【摘 要】 在經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和可持續(xù)發(fā)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(yīng)商議價能力對ESG表現(xiàn)的影響效應(yīng)及對ESG分維度的影響力度，并按照行業(yè)競爭程度、污染程度、企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)對全樣本進行了分組研究。研究發(fā)現(xiàn)客戶、供應(yīng)商議價能力可以顯著抑制企業(yè)ESG表現(xiàn)，營運資金管理效率在其中發(fā)揮了中介作用。進一步分析發(fā)現(xiàn)，客戶、供應(yīng)商議價能力主要影響ESG分維度中的社會責(zé)任，隨后是公司治理，而對環(huán)境影響相對有限；市場競爭程度高、非重污染行業(yè)、國有企業(yè)的客戶、供應(yīng)商議價能力抑制其ESG表現(xiàn)的作用更加凸顯。文章拓展了客戶、供應(yīng)商議價能力與企業(yè)ESG表現(xiàn)關(guān)系和機制的研究，為推動企業(yè)踐行ESG理念提供了經(jīng)驗證據(jù)。

【關(guān)鍵詞】 客戶議價能力； 供應(yīng)商議價能力； 營運資金管理效率； 企業(yè)ESG表現(xiàn)

【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(yīng)商議價能力是指客戶、供應(yīng)商通過談判技巧以最低成本獲取商品或服務(wù)的能力。黨的二十大報告強調(diào)高質(zhì)量發(fā)展是全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家的首要任務(wù)。因此，唯有貫徹創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享的新發(fā)展理念，才能提升發(fā)展動能，推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展[ 1 ]。ESG是一個基于可持續(xù)發(fā)展的理念，為企業(yè)和投資者提供了一個整合環(huán)境、社會和公司治理的一體化框架。同時ESG傳達了追求經(jīng)濟價值和社會價值相統(tǒng)一的發(fā)展觀念，是實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展和企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的有效抓手。隨著利益相關(guān)者理論的引入，企業(yè)管理層逐漸認識到在企業(yè)與利益相關(guān)者構(gòu)成的關(guān)系網(wǎng)中，企業(yè)ESG表現(xiàn)與所有利益相關(guān)者的切身利益密切相關(guān)，企業(yè)履行ESG必須滿足股東、員工、供應(yīng)商、客戶、政府、社會公眾等內(nèi)外部利益相關(guān)方的目標?；谠摾碚?，我國企業(yè)的ESG實踐過程會受自身所處供應(yīng)鏈上下游供應(yīng)商與客戶的企業(yè)關(guān)系所裹挾[ 2 ]。

在當(dāng)前經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和可持續(xù)發(fā)展的背景下，學(xué)術(shù)界以利益相關(guān)者理論為基礎(chǔ)圍繞企業(yè)ESG展開了廣泛的探討，然而大多聚焦于ESG表現(xiàn)與企業(yè)股東、員工、政府、社會公眾等利益相關(guān)者之間的聯(lián)系[ 3 ]，較少結(jié)合供應(yīng)鏈中主要利益相關(guān)方——客戶、供應(yīng)商作為前置影響因素與企業(yè)ESG表現(xiàn)進行深入分析。那么，客戶、供應(yīng)商議價能力對企業(yè)ESG表現(xiàn)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(shù)據(jù)為研究樣本，從營運資金管理效率視角探究客戶、供應(yīng)商議價能力對企業(yè)ESG表現(xiàn)的內(nèi)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(yè)競爭程度、污染程度、企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)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(yīng)商議價能力這一前置因素對企業(yè)ESG的影響，擴充了企業(yè)關(guān)鍵利益相關(guān)者與企業(yè)ESG表現(xiàn)之間作用關(guān)系的文獻；（2）從營運資金管理效率視角，為企業(yè)客戶、供應(yīng)商議價能力對ESG表現(xiàn)的影響機制相關(guān)研究提供了新思路；（3）通過對客戶、供應(yīng)商關(guān)系管理和ESG表現(xiàn)情況進行分析，為企業(yè)的信息用戶和利益相關(guān)者準確把握企業(yè)的經(jīng)營狀況、評估經(jīng)營業(yè)績質(zhì)量等提供了一定的理論依據(jù)，以期為我國各行業(yè)公司穩(wěn)健經(jīng)營掃除障礙，使它們少走彎路。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）客戶、供應(yīng)商議價能力對ESG表現(xiàn)的影響機理

企業(yè)作為一個開放性的組織體系，無法生產(chǎn)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(guān)鍵資源，由此產(chǎn)生了對外部利益相關(guān)者的依賴性。供應(yīng)商與客戶是企業(yè)供應(yīng)鏈上下游具有異質(zhì)性特征的主體，同時也是企業(yè)獲取關(guān)鍵資源的重要途徑。作為供應(yīng)鏈條中與企業(yè)緊密聯(lián)結(jié)的利益相關(guān)方，客戶的議價能力往往取決于其規(guī)模、集中度以及對產(chǎn)品成本信息的掌握程度，而供應(yīng)商數(shù)量、替代品數(shù)量以及轉(zhuǎn)移成本水平是決定供應(yīng)商議價能力最為重要的三個因素[ 4 ]。那么，供應(yīng)鏈上游供應(yīng)商與下游客戶的議價能力如何作為前置驅(qū)動因素影響企業(yè)ESG表現(xiàn)？

一方面，客戶、供應(yīng)商議價能力愈強愈會推動企業(yè)ESG表現(xiàn)。客戶、供應(yīng)商議價能力越強，意味著企業(yè)越依存于主要客戶或供應(yīng)商，其與大客戶或供應(yīng)商之間的合作關(guān)系將對企業(yè)的財務(wù)績效產(chǎn)生直接影響[ 2 ]?；诖?，大客戶與供應(yīng)商能反過來對企業(yè)起到監(jiān)督作用，從而主觀督促企業(yè)ESG表現(xiàn)。同時，客戶、供應(yīng)商的議價能力對企業(yè)的經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生“協(xié)同”效應(yīng)[ 5 ]。隨著客戶、供應(yīng)商議價能力增強，企業(yè)的大客戶和供應(yīng)商也不易變動，較穩(wěn)定的客戶與供應(yīng)商在一定程度上降低了企業(yè)的搜尋成本，由于雙方密切的合作關(guān)系，公司聯(lián)動客戶或供應(yīng)商進行銷售渠道整合將更加容易，利潤增加使企業(yè)有富余的資源在ESG領(lǐng)域建樹，進而提高了企業(yè)ESG表現(xiàn)。

另一方面，客戶、供應(yīng)商議價能力愈強也會抑制企業(yè)ESG表現(xiàn)。客戶、供應(yīng)商議價能力越強，企業(yè)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(yīng)商能利用談判等技巧來達成交易，即上游供應(yīng)商可以通過更高的價格優(yōu)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(yè)的經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生“掠奪”效應(yīng)，繼而侵占企業(yè)自身的盈利空間，降低公司的經(jīng)營業(yè)績。隨著客戶、供應(yīng)商議價能力的提升，企業(yè)之間的利潤向客戶、供應(yīng)商上下游轉(zhuǎn)移，導(dǎo)致了企業(yè)可利用的社會資源減少，從而將資源投入ESG領(lǐng)域的意愿減弱。同時，當(dāng)企業(yè)供應(yīng)鏈上游客戶與下游供應(yīng)商高度集中時，企業(yè)接收信息面更窄，導(dǎo)致企業(yè)所處的信息環(huán)境不完善，各利益相關(guān)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(fēng)險上升，增加了企業(yè)資本成本[ 7 ]，從而抑制企業(yè)ESG表現(xiàn)。通過以上理論分析，得出如下競爭性假設(shè)：

H1a：客戶、供應(yīng)商議價能力對企業(yè)ESG表現(xiàn)存在正向影響效應(yīng)。

H1b：客戶、供應(yīng)商議價能力對企業(yè)ESG表現(xiàn)存在負向影響效應(yīng)。

（二）營運資金管理效率的中介效應(yīng)機制

企業(yè)本質(zhì)上是由不同利益相關(guān)者的投入構(gòu)成的多元資本綜合體，企業(yè)運營的過程其實是這些資本在企業(yè)內(nèi)部運作周轉(zhuǎn)、綜合配置和不斷演化的過程，這種綜合配置以及持續(xù)演化過程的表現(xiàn)形式即為營運資金的變化。因此，企業(yè)營運資金管理效率與利益主體間存在不可分割的關(guān)系[ 8 ]。

作為企業(yè)重要的非財務(wù)利益相關(guān)者，供應(yīng)鏈上游供應(yīng)商與下游客戶議價能力的增強在很大程度上提升了企業(yè)利用營運資金的效率，決定了企業(yè)的生存和發(fā)展[ 9 ]，并進一步影響企業(yè)ESG表現(xiàn)。客戶、供應(yīng)商議價能力越強，企業(yè)對客戶和供應(yīng)商的依賴性越強[ 10 ]，意味著企業(yè)處于談判低位。鑒于失去“大客戶”“大供應(yīng)商”的風(fēng)險性，企業(yè)在產(chǎn)品價格、商業(yè)信譽、信用期限等多個維度做出退讓，擠占了企業(yè)的利潤空間[ 2 ]，導(dǎo)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(yè)ESG表現(xiàn)缺乏相應(yīng)的融資支撐。當(dāng)企業(yè)處于談判劣勢時，需要大量“專用性投資”維持其與客戶、供應(yīng)商的契約關(guān)系，甚至不得不讓渡部分資金使用權(quán)。與此同時，客戶、供應(yīng)商集中，議價能力過高，導(dǎo)致企業(yè)過度依賴短期借款或者銷售收現(xiàn)而進一步提升企業(yè)營運資金管理效率，可能造成現(xiàn)金流不穩(wěn)定的風(fēng)險，企業(yè)基于預(yù)防性動機會選擇保守的ESG政策，進而影響ESG履行表現(xiàn)。因此，本文將營運資金管理效率作為串聯(lián)客戶、供應(yīng)商議價能力與企業(yè)ESG履行情況的關(guān)鍵，即客戶、供應(yīng)商議價能力會通過驅(qū)動企業(yè)營運資金管理效率提升從而抑制企業(yè)ESG表現(xiàn)?；诖耍疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

H2：營運資金管理效率在客戶、供應(yīng)商議價能力對企業(yè)ESG表現(xiàn)的影響機制中發(fā)揮中介作用。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本研究選取2007—2022年上市公司數(shù)據(jù)，為了保證研究數(shù)據(jù)的嚴謹性和準確性，按照下列標準對數(shù)據(jù)進行篩選與處理：（1）基于彭博社2006年開始披露企業(yè)ESG相關(guān)數(shù)據(jù)，而我國現(xiàn)行的企業(yè)會計準則企業(yè)2006年頒布，可能導(dǎo)致2006年數(shù)據(jù)對本文結(jié)果產(chǎn)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(nèi)存在數(shù)據(jù)缺失的樣本；（2）剔除經(jīng)營異常的企業(yè)，即ST和*ST企業(yè)；（3）為消除極端值的影響，本文對數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)來源：（1）企業(yè)ESG表現(xiàn)選取彭博社發(fā)布的中國上市公司ESG評分；（2）其他變量數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫。數(shù)據(jù)處理和模型估計以及數(shù)據(jù)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(yè)ESG表現(xiàn)。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(shù)是一個綜合性的連續(xù)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(yè)ESG表現(xiàn)越好。此外，為加強研究結(jié)論的科學(xué)性，本文還采用華證ESG指數(shù)對模型進行穩(wěn)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(yīng)商議價能力進行衡量?？蛻糇h價能力與供應(yīng)商議價能力均采用主要利益相關(guān)者（前五大客戶或前五大供應(yīng)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(shù)與供應(yīng)商集中度赫芬達爾指數(shù)作為衡量客戶、供應(yīng)商議價能力的指標進行穩(wěn)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(chǎn)、銷售、收款的生產(chǎn)經(jīng)營全過程，因此，營運資金管理效率的評價指標應(yīng)能夠綜合反映供、產(chǎn)、銷三個方面。本文借鑒焦然等[ 12 ]的方法，采用現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物周轉(zhuǎn)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(yè)營運資金管理水平。

4.控制變量

參考已有關(guān)于企業(yè)ESG表現(xiàn)的文獻，本文在回歸分析中對以下變量加以控制：資產(chǎn)負債率、企業(yè)規(guī)模、前十大股東持股比例、董事會人數(shù)、稅收貢獻、企業(yè)年齡、盈利能力、成長性。同時，為規(guī)避內(nèi)生性偏誤的影響，對年度（year）和行業(yè)（ind）固定效應(yīng)加以控制。

變量定義如表1所示。

（三）模型設(shè)計

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

四、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

表2報告了本文主要變量的描述性統(tǒng)計情況。首先，ESG表現(xiàn)（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(yè)的ESG表現(xiàn)差異較大，從側(cè)面證實了我國上市公司可持續(xù)發(fā)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(yè)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(yè)的供應(yīng)商議價能力差異較大。最后，中介變量及相關(guān)控制變量在不同企業(yè)間存在明顯差距。

（二）客戶、供應(yīng)商議價能力與ESG表現(xiàn)的回歸分析

表3列示了客戶、供應(yīng)商議價能力對企業(yè)ESG表現(xiàn)的回歸結(jié)果。由于不同行業(yè)擁有的不同特質(zhì)可能導(dǎo)致ESG表現(xiàn)存在固有的差異，同時機構(gòu)投資者對不同行業(yè)會有不同的資產(chǎn)配置偏好，從而導(dǎo)致本文基準回歸結(jié)果的偏誤，因此加入行業(yè)與年份雙重固定效應(yīng)，結(jié)果如表3的列（1）和列（4）所示?？梢奵bp、sbp的系數(shù)至少在5%水平下顯著為負（-0.858、-0.774），說明較低的客戶、供應(yīng)商議價能力更有利于提升企業(yè)ESG表現(xiàn)，H1b得到了驗證。為檢測相關(guān)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(jié)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(jīng)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(yīng)商議價能力與ESG表現(xiàn)的中介作用

為厘清客戶、供應(yīng)商議價能力對企業(yè)ESG表現(xiàn)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(yīng)，具體分析結(jié)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(shù)在1%的水平下顯著，影響系數(shù)為1.836、2.488，表明cbp、sbp對vel存在正向顯著影響，中介效應(yīng)檢驗第二步得到驗證。從模型（3）的回歸結(jié)果可以看出，cbp、sbp與vel對esg存在負向影響作用，且系數(shù)至少在5%的水平下顯著，證實cbp、sbp不利于企業(yè)ESG表現(xiàn)，且vel在兩者之間發(fā)揮了中介效應(yīng)。與模型（1）相比，cbp、sbp對esg的影響從-0.858、-0.774調(diào)整為-0.764、-0.647，這說明營運資金管理效率在客戶、供應(yīng)商議價能力與企業(yè)ESG表現(xiàn)中發(fā)揮部分中介效應(yīng)，中介效應(yīng)檢驗第三步得到驗證，由此，H2得以證實。

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

（四）內(nèi)生性檢驗

1.滯后解釋變量

前文基準回歸結(jié)果表明，cbp、sbp對esg存在負向影響效應(yīng)，但也有可能是ESG表現(xiàn)越好的企業(yè)越會降低其cbp、sbp的內(nèi)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(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，表4匯報了相應(yīng)的結(jié)果。cbp、sbp滯后項（L.cbp、L.sbp）系數(shù)仍然顯著為負，結(jié)果與主檢驗回歸結(jié)果相符合，通過了內(nèi)生性檢驗，研究結(jié)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(nèi)生性問題，從而影響相關(guān)結(jié)論的成立，本文選擇同行業(yè)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(jié)果如表4所示。列（3）、列（5）第一階段結(jié)果中工具變量cbp-mean、sbp-mean均在1%水平下與cbp、sbp正相關(guān)，列（4）、列（6）第二級階段回歸中cbp、sbp的系數(shù)均至少在10%水平下顯著為負，與實證結(jié)果一致，表明工具變量符合要求，基本結(jié)論在考慮內(nèi)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(nèi)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(yīng)鏈上下游客戶、供應(yīng)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(chǔ)上將估計的imr作為控制變量，回歸結(jié)果見表4。imr的估計系數(shù)與esg在1%的水平下顯著為正，說明原回歸中存在內(nèi)生性問題，而cbp、sbp回歸系數(shù)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(jié)論依然成立。

（五）穩(wěn)健性檢驗

1.加入省份固定效應(yīng)

不同省份之間的ESG表現(xiàn)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(yīng)以消除省份固有差異對回歸結(jié)果穩(wěn)健性的影響，結(jié)果如表5列（1）、列（2）所示。加入省份固定效應(yīng)后，cbp、sbp的系數(shù)均在1%水平下顯著為負，與前文全樣本回歸結(jié)果一致，本文基準回歸結(jié)果穩(wěn)健。

2.排除公共衛(wèi)生事件影響

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

3.替換解釋變量

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

4.替換被解釋變量

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

5.中介效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗

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

五、進一步分析

（一）客戶、供應(yīng)商議價能力對ESG各維度表現(xiàn)影響

考慮到ESG評分是建立在環(huán)境、社會和治理披露結(jié)果上的多維指數(shù)[ 17 ]，因此，除了客戶、供應(yīng)商議價能力對ESG總分的影響外，本文還檢驗了其對環(huán)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(yīng)商議價能力是ESG表現(xiàn)中哪個維度的關(guān)鍵驅(qū)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(huán)境（E）的影響不顯著，說明客戶、供應(yīng)商議價能力主要影響ESG分維度中的社會責(zé)任（S），隨后是公司治理（G），進而促進企業(yè)、區(qū)域與全社會的可持續(xù)發(fā)展，而對環(huán)境（E）的影響效果相對有限。

（二）異質(zhì)性分析

1.基于行業(yè)競爭程度分組

企業(yè)所處行業(yè)的競爭程度會對企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生關(guān)鍵影響，因此，客戶、供應(yīng)商議價能力強弱對于企業(yè)ESG表現(xiàn)可能存在一定的外部行業(yè)競爭程度異質(zhì)性。為了檢驗是否存在差異，本文采用行業(yè)勒納指數(shù)重新分組檢驗[ 19 ]，結(jié)果如表7列（1）—（4）所示。結(jié)果顯示，高行業(yè)競爭程度組別相較于低行業(yè)競爭組別cbp、sbp系數(shù)絕對值更大、更顯著，即企業(yè)面臨的競爭越激烈，越有助于增強客戶、供應(yīng)商議價能力對企業(yè)ESG表現(xiàn)的負向影響?？赡艿脑蛉缦拢悍歉偁幮孕袠I(yè)的企業(yè)更容易通過控制價格來獲取超額利潤，就供應(yīng)商和客戶的依賴性不足以對企業(yè)的ESG表現(xiàn)產(chǎn)生太大的負面影響；相反，在競爭性行業(yè)中的企業(yè)，利潤空間較低，會面臨更高的被淘汰風(fēng)險[ 20 ]，勢必會提高自身生產(chǎn)效率從而獲得市場占有率，此時企業(yè)對客戶、供應(yīng)商的依賴性更強，從而較大程度上抑制了企業(yè)的ESG表現(xiàn)。因此，客戶、供應(yīng)商議價能力對行業(yè)競爭程度較高的企業(yè)ESG表現(xiàn)影響更大。

2.基于污染程度分組

企業(yè)工業(yè)活動是造成環(huán)境污染的重要因素，不同污染程度企業(yè)的客戶、供應(yīng)商議價能力對企業(yè)ESG表現(xiàn)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(jiān)會行業(yè)分類將樣本劃分為重污染行業(yè)組和非重污染行業(yè)組，結(jié)果如表7列（5）—（8）所示。在非重污染組中，cbp、sbp的回歸系數(shù)至少在5%的水平下顯著為負，相較于重污染企業(yè)的回歸系數(shù)整體更為顯著，影響作用更強?？赡艿睦碛扇缦拢褐匚廴酒髽I(yè)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(huán)境監(jiān)管壓力和輿論壓力較大，企業(yè)為了迎合環(huán)境監(jiān)管等各方需要會加大對ESG的投資成本，由于粉飾環(huán)境業(yè)績需采取“漂綠”行為[ 21 ]，客戶、供應(yīng)商議價能力對企業(yè)ESG表現(xiàn)影響機制與實際存在誤差；非重污染企業(yè)更易獲得投資者認同，出現(xiàn)“漂綠”行為可能性較低，其ESG表現(xiàn)相關(guān)信息質(zhì)量可能更高，從而導(dǎo)致客戶、供應(yīng)商議價能力更顯著地反映對企業(yè)ESG表現(xiàn)的影響作用，因此在非重污染企業(yè)中，客戶、供應(yīng)商議價能力對企業(yè)ESG表現(xiàn)的抑制作用更為凸顯。

3.基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組

產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的差異可能會對企業(yè)客戶、供應(yīng)商議價能力造成顯著差異，因此客戶、供應(yīng)商議價能力對于不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)ESG表現(xiàn)的影響作用也可能存在一定的異質(zhì)性[ 22 ]。為了檢驗是否存在差異，本文將全樣本分為國有企業(yè)組和非國有企業(yè)組分別進行回歸[ 23 ]，回歸結(jié)果如表7列（9）—（12）所示。在國有企業(yè)組中，cbp、sbp的回歸系數(shù)至少在1%的水平上顯著為負，而在非國有企業(yè)組中僅cbp系數(shù)顯著，即國有企業(yè)客戶、供應(yīng)商議價能力對企業(yè)ESG表現(xiàn)的抑制作用更強?？赡艿睦碛扇缦拢合噍^于非國有企業(yè)財務(wù)報表不規(guī)范和管控不嚴等問題，國有企業(yè)有著更嚴格的制度管理體系和行為準則，導(dǎo)致國有企業(yè)披露的財務(wù)數(shù)據(jù)以及ESG相關(guān)信息準確度更高，數(shù)字經(jīng)濟時代的國有企業(yè)透明度進一步增強，因此，在國有企業(yè)中，客戶、供應(yīng)商議價能力對企業(yè)ESG表現(xiàn)的抑制作用更為凸顯。

六、研究結(jié)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(yīng)商議價能力對企業(yè)ESG表現(xiàn)的影響及作用機理。得出以下結(jié)論：客戶、供應(yīng)商議價能力能顯著抑制企業(yè)ESG表現(xiàn)，營運資金管理效率發(fā)揮中介作用。進一步分析發(fā)現(xiàn)客戶、供應(yīng)商議價能力主要影響ESG分維度中的社會責(zé)任，隨后是公司治理，對環(huán)境影響則相對有限，而市場競爭程度高、非重污染行業(yè)、國有企業(yè)的客戶、供應(yīng)商議價能力抑制其ESG表現(xiàn)的作用更凸顯。本文的研究結(jié)果證明了客戶、供應(yīng)商行為不僅對ESG表現(xiàn)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(yè)ESG表現(xiàn)，同時不同情境中客戶、供應(yīng)商議價能力對于企業(yè)ESG表現(xiàn)績效的影響作用不一致。本文擴充了對客戶、供應(yīng)商議價能力的經(jīng)濟和社會后果的研究，為企業(yè)履行ESG和客戶、供應(yīng)商關(guān)系管理提供了參考。

基于上述研究結(jié)論，提出以下政策建議。

1.企業(yè)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(jiān)管，通過改善自身在環(huán)境、社會和公司治理方面的表現(xiàn)，實現(xiàn)經(jīng)濟價值和社會價值的統(tǒng)一，使市場參與者對企業(yè)的ESG表現(xiàn)有一個更加客觀、準確的評估。另一方面，加強對客戶、供應(yīng)商的管理能力，防止對特定供應(yīng)商與客戶過度依賴造成讓步效應(yīng)，關(guān)注供應(yīng)商和客戶的實際需求，減輕供應(yīng)鏈合作伙伴的壓力，減少供應(yīng)鏈關(guān)系締結(jié)成本，增強潛在供應(yīng)商和客戶的吸引力，提升企業(yè)在供應(yīng)鏈條中的競爭能力，降低對特定供應(yīng)商和客戶的需求占比，并為客戶和供應(yīng)商解決痛點、優(yōu)化癢點、創(chuàng)造爽點，從而贏得利益相關(guān)者的青睞，建立企業(yè)自身的護城河，形成行業(yè)壁壘。

2.政府層面

首先，政府和有關(guān)部門應(yīng)根據(jù)我國基本國情，進一步完善相關(guān)法律法規(guī)，制定出符合實際的細則標準。同時完善企業(yè)ESG表現(xiàn)評級指標和信息披露體系，為利益相關(guān)者提供更真實可靠的決策依據(jù)。其次，積極支持、鼓勵和引導(dǎo)企業(yè)履行ESG，并根據(jù)企業(yè)的ESG表現(xiàn)進行獎懲。最后，政府與監(jiān)管部門應(yīng)當(dāng)為企業(yè)創(chuàng)造良好的制度環(huán)境，推動市場化程度低的地區(qū)加快市場化進程，適當(dāng)減少干預(yù)，注重發(fā)揮市場的作用，使其更好地發(fā)揮資源配置作用，并以市場的反饋為導(dǎo)向來指導(dǎo)企業(yè)ESG實踐，營造公平、法治和透明的營商環(huán)境，避免企業(yè)因維護政企關(guān)系陷入過度承擔(dān)ESG的窘境。

3.社會層面

社會各界應(yīng)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(guān)法律和政策來推動ESG理念的發(fā)展和普及，強化ESG的價值引導(dǎo)；另一方面各類媒體、教育機構(gòu)和非政府組織等社會力量也應(yīng)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(dǎo)。

【參考文獻】

［1］ 李強，謝舟濤.環(huán)境信息公開對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響：來自長江經(jīng)濟帶的證據(jù)［J］.管理學(xué)刊，2023（5）：1-21.

［2］ 張長海，耿歆雨.供應(yīng)鏈議價能力與企業(yè)社會責(zé)任績效［J］.海南大學(xué)學(xué)報（人文社會科學(xué)版），2021，39（6）：159-167.

［3］ VERHEYDEN T，ECCLES RG，F(xiàn)EINER 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(yīng)商、經(jīng)銷商議價能力與公司業(yè)績：來自2005—2007年中國制造業(yè)上市公司的經(jīng)驗證據(jù)［J］.中國工業(yè)經(jīng)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(yīng)鏈合作伙伴可以提高企業(yè)創(chuàng)新業(yè)績嗎：基于供應(yīng)商、客戶集中度的分析［J］.中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報，2019（1）：38-46.

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

［8］ 胡海青，薛萌，張瑯，等.復(fù)雜供應(yīng)鏈網(wǎng)絡(luò)視域下關(guān)系資本對供應(yīng)鏈融資作用機制研究：有調(diào)節(jié)的多重中介效應(yīng)模型構(gòu)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(yīng)商/客戶集中度與企業(yè)盈余持續(xù)性：保險抑或風(fēng)險［J］.審計與經(jīng)濟研究，2019， 34（4）：75-86.

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

［11］ 李宗澤，李志斌.企業(yè)ESG信息披露同群效應(yīng)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(yè)社會責(zé)任對營運資金管理效率影響研究：利益相關(guān)者認知的調(diào)節(jié)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(yīng)檢驗程序及其應(yīng)用［J］.心理學(xué)報，2004（5）：614-620.

［14］ 王三興，王子明.企業(yè)ESG表現(xiàn)、創(chuàng)新與全要素生產(chǎn)率［J］.宏觀經(jīng)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(yè)社會責(zé)任［J］.會計研究，2020（8）：50-63.

［16］ 張倩，梅亞麗，王奎.ESG表現(xiàn)會影響企業(yè)財務(wù)風(fēng)險嗎：基于A股上市公司的經(jīng)驗證據(jù)［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(yè)ESG表現(xiàn)對創(chuàng)新績效的影響［J］.統(tǒng)計與決策，2022，38（24）：164-168.

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

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

［21］ 曹志鵬，侯云云.ESG表現(xiàn)、財務(wù)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(yè)加強ESG實踐能否助力企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展：來自中國上市公司的證據(jù)［J］.產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟評論，2024（1）：21-40.

［23］ 司登奎，李小林，孔東民，等.貿(mào)易政策不確定性、金融市場化與企業(yè)創(chuàng)新型發(fā)展：兼論金融市場化協(xié)同效應(yīng)［J］.財貿(mào)經(jīng)濟，2022，43（4）：53-70.