摘" "要：在經(jīng)濟(jì)綠色轉(zhuǎn)型背景下，本文采用2009—2023年滬深A(yù)股上市企業(yè)共計(jì)35267個(gè)樣本，實(shí)證探究了我國(guó)上市企業(yè)ESG的表現(xiàn)對(duì)其債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)的影響。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：企業(yè)積極履行ESG責(zé)任能夠幫助其減輕債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)，且這種抑制作用在國(guó)有企業(yè)中更加明顯。此外，回歸結(jié)果表明企業(yè)ESG表現(xiàn)會(huì)通過(guò)促進(jìn)企業(yè)成長(zhǎng)性來(lái)降低債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)，企業(yè)成長(zhǎng)性在其中起部分中介作用。

關(guān)鍵詞：ESG表現(xiàn)；成長(zhǎng)性；債務(wù)違約

DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2025.02.004

中圖分類號(hào)：F275；F832.5" " " " "文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A" " "文章編號(hào)：1003－9031（2025）02－0049－12

一、引言

ESG全稱為環(huán)境、社會(huì)和公司治理，該理念的基礎(chǔ)思想是從三個(gè)不同的方面對(duì)企業(yè)運(yùn)營(yíng)和發(fā)展的可持續(xù)性進(jìn)行全面綜合的評(píng)價(jià)（于鑫和蔣抒航，2023），屬于企業(yè)的非財(cái)務(wù)相關(guān)評(píng)價(jià)工具，能夠?yàn)楣芾碚吆屯顿Y者提供有別于傳統(tǒng)財(cái)務(wù)績(jī)效的參考信息。ESG理念最早是在2004年由聯(lián)合國(guó)全球契約組織提出，聯(lián)合國(guó)隨后在2006年成立了責(zé)任投資原則部門，該部門致力于梳理ESG理論框架以及促進(jìn)ESG理念在金融業(yè)界的推廣與應(yīng)用。在聯(lián)合國(guó)牽頭推動(dòng)下，ESG理念在短時(shí)間內(nèi)得到全球各國(guó)金融機(jī)構(gòu)的支持，并在全世界范圍內(nèi)流行起來(lái)。與國(guó)際社會(huì)相比，ESG理念的商業(yè)實(shí)踐在我國(guó)起步較晚。2018年，《上市公司治理準(zhǔn)則》中我國(guó)政府首次正式確認(rèn)了企業(yè)可遵循的ESG框架（孔旭陽(yáng)，2023）。2022年，國(guó)務(wù)院國(guó)資委正式成立了科技創(chuàng)新局及社會(huì)責(zé)任局，旨在提振我國(guó)企業(yè)履行ESG的意愿和激發(fā)其積極性，以實(shí)現(xiàn)企業(yè)長(zhǎng)期的可持續(xù)發(fā)展（連雨婷等，2024）。綜上所述，ESG理念作為一項(xiàng)現(xiàn)代化企業(yè)綜合性非財(cái)務(wù)測(cè)評(píng)指標(biāo)體系，將成為市場(chǎng)投資者識(shí)別具有長(zhǎng)期可持續(xù)成長(zhǎng)能力企業(yè)的重要參考工具。

目前企業(yè)ESG表現(xiàn)與企業(yè)金融市場(chǎng)績(jī)效關(guān)系的研究主要聚集在研究企業(yè)ESG表現(xiàn)對(duì)企業(yè)價(jià)值以及對(duì)股票市場(chǎng)的作用兩個(gè)方面。在企業(yè)ESG表現(xiàn)對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響方面，現(xiàn)有的研究基本支持ESG表現(xiàn)能正向促進(jìn)企業(yè)價(jià)值的結(jié)論（張琳和趙海濤，2019；仝佳，2021），且兩者間的關(guān)系在不同規(guī)模、不同所有權(quán)類型以及不同行業(yè)的企業(yè)間具有異質(zhì)性（張琳和趙海濤，2019）。在企業(yè)ESG表現(xiàn)對(duì)股票市場(chǎng)的影響方面，現(xiàn)有研究從提升企業(yè)聲譽(yù)資本角度（Kotsantonis et al.，2016）、緩解信息不對(duì)稱角度（周方召等，2021）及構(gòu)造風(fēng)險(xiǎn)保險(xiǎn)角度（李瑾，2021）對(duì)企業(yè)ESG表現(xiàn)與股票市場(chǎng)表現(xiàn)之間的關(guān)系展開(kāi)了實(shí)證研究，但目前研究結(jié)論尚有分歧。債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)作為企業(yè)重要的金融市場(chǎng)績(jī)效之一，目前關(guān)于企業(yè)ESG表現(xiàn)對(duì)債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)影響的研究成果尚不多見(jiàn)。

事實(shí)上，我國(guó)自2018年起發(fā)生債務(wù)違約的事件數(shù)量逐漸增多，伴隨而來(lái)的是債券違約規(guī)模的逐步攀升，加之新冠疫情的影響，我國(guó)僅在2020年就有56家企業(yè)觸發(fā)了債務(wù)違約，累計(jì)債務(wù)違約金額高達(dá)1758億元（杜會(huì)麗，2023），這嚴(yán)重影響了系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)的發(fā)生概率。有研究表明，ESG能通過(guò)降低融資約束為企業(yè)創(chuàng)造更好的資源條件（仝佳，2021），而融資約束是構(gòu)成企業(yè)債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)的重要因素。因此，理論上企業(yè)ESG表現(xiàn)能降低債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)，但目前這一方面的研究較少，亟待進(jìn)一步探索。

基于此，本文以2009—2023年A股上市企業(yè)作為本次研究的樣本，通過(guò)實(shí)證探究我國(guó)上市企業(yè)ESG表現(xiàn)對(duì)企業(yè)債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)的影響以及企業(yè)成長(zhǎng)性在其中的中介作用。本文的貢獻(xiàn)有以下幾方面：第一，本文在理論層面上厘清了ESG表現(xiàn)與債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系，本文的研究結(jié)果將為我國(guó)企業(yè)管理者積極踐行ESG和管控債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)提供新的理論支持。第二，本文對(duì)ESG表現(xiàn)影響債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)的具體機(jī)制展開(kāi)研究，探究企業(yè)成長(zhǎng)性在ESG表現(xiàn)與債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系中的中介作用，拓展了該領(lǐng)域?qū)嵶C研究的范圍，為該研究路徑提供了新的證據(jù)。第三，在實(shí)踐層面上，ESG表現(xiàn)與企業(yè)債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系及作用機(jī)制的相關(guān)結(jié)論可以幫助企業(yè)管理者改變傳統(tǒng)的公司運(yùn)營(yíng)思路，在激發(fā)企業(yè)潛能和債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)管控方面開(kāi)拓新的實(shí)踐，促進(jìn)企業(yè)和社會(huì)雙贏。

二、文獻(xiàn)綜述與理論假設(shè)

（一）企業(yè)ESG表現(xiàn)與債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)

企業(yè)債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)是指企業(yè)無(wú)法根據(jù)債務(wù)合約按期歸還本息的風(fēng)險(xiǎn)，從本質(zhì)上來(lái)看是企業(yè)缺乏足夠的現(xiàn)金流所導(dǎo)致的不良后果。通過(guò)對(duì)先前的理論文獻(xiàn)進(jìn)行分析，企業(yè)ESG表現(xiàn)對(duì)債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)的影響主要體現(xiàn)在以下四個(gè)方面。

首先，良好的ESG表現(xiàn)有利于增強(qiáng)企業(yè)從外界獲取戰(zhàn)略資源的能力，從而能夠幫助企業(yè)通過(guò)提升現(xiàn)金流水平來(lái)抑制債務(wù)違約的可能性。根據(jù)利益相關(guān)者理論，企業(yè)積極履行ESG責(zé)任有助于其獲得利益相關(guān)者的認(rèn)同，繼而更容易以較低的難度和較少的成本獲得債權(quán)人的資金支持，也更容易獲得當(dāng)?shù)卣o予的財(cái)政補(bǔ)貼，以減少融資約束（Barney et al.，2021），提升現(xiàn)金流水平，避免債務(wù)違約的發(fā)生。

其次，企業(yè)積極履行ESG責(zé)任有助于完善企業(yè)的內(nèi)部治理機(jī)制，促使企業(yè)管理層在日常運(yùn)營(yíng)中以企業(yè)利益為導(dǎo)向進(jìn)行決策，減少代理成本（董香蘭等，2023），改善企業(yè)現(xiàn)金流，從而降低債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)。

再次，企業(yè)通過(guò)積極履行ESG責(zé)任能夠積累聲譽(yù)資本，聲譽(yù)資本作為一種類保險(xiǎn)資源，能夠在企業(yè)經(jīng)營(yíng)狀況不佳時(shí)發(fā)揮風(fēng)險(xiǎn)對(duì)沖作用，降低市場(chǎng)對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的評(píng)價(jià)，提高市場(chǎng)投資者的投資意愿，從而降低企業(yè)從投資者及債權(quán)人處獲得資金的難度和成本（李井林等，2023），繼而減小債務(wù)違約概率。

最后，企業(yè)積極履行ESG責(zé)任則更容易吸引媒體機(jī)構(gòu)和市場(chǎng)分析師的注意力，而這兩者的關(guān)注能夠?qū)ζ髽I(yè)形成外部監(jiān)督效應(yīng)，降低企業(yè)和利益相關(guān)者之間的信息不對(duì)稱程度，有助于減少企業(yè)的短視行為（周開(kāi)國(guó)等，2016；胡書雅和畢鵬，2019）。此外，媒體和分析師關(guān)注度較高的企業(yè)，發(fā)生債務(wù)違約行為的聲譽(yù)成本更高（劉迪和柳光強(qiáng)，2024），因此企業(yè)會(huì)盡量保持良好的現(xiàn)金流狀況，減少債務(wù)違約事件發(fā)生的可能性。

綜上，提出假設(shè)H1：企業(yè)ESG表現(xiàn)對(duì)企業(yè)債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)存在顯著的抑制作用。

（二）企業(yè)ESG表現(xiàn)與企業(yè)成長(zhǎng)性

契約關(guān)系不僅存在于企業(yè)所有者和企業(yè)間，也存在于員工、債權(quán)人、政府等其他利益相關(guān)者與企業(yè)間。因此，企業(yè)可以通過(guò)積極履行ESG責(zé)任，獲得利益相關(guān)者的認(rèn)可，贏得其資源傾斜，以培養(yǎng)自身可持續(xù)性的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，進(jìn)而促進(jìn)自身成長(zhǎng)性的提升（張琳和趙海濤，2019）。在這個(gè)過(guò)程中，企業(yè)對(duì)其ESG表現(xiàn)進(jìn)行及時(shí)的信息披露以告知利益相關(guān)者是關(guān)鍵。根據(jù)信息不對(duì)稱理論，ESG信息披露可以降低企業(yè)與利益相關(guān)者間的信息不對(duì)稱程度，塑造企業(yè)的合法性，來(lái)獲得利益相關(guān)者后續(xù)的資源支持，幫助企業(yè)獲得競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)（Nekhili et al.，2017），繼而提升企業(yè)成長(zhǎng)性。

此外，良好的ESG表現(xiàn)通常代表企業(yè)的內(nèi)部治理機(jī)制較為全面，能夠?qū)芾碚叩男袨楹蜎Q策起到強(qiáng)力的監(jiān)督作用，促使管理者的決策有效貼合企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展戰(zhàn)略，促進(jìn)企業(yè)可持續(xù)發(fā)展（Li et al.，2018），有效降低代理成本，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)成長(zhǎng)性的提升。

綜上，提出假設(shè)H2：企業(yè)ESG表現(xiàn)對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)性存在顯著的正向影響。

（三）企業(yè)成長(zhǎng)性的中介作用

從融資難度角度看，具有高成長(zhǎng)性的企業(yè)更容易從銀行獲批貸款。這是由于銀行在信貸決策的過(guò)程中，除了考慮企業(yè)當(dāng)前財(cái)務(wù)指標(biāo)以外，還會(huì)參考企業(yè)未來(lái)的發(fā)展前景?，F(xiàn)有的信貸實(shí)務(wù)研究普遍認(rèn)為發(fā)展前景樂(lè)觀的企業(yè)因其獲得投資的機(jī)會(huì)更多，因而其償還債務(wù)的能力更有保障，發(fā)生債務(wù)違約的風(fēng)險(xiǎn)也較低。此外，高成長(zhǎng)性的企業(yè)更容易通過(guò)從銀行獲得債務(wù)延期來(lái)避免發(fā)生實(shí)質(zhì)性的債務(wù)違約（袁衛(wèi)秋等，2013）。

從融資成本角度看，根據(jù)信息不對(duì)稱理論，成長(zhǎng)性較高的企業(yè)信息披露意愿較強(qiáng)，除了披露法定要求的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)外，更愿意積極披露非財(cái)務(wù)相關(guān)信息，以借此向利益相關(guān)者展示自身的競(jìng)爭(zhēng)力，降低債權(quán)人的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期，因此更容易以低成本獲得融資（宋獻(xiàn)中，2006），從而降低企業(yè)債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)。

結(jié)合上文所述，企業(yè)能夠通過(guò)積極踐行ESG獲得更高的成長(zhǎng)性，并由此降低其融資難度和融資成本，減少債務(wù)違約的風(fēng)險(xiǎn)。

基于此，提出假設(shè)H3：企業(yè)成長(zhǎng)性在ESG表現(xiàn)和債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)間起部分中介作用。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所涉及的ESG數(shù)據(jù)類型為華證ESG數(shù)據(jù)，來(lái)源于Wind數(shù)據(jù)庫(kù)，其余所有財(cái)務(wù)相關(guān)數(shù)據(jù)均來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，樣本時(shí)間跨度為2009—2023年?？紤]到數(shù)據(jù)有效性，本文采用如下步驟對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行清洗：以2012版證監(jiān)會(huì)行業(yè)分類為標(biāo)準(zhǔn)剔除了金融類行業(yè)；剔除ST類營(yíng)運(yùn)異常的企業(yè)；刪除初始樣本值有缺失的企業(yè)；對(duì)連續(xù)變量在前后1%水平上進(jìn)行縮尾。經(jīng)過(guò)數(shù)據(jù)清洗，最終獲得滬深交易所A股上市公司樣本35267個(gè)。本文所使用的數(shù)據(jù)分析軟件為Stata和MATLAB。

（二）變量定義

1.被解釋變量

被解釋變量為企業(yè)債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)。我國(guó)金融市場(chǎng)對(duì)企業(yè)債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)的評(píng)價(jià)大多以Merton DD的債券定價(jià)模型為基礎(chǔ)，其中最具有代表性和適用性的是KMV模型。KMV模型的根本邏輯是把模型中的企業(yè)股權(quán)價(jià)值視為以企業(yè)資產(chǎn)價(jià)值為執(zhí)行價(jià)格的看漲期權(quán)，當(dāng)企業(yè)資產(chǎn)的未來(lái)市場(chǎng)價(jià)值低于違約點(diǎn)時(shí)就會(huì)觸發(fā)違約，而債務(wù)違約距離就是企業(yè)資產(chǎn)價(jià)值到違約點(diǎn)之間的距離，債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)則是代表企業(yè)資產(chǎn)價(jià)值小于違約點(diǎn)的概率（Merton，1974）。本文參考鄧路等（2020）的研究對(duì)企業(yè)債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行計(jì)算，具體可分為以下三個(gè)步驟：

第一步，通過(guò)聯(lián)立式（1）和（2），并運(yùn)用MATLAB軟件求解方程組，獲得公司資產(chǎn)價(jià)值VA和公司資產(chǎn)價(jià)值波動(dòng)率σA的數(shù)值。

V=V·N（d）-V·e·N（d）

d=

d=d-·（1）

=（2）

在式（1）和式（2）中，VE為公司股權(quán)的市場(chǎng)價(jià)值，VDP為違約點(diǎn)，r為無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率，T為債務(wù)到期時(shí)間，N為正態(tài)分布概率函數(shù)，σE為股權(quán)價(jià)值的波動(dòng)率。其中，VE、r、T、σE為已知數(shù)據(jù)，而違約點(diǎn)VDP的計(jì)算如式（3）所示，其中VSD為流動(dòng)負(fù)債，VLD為長(zhǎng)期負(fù)債。

VDP=VSD+（3）

第二步，根據(jù)第一步中計(jì)算所得結(jié)果，計(jì)算債務(wù)違約距離DDKMV，如式（4）所示：

DDKMV=（4）

第三步，通過(guò)債務(wù)違約距離計(jì)算債務(wù)違約概率FDRisk。具體公式如下：

FDRisk=N（-DDKMV）＝N（-）（5）

2.解釋變量

本文的解釋變量為企業(yè)ESG表現(xiàn)。國(guó)內(nèi)目前主流的ESG數(shù)據(jù)包括華證ESG、Wind ESG及商道融綠ESG，其中華證ESG數(shù)據(jù)因其數(shù)據(jù)時(shí)間跨度長(zhǎng)、連續(xù)性好等優(yōu)點(diǎn)在學(xué)術(shù)及業(yè)界應(yīng)用范圍最廣。因此，本文采用華證ESG數(shù)據(jù)來(lái)衡量滬深A(yù)股上市企業(yè)的ESG表現(xiàn)。本文參考鄒純（2015）的研究方法，將華證ESG原始評(píng)級(jí)數(shù)據(jù)（C到AAA）重新編碼為1-9的數(shù)值來(lái)開(kāi)展實(shí)證研究。企業(yè)ESG數(shù)值越高，ESG表現(xiàn)越好。

3.中介變量

企業(yè)成長(zhǎng)性是以資本量的增加、組織規(guī)模的擴(kuò)大以及盈利能力的提升為代表性標(biāo)志的綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)（儲(chǔ)小平和李懷祖，2003）。李倩和焦豪（2021）認(rèn)為當(dāng)企業(yè)成長(zhǎng)性較高時(shí)，企業(yè)規(guī)模擴(kuò)張速度和資產(chǎn)增長(zhǎng)速度也較快，因此采用總資產(chǎn)增長(zhǎng)率來(lái)衡量企業(yè)成長(zhǎng)性。然而這一方法忽略了企業(yè)成長(zhǎng)性所帶來(lái)的盈利能力方面的提升。結(jié)合先前研究，本文認(rèn)為企業(yè)成長(zhǎng)性的衡量應(yīng)兼顧企業(yè)總資產(chǎn)和盈利相關(guān)指標(biāo)，因而采用總資產(chǎn)凈利潤(rùn)率來(lái)衡量企業(yè)成長(zhǎng)性。

4.控制變量

參考郭景先和鞏文杰（2023）、張宏亮等（2024）的研究，本文選取企業(yè)規(guī)模、財(cái)務(wù)杠桿、企業(yè)年齡、高管持股比例、股權(quán)集中度、獨(dú)立董事比率、現(xiàn)金流充裕度作為控制變量。此外，在固定效應(yīng)模型中加入了年份和行業(yè)虛擬變量。相關(guān)變量的具體說(shuō)明及計(jì)算公式如表1所示。

（三）模型構(gòu)建

參考溫忠麟（2004）的中介效應(yīng)檢驗(yàn)流程，本文通過(guò)構(gòu)建時(shí)間和行業(yè)固定效應(yīng)模型來(lái)驗(yàn)證假設(shè)，實(shí)證模型如式（6）、式（7）、式（8）所示。

FDRiski，t=α0+α1·ESGi，t+αj·Controlsi，t+δi+θt+εi，t （6）

Growthi，t=β0+β1·ESGi，t+βj·Controlsi，t+δi+θt+εi，t （7）

FDRiski，t=γ0+γ1·ESGi，t+γ2·Growthi，t+γj·Controlsi，t+δi+θt+εi，t （8）

其中，F(xiàn)DRisk為企業(yè)債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)，ESG為企業(yè)ESG表現(xiàn)，Growth為中介變量企業(yè)成長(zhǎng)性，i表示企業(yè)，t表示年份，α0、β0、γ0為常數(shù)項(xiàng)，α1、β1、γ1表示企業(yè)ESG表現(xiàn)的回歸系數(shù)，γ2表示企業(yè)成長(zhǎng)性的回歸系數(shù)，Controls表示控制變量集合，αj、βj、γj表示控制變量回歸系數(shù)的集合。δ和θ分別表示行業(yè)和年份的固定效應(yīng)，ε表示誤差項(xiàng)。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

由表2可知，企業(yè)債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)的均值為0.181，中位數(shù)為0.071，中位數(shù)小于均值，說(shuō)明樣本中大多數(shù)企業(yè)的債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)在平均水平之下，我國(guó)債務(wù)市場(chǎng)整體風(fēng)險(xiǎn)可控。企業(yè)債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)的標(biāo)準(zhǔn)差是0.268，說(shuō)明部分企業(yè)債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)偏離平均水平的程度較大，異質(zhì)性較強(qiáng)。企業(yè)ESG表現(xiàn)的均值為4.173，中位數(shù)為4.000，中位數(shù)小于均值，說(shuō)明樣本中大多數(shù)企業(yè)的ESG表現(xiàn)在平均水平之下，我國(guó)大部分上市公司在ESG意識(shí)和表現(xiàn)上還有待加強(qiáng)。企業(yè)成長(zhǎng)性的均值為0.043，中位數(shù)為0.041，較為接近，但標(biāo)準(zhǔn)差為0.054，說(shuō)明整體樣本中企業(yè)成長(zhǎng)性波動(dòng)較大。

（二）相關(guān)性檢驗(yàn)

由表3可知，企業(yè)ESG表現(xiàn)與企業(yè)債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)的相關(guān)系數(shù)為-0.001，但不顯著，這可能是由于暫時(shí)未加入控制變量導(dǎo)致模型有偏誤。企業(yè)ESG表現(xiàn)和企業(yè)成長(zhǎng)性的相關(guān)系數(shù)是0.188，企業(yè)成長(zhǎng)性與企業(yè)債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)的相關(guān)系數(shù)為-0.213，兩者均在1%的水平顯著，初步驗(yàn)證了假設(shè)H2和H3。另外，回歸模型右側(cè)各個(gè)變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)都沒(méi)有超過(guò)0.7，因此判斷各變量間不存在多重共線性。

（三）機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

式（6）的回歸數(shù)據(jù)如表4中的第（a）列所示，企業(yè)ESG表現(xiàn)的回歸系數(shù)為-0.006，在1%的水平上具有顯著性，說(shuō)明企業(yè)ESG表現(xiàn)能夠通過(guò)幫助企業(yè)獲取外部競(jìng)爭(zhēng)資源來(lái)緩解企業(yè)的資金鏈壓力，從而顯著抑制債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)，即主效應(yīng)假設(shè)H1成立。式（7）的回歸數(shù)據(jù)結(jié)果如表4中的第（b）列所示，企業(yè)ESG表現(xiàn)對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)性的回歸系數(shù)是0.006，同樣在1%的水平上具有顯著性，表示企業(yè)ESG表現(xiàn)對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)性有顯著的正向促進(jìn)作用，即假設(shè)H2成立。式（8）的回歸結(jié)果如表4列（c）所示，企業(yè)成長(zhǎng)性對(duì)債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)的回歸系數(shù)為-0.274，而企業(yè)ESG表現(xiàn)的回歸系數(shù)為-0.004，均在1%的水平上具有顯著性，表示企業(yè)ESG表現(xiàn)能夠通過(guò)促進(jìn)企業(yè)成長(zhǎng)性來(lái)抑制債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)，企業(yè)成長(zhǎng)性在企業(yè)ESG表現(xiàn)與債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)之間起到了部分中介作用，即假設(shè)H3成立。

（四）內(nèi)生性檢驗(yàn)

1.傾向性匹配得分法

為了消除由于樣本選擇偏誤所帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題，本文采用傾向性匹配得分法對(duì)模型進(jìn)行二次檢驗(yàn)。參考現(xiàn)有文獻(xiàn)（崔秀梅等，2024），首先分行業(yè)計(jì)算ESG表現(xiàn)均值，并根據(jù)行業(yè)內(nèi)ESG表現(xiàn)均值將整體樣本分為兩組，隨后采用1：1近鄰匹配法將兩組樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行配對(duì)，結(jié)果如表5所示。在列（a）中匹配后的ESG表現(xiàn)對(duì)債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)的回歸系數(shù)為-0.010，在列（b）中匹配后的企業(yè)ESG表現(xiàn)對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)性的回歸系數(shù)為0.007，在列（c）中匹配后的企業(yè)成長(zhǎng)性對(duì)債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)的回歸系數(shù)為-0.373，匹配后的企業(yè)ESG表現(xiàn)的回歸系數(shù)為-0.010。以上回歸系數(shù)均在1%的水平上具有顯著性，因此所有假設(shè)仍然成立。

2.關(guān)鍵變量滯后

本文將關(guān)鍵解釋變量作滯后處理，并對(duì)模型進(jìn)行再次檢驗(yàn)，結(jié)果如表5所示。列（d）中，滯后的企業(yè)ESG表現(xiàn)對(duì)債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)的回歸系數(shù)為-0.005；列（e）中，滯后的企業(yè)ESG表現(xiàn)對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)性的回歸系數(shù)為0.003；列（f）中，滯后的企業(yè)成長(zhǎng)性的系數(shù)是-0.302。以上系數(shù)均在1%的水平上具有顯著性。列（f）中，滯后的企業(yè)ESG表現(xiàn)的回歸系數(shù)為-0.003，在5%的水平上具有顯著性。因此，假設(shè)H1-H3依然成立。

3.雙向固定效應(yīng)模型

運(yùn)用控制時(shí)間和個(gè)體的雙向固定效應(yīng)模型再度進(jìn)行數(shù)據(jù)檢驗(yàn)，回歸結(jié)果如表5所示。列（g）中，企業(yè)ESG表現(xiàn)的回歸系數(shù)為-0.003，列（h）中，企業(yè)ESG表現(xiàn)的回歸系數(shù)為0.002，列（i）中，企業(yè)成長(zhǎng)性的回歸系數(shù)為-0.292，以上系數(shù)均在1%的水平上具有顯著性；列（i）中，企業(yè)ESG表現(xiàn)的回歸系數(shù)為-0.003，在5%的水平上顯著?；诖?，假設(shè)H1-H3也依然成立。

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.改變關(guān)鍵變量計(jì)算方法

為檢驗(yàn)回歸結(jié)果穩(wěn)健性，將華證ESG評(píng)級(jí)編碼替換為華證ESG得分，并將企業(yè)成長(zhǎng)性衡量指標(biāo)總資產(chǎn)凈利潤(rùn)率替換為凈資產(chǎn)收益率，對(duì)模型進(jìn)行二次檢驗(yàn)，結(jié)果如表6所示。列（a）中，企業(yè)ESG表現(xiàn)的回歸系數(shù)是-0.001；列（b）中，企業(yè)ESG表現(xiàn)的系數(shù)是0.002；列（c）中，企業(yè)成長(zhǎng)性的系數(shù)是-0.171，而企業(yè)ESG表現(xiàn)的系數(shù)是-0.001；以上系數(shù)均在1%的水平上顯著。所有假設(shè)依然成立，結(jié)果具有一定穩(wěn)健性。

2.改變樣本時(shí)間

由于本文研究的是企業(yè)ESG表現(xiàn)對(duì)債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)的影響及機(jī)制，而債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)問(wèn)題在新冠疫情發(fā)生后更為凸顯，因此采用新冠疫情發(fā)生后的樣本將更具有代表性，更能體現(xiàn)企業(yè)履行ESG責(zé)任的作用。采用2019—2023年的數(shù)據(jù)樣本，對(duì)回歸模型進(jìn)行再次檢驗(yàn)，結(jié)果如表6所示。列（d）中企業(yè)ESG表現(xiàn)的系數(shù)是-0.006；列（e）中企業(yè)ESG表現(xiàn)的系數(shù)是0.006；列（f）中企業(yè)成長(zhǎng)性的系數(shù)是-0.111；以上系數(shù)均在1%的水平上顯著。列（f）中企業(yè)ESG表現(xiàn)的系數(shù)是-0.005，在5%的水平上顯著。主要結(jié)論依舊成立，表明選擇不同時(shí)間段的樣本不會(huì)影響本文的研究結(jié)論，回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

（六）異質(zhì)性檢驗(yàn)

本文采用分樣本回歸的方式對(duì)國(guó)有企業(yè)樣本和非國(guó)有企業(yè)樣本單獨(dú)進(jìn)行檢驗(yàn)，并使用費(fèi)舍爾組合檢驗(yàn)法抽樣1000次對(duì)關(guān)鍵變量回歸系數(shù)的組間差異進(jìn)行檢驗(yàn)。由表7可知，在列（a）和列（d）中，企業(yè)ESG表現(xiàn)的系數(shù)分別是-0.010和-0.005，均在1%的水平上顯著，假設(shè)H1成立。兩組ESG表現(xiàn)回歸系數(shù)組間差異的經(jīng)驗(yàn)p值為0.027，在5%的水平上顯著，這表明在國(guó)有企業(yè)中ESG表現(xiàn)對(duì)債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)的負(fù)向作用更強(qiáng)。國(guó)有企業(yè)具有良好的聲譽(yù)和政府背書，因此相比于非國(guó)有企業(yè)，資金和非財(cái)務(wù)資源在同等條件下更愿意流向國(guó)有企業(yè)，由此放大了ESG表現(xiàn)對(duì)債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)的抑制作用。在列（b）和列（e）中，企業(yè)ESG表現(xiàn)的系數(shù)分別是0.004和0.007，均在1%的水平上顯著，假設(shè)H2成立。ESG表現(xiàn)系數(shù)的組間差異經(jīng)驗(yàn)p值在1%的水平上顯著，說(shuō)明在非國(guó)有企業(yè)中ESG表現(xiàn)對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)性的促進(jìn)作用更強(qiáng)，這可能是由于國(guó)有企業(yè)在我國(guó)的特殊地位使得其在做ESG相關(guān)決策時(shí)并非完全追求經(jīng)濟(jì)利益，而是要考慮其決策對(duì)整體環(huán)境的促進(jìn)作用。因此，相比于民營(yíng)企業(yè)，國(guó)有企業(yè)ESG表現(xiàn)對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)性的促進(jìn)作用相對(duì)較弱。在列（c）和列（f）中，企業(yè)成長(zhǎng)性的系數(shù)分別是-0.528和-0.142，而企業(yè)ESG表現(xiàn)的系數(shù)分別是-0.008和-0.004，以上系數(shù)均在1%的水平上顯著，假設(shè)H3依然成立。企業(yè)成長(zhǎng)性系數(shù)的組間差異經(jīng)驗(yàn)p值在1%的水平上顯著，說(shuō)明在國(guó)有企業(yè)中成長(zhǎng)性對(duì)債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)的抑制作用更強(qiáng)。

五、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

本文以2009—2023年滬深A(yù)股上市公司為研究對(duì)象，研究企業(yè)ESG表現(xiàn)對(duì)債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)的影響及作用路徑。結(jié)果表明：企業(yè)通過(guò)積極承擔(dān)ESG責(zé)任能夠顯著抑制其債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)，且企業(yè)ESG表現(xiàn)能夠通過(guò)促進(jìn)企業(yè)成長(zhǎng)性間接抑制債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)。本文通過(guò)傾向性匹配得分法、對(duì)關(guān)鍵性解釋變量滯后兩期處理以及將回歸模型更換為雙向固定效應(yīng)模型來(lái)緩解研究結(jié)果的內(nèi)生性問(wèn)題，發(fā)現(xiàn)所有結(jié)論依然成立。此外，本文通過(guò)替換關(guān)鍵變量和將樣本時(shí)間段改為新冠疫情發(fā)生后對(duì)研究結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)論依然成立。最后，本文探討了所有權(quán)異質(zhì)性問(wèn)題，發(fā)現(xiàn)ESG表現(xiàn)對(duì)債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)的抑制作用以及企業(yè)成長(zhǎng)性對(duì)債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)的抑制作用在國(guó)有企業(yè)中更強(qiáng)，而ESG表現(xiàn)對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)性的促進(jìn)作用在國(guó)有企業(yè)中較弱。

（二）政策建議

首先，企業(yè)應(yīng)當(dāng)積極提升ESG意識(shí)，并完善ESG戰(zhàn)略體系。根據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，我國(guó)絕大多數(shù)上市企業(yè)的ESG表現(xiàn)處于平均水平之下，說(shuō)明大部分企業(yè)并未將ESG理念上升到戰(zhàn)略高度，沒(méi)有認(rèn)識(shí)到ESG表現(xiàn)對(duì)于債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)的管控作用。其次，企業(yè)應(yīng)該積極完善債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)防控體系。盡管我國(guó)企業(yè)總體債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)可控，但異質(zhì)性較強(qiáng)，部分企業(yè)債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)偏離正常水平較多。再次，市場(chǎng)投資者應(yīng)充分意識(shí)到ESG表現(xiàn)對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)性和債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)的積極作用，并將企業(yè)的ESG表現(xiàn)納入風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估框架范圍內(nèi)，以促進(jìn)我國(guó)金融市場(chǎng)健康穩(wěn)健地成長(zhǎng)。最后，相關(guān)部門應(yīng)進(jìn)一步完善ESG在我國(guó)的規(guī)章制度，并出臺(tái)激勵(lì)政策引導(dǎo)企業(yè)履行ESG責(zé)任和披露ESG信息，以政策促進(jìn)市場(chǎng)資金及其他資源流向ESG表現(xiàn)更好的企業(yè)。

（責(zé)任編輯：孟潔）

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