ESG信息披露、媒体监督与企业融资约束

李志斌 邵雨萌 李宗泽 李敏诗

1 引 言

工业革命以来，生产力与生产技术高速发展，与此同时，环境、气候与资源危机日益凸显，人们经历了一个由无视自然到重视自然的过程（梅雪芹，2020［1］）。2015年签署的《巴黎协定》呼吁全球重视气候变化问题，党的十八大将“生态文明”建设纳入五位一体总体布局，都对可持续发展问题提出了新要求。在此前提下，ESG信息披露作为涵盖环境保护、社会责任履行、公司治理状况等非财务信息的披露方式，契合企业可持续发展浪潮与经济高质量发展的理念，得到学术界与实务界的广泛关注（李井林等，2021［2］）。ESG雏形可追溯至20世纪50-60年代的伦理投资，而后逐步形成社会责任投资、可持续发展投资的观念，至2004年《谁在乎谁赢》报告中正式提出ESG概念（黄世忠，2021［3］）。ESG将企业和投资者联系起来，同时将可持续发展理念纳入企业商业模式与投资者投资行为的决策框架（Stuart等，2021［4］），旨在以投资行为敦促企业履行负责任的行为，不断优化市场资源配置。近年来，投资者及社会公众对可持续发展议题的关注度不断攀升，仅财务披露已无法满足利益相关者的信息需求（Filippo等，2019［5］）。所以，ESG信息披露作为非财务信息披露方式，能够帮助投资者了解企业的真实发展状况，降低其风险感知与要求的必要报酬率，进而缓解企业的融资约束程度，赋能企业高质量发展。

企业 “融资难”、“融资贵”是制约企业高质量发展的重要因素，其关键原因是资本市场中存在的信息不对称问题(Myers和Majluf，1984［6］)。《2020年全国企业负担调查评价报告》显示，大约43%的企业反映其总体负担较重，在经济下行压力较大以及新冠疫情等“黑天鹅”事件的冲击下，企业对拓宽融资渠道、降低融资成本等诉求更为强烈。随着双碳目标的落实以及全国碳排放交易市场的上线交易，社会公众对环境保护、社会责任的关注度空前高涨，这也不断推动我国ESG信息披露的建设与发展进程。与此同时，企业也希望通过ESG信息披露获得融资支持。而根据披露原则，当披露可持续发展信息带来的收益大于其披露成本时，企业才会自主选择披露ESG信息。因此，厘清ESG信息披露与融资约束间的关系及作用机制对企业绿色转型及高质量发展具有重要意义。

在此背景下，本文系统梳理了国内外ESG信息披露的相关研究，运用2011-2020年度中国上市公司的相关数据，实证检验了ESG信息披露与企业融资约束间的关系。结果表明，ESG信息披露能显著缓解企业面临的融资约束困境。此外，媒体监督将对ESG信息披露对融资约束的缓解效应产生调节作用。

本文的边际贡献如下：第一，在理论层面，本文丰富了ESG信息披露的经济后果研究，创新性地从融资约束的视角研究ESG信息披露如何赋能企业高质量发展，进一步厘清ESG信息披露与融资约束的理论关系；第二，在实践层面，本文基于中国情景研究其作用机制，表明ESG信息披露有助于缓解企业的融资约束问题，为两者间的关系研究提供了新证据，并为有效缓解企业融资约束难题提供新的解决路径；第三，本文研究了媒体监督对ESG信息披露与融资约束关系的调节作用，媒体监督可以在保障信息传递环境、提升信息传递效率的同时发挥外部监督治理作用，为ESG信息披露与融资约束关系研究提供新的研究视角。

本文其余部分的结构安排如下: 第二部分为理论分析与研究假设; 第三部分为研究设计; 第四部分为实证研究结果与分析; 第五部分为结论与启示。

2 理论基础与研究假设

2.1 ESG信息披露对企业融资约束的影响

ESG信息披露作为可持续发展理念的企业层面缩影，是一种新兴的投资评价体系，旨在从投资端督促企业履行环境保护、员工权益维护等社会责任，其也是企业实现绿色转型与高质量发展的必由之路。因此，ESG信息披露与可持续理念投资的迅速发展可以进一步推动企业多维度的均衡发展。ESG理念包括积极保护生态、履行社会责任、提高治理水平等三方面效能，与十四五期间“创新、协调、绿色、开放、共享”的新发展理念高度契合。在绿色环境方面，强调污染治理、气候目标、生态安全等；在社会责任方面，强调保护员工权益、慈善捐赠等；在公司治理方面，强调治理结构、关联交易等，为投资者选择社会效益与经济效益并重的投资对象提供参考。目前，与ESG信息披露相关的研究主要集中在经济后果方面，具体包括降低企业风险(Michael 和Edward,2019［7］) 与资本成本（邱牧远和殷红，2019［8］）、提升投资效率（高杰英等，2021［9］）、提升企业财务绩效（袁业虎和熊笑涵，2021［10］）、增加企业价值等（王琳璘等，2022［11］）。

在国内外相关的理论研究及实证研究中，ESG信息披露与融资约束间的研究结论尚未达成一致。从理论上分析，利益相关者理论、合法性理论、资源依赖理论、信号传递理论等为ESG信息披露为显著缓解企业融资约束程度提供理论支持。利益相关者理论认为企业是不同利益相关者的集合体，在企业的经营活动中，股东与其他利益相关者的利益都应予以保障，强调企业在追逐经济利益的同时需兼顾社会效益，守法与守德并重才能赢得公众信任，实现企业的可持续发展；合法性理论认为企业进行ESG信息披露以获取制度合法性并克服公众压力，从而与政府、银行、投资人建立良好关系并获得认可；资源依赖理论认为企业作为社会整体的一部分，其生存与成长离不开政府以及其他企业的资源支持，ESG信息披露作为企业战略，也会影响企业的资源获取与配置；信号传递理论认为，企业积极披露社会责任、环境责任、经济责任等相关信息，提升自身企业形象并赢得公众信任，进而获得投资者的认可以及资源支持。许多学者研究发现，环保信息（吴红军等，2017［12］）、社会责任信息（钱明等，2016［13］）、绿色治理水平（李维安等，2019［14］）等非财务信息披露能降低投资者信息不对称程度，向外界传递其良好的企业发展前景(吴红军，2014［15］)，这些都能增强投资者信心，降低其要求的必要报酬率，契合国家政策对企业可持续发展与绿色转型的要求，最终可以缓解企业融资约束，赋能企业高质量发展。

印象管理、管理层机会主义假说等理论支持ESG信息披露会加剧企业融资约束程度。印象管理理论是一种自愿性的、目的性强的信息管理行为，企业为了维护良好的企业形象并提升自身的合法性要求，夸大可持续信息披露的内容，模糊投资者决策信息；此外，由于ES信息披露缺乏法律法规的约束以及完善的监督机制，管理层可能会采取机会主义行为，即从形式上适应企业绿色转型与可持续发展的要求，选择性地披露对企业自身有利的社会责任信息，达到提升企业形象的目的。部分实证研究也支持了这一观点。一方面，新古典主义认为ESG信息披露及相关活动会给企业带来额外成本（Derwall等，2005［16］）。Levitt（1958［17］）指出，公司的业务是赚取经济利润，并不是社会福利，同时，投资人也只会关注可靠的财务数据，这与弗里德曼的观点不谋而合。企业承担社会责任给企业带来了额外成本以及财政负担，尤其是对于中小企业，其披露非财务信息带来的收益小于成本，且其专有信息、敏感信息的披露会加剧投资者的风险感知，在短期内提高企业资本成本（Rafeala等，2020［18］）。另一方面，当企业为了追求“漂绿”的经济利益而履行社会责任、环境责任时，会产生信息混淆，其实质是对企业可持续发展信息及绿色转型信息进行人为美化，并未实质性采取任何举措，加剧信息不对称程度，在资本市场出现“乐队花车”效应，进而导致提高企业融资约束程度等“滚雪球”的不良后果，这也必然会降低企业的财务绩效并阻碍企业的未来成长（黄溶冰等，2020［19］）。

ESG信息披露与融资约束间的关系研究尚未形成一致的结论，部分学者对产生差异的原因进行了探讨与检验。Maria等（2018）［20］认为不同样本间存在国家制度、法律文化、经济发展等异质性因素，ESG信息披露产生的经济后果不尽相同。此外，在同一国家，由于不同区域的社会资本（Anand和James，2015［21］）、行业特征(Richard等，2012［22］)等存在差异，这会影响ESG信息披露的质量，进而对企业融资约束程度产生不同的影响。

对于中国情境的ESG信息披露经济后果的相关研究，必须考虑中国的特有的经济发展水平与制度环境。一方面，中国的经济发展水平已由高速增长阶段转入高质量发展阶段，企业作为资本市场的微观主体，需要提升其发展质量与可持续发展水平，共同赋能经济发展，ESG信息披露已然成为顺应经济发展潮流的产物。另一方面，中国与西方发达国家ESG信息披露不同，中国ESG信息披露水平及评级机构的发展尚处于起步阶段，并未有强制披露条款对其进行约束，但是ESG信息披露对中国现有的自愿性信息披露制度形成了有益补充，且并未对企业形成披露成本负担。因此，本文认为ESG信息披露能通过降低信息不对称程度，向外界传递企业发展态势的积极信号，顺应新《环保法》的实施与绿色信贷政策的支持，显著缓解企业融资约束水平，其作用机理如下。第一，环境、社会、治理信息披露可以降低企业内外部信息使用者的信息不对称程度（Anwer等 2014［23］；吴红军等 2017［12］）。相关研究表明，企业经济收益与盈利能力等财务指标不足以让投资者做出信贷决策（Andreas等，2016［24］），ESG信息披露能够帮助投资者全面了解企业目前经营发展状况，并对企业风险做出准确评估。即使企业目前经营状况欠佳，ESG相关非财务信息也会提升信息透明度，降低管理层隐匿动机，进而帮助企业获得投资者情感上的支持与认同（张爱卿和师奕，2018［25］），提升投资者投资意愿，达到缓解融资约束的目的（钱明等，2017［26］）。第二，ESG信息披露向投资者及社会公众传递积极信号，树立发展信心。披露环境责任、社会责任信息的企业向外界传递其对可持续发展理念的坚持，代表企业长期战略的发展方向，为企业赢得良好的声誉、提升员工满意度，进而形成自身的竞争优势（Nabil和Rose，2017［27］），并通过改善与利益相关者的关系获得社会网络资源与社会资本，实现资源交换；此外，良好的企业形象会增强企业投资者的信任，提高企业的信用评级，进而降低投资者的风险感知与其要求的必要报酬率（Mohammed等，2019［28］），原因在于经营环境较差、财务状况陷入困境的企业没有足够的资源展开社会责任活动。因此，声誉良好的企业更容易获得金融机构与投资人的资金支持。同时，ESG信息披露受到分析师、机构投资者的关注（周方召等，2020［29］），对企业的信息披露形成外部监督，督促企业提升非财务信息供给质量，提升自身的合法性地位，降低投资者需要面临的信息风险及其要求的资本成本。换言之，ESG表现较差的企业很难获得必要的资源支持。第三，中国政府对环境保护、气候变化等绿色政策的支持力度不断攀升是企业实现绿色转型的保障。2015年《环境保护法》加重了企业的环境税费支出，绿色金融、绿色信贷政策的出台与完善进一步降低绿色企业的融资成本，提升棕色企业的融资约束程度，倒逼棕色企业实现绿色转型（He等 2019［30］；陈国进等 2021［31］）。ESG信息披露帮助企业提升其组织合法性，建立良好的政企关系并获得优质资源以及机会（孟猛猛等，2019［32］），进而帮助企业提升其外部融资能力，实现企业成长与高质量发展（王艺明和刘一鸣，2018［33］）。因此，ESG信息披露既契合企业绿色发展与可持续发展进程，满足社会公众及投资者的信息需求，同时助力企业在全球化的背景下拓宽企业融资渠道，降低融资约束给企业带来的负面影响，提高资本市场资源配置效率。

综上所述，企业ESG信息披露表现越好，将进一步缓解信息内外部不对称程度，向外界传递积极信号，进而扩宽融资渠道并降低融资成本，企业融资约束程度得以缓解。据此，本文提出假设1：

H1:ESG信息披露与企业融资约束程度呈负相关关系。

2.2 媒体监督的调节作用分析

随着信息化时代的到来，媒体行业在社会中扮演着重要角色，其已经成为影响经济发展、企业运营的重要因素。新闻媒体可以在保障信息质量的同时提升信息的流通速度，发挥“信息传递”效能，同时也可以保障良好的信息传播环境，并对已有的正式制度、非正式制度发挥“监督治理”作用（Dyck等，2008［34］）。现有文献从媒体关注、舆论监督的视角研究了其降低债务成本、缓解融资约束的作用（黄静如和刘永模2020［35］；何红渠和张琳 2021［36］），但对于以媒体监督为调节变量的实证研究还较为匮乏。

新闻媒体作为外部信息发布平台，其与ESG信息披露相互作用，共同缓解信息不对称问题，成为社会监督的重要治理工具。一方面，媒体报道可以向市场传递信息，同时保障传递信息的效率及可靠性。媒体作为信息的供给者而非生产者，负责收集、核实、整理、发布企业的各类信息，向外界传递信息以及其情感倾向，以缓解资本市场间的信息摩擦，在资本市场中产生沉默螺旋效应（游家兴和吴静 2012［37］；贺云龙和肖铭玥 2020［38］）。另一方面，新闻媒体可以发挥外部治理与监督效应。新闻媒体不仅对企业披露的非财务信息予以核实监督，同时降低企业的代理成本并抑制管理层自利行为（郑志刚等，2011［39］；邝雄等，2019［40］）。随着媒体舆论影响力的进一步扩大，其负面报道导致基于印象管理动机的“漂绿”企业“表演”失败的概率空前增加，引发监管部门的介入甚至法律处罚，如“毒奶粉事件”、“土坑酸菜”等不道德的商业行为。对于企业来讲，其希望向社会公众传递积极的信息，树立良好的企业形象并实现资源交换。但是，其中不乏部分质量低下的信息，这无疑会破坏信息的可信度，在资本市场中产生“信息噪声”，混淆投资者及利益相关者的最优决策。新闻媒体作为信息中介，负责收集、整合并加工多方数据来源的信息，在经济有用信息的生成和信息佐证方面发挥着重要的治理作用，进而缓解资本市场的信息摩擦（原东良和周建，2021［41］）。基于可持续发展的政策，ESG信息披露使企业融资约束困境得以缓解，同时，正面媒体报道将进一步提升企业形象与企业声誉，形成信号一致性，树立利益相关者对企业发展的信心及认可度，提高企业声誉并形成品牌效应，进而有效改善企业面临的融资约束问题（Gunter和Aurelien 2019［42］；何红渠和张琳2021［36］）；而负面媒体报道则与积极的可持续信息披露相互作用，产生信息噪声，投资者对其的期望会有所降低（Jonathan 等，2016［43］）。

综上所述，媒体监督作为信息传递渠道与治理监督机制，创造良好的信息环境以保障ESG信息的有效传递，同时抑制企业的“漂绿”动机及管理层自私主义行为，进一步缓解ESG信息披露与企业融资约束间的关系。据此提出假设2：

H2：媒体监督对ESG信息披露与融资约束间的关系存在负向调节作用。

3 研究设计

3.1 样本选择及数据来源

本文选取2011-2020年度沪深A股上市公司的数据为研究样本，在此基础上剔除了：金融业公司；ST及*ST公司；存在重大数据缺失的公司。此外，为了消除极端值对实证研究结果产生的影响，对所有涉及的连续变量1%和99%分位上进行了 Winsorize 处理。最后共获得26067个研究样本。相关财务数据均来源于Wind数据库、CSMAR数据库及CCER数据库。媒体监督数据来源于中国研究数据服务平台（CNRDS）财经新闻库。

3.2 变量定义

3.2.1 被解释变量：企业融资约束（FC）

现有文献对于企业融资约束的衡量方法主要有以下六种：单指标测度（企业规模、企业年龄等）、投资-现金流敏感模型系数、现金-现金流敏感模型系数、SA指数、WW指数、KZ指数。本文选择Hadlock和Pierce（2010）［44］构建的SA指数，由具有强外生性的企业上市年限、企业规模构成，能较大程度上避免内生性问题以及主观性选择等问题，得到的实证研究结果较为稳健，符合中国资本市场状况并在中国情境得到了广泛应用（鞠晓生等 2013［45］；姜付秀等 2016［46］）。SA值绝对值越大，企业面临的融资约束困境越严重。

3.2.2 解释变量：ESG信息披露（ESG）

随着社会责任投资、可持续理念的发展，国内外出现了许多披露标准与评级标准，国外的评级体系已较为成熟，如MSCI ESG系列指数、英国富时FTSE4Good2系列指数、Bloomberg ESG指数、汤森路透ESG指数等等，但国内相关的评级机构仍处于起步阶段，如社投盟、商道融绿、华证等。本文选择华证ESG评级作为ESG信息披露的替代变量，其参考国外主流ESG评级框架并结合中国资本市场的特点，将环境、社会、治理三大支柱细分为14个主题、26个关键指标，覆盖范围包含所有上市公司，数据有较好的连续性和可获得性。华证ESG评级从C-AAA共分为九档，为方便实证研究，将C-AAA分别赋值1-9（高杰英等，2019［9］）。

3.2.3 调节变量：媒体监督（Media）

本文借鉴沈洪涛和冯杰（2012）［47］、张兆国等（2019）［48］、杨国超和张李娜（2021）［49］的研究，利用中国研究数据服务平台（CNRDS）财经数据库提供的媒体报道正面报道数量、负面报道数量、中性报道数量，用Janis-Fadner系数（J-F）构建媒体监督指标，如式（1）所示。

其中，e为正面媒体报道数量，c为负面媒体报道数量，t为正面报道的数量与负面报道数量之和。J-F系数的取值范围为-1至1。有关企业的积极报道越多时，J-F系数越接近于1，企业面临的媒体监督压力越小；当有关企业的负面报道越多时，J-F系数接近于-1，此时，企业面临的媒体监督压力较大。

3.2.4 控制变量

为强化研究的稳健性，在借鉴已有文献的基础上，本文从企业财务状况、公司治理、经济发展水平等维度系统地设置了控制变量。具体如下：企业规模、财务杠杆、企业成长性、盈利能力、资本支出、股权集中度、董事会规模、独董比例、两职合一、产权性质、股权制衡度、管理层持股、经济发展水平，同时控制行业和年份等因素。具体控制变量内涵及定义如表1所示。

3.3 模型设计

首先，为了检验假设1ESG信息披露对融资约束的缓解效应，设定如下模型：

其次，为了验证假设2媒体监督是否放大了ESG信息披露的经济后果效应，进一步缓解企业融资约束困境，引入媒体监督与ESG信息披露交乘项加入回归方程，设定如下模型：

其中，FC代表企业融资约束程度，ESG为ESG信息披露水平，Media为媒体监督，i和t分别代表不同企业和年份，Controls为控制变量，Industry和Year为控制年度和行业，ε为随机扰动项。

4 实证研究结果及分析

4.1 描述性统计分析

从表2的描述性统计结果可以看出，中国上市公司融资约束程度差异较大，均值为3.819，最小值为3.171，最大值为4.421；ESG评级平均值为6.508，中位数为6，多半上市企业的ESG评级并未达到平均水平，最小值为1，最大值为9，标准差为1.114，表明不同样本企业间ESG评级差距较大，有较大的提升空间。变量的差异性为本研究提供了良好的契机。媒体监督四分位数为0.015，中位数为0.146，可见样本数据中至少四分之三的媒体报道呈积极态度，与中国正向媒体情绪主导的现状相符。

表2 描述性统计结果

4.2 回归结果

表3首先对ESG信息披露与企业融资约束间的关系进行实证检验，其中（1）列为加入控制变量及行业、年份效应的标准全样本回归，其结果为-0.005且在1%的水平下显著为负，说明ESG信息披露水平能够缓解企业面临的融资约束程度，支持假设H1。此外，为削弱由于反向因果导致的内生性问题同时探究其时滞性，本文将核心解释变量进行滞后一期处理，回归结果如表3（2）列所示，其结果显著为负且在1%的水平上显著，系数为-0.004，即上一期的ESG信息披露会对当期的企业融资约束程度产生显著的缓解效应，进一步支持本文提出的假设H1。此外，在控制行业及年份效应的前提下，本文进一步控制行业×年份效应对全样本进行高维固定效应回归，结果如表3（3）列所示，系数为-0.004，结果依然在1%的水平上显著为负，证实了本文研究结论的稳健性。为避免公司个体层面的聚集效应导致回归结果产生偏误，全文均选用聚类到个体层面的聚类稳健标准误进行调整。

表3 ESG信息披露与融资约束回归结果

续表

ESG信息披露能给投资者提供增量信息并缓解企业融资约束程度。对于媒体报道倾向积极、正面媒体报道较多的企业而言，信号一致性的保险效应使ESG信息披露与融资约束间的关系更加明显。表4汇报了媒体监督的调节作用。（1）列结果汇报的是当期效应，加入财务状况层面、公司治理层面与经济发展层面控制变量，ESG信息披露与媒体监督交乘项ESG*Media的回归系数为-0.015，在1%的水平上显著，说明媒体监督对ESG信息披露与融资约束间的关系具有负向调节作用，即媒体监督的值越接近1，其媒体正面报道越多，企业面临的媒体压力越小，进一步缓解ESG信息披露与融资约束的关系。（2）列结果考察的是滞后效应，其交乘项ESGt-1*Mediat-1的回归系数为-0.016，在1%的水平上显著，进一步支持假设2。

表4 媒体监督调节作用检验结果

续表

4.3 稳健性检验

4.3.1 工具变量法

为了缓解随时间变化的遗漏变量导致的内生性问题，使用工具变量法进行稳健性检验。本文借鉴Yasser等（2019）［50］、于连超等（2021）［51］的研究，选择华证ESG评级的行业均值（Mean-ESG）作为ESG信息披露的工具变量。一方面，ESG评级的行业均值与解释变量密切相关，满足相关性假设。另一方面，ESG评级的行业均值只能通过ESG评级路径影响企业融资约束，满足外生性假设。同时，通过表5（1）列发现ESG信息披露存在行业同群效应，当同行业企业进行ESG信息披露时，其他企业也会模仿进行ESG信息披露。此外，Kleibergen-Paap rk LM 检验在1%的显著性水平上拒绝了工具变量识别不足的原假设，说明本文构造的工具变量是可识别的；Kleibergen-Paap rk Wald F检验的统计量大于Stock-Yogo检验在10%水平上的临界值，拒绝了工具变量弱识别的原假设。因此，本文选择华证ESG评级的行业均值作为工具变量较为合理且有效。

如表5所示，第二阶段回归结果显示ESG评级的行业均值与企业融资约束间系数为-0.034，在1%的水平上显著为负，说明ESG信息披露能显著缓解企业的融资约束程度，同时也证明了在考虑内生性的情况下，本文的研究结论也是稳健的。

表5 工具变量法回归结果

4.3.2 替换衡量方式

目前，国内外已有Bloomberg、社投盟、华证、商道融绿等多家评级机构每年定期发布企业ESG评级，考虑到数据的可获得性、时间跨度以及可靠性，本文替换核心解释变量为Bloomberg ESG指数（Pesg），与华证ESG评级相比，其不仅汇报ESG得分，同时包含环境、社会、治理分项得分。表6第（1）列中ESG信息披露与企业融资约束的回归系数为-0.003,且在1%的水平下显著；（2）列的回归结果为媒体监督的调节作用，交乘项Pesg*Media的回归结果在1%的水平上显著，系数为-0.004。与上文研究结论一致，说明本文研究结论具有较好的稳健性。

表6 彭博社稳健性检验结果

续表

除了改变核心解释变量，本文借鉴Almedia等（2004）［52］的研究，采用现金-现金流敏感模型系数替换企业的融资约束程度进行稳健性检验。现金-现金流敏感模型系数削弱了内生性与主观性问题带来的影响，且适用于目前中国的资本市场（宇文晶等 2017［53］;宁博等 2020［54］）。具体变量定义如表7所示。

表7 变量定义表

本文首先对全样本进行基准回归，结果如表8列（1）所示，经营现金流量Cash flow与现金持有变动ΔCashholding之间的关系在1%的水平上显著正相关，回归系数为0.326，表明企业每一单位的现金流量便会增加0.326单位的现金持有，即样本整体存在融资约束问题。列（2）中在全样本基准回归的基础上加入现金流量与ESG得分的交乘项，回归结果在5%的水平上显著为负，回归系数为-0.032，证实了假设1。列（3）加入调节变量媒体监督，交乘项ESG*Cash flow*Media系数为-0.022，在10%的水平上显著，支持上文的研究结论且具有良好的稳健性。

表8 现金—现金流敏感模型系数检验结果

4.4 异质性分析

4.4.1 产权性质

值得注意的是，在中国特殊的制度背景下，产权性质的差异会影响企业的经营决策，与国有企业相比，非国有企业在获取政府资源方面处于劣势地位。此时，非国有企业往往需要通过承担环境保护责任、社会责任、治理责任等途径向利益相关者传递其内部经营状况良好的态势，以及其对可持续发展理念的坚持，获得社会公众的认可并实现资源交换（余明桂等 2010［55］；王薇 2020［56］）。为研究不同产权性质对企业产生的差异，将研究样本分为国有企业与非国有企业进行分组回归。在非国有企业中，ESG的回归系数为-0.003，在1%的水平上显著；在国有企业中，ESG信息披露对融资约束的缓解效应并不显著，究其原因，可能是因为国有企业具有承担社会责任的义务，且总能获得政府资源的支持，进而削弱了ESG信息披露与融资约束间的关系。

表9 产权性质分组回归

4.4.2 企业生命周期

生命周期理论认为，企业作为一种特殊的有机生命体，也会经历成长、成熟、衰退等一系列由盛转衰的过程。处于不同生命周期阶段的企业，其披露ESG信息的动机不同，其带来的经济后果与作用机制也有所差异（马微和盖逸馨 2019［57］；赵天骄等 2019［58］）。现有文献认为上市公司已度过初创期（陈红等，2019［59］），因此，本文根据现金流量特征将其生命周期划分为成长期、成熟期、衰退期三个阶段。首先，对于成长期的企业来讲，其正在以较快的速度完成扩张，需要广泛引起投资者及社会公众的关注与资金支持，倾向于通过传递其负责任的良好形象进而赢得企业声誉，提升市场份额并获得市场资源，扩宽资金流入渠道；其次，当企业步入成熟阶段时，其市场份额及占有率的增长速度开始放缓，可持续发展成为企业运营的主要目标，基于前期的声誉积累与企业形象，ESG信息披露将为企业赢得更多信誉资源，企业获得的收益远大于其披露信息所需成本，反哺企业高质量发展；最后，当企业进入衰退阶段，其营运能力与盈利能力相对减弱，资金匮乏、市场份额紧缩等风险开始凸显，企业的首要任务是解决生存问题。此时，ESG信息披露会导致资源错配，投资者和债权人也会对其信息的真实性存疑并保持观望态度，并不会改善企业面临的融资约束困境。基于以上分析，本文借鉴Dickinson（2011）［60］的现金流量组合法的研究成果，根据经营现金流、投资现金流与筹资现金流特征，将企业生命周期划分为三个阶段：成长期、成熟期和衰退期，对ESG信息披露的融资约束缓解效应进行分组回归。表10回归结果显示，（1）列、（2）列回归系数分别为-0.005和-0.006，均在1%的水平上显著，说明对处于成长期与成熟期的企业而言，积极披露ESG信息可以帮助获得资源，缓解企业融资难题；对于处于衰退期的企业，其回归系数为-0.002，ESG信息披露对其融资困境有缓解作用但并不显著，说明企业应根据其经营状况，及时调整其资源配置，摆脱经营困境。

表10 企业生命周期

续表

4.4.3 新《环保法》政策效应

新《环保法》于2015正式执行，被称为最严环保法，对企业加强环境治理、承担污染防治责任做出了新的规定与要求，提升社会公众以及投资者对环境保护、污染防治等方面的认识，可能会对ESG信息披露与企业融资约束程度间的关系产生影响。因此，本文对新《环保法》实施前后的研究样本进行分组回归。回归结果如表11所示，在新《环保法》实施以前，ESG信息披露并未获得投资者的广泛关注，可能给企业带来额外成本，并不能有效缓解企业融资约束程度，回归系数为-0.001，没有通过显著性检验。在新《环保法》实施以后，ESG信息披露对融资约束的缓解效应明显提升，回归系数为-0.001，在5%的水平上显著，可见，新《环保法》不仅提升了企业环境合规性，提升利益相关者对可持续发展信息的关注程度，倒逼企业加强环境规制与环境保护信息披露水平，同时也帮助企业获得更多的经济资源，实现经济效益与社会效益的“共赢”。

表11 新《环保法》政策效应

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4.4.4 披露性质

2008年深交所与上交所相继发布对部分企业强制披露社会责任信息的要求，同时鼓励非强制披露相关信息的企业自愿披露社会责任信息。对于应规披露和自愿披露的企业，两种披露方式可能会对ESG信息披露的信息增量产生不同的影响，投资者和社会公众也会对其做出不同的反应。基于此，本文根据应规披露和自愿披露社会责任相关信息的要求对研究样本进行分组回归。如表12所示，对于自愿披露社会责任信息的企业，ESG信息披露能显著缓解企业融资约束水平，回归系数为-0.002，在1%的水平上显著；这一结果在应规披露的企业中并不显著。究其原因，可能是因为对于自愿披露的企业而言，ESG信息披露能够向企业传递其对可持续发展理念的坚持，其盈余管理水平也显著降低（陈国辉等，2018［61］）；而应规披露的企业多是为了满足合法合规性需求，出于经济效益动机对ESG信息敷衍了事，并未能从实质上缓解企业融资约束程度。

表12 应规披露与自愿披露

5 结论及建议

本文以2011-2020年中国上市公司的相关数据作为研究样本，实证检验了ESG信息披露对企业融资约束程度产生的影响，研究结论如下：第一，ESG信息披露对于企业融资约束程度具有显著的缓解作用。第二，媒体监督对ESG信息披露与融资约束间的关系具有显著调节作用，媒体积极报道倾向与ESG信息披露相互作用，共同缓解企业的融资约束程度。第三，基于产权性质、企业生命周期、新《环保法》政策以及披露性质的进一步研究发现，非国有企业中，ESG信息披露能显著缓解企业融资问题，但在国有企业中，此缓解效应并不显著；处于不同生命周期的企业，应根据自身发展适时披露ESG信息，成长期或成熟期的企业能通过ESG信息披露缓解融资约束程度，而对于衰退期的企业，此缓解效应并不显著；新《环保法》显著提升了资本市场对ESG信息的关注程度与敏感程度，政策实施后ESG信息披露对融资约束的缓解效应显著；是否强制披露社会责任信息也会对ESG信息披露的融资约束程度产生影响，投资者更愿意投资主动承担可持续发展责任的企业。

基于以上的研究结论，本文的政策启示意义在于：第一，企业应积极承担ESG责任并积极披露ESG相关信息，实现企业绿色转型并赋能企业高质量发展。本文研究结论表明，ESG信息披露能够有效降低企业的融资约束程度，企业应积极参与环境保护、气候治理、慈善捐赠等活动，获得外界资金、资源支持，实现企业的可持续发展。此外，根据异质性分析的研究结果，企业应根据其实际发展状况与生命周期阶段及时调整企业可持续发展战略与ESG信息披露强度，才能真正实现企业资源配置的优化，进而将社会效益转化为经济效益。第二，新闻媒体作为企业活动的信息传递者与外部监督者，应保障良好的信息传递环境，监督企业的ESG信息披露及其责任表现。目前，ESG信息披露标准及其细则尚未形成制度规范，新闻媒体依托于大数据及互联网的发展，提升信息传递的效率及可靠性，发挥其信息中介效用，其报道倾向放大企业的ESG表现及违规行为，引导企业资金流向ESG披露较好、负面新闻较少的企业，提升资源配置效率。第三，政府及监管部门应积极制定法律法规及监管制度，助力企业绿色转型。根据进一步分析的研究结果，新《环保法》政策实施后，督促企业提升自身合法合规性，也吸引投资者对可持续发展信息的重点关注，ESG信息披露显著缓解企业的融资约束难题。此外，本文分别以应规披露和自愿披露社会责任信息的企业进行分组研究，发现自愿披露社会责任的企业更能向外界传递积极信息，其ESG信息披露显著缓解融资约束水平，这一效应对应规披露的企业并不显著。因此，监管部门应顺应资本市场发展规律，鼓励企业自愿披露ESG信息，同时加强对ESG信息披露的监管力度，提升ESG信息披露质量。目前，环境责任的落实与信息披露的监管力度进一步扩大，但尚未对ESG信息披露标准形成一致的规范指引，缺乏刚性约束，容易滋生选择性披露的“漂绿”行为，亟需从法律法规层面对ESG信息披露形成制度规范。此外，资本市场应及时引入ESG信息披露第三方独立鉴证机制，监管部门也应同时完善ESG信息披露的监管制度与惩罚机制，多方保障ESG信息披露的可靠性与及时性，增加“漂绿”企业虚假发布ESG相关信息的成本，进而提高市场经济的资金配置效率，赋能企业可持续发展。