ESG信息披露、债务融资成本与企业绩效

王欣兰 张勖捷 王楠

【摘 要】 基于2011—2020年医药制造业上市公司非平衡面板数据，运用多元线性回归模型和中介效应模型，检验了ESG信息披露质量、债务融资成本与企业绩效之间的关系。研究表明，在医药制造业中，ESG信息披露质量高的企业绩效更好，债务融资成本在ESG信息披露对企业绩效的影响中发挥部分中介效应。另外，根据产权异质性分析发现，与国有企业相比，非国有企业通过提高ESG信息披露质量降低债务融资成本，进而促进企业绩效的提升。企业积极进行ESG信息披露并提高信息披露质量，有利于降低债务融资成本，对驱动企业绩效提升具有正向作用。本研究拓展了ESG信息披露对企业绩效的影响机制研究，为更具针对性地提升医药制造企业绩效提供了经验证据。

【关键词】 ESG信息披露； 债务融资成本； 企业绩效； 中介效应模型

【中图分类号】 F275.5  【文献标识码】 A  【文章编号】 1004-5937（2023）13-0082-10

一、引言

ESG（Environmental，Social and Governance）信息披露主要聚焦上市公司在环境（E）、社会（S）和治理（G）方面的活动和行为结果，目的是规范和引导企业在追求经济利益的同时，重视对社会责任的履行，实现企业价值与社会价值相统一。2018年5月，证监会明确表示，要探索建立上市公司ESG报告制度，持续强化上市公司环境和社会责任方面的信息披露义务，同年9月，证监会发布修订后的《上市公司治理准则》（证监会公告〔2018〕29号），确立了ESG信息披露基本框架。2021年6月，证监会发布《公开发行证券的公司信息披露内容与格式准则第2号——年度报告的内容与格式（2021年修订）》（证监会公告〔2021〕15号）和《公开发行证券的公司信息披露内容与格式准则第3号——半年度报告的内容与格式（2021年修订）》（证监会公告〔2021〕16号），新增环境和社会责任以及公司治理章节，鼓励公司自愿披露报告期内为减少碳排放所采取的措施及效果，对促进上市公司ESG信息披露具有推动作用。

医药制造业作为重污染行业之一，其生产过程涉及具有严重污染性的药剂和化学物质，很容易对生态环境、居民生活与居住环境造成威胁，应更重视社会责任的履行。然而，根据我国上市公司2020年ESG信息披露情况统计，各行业ESG报告发布率存在较大差异。其中，金融业发布率为76%，钢铁行业发布率为56%，房地产业发布率为42%，而医药生物业发布率仅为23%。

目前，由于我国ESG信息披露制度实施较晚，尚缺乏统一框架和标准，除重点排污单位等适用特定披露要求的企业外，多数企业并无强制性披露要求[1]。这也导致了我国ESG信息披露存在诸多问题，主要集中于信息披露方式随意性、片面性和形式化；披露内容倾向于只披露正面信息、少披露或不披露负面信息，使得信息披露无法发挥其应有的效用[2]；信息披露的准确性和严谨性尚待商榷[3]等方面。可见，上市公司ESG信息披露质量亟待提升。通过对国内外文献梳理发现，现有研究主要聚焦于ESG信息披露的现状和制度安排，以及ESG信息披露对企业绩效、投资效率、企业创新等可能存在的影响机制。其中，学者们对ESG信息披露与企业绩效之间关系的研究，由于样本选取、指标量化、模型构建与数据分析等存在差异，尚未得到一致性结论。另外，目前学界就ESG信息披露对企业绩效影响的内在机理研究仍然比较匮乏。随着我国资本市场对上市公司ESG表现的日益关注，企业ESG信息披露质量也成为投资者、债权人权衡企业发展现状与未来前景，评估企业风险水平的重要因素。

有效的信息披露是企业取得外部融资的重要决定因素，信息不对称程度越大，企业获得外部融资成本越高[4]。若企业信息披露内容越充分，向利益相关者传递的有效成分越丰富，则越能有效缓解融资成本压力。截至2022年末，我国债券市场总规模达141万亿元，债务融资已成为我国上市公司的重要融资方式，债务融资成本是反映企业能否以较低的资金使用权价格有效缓解融资约束，进而改善公司绩效[5]的重要指标之一。那么，企业进行ESG信息披露，是否可以通过降低债务融资成本，进而提升企业绩效呢？目前，鲜有针对企业ESG信息披露、债务融资成本与企业绩效三者关系的研究，债务融资成本在ESG信息披露对企业绩效的影响机制中是否发挥作用尚未得到验证。因此，本文以2011—2020年A股医药制造业上市公司为研究样本，使用华证ESG评级数据作为评价企业ESG信息披露质量的主要依据，实证检验ESG信息披露对企业绩效的影响，并利用中介效应模型，检验债务融资成本在ESG信息披露与企业绩效关系中发挥的作用。

本文的研究贡献主要在于：（1）研究企业债务融资成本在ESG信息披露影响企业绩效过程中所发挥的中介作用，丰富了ESG信息披露对企业绩效的影响机制研究；（2）以A股医药制造业上市公司为研究对象，更具针对性地促进该行业上市公司改善ESG信息披露水平，进而对提升企业绩效具有一定的现实意义；（3）根据不同产权性质进行分组，探究国有企业与非国有企业ESG信息披露對企业绩效影响的异质性，使研究结论更具指向性和全面性。

二、理论分析与研究假设

（一）ESG信息披露与企业绩效

ESG信息披露本质上属于企业无形的社会责任资源，是企业所拥有的一种不可复制的、独特的资源与能力，反映了企业社会责任履行情况和可持续发展理念。而社会责任资源具有战略功能，对企业形成持续的竞争优势至关重要[6]。根据资源基础理论，尽管ESG信息披露作为企业的特殊资源与能力，无法给企业带来直接的绩效提升，但这种能力并不是一蹴而就的，而是企业在环境管理与环保技术、利益相关者关系管理、企业内部多维度监管等方面长期持续投入一定的有形资源，形成的企业具有核心竞争力的重要战略经济资源，这将有助于企业绩效提升。

从信号传递角度而言，企业通过积极地进行ESG信息披露，向政府、投资者以及社会公众传递出其重视履行保护环境、关注可持续发展、利他性行为意愿等方面的信号[7]，从而在一定程度上减轻了外部利益相关者与企业之间的信息不对称程度，更易于赢得各方利益相关者的支持与信赖[8]，获取更多优质社会资源配置。并且，ESG信息披露质量越高，树立起的良好企业形象也将有助于得到政府信任，获取政策扶持，保障企业绩效的提升[9]。

从产权异质性角度来看，在政府的“隐性担保”下，国有企业更容易通过履行环境与社会责任得到更多资源与资金支持[10]；而非国有企业往往以获取利润最大化为经营目标，其在履行环境责任和社会责任上具有一定的路径依赖性，即获取国家贷款和更多的税收优惠等外部规则介入时，非国有企业才更愿意履行社会责任[11]。由此推理，当医药制造业非国有企业ESG信息披露质量更好时，更容易提升企业声誉，与政府建立良好关系以获得政策性扶持，进而促进企业绩效提升。

基于以上分析，本文提出假设1。

H1：ESG信息披露质量对企业绩效有正向影响。

H1a：相较于国有企业，非国有企业ESG信息披露质量对企业绩效的提升作用更为显著。

（二）ESG信息披露与债务融资成本

根据信息不对称理论，投资者、债权人等外部利益相关者能够了解到的企业经营状况、财务风险等信息是有限的，这也就容易影响其进行准确的评价与投资决策，进而引发逆向选择，给企业带来更高的融资成本[12]。而当企业积极披露ESG信息，降低了企业与贷款机构的信息不对称程度[13]，有助于债权人更准确地评估企业违约风险和未来收益，进而实现债务融资成本的降低。

根据利益相关者理论，企业ESG信息披露水平有助于投资者做出合理的投资决策，信息披露质量越高越有助于吸引投资者，维持利益相关者对公司的信心[14]，但企业对社会责任的忽视可能会破坏其与利益相关者的契约关系，导致其失去资源支持、遭受再融资困难等风险[15]。贷款机构在信贷决策过程中越来越关注企业ESG信息披露水平[13]，在贷款利率决策中，企业ESG信息披露质量越高，债权人越容易获取违约风险评估所需相关信息，进而有助于企业降低债务融资成本。然而，目前医药制造业ESG信息发布率较低，行业内ESG信息披露质量参差不齐，这可能会加剧企业与债权人之间的信息不对称程度。

绿色信贷政策推出后，信贷门槛的提高可能给重污染行业带来更多的债务融资压力[16]，一旦出现环境问题，企业也将承担更多因污染破坏环境带来的严重后果[17]。尤其是随着我国环保政策持续收紧，医药制造业作为重污染行业之一所承受的社会责任压力也将成为其加强ESG信息披露的内源动力。然而，对于非国有企业而言，由于缺乏以政府控制为主的银行体系的支持，很难以较低的成本获得充足的资金[18]。而国有企业与政府之间存在着天然的利益与风险共担的“共生关系”，享有政府对资源分配（如信贷资源）干预中的更多优势[19]，也更积极履行社会责任以引领政策导向。对于非国有企业而言，并不具备这些优势，可能更依赖于通过ESG信息披露质量提高，释放其环保责任、社会责任和公司治理改善的信息，以缓解贷款机构等债权人规避信贷风险的考虑，进而降低风险溢价，以期达到降低债务融资成本的目标。

基于以上分析，本文提出假设2。

H2：ESG信息披露质量越高，企业债务融资成本越低。

H2a：相较于国有企业，非国有企业的ESG信息披露质量对债务融资成本的降低作用更为显著。

（三）ESG信息披露、债务融资成本与企业绩效

由于企业与外部投资者之间的信息不对称，债权人往往通过提高资金使用权价格中的风险溢价来进行自我保护。由此，诸多学者基于如何提高企业信息披露质量的角度，寻求降低企业债务融资成本的途径[20]。企业的ESG信息披露水平越高，债权人信息搜寻成本越低。根据利益相关者理论，债权人通过对企业环保、社会责任和公司治理等方面的认同，与企业间建立共同稳定的心理契约关系，这将增强债权人的信贷意愿，降低企业与债权人之间的代理成本和信息风险[21]，这将有助于降低企业债务融资成本，减少企业财务负担并降低财务风险，提高资源配置效率。另外，随着融资约束的改善，企业会投入更多销售和管理费用来促进销售增长和竞争力提升。基于资本结构理论，融资成本的降低和融资约束的缓解有助于提升企业绩效。

但现实中，不同产权性质的企业融资约束差异较大[22]，国有企业强政治关联和“隐性担保”优势，获得信贷融资成本低，而非国有企业在资本市场和信贷市场融资时均处于不利境地[23]，加剧了其融资约束，使企业产生更大的财务压力，给企业积极的竞争策略和投资决策带来消极影响，进而不利于企业绩效的提升。另外，随着“双碳”目标的稳步推进和金融市场的发展，医药制造业势必成为培育绿色发展新动能、减少碳排放的重要领域。基于地方政府偏好和社会稳定功能，国有企业在环境保护和减排降碳方面的投入更易得到政策性资金支持，且其外部融资风险溢价敏感性较低，这使国有企业融资约束和融资贵问题不突出。鉴于此，可能非国有企业更期望通过ESG信息披露向债权人传递环境保护、社会责任和公司治理完善的积极信号，进而通过降低债权人的信息成本和信贷风险，实现债务融资成本降低，企业绩效提升。

基于以上分析，本文提出假设3。

H3：债务融资成本在ESG信息披露与企业绩效的关系中发挥中介效应。

H3a：相较于国有企业，非国有企业的债务融资成本在ESG信息披露与企业绩效关系中的中介效应更为显著。

三、研究設计

（一）样本选取与数据来源

本文选取2011—2020年医药制造业上市公司为研究对象，医药制造业的划分依据证监会发布的《上市公司行业分类指引》（2012年修订）。研究过程中涉及的反映ESG信息披露的数据来自于华证评级数据库，企业财务数据和债务融资成本数据来自上市公司年报、CSMAR数据库以及东方财富Choice数据库。为了使样本更具代表性，本文对数据进行了以下处理：（1）不同市场和制度对ESG信息披露的要求可能存在差异，故选择A股上市公司；（2）剔除ST、？觹ST类企业；（3）剔除存在数据缺失和极端值企业；（4）对主要连续变量进行双侧1%的缩尾处理，以消除极端值的影响。经过上述处理，最终得到1 784个有效样本的非平衡面板数据，本文应用Stata16.0软件对样本数据进行回归检验。

（二）变量定义

1.被解释变量：企业绩效（ROA）

本文借鉴大多数学者[14，24]所采用的总资产报酬率（ROA）作为衡量企业绩效的替代变量。

2.解释变量：ESG信息披露（ESG）

随着ESG信息披露理念的兴起和发展，国内外出现了包括商道融绿、富时罗素、和讯、彭博等ESG评级数据，它们在评价标准、参考指标和覆盖范围等方面均有差异，但大多存在数据缺失多、更新频率慢等缺点。由于华证ESG评价数据更贴近中国市场，且覆盖范围广泛、时效性强，因此，本文选取华证ESG评级指标衡量企业ESG信息披露质量。华证ESG评级按照从低到高共分为9个等级，分别为C、CC、CCC、B、BB、BBB、A、AA、AAA，本文借鉴高杰英等[25]研究中的赋值方法，根据C—AAA共9个等级对核心解释变量ESG依次赋值为1—9。

3.中介变量：债务融资成本（COD）

本文参考李广子等[26]的研究，采用两个指标作为债务融资成本的替代指标，以利息支出占期末总负债的比值作为债务融资成本的替代变量COD1，以利息支出、手续费及其他财务费用占期末总负债的比值作为债务融资成本的替代变量COD2。

4.控制变量

通过参考现有文獻研究，本文引入企业规模（Size）、资产负债率（Lev）、固定资产比率（FAR）、无形资产比率（IAR）、现金水平（Cash）、股权集中度（Large）、独立董事比例（Ind）、企业成长性（Growth）和公司年龄（Age）作为控制变量。同时，生成了年份虚拟变量（Year）。

具体变量定义如表1所示。

（三）模型设计

1.基准模型

本文分析ESG信息披露质量对企业绩效的影响，构建回归模型1。

ROAi，t=α0+α1ESGi，t+∑Controli，t+Yeart+εi，t  （1）

其中，i表示企业，t表示年份，被解释变量ROAi，t为企业绩效；解释变量ESGi，t为ESG信息披露质量。Controli，t为其他控制变量。Yeart表示年份固定效应，以控制其他随时间变动的不可观测因素；εi，t表示随机误差项。

2.中介效应模型

为进一步检验债务融资成本是否能够在ESG信息披露质量对企业绩效产生的影响中起到中介作用，本文借鉴温忠麟等[27]对中介效应进行“三步法”检验的研究方法，构建中介效应检验模型2和模型3。

CODi，t=β0+β1ESGi，t+∑Controli，t+Yeart+εi，t （2）

ROAi，t=μ0+μ1ESGi，t+μ2CODi，t+∑Controli，t+Yeart+εi，t

（3）

其中，债务融资成本（CODi，t）为中介变量，模型2中系数β1表示ESG信息披露对债务融资成本的影响效应，模型3中系数μ1表示ESG信息披露对企业绩效的直接效应，系数μ2与模型2中系数β1的乘积β1μ2则表示中介效应大小，即ESG信息披露通过降低债务融资成本进而提升企业绩效的影响。若回归系数μ2显著为负，则表明通过降低企业债务融资成本可以促进企业绩效的提升；若回归系数μ1的绝对值小于α1的绝对值，则表明债务融资成本在ESG信息披露促进企业绩效的过程中发挥中介效应。

四、实证结果及分析

（一）描述性统计分析

为了直观形象地反映所选样本的各指标情况，对样本进行了描述性统计，详见表2。

根据表2统计结果可见：（1）从被解释变量企业绩效来看，ROA的均值为0.0696，最小值为-0.2001，最大值为0.2524，标准差为0.0710，表明医药制造业的整体绩效水平不高，但离散程度较高，样本间企业绩效水平良莠不齐。（2）从解释变量ESG来看，均值为6.3784，最小值为3，最大值为9，说明医药制造业上市公司ESG信息披露水平参差不齐，大多数企业的ESG信息披露质量居于中等水平甚至偏低，表明医药制造业信息披露质量还有较大提升空间。（3）中介变量COD1的均值为0.0176，最小值为0，最大值为0.0664；中介变量COD2的均值为0.0196，最小值为0.0001，最大值为0.0907，说明企业债务融资成本亦存在较大差异。

（二）相关性检验

为了检验变量间的线性相关程度和是否存在共线性问题，对样本进行了相关系数检验，详见表3。

根据表3相关系数检验结果可见：（1）总体而言，除债务融资成本的两种衡量方式COD1和COD2相关性系数较高外，其他变量间相关性较低，相关性系数绝对值均小于0.5，说明各变量间不存在严重的共线性问题，可以进行下一步检验；（2）解释变量ESG与被解释变量ROA在1%水平上显著正相关，初步验证了H1；（3）中介变量债务融资成本COD1、COD2与ESG、ROA的相关系数均在1%水平显著负相关，初步验证了H2。

（三）回归检验与分析

本文进行了多元线性回归，同时控制了年份固定效应，表4报告了ESG信息披露质量对企业绩效影响，以及债务融资成本在影响机制中发挥的中介作用。

根据表4中模型1的结果，可以发现：ESG信息披露对企业绩效在1%的置信水平上显著正相关，H1得到验证，这说明在控制了企业规模、资产负债率、企业成长性等因素后，ESG信息披露质量对企业绩效的提升有正向影响。同时，在控制变量方面，企业规模、现金水平、股权集中度、企业成长性、公司年龄与企业绩效均呈显著正相关。

根据模型2检验结果可见：解释变量ESG与企业债务融资成本的替代变量COD1和COD2均在1%的置信水平上显著负相关，表明企业ESG信息披露质量越高，债务融资成本越低，H2得到验证。

本文根据温忠麟等[27]中介效应的三步法逐步检验，首先，检验ESG信息披露质量对企业绩效的影响，如表4中的（1）列所示，ESG信息披露质量提升企业绩效作用显著。其次，检验ESG信息披露质量对债务融资成本的影响，如（2）列和（4）列中回归结果所示，β1系数显著为负，且COD的替代变量均通过1%显著性水平檢验。最后，检验债务融资成本是否在ESG信息披露质量对企业绩效的影响机制中发挥中介效应。在COD1和COD2作为中介变量进行的回归结果中，估计系数μ1和μ2均在1%的置信水平上显著，且μ2显著为负，说明债务融资成本在ESG信息披露与企业绩效关系中发挥部分中介效应，H3得到验证。

（四）异质性检验与分析

为进一步对ESG信息披露、债务融资成本与企业绩效三者关系进行研究，本文根据产权性质将全部样本分为国有企业和非国有企业两组，展开分组回归分析与检验，结果如表5所示。

通过对比国有企业和非国有企业分组回归结果，可以发现：

首先，根据模型1回归结果，列（1）国有企业与非国有企业的ESG信息披露水平对企业绩效的影响均在1%置信水平上显著正相关。同时，可以发现非国有企业回归估计系数相较于国有企业略高，这也在一定程度上说明非国有企业ESG信息披露促进企业绩效提升的作用更为显著，H1a得到验证。

其次，根据模型2分组回归，国有企业与非国有企业ESG信息披露水平对债务融资成本的影响存在显著差异，由列（2）及列（4）中替代变量COD1和COD2的回归结果可见，非国有企业组β1系数在1%水平上显著为负，而国有企业组中，ESG信息披露对债务融资成本的影响不显著，这也支持了H2a，即ESG信息披露对企业债务融资成本的降低作用在非国有企业样本中更为显著。

最后，根据模型3中介效应回归结果，在两种债务融资成本衡量方式下，列（3）及列（5）非国有企业债务融资成本在ESG信息披露质量对企业绩效影响中发挥的作用，均在1%置信水平上显著正相关，而国有企业组在模型3中的μ2相关性并不显著。这也表明，非国有企业通过加强ESG信息披露质量降低债务融资成本，进而促进企业绩效提升的作用更为显著，H3a成立。

（五）稳健性检验

本文进行了以下稳健性检验：（1）替换被解释变量。采取净资产收益率（ROE）指标，即净利润与股东权益平均余额的比值，对被解释变量企业绩效（ROA）替换，进行了回归分析。结果表明，ESG信息披露水平提升企业绩效作用显著；债务融资成本在ESG信息披露与企业绩效之间的部分中介效应仍然成立。（2）倾向性得分匹配法（PSM）。为了解决样本选择可能带来的内生性问题，本文选用了1■4最近邻匹配方式，通过形成被解释变量ESG的虚拟变量并进行变量赋值，区分出实验组和对照组，并对匹配后数据进行回归检验，结果依然显著。（3）滞后一期变量进行检验。为了缓解变量间可能存在双向因果关系的问题，考虑到企业ESG信息披露更新频率和信息传递的时效性，在多元线性模型中选择采用滞后一期的企业绩效变量，同时引入滞后一期的债务融资成本变量，回归结果均显著。（4）双向固定效应模型。为了解决遗漏变量可能带来的内生性问题，本文通过同时控制公司固定效应和时间固定效应进行回归，得到的结果稳健性较好。（5）工具变量法。选取每家企业注册地所在省份的其他上市公司ESG表现均值为工具变量（IV），通过2SLS检验结果表明，ESG信息披露质量对企业绩效的积极影响依然显著，如表6所示。

五、结论与建议

本文选取2011—2020年A股医药制造业上市公司为研究对象，运用Stata16.0对样本进行回归分析，实证检验ESG信息披露对企业绩效的影响及其机制分析，并进一步就ESG信息披露对企业绩效影响的产权异质性进行了研究。研究表明：（1）ESG信息披露质量越高，越有助于企业绩效的提升。企业ESG信息披露质量的提高，不仅意味着其在环境保护、社会责任履行和公司治理能力提升等方面的担当，也意味着吸引了更多外部利益相关者的青睐，更易于获得社会资源有效配置，实现企业绩效提升。（2）企业ESG信息披露质量的提高对降低债务融资成本有积极作用。较高水平的ESG信息披露质量可以向债权人传递丰富的预测信号，塑造企业经营状况良好和可持续增长的企业形象，降低了债权人的信息成本和违约风险，进而通过风险溢价的降低，使企业实现债务融资成本的降低。（3）债务融资成本起部分中介作用。企业ESG信息披露质量提高会带动企业绩效的提升，其中一个重要的原因在于企业环保、社会责任、公司治理能力的改善助力企业债务融资成本额降低，进而实现企业绩效的提升。（4）相较于国有企业，非国有企业ESG信息披露质量通过债务融资成本的降低，进而促进企业绩效提升的作用更为显著。

基于上述研究结果，本文提出以下建议：（1）就政府层面而言，应进一步完善ESG信息披露制度，逐步建立相对统一的ESG信息披露评价标准，严格ESG信息披露质量监管，积极规范与引导上市公司ESG信息披露行为。另外，增加ESG信息披露相应惩罚机制，形成监管ESG信息披露的良性闭环，提高ESG信息披露的积极性和可靠性。（2）就微观企业层面而言，一方面应积极响应国家保护环境、可持续发展和新发展理念的规划和方针政策，遵守ESG信息披露制度要求，重视ESG信息披露质量。另一方面，要顺势而为，主动承担起保护环境、社会责任履行和公司治理能力改善的责任。通过真实、全面的ESG信息披露，进一步明晰公司发展优势与潜在风险，及时调整企业ESG发展战略，实现自身绿色转型的同时吸引更多的投资者关注。树立良好的声誉和社会形象，增强员工、投资者、债权人、社会公众等利益相关者对企业经营未来可持续增长的信心，获取更多优质社会资源配置，实现企业绩效提升。

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