資產增長率、總資產的自然對數(shù)和行業(yè)平均資本結構等。

各變量具體說明見表1。

表1 變量定義

Taxshield 非債務稅盾 折舊攤銷／總資產Growth成長能力 期末總資產的年度增長率Character 企業(yè)性質 國企記為1，非國企記為0 SA 融資約束程度 由SA指數(shù)公式計算得到

（三）模型設定

1.ESG績效與資本結構動態(tài)調整速度模型

本文借鑒Flannery（2005）、Leary（2005）和Byoun（2008）等研究，使用目前運用較為廣泛且權威的部分調整模型對資本結構動態(tài)調整速度進行建模，如模型（2）所示：

在模型（2）中，左邊表示企業(yè)實際資本結構調整值，右邊表示達到目標資本結構應該調整的值，兩者的比率δ表示資本結構的動態(tài)調整速度。因為目標資本結構不能被直接觀測，本文參考Flannery（2005）和姜付秀（2011）等學者的做法，使用企業(yè)的一系列財務指標進行測算，如模型（3）所示。

其中：Tcstrui,t表示企業(yè)i在第t期的目標資本結構，Xi,t-1為企業(yè)i滯后一期的一系列財務指標集合，包括行業(yè)平均資本結構、企業(yè)規(guī)模、盈利能力、有形資產比率、非債務稅盾和成長能力。

將模型（3）代入模型（2）中得到模型（4）：

進一步地，在模型（4）右邊加入企業(yè)ESG績效得分ESGi,t以及企業(yè)ESG績效得分與企業(yè)實際資本結構滯后項的交互項ESGi,t×RCstrui,t-1，得到ESG績效與資本結構動態(tài)調整速度模型（5）：

對比模型（5）和模型（2）可知，此時資本結構的動態(tài)調整速度從δ轉變?yōu)棣?βESGi,t。因為企業(yè)ESG績效得分和δ都為正數(shù)，所以如果交互項的系數(shù)β為負，則說明隨著企業(yè)ESG績效的提升，企業(yè)資本結構動態(tài)調整的速度會加快。

2.中介效應檢驗模型

本文基于因果分析法的中介效應檢驗思想，構建模型（6）-（9）檢驗融資約束是否在ESG績效對企業(yè)未來資本結構動態(tài)調整的影響中起到中介變量的作用。因為檢驗的是對未來資本結構動態(tài)調整的影響，所以應考察上一期的融資約束程度是否具有中介效應。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

表2為變量的描述性統(tǒng)計結果。Rccs為第t期企業(yè)資本結構與第t-1期企業(yè)資本結構的差值，表示企業(yè)實際資本結構的變化。Tccs為企業(yè)第t期的目標資本結構與企業(yè)第t-1期資本結構的差值，表示企業(yè)資本結構的理論變化。由表2可得，ESG的平均值為5.1118，最小值和最大值分別為3和8，說明樣本企業(yè)整體的ESG績效水平為B-，ESG等級最低為C，最高為A-。Rccs和Tccs的平均值均大于0，說明樣本整體向上調整資本結構。實際資本結構的平均值為0.5160，最小值為0.073，最大值為0.8664，說明樣本企業(yè)資產負債率存在較大差異。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

（二）目標資本結構的估計

本文借鑒黃繼承（2014）等的做法，用企業(yè)當期實際資本結構RCstru替換式（3）中的目標資本結構Tcstru，運用固定效應模型對模型（3）進行估計，基于回歸結果預測企業(yè)的目標資本結構變量。表3第（1）列顯示，企業(yè)資產負債表隨著行業(yè)平均資本結構、企業(yè)規(guī)模和企業(yè)成長能力的提高而上升。究其原因，一是企業(yè)擴大規(guī)模需要外部融資支持，而債務融資是企業(yè)外部融資的首選，能夠推動企業(yè)資產負債率的提升；二是企業(yè)成長能力的提升，說明企業(yè)獲得了一些高質量但未完成的項目，完成這些項目需要不斷地融資，導致企業(yè)資產負債率的提升；三是行業(yè)平均資本結構是個體企業(yè)資本結構的一個“風向標”，可以帶動企業(yè)資本結構的改變。

表3第（1）列還顯示，企業(yè)資產負債率會隨著企業(yè)盈利能力、有形資產比率和非債務稅盾的提升而降低。究其原因，企業(yè)盈利能力的提升給企業(yè)帶來留存收益，緩解了企業(yè)的融資壓力，由此降低企業(yè)資本結構；非債務稅盾的提升，降低了企業(yè)對債務稅盾避稅的依賴，緩解了企業(yè)的債務壓力，導致企業(yè)資產負債率降低；有形資產比率的提升，增加了企業(yè)折舊，導致非債務稅盾隨之上升，資產負債率隨之下降。

表3 模型回歸結果

（三）企業(yè)ESG績效與資本結構動態(tài)調整速度

運用雙向固定效應模型對模型（5）進行估計以驗證假設H1，回歸結果如表3第（2）列所示。RCstru的回歸系數(shù)為1-δ，表明在不受ESG績效的影響下，企業(yè)存在資本結構的動態(tài)調整且速率約為0.5321。根據(jù)前述分析，δ-βESG為受到ESG影響后的資本結構動態(tài)調整速度，交互項系數(shù)β顯著為-0.0179，說明資本結構動態(tài)調整速度在ESG績效的影響下直接加快，假設H1成立。

（四）異質性分析與中介效應檢驗

1.企業(yè)產權性質對資本結構調整速度的異質性影響

考慮到不同產權性質的企業(yè)可能存在不同的特征，本文將總樣本劃分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩個子樣本，以探討不同產權性質下企業(yè)ESG績效對資本結構調整速度的影響，結果如表3第（3）（4）列所示。雖然國有企業(yè)樣本組和非國有企業(yè)樣本組在不受ESG績效的影響下均存在資本結構的部分調整，但是國有企業(yè)能夠通過提升自身ESG績效增加企業(yè)資本結構的動態(tài)調整速度，而非國有企業(yè)ESG績效提升的影響在統(tǒng)計上不顯著。主要原因可能包括：一是信號質量差異。根據(jù)信號理論，國有企業(yè)和非國有企業(yè)可作為信號發(fā)送主體，提升ESG績效可看作是主體發(fā)出的信號，國有企業(yè)發(fā)出的信號相對于非國有企業(yè)更具觀測性且信號成本更低，導致國有企業(yè)發(fā)出的信號質量更高，更容易被投資者所接收和認可，能夠更好地緩解企業(yè)在調整過程中所面臨的各種摩擦，最終表現(xiàn)為國有企業(yè)樣本組的ESG績效的影響效應較好。二是邊際收益差異。國有企業(yè)相比于非國有企業(yè)具有更為復雜的委托代理關系，提升ESG績效對于國有企業(yè)來說邊際收益更高，動態(tài)調整成本也能下降得更多，導致ESG績效的影響效應更好。

2.中介效應檢驗

本文通過因果分析法檢驗融資約束程度的中介效應，結果如表4所示。從第（1）列結果可知，ESG績效對SA的回歸系數(shù)為-0.0162，在1%顯著性水平下顯著，說明隨著ESG績效的提升，企業(yè)融資約束程度會逐漸降低。第（2）列結果顯示，SAi,t-1×RCstrui,t-1的回歸系數(shù)在10%顯著性水平下顯著為正，說明隨著融資約束的上升，企業(yè)未來的資本結構動態(tài)調整速度會減慢。第（4）列中SAi,t-1×RCstrui,t-1回歸系數(shù)與第（1）列中ESGt-1回歸系數(shù)的乘積，與第（3）（4）列中ESGi,t-1×RCstrui,t-1回歸系數(shù)的符號是一致的，并且回歸系數(shù)均至少在10%顯著性水平下顯著，說明企業(yè)融資在ESG績效影響企業(yè)未來資本結構動態(tài)調整速度中起到了部分中介作用。這主要是因為ESG績效能夠從融資來源和融資成本兩個方面緩解融資約束產生的負面效應，進而間接優(yōu)化了企業(yè)未來的資本結構動態(tài)調整，研究假設H2成立。

表4 中介效應檢驗結果

由于常規(guī)中介效應逐步法檢驗存在一定的缺陷和不足（江艇，2022），為了確保中介效應實證結果的穩(wěn)健，本文利用Bootstrap中介效應檢驗方法對企業(yè)融資程度的中介效應進行再次驗證，結果如表5所示。ind_eff表示間接效應影響，dir_eff表示直接效應影響。其中，ind_eff和dir_eff的置信區(qū)間都不包含0，說明ESG績效對企業(yè)未來資本結構動態(tài)調整存在影響，且企業(yè)融資約束程度在兩者間具有中介效應，再次證明了假設H2的正確性。

表5 Bootstrap回歸結果

（五）穩(wěn)健性檢驗

1.內生性問題

為了避免模型中可能存在的內生性，本文對模型（5）使用差分GMM進行估計。模型在10%顯著性水平下通過了AR（2）和Sargan檢驗，說明模型不存在擾動項自相關問題，所有工具變量均有效。由表5第（1）列可知，交互項ESGi,t×RCstrui,t-1回歸系數(shù)的數(shù)值、符號和顯著性與前文實證結果基本一致，表明前文實證結論是穩(wěn)健的。

2.目標資本結構的替換

將模型（3）中的企業(yè)滯后一期財務指標用相同企業(yè)當期財務指標集合進行替代，即把Xi,t-1換為Xi,t。同時，將模型（3）代入模型（4）和模型（5），回歸結果如表6第（2）列所示。資本結構動態(tài)調整速度模型中交互項ESGi,t×RCstrui,t-1的回歸系數(shù)的數(shù)值、符號和顯著性與前文實證結果基本一致，表明前文實證結論具有穩(wěn)健性。

3.調整距離的回歸檢驗

構建ESG績效與資本結構距離模型：

其中：Disi,t表示企業(yè)在第t期末實際資本結構RCstrui,t與目標資本結構Tcstrui,t之差的絕對值。Dis值越小，表示企業(yè)第t期末實際資本結構越接近于目標資本結構。ESGi,t表示企業(yè)i在第t期的ESG績效得分。Zi,t-1為控制變量的合集?；貧w結果如表6第（3）（4）列所示，無論是固定效應模型還是GMM回歸檢驗，ESG績效的回歸系數(shù)均在10%顯著性水平下顯著為負，說明企業(yè)ESG績效提升能夠使企業(yè)實際資本結構更加接近目標資本結構，這與前文的研究結論是一致的。

表6 穩(wěn)健性檢驗結果

0.0581***（0.006）ESGt 0.0084（0.115）-0.0032*（0.0830）-0.0062*（0.0610）IACstrut-1-0.1558（0.131）0.2291***（0.000）0.0761（0.1660）-0.0582**（0.0490）Lnsizet-1-0.0107（0.531）0.0408***（0.000）-0.0080**（0.0350）-0.0019（0.4140）Profitt-1 0.0393（0.672）-0.3362***（0.000）-0.1028**（0.0110）0.0131（0.8330）TAratiot-1 0.0013（0.986）-0.0583（0.155）0.0385（0.3040）-0.0257（0.5560）Taxshieldt-1-0.6749*（0.077）-0.4997*（0.07）-0.3391（0.1590）-0.3795**（0.0130）Growtht-1-0.0289***（0.000）0.0517***（0.000）0.0139**（0.0240）0.0125（0.3910）常數(shù)項 0.4101（0.287）-0.7799***（0.000）0.2869***（0.0060）0.2803***（0.0000）Within R2 0.3272 0.0207 0.0269

五、進一步研究

前文研究結論表明，企業(yè)ESG績效提升有利于資本結構的動態(tài)調整，但這種影響可能不是線性的。為了檢驗兩者之間是否存在非線性關系，本文借鑒Seo（2019）和Kim（2019）的方法，以企業(yè)ESG績效和融資約束程度作為門限變量，構建動態(tài)面板門限Kink模型（11）（12），進一步研究ESG績效對資本結構動態(tài)調整影響的非線性關系。

其中：I(·)為示性函數(shù)，當函數(shù)括號內的表達式被滿足時，示性函數(shù)為1，否則為0；γ和κ是模型中最為重要的待估系數(shù)，γ表示門限值，κ表示Kink斜率。利用Kink約束GMM估計方法對模型（11）（12）的估計結果如表7所示。

表7 動態(tài)面板門限Kink模型回歸結果

表7結果顯示，Kink模型的ESG績效門限值γ是顯著存在的，門限值為4。當企業(yè)的ESG等級位于B-以下時，企業(yè)提升ESG績效能夠直接加快企業(yè)資本結構的動態(tài)調整速度。但是，當企業(yè)的ESG得分超過門限值后，根據(jù)Kink模型的原理，交互項ESGi,t×RCstrui,t-1的回歸系數(shù)值為ESGi,t×RCstrui,t-1_b的回歸系數(shù)值加上Kink斜率值，數(shù)值為-0.019，表明當企業(yè)的ESG等級位于B-及以上時，企業(yè)提升ESG績效雖然也能夠直接優(yōu)化企業(yè)資本結構的動態(tài)調整速度，但是優(yōu)化的邊際效果要弱于企業(yè)ESG等級位于B-以下時的邊際效果。換言之，ESG績效對企業(yè)資本結構動態(tài)調整的優(yōu)化效應在企業(yè)處于ESG績效提升的初級階段最為明顯。這是因為，當企業(yè)處于ESG績效提升的初級階段時，企業(yè)的財務指標和非財務指標都將從“不可持續(xù)狀態(tài)”或者“弱持續(xù)狀態(tài)”向“可持續(xù)狀態(tài)”轉變。而當企業(yè)的ESG等級上升到B-時，企業(yè)的各項指標已經在“可持續(xù)狀態(tài)”上趨于穩(wěn)定。因此，隨著企業(yè)ESG等級的提升，ESG績效對資本結構動態(tài)調整的優(yōu)化效應可能存在一定的邊際效果遞減傾向，當企業(yè)ESG等級上升到B-時，這種邊際效果遞減傾向就被極大程度地顯現(xiàn)出來。

表7結果還顯示，Kink模型的融資約束門限值γ是顯著存在的，門限值為6.1715。當企業(yè)存在弱融資約束時，企業(yè)提升ESG績效能夠直接加快企業(yè)資本結構的動態(tài)調整速度；當企業(yè)的融資約束程度超過門限值后，ESG績效對資本結構動態(tài)調整速度的邊際優(yōu)化效果變得更強。上述結果說明，面臨強融資約束的企業(yè)更應該通過提升ESG績效來優(yōu)化資本結構的動態(tài)調整。

六、結論與啟示

本文以2015—2020年具有商道融綠ESG評級的國內A股上市公司為樣本，實證研究ESG績效對企業(yè)資本結構動態(tài)調整的影響。結果表明：第一，企業(yè)ESG績效的提升不僅能夠優(yōu)化當期的資本結構動態(tài)調整，還能優(yōu)化下一期的資本結構動態(tài)調整。這主要得益于ESG績效對資本結構動態(tài)調整三要素的直接影響。ESG績效不僅能夠幫助企業(yè)資本結構更快地接近目標資本結構，還有利于提高企業(yè)資本結構決策的靈活性。第二，異質性分析表明，國有企業(yè)ESG績效的優(yōu)化效應比較顯著，而非國有企業(yè)由于信號質量較差和邊際收益不足等原因，相對來說較難有效利用ESG績效來優(yōu)化資本結構的動態(tài)調整過程。第三，調節(jié)效應分析表明，企業(yè)ESG績效提升能夠通過緩解當期融資約束，間接地優(yōu)化下一期的資本結構動態(tài)調整。第四，ESG績效對企業(yè)資本結構動態(tài)調整的優(yōu)化效應是非線性的，受到企業(yè)ESG績效提升階段、融資約束程度兩種門檻效應的影響。

上述研究結論帶來的若干啟示：第一，國有企業(yè)是國內企業(yè)推行ESG管理的重要力量，同時也是ESG績效提升的主要獲益主體，應當更加主動地把踐行ESG納入公司治理，加大力度改善ESG績效，以此拓寬融資渠道，增加融資的多樣性，提高融資可得性，進而優(yōu)化自身資本結構。第二，非國有企業(yè)在做出融資決策時，應該主動克服因自身缺陷所導致的困難，提高ESG信息披露透明度以增強向投資者、金融機構發(fā)出信號的效用，爭取用好ESG績效所帶來的“紅利”，達到促進資本結構優(yōu)化的效果。第三，面臨強融資約束的企業(yè)以及處于ESG績效提升初級階段的企業(yè)，都要更加注重ESG管理，充分用好ESG績效來優(yōu)化資本結構動態(tài)調整過程。第四，綠色金融、轉型金融政策設計，要充分考慮不同企業(yè)在產權屬性、融資約束程度、ESG管理水平等方面的差異性，重視解決民營企業(yè)ESG績效信號質量較弱、邊際收益偏低等問題，增強各類企業(yè)提升ESG績效的驅動力。