目 次

03 连锁股东与企业杠杆操纵：协同治理还是操纵合谋

李 黎

21 企业ESG表现对债务违约风险的影响

——基于企业生命周期理论视角

郭景先 巩文杰

31 股权制衡能缓解城商行信贷投向的大股东控制吗

罗 兴 徐贤焱 付俊霞 何奇龙

46 数字普惠金融会影响中小企业ESG表现吗

赖 妍 刘微微 邱丽莎

55 数字票据的功能定位、法律属性及监管方案

许 娟 罗熠琛

68 绿色“双循环”背景下中国碳足迹体系建设研究

雷 曜 周 怡 杨之韵 王紫薇

76 社会保险缴费基数与劳动供给

——基于CHFS数据的实证研究

田 影

86 农地信托监察人之理论反思与制度建构

徐铭泽

2023年第11期（总第556期）

《 》编委会

主 管：中 国 人 民 银 行

南 昌 中 心 支 行

主 办：江西省金融学会

学术顾问：吴晓求 陆 磊 肖 耿

主任委员：陈建新

委 员（以姓氏笔画为序）：

王德刚 王东升 尹继君 皮 唐

田万霞 许红辉 李 劲 李 玮

李 献 李明波 李新彬 刘承亚

刘 勇 张 菁 张 蓉 张 翔

肖 峻 肖连斌 余红永 陈风云

林茂新 岳 磊 周 祺 周时辛

胡跃辉 俞 坚 赵燕娜 姚家斌

高 峰 高建武 秦晓晶 景 煜

徐 辄 徐海涛 凌兴国 黄旭东

彭 凯 彭华峰 韩伟明 蒋若莹

曾 晖 曾剑辉 黎 朝

主 编：杜正琦

副 主 编：曾省晖

责任编辑：刘树德 郑思路

法律顾问：马 静

J I N R O N G Y U J I N G J I

1980 年创刊

MAIN CONTENTS MAIN CONTENTS

Chain Shareholders and Corporate Leverage: Collaborative Governance or Manipulation Collusion

……………………………………………………………………………………………………Li Li（3）

The Impact of Corporate ESG Performance on Debt Default Risk

——Based on the Perspective of Enterprise Life Cycle Theory

…………………………………………………………………………Guo Jingxian, Gong Wenjie（21）

Can Equity Checks and Balances Ease the Control of Major Shareholders in the Direction of Credit Invest⁃

ment of City Commercial Banks?

………………………………………………………Luo Xing, Xu Xianyan, Fu Junxia, He Qilong（31）

Will Digital Financial Inclusion Affect the ESG Performance of SMEs?

……………………………………………………………………Lai Yan, Liu Weiwei, Qiu Lisha（46）

Functional Positioning, Legal Attributes and Regulatory Schemes of Digital Tickets

…………………………………………………………………………………Xu Juan, Luo Yichen（55）

Research on the Construction of China's Carbon Footprint System under the Background of Green \"Dual Cir⁃

culation\"

………………………………………………………Lei Yao, Zhou Yi, Yang Zhiyun, Wang Ziwei（68）

Social Insurance Contribution Base and Labor Supply

——An Empirical Study Based on CHFS Data

……………………………………………………………………………………………Tian Ying（76）

Theoretical Reflection and Institutional Construction of Farmland Trust Supervisors

……………………………………………………………………………………………Xu Mingze（86）

FINANCE AND ECONOMY（Monthly）

No.11,2023（Serial No.556）

JRYJJ

连锁股东与企业杠杆操纵：协同治理

还是操纵合谋

[摘 要] 以2012—2021年A股企业为样本，探究连锁股东对企业杠杆操纵的影响。研

究发现，连锁股东能够显著抑制企业杠杆操纵，且在控制内生性及其他稳健性检验后结论

依旧成立，支持了协同治理假说。机制检验发现，连锁股东具有资源效应与治理效应，即能

够通过缓解企业资金短缺困境和强化内部治理的方式抑制企业杠杆操纵。异质性分析发

现，连锁股东对通过表外负债操纵杠杆、低债务融资能力、高审计质量以及高市场信息效率

组的企业具有更为显著的杠杆操纵抑制效应。拓展性分析发现，连锁股东在分散持股以及

属于非国有连锁股东时具有更强的杠杆操纵缓释作用，且连锁股东的杠杆操纵抑制效应能

够降低企业未来债务违约风险。

[关键词] 连锁股东；杠杆操纵；资源效应；治理效应；债务违约风险

[中图分类号] F275.5 [文献标识码]A [文章编号]1006-169X（2023）11-0003-18

DOI：10.19622/j.cnki.cn36-1005/f.2023.11.001

[作者简介] 李黎（1998—），安徽阜阳人，福州大学经济与管理学院，博士研究生，研究方

向为内部控制与公司治理。

■ 李 黎

一、引言

持续推进企业去杠杆，加快供给侧结构性

改革，进而防范化解重大金融风险是近年来中

国经济政策的重要内容。去杠杆能够避免资金

集中在少数企业中，提高市场中资金覆盖范围，

降低流动性风险，进而可以优化市场中的资金

配置。但是对于企业来说，在短期内迅速降低

杠杆率会加剧财务压力，进而迫使企业通过降

低员工规模或者投资水平以缩减资本支出。此

外，杠杆率是银行等金融机构衡量企业风险的

重要指标，高杠杆企业将会面临更为严格的债

务条款以及更高的融资成本，进而影响到资金

的稳定供给。在外部去杠杆压力与内部发展需

求相悖的情况下，企业往往会选择通过杠杆操

纵粉饰财务杠杆，进而导致实质性去杠杆的效

果并不明显。值得注意的是，杠杆操纵并未释

放企业内部风险，反而增加了企业财务信息噪

声，误导信息使用者的投资决策，进而加剧了系

统性金融风险。因此，探究企业杠杆操纵的影

响因素并挖掘其治理机制，进而提高资本市场资

金配置效率、防范化解重大风险显得尤为重要。

随着资本市场的发展，企业间的交流与合

作愈发密切，进而产生了连锁股东这种持股多

家 企 业 股 份 的 股 权 联 结 网 络（He & Huang，

2017）。连锁股东基于自身股权联结网络，在资

源配置、信息处理以及管理决策方面具有显著

优势，同时又持有企业较多股份，参与企业管理

决策的动机与能力较强，由此连锁股东将会对

企业发展产生重要影响。那么，从股权联结视

角看，连锁股东将对企业杠杆操纵产生何种影

响？其影响机制以及不同情境下的异质性表现

又是怎样的？遗憾的是，现有研究还尚未对连

FINANCE AND ECONOMY

金融与经济 2023.11

3

JRYJJ

锁股东与企业杠杆操纵的关系进行探讨，其影

响机制也处于尚未被打开的“黑箱”之中。

鉴于此，以 2012—2021 年 A 股非金融企业

数据对连锁股东与杠杆操纵的关系进行深入探

究。全文可能的贡献在于：第一，补充了连锁股

东经济后果的相关研究。现有研究主要从企业

并购绩效（Brooks et al.，2018）、创新投资（Vives，

2020）等方面对连锁股东经济后果进行研究，但

对杠杆操纵这一可能会加剧系统性风险的企业

行为关注不足。从杠杆操纵视角探究连锁股东

对企业的影响，既是对连锁股东协同治理假说

的有效佐证，也是对连锁股东经济后果研究的

进一步拓展。第二，丰富了企业杠杆操纵影响

因素的研究。现有对于杠杆操纵的研究，主要

从审计师（徐亚琴和宋思淼，2021）以及机构投

资者持股（卿小权等，2023）的角度探究如何治

理企业杠杆操纵。从连锁股东视角探究如何降

低企业杠杆操纵，既扩展了治理杠杆操纵的研

究边界，也为加快推动供给侧结构性改革、防范

重大金融风险提供了参考。第三，揭示了连锁

股东影响企业杠杆操纵的内在机理与不同情景

下的异质性表现，并从连锁股东持股模式与连

锁股东性质展开了进一步探究，不仅有助于较

为全面地刻画连锁股东对企业杠杆操纵的异质

性影响，加深对连锁股东协同治理效应的认识，

也为针对性地规范与引导连锁股东行为提供了

政策指引。

二、文献回顾与研究假设

（一）文献回顾

作为企业加强联系、巩固社会网络的重要

枢纽，连锁股东能够对企业经营管理与财务决

策施加重要影响（Schmalz，2018）。现有研究发

现，连锁股东具有协同治理与操纵合谋的双重

特征。支持协同治理观点的学者们认为，与个

体股东相比，连锁股东在资源获取、信息搜集等

方面具有显著优势，能够降低企业融资成本

（Cornaggia & Li，2019），增强企业风险承担水平

（杜善重和马连福，2022），进而有助于提升创新

绩效（杜善重和李卓，2022）。支持操纵合谋观

点的学者们认为，连锁股东投资多家企业的目

的是追求投资组合的利益最大化而非是单一企

业的价值最大化。在此基础上，学者们研究发

现连锁股东为了操纵企业进而协调市场安排，

倾向于与管理层达成合谋协议，签订薪酬敏感

性较低的合同（Antón et al.，2018）。基于股权投

资网络，连锁股东对企业的操纵合谋会导致企

业过分注重短期收益，推升了企业经营风险与

审计费用（梁日新和李英，2022）。

在外部政策监管与市场压力的影响下，许

多企业会选择通过杠杆操纵隐藏真实杠杆率，

而现有文献也表明企业会通过结构化投融资设

计、经营租赁等表外负债方式，或者虚增股权等

方式进行杠杆操纵。现有关于杠杆操纵影响因

素的研究还较少，学者们主要从企业内部因素

与外部因素展开了相关探究。在企业内部因素

方面，许晓芳等（2021）研究发现，控股股东股权

质押会增大企业市值管理动机与市场关注度，

进而会促进高杠杆企业的杠杆操纵行为。在企

业外部因素方面，卿小权等（2023）指出外界机

构投资者持股能够为企业提供充足资金，监督

管理层行为，进而有助于缓解企业杠杆操纵。

而吴晓晖等（2022）则认为机构投资者也可能因

为精力分散而对企业放松监管，进而导致企业

杠杆操纵程度加深。通过梳理文献可以看出，

一方面，现有关于连锁股东的研究虽然较为丰

富，但学者们对其经济后果尚未形成统一看法，

并且缺少从杠杆操纵视角对连锁股东经济后果

进行探究的文献；另一方面，已有从股东视角探

讨如何治理企业杠杆操纵的文章多是将股东视

为独立的个体，忽视了股权联结网络对杠杆操

纵的影响。因此，将连锁股东与企业杠杆操纵

纳入同一研究框架，探究连锁股东对企业杠杆

操纵的影响、作用机制及异质性表现，不仅有助

于丰富连锁股东经济后果的相关研究，也为深

刻认识连锁股东的资本市场效用，抑制企业杠

杆操纵行为，进而防范化解重大风险提供决策

参考。

（二）研究假设

杠杆操纵作为市场资源配置扭曲、企业自

身短视以及信息不对称等因素作用下的财务信

金融与经济 2023.11

4

JRYJJ

息操纵行为，主要通过表外负债以及名股实债

等手段隐藏企业真实杠杆率（许晓芳和陆正飞，

2020），进而规避高杠杆对自身发展的限制。然

而，杠杆操纵并未切实降低企业内部风险，反而

会误导财务信息使用者的相关决策，增大了发

生系统性金融风险的可能，削弱了宏观经济政

策调控的有效性。而连锁股东作为所有权社会

网络的重要体现形式，能够在参与企业经营管

理过程中发挥其所具备的各种资源要素优势，

进而可能会对企业杠杆操纵产生显著影响。从

理论上来说，与一般投资者相比，一方面，连锁

股东在资源供给、内部治理以及信息共享能力

等方面实现了显著提升，能够基于股权联结网

络为企业高质量发展提供更为广泛的支持；另

一方面，同时持股多家企业的特征强化了连锁

股东追求投资组合收益最大化的动机，提高了

其协调各企业间的竞争、统一安排投资组合内

的资源以谋取超额利润的倾向。不难看出，连

锁股东可能具有积极效用，抑制企业杠杆操纵，

同时也可能会具有消极效用，促进企业杠杆操

纵。基于此，分别从协同治理与操纵合谋视角

探究连锁股东对企业杠杆操纵的影响。

从协同治理视角看，连锁股东具有资源效

应，能够缓解企业资金压力、强化内部监督与管

理，进而抑制企业杠杆操纵倾向。一方面，连锁

股东具有资源效应，能够缓解企业资金短缺困

境，降低融资压力，进而抑制企业杠杆操纵。首

先，连锁股东作为市场中经验丰富的投资者，能

够在持股的过程中为企业注入大量资金，也更

有意愿为企业投资发展提供成本较低的资金，

进而提高企业市场价值，实现投资组合整体收

益的增加。同时，连锁股东对企业的投资持股

行为能够形成吸附效应，为企业带来更多的市

场投资者，进而降低了企业融资约束水平（Park

et al.，2019），有助于抑制杠杆操纵。其次，连锁

股东能够提高企业信息透明度，降低企业与外

部市场的金融摩擦。一是企业信息透明度提升

有助于连锁股东对其投资组合的价值进行评

估。二是连锁股东作为投资网络中的“信息

桥”，有能力凭借全行业信息优势识别并抑制企

业盈余管理行为，提高财务信息披露质量，因此

连锁股东有足够的动机与能力缓解企业内外部

信息冲突，提高企业融资贷款的可得性，进而降

低企业杠杆操纵水平。三是基于最大化投资组

合收益的目的，在企业面临同行业细分市场的

激烈竞争时，连锁股东会通过股权联结网络行

使投票表决权，对投资组合内的企业施加影响，

促进企业间的相互协作（Brooks et al.，2018），增

强企业供应链的稳定性，这有助于增强企业竞

争力，提升其内部资源配置效率与现金持有水

平，进而降低企业杠杆操纵倾向。最后，连锁股

东能够通过庞大的股权联结网络在企业间建立

起涵盖各种资源要素的内部交易市场与往来渠

道，进而推动关联企业内部资金池的形成，有助

于企业之间加强财务资源的协同配合，打破外

部融资的条款与规模限制，优化了投资组合中

企业的整体融资效率与融资渠道，进而降低企

业杠杆操纵动机。

另一方面，连锁股东具有治理效应，能够削

弱企业内部代理冲突，优化内部治理环境，进而

抑制企业杠杆操纵。根据代理理论，由于两权

分离导致的代理冲突会影响企业的经营管理决

策，进而会加剧企业杠杆操纵倾向。第一，去杠

杆不仅需要长期的精力投入，而且在降杠杆的

过程中可能会错失宝贵的投资机会，在此情况

下高管可能会通过操纵杠杆的方式快速摆脱高

杠杆率的桎梏。第二，大股东在进行股权质押

等利益侵占行为后，出于市值管理的目的，也会

导 致 企 业 杠 杆 操 纵 水 平 上 升（许 晓 芳 等 ，

2021）。由此可见，加强对高管及大股东自利行

为的监督将会降低企业杠杆操纵倾向。连锁股

东在投资持股的过程中积累了丰富的经营管理

经验，同时在企业中又具有一定的建议权，进而

能够降低代理冲突，改善企业内部治理环境，最

终实现对杠杆操纵的抑制。从治理动机看，杠

杆操纵会增大企业财务风险，降低企业市场价

值，进而影响到企业投资组合的价值最大化。

与此同时，作为代理冲突下的短视行为，企业发

生杠杆操纵会被认为是连锁股东治理能力不足

的表现，进而增加连锁股东负面评价，损害其市

连锁股东与企业杠杆操纵：协同治理还是操纵合谋

5

JRYJJ

场形象。连锁股东作为能够参与经营管理、行

使表决权的重要治理力量，具备显著的信息优

势，对企业战略部署、财务状况以及经营业绩等

较为熟悉，为了提升投资组合内的企业价值，维

护自身市场声誉，有较强的动机对企业短视决

策与杠杆操纵行为进行监督管理，约束高管与

大股东的机会主义行为（杜善重和马连福，

2022），进而提高企业管理决策与长远利益的契

合度。从治理能力看，一是基于股权联结网络

带来的所有权优势，连锁股东在企业内部治理

的相关议案上具有较强的话语权（Edmans et al.，

2019），能够通过罢免失职人员提高企业管理水

平，降低杠杆操纵的倾向；二是相比于控股股

东，连锁股东持有的股份较低，退出企业的阻力

较小，进而能够通过“退出机制”或者发出“退出

威胁”对高管及大股东的短视行为进行监督与

干预，提高决策的科学有效性，抑制杠杆操纵行

为。从治理成本看，连锁股东具有治理监督的

“规模经济”效应。一般投资者由于监督成本较

高进而导致监督意愿不强，而连锁股东能够将

监督管理同行业类似企业的优秀经验与方法应

用于投资组合内的其他企业，进而有效降低监

督过程中的固有成本，极大地提高了连锁股东

的监督收益与治理效率，有效抑制了企业杠杆

操纵行为。此外，连锁股东还具有信息效应，一

是连锁股东能够基于股权连锁网络的信息传递

优势，将信息披露的外部收益内部化于投资企

业，降低其信息披露专有成本，提高企业信息披

露意愿；二是连锁股东能够依托于全行业信息

优势识别并抑制企业盈余管理行为，提高财务

信息准确性与真实性。这有助于改善企业内

外部信息冲突，提高企业杠杆操纵手段的隐匿

难度与成本，并最终实现对杠杆操纵的抑制作

用。

综上所述，连锁股东一方面能够发挥资源

效应，通过提高融资效率、增强盈利能力等方式

缓解企业资金压力；另一方面能够发挥治理效

应，监督高管与大股东行为，抑制盈余管理行

为，进而制约企业杠杆操纵行为。基于此，提出

假设H1a。

假设 H1a：在其他条件一定的情况下，连锁

股东能够抑制企业杠杆操纵。

从操纵合谋视角看，根据投资者组合理论，

相比于单一投资企业价值最大化，连锁股东会

倾向于追求投资组合收益的最大化，而基于股

权联结网络所衍生的资源、信息与话语权优势，

为连锁股东获取更高的投资组合收益提供了便

利，强化了其操纵合谋动机，进而可能会导致无

效治理，加剧企业杠杆操纵水平。

一方面，连锁股东可能具有内部合谋效应，

减少对企业的积极治理，进而增加杠杆操纵动

机。首先，连锁股东具有明显的反竞争效应，能

够协调企业间的竞争关系，提高行业垄断度。

这种市场竞争的协调虽然有助于提升连锁股东

投资组合的收益，但对于单一企业来说，会降低

其投资效率与投资资金敏感度（潘越等，2020），

造成企业内部资源的无效耗费，增大了企业由

于内部资源不足而进行杠杆操纵以获取外部融

资的倾向。其次，由于投资者的认知能力与信

息处理能力是有限的，同时持股多家企业可能

会使连锁股东的治理精力过度分散而无法对投

资组合内的企业施加有效监督与治理（Di et al.，

2021），进而可能会引发由于投资者“分心”而导

致的杠杆操纵现象（吴晓晖等，2022）。最后，作

为连锁股东参与决策的重要手段，委派董事也

可能会最终导致企业杠杆操纵水平上升。主要

原因在于，连锁股东委派董事主要是为了维护

自身利益，董事会的独立性可能会在委派董事

数目不断增加的过程中被稀释，进而削弱了董

事会监督、制衡其他大股东的作用，使其放松对

大掏空行为的监管，因而提升了企业进行杠杆

操纵的可能性。从管理者合谋视角看，一是高

管作为企业管理决策制定的参与者以及执行

者，能够对企业投融资决策等资源配置施加影

响。而连锁股东为了获取投资组合的价值最大

化，在协调投资组合内企业间定价决策、投融资

决策等经营安排的过程中，需要高管的配合与

协作，因此连锁股东可能会放松对高管短视行

为的监督，进而会加剧企业杠杆操纵。二是连

锁股东也可能是为了分散风险或者获取交易收

金融与经济 2023.11

6

JRYJJ

益而同时持股多家企业。在高杠杆率增加了企

业风险或者阻碍了企业投资经营时，连锁股东

可能会抛售相关企业股票，引起股价下跌，进而

损害了高管的经营绩效。迫于业绩压力，高管

可能会选择通过杠杆操纵降低企业账面杠杆

率，以规避高杠杆的负面影响。从大股东合谋

视角看，作为企业重要的大股东之一，连锁股东

可能会基于自身与其他大股东的共同利益而合

谋侵占中小股东的利益（杜善重和马连福，

2022），进而加剧了代理冲突，降低了决策科学

性与有效性，提高了企业经营风险（梁日新和李

英，2022）。此外，连锁股东在协调与其他大股

东利益摩擦的过程中，可能会面临较高的合谋

成本，进而损害监督效率，导致企业经营业绩产

生较大波动，而经营风险与业绩波动的增加会

削弱银行及其他投资者的信心，提高了企业融

资约束与风险溢价水平，最终加剧了企业杠杆

操纵倾向。

另一方面，连锁股东可能具有信息舞弊效

应，降低企业信息透明度，进而促进企业杠杆操

纵。对于连锁股东来说，若提升企业信息披露

质量会损害自身投资收益，或者企业信息透明

度提升所带来的收益低于通过自身私有信息所

获取的收益，则连锁股东提高企业信息透明的

意愿降低，反而会极力构建信息壁垒以维护自

身利益，但信息不对称的加深会导致监督缺失，

诱发更为严重的道德风险与机会主义行为，进

而推升企业杠杆操纵水平。连锁股东降低信息

透明度主要出于谋利动机与“攘外”动机。其

一，与其他投资者相比，连锁股东能够基于其信

息优势牟取私利，因此为维持自身信息优势，连

锁股东有动机降低企业信息披露质量，以期通

过频繁的内部交易等投机行为获取超额收益。

与此同时，连锁股东为了隐匿内幕交易等负面

消息，倾向于增强与高管及其他股东的合谋，进

而会放松对内部短视行为的监管。这些均会导

致企业信息透明度的降低，提高了外部投资者

及分析师的信息收集与处理成本，削弱了外部

治理的有效性，为高管及大股东的机会主义行

为提供了便利，进而会加剧企业杠杆操纵。其

二，连锁股东可能会出于“攘外”动机（杜勇等，

2021），构建信息壁垒，进而获取垄断利润。根

据不完全契约理论，企业为了维持在同行业竞

争中的市场地位，同时避免行业内其他企业利

用契约漏洞危害自身利益，会倾向于对其他企

业施加负向影响。因此，在面临外部非连锁股

东持股企业时，连锁股东会将其投资组合内的

企业整合形成经营联盟，一是可以通过构建信

息壁垒，提升竞争企业对自身信息的获取难度；

二是可以通过扭曲企业真实会计信息，进而误

导竞争企业的投资决策，保持自身产品的竞争

力。然而，信息壁垒的构建虽然对抵抗其他企

业竞争具有一定作用，但同时也降低了银行等

金融机构与企业间的信息传递效率，外部投资

者难以准确感知企业经营状况，进而恶化了企

业融资环境，增强了企业通过杠杆操纵获取外

部融资的动机。此外，许晓芳等（2021）研究发

现，大股东在发生股权质押等利益侵占行为后，

为避免股价下跌损害自身利益，会通过操纵杠

杆等手段粉饰企业杠杆率，进而向外部传达低

财务风险、高偿债能力的特征，以便顺利获取投

资所需资金。而连锁股东作为企业大股东之

一，也可能会发生股权质押、关联交易等掏空行

为，进而通过杠杆操纵进行市值管理，避免股价

下跌导致投资组合的收益下降。

综上所述，在实现投资组合收益最大化的

目标下，连锁股东可能会通过内部合谋以及信

息舞弊的方式，即放松对企业内部管理的有效

监督，主动设置信息壁垒降低信息透明度，进而

谋取超额收益，但在这个过程中，一方面加剧了

代理冲突，提高了内部短视动机；另一方面也削

弱了外部监督的有效性，降低了融资效率，最终

导致企业杠杆操纵水平的提升。基于此，提出

假设H1b。

假设H1b：在其他条件一定的情况下，连锁

股东能够促进企业杠杆操纵。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

选取 A 股企业数据为样本，区间为 2012—

2021 年，并且进行以下预处理：删除金融、保险

连锁股东与企业杠杆操纵：协同治理还是操纵合谋

7

JRYJJ

业以及ST等异常样本数据，将样本中主要变量

缺失以及资不抵债的样本去除，并对连续变量

进行上下 1%的缩尾处理，最终获得 21150 条数

据。数据主要来自CSMAR数据库及手工整理。

（二）变量定义

1.被解释变量：杠杆操纵

现有研究表明，杠杆操纵手段繁多且数据

获取较难。许晓芳等（2020）提出了评估企业杠

杆操纵水平基本的 XLT-LEVM 法以及扩展的

XLT-LEVM 法，并且发现中国企业主要是通过

表外负债及名股实债的方式操纵杠杆。基于

此，参考现有研究，借鉴许晓芳等（2020）的做

法，假设企业仅通过上述两种手段进行杠杆操

纵，采用基本的 XLT-LEVM 法对企业杠杆操纵

水平（LEVM）进行测算，但与其做法不同的是，

一方面考虑到企业上市前的财务数据精准性及

可靠性较弱，另一方面ST、*ST或者PT等异常企

业由于业绩处于亏损状态，其杠杆操纵动机及

杠杆操纵水平可能会更高，进而影响对表外负

债和名股实债估计的准确性。因此在测算前，

剔除了企业上市年份前的样本及异常企业样

本。测算公式如下：

LEVMi，t= DEBTB_TOTALi,t + DEBT_OBi,t + DEBT_NSRDi,t

ASSETB_TOTALi,t + DEBT_OBi,t

- LEVBi,t

（1）

其中，LEVM 用来衡量杠杆操纵水平，根据

企 业 真 实 与 账 面 杠 杆 率 之 差 得 到 ；

DEBTB_TOTAL、DEBT_OB、DEBT_NSRD分别为

企业账面负债、表外负债以及名股实债总额，

ASSETB_TOTAL为企业账面资产总额，LEVB为

企业账面资产负债率。

2.解释变量：连锁股东

参考已有研究（He & Huang，2017；潘越等，

2020；杜善重和马连福，2022），通过以下步骤确

定连锁股东：首先，由于相关研究及中国证券法

均表明持股超过5%的大股东能够对企业经营管

理施加重要影响，因此将5%作为分界值，在季度

层面数据保留持股不低于5%的股东。其次，按

季度确定每家企业持股不低于5%且在其他同行

业企业中持股也不低于5%的股东数目。最后，

将符合条件的股东季度数据按年份求均值，并

加1取对数作为连锁股东指标（Cross）。

3.控制变量

借鉴其他学者的做法（卿小权等，2023；许

晓芳等，2021），选取企业规模（Size）、财务杠杆

变量类型

被解释变量

解释变量

控制变量

变量名称

杠杆操纵

连锁股东

企业规模

财务杠杆

成长性

企业年龄

股权集中度

总资产周转率

长期负债比

经营现金流

市场环境

制度压力

行业

年份

变量符号

LEVM

Cross

Size

Lev

Growth

Age

Top10

Ato

Ldebt

CFO

Market

Pressure

Ind

Year

变量说明

基于LEVM法的测算值

ln（持股5%股东数目+1）

总资产的自然对数

总负债/总资产

营业收入增长率

ln（观测年份-上市年份）

前十大股东持股比例

营业收入/总资产

长期负债/总负债

经营活动现金流/总资产

市场化指数

东部=3，中部=2，西部=1

行业虚拟变量

年份虚拟变量

表1 变量定义

金融与经济 2023.11

8

JRYJJ

（Lev）、成长性（Growth）、企业年龄（Age）、股权集

中度（Top10）、总资产周转率（Ato）、长期负债比

（Ldebt）以及经营现金流（CFO）作为控制变量。

考虑到外部环境对企业杠杆操纵的影响，选择

市场环境（Market）与制度压力（Pressure）对宏观

因素进行控制。其中，市场环境以王小鲁编制

的市场化指数平均增长率外推至2021年；制度

压力（Pressure）根据企业所在地区赋值，东部地

区取3，中部地区取2，西部地区取1，数值越大表

示企业去杠杆压力越高。为减少行业与年份差

异的影响，进一步控制了行业（Ind）及年份固定

效应（Year）。具体变量定义见表1。

（三）模型构建

为验证连锁股东与企业杠杆操纵的关系，

构建如下模型：

LEVMi，t=α0+α1Crossi，t+α2Sizei，t+α3Levi，t

+α4Growthi，t+α5Agei，t+α6Top10i，t

+α7Atoi，t+α8Ldebti，t+α9CFOi，t

+α10Marketi，t+α11Pressurei，t+∑Ind

+∑Year+ε （2）

其中，LEVM为企业杠杆操纵水平，Cross为

连锁股东指标，α0为常数项，ε为残差项，其他为

控制变量。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计

表2中结果显示，企业杠杆操纵水平最高为

1.251，最 低 为 0，均 值 为 0.111，与 吴 晓 晖 等

（2022）的研究相比，均值有所下降但最大值呈

现一定上升趋势，说明部分企业的杠杆操纵程

度进一步加剧。连锁股东最大值为1.099，最小

值为 0，表明不同企业的连锁股东数目各不相

同，与梁日新和李英（2022）的研究结论基本一

致。其他控制变量中最大值与最小值存在显著

差异，且均值与中位数较为接近，说明样本分布

较为广泛，基本呈正态分布。此外，各变量VIF

值最大值与均值分别为 1.77、1.29，说明不存在

严重的共线性问题。表3报告了是否存在连锁

股东时各变量的组间差异。根据表3中结果可

知，无连锁股东的企业中杠杆操纵均值与中位

数分别为 0.112、0.042，大于存在连锁股东的企

业，且均值差异与中位数差异显著，说明连锁股

东对企业杠杆操纵具有一定抑制作用，初步验

证了假设H1a。

表2 各变量描述性统计结果

（二）主回归分析

表 4 列示了连锁股东与杠杆操纵的回归结

果。列（1）结果显示，在仅控制行业及年份差

异，但未加入控制变量时，连锁股东的系数为

-0.0116，且在5%的水平上显著。列（2）至列（4）

中结果显示，在加入控制变量但并未同时控制

行业及年份差异时，各回归中连锁股东的系数

分别为-0.0278、-0.0156 以及-0.0270，且在 1%

的水平上显著。而在列（5）中引入控制变量以

及行业、年份虚拟变量后，连锁股东的系数仍旧

在1%的水平上显著为负，表明连锁股东对企业

杠杆操纵起到抑制作用，验证了假设H1a。以上

结果说明，连锁股东能够基于股权联结网络为

企业提供资源支持并且优化内部治理，进而抑

制企业杠杆操纵行为，支持了协同治理假说。

（三）稳健性检验

1.内生性处理

（1）IV-2SLS 法。参考已有研究的做法（梁

日新和李英，2022），以连锁股东的行业-年度均

值为标准生成工具变量（IV），具体来说，当企业

连锁股东数量大于行业均值时取 1，否则取 0。

变量

LEVM

Cross

Size

Lev

Growth

Age

Top10

Ato

Ldebt

CFO

Market

Pressure

样本量

21150

21150

21150

21150

21150

21150

21150

21150

21150

21150

21150

21150

均值

0.111

0.113

22.425

0.453

0.160

2.326

0.568

0.643

0.189

0.046

9.617

2.554

最小值

0.000

0.000

17.641

0.084

-0.529

1.099

0.233

0.086

0.000

-0.143

4.261

1.000

中位数

0.040

0.000

22.237

0.446

0.100

2.398

0.572

0.548

0.140

0.045

9.822

3.000

最大值

1.251

1.099

28.636

0.894

2.335

3.332

0.899

2.601

0.711

0.235

12.390

3.000

标准差

0.184

0.264

1.312

0.195

0.384

0.655

0.149

0.433

0.170

0.065

1.674

0.724

连锁股东与企业杠杆操纵：协同治理还是操纵合谋

9

JRYJJ

一方面，同行业企业在外部环境、盈利能力、运

营模式等方面具有相似特征，其所拥有的连锁

股东与行业连锁股东数量水平存在一定相关

性，满足工具变量的相关性要求，而为了进一步

捕捉这种相关性，仅在企业连锁股东数量超过

行业年度均值时取1，其他取0。另一方面，同行

业中连锁股东的数量水平并不会影响单个企业

的财务决策，无法对单个企业的杠杆操纵行为

施加影响，满足工具变量的外生性要求。基于

此，将生成的虚拟变量（IV）代入回归。表5中列

（1）结果显示，工具变量在 1%的水平上显著为

正，第一阶段的F 值为5796.15，显著大于10，排

除了弱工具变量问题；而列（2）中连锁股东的系

数为-0.0166，在1%的水平上显著，表明连锁股

东对企业杠杆操纵具有显著抑制效果。

（2）倾向得分匹配法（PSM）。参考已有研究

的做法（杜勇等，2021），将现有样本根据是否有

连锁股东分为实验组与对照组，并采用最近邻

匹配法进行回归。表5中列（3）结果显示，连锁

股东的系数为-0.0130，在1%的水平上显著，表

现出对杠杆操纵的显著抑制。

（3）Heckman两阶段。进一步采用Heckman

两阶段缓解内生性，在第一阶段中以剔除本企

业的行业连锁股东均值作为外生变量代入

Probit回归进而构建IMR，再将IMR代入第二阶

段的回归。表5中列（4）显示连锁股东的系数在

1%的水平上显著为负，抑制了企业杠杆操纵。以

上结果说明在控制内生性后，假设H1a依旧成立。

2.其他稳健性检验

（1）更 换 被 解 释 变 量 。 借 鉴 许 晓 芳 等

（2020）的研究，采用将会计手段操纵杠杆考虑

在内的扩展的XLT-LEVM法测算企业杠杆操纵

水平，并根据会计手段操纵杠杆的方式分别得

到直接法测算的杠杆操纵值（ExpLEVM）以及间

接法测算的杠杆操纵值（ExpLEVMI），并代入回

归。相关结果如表6中列（1）至列（2）所示。

（2）更换解释变量。借鉴已有研究（潘越

等 ，2020；杜 善 重 和 马 连 福 ，2022；杜 勇 等 ，

2021），采用以下指标重新衡量连锁股东。其

一，根据企业连锁股东是否存在构建虚拟变量

（Cross_D）；其二，根据连锁股东季度层面持股比

例的加权均值构建连锁股东持股比例变量

（Cross_S）；其三，改变连锁股东的界定门槛，以

持股不低于10%界定连锁股东，并构建连锁股东

虚拟变量（Cross_10_D）；其四，在以持股不低于

10%界定连锁股东的基础上，通过持股均值构建

变量

LEVM

Size

Lev

Growth

Age

Top10

Ato

Ldebt

CFO

Market

Pressure

无连锁股东

数量

17589

17589

17589

17589

17589

17589

17589

17589

17589

17589

17589

均值

0.112

22.26

0.445

0.162

2.278

0.559

0.630

0.182

0.044

9.626

2.563

中位数

0.042

22.109

0.436

0.100

2.303

0.565

0.541

0.134

0.043

9.860

3.000

有连锁股东

数量

3561

3561

3561

3561

3561

3561

3561

3561

3561

3561

3561

均值

0.102

23.241

0.493

0.149

2.565

0.610

0.708

0.223

0.057

9.575

2.508

中位数

0.032

23.081

0.498

0.098

2.708

0.608

0.586

0.169

0.054

9.732

3.000

均值差异

（t检验）

0.011***

-0.981***

-0.047***

0.013*

-0.287***

-0.050***

-0.078***

-0.040***

-0.013***

0.051*

0.055***

中位数差异

（秩和检验）

8.537***

793.563***

164.045***

0.325

501.138***

106.273***

37.444***

60.992***

85.434***

25.518***

24.611***

表3 是否存在连锁股东的单变量组间差异检验

注：*、**和***分别为在10%、5%和1%的水平上显著。

金融与经济 2023.11

10

JRYJJ

连锁股东持股变量（Cross_10_S），并将上述变量

分别代入模型回归，相关结果见表6中列（3）至

列（6）所示。

（3）更换样本。考虑到疫情防控期间企业

经营风险与融资压力进一步上升，进而加剧了

企业杠杆操纵动机，可能会对回归结果产生影

响。因此将2019年后的疫情防控期间数据剔除

重新回归，以排除外部环境冲击对连锁股东效

用的影响，相关结果见表6中列（7）所示。

（4）控制行业年度趋势。为控制行业年度

变化对回归结果的影响，进一步引入行业与年

份的交乘项以控制行业的年度差异，相关结果

见表6中列（8）所示。根据表中结果可以看出，

在替换变量、样本及控制行业年度趋势后，连锁

股东对杠杆操纵的影响依旧显著为负，验证了

研究结论的稳健性。

五、进一步研究

（一）影响机制检验

为进一步刻画连锁股东对杠杆操纵的作用

路径，加深对其作用机制的认识，同时为规避控

制变量中引入中介变量导致的内生性，在模型

（2）的基础上构建如下模型：

Mi，t=β0+β1Crossi，t+β2Sizei，t+β3Levi，t+β4Growthi，t

+β5Agei，t+β6Top10i，t+β7Atoi，t+β8Ldebti，t

+β9CFOi，t+β10Marketi，t+β11Pressurei，t

+∑Ind+∑Year+η （3）

表4 连锁股东与企业杠杆操纵

变量

Cross

Size

Lev

Growth

Age

Top10

Ato

Ldebt

CFO

Market

Pressure

常数项

行业效应控制

年份效应控制

样本量

调整R2

值

（1）

LEVM

-0.0116**

（-2.5010）

0.1119***

（81.1917）

是

是

21150

0.008

（2）

LEVM

-0.0278***

（-5.7944）

-0.0021

（-1.5075）

0.0278***

（3.3899）

-0.0137***

（-3.7228）

-0.0083***

（-3.7207）

-0.0197**

（-2.1642）

0.1317***

（38.7032）

0.1101***

（12.0108）

-0.0431**

（-1.9635）

-0.0015

（-1.3579）

0.0099***

（3.8344）

0.0655**

（2.3614）

否

否

21150

0.089

（3）

LEVM

-0.0156***

（-3.2550）

-0.0041***

（-3.0281）

0.0257***

（2.8939）

-0.0194***

（-5.2489）

-0.0135***

（-5.9179）

-0.0410***

（-4.4652）

0.1613***

（42.8220）

0.0855***

（8.8950）

-0.0738***

（-3.4134）

-0.0012

（-1.0725）

0.0083***

（3.1934）

0.1253***

（4.5404）

是

否

21150

0.116

（4）

LEVM

-0.0270***

（-5.6162）

-0.0027*

（-1.9333）

0.0313***

（3.7528）

-0.0141***

（-3.7307）

-0.0093***

（-4.1281）

-0.0190**

（-2.0881）

0.1334***

（38.9742）

0.1116***

（12.1767）

-0.0442**

（-1.9950）

-0.0023*

（-1.7791）

0.0109***

（3.9794）

0.0831***

（2.8835）

否

是

21150

0.091

（5）

LEVM

-0.0142***

（-2.9601）

-0.0051***

（-3.7248）

0.0301***

（3.3504）

-0.0202***

（-5.3237）

-0.0153***

（-6.6057）

-0.0412***

（-4.5002）

0.1641***

（43.3426）

0.0868***

（9.0248）

-0.0757***

（-3.4661）

-0.0027**

（-2.0484）

0.0102***

（3.6757）

0.1573***

（5.5181）

是

是

21150

0.119

注：*、**和***分别为在10%、5%和1%的水平上显著，括号内为t值。

连锁股东与企业杠杆操纵：协同治理还是操纵合谋

11

JRYJJ

其中，M 为中介变量，Cross 为连锁股东变

量，β0为常数项，η为残差值，其他控制变量同上

文。在前文模型（2）中连锁股东系数显著为负

的基础上，若模型（3）中连锁股东的系数同样显

著，则说明中介效应存在且显著。

1.连锁股东的资源效应

表5 内生性处理结果

变量

Cross

IV

IMR

控制变量

常数项

行业效应控制

年份效应控制

样本量

调整R2

值

（1）

First

Cross

0.6640***

（425.1815）

是

-0.1264***

（-10.3466）

是

是

21150

0.912

（2）

Second

LEVM

-0.0166***

（-3.1991）

是

0.1715***

（6.3312）

是

是

21150

0.119

（3）

PSM

LEVM

-0.0130***

（-2.6069）

是

0.2498***

（6.8449）

是

是

11466

0.127

（4）

Heckman

LEVM

-0.0136***

（-2.8264）

-0.0411**

（-2.3075）

是

0.4697***

（3.4188）

是

是

20793

0.120

注：*、**和***分别为在10%、5%和1%的水平上显著，括号内为t值。

表6 稳健性检验结果

变量

Cross

Cross_D

Cross_S

Cross_10_D

Cross_10_S

控制变量

常数项

行业效应控制

年份效应控制

样本量

调整R2

值

更换被解释变量

（1）

ExpLEVM

-0.0141***

（-2.9200）

是

0.1574***

（5.4888）

是

是

21150

0.117

（2）

ExpLEVMI

-0.0171***

（-3.3713）

是

0.0518*

（1.7217）

是

是

21150

0.124

更换解释变量

（3）

LEVM

-0.0110***

（-3.3232）

是

0.1565***

（5.4964）

是

是

21150

0.119

（4）

LEVM

-0.0436***

（-4.3093）

是

0.1525***

（5.3706）

是

是

21150

0.119

（5）

LEVM

-0.0077*

（-1.9455）

是

0.1639***

（5.7304）

是

是

21150

0.119

（6）

LEVM

-0.0381***

（-3.6229）

是

0.1561***

（5.4772）

是

是

21150

0.119

更换样本

（7）

LEVM

-0.0161***

（-2.9843）

是

0.2113***

（6.5909）

是

是

15733

0.120

控制行业

年度趋势

（8）

LEVM

-0.0149***

（-3.0985）

是

0.1538***

（5.3931）

是

是

21150

0.123

注：*、**和***分别为在10%、5%和1%的水平上显著，括号内为t值。

金融与经济 2023.11

12

JRYJJ

连锁股东的资源效应主要在于其能够缓解

企业资金短缺困境。一方面，连锁股东作为股

权联结网络的共享枢纽，能够提高企业特质信

息在资本市场中的传递效率，降低金融摩擦，优

化企业融资环境。另一方面，连锁股东作为企

业财务报告的使用者，对企业信息披露质量有

较高的需求，能够推动企业信息披露的广度与

深度，这会有效缓解企业与银行等金融机构之

间的信息冲突，提高企业贷款可得性，降低企业

融资成本。此外，连锁股东基于股权联结网络

与投资组合企业，能够构建起便利的内部交易

市场与资金池，有助于拓宽企业融资渠道并及

时满足企业融资需求，进而制约企业杠杆操纵

水平。大量研究表明，连锁股东能够提高企业

现金持有水平，改善融资约束环境（杜善重和李

卓，2022），进而能够推动企业高效发展。因此，

参考已有研究的做法，分别选取SA指数绝对值

（SA）（仪秀琴和孙赫，2023）和财务资源冗余度

（FS）（Kim & Bettis，2015）衡量连锁股东的资源

效应。其中，SA 指数 SA=-0.737× Size+0.043×

Size2

-0.04×Age，而 Size 代表企业规模，Age 代表

企业年龄，SA指数绝对值越大表示企业融资约

束水平越高；财务资源冗余以现金及现金等价

物/总资产并经行业均值调整得到，财务资源冗

余越高意味着企业在融资过程中的阻碍越低，

外部资源获取更加便利，融资环境也更加友

好。相关结果见表7。表7列（1）结果显示，连锁

股东的系数为-0.0524，在1%的水平上显著，表

明连锁股东能够有效降低企业融资约束，显著

化解其资金短缺压力。结合前文研究结论可

知，融资约束在连锁股东与企业杠杆操纵中起

到显著中介作用，而Bootstrap检验结果也在1%

的水平上显著，且置信区间在0的左侧，进一步

表明连锁股东能够通过缓解融资约束进而削弱

企业杠杆操纵动机。列（2）结果显示，连锁股东

的系数为正（0.0149），在 1%的水平上显著。表

明连锁股东能够提高企业财务资源冗余水平，

显著缓解内部资金短缺困境。同时，Boostrap检

验结果在1%的水平上显著，置信区间在0的左

侧，结合前文结论可知，财务资源冗余在连锁股

东与企业杠杆操纵之间起到部分中介作用。以

上结果说明，连锁股东能够通过缓解融资约束，

提升财务冗余的方式抑制企业杠杆操纵，即“连

锁股东——资源效应——杠杆操纵”的作用路

径有效。连锁股东作为所有权联结网络的重要

体现，不仅能够基于连锁网络提高企业信息披

露质量与传递效率，降低企业与外部市场的信

息摩擦，还可以基于投资组合网络构建企业间

变量

Cross

控制变量

常数项

行业效应控制

年份效应控制

样本量

调整R2

值

Bootstrap检验

（1）

SA

-0.0524***

（-9.5795）

是

4.5740***

（113.3025）

是

是

21150

0.383

[-0.00204，-0.000852]

P=0.000

（2）

FS

0.0149***

（5.8765）

是

0.1014***

（7.1478）

是

是

21150

0.144

[-0.00534，-0.00264]

P=0.000

（3）

DA

-0.0092***

（-6.2080）

是

-0.2472***

（-26.7927）

是

是

21150

0.393

[-0.00141，-0.00046]

P=0.000

（4）

IC

0.0090**

（2.5264）

是

0.0193

（0.8870）

是

是

21150

0.147

[-0.00065，-0.00003]

P=0.029

表7 中介效应检验结果

注：Bootstrap检验为2000次抽样结果，*、**和***分别为在10%、5%和1%的水平上显著，括号内

为t值。

连锁股东与企业杠杆操纵：协同治理还是操纵合谋

13

JRYJJ

的合作同盟，促进投资组合内企业融资多元化

的同时拓宽企业融资渠道，进而降低企业杠杆

操纵需求，实现对杠杆操纵的抑制。

2.连锁股东的治理效应

连锁股东的治理效应主要表现在其能够有

效缓解代理冲突，改善内部治理环境。一方面，

连锁股东能够基于自身信息优势与话语权地位

参与企业决策，进而提升决策效率，降低其杠杆

操纵倾向。另一方面，能够通过罢免相关不称

职高管，发出退出威胁等方式对高管及大股东

短视行为进行监督，进而约束企业杠杆操纵行

为。鉴于此，以企业盈余管理（DA）（杜勇等，

2021）以及内部控制质量（IC）（王岚和顾海荣，

2022）作为中介变量衡量连锁股东治理效应并

代入回归，相关结果如表7所示。其中，盈余管

理由修正的Jones模型估算得到，内部控质量由

迪博数据库内部控制指数/1000得到。表7中列

（3）结果显示，连锁股东的系数显著为负，表明

连锁股东有助于降低代理冲突进而有效抑制企

业盈余管理。同时，Bootstrap 检验结果在1%的

水平上显著，且置信在0的左侧，进而说明盈余

管理在连锁股东与杠杆操纵之间起到部分中介

作用，即连锁股东能够对企业内部短视行为进

行有效监督，进而降低杠杆操纵水平。列（4）结

果显示，连锁股东的系数为0.0090，且在5%的水

平上显著，说明连锁股东对企业内部控制具有

显 著 提 升 作 用 ，能 够 优 化 内 部 治 理 环 境 。

Bootstrap 检验结果也在5%的水平上显著，置信

区间不包括0，表明内部控制在连锁股东与企业

杠杆操纵之间起到部分中介作用，即连锁股东

的存在有助于改善企业内部治理，强化内部控

制质量，进而抑制企业杠杆操纵。以上结果说

明，连锁股东能够通过降低代理冲突，强化内部

治理的方式抑制企业杠杆操纵。一方面，股权

联结的特征赋予了连锁股东更为显著的信息优

势，使其能够更加便利地发现高管及大股东的

机会主义行为，进而及时通过表决权发声，提升

企业管理决策的科学有效性。另一方面，连锁

股东对多家企业的持股行为能够降低监督的单

位成本，提高监督效率，同时能够通过退出机制

以及发出退出威胁等方式约束高管与大股东行

为，进而对企业杠杆操纵起到有效抑制作用。

（二）异质性分析

1.区分杠杆操纵手段差异

现有研究表明，表外负债与名股实债是企

业进行杠杆操纵的主要手段（许晓芳和陆正飞，

2020；许晓芳等，2020）。表外负债是指那些并

未在报表中进行披露或者通过人为设计实现

“表外化”的负债，而名股实债是指名义上是股

权融资但实际上通过隐性合同等“抽屉协议”的

形式进行定期分红或者支付利息，进而在形式

上被避免确认为负债的相关债务融资。不难看

出，表外负债这种杠杆操纵手段主要是高管及

股东在短视倾向下的机会主义行为，能够通过

加强监督与管理进行抑制，而名股实债更多的

是基于相关会计准则及政策缺陷进行的杠杆操

纵行为。可以推知，对于表外负债，连锁股东能

够基于股权联结网络带来的信息、资源优势以

及丰富的投资管理经验，及时有效地识别并制

约高管及大股东的机会主义行为，提高财务报

表披露的全面性与真实性，进而抑制基于表外

负债的杠杆操纵行为，而对于名股实债这种由

于相关政策及准则不完善导致的杠杆操纵行

为，很难通过连锁股东的协同治理功能进行抑

制。鉴于此，为验证连锁股东对不同杠杆操纵

手段的异质性影响，将公式（1）中表外负债总额

与名股实债总额分别除以资产总额，得到企业

表 外 负 债 水 平（Debt_O）以 及 名 股 实 债 水 平

（Debt_N），并分别代入回归。根据表8列（1）结

果可知，连锁股东的系数为-0.0217，且在1%的

水平上显著，说明连锁股东能够有效降低企业

表外负债水平。列（2）结果显示，连锁股东的系

数为-0.0052，但并不显著，连锁股东对名股实债

水平的抑制作用并不明显。以上结果说明，相

比于名股实债，连锁股东对表外负债这种杠杆

操纵行为的抑制作用更加显著。

2.区分债务融资能力差异

作为衡量企业财务风险及偿债能力的重要

指标，杠杆水平的高低将直接影响市场投资信

心与银行等金融机构的贷款意愿。许晓芳等

金融与经济 2023.11

14

JRYJJ

（2020）的研究也表明，提升融资规模、降低融资

成本是企业进行杠杆操纵的重要驱动因素。因

此，企业自身债务融资能力将会影响其杠杆操

纵行为。具体而言，较低的债务融资能力意味

着企业很难从外部获取发展所需资金，由此可

能会导致企业错失高价值的投资机会，损害企

业市场价值及竞争力，此时企业具有较强的杠

杆操纵动机。而连锁股东的存在，一方面能够

为企业提供资金支持，增强其产品盈利能力；另

一方面能够主动发挥自身“信息桥”的功能，降

低金融摩擦，化解企业融资困境，进而对缓解企

业杠杆操纵具有显著效果。而具有较高债务融

资能力的企业，在资源获取的渠道与成本上具

有显著优势，对粉饰财务杠杆的需求不强，进而

导致连锁股东对企业杠杆操纵的抑制作用不明

显。基于此，为验证不同债务融资能力下连锁

股东对杠杆操纵的差异化影响，将样本数据以

债务融资能力中位数分组回归。其中，债务融

资能力以长期借款/总资产进行表征。根据表8

列（3）结果可知，当企业债务融资能力较低时，

连锁股东的系数显著为负，说明连锁股东对债

务融资能力不足所导致的杠杆操纵行为具有显

著缓释作用。而列（4）当企业债务融资能力较强

时，连锁股东系数为-0.0109，但并不显著。以上

结果说明，连锁股东对低债务融资能力的企业

具有更为显著的杠杆操纵抑制作用。

3.区分审计质量差异

作为企业外部治理机制的有效补充，审计

师在降低市场中信息不对称、监督企业行为，进

而有效保护利益相关者权益的过程中具有重要

作用。与一般审计师相比，拥有行业专长的审

计师在专业技能、信息挖掘以及风险识别方面

存在着显著优势，因此审计师行业专长越强，审

计质量越高，而审计质量的提升有助于提高企

业信息透明度，进而加强外部监管，规范高管及

股东行为。相比于行业专长较弱的审计师，具

有强行业专长的审计师更加善于利用自身优秀

的专业技能与审计证据收集分析的能力，快速

识别企业杠杆操纵行为，并通过出具非标审计

意见的方式向市场揭示企业风险，而这会降低

企业资本市场价值，损害连锁股东的投资收

益。因此，在较强行业专长审计师的外部监督

下，连锁股东为了降低企业年报被出具非标意

见的概率，规避企业市场价值的下降所导致的

投资损失，会更为积极地利用自身的股权联结

网络加强对企业的资源供给与内部监督，提高

财务信息披露质量，进而对企业杠杆操纵表现

出更为显著的抑制作用。为检验审计师行业专

长对连锁股东与杠杆操纵的影响，借鉴徐亚琴

和宋思淼（2021）的研究，以审计师行业专长表

表8 杠杆操纵手段与债务融资能力异质性结果

变量

Cross

控制变量

常数项

行业效应控制

年份效应控制

样本量

调整R2

值

（1）

表外负债

Debt_O

-0.0217***

（-2.6342）

是

0.4487***

（8.6946）

是

是

21150

0.477

（2）

名股实债

Debt_N

-0.0052

（-0.6714）

是

0.5174***

（4.8147）

是

是

21150

0.014

（3）

低债务融资能力

LEVM

-0.0143**

（-2.5085）

是

0.1074***

（3.2586）

是

是

10781

0.241

（4）

高债务融资能力

LEVM

-0.0109

（-1.4916）

是

0.2254***

（4.9926）

是

是

10369

0.072

注：*、**和***分别为在10%、5%和1%的水平上显著，括号内为t值。

连锁股东与企业杠杆操纵：协同治理还是操纵合谋

15

JRYJJ

征审计质量，并进行分组回归。根据表9列（1）

结果可知，在审计质量较低时，连锁股东的系数

为-0.0042，但并不显著。而列（2）中，当审计质

量 较 高 时 ，连 锁 股 东 对 杠 杆 操 纵 的 系 数 为

-0.0191，在1%的水平上显著，说明行业专长较

强的审计师能够对企业形成更强的监督效应，

这会促使连锁股东积极参与企业治理，监督并

约束企业杠杆操纵行为，进而实现协同治理效

应。以上结果表明，相比于低审计质量，在审计

质量较高时，连锁股东对企业杠杆操纵的抑制

作用更加明显。

4.区分市场信息效率差异

通过信息传递驱动资源要素的有效配置是

市场的基本功能。其中，信息效率是实现市场

中各种生产要素高效流转，进而影响企业运营

管理决策的重要因素。一方面，较高的市场信

息效率意味着企业特质信息能够更为快速地融

入资本市场，进而强化了连锁股东基于股权联

结网络的“信息桥”功能，不仅增强了连锁股东

对企业经营管理信息的捕获能力，强化了其对

企业的有效治理，而且有助于连锁股东更好地

化解企业与银行等金融机构之间的信息摩擦，

提高企业融资贷款的可得性，进而抑制企业杠

杆操纵倾向。另一方面，较高的市场信息效率

能够更为有效地缓解企业与外界的信息冲突，

提高企业股价对负面消息敏感度，进而强化企

业违规行为对连锁股东投资组合收益的影响，

促使连锁股东更加积极主动治理企业杠杆操纵

行为。此外，市场信息效率的提高能够降低外

部投资者的监督成本，这有助于加强外部投资

者对连锁股东及企业行为的监督，进而最大化

连锁股东的协同治理效应，提升连锁股东对企

业杠杆操纵的治理效果。因此，市场信息效率

的优化能够强化连锁股东对企业杠杆操纵的抑

制作用。为验证市场信息效率对连锁股东与企

业杠杆操纵影响，借鉴杜善重和马连福（2022）

的研究，以股价同步性衡量市场信息效率并进

行分组回归。其中，股价同步性越高，市场信息

效率越低。根据表9列（3）结果可知，在市场信

息效率较低时，连锁股东的系数为-0.0103，但并

不显著。而在列（4）中，在市场信息效率较高

时，连锁股东的系数为-0.0182，且在1%的水平

上显著。以上结果说明，相比于低市场信息效

率，在高市场信息效率下连锁股东对企业杠杆

操纵的抑制作用更加显著。

（三）拓展性分析

1.连锁股东持股模式与企业杠杆操纵

连锁股东持股模式的变化反映了其不同的

表9 审计质量与市场信息效率异质性结果

变量

Cross

控制变量

常数项

行业效应控制

年份效应控制

样本量

调整R2

值

（1）

低审计质量

LEVM

-0.0042

（-0.5876）

是

0.0468

（1.0984）

是

是

10881

0.145

（2）

高审计质量

LEVM

-0.0191***

（-2.8962）

是

0.2089***

（5.2264）

是

是

10269

0.100

（3）

低市场信息效率

LEVM

-0.0103

（-1.5551）

是

0.1729***

（4.5575）

是

是

10778

0.134

（4）

高市场信息效率

LEVM

-0.0182***

（-2.6396）

是

0.1400***

（3.2114）

是

是

10372

0.107

注：*、**和***分别为在10%、5%和1%的水平上显著，括号内为t值。

金融与经济 2023.11

16

JRYJJ

持股动机与话语权特征，探究不同持股模式下

连锁股东对企业杠杆操纵的影响，有助于更为

细致地区分和刻画连锁股东在企业经营管理中

对其杠杆操纵行为的异质性效用。因此，借鉴

已有研究的做法，将连锁股东持股模式分为以

下三种：持股不超过10%时为分散持股，持股超

过 10%但不超过 51%时为策略持股，持股超过

51%时为绝对控股。根据表10列（1）结果可知，

在连锁股东分散持股时，其系数为-0.0180，在

5%的水平上显著，表明分散持股有利于发挥连

锁股东的协同治理效应，进而显著抑制企业杠

杆操纵行为。列（2）中，在策略持股时，连锁股

东的系数为正，且并不显著，说明在策略持股

时，连锁股东的协同治理功能难以对企业杠杆

操纵行为发挥效用。列（3）结果显示，控股持股

模式下连锁股东的系数为0.0621，在10%的水平

上显著，说明在控股状态下连锁股东不但无法

发挥协同治理效应，反而会加剧企业杠杆操纵

行为。可能的原因是，在连锁股东持股比例较

低时，相比于控股股东，连锁股东在企业内部的

话语权较弱，为维护自身投资组合收益最大化

的目标，其通过监督其他大股东以及高管机会

主义行为的意愿较强，进而会积极参与企业治

理，缓解企业融资约束并且提高财务信息披露

质量，实现对杠杆操纵行为的抑制。而随着连

锁股东持股比例的增加，其话语权与决策地位

也在不断上升，进而加大了股东之间的相互制

衡与摩擦，抬高了治理成本的同时削弱了监督

效率，为高管操纵杠杆的短视行为提供了环境

基础，由此可能导致企业杠杆操纵呈现上升趋

势。当连锁股东持股比例进一步增加，达到绝

对控股时，其在企业经营管理中拥有着巨大影

响力。学者们研究发现，在连锁股东持股达到

控股规模时，更多地表现出无效治理或者过度

监督的特征，进而会抑制企业创新绩效（杜善重

和李卓，2022），弱化分析师预测质量。因此可

以推知，在控股状态下连锁股东内部会形成联

合体进而能够发挥其所有权优势操控企业决

策，为其侵占其他中小股东利益或者掏空企业

提供便利，一方面会导致企业代理冲突加剧，增

大连锁股东与高管合谋动机，提高了企业杠杆

操纵倾向；另一方面连锁股东在攫取控制权私

利后，为避免股价下跌有更强的市值管理动机

（许晓芳等，2021），进而可能会推动企业实施杠

杆操纵。

表10 连锁股东持股模式与企业杠杆操纵

注：*、**和***分别为在10%、5%和1%的水

平上显著，括号内为t值。

2.连锁股东股权异质性与企业杠杆操纵

现有关于连锁股东的研究多是从同质性视

角出发对连锁股东的经济后果进行探究，但连

锁股东作为资本市场中活跃的投资者，其股权

性质的维度多种多样，不同性质的连锁股东其

企业治理效应也会存在一定差异。因此，进一

步基于连锁股东股权异质性视角探究不同类型

的连锁股东对企业杠杆操纵异质性影响。借鉴

已有研究的做法，依据股权性质将连锁股东划

分 为 国 有（Cross_sta）、民 营（Cross_pri）、机 构

（Cross_ins）以及外资（Cross_for）型连锁股东，并

分别进行回归。根据表11列（1）结果可知，在连

锁股东为国有性质时，其系数为-0.0040，但并不

显著。列（2）中当连锁股东为民营时，其系数

为-0.0190，在 5%的水平上显著。列（3）中连锁

股东股权性质为机构时，其系数为-0.0177，并在

1%的水平上显著。列（4）中外资型连锁股东的

系数为-0.0459，且在1%的水平上显著。可以看

出，民营、机构以及外资型连锁股东对企业杠杆

操纵均有显著的抑制效用，而国有型连锁股东

变量

Cross

控制变量

常数项

行业效应控制

年份效应控制

样本量

调整R2

值

（1）

分散持股

LEVM

-0.0180**

（-2.1921）

是

0.1093***

（3.3350）

是

是

18473

0.125

（2）

策略持股

LEVM

0.0063

（0.2844）

是

0.3960***

（5.1377）

是

是

2276

0.110

（3）

绝对控股

LEVM

0.0621*

（1.8465）

是

0.2569**

（2.0207）

是

是

401

0.095

连锁股东与企业杠杆操纵：协同治理还是操纵合谋

17

JRYJJ

的杠杆操纵抑制效应并不显著。可能的原因是

由于国有连锁股东的特殊性，其相比于非国有

连锁股东具有更为显著的资源优势，能够使企

业更为便利地获取银行贷款，在此情况下企业

进行杠杆操纵的动机较弱，进而导致相对于非

国有连锁股东来说，国有连锁股东对杠杆操纵

的增量治理效应不显著。

3.连锁股东、杠杆操纵与债务违约风险

杠杆操纵通过隐匿真实负债水平在短期内

降低了融资限制，缓解了企业融资需求，避免企

业因资金短缺导致的发展迟缓或者衰退，然而

杠杆操纵并未降低企业真实杠杆率，反而加剧

了财务信息的扭曲程度。与此同时，杠杆操纵

具有显著的程度累加特性（许晓芳等，2020），企

业债务风险会随着杠杆操纵所带来的不断增加

的债务规模而在企业内部逐渐积累，进而增大

了债务违约风险，阻碍了资本市场的稳定发

展。那么，连锁股东对企业杠杆操纵的抑制效

应能否化解企业债务违约风险？鉴于此，在模型

（2）的 基 础 上 构 建 中 介 效 应 模 型 ，以 Zscore

（Altman，1968）衡量企业债务违约风险，探究连锁

股东抑制杠杆操纵的经济后果。具体模型如下：

Zscorei，t+1=χ0+χ1Crossi，t+χ2Sizei，t+χ3Levi，t

+χ4Growthi，t+χ5Agei，t+χ6Top10i，t

+χ7Atoi，t+χ8Ldebti，t+χ9CFOi，t

+χ11Pressurei，t+∑Ind+∑Year+ξ

（4）

其中，Zscore表示t+1期企业债务违约风险，

数值越大意味着企业债务违约风险越低，其余

变量均为t期数值。Cross为连锁股东，χ0为常数

项，ξ为残差项，其他控制变量同上文。表12列

（1）结果显示，连锁股东的系数为0.3703，在1%

的水平上显著，表明中介效应显著，即连锁股东

能够通过抑制杠杆操纵降低企业债务违约风

险。而列（2）与列（3）结果显示，在国有企业中，

连锁股东降低杠杆操纵对其债务违约风险的缓

释效果不显著，而在非国有企业中，连锁股东的

系数显著为正，说明连锁股东的杠杆操纵抑制

效应对非国有企业的债务违约风险具有显著的

弱化效果。可能的原因是：一方面，相比于非国

表11 连锁股东股权异质性与企业杠杆操纵

变量

Cross_sta

Cross_pri

Cross_ins

Cross_for

控制变量

常数项

行业效应控制

年份效应控制

样本量

调整R2

值

（1）

国有

LEVM

-0.0040

（-0.6420）

是

0.1735***

（6.2379）

是

是

21150

0.119

（2）

民营

LEVM

-0.0190**

（-2.0745）

是

0.1755***

（6.3391）

是

是

21150

0.119

（3）

机构

LEVM

-0.0177***

（-3.6287）

是

0.1526***

（5.3471）

是

是

21150

0.119

（4）

外资

LEVM

-0.0459***

（-4.6602）

是

0.1355***

（4.6473）

是

是

21150

0.120

注：*、**和***分别为在10%、5%和1%的水平上显著，括号内为t值。

金融与经济 2023.11

18

JRYJJ

有企业，国有企业的资源网络较为丰富，在融资

渠道、规模及成本方面具有显著优势，债务履约

能力较强，发生违约的概率较低。另一方面，相

比于非国有企业，国有企业的发展需要满足政

策需要，并非单纯地追求企业价值最大化，在此

情况下，连锁股东对国有企业管理决策及财务

规划的干预与影响被削弱，最终使得连锁股东

的杠杆操纵抑制效应对国有企业的债务违约风

险缓释效果不够明显。

表12 连锁股东、杠杆操纵与债务违约

风险回归结果

注 ：列（1）Bootstrap 检 验 置 信 区 间 为

[0.00109，0.01664]，结果P值为0.025；*、**和***

分别为在10%、5%和1%的水平上显著，括号内

为t值。

六、结论与启示

基于协同治理与操纵合谋假说对连锁股东

与企业杠杆操纵的关系进行了理论分析，并选

取2012—2021年A股企业数据实证探究连锁股

东对杠杆操纵的影响，进一步检验了其作用机

制、异质性表现以及经济后果。主要研究结论

如下：连锁股东能够抑制企业杠杆操纵行为，支

持了协同治理假说。机制检验发现，连锁股东

具有资源效应与治理效应，一方面，连锁股东能

够为企业提供资金支持，增强其盈利能力与融

资效率，进而缓解企业资金短缺困境，实现抑制

杠杆操纵的目的。另一方面，连锁股东能够基

于自身话语权对高管及大股东的短视行为进行

监督，提高企业决策的科学有效性，进而抑制企

业杠杆操纵。异质性分析发现，连锁股东对通

过表外负债操控杠杆与低债务融资能力的企业

具有更强的杠杆操纵抑制效应。此外，在高审

计质量以及高市场信息效率的影响下，连锁股

东对杠杆操纵的抑制效果也更明显。拓展性分

析发现，连锁股东在分散持股模式下对杠杆操

纵的治理效应更显著，而绝对控股时反而会促

进企业杠杆操纵；相比于国有连锁股东，民营、

机构、外资等非国有连锁股东对杠杆操纵的抑

制作用更显著，并且进一步发现连锁股东的杠

杆操纵抑制效应有助于缓解企业未来债务违约

风险。

根据结论得出如下启示：第一，企业应充分

认识到杠杆操纵的危害性，杠杆操纵虽然为企

业带来了短期利益，但长远看会增加企业内部

债务违约风险。因此企业应该努力优化自身杠

杆结构，及时处理不良负债与过度负债。第二，

企业要积极引入连锁股东，凭借其股权联结网

络在资源、信息等方面的优势，缓解自身资源困

境，提高内部治理能力与治理水平。第三，企业

应该加强内部控制建设，增强对高管及大股东

的表外负债及名股实债的杠杆操纵手段的约束

效果，同时要积极引入高质量的外部审计，进而

加强对企业内部短视行为的有效监督。政府要

推进相关政策法规及市场化的建设，提高对不

同杠杆操纵手段的监管能力，根据不同企业特

征推出差异化的融资贷款支持政策，提高企业

债务融资能力，同时还应努力降低市场中的信

息壁垒，提高市场信息效率，进而加强对企业的

市场监督。第四，政府要正确引导和规范连锁

股东行为，积极倡导连锁股东发挥协同治理效

应，对其合谋垄断行为进行有效监管；还应该进

一步优化企业股权结构，增强对强话语权连锁

股东的监管，同时大力提高非国有连锁股东持

股积极性，促使其在企业发展及治理中发挥更

加重要的作用。

[参考文献]

[1]杜善重，李卓.连锁股东治理与企业创新

变量

Cross

控制变量

常数项

行业效应控制

年份效应控制

样本量

调整R2

值

（1）

总样本

Zscore

0.3703***

（3.4072）

是

23.6804***

（30.1032）

是

是

16080

0.468

（2）

国有

Zscore

0.1661

（1.5521）

是

19.1123***

（21.7544）

是

是

6231

0.472

（3）

非国有

Zscore

0.9751***

（4.1076）

是

27.4848***

（20.6989）

是

是

9849

0.473

连锁股东与企业杠杆操纵：协同治理还是操纵合谋

19

JRYJJ

[J].科学学与科学技术管理，2022（5）：117-141.

[2]杜善重，马连福.连锁股东对企业风险承

担的影响研究[J].管理学报，2022（1）：27-35.

[3]杜勇，孙帆，邓旭. 共同机构所有权与企

业盈余管理[J]. 中国工业经济，2021（6）：155-

173.

[4]梁日新，李英.连锁股东影响审计师定价

决策吗[J].会计研究，2022（6）：165-177.

[5]潘越，汤旭东，宁博，等.连锁股东与企业

投资效率：治理协同还是竞争合谋[J].中国工业

经济，2020（2）：136-164.

[6]卿小权，董启琛，武瑛. 股东身份与企业

杠杆操纵：基于机构投资者视角的分析[J].财经

研究，2023（2）：138-153.

[7]王岚，顾海荣.董事高管责任保险能提高

会计信息披露质量吗？：基于内部控制和代理成

本的视角[J].金融与经济，2022（9）：41-51.

[8]吴晓晖，王攀，郭晓冬. 机构投资者“分

心”与公司杠杆操纵[J].经济管理，2022（1）：159-

175.

[9]徐亚琴，宋思淼.审计师能识别企业的杠

杆操纵吗?：基于审计意见视角的实证检验[J].审

计研究，2021（6）：102-115.

[10]许晓芳，陆正飞，汤泰劼.我国上市公司

杠杆操纵的手段、测度与诱因研究[J].管理科学

学报，2020（7）：1-26.

[11]许晓芳，陆正飞. 我国企业杠杆操纵的

动机、手段及潜在影响[J]. 会计研究，2020（1）：

92-99.

[12]许晓芳，汤泰劼，陆正飞.控股股东股权

质押与高杠杆公司杠杆操纵：基于我国A股上市

公司的经验证据[J]. 金融研究，2021（10）：153-

170.

[13]仪秀琴，孙赫.ESG表现能否有效缓解企

业融资约束：基于融资渠道的研究[J].金融与经

济，2023（7）：65-75.

[14]Altman E I.Financial ratios，discriminant

analysis and the prediction of corporate bankruptcy

[J].The Journal of Finance，1968，23（4）：589-609.

[15]Antón M.，Ederer F.，Giné M.，et.Common

ownership， competition and top management

incentives[R].CESifo Working Paper Series

No.6178，2018.

[16]Brooks C，Chen Z，Zeng Y.Institutional

cross- ownership and corporate strategy：The case

of mergers and acquisitions[J].Journal of Corporate

Finance，2018，48（1）：187-216.

[17]Cornaggia J，Li J Y.The value of access to

finance： Evidence from M&As[J].Journal of

Financial Economics，2019，131（1）：232-250.

[18]Di Giuli A，Karmaziene E，Sekerci N.

Common ownership and firm dividend policies[J].

Finance Research Letters，2021，40（2）：101779.

[19]Edmans A，Levit D，Reilly D.Governance

under common ownership[J].The Review of

Financial Studies，2019，32（7）：2673-2719.

[20]He J， Huang J.Product market

competition in a world of cross- ownership：

Evidence from institutional blockholdings[J].The

Review of Financial Studies，2017，30（8）：2674-

2718.

[21]Kim C，Bettis R A.Cash is surprisingly

valuable as a strategic asset[J].Strategic

Management Journal，2015，35（13）：2053-2063.

[22]Park J，Sani J，Shroff N，et al.Disclosure

incentives when competing firms have common

ownership[J].Journal of Accounting and

Economics，2019，67（2-3）：387-415.

[23]Schmalz M C.Common- ownership

concentration and corporate conduct[J].Annual

Review of Financial Economics，2018，10（1）：413-

448.

[24]Vives X.Common ownership， market

power，and innovation[J].International Journal of

Industrial Organization，2020，70（3）：1-12.

金融与经济 2023.11

20

JRYJJ

企业ESG表现对债务违约风险的影响

——基于企业生命周期理论视角

[摘 要] 以2011—2021年沪深上市公司为样本，实证检验了企业ESG表现对债务违约

风险的影响以及生命周期的调节作用。研究发现，企业良好的ESG表现能够降低债务违约

风险，生命周期在 ESG 表现影响债务违约风险中具有调节作用，成长期和成熟期的企业

ESG表现对企业债务违约风险有显著缓解作用，而衰退期企业ESG表现对债务违约风险的

缓解作用不显著。影响机制研究表明，ESG表现通过提高信息披露质量与公司治理水平，

进而降低企业债务违约风险。

[关键词] ESG；债务违约风险；信息披露质量；治理效应；生命周期

[中图分类号] F275；F832.5 [文献标识码]A [文章编号]1006-169X（2023）11-0021-10

DOI：10.19622/j.cnki.cn36-1005/f.2023.11.002

[基金项目] 国家社会科学基金项目“我国科技金融资源配置效率的时空演化机制与提

升路径研究”（20BJL128）。

[作者简介] 郭景先（1976—），山东聊城人，山东理工大学管理学院，博士，教授，研究方

向为科技金融与资本运营问题研究；巩文杰（1996—），山东淄博人，山东理工大学管理学

院，硕士研究生，研究方向为财务管理。

■ 郭景先，巩文杰

一、引言

在双碳目标与高质量发展背景下，监管部

门 已 逐 步 构 建 ESG（Environmental，Social and

Governance，即环境、社会和治理）信息披露的框

架体系。如2018年证监会修订《上市公司治理

准则》，首次要求上市公司对环境、社会和公司

治理方面的信息进行披露；2022 年证监会发布

《上市公司投资者关系管理指引》，要求在沟通

内容中增加上市公司的环境、社会和治理（ESG）

信息。随着 ESG 信息披露框架体系的逐步完

善，ESG表现成为衡量企业社会担当与高质量发

展的重要标准。

ESG表现较好意味着该企业具有较好的可

持续发展能力，更强的社会责任担当意识。因

此，外部信息使用者在决策选择时更加关注企

业 ESG 表现，并以此作为评价企业经营绩效的

重要依据。

在企业经营风险方面，ESG良好的企业表现

出的抗风险能力更强（周方召等，2020）。研究

表明ESG表现可以降低企业总风险和特殊风险

（Sassen et al.，2016），能够抑制公司信息风险和

经营风险（晓芳等，2021）和股价崩盘风险（席龙

胜和王岩，2022）。在COVID-19危机期间，ESG

表现具有积极信号作用，能够有效缓解企业的

财务风险（Broadstock et al.，2021）。

尽管学术界已在ESG表现对企业风险状况

方面开展了相关研究，但是现有研究存在以下

不足：一是关于企业 ESG 表现与债务违约风险

之间关系的研究较少。据 Wind 数据库显示，

2022年债券市场共有73只信用债发生违约，涉

FINANCE AND ECONOMY

金融与经济 2023.11

21

JRYJJ

及债券规模430亿元。2023年“秦川大厨”“隆鑫

通用”“ST 华仪”等上市公司频繁发生重大债务

违约，可见中国企业债务违约爆发的形势依然

严峻，深入研究 ESG 表现对企业债务违约的影

响尤为重要。二是现有研究也忽视了企业成长

过程中时间维度上的潜在异质性，企业在不同

成长阶段的投融资能力与可持续发展能力存在

较大差异，其 ESG 表现对债务违约风险的影响

也会不同，那么生命周期对 ESG 表现与债务违

约风险之间的作用关系是否具有调节作用？该

问题探讨对不同发展阶段的企业进行 ESG 投

资、重塑ESG经营理念至关重要。

鉴于此，选取 2011—2021 年中国 A 股上市

公司为研究对象，理论分析与实证检验上市公

司ESG表现对债务违约风险的影响以及生命周

期的调节作用。可能贡献在于：第一，从企业债

务违约风险的视角分析了 ESG 表现效果，丰富

了 ESG 领域的相关研究。第二，从信息效应和

治理效应分析ESG表现与企业债务违约风险之

间的逻辑关系，厘清了两者之间的作用机制，为

ESG信息的决策有效性提供有力证据。第三，基

于企业生命周期理论，研究生命周期对 ESG 表

现影响企业债务违约风险的调节作用，拓展了

现有研究广度。

二、理论假设

（一）ESG表现与企业债务违约风险

随着价值创造动因从内部向外部延伸，企

业应采取相应的战略来应对社会和环境对价值

创造能力产生的新要求，进一步提高企业可持

续发展能力。ESG理念的践行对企业内部管理

与外部利益相关者具有重要意义。从企业内部

角度看，ESG表现作为企业经营保障的重要性越

发突出，利用ESG理念与企业战略相结合，能够

提高企业在环境、社会和治理方面的发展，在一

定程度上可以完善企业风险管理系统，减少企

业未来运营中的违约风险，增强企业履约能

力。从外部利益者角度看，企业生存和发展依

赖于利益相关者利益诉求的回应质量（李颖等，

2023），这与 ESG发展理念不谋而合。ESG体现

了企业在环境、社会和治理方面的综合表现，

ESG信息是外部利益相关者评估企业价值和企

业风险的新兴途径，在投资决策方面起到排雷

作用。因此，ESG表现良好的企业不仅具有较好

的管理系统，而且更受外部利益相关者青睐，能

够为企业吸引外源资金（仪秀琴和孙赫，2023），

减少企业债务违约问题。基于此，提出假设H1。

H1：良好的 ESG 表现能够降低企业债务违

约风险。

ESG评级的严格审查程序不仅能够抑制企

业粉饰信息披露的违规行为，而且高的 ESG 评

级得分代表企业能够积极践行 ESG 新发展理

念，具有强烈的责任意识，从而保证企业信息披

露质量。因此，较好 ESG 表现的企业拥有高质

量信息信用度，能够缓解企业内外部信息不对

称，进而降低债务违约风险。一方面，高ESG表

现的企业披露的财务信息和非财务信息更加丰

富，可以弥补传统财务信息的不足，有效降低企

业与外部资金供给者之间的信息不对称程度

（席龙胜和赵辉，2022）。依据多样化的财务与

非财务信息可以帮助债权人做出精准决策，减

少因信息不对称产生的交易成本，降低债权人

风险，从而能够获得融资支持（刘廷华，2021），

保证现金流畅通从而起到缓解债务违约风险的

目的。另一方面，随着ESG理念深入传播，投资

者越发关注企业 ESG 表现，且具有明显的 ESG

投资偏好。因此，企业开展ESG投资活动，获得

较高的 ESG 评级得分，能够向外部资金供给者

传递企业低风险的积极信号（王波和杨茂佳，

2022），帮助企业与外部资金供给者建立更加稳

固的投融资关系，进而降低债务履约成本（Atif

& Ali，2021；梅亚丽和张倩，2023）。综上所述，

良好ESG表现的企业不仅为外部投资者提供全

面的、高质量的信息，吸引外部资金供给者投

资，而且有利于与外部资金供给者建立稳定的

合作关系。这样保证了企业资金供给充足，增

强企业债务履约能力，避免因资金短缺导致的

债务违约与财务危机。基于此，提出假设H2。

H2：良好的 ESG 表现有助于提高企业信息

披露质量，进而缓解企业债务违约风险。

公司治理机制体现了一个企业在应对紧急

金融与经济 2023.11

22

JRYJJ

情况时的风险管理能力。良好的ESG表现意味

着企业不仅具有较强的环境与社会责任意识，

而且具有完善的公司治理机制，降低债务违约

风险。利益偏差的存在引发管理者为谋利进行

盈余操作等机会主义行为，所有权和经营权分

离导致所有者无法实时监督管理者行为，增加

了股东对管理者的监督成本。随着监管部门对

企业 ESG 信息披露框架体系的日臻完善，企业

为了达到 ESG 信息披露的具体要求，会加强在

环境、社会和治理各方面的经营管理（刘学娟

等，2023）。因此，基于 ESG 理念强化企业内部

管理建设，一方面有助于有效监督和约束管理

层利己行为而导致债务违约的可能。ESG表现

良好的企业展现出来的发展潜力能够吸引更多

外部关注，企业社会影响力的加强会进一步约

束管理者的自利行为（李井林等，2021）。另一

方面有助于企业进一步明确所有者、管理者以

及其他利益相关者之间权力分配与制约关系，

减少企业两权分离产生的代理问题（王治和彭

百川，2022），提高企业管理效率，降低企业经营

风险。另外，ESG投资所带来的长期效益能够抑

制企业短视行为，使管理层更加注重长远利益

发展，吸引外部投资者对企业进行投资，从而缓

解企业因资金不足导致的企业债务违约风险。

综上所述，ESG表现良好的企业具有完善的治理

机制，能够减少企业的委托代理成本，抑制企业

债务违约风险。基于此，提出假设H3。

H3：良好的 ESG 表现有助于提高企业治理

水平，进而缓解企业债务违约风险。

（二）生命周期调节作用

生命周期理论是指自然界中存在的各种客

观事物的阶段性变化及其规律。在企业不同的

生命周期阶段，其 ESG 信息披露的能力与动机

也会不同，那么带给企业的经济后果会存在较

大差异（李志斌等，2022）。现有文献认为上市

公司已度过资金匮乏、融资困难的初创期（陈红

等，2019），形成了一定的盈利能力和市场品牌

效应。因此，借鉴已有文献研究，将企业的生命

周期按照成长期、成熟期和衰退期三大类进行

划分。

成长期企业已经形成了一定的企业规模，

正处于快速扩张阶段，需要大量的资金支持规

模和质量提升，但投资者以及社会公众对其是

否具有可持续发展能力仍会持有保守观望态

度。企业加大 ESG 投资与信息披露，意味着企

业不仅具有完善的公司治理机制，而且具有环

保与社会责任担当（王清刚和徐欣宇，2016），帮

助企业树立良好形象和企业声誉，吸引外部投

资者及社会公众的关注，提升市场份额并获得

市场资源，扩宽资金流入渠道，实现经济价值与

社会价值协同增长（贺小刚等，2019）。由此可

见，成长期企业在大量融资需求驱动下，有强烈

的倾向通过ESG表现传递企业负责任的良好形

象，提高企业品牌竞争力和产品市场占有率，保证

企业稳定现金流量，从而降低债务违约风险。

成熟期企业各个方面发展趋于稳定，不仅

具有较好的内部经营现金流流入，而且也较易

获得外部资金支持，具有雄厚资金实力，而如何

长期保持技术领先与市场竞争力则是该阶段的

关键问题。由于成熟期企业在投资者和社会公

众心中已具有稳定且良好的声誉和形象，也具

有一定的前期 ESG 投入和信息披露基础，企业

加大ESG信息披露赢得的收益远大于信息披露

成本（李思慧和郑素兰，2022）。因此，成熟期企

业有能力创造出更多的社会价值，履行更多的

环保和社会责任，加大 ESG 投资，展现更好的

ESG表现，会进一步加固企业形象，有利于与外

部资金供给者形成长期稳定合作，对于降低债

务违约风险具有积极作用。

衰退期企业的经营效率和财务状况减弱，

在激烈的市场竞争中生存艰难，企业吸引融资

和投资能力下降，导致资金周转不稳定，容易出

现企业资金断链情况。根据马斯洛需求层次理

论，企业在此阶段的首要任务是解决生存问题

（刘诗源等，2020），维持企业资金周转，企业没

有充足的财务资源用于履行社会责任，增加创

新投资以及维持内部治理。如果衰退期企业加

大 ESG 投资，有可能导致企业资金错配，进而

ESG投资收益无法弥补投资成本，会加速其财务

困境，造成企业经营风险，导致无力履行债务契

企业ESG表现对债务违约风险的影响——基于企业生命周期理论视角

23

JRYJJ

约，加剧企业债务违约风险。基于上述不同生

命周期阶段的ESG表现影响债务违约风险的理

论分析，提出假设H4。

H4：成长期和成熟期企业的ESG 表现能够

降低债务违约风险，而衰退期企业的 ESG 表现

可能会加剧债务违约风险。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

选取2011—2021年A股上市公司为初始样

本，从中剔除了ST和金融保险类以及存在缺失

数据的上市公司。为避免极端值的影响，对所

有的连续变量进行首尾1%的缩尾处理。经过上

述处理，最终确定 4257 家企业的 30442 个样本

观测值。财务和债务违约风险等原始数据来源

于国泰安数据库（CSMAR），ESG 表现数据来自

万德（Wind）评级指标数据。

（二）模型构建与变量定义

为验证假设H1和假设H2，构建模型（1）。

EDPit=α0+α1ESGit+α2Controlsit+∑Year

+∑Ind+∑Province+εit （1）

其中，因变量 EDP 为上市公司的债务违约

风险，该值越大，企业债务违约风险越高；ESG为

企业ESG表现。α1为重点关注的回归系数，其大

小与显著程度反映了ESG表现对企业债务违约

风险的影响程度。Controls 是控制变量集合。

Year 代表年份固定效应，Ind 代表行业固定效

应，Province代表地区固定效应，εit是误差项。采

用逐步回归法进行中介效应检验，即在模型（1）

的基础上构建模型（2）和模型（3）。

Mit=β0+β1ESGit+β2Controlsit+∑Year+∑Ind

+∑Province+εit （2）

EDPit=θ0+θ1ESGit+θ2Mit+θ3Controlsit+∑Year

+∑Ind+∑Province+εit （3）

其中，M 为中介变量，包括信息披露质量

（adsDA）和公司治理（CG）。

1.企业债务违约风险（EDP）

基于 Merton 的 KMV 模型对上市公司债务

违约风险进行计量，参考邓路等（2020）研究，通

过企业违约距离（DD）来推测企业债务违约风险

（EDP）。违约距离（DD）体现了企业资产价值与

负债之间的关系，企业所具有的市场价值是否

有能力偿还负债以保证正常经营，当企业资产

价值距离违约点越近，企业发生违约的可能性

越大。违约距离（DD）的计算如公式（4）所示：

DD= ln(V/D)+(u - σ2

v /2)T

T σv

（4）

其中，V为企业资产市值，由企业债务市值

（D）和权益市值（E）组成，即V=D+E，而债务市值

（D）由流动负债和非流动负债构成，即流动负

债+0.5×非流动负债。 u 为预期资产收益率，假

定为企业前一年的股票回报率。σv为企业资产

价值波动率，由股票波动率和债务波动率组成，

债务波动率σD=0.05+0.25×σE，其中σE为权益波

动率。进一步，可计算企业资产价值的波动率，

即σv= E

V σE + D

V（0.05+0.25σE），T为债务期限，将

到期时间设置为1年。将上述计算公式带入违

约距离公式，即可求得违约距离，记为DD。

EDP=N（-DD） （5）

公式（5）中的N为累积标准正态分布函数，

EDP数值越大，企业违约风险越高。

2.ESG表现（ESG）

借鉴廉永辉等（2023）研究，采用华证 ESG

评价得分来衡量上市公司 ESG 表现，华证 ESG

评价指标分为 AAA、AA、A、BBB、BB、B、CCC、

CC、C九个等级，依次赋值9到1。该指标值越大

表示企业ESG 表现越好。

3.中介变量

信 息 披 露 质 量（adsDA），参 照 程 新 生 等

（2022），采用修正的Jones模型计算的操控应计

利润的绝对值进行衡量，该值越大，盈余管理空

间越大，信息披露质量越低。

公 司 治 理（CG），借 鉴 张 会 丽 和 陆 正 飞

（2012）的研究，选取机构持股比例、股权制衡指

标、高管持股比例、董事会规模、独立董事比例

以及高管薪酬六大指标体系，采用主成分分析

法，得到第一主成分测度公司治理水平。指标

数值越大，企业治理水平越高。

4.调节变量

借鉴 Dickinson（2011）的现金流分类法，将

金融与经济 2023.11

24

JRYJJ

企业生命周期按照企业经营、投资、筹资三类活

动产生的现金流净额正负，划分为成长期、成熟

期、衰退期三个阶段（表 1），对 ESG 表现和企业

债务违约风险进行分组回归。

5.控制变量

从企业财务、治理指标两个维度选取控制

变量。财务经营层面选取企业规模（Size）、公司

年龄（Age）、企业价值（Tobin Q）、总资产周转率

（Turnover）、经营现金流量（Cfo）；治理层面选取

第一大股东持股比率（Top1）、独立董事比例

（Dir）。

四、实证分析

（一）描述性统计

表 3 中 Panel A 为变量描述性统计结果，上

市公司债务违约风险（EDP）均值为 0.023，中位

数为0，中位数显著低于均值，而且最小值（0）与

最大值（1.049）之间的差距较大，说明中国上市

公司债务违约风险之间存在明显个体差异，存

在债务违约风险较高的企业，而大部分企业债

务 违 约 风 险 较 低 。 ESG 表 现（ESG）均 值 为

6.500，中位数为6，最大值为9，最小值为1，表明

上市公司ESG表现之间存在一定的差异。其余

控制变量描述性统计与已有研究类似，均在合

理范围内。

表3中Panel B是高低ESG表现分组的变量

统计检验。按照ESG均值将样本分为低ESG表

现和高 ESG 表现组。从统计结果可看出，在低

ESG 表现组中EDP 的均值为0.025，在高ESG 表

现组中EDP的均值为0.021，且均值检验结果在

1%的水平上显著。可见，高ESG表现组中的债

务违约风险显著小于低ESG表现组的债务违约

风险，初步判断假设H1成立。

表3中Panel C为生命周期分组的变量统计

检验。从分组样本数量上看，呈现“成长期>成

类型

经营现金流量

投资现金流量

筹资现金流量

成长期

导入期

-

-

+

增长期

+

-

+

成熟期

成熟期

+

-

-

衰退期

淘汰期

-

-

-

淘汰期

+

+

+

淘汰期

+

+

-

衰退期

-

+

+

衰退期

-

+

-

表1 企业不同生命周期阶段的现金流特征组合

表2 变量定义

变量类型

被解释变量

解释变量

中介变量

调节变量

控制变量

变量名称

企业债务违约风险

ESG表现

信息披露质量

公司治理

生命周期

企业规模

公司年龄

经营现金流量

企业价值

总资产周转率

第一大股东持股比率

独立董事比例

字母表示

EDP

ESG

adsDA

CG

Life

Size

Age

Cfo

TobinQ

Turnover

Top1

Dir

变量定义

基于KMV模型计算得出

华证ESG评级得分1-9

修正的Jones模型的绝对值

主成分分析法构造公司治理水平综合指标

现金流符号组合法确定

总资产的自然对数

公司上市年龄的自然对数

企业经营活动现金净流量/平均总资产

托宾Q

营业收入总额/平均资产总额

第一股东持股数/企业总股数

独立董事人数/企业董事总人数

企业ESG表现对债务违约风险的影响——基于企业生命周期理论视角

25

JRYJJ

熟期>衰退期”的特点，这与中国蓬勃发展的新

兴市场特征相符。从变量统计结果看，债务违

约风险（EDP）呈现“成长期＞衰退期＞成熟期”

的特点，且成长期的债务违约风险（EDP）显著高

于成熟期和衰退期的债务违约风险（EDP），成熟

期与衰退期的债务违约风险（EDP）没有显著差

异。这可能由于成长期企业处于快速扩张阶

段，资金需求量大，市场影响力有待提升，存在

一定的经营风险，导致债务违约风险较高。而

成熟期企业的经营稳定、管理体系健全且资金

充足，衰退期企业因先前存在经营和声誉基础，

外部资金需求减弱。因此，成熟期和衰退期企

业的债务违约风险相对较小。从ESG表现的均

值大小看，呈现“成熟期＞成长期＞衰退期”的

特点，且各阶段均存在显著差异。成长期和成

熟期企业 ESG 表现均大于衰退期，说明成长期

和成熟期企业更加重视 ESG 表现，这可能与这

两个阶段的企业有能力进行ESG投资有关。而

衰退期企业的ESG投资可能会加剧企业资金运

转压力，因此会减少ESG方面的投资，进而影响

ESG表现。

（二）基础回归

表 4 列（1）—列（4）为 ESG 表现对企业债务

违约风险影响的基础回归结果，可知无论是采

用 OLS 回归，还是固定效应（FE）与随机效应

（RE）回归，ESG对EDP回归系数均在1%的水平

上具有显著负向影响，表明企业ESG表现越好，

企业债务违约风险越低。参照廉永辉等（2023）

的研究，根据OLS的回归结果，ESG对样本企业

违约风险的影响程度为 6.33%。另外，为检验

ESG表现对债务违约风险是否存在滞后效应，故

列（4）将解释变量ESG滞后一期进行回归，结果

显示 ESG 的回归系数为-0.007，在 1%的水平上

显著，进一步表明无论是当期还是滞后一期，企

业ESG水平的提高都可以降低企业债务违约风

险，假设H1成立。

Panel A

EDP

ESG

Size

Age

Tobin Q

Turnover

Cfo

Top1

Dir

Panel B

EDP

Panel C

EDP

ESG

样本量

样本量

30442

30442

30442

30442

30442

30442

30442

30442

30442

低ESG表现组

样本量

17498

均值

成长期

0.032

6.475

13771

Mean

0.023

6.500

22.19

2.833

2.045

0.610

0.047

0.344

0.376

均值

0.025

成熟期

0.016

6.600

10668

p50

0

6

22.00

2.890

1.609

0.518

0.046

0.323

0.364

高ESG表现组

样本量

12944

衰退期

0.018

6.392

5828

SD

0.128

1.116

1.301

0.359

1.338

0.414

0.068

0.149

0.053

均值

0.021

T检验

成长-成熟

9.638***

-8.824***

-

Min

0

1

19.89

1.609

0.856

0.075

-0.155

0.086

0.333

均值T检验

3.129***

成熟-衰退

-1.588

11.052***

-

Max

1.049

9

26.25

3.497

8.794

2.485

0.238

0.747

0.571

衰退-成长

-6.224***

-4.842***

-

表3 描述性统计

注：均值检验为独立样本t检验；* 、**和*** 分别代表在10%、5%和1%的水平上显著。

金融与经济 2023.11

26

JRYJJ

表 4 列（5）—列（7）为生命周期分组回归检

验。由结果可知，成长期企业 ESG 的回归系数

为-0.009，在 1%的水平上显著。成熟期企业

ESG的回归系数为-0.006，在1%的水平上显著，

说明在成长期与成熟期的企业中 ESG 表现越

好，对缓解企业债务违约风险的效果越大；而衰

退期企业的ESG的回归系数为-0.004，但不存在

显著关系。由此可见，企业在成长期和成熟期

加大ESG投资，完善ESG信息披露，提高ESG表

现能够显著降低企业债务违约风险，而衰退期

企业 ESG 表现虽然没有加剧企业债务违约风

险，但是对债务违约风险的缓解作用不显著，即

生命周期对 ESG 与债务违约风险具有调节作

用，假设H4得到了部分支持。

（三）稳定性检验

1.工具变量法

为避免企业债务违约风险和ESG表现之间

存在内生性问题，选取每家企业注册地所在城

市中其他上市公司ESG均值（mean_ESG）作为工

具变量。回归结果列示于表5中列（1）—（2），从

列（1）的回归结果来看，ESG 表现和工具变量

（mean_ESG）在1%的水平上显著。列（2）回归结

果显示，ESG表现的回归系数为-0.011，仍在1%

的水平上显著，说明控制内生性问题后，ESG表

现对企业债务违约风险仍具有显著的负向缓解

作用。

2.替换变量

（1）替换解释变量。采用彭博 ESG 综合评

级指数取自然对数，重新测算企业 ESG 表现

（ESG），对模型（1）重新进行回归。回归结果如

表 5 列（3）所 示 ，ESG 表 现 对 债 务 违 约 风 险

（EDP）的影响在1%的水平上显著为负，进一步

表4 基础回归

变量

ESG

L.ESG

Size

Age

Tobin Q

Turnover

Cfo

Top1

Dir

Constant

Year

Industry

Province

样本量

R2

值

（1）

OLS

-0.008***

（-9.99）

0.010***

（12.87）

-0.013***

（-5.62）

-0.007***

（-15.20）

0.002

（1.20）

-0.066***

（-5.66）

0.010*

（1.77）

0.003

（0.22）

-0.141***

（-8.01）

是

是

是

30442

0.058

（2）

FE

-0.005***

（-4.61）

0.025***

（12.48）

-0.021*

（-1.69）

-0.006***

（-6.74）

-0.001

（-0.24）

0.012

（0.87）

0.048***

（3.57）

0.03

6（1.59）

-0.474***

（-7.19）

是

是

是

30442

0.044

（3）

RE

-0.007***

（-9.31）

0.010***

（12.96）

-0.014***

（-5.06）

-0.007***

（-10.11）

0.002

（0.85）

-0.050***

（-4.36）

0.012**

（2.05）

0.009

（0.61）

-0.148***

（-7.23）

是

是

是

30442

0.039

（4）

OLS

-0.007***

（-8.81）

0.009***

（11.43）

-0.013***

（-4.97）

-0.007***

（-16.01）

-0.000

（-0.08）

-0.064***

（-4.82）

0.007

（1.19）

0.011

（0.69）

-0.135***

（-7.08）

是

是

是

25467

0.057

（5）

成长期

-0.009***

（-6.47）

0.011***

（8.94）

-0.018***

（-4.91）

-0.010***

（-11.70）

0.001

（0.28）

-0.100***

（-4.93）

0.013

（1.41）

-0.047**

（-2.02）

-0.117***

（-3.97）

是

是

是

13771

0.072

（6）

成熟期

-0.006***

（-5.90）

0.007***

（6.54）

-0.002

（-0.68）

-0.005***

（-9.10）

0.000

（0.01）

0.016

（0.76）

0.005

（0.67）

0.023

（1.03）

-0.134***

（-5.42）

是

是

是

10668

0.051

（7）

衰退期

-0.004

（-1.51）

0.021***

（3.96）

-0.026

（-0.80）

-0.003

（-1.49）

0.002

（0.25）

0.016

（0.55）

0.006

（0.19）

0.024

（0.50）

-0.182***

（-3.05）

是

是

是

5828

0.038

注：*、**和***分别代表在10%、5%和1%的水平上显著；括号中为t值。

企业ESG表现对债务违约风险的影响——基于企业生命周期理论视角

27

JRYJJ

证明了 ESG 表现能够降低企业债务违约风险，

假设H1成立。

（2）替换被解释变量。用 Zscore 指数衡量

企业债务违约风险，Z值越大，企业债务违约的

概率越小。回归结果如表 5 列（4）所示，ESG 的

回归系数为 0.354，在 1%的水平上显著，说明

ESG 表现越好，Z 值越大，企业债务违约风险越

小，进一步验证了结果的稳健性。

3.倾向得分匹配法（PSM）

为得到更为精确的数据样本，解决样本自

选择偏差问题。参照陈红和张凌霄（2023）的研

究，采用倾向得分匹配法（PSM）来缓解内生性问

题。将解释变量ESG按照行业年度均值进行分

组，选取控制变量作为匹配变量，采用近邻匹配

法，对样本进行一对一匹配。回归结果如表5列

（5）所示，在控制样本自选择问题后，ESG表现与

企业债务违约风险（EDP）呈显著负相关关系，即

缓解可观测变量带来的内生性问题后，良好的

变量

ESG

mean_ESG

Constant

Controls

Year

Industry

Province

样本量

R2

值

（1）

Stage1

ESG

0.708***

（37.29）

-5.209***

（-28.49）

是

是

是

是

30430

0.261

（2）

Stage2

EDP

-0.011***

（-3.21）

-0.143***

（-8.04）

是

是

是

是

30430

0.057

（3）

EDP

-0.024***

（-4.19）

-0.122***

（-4.04）

是

是

是

是

10884

0.077

（4）

Zscore

0.354***

（15.41）

13.597***

（22.78）

是

是

是

是

30442

0.521

（5）

PSM

-0.007***

（-5.47）

-0.124***

（-5.48）

是

是

是

是

16473

0.053

表5 稳健性检验

注：*、**和***分别代表在10%、5%和1%的水平上显著；括号中为t值。

表6 ESG信息效应的回归结果

变量

ESG

absDA

Constant

Controls

Year

Industry

Province

样本量

R2

值

全样本

absDA

-0.004***

（-10.57）

0.113***

（11.21）

是

是

是

是

27873

0.083

EDP

-0.007***

（-9.14）

0.057***

（4.02）

-0.144***

（-7.88）

是

是

是

是

27873

0.059

成长期

absDA

-0.003***

（-4.80）

0.112***

（7.09）

是

是

是

是

11631

0.164

EDP

-0.008***

（-5.84）

0.062**

（2.38）

-0.094***

（-2.86）

是

是

是

是

11631

0.075

成熟期

absDA

-0.005***

（-7.91）

0.118***

（8.51）

是

是

是

是

10413

0.088

EDP

-0.006***

（-5.54）

0.047**

（2.35）

-0.139***

（-5.47）

是

是

是

是

10413

0.051

衰退期

absDA

-0.005***

（-4.74）

0.085***

（3.17）

是

是

是

是

5669

0.109

EDP

-0.006

（-1.48）

0.056*

（1.72）

-0.128***

（-5.40）

是

是

是

是

5669

0.031

注：*、**和***分别代表在10%、5%和1%的水平上显著；括号中为t值。

金融与经济 2023.11

28

JRYJJ

ESG 表现依旧能够降低企业债务违约风险，再

次表明假设H1成立。

五、机制检验

（一）信息效应

采用信息披露质量（adsDA）作为 ESG 表现

与企业债务违约风险（EDP）之间的中介作用机

制，检验 ESG 表现的信息效应。逐步回归结果

如表6所示。从全样本的回归结果可知，当被解

释变量为信息披露质量（adsDA）时，ESG的回归

系数为-0.004，在1%的水平上显著，说明ESG表

现能够增强企业信息披露质量。然后，当被解

释变量为债务违约风险（EDP）时，信息披露质量

（adsDA）回归系数为0.057，ESG回归系数为-0.007，

在1%水平上显著，表明信息披露质量在ESG表

现与企业债务违约风险（EDP）之间起到部分中

介作用，即 ESG 表现通过提升企业信息披露质

量，进一步降低债务违约风险，假设H2成立。

从表6中分组样本回归看，在成长期、成熟

期 和 衰 退 期 企 业 中 ，ESG 对 信 息 披 露 质 量

（absDA）均在 1%的水平上显著为负，意味着在

不同生命周期阶段，提高 ESG 表现都能够提升

企业信息披露质量。然后，将信息披露质量

（adsDA）加入解释变量回归后，在成长期和成熟

期企业中 ESG 和信息披露质量（adsDA）对债务

违约风险（EDP）的回归系数均在5%的水平上显

著，说明成长期和成熟期企业 ESG 表现通过增

强企业信息披露质量来缓解企业债务违约风

险。但在企业衰退期中加入信息披露质量

（adsDA），ESG 与债务违约风险（EDP）存在负相

关关系但不显著。由此可见，信息披露质量在

成长期和成熟期企业具有中介作用，而在衰退

期企业不具有中介作用。

（二）治理效应

借鉴张会丽和陆正飞（2012）的研究，采用

主成分分析法得到的第一主成分来衡量公司治

理水平，检验 ESG 表现的治理效应。逐步回归

结果如表 7 所示，在全样本中 ESG 对公司治理

（CG）的回归系数为0.048，在1%的水平上显著，

说明 ESG 表现能够提高公司治理水平。然后，

将 ESG 与 CG 同时加入回归模型后检验结果显

示，ESG 与公司治理（CG）对债务违约风险的回

归系数分别为-0.007 和-0.014，均在 1%的水平

上显著，表明公司治理在 ESG 表现与企业债务

违约风险之间起到部分中介作用，即 ESG 表现

通过提升公司治理水平，进而降低债务违约风

险，验证了假设H3。

从表7生命周期的分组样本回归结果看，在

生命周期的三个阶段中ESG对公司治理（CG）均

存在显著的正相关关系，表明企业 ESG 表现对

公司治理起到了显著的提升效果。然后，加入

表7 ESG治理效应的回归结果

变量

ESG

CG

Constant

Controls

Year

Industry

Province

样本量

R2

值

全样本

CG

0.048***

（15.04）

-3.648***

（-43.51）

是

是

是

是

30442

0.706

EDP

-0.007***

（-9.20）

-0.014***

（-9.78）

-0.192***

（-10.27）

是

是

是

是

30442

0.061

成长期

CG

0.050***

（9.70）

-3.761***

（-31.35）

是

是

是

是

13771

0.706

EDP

-0.008***

（-5.92）

-0.016***

（-6.48）

-0.177***

（-5.56）

是

是

是

是

13771

0.075

成熟期

CG

0.053***

（10.10）

-3.639***

（-25.25）

是

是

是

是

10668

0.704

EDP

-0.005***

（-5.44）

-0.011***

（-5.49）

-0.175***

（-6.71）

是

是

是

是

10668

0.055

衰退期

CG

0.030***

（4.73）

-3.125***

（-14.85）

是

是

是

是

5828

0.721

EDP

-0.003

（-1.42）

-0.014**

（-2.34）

-0.483***

（-3.06）

是

是

是

是

5828

0.039

注：*、**和***分别代表在10%、5%和1%的水平上显著；括号中为t值。

企业ESG表现对债务违约风险的影响——基于企业生命周期理论视角

29

JRYJJ

公司治理（CG）变量后进行检验，回归结果显示，

在成长期和成熟期的企业ESG表现与公司治理

（CG）对债务违约风险（EDP）的回归系数均为

1%的水平上显著，表明成长期与成熟期企业提

高 ESG 表现可以有效提升公司治理水平，从而

减少因代理成本引发债务违约的现象。但在衰

退期企业中加入公司治理（CG）变量后，回归结

果显示，ESG对债务违约风险（EDP）的回归系数

为负但不显著，表明虽然衰退期企业增强 ESG

表现可以显著提升公司治理水平，但是企业加

大 ESG 投资可能导致资金错配，对企业债务违

约风险的抑制效果有限。综上，在成长期和成

熟期企业中公司治理在ESG表现与债务违约风

险之间具有中介作用，而在衰退期企业中中介

作用不显著。

六、结论与建议

利用2011—2021年A股上市公司为初始样

本，研究 ESG 表现对企业债务违约风险的影响

机制，以及生命周期的调节作用。研究发现，从

影响效果看，企业ESG表现越好，债务违约风险

越低；从作用机制来看，ESG表现通过提高企业

信息披露质量和公司治理水平两条路径，对企

业债务违约风险产生缓解作用；从生命周期调

节效应来看，在不同生命周期阶段中企业 ESG

表现对债务违约风险的影响效果不同，其中，在

成长期和成熟期企业中ESG表现降低企业债务

违约风险的效果显著，而在衰退期企业中虽然

ESG表现与债务违约风险具有负相关关系，但是

不显著。

根据研究结论，提出以下建议：第一，企业

应重视 ESG 发展理念，积极提升自身 ESG 表

现。企业应注重在经营发展等方面融入ESG 理

念，提高环境保护、社会责任以及公司治理等方

面的投入，在信息披露方面要不断完善 ESG 的

相关信息，缓解信息不对称，可以帮助外部资金

供给者与企业长期投融资关系的建立和维护，

有助于企业获得长期稳定资金支持，降低债务

违约风险。第二，企业需加强债务违约风险防

范意识。一方面，应完善内部控制，提升风险防

控意识和能力，从内部制度上防范债务违约风

险加剧。另一方面，建立科学的风险预警机制，

重视财务和非财务指标（如ESG）融合的财务风

险预警模型应用，从而尽早识别风险。第三，政

府相关部门应完善 ESG 信息披露的制度体系

与监督管理工作，推动企业深入开展 ESG 信息

披露。

[参考文献]

[1]陈红，张凌霄.ESG表现、数字化转型与企

业价值提升[J]. 中南财经政法大学学报，2023

（3）：136-149.

[2]陈红，张玉，刘东霞.政府补助、税收优惠

与企业创新绩效：不同生命周期阶段的实证研

究[J].南开管理评论，2019（3）：187-200.

[3]程新生，武琼，修浩鑫，等.企业研发投入

波动与信息披露：投资者创新包容视角[J].经济

研究，2022（6）：191-208.

[4]邓路，刘欢，侯粲然. 金融资产配置与违

约风险：蓄水池效应,还是逐利效应?[J]. 金融研

究，2020（7）：172-189.

[5]贺小刚，彭屹，王辛楠，等.生命周期对公

司社会责任披露的影响效应研究[J].管理学报，

2019（11）：1677-1684.

[6]李井林，阳镇，陈劲，等.ESG促进企业绩

效的机制研究：基于企业创新的视角[J].科学学

与科学技术管理，2021（9）：71-89.

[7]李思慧，郑素兰.ESG 的实施抑制了企业

成长吗？[J].经济问题，2022（12）：81-89.

[8]李颖，吴彦辰，田祥宇. 企业 ESG 表现与

供应链话语权[J].财经研究，2023（8）：153-168.

[9]李志斌，邵雨萌，李宗泽，等.ESG信息披

露、媒体监督与企业融资约束[J].科学决策，2022

（7）：1-26.

[10]廉永辉，何晓月，张琳.企业ESG表现与

债务融资成本[J].财经论丛，2023（1）：48-58.

[11]刘诗源，林志帆，冷志鹏.税收激励提高

企业创新水平了吗?：基于企业生命周期理论的

检验[J].经济研究，2020（6）：105-121.

[12]刘廷华.商业信用对企业技术创新的影

响研究[M].北京：中国社会科学出版社，2021.

（下转第45页）

金融与经济 2023.11

30

JRYJJ

股权制衡能缓解城商行信贷投向的大股东控制吗

[摘 要] 基于2014—2019年中国127家城市商业银行的面板数据，研究股权制衡能否

有效缓解城商行信贷投向的大股东控制问题，并探寻股权制衡度的合理区间。研究发现，

城商行大股东控制的确会提高其信贷集中度，股权多元化以及股权制衡力度提升对城商行

大股东控制导致的信贷集中具有缓解作用，这种缓解作用在地方经济增长压力小、法制化

水平和民营经济发展水平高的地方更明显。股权制衡度存在区间效应，城商行股权制衡度

（第二至第五大股东持股数之和与第一大股东持股数的比值）保持在3左右最优。

[关键词] 大股东干预；混合所有制；股权制衡；信贷集中

[中图分类号] F832.33 [文献标识码]A [文章编号]1006-169X（2023）11-0031-15

DOI：10.19622/j.cnki.cn36-1005/f.2023.11.003

[基金项目] 国家社科基金青年项目“场景嵌入导向的农村数字普惠金融创新研究”

（21CJY003）。

[作者简介] 罗兴（1990—），湖北随州人，郑州大学商学院，副教授，研究方向为金融制度

和博弈论;徐贤焱（1995—），河南信阳人，郑州大学商学院，硕士研究生，研究方向为金融制

度；付俊霞（1997—），河南周口人，郑州大学商学院，硕士研究生，研究方向为商业银行经营

与管理；何奇龙（1985—），河南郸城人，郑州大学商学院，讲师，研究方向为博弈论与金融。

■ 罗 兴，徐贤焱，付俊霞，何奇龙

一、引言

城商行作为服务地方的区域性商业银行，

信贷资源过度集中于少数大客户手中，服务中

小企业尚未达到预期水平。信贷集中度过高削

弱了城商行服务中小企业的能力，违背了其为

中小企业服务的宗旨，不利于城商行社会责任

履行和地方经济良好发展。城商行贷款集中的

成因有多种，地区产业发展情况、国家政策干

预、银行经营理念、商业银行竞争、“大即是好”

的信贷认识误区、高度集中的信贷管理体制等

都会造成城商行信贷的集中（孙琴月，2008）。

除此之外，公司治理结构特别是大股东控制亦

有影响。城商行脱胎于地方城市信用社，因政

府和企、事业单位入股而产生“一股独大”的问

题，这一股权结构为地方政府干预城商行运营

埋下了问题。目前，约75%的城商行大股东为地

方财政或者国有企业，二者作为一致行动人，实

际受控于地方政府，地方政府出于各方面原因，

极易干预城商行的信贷投放，出现“大业务”“垒

大户”等容易造成信贷集中的问题（祝继高等，

2012）。此外，随着部分城商行增资扩股，引入

战略投资者，一些城商行也逐渐被民营股东所

控制，其信贷投放也可能被干预。以上分析表

明城商行信贷投向存在大股东控制问题，这成

为迫切要解决的现实问题。

形成制衡是改善城商行公司治理的关键。

城商行公司治理中出现突出矛盾的根源是各利

益主体之间关系失衡，各治理主体没能做到有

效制衡，尤其是股权结构的制衡。近些年来为

了对大股东进行制衡，不少城商行纷纷增资扩

FINANCE AND ECONOMY

金融与经济 2023.11

31

JRYJJ

股，引入战略投资者，特别是对于政府控股的城

商行，加大民营股东持股比例。那么股权制衡

能否有效缓解城商行信贷集中呢？特别是引入

多元股东的股权多元化改革效果如何？目前从

实证角度对股权制衡和股权多元化能否有效缓

解城商行信贷投向的大股东控制这一问题的回

答尚无确切定论。此外，若制衡必要，那么当前

城商行的股权结构应该达到一种怎样的制衡度

水平以实现股权制衡的最佳效果？

该文基于2014—2019年中国127家城市商

业银行的非平衡面板数据，构建面板固定效应

回归模型，探究股权制衡度以及股东多元化程

度对城商行大股东控制导致的信贷投向集中的

影响，并试图探寻股权制衡度的合理区间。相

比已有研究，该文的主要贡献在于以下三点：首

先，现有关于城商行股权结构与信贷集中的研

究很少从大股东控制的角度出发，该文从公司

治理角度丰富银行信贷管理理论。其次，从股

权比重和性质两个方面考察了股权制衡效果，

发现制衡度的大小和股权多元化的程度都会对

城商行大股东形成有效制衡，扩展了国企混合

所有制改革在银行领域的研究。最后，分析了

股权制衡度对信贷集中影响的区间效应并得出

稳健结论，对城商行合理的股权制衡度中“合

理”二字有了更加清晰的数值定义。

二、理论分析与研究假说

（一）大股东控制、股权制衡与城商行信贷

集中

股权结构是城商行公司治理问题产生的历

史起点和逻辑起点。在中国，城商行前十大股

东基本控股，股权主体类型较为单一，其中第一

大股东主要是地方财政或国企法人，他们往往

缺乏有效制衡。尽管这种高度集中的股权结构

对于化解因股权分散造成的内部人控制问题十

分有效，但同时也带来了大股东控制问题，特别

是信贷投向集中。在实践中，部分城商行偏离

了“立足地方经济建设、立足中小企业发展、立

足服务城市居民”的发展理念，贷款向大企业、

大项目集中，特别是部分规模较小的城商行更

易将贷款集中投放给少数抗风险能力较强的大

客户（王海霞，2009）。这种大股东控制导致的

信贷集中在政府控股和非政府股东控制的城商

行中均有可能出现。

当城商行第一大股东是地方财政股或地方

国有企业股时，地方政府由于是其一致行动人

而可以实际控制城商行。尽管银行产权被政府

控制在世界各国司空见惯，但无论政府出于何

种目的参与银行经营，都会对银行信贷的市场

化水平产生影响。在地方政府股东终极控股的

股权结构下，除了作为股东参与治理外，政府还

获得了超越股东大会的实际人事任免权，这就

形成了大部分城商行高管人员的行政任免模

式。这导致股东大会的市场化考核机制流于形

式，银行高管人员在信贷决策中更倾向于按照

地方政府的考核机制行事。20 世纪 80 年代以

后，经济绩效指标成为地方政府官员选拔、晋升

的重要标准，地方官员出于政绩考核需要，必须

依赖大量资金投入进行经济建设。政府控制城

商行情况下，可以要求银行提供相应的资金支

持。越是经济增长压力较大的地区，政府干预

银行信贷决策越强；越是地方政府财政压力大

的地方，城商行投向地方国有经济部门的贷款

比率越高（祝继高等，2020）。地方政府对信贷

的干预会使城商行信贷流向国有企业、土地储

备中心、地方融资平台或者地方政府扶持的特

定领域的企业，从而造成城商行信贷集中（祝继

高等，2012）。

当城商行第一大股东非国有时，同样会对

信贷投向产生影响。第一，民营股东的持股动

机之一是获得融资便利，大股东可能通过与高

管合谋等方式获取关联贷款（张敏等，2012），大

量的关联贷款不仅会恶化城商行的公司治理

（马灿坤等，2021），而且会造成信贷集中。第

二，民营银行面临更残酷的生存环境，其与生俱

来的短视及冒险动机，可能导致其更加重视盈利

而忽视信贷结构的合理配置。总而言之，无论政

府控股与否，城商行股权集中均会导致信贷集中。

理论上，形成股权制衡能够改善城商行公

司治理，缓解大股东控制问题。股权制衡是指

几个大股东共享控制权的股权安排模式，体现

金融与经济 2023.11

32

JRYJJ

在股权构成属性和股权比重两个方面。股权构

成属性角度即股权多元化，侧重从制衡主体的

差异性和多样性来考察制衡的水平，在中国具

体表现在混合所有制；股权比重角度即股权制

衡度，侧重从制衡度大小来考虑制衡的水平。

理论上股权制衡不仅可保留股权相对集中的优

势，而且能有效防止大股东侵害集体利益，特别

是不同性质股东之间的制衡（马灿坤等，2021）。

（二）股权多元化与城商行信贷集中度

对于城商行而言，股权多元化是指允许多

种所有制资本交叉持股、相互融合，发挥各自的

优势。目前，对于地方政府控制的城商行，在政

策鼓励与补充资本金需求的双重驱动下，引入

民营资本和外资已成为股权改革和增资扩股的

主要方式。此外，对于部分风险较大或者风险

爆发的城商行，也出现了地方政府的相关一致

行动人逆向混改、入股接盘的现象。

就政府控股城商行而言，股权多元化有助

于降低信贷集中度。第一，股权多元化有助于

加强其他大股东对第一大股东和经理人的制衡

和监督，提高城商行公司治理水平。非国有参

股股东制衡大股东的路径有多种，比如争夺董

事会席位、改善信息披露或运用法律制度等。

特别是非国有股东通过与其他大股东签订“一

致性”协议，形成制衡联盟，在股东大会表达一

致意见，可以制衡国有大股东和政府过度干预

（杨兴全和韩贺洋，2021），减少政府关联交易

（陈晓和王琨，2005）。另外，非国有股东委派高

管进入管理层参与经营决策能够有效提升内部

控制和会计信息质量（刘运国等，2016），通过信

息披露施压，让城商行对国有企业、地方政府融

资平台及其他国家项目进行贷款时会有所斟

酌，避免城商行成为地方政府的“第二财政”。

第二，不同民营股东的行业背景往往不同，因而

能够向城商行传递不同的信息，给银行带来行

业信息以及信贷技术提升（Barry et al.，2011）。

比如，本地民营股东拥有本地企业的“软信息”，

信息不对称程度更低，信息环境的改善有助于

城商行将贷款分散到不同行业企业。此外，民

营企业自身融资容易遭受信贷歧视，持股关联

可以发挥“信息效应”缓解银企信息不对称（刘

垣钰和郭淑娟，2022），入股城商行能够提高其

信贷可得性。第三，股权多元化有助于革新城

商行的经营管理理念，提高其市场化水平。民

营和外资资本都属于非国有资本，相对于国有

资本有更高的利润追求。民营和外资资本寻求

股权价值增长的持股动机，有助于提高城商行

的市场化程度，强化其稳健经营的理念；另外，

民营和外资资本进入有利于银行吸收来自民间

和国外的先进经营管理理念和增强对信贷主体

的包容性。这些均有利于降低政府控制导致的

信贷集中。

对于非国有股东控股城商行而言，引入政

府及其一致行动人从而形成多元化的产权主体

同样有利于降低信贷集中度。第一，引入政府

相关股东，有助于加强政府对城商行的监督，可

以减少非国有股东控制的私利行为，提高城商

行的公司治理水平，减少关联贷款。第二，可以

加强党对城商行的领导，优化城商行董事会结

构和决策流程（杨兴全和韩贺洋，2021），并对经

理形成有效的监督制衡，增强决策的科学性。

第三，政府股权可被视为一种重要的关联机制，

有助于城商行借助政府力量拓展部分客户资

源，这些都有利于缓解信贷集中。基于此，提出

假说1。

假说 1：股权多元化程度越高的城商行，第

一大股东对信贷集中度的影响越弱。

（三）股权制衡度与城商行信贷集中度

除了股权性质多元化之外，股权制衡的强

度也具有重要影响。股权制衡度主要反映制衡

股权和控制权的均衡程度，主要表现为除第一

大股东之外的其他大股东对第一大股东的制衡

程度。首先，从股东层面看，多个大股东的相互

制衡、相互监督可以降低控股股东掏空公司的

可能性，减少关联交易等行为。但是当制衡力

度不够，比如制衡股东持股较为分散时，对于政

府股东控股的城商行无法在管理权结构上对其

“行政化”的管理体制进行监督与制衡，对于非

政府股东控股的城商行同样无法遏制其大股东

的“掏空”行为。反过来，制衡股东持股比例较

股权制衡能缓解城商行信贷投向的大股东控制吗

33

JRYJJ

高时，其更有激励和能力去对控股股东形成有

效制衡（阮素梅等，2014），从而缓解大股东不当

干预信贷投向的行为。其次，从经理人层面看，

对于股权高度集中的银行，董事长或总经理往

往由控股股东指派的直接代表担任。当股权制

衡较低时，由于非控股股东监督收益小于监督

成本，进而存有“搭便车”动机，对经理人的监督

流于表面；反之，制衡股东有一定数量的股权，

监督收益可以弥补监督成本，监督动力和能力

更强。股权制衡的提高会增加控股股东与高管

合谋获取关联贷款等的难度（朱德胜和周晓珮，

2016）。此外，制衡股东有效发挥制衡，会完善

对管理层的激励与惩罚机制（朱德胜和周晓珮，

2016），较为市场化的考核机制有助于降低高管

人员对大股东的依附。基于此，提出假说2。

假说 2：股权制衡度越高的城商行，第一大

股东对信贷集中度的影响越弱。

前面的分析表明，对第一大股东进行制衡

十分重要，并且从股权比重上看制衡度不能过

低，否则制衡失效。然而，城商行股权制衡度过

高同样容易形成信贷集中。首先，城商行国有

和非国有等不同股东在社会角色、社会目标和

行为模式上存在较大差异，容易产生利益冲

突。过度制衡意味着二者的持股比例比较接近

或者大股东弱势，力量相当的“讨价还价”行为

导致集中决策的优势难以发挥（黄建欢等，

2017），而且过度制衡时大股东对内部控制权的

争夺会导致决策效率低下（宋玉禄和陈欣，

2018），这些都会降低城商行公司治理水平，不

利于其合理配置信贷结构，反而容易形成经理

人控制，造成信贷集中。其次，过度制衡会减少

大股东的公利行为，降低其“帮助之手”效果。

李忠海和张涤新（2011）的研究表明，第二大股

东对第一大股东的制衡存在成本，随着第二大

股东制衡能力的增强，第一大股东谋取控制权

公利的积极性可能下降。就城商行而言，对大

股东的过度抑制降低了其公利行为选择的积极

性，也会拉低公司治理水平，容易形成信贷集

中。总而言之，过低和过高的股权制衡度，都不

能形成合理有效的制衡，不利于城商行缓解信

贷集中。也就是，按照“适度集中、有效制衡”的

原则，有利于形成较为科学合理的股权结构，即

使城商行控股股东的“控制之手”得到有效制

衡，又发挥其“帮助之手”的作用，从而在最大程

度上缓解其信贷集中问题。基于此，提出假说3。

假说 3：在降低信贷集中度方面，城商行股

权制衡存在最优股权制衡度。

（四）股权制衡影响城商行信贷集中度的异

质性分析

如前所述，对于政府控股的城商行而言，政

府大股东对信贷投向的干预是导致其信贷集中

的重要原因。从动机看，政府干预主要源自于

地方官员的晋升压力。由于经济绩效指标是地

方政府政绩考评的重要依据，因此当经济增长

缓慢时，地方官员出于晋升压力会更加积极主

动地调拨其所掌控的城商行信贷资源以推动当

地投资和建设大型项目（王龑，2020）。因此地

方经济增长压力越大，地方政府对城商行信贷

投向的干预力度越大，也更容易造成信贷集中，

此时，城商行股权制衡缓解信贷集中的效果也

相对较差。基于此，提出假说4。

假说 4：地方经济增长压力越大，城商行股

权制衡缓解信贷集中效果越差。

司法体系比较健全的国家（地区）对投资者

的保护力度更大，地方法制健全时由于监督和

维权成本较小，当企业内部尤其是股东之间发

生争端时更倾向于诉诸法律，大股东的“掏空”

行为更容易得到有效制止。就城商行而言，在

法治水平较高的地区，中小股东利益因大股东

关联贷款受到侵害时，也可以更好地维护自身

利益，从而对大股东形成约束；此外，法律可以

为政府行政权力行使划定更清晰的边界，健全

的法律体系有助于约束政府滥用权力的行为，

减轻政府对地方经济活动的不当干预，特别是

对银行信贷资源流向的干预。而在法治水平较

低的地区，由于对投资者的保护力度相对较小，

大股东有更多机会越过小股东的利益进行关联

贷款（王秀丽等，2014）；特别是难以对行政权力

施加有效约束，政府干预城商行信贷的力度也

较大（王龑，2020）。这意味着，在地方法治越健

金融与经济 2023.11

34

JRYJJ

全的地方，股权制衡的作用更容易发挥。基于

此，提出假说5。

假说 5：地方法治越健全，城商行股权制衡

对缓解信贷集中作用越显著。

从信贷投向角度而言，地方民营经济较为

发达意味着民营企业贷款需求旺盛，有助于贷

款分散到不同行业企业（王秀丽等，2014）。同

时，民营经济发达也意味着国有经济比重小，对

于政府控股城商行而言，政府大股东通过经济

手段干预城商行信贷流向的可能性也越小，信

贷不易因政府干预流向少数大型国有企业。这

意味着，在民营经济越发达的地方，股权制衡的

作用更容易发挥。基于此，提出假说6。

假说 6：民营经济越发达，城商行股权制衡

对缓解信贷集中作用越显著。

三、研究设计

（一）样本数据

搜集了127家城市商业银行2014—2019年

的非平衡面板数据，数据主要来源于《金融时

报》、城商行官方网站披露的城商行历年年报。

根据原中国银保监会官方网站公布的银行业金

融机构法人名单，截至2019年12月31日，全国

共有134家城市商业银行，样本量约占城商行总

样本量的95%，且样本涵盖中国东部、中部、西部

地区共31个省份，具有一定的代表性。

（二）变量选取

1.被解释变量

被解释变量是贷款集中度。贷款集中度的

主要衡量指标是第一大客户贷款比例（Loan1），

即最大单一客户贷款余额占资本净额的比例，以

表1 变量名称及说明

变量名称

第一大客户贷款集中度（%）

前十大客户贷款集中度（%）

第一大股东持股比例（%）

前五大股东持股比例（%）

第一大股东性质

赫芬达尔指数

熵指数

股权制衡度

股权制衡度

独立董事占比（%）

外部监事占比（%）

董事会会议次数（次）

市场化指数

城商行规模

资本充足率（%）

流动性比率（%）

净资产收益率（%）

GDP增长率（%）

高管性别异质性（%）

金融监管强度（%）

变量符号

Loan1

Loan10

CR1

CR5

Nature

HHI

EI

Z5

Z10

Indr

Supvr

Seminar

Market

LnAsset

Car

Lr

Roe

GDPG

Heter

Regulate

变量说明

第一大客户贷款余额/资本净额

前十大客户贷款余额/资本净额

第一大股东持股比例

前五大股东持股比例

第一大股东为国家股或国有股时取1，否则取0

见上文HHI公式

见上文EI公式

第二到第五大股东持股数/第一大股东持股数

第二到第十大股东持股数/第一大股东持股数

独立董事人数/董事会人数

外部监事人数/监事会人数

报告期内召开董事会次数

衡量各地区的市场化程度

城商行总资产取对数

资本总额/加权风险资产总额

流动资产/流动负债

企业净利润/平均净资产

当地GDP增量/上一年度GDP

女性高管人数/高管总人数

区域金融监管支出/金融业增加值

股权制衡能缓解城商行信贷投向的大股东控制吗

35

JRYJJ

及最大十家客户贷款比例（Loan10），即最大十家

客户贷款余额占资本净额比例。Loan1作为核心

被解释变量，以Loan10作为稳健性检验的指标。

2.解释变量

核心解释变量主要包括股权集中度、股权

制衡度以及股权多元化程度。参考罗春婵等

（2021）的研究，股权集中度的衡量指标选用第

一大股东持股比例（CR1）；股权制衡度采用第二

至第五大股东持股数之和与第一大股东持股数

的比值（Z5）和第二至第十大股东持股数之和与

第一大股东持股数的比值（Z10）衡量。以Z5作

为核心解释变量，Z10作为稳健性检验的指标。

关于股权多元化程度，参照雷琪（2020）等的研

究方法，采用城商行前十大股东按股权性质计

算的赫芬达尔指数（HHI）和熵指数（EI）进行衡

量。该文以HHI 作为核心解释变量，以EI 作为

稳健性检验的指标。HHI和EI的计算公式分别

是：HHI=1-∑1

3

P2

i ；EI=∑1

3

Qj × Ln(1/Qj

) 。其中，Pi

是指第i类股东在前十大股东中所占的比重。Qj

是指第 j 类股东持股份额在前十大股东持股份

额中所占的比重。城商行股东的性质分为国家

股、国有企业股、民营股和外资股四大类，由于

国家股和国有股的企业法人是地方政府的一致

行动人，故将国家股和国有股合并到一起。计

算得到的HHI 和EI 数值越大，说明企业股权多

元化程度越高；反之，则说明越低。

3.控制变量

除了股东结构之外，城商行内部治理结构

和机制也会影响其公司治理水平和信贷投向，

内部治理主要依靠传统的“三会一层”进行制约

和监督，独立性是董事会有效治理的核心，而独

立董事会影响董事会独立性，同样地，外部监事

对于监事会独立地履职、监事有效具有重要意

义，故选取独立董事占比（Indr）和外部监事占比

（Supvr）作为控制变量。内部控制有效性与董事

会会议正相关（李育红，2011），该文控制了董事

会会议次数（Seminar）。外部治理如资本市场及

控制权市场、法律制度等，同样会影响城商行的

公司治理水平和信贷投向。因此，在模型中对

城商行当地市场化程度（Market）进行了控制。

此外还控制了城商行的规模（LnAsset）、资本充

足率（Car）、流动性比率（Lr）和净资产收益率

（Roe）等银行个体特征以及宏观经济变量 GDP

增长率（GDPG）。为了避免可能存在的遗漏变

量问题，在稳健性检验中将高管性别异质性

（Heter）和监管力度（Regulate）分别作为内、外部

治理要素纳入控制变量。

（三）模型设定

在对面板数据固定效应和随机效应进行比

较后，构建固定效应面板回归模型进行实证分

析。以下模型中，Xit表示模型的控制变量，ui和vt

分别表示个体固定效应和时间固定效应，εit表示

随机扰动项。

模型（1）—（3）用来验证假说1和假说2，其

中模型（1）研究股权集中度对城商行信贷集中

度的影响，同时利用费舍尔组合检验探究政府

股东控股和非政府股东控股城商行的差异。模

型（2）和（3）构建股权制衡度、股权多元化程度

与股权集中度的交互项，探究股权制衡度及股

权多元化水平如何影响城商行股权集中度对信

贷集中度的影响。模型（2）用来验证假说 1，重

点关注交互项CR1×Z5的系数符号及其显著性；

模型（3）用来验证假说2，重点关注交互项CR1×

HHI的系数符号和显著性。

Loan1it=β0+β1CR1it+λXit+ui+vt+εit （1）

Loan1it=β0+β1CR1it+β2Z5it+β3CR1it×Z5it+λXit

+ui+vt+εit （2）

Loan1it=β0+β1CR1it+β2HHIit+β3CR1it×HHIit

+λXit+ui+vt+εit （3）

为验证假说3，参考戴国强和刘兵勇（2016）

的研究方法，提出模型（4）。其中Z5表示股权制

衡度，虚拟变量 Z5/P 反映股权制衡度是否大于

等于P，P的取值分别为1、2、3和4。Z5/1是虚拟

变量，当股权制衡度≤1 时，取值为 1，否则取 0；

Z5/2表示股权制衡度≤2时，取值为1，否则取0；

Z5/3和Z5/4依此类推。其反映股权制衡度对信

贷集中的影响是否存在区间效应。

Loan1it=β0+β1Z5it+β2Z5it×（Z5it/Pit）+λXit +ui

+vt+εit （4）

金融与经济 2023.11

36

JRYJJ

四、实证分析

（一）描述性统计

表 2 报告了主要变量的基本统计特征。在

全部研究样本中，第一大客户贷款集中度和最

大十家客户贷款集中度均值较大，其标准差较

大，说明各城商行的信贷集中度总体较高且差

异较大。进一步分析发现有25个样本的第一大

客户贷款集中度超过10%，说明部分城商行的信

贷集中度偏高。城商行第一大股东持股比例均

值达到了18.25%，最高达到77.10%，这表明城商

行的控股股东控股能力较强。就股权制衡度

（Z5）而言，平均值为2.08，表明部分城商行第一

大股东缺乏有效制衡。HHI极差和标准差较大，

表明各家城商行从股东性质角度衡量的股权多

元化程度差别较大。

表2 样本描述性统计

表3统计了样本中第一大股东的性质，城商

行第一大股东以国有企业法人为主（占比为

44.51%），国家财政次之（占比为24.11%），两者

之和为 68.62%，可见大部分城商行被地方政府

实际控制。如前所述，这种股权结构及治理特

征和城商行的发展历史有关。但仍然有小部分

城商行第一大股东为非国有股东。

表3 第一大股东性质样本统计

（二）实证结果分析

表 4 列（1）（2）（3）分别以总样本、非政府股

东控股的城商行和政府股东控股的城商行为样

本进行回归。列（1）中CR1的系数为0.331，并且

在 1%的水平上显著。列（2）（3）中 CR1 的系数

都显著为正，且列（4）的费舍尔组合检验显示

CR1的系数在分组回归中不存在差异，说明无论

是政府控股还是非政府控股都会造成信贷集中。

表4 城商行大股东控制与信贷

集中度的回归分析

注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的

变量

Loan1

Loan10

CR1

CR5

HHI

EI

Z5

Z10

Indr

Supvr

Seminar

LnAsset

Lr

Car

Roe

Market

GDPG

Heter

Regulate

样本量

724

612

700

697

697

697

697

700

694

644

657

746

737

744

684

762

762

586

762

平均值

6.91

42.00

18.25

49.40

0.45

0.24

2.08

3.43

25.63

28.98

9.18

18.65

58.94

13.23

11.93

12.38

7.21

17.89

0.98

标准差

7.10

23.08

11.75

15.44

0.23

0.12

0.85

1.63

10.10

12.61

4.97

1.07

18.81

2.97

5.90

2.00

1.63

16.12

1.28

最小值

0.41

3.51

3.69

14.15

0.00

0.00

0.17

0.24

0.00

0.00

2.00

15.12

10.28

5.55

-9.86

7.69

-2.50

0.00

0.01

最大值

93.55

239.49

77.10

99.59

0.97

0.59

4.53

8.62

50.00

85.71

43.00

21.73

166.17

54.09

31.66

18.45

11.00

75.00

14.33

财政股

国有企业股

民营股

外资股

合计

样本量

169

312

170

50

701

百分比（%）

24.11

44.51

24.25

7.13

100.00

累积百分比（%）

24.11

68.62

92.87

100.00

变量

CR1

Indr

Supvr

Seminar

Market

LnAsset

Car

Lr

Roe

GDPG

_cons

样本量

R2

值

（1）

全样本

Loan1

0.331***

（5.048）

-0.040

（-1.026）

-0.113***

（-4.384）

-0.003

（-0.040）

-1.168*

（-1.706）

0.150

（0.164）

-0.185*

（-1.651）

-0.031**

（-2.129）

0.023

（0.367）

0.566***

（3.127）

14.311

（0.781）

565

0.161

（2）

非政府控股

Loan1

0.095*

（1.721）

0.006

（0.305）

-0.000

（-0.026）

0.039

（0.913）

1.242***

（3.074）

-3.128***

（-3.187）

-0.064

（-0.683）

-0.027***

（-3.090）

-0.010

（-0.302）

0.030

（0.320）

48.988***

（2.730）

181

0.266

（3）

政府控股

Loan1

0.467***

（4.923）

-0.040

（-0.623）

-0.130***

（-3.722）

-0.019

（-0.195）

-2.432**

（-2.320）

0.673

（0.572）

-0.232

（-1.523）

-0.032

（-1.497）

-0.061

（-0.590）

1.119***

（3.909）

14.045

（0.571）

384

0.228

（4）

组间差异

P-value

0.138

0.379

0.161

0.336

0.043

0.062

0.216

0.498

0.353

0.132

0.223

股权制衡能缓解城商行信贷投向的大股东控制吗

37

JRYJJ

水平上显著，括号中为t值。

表 5 中列（1）（2）（3）分别以总样本、非政府

股东控股的城商行和政府股东控股的城商行为

样本进行回归。列（1）中交乘项CR1×HHI的系

数为-0.903并且在1%的水平上显著，说明股权

多元化对贷款集中度有负向调节作用，即股权

多元化水平越高，大股东对信贷集中度的正向

影响关系越弱。列（2）和列（3）中CR1×HHI的系

数都为负，但是列（2）不显著而列（3）显著。这

说明对于政府控股的城商行而言，混合所有制

程度的提升有利于降低信贷集中度；而非政府

股东控股不显著，这可能与目前城商行逆向混

改力度不大有关系。总体而言，混合所有制对

大股东控制导致的城商行信贷集中具有一定的

缓解作用。

表5 股权多元化的缓解效应回归分析

注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的

水平上显著，括号中为t值。

表 6 中列（1）（2）（3）分别以总样本、非政府

股东控股的城商行和政府股东控股的城商行为

样本进行回归。列（1）中交乘项CR1×Z5的系数

为-0.190并且在1%的水平上显著，说明股权制

衡对贷款集中度有负向调节作用，即股权制衡

度越高，大股东对信贷集中度的正向影响关系

越弱。列（3）中 CR1×Z5 的系数显著为负，但是

列（2）不显著。这说明对于政府控股的城商行

而言，股权制衡程度的提升有利于降低信贷集

中度；但是非政府股东控股不显著，这可能是因

为非政府控股的城商行股权集中度普遍更高，

所以制衡效果欠佳。总体而言，股权制衡度对

大股东控制导致的城商行信贷集中具有一定的

缓解作用。

表6 股权制衡度的缓解效应回归分析

注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的

水平上显著，括号中为t值。

表7 股权制衡度区间效应回归分析

、

注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的

水平上显著，括号中为t值。

将p值取为1、2、3、4，并分别代入模型（4），

得出回归结果见表7。假设股权制衡度不超过4

变量

CR1

HHI

CR1×HHI

控制变量

_cons

样本量

R2

值

（1）

全样本

Loan1

0.578***

（6.202）

16.885***

（3.348）

-0.903***

（-3.625）

控制

4.812

（0.262）

565

0.187

（2）

非政府控股

Loan1

0.228**

（2.395）

8.306*

（1.942）

-0.313

（-1.385）

控制

40.612**

（2.200）

181

0.289

（3）

政府控股

Loan1

0.740***

（5.603）

16.493**

（2.081）

-1.224***

（-2.983）

控制

5.450

（0.218）

384

0.252

（4）

组间差异

P-value

0.191

0.329

0.178

控制

0.250

变量

CR1

Z5

CR1×Z5

控制变量

_cons

样本量

R2

值

（1）

全样本

Loan1

0.486***

（4.883）

2.251**

（2.092）

-0.190***

（-2.943）

控制

12.952

（0.703）

565

0.178

（2）

非政府控股

Loan1

0.058

（0.652）

-0.386

（-0.546）

0.016

（0.250）

控制

49.847***

（2.685）

181

0.268

（3）

政府控股

Loan1

0.595***

（4.263）

2.386

（1.434）

-0.208**

（-2.315）

控制

10.340

（0.418）

384

0.242

（4）

组间差异

P-value

0.147

0.210

0.164

控制

0.218

变量

Z5

Z5×（Z5/1）

Z5×（Z5/2）

Z5×（Z5/3）

Z5×（Z5/4）

控制变量

_cons

样本量

R2

值

（1）

Loan1

-1.993***

（-2.841）

0.295

（0.164）

控制

25.233

（1.351）

565

0.131

（2）

Loan1

-2.299***

（-3.144）

-0.442

（-0.869）

控制

25.400

（1.364）

565

0.133

（3）

Loan1

-1.777***

（-2.627）

-0.978*

（-1.783）

控制

26.059

（1.403）

565

0.137

（4）

Loan1

-1.375

（-1.397）

-0.760

（-0.901）

控制

25.557

（1.373）

565

0.133

金融与经济 2023.11

38

JRYJJ

时，股权制衡度与交互项均不显著，从信贷集中

的角度看，股权制衡度在4之上与4之下的变化

不存在区间效应。当股权制衡度为1和2时，股

权制衡度显著，但交互项不显著。当股权制衡

度不超过3时，股权制衡度和交互项均显著，这

说明3以上的区间股权制衡度如果持续升高，降

低信贷集中度的效果不如股权制衡度在3以下

区间的效果。这意味着随着城商行股权制衡度

的提高，其信贷集中度也相应降低，但是股权制

衡度提高到一定程度，其降低信贷集中度的边

际效应是递减的，甚至强化信贷集中，存在明显

的区间效应，而股权制衡度 Z5 在 3 左右是一个

重要的参照点。

（三）股权制衡缓解效应的异质性分析

1.地方经济增长压力的异质性影响

为验证假说 4，借鉴王龑（2020）的做法，将

地方经济增长压力设定为虚拟变量，当城商行

所在城市的 GDP 增长率高于全省时，地方政府

经济增长压力较小，该变量取值为 1，否则取值

为0。表8按照地方政府经济增长压力大小进行

分类，并分别回归，具体回归结果见表8。列（2）

（4）为经济增长压力较小的样本回归结果，交乘

项CR1×HHI和CR1×Z5均至少在1%的水平上显

著为负，说明地方经济增长压力较小时，对大股

东进行股权制衡效果更佳。列（1）（3）为经济增

长压力较大的样本回归结果，交乘项均不显著，

说明地方经济增长压力较大时，对大股东特别

是政府大股东的股权制衡可能失效。费舍尔组

合检验表明列（1）（2）和列（3）（4）交乘项的系数

均存在显著差异。如前所述，地方经济增长压

力越大，地方政府越容易冲破股权制衡的影响，

从而股权制衡的缓解效果不佳。

2.不同法治水平的异质性影响

为验证假说5，按照2014年市场化指数（王

小鲁等，2018）中的“市场中介组织的发育和法

治环境”指标的中位数将全部样本分为法治水

平高和法治水平低两个子样本，并分别回归，结

果如表9所示。列（2）（4）为法治水平较高地区

的回归结果，交乘项 CR1×HHI 和 CR1×Z5 均至

少在1%的水平上显著为负，说明地方法治的健

全有助于减少政府大股东对信贷的不当干预，

进而降低信贷集中。列（1）（3）为法治水平低的

样本回归结果，交乘项均不显著，说明在法治水

平低的地方，股权制衡的缓解效果不容易发挥

出来。费舍尔组合检验也表明列（1）（2）和列

（3）（4）交乘项的系数均存在显著差异，假说5得

表8 地方经济增长压力的异质性回归结果

变量

CR1

HHI

Z5

CR1×HHI

CR1×Z5

_cons

控制变量

样本量

R2

值

（1）大

Loan1

-0.070

（-0.284）

-2.358

（-0.168）

0.562

（0.622）

82.586*

（1.847）

控制

210

0.279

（2）小

Loan1

0.744***

（9.342）

25.569***

（5.215）

-1.276***

（-6.210）

-19.561

（-1.150）

控制

355

0.381

组间差异

P-value

0.013

0.026

0.006

0.049

（3）大

Loan1

0.034

（0.120）

0.517

（0.173）

-0.012

（-0.064）

81.055*

（1.781）

控制

210

0.274

（4）小

Loan1

0.585***

（6.885）

3.148***

（3.064）

-0.253***

（-4.502）

-8.186

（-0.465）

控制

355

0.337

组间差异

P-value

0.063

0.110

0.092

0.071

注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著，括号中为t值。

股权制衡能缓解城商行信贷投向的大股东控制吗

39

JRYJJ

到验证。

3.民营经济发展水平的异质性影响

为验证假说6，按照2014年市场化指数（王

小鲁等，2018）中的非国有经济发展水平指标的

中位数将全部样本分为民营经济发展水平高和

低两个子样本，并分别回归，结果如表10所示。

列（2）（4）的回归结果表明，交乘项CR1×HHI和

CR1×Z5 均至少在 1%的水平上显著为负，这说

明当民营经济发展水平较高时，股权制衡有助

于缓解城商行信贷集中；列（1）（3）的回归中交

乘项均不显著，这表明民营经济发展水平较低

时，股权制衡的缓解效果不明显。此外，费舍尔

组合检验也表明列（1）（2）和列（3）（4）交乘项的

系数均存在显著差异，假说6得到验证。

表9 不同法治水平的异质性回归结果

变量

CR1

HHI

Z5

CR1×HHI

CR1×Z5

_cons

控制变量

样本量

R2

值

（1）低

Loan1

0.082

（0.273）

0.023

（0.002）

0.211

（0.251）

39.748

（0.881）

控制

236

0.137

（2）高

Loan1

0.698***

（9.706）

28.917***

（5.214）

-1.133***

（-5.139）

3.414

（0.219）

控制

329

0.511

组间差异

P-value

0.087

0.021

0.046

0.250

（3）低

Loan1

0.087

（0.313）

-0.361

（-0.168）

0.059

（0.369）

45.256

（0.994）

控制

236

0.137

（4）高

Loan1

0.629***

（7.020）

3.894***

（2.970）

-0.294***

（-4.182）

11.761

（0.734）

控制

329

0.487

组间差异

P-value

0.123

0.058

0.029

0.245

注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著，括号中为t值。

表10 民营经济发展水平的异质性回归结果

变量

CR1

HHI

Z5

CR1×HHI

CR1×Z5

_cons

控制变量

样本量

R2

值

（1）低

Loan1

0.116

（0.344）

0.238

（0.017）

0.242

（0.255）

76.516

（0.914）

控制

207

0.155

（2）高

Loan1

0.702***

（10.015）

30.185***

（5.988）

-1.314***

（-6.866）

-1.835

（-0.121）

控制

358

0.476

组间差异

P-value

0.121

0.014

0.020

0.091

（3）低

Loan1

0.064

（0.257）

-1.574

（-0.681）

0.059

（0.403）

100.164

（1.255）

控制

207

0.157

（4）高

Loan1

0.675***

（7.853）

5.205***

（4.814）

-0.397***

（-6.434）

9.047

（0.582）

控制

358

0.466

组间差异

P-value

0.097

0.007

0.004

0.058

注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著，括号中为t值。

金融与经济 2023.11

40

JRYJJ

（四）稳健性检验

1.使用滞后一期的解释变量

为实现对当地特定产业或行业的信贷支

持，城商行可能会在外部力量的干涉下形成特

定的股权结构，并且城商行信贷集中度可能与

资本充足率、流动性比率等银行其他个体特征

互为因果，即城商行的信贷决策与其当前的盈

利能力、风险水平等状况息息相关；另外城商行

信贷集中度也可能与GDP增长率等宏观经济变

量产生反向因果，因为城商行是重要的地方性

金融机构，可能会显著影响当地的经济发展。

为避免互为因果造成的内生性，表11使用滞后

表11 使用滞后解释变量

变量

L.CR1

L.HHI

L.Z5

L.CR1×L.HHI

L.CR1×L.Z5

_cons

控制变量

样本量

R2

值

（1）

全样本

Loan1

0.320***

（3.607）

18.590

（0.810）

控制

467

0.126

（2）

全样本

Loan1

0.628***

（4.902）

17.724***

（2.726）

-1.051***

（-3.282）

8.977

（0.386）

控制

467

0.152

（3）

非政府控股

Loan1

-0.046

（-0.325）

-0.454

（-0.102）

0.150

（0.562）

-4.032

（-0.158）

控制

148

0.117

（4）

政府控股

Loan1

0.702***

（4.194）

18.115*

（1.852）

-1.153**

（-2.362）

15.083

（0.472）

控制

315

0.201

（5）

全样本

Loan1

0.555***

（4.203）

3.094**

（2.295）

-0.300***

（-3.699）

19.712

（0.864）

控制

467

0.160

（6）

非政府控股

Loan1

-0.200

（-1.227）

-1.768

（-1.552）

0.123

（1.309）

-3.749

（-0.155）

控制

148

0.132

（7）

政府控股

Loan1

0.573***

（3.264）

2.813

（1.424）

-0.352***

（-3.160）

22.325

（0.718）

控制

315

0.217

注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著，括号中为t值。

表12 替换核心（被）解释变量

变量

CR5

CR5×EI

CR5×Z10

EI

Z10

_cons

控制变量

样本量

R2

值

（1）

全样本

Loan10

0.239**

（2.448）

80.570*

（1.909）

控制

505

0.262

（2）

全样本

Loan1

0.208**

（2.339）

-0.576*

（-1.867）

29.499**

（2.002）

8.491

（0.436）

控制

565

0.125

（3）

非政府控股

Loan1

0.123**

（2.021）

-0.290*

（-1.705）

18.346**

（2.184）

33.805*

（1.776）

控制

181

0.292

（4）

政府控股

Loan1

0.352**

（2.060）

-1.114*

（-1.755）

45.622

（1.479）

5.564

（0.202）

控制

384

0.177

（5）

全样本

Loan1

0.217***

（2.795）

-0.065***

（-3.233）

1.505*

（1.782）

14.611

（0.779）

控制

565

0.147

（6）

非政府控股

Loan1

0.029

（0.455）

-0.004

（-0.223）

-0.273

（-0.450）

48.342***

（2.630）

控制

181

0.274

（7）

政府控股

Loan1

0.276**

（2.343）

-0.085***

（-2.842）

1.850

（1.318）

13.211

（0.513）

控制

384

0.207

注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著，括号中为t值。

股权制衡能缓解城商行信贷投向的大股东控制吗

41

JRYJJ

一期的解释变量进行实证分析，回归结果显示关

键变量系数依然显著，主要研究结论保持不变。

2.替换核心（被）解释变量

为验证回归结果的稳健性，将信贷集中度

Loan1 替 换 为 Loan10，股 权 集 中 度 CR1 换 成

CR5，股权多元化水平HHI替换为EI，股权制衡

度 Z5 替换成 Z10。回归结果见表 12，关键变量

系数依然显著，主要研究结论保持不变。

3.Heckman两步法

前文用第一大或者前十大客户贷款余额与

资本净额的比值来衡量信贷集中度，但部分银

行在公开披露的年报中不公开十大贷款客户信

息，从而造成部分样本中被解释变量缺失及由

此带来的样本自选择问题。为解决样本可能存

在的选择性偏差，下面采用 Heckman 两阶段模

型进行估计。首先构建选择概率模型，估计出

逆米尔斯比率（IMR），然后将逆米尔斯比率作为

额外的控制变量加入模型进行估计。第一阶段

模型设定如下：Pr（DLoan10=1）= ϕ（Z′β），其中

DLoan10=1表示银行公布十大借款客户信息，取

0表示不公布。Z为影响银行公布借款客户信息

的因素集合，由于银行的财务、风险和公司治理

等状况会影响该决策，Z包含了银行个体层面的

变量（CR1、Indr、Supvr、LnAsset、Car、Lr、Roe）。

另外，通常情况下之前年份公布借款客户信息

的银行选择继续公布的概率更大，将决策变量

DLoan10的滞后一期DLoan10_lag作为第一阶段

的排他变量。在第一阶段的回归中，外生变量

DLoan10_lag 的系数为 3.272，在 1%的水平下显

著，与预期一致。第二阶段回归结果见表13，逆

米尔斯比率的估计系数均不显著，表明样本不

存在选择性偏差，同时核心解释变量系数及显

著性变化不大，主要研究结论保持不变。

4.考虑遗漏变量问题

为处理遗漏变量导致的内生性，这里考虑

加入更多内、外部治理控制变量。除董事会和

监事会以外，高管团队也会影响银行的风险防

控，尤其是女性高管能够发挥女性在银行公司

治理中风险厌恶、谨慎的优势，完善商业银行公

司治理结构，对银行内控质量有较大影响（朱文

莉和宋佳，2017）。这里将高管团队性别异质性

（Heter）纳入控制变量并且用女性高管的人数占

表13 Heckman两阶段模型

变量

CR5

CR5×EI

CR5×Z5

EI

Z5

IMR

_cons

控制变量

样本量

R2

值

（1）

全样本

Loan10

0.225**

（2.123）

-3.687

（-1.200）

107.465*

（1.800）

控制

429

0.247

（2）

全样本

Loan10

0.653***

（2.972）

-1.690**

（-2.251）

78.546**

（2.227）

-3.706

（-1.212）

76.377

（1.248）

控制

429

0.260

（3）

非政府控股

Loan10

-0.102

（-0.267）

0.070

（0.064）

-22.248

（-0.422）

-3.357

（-0.520）

114.592

（0.830）

控制

135

0.334

（4）

政府控股

Loan10

1.022**

（2.410）

-2.576*

（-1.653）

129.688*

（1.682）

-3.740

（-0.962）

60.851

（0.757）

控制

294

0.279

（5）

全样本

Loan10

0.655***

（3.175）

-0.211**

（-2.555）

7.262

（1.641）

-3.800

（-1.251）

87.906

（1.460）

控制

429

0.269

（6）

非政府控股

Loan10

0.588

（1.218）

-0.283

（-1.533）

11.639

（1.467）

-5.703

（-0.859）

41.767

（0.305）

控制

135

0.347

（7）

政府控股

Loan10

0.912***

（3.230）

-0.275**

（-2.323）

9.858

（1.398）

-3.523

（-0.918）

61.597

（0.796）

控制

294

0.302

注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著，括号中为t值。

金融与经济 2023.11

42

JRYJJ

比来衡量，其值越大往往内控质量更佳。外部

监管对银行信贷投向亦有影响，该文将金融监

管强度（Regulate）纳入控制变量，并参考唐松等

（2020）的研究，采用区域金融监管支出与金融

业增加值的比值作为金融监管强度的代理变

量。具体回归结果见表 14，核心解释变量系数

保持不变，前文结论依然稳健。

5.改变计量模型

Loanlit=β0+β1Z5it+λXit+ui+vt+εit （5）

Loanlit=β0+β1Z5it+β2Z5it＾2+λXit+ui+vt+εit

（6）

Loanlit=β0+β1Z5it+β2Z5it＾2+β3Z5it＾3+λXit

+ui+vt+εit （7）

为验证假说 3 结论的稳健性，模型（5）（6）

（7）分别设置线性模型、二次模型和三次模型，

以研究股权制衡度Z5（第二至第五大股东与第

一大股东的比值）与信贷集中度之间的关系。

为了从式（5）（6）（7）中选取最为适合的模型，需

要判定三个模型是否存在显著性差异，依次提

出原假设：二次模型不优于线性模型，三次模型

不优于二次模型。在这两个原假设的基础上构

建检验统计量：

F= (RSSR - RSSUR)/m

RSSUR /dfUR

~F(m,dfUR) （8）

式（8）中RSSR表示受约束模型残差平方和，

RSSUR表示无约束模型残差平方和，m表示线性

约束个数，dfUR表示无约束模型自由度。由表15

可知，最终选择二次模型形式。

表15 模型形式检验结果

二次模型中二次项系数为1.316，在5%的水

平上显著，一次项系数为-7.629，在1%的水平上

显著，说明股权制衡与信贷集中度之间存在开

口向上的非线性关系，并且容易计算出其拐点

模型比较

模型（5）

和（6）

模型（6）

和（7）

F值

F1=6.498

F2=0.578

第一

自由度

1

1

第二

自由度

439

438

5%显著性

水平临界值

3.863

3.863

结论

选择模型

（6）

选择模型

（6）

表14 遗漏变量的稳健性检验

变量

CR1

CR1×HHI

CR1×Z5

HHI

Z5

Heter

Regulate

_cons

控制变量

样本量

R2

值

（1）

全样本

Loan1

0.341***

（4.732）

-0.115***

（-4.555）

0.327

（1.494）

12.916

（0.650）

控制

479

0.224

（2）

全样本

Loan1

0.589***

（5.540）

-0.926***

（-3.147）

16.696**

（2.497）

-0.113***

（-4.535）

0.279

（1.289）

6.390

（0.318）

控制

479

0.245

（3）

非政府控股

Loan1

0.443***

（3.269）

-0.920***

（-2.733）

20.692***

（2.977）

-0.032**

（-2.222）

-0.187

（-1.094）

44.069**

（1.990）

控制

151

0.361

（4）

政府控股

Loan1

0.710***

（5.032）

-1.302***

（-2.772）

7.177

（0.819）

-0.155***

（-4.088）

0.475

（1.627）

24.180

（0.901）

控制

328

0.328

（5）

全样本

Loan1

0.518***

（4.571）

-0.212***

（-2.841）

2.664**

（2.032）

-0.116***

（-4.633）

0.312

（1.441）

11.007

（0.553）

控制

479

0.242

（6）

非政府控股

Loan1

0.033

（0.293）

-0.097

（-1.049）

-0.192

（-0.189）

-0.016

（-1.058）

-0.106

（-0.607）

63.691***

（2.763）

控制

151

0.317

（7）

政府控股

Loan1

0.576***

（3.824）

-0.172*

（-1.753）

2.026

（1.105）

-0.145***

（-3.779）

0.447

（1.515）

15.889

（0.598）

控制

328

0.311

注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著，括号中为t值。

股权制衡能缓解城商行信贷投向的大股东控制吗

43

JRYJJ

为 Z5=2.90。这说明 2.90 是股权制衡度的关键

节点，即股权制衡大于2.90时，随着股权制衡度

的提升，城商行信贷集中度反而会上升。这与

实证分析部分得出来的结论基本一致，充分说

明对于城商行来说，股权制衡度 Z5 保持在 3 左

右较为合理。

五、结论与建议

（一）结论

基于手工搜集的2014—2019年中国127家

城商行的非平衡面板数据，研究股权制衡对于

缓解城商行信贷投向大股东控制的有效性，并

探寻最优的股权制衡度区间。通过实证研究发

现：（1）第一大股东控股能力越强，城商行信贷

集中度越高，并且对于政府和非政府股东控股

的城商行该结论都成立。（2）股权多元化对城商

行股权集中与信贷集中的关系具有负向调节作

用；特别是对于政府控股的城商行而言，股权多

元化程度的提升有利于降低信贷集中度。（3）股

权制衡度能够负向调节股权集中对信贷集中的

影响，即一定的股权制衡可以缓解城商行信贷

投向的大股东控制问题；特别是对于政府控股

的城商行而言，股权制衡程度的提升有利于降

低信贷集中度。（4）股权制衡度存在区间效应，

城商行股权制衡度（第二至第五大股东持股数

之和与第一大股东持股数的比例）保持在3左右

较为合理。（5）股权制衡对城市商业银行股权集

中导致的信贷集中缓解作用在地方经济增长压

力小、法制化水平和民营经济发展水平高的地

方更明显。

（二）建议

根据城商行的现实状况和研究所得结论提

出如下对策建议：（1）城商行可以从公司治理的

角度，比如进行股权结构的调整来影响信贷投

向，从而坚持服务地方中小企业的市场定位，防

范信贷过度集中的风险。（2）对于政府控股城商

行而言，可以鼓励民营资本和外资参股城商行，

提高其股权多元化水平，并注重发挥非国有资

本在经营管理上的监督制衡作用；而对于非政

府股东控股城商行而言，也可尝试加大逆向混

改力度。（3）过高或过低的股权制衡都容易造成

信贷集中，无限度地提高或降低股权制衡度都

是错误的倾向，城商行应当在考虑多方面现实

因素的同时，按照“适度集中、有效制衡”的原则

优化股权结构，保持合理的股权制衡度。

[参考文献]

[1]陈晓，王琨. 关联交易、公司治理与国有

股改革：来自我国资本市场的实证证据[J].经济

研究，2005（4）：77-86+128.

[2]戴国强，刘兵勇. 股权集中度、第一大股

东持股与商业银行风险承担[J].现代管理科学，

2016（10）：27-29.

[3]黄建欢，李卓霖，尹筑嘉.混合所有制企业

的股东利益冲突、股权混合模式与公司绩效[J].

湖南大学学报（社会科学版），2017（1）：68-74.

[4]雷琪.股权多元化、财税激励与企业创新

效率[J].财会通讯，2020（14）：64-68.

[5]李育红. 公司治理结构与内部控制有效

性：基于中国沪市上市公司的实证研究[J].财经

科学，2011（2）：69-75.

[6]李忠海，张涤新. 基金持股与公司绩效：

基金作为第二大股东持股的视角[J].上海经济研

究，2011（1）：68-78.

[7]刘垣钰，郭淑娟. 短贷长投、银企关联与

企业债务违约风险[J]. 金融与经济，2022（10）：

69-78.

[8]刘运国，郑巧，蔡贵龙.非国有股东提高了

国有企业的内部控制质量吗?：来自国有上市公司

的经验证据![J].会计研究，2016（11）：61-68+96.

[9]罗春婵，尤秋爽，何代弟. 公司治理异质

性与商业银行风险约束效率[J]. 金融与经济，

2021（3）：21-29.

[10]马灿坤，洪正，韩雨萌.民营股东会提升

城商行公司治理有效性吗?[J]. 中央财经大学学

报，2021（12）：69-80.

[11]阮素梅，丁忠明，刘银国，等.股权制衡与公

司价值创造能力“倒U型”假说检验：基于面板数据

模型的实证[J].中国管理科学，2014（2）：119-128.

[12]宋玉禄，陈欣.激励还是抑制：政策环境

与研发投入：基于股权结构视角[J].科技管理研

究，2018（24）：134-143.

金融与经济 2023.11

44

JRYJJ

[13]孙琴月.商业银行信贷集中对经济金融

运行的影响及对策研究[J]. 福建农林大学学报

（哲学社会科学版），2008（6）：52-56.

[14]唐松，伍旭川，祝佳.数字金融与企业技

术创新：结构特征、机制识别与金融监管下的效

应差异[J].管理世界，2020（5）：52-66+9.

[15]王海霞. 银行风险、收益与客户贷款集

中度：基于城市商业银行的实证分析[J].金融理

论与实践，2009（11）：71-74.

[16]王小鲁，樊纲，胡鹏.中国分省份市场化

指数报告（2018）[M]. 北京：社会科学文献出版

社，2018．

[17]王秀丽，鲍明明，张龙天. 金融发展、信

贷行为与信贷效率：基于我国城市商业银行的

实证研究[J].金融研究，2014（7）：94-108.

[18]王龑.地方政府干预是否加剧了区域性

银行风险?：基于调节效应和中介效应的研究[J].

海南金融，2020（5）：13-26.

[19]杨兴全，韩贺洋.国企混改、政府补助与

创新[J].贵州财经大学学报，2021（2）：1-10.

[20]张敏，刘颛，张雯.关联贷款与商业银行

的薪酬契约：基于我国商业银行的经验证据[J].

金融研究，2012（5）：108-122.

[21]朱德胜，周晓珮.股权制衡、高管持股与企

业创新效率[J].南开管理评论，2016（3）：136-144.

[22]祝继高，饶品贵，鲍明明. 股权结构、信

贷行为与银行绩效：基于我国城市商业银行数

据的实证研究[J].金融研究，2012（7）：48-62.

[23]祝继高，岳衡，饶品贵.地方政府财政压

力与银行信贷资源配置效率：基于我国城市商业

银行的研究证据[J].金融研究，2020（1）：88-109.

[24]朱文莉，宋佳. 女性高管能够抑制商业

银行盈余管理吗?：来自我国上市银行的经验证

据[J].南方金融，2017（10）：37-45.

[25]Barry T A，Lepetit L，Tarazi A.Ownership

structure and risk in publicly held and privately

owned banks[J].Journal of Banking & Finance，

2011，35（5）：1327-1340.

（上接第30页）

[13]刘学娟，常如月，张静怡，等. 考虑 ESG

表现的企业违约风险预警研究[J].金融理论与实

践，2023（4）：45-57.

[14]梅亚丽，张倩.ESG表现对企业债务融资

成本的影响[J].金融与经济，2023（2）：51-63.

[15]王波，杨茂佳.ESG表现对企业价值的影

响机制研究：来自我国A股上市公司的经验证据

[J].软科学，2022（6）：78-84.

[16]王清刚，徐欣宇. 企业社会责任的价值

创造机理及实证检验：基于利益相关者理论和生

命周期理论[J].中国软科学，2016（2）：179-192.

[17]王治，彭百川. 企业 ESG 表现对创新绩

效的影响[J].统计与决策，2022（24）：164-168.

[18]席龙胜，王岩. 企业 ESG 信息披露与股

价崩盘风险[J].经济问题，2022（8）：57-64.

[19]席龙胜，赵辉. 企业 ESG 表现影响盈余

持续性的作用机理和数据检验[J]. 管理评论，

2022（9）：313-326.

[20]晓芳，凤云，施雯，等. 上市公司的 ESG

评级会影响审计收费吗？：基于ESG评级事件的

准自然实验[J].审计研究，2021（3）：41-50.

[21]仪秀琴，孙赫.ESG表现能否有效缓解企

业融资约束：基于融资渠道的研究[J].金融与经

济，2023（7）：65-75.

[22]张会丽，陆正飞.现金分布、公司治理与过

度投资：基于我国上市公司及其子公司的现金持有

状况的考察[J].管理世界，2012（3）：141-150+188.

[23]周方召，潘婉颖，付辉.上市公司ESG责任

表现与机构投资者持股偏好：来自中国A股上市

公司的经验证据[J].科学决策，2020（11）：15-41.

[24]Atif M，Ali S.Environmental，social and

governance disclosure and default risk[J].Business

Strategy and the Environment，2021（8）：3937-3959.

[25]Broadstock D C，Chan K，Cheng L T W，et

al.The role of ESG performance during times of

financial crisis：Evidence from COVID-19 in China

[J].Finance Research Letters，2021，38：101716.

[26]Dickinson V.Cash flow patterns as a proxy

for firm life cycle[J].The Accounting Review，2011，

86（6）：1969-1994.

[27]Sassen R，Hinze A K，Hardeck I.Impact

of ESG factors on firm risk in Europe[J].Journal of

Business Economics，2016，86（8）：867-904.

股权制衡能缓解城商行信贷投向的大股东控制吗

45

JRYJJ

数字普惠金融会影响中小企业ESG表现吗

[摘 要] 以2017—2021年中小企业板和创业板上市公司为研究样本，考察数字普惠金

融对中小企业ESG表现的影响、内在机理及异质性。实证结果表明：第一，数字普惠金融对

中小企业ESG表现有显著正向影响，数字普惠金融使用深度和数字化程度均能显著提升中

小企业ESG表现。第二，数字普惠金融通过缓解融资约束和促进绿色创新两大渠道提升中

小企业ESG表现，进而提高了企业绩效。第三，数字普惠金融对ESG表现的积极作用在非

国有企业、信息不对称程度较高和区域金融监管水平较高的中小企业中更为显著。

[关键词] 数字普惠金融；中小企业；ESG；融资约束；绿色创新

[中图分类号] F832 [文献标识码]A [文章编号]1006-169X（2023）11-0046-09

DOI：10.19622/j.cnki.cn36-1005/f.2023.11.004

[基金项目] 江西省社会科学基金项目“税收征管对企业社会责任履行的影响研究”

（21YJ10）；江西省文化艺术科学规划项目“税收征管对文化产业创新影响的实证研究——

以文化类上市公司为例”（YG2021153）；中国博士后科学基金第69批面上资助项目“税收征

管对企业财务行为的影响研究——基于金税工程三期的准自然实验”（2021M691357）。

[作者简介] 赖妍（1982—），江西赣州人，江西理工大学经济管理学院，博士，副教授，硕

士生导师，江西金融发展研究院在站博士后，研究方向为财务与金融；刘微微（1999—），江

西九江人，江西理工大学经济管理学院，硕士研究生，研究方向为财务与金融；邱丽莎

（1998—），江西丰城人，江西理工大学经济管理学院，硕士研究生，研究方向为财务与金融。

■ 赖 妍，刘微微，邱丽莎

一、引言

联合国全球契约组织于2004年提出ESG概

念，E、S、G三个字母分别代表环境、社会与治理

三个维度，其是金融市场兴起的重要投资理念

和企业行动指南，亦是高质量发展理念和新发

展理念在金融市场及微观企业层面的具体表现。

数字普惠金融于2016年在G20峰会上首次

被提出，是将数字化技术应用到普惠金融领

域。2022 年中央全面深化改革委员会发布的

《推进普惠金融高质量发展的实施意见》，强调

了要把更多金融资源配置到重点领域和薄弱环

节，弥补小微企业等金融服务短板，促进普惠金

融和科创金融等融合发展。数字普惠金融提高

了金融资源的配置效率，影响了中小企业资源

的供给，而中小企业 ESG 表现又需要耗费其资

源。那么存在一个很自然的逻辑：数字普惠金

融对中小企业ESG表现的影响如何？通过何种

作用渠道以及是否存在异质性？

因此，基于 2017—2021 年中国 A 股中小企

业板和创业板上市公司数据，考察了数字普惠

金融对中小企业 ESG 表现的影响、作用机制及

异质性，为新发展理念下持续提升中小企业ESG

表现提供政策启示，也为高质量发展背景下金

融市场如何更好地服务中小企业提供了理论支

持和经验证据。边际贡献主要体现在：第一，提

供了数字普惠金融微观经济后果的增量文献。

FINANCE AND ECONOMY

金融与经济 2023.11

46

JRYJJ

已有文献多聚焦于数字普惠金融对环境、社会

责任单一维度可能的经济后果，而该文将环境、

社会和治理视为整体，深入探究数字普惠金融

对中小企业 ESG 表现的影响，拓展了数字普惠

金融微观经济后果的研究。第二，丰富了 ESG

影响因素的研究。鲜有学者研究数字普惠金融

与企业 ESG 表现两者的关系，该文从数字普惠

金融角度出发，丰富了影响 ESG 表现的前因变

量，不仅为 ESG 影响因素的研究提供了重要补

充，而且为企业在履行环境目标、承担社会责

任、加强公司治理方面提供了重要参考。第三，

揭示了数字普惠金融影响中小企业ESG表现的

具体路径。该文从缓解融资约束与促进绿色创

新等两大渠道，阐明了数字普惠金融影响中小

企业 ESG 表现的具体路径，有助于深入理解数

字普惠金融发挥作用的具体机制。

二、文献综述

已有文献从外部和内部两方面探讨影响企

业ESG表现的因素。外部因素方面主要包含政

治制度和经济环境。第一，政治制度。强制性、

模仿性同形制度压力对企业践行ESG责任有显

著的正向影响，规范性同形制度压力对企业践

行 ESG 责任有显著负向影响（张慧和黄群慧，

2022）。第二，经济环境。地方政府债务会显著

降 低 企 业 ESG 表 现（张 曾 莲 和 邓 文 悦 扬 ，

2022）。内部因素方面主要包含公司财务特征、

治理特征和数字化转型。第一，公司财务特

征。较强的偿债能力、盈利能力和合理的资本

结构（孙冬等，2019）以及较多的研发和专利方

面投入（Grazia et al.，2022）可以改善企业ESG表

现。第二，公司治理特征。国有机构投资者持

股（文雯等，2023）、党组织治理（柳学信等，

2022）能显著提升企业的ESG表现。第三，公司

数字化转型。在新一轮科技革命和产业革命的

推动下，企业数字化转型也成为各国增强竞争

力、培育新动能的重要抓手，它能显著改善企业

的ESG表现（王海军等，2023）。

学者们对数字普惠金融微观经济后果的研

究主要集中在以下几个方面：第一，数字普惠金

融与企业投融资。数字普惠金融水平的提升能

够有效提高中小企业的投资效率，缓解企业投

资不足（李季刚和成群蕊，2022）。在融资方面，

多数学者认同数字普惠金融可以缓解中小企业

融资约束。第二，数字普惠金融与企业创新。

数字普惠金融的深入发展能够增加中小企业的

创新投入和创新产出（梁榜和张建华，2019），促

进企业绿色创新（余得生和张雨，2022）。第三，

数字普惠金融与企业绩效。数字普惠金融能提

升中小微企业经营绩效，推动中小企业财务的

可持续发展（李宾等，2022）。

不难看出，目前鲜有学者研究数字普惠金

融与中小企业 ESG 表现间的关系，更未揭示两

者间的作用路径及异质性。

三、理论分析与研究假设

大量的中小企业仅能获得有限的金融服

务，这降低了金融资源的配置效率，阻碍了中小

企业自身发展（李宾等，2022）。数字普惠金融

能够有效缓解金融机构与中小企业之间的矛

盾，显著改善中小企业的外部金融环境，提升金

融对中小企业的普惠程度。具体而言，一方面，

数字普惠金融具有传统金融服务所不具备的优

势，能以低成本和广覆盖的特点提高金融机构

的服务效率和质量（梁榜和张建华，2019），降低

中小企业享受金融服务的门槛。另一方面，数

字普惠金融能精准定位、准确分析企业融资的

薄弱环节，从而对不同类型企业分类配置金融

资源，减少资源配置失灵现象（肖红军和阳镇，

2022），提高金融机构服务中小企业的精准性。

数字普惠金融提升中小企业ESG表现主要

通过两条渠道实现。第一，数字普惠金融通过

缓解融资约束进而提升中小企业ESG表现。数

字普惠金融通过增加融资渠道、提升融资效率

和降低融资成本来缓解中小企业融资约束。首

先，数字普惠金融通过应用大数据、云计算等数

字技术对传统金融产品和业务模式进行数字创

新，拓展了金融服务的广度和使用深度（梁榜和

张建华，2019），增加中小企业获得融资的渠

道。其次，数字普惠金融能依托大数据技术收

集中小企业的相关数据，通过整合中小企业过

去的数据来建立多维的征信体系，优化信贷审

数字普惠金融会影响中小企业ESG表现吗

47

JRYJJ

批程序，简化信贷审批流程，减少信贷审核时

间，提升了中小企业的融资效率。最后，数字普

惠金融通过建立风险控制体系和信息处理与监

测系统来降低金融机构与中小企业之间的信息

不对称，并在此基础上减少信息搜集成本、风险

评估成本、处理成本和交易成本，从而降低中小

企业的融资成本。

而融资约束缓解后，可以通过降低中小企

业获取资金的难度和增强中小企业投资长期收

益项目的主动性来提升中小企业ESG表现。一

方面，良好的财务状况是企业承担环境、社会及

公司治理责任的重要保障。企业若存在较强的

融资约束，则不得不将精力和重心用于寻找企

业运营资金的来源，而忽略ESG的实践。此外，

受融资约束的企业出于投机性动机、交易性动

机、预防性动机会保留高额现金，导致中小企业

缺乏ESG实践的资金。只有中小企业能够获得

足够的资金支持以覆盖 ESG 实践的初期成本

时，才会将部分资金用于提升 ESG 表现。另一

方面，从流动风险和经济收益的角度考虑，融资

约束较强的企业往往不愿意投资高收益和高风

险的项目，也不愿投资非经济项目。而缓解融

资约束将改善中小企业的资金状况，加大管理

者主动投资长期收益项目的意愿，将中小企业

战略的重心从获得资金支持转移到中小企业

ESG实践。此外，投资者作为资本市场的重要参

与主体，其投资偏好会影响中小企业的 ESG 表

现。越来越多的投资者倾向投资ESG表现好的

企业（魏延鹏等，2023）。当中小企业融资约束

缓解后，为吸引更多投资者关注，中小企业往往

会将更多资金用于ESG实践。

第二，数字普惠金融通过促进企业绿色创

新进而提升中小企业ESG表现。数字普惠金融

通过提高绿色创新的资源配置效率、降低绿色

创新风险和强化绿色产品需求来促进绿色创

新。首先，由于绿色创新具有风险高、周期长、

投入大的特点，中小企业往往会存在绿色创新

资金投入需求过多与供给过少的矛盾。而数字

普惠金融能凭借新兴技术来缓解该矛盾，提高

金融服务应用于绿色创新活动的配置效率（兰

梓睿和张书华，2023），进而促进包括中小企业

在内市场主体的绿色创新。其次，数字普惠金

融借助新兴技术能有效地分析和管控中小企业

的风险，增强管理者的理性决策能力，在环保治

理及绿色监管方面充当重要角色（巴曙松等，

2022），使中小企业能最大程度地降低绿色创新

风险。最后，数字普惠金融能增加居民收入（张

勋等，2021），而居民收入的增加会提高其对高

品质生活的向往，形成更高层次的环境需要，从

而强化绿色产品需求，进一步正向提高企业绿

色创新的意愿（董直庆和王辉，2022）。

数字普惠金融促进了中小企业绿色创新，

而绿色创新可以通过绿色工艺创新、绿色产品

创新和绿色技术创新来提升中小企业 ESG 表

现。首先，中小企业通过加强绿色工艺创新，淘

汰落后生产工艺，促进制造流程的绿色生态化

和可再生循环（王珮等，2021），提高了其环境治

理能力，进而提升中小企业的ESG表现。其次，

中小企业通过加强绿色创新研发出更多绿色、

可循环利用的环保型产品（王珮等，2021），提高

了利益相关者对中小企业环境表现的信任度

（解学梅和朱琪玮，2021），从而提升中小企业

ESG表现。最后，中小企业的绿色技术创新通过

使用清洁能源生产技术来减少非再生资源与能

源的消耗，提高资源的利用效率，减少污染物的

产生，使中小企业更好地履行环境目标并提升

ESG表现。

基于以上分析，提出如下研究假设。

H1：数字普惠金融能显著提升中小企业

ESG表现。

H2：数字普惠金融通过缓解融资约束以提

升中小企业ESG表现。

H3：数字普惠金融通过促进绿色创新以提

升中小企业ESG表现。

四、研究设计

（一）研究样本与数据来源

选择2017—2021年中小企业板和创业板上

市公司作为研究样本。数字普惠金融数据来源

于北京大学数字金融研究中心，企业 ESG 数据

来自Wind数据库，绿色专利数据来自CNRDS数

金融与经济 2023.11

48

JRYJJ

据库。此外，企业层面数据来自 CSMAR 数据

库，城市层面数据来自《中国统计年鉴》。对原

始数据剔除金融保险类、ST、*ST公司以及样本

期间数据缺失的公司后，最终得到了5023个观

测值。为消除极端值影响，对样本数据进行上

下 1%的缩尾（Winsorize）处理。数据处理采用

Stata15.0软件。

（二）变量选取

1.被解释变量

被解释变量为企业ESG表现。采用Wind的

ESG评级，包括E、S、G等三个维度，细分为27个

内容，下设300多个具体指标。该综合评分由管

理实践得分（总分7分）和争议事件得分（总分3

分）组成，分数越高，说明企业ESG表现越好。

2.解释变量

解释变量为数字普惠金融（DIF）。选取《北

京大学数字普惠金融指数（2011—2021）》中各

地级市层面的数字普惠金融指数。该指数涵盖

覆盖广度（DIF_Breadth）、使用深度（DIF_Depth）、

数字化程度（DIF_Digitalize）三个维度，指数的值

越高表明数字普惠金融发展水平越高。

3.中介变量

中介变量包括企业融资约束（SA）和绿色创

新（GI）。目前度量融资约束的方法主要有五

种：一是单一指标，如股利；二是综合指数，如SA

指数、KZ指数、WW指数等；三是量化模型，如投

资—现金流模型；四是外生冲击事件，如外部资

本供给冲击；五是文本分析法，如词典法、余弦

相似度。由于综合指数中的SA指数法能较为全

面反映企业融资约束程度，且不包含内生性变

量，较为客观。因此，以SA指数度量中小企业融

资约束，该值越大，说明融资约束程度越高。绿

色创新分为发明专利、实用新型专利、外观设计

专利的申请量和授权量两类。借鉴余得生和张

变量类型

被解释变量

解释变量

中介变量

控制变量

变量名称

ESG表现

数字普惠金融总指数

覆盖广度指数

使用深度指数

数字化程度指数

融资约束

绿色创新

经济发展水平

人力资本

财政自主权

外商投资

利息保障倍数

股利分配率

公司现金流

营业收入增长率

股权集中度

产权性质

时间效应

变量符号

ESG

DIF

DIF_Breadth

DIF_Depth

DIF_Digitalize

SA

GI

Pgdp

Hc

Finaut

Fdi

Icr

Ddr

Cashflow

Growth

Top10

Soe

Year

变量度量

Wind 的ESG评级指数

北京大学数字普惠金融指数/100

数字普惠金融指数的覆盖广度/100

数字普惠金融指数的使用深度/100

数字普惠金融指数的数字化程度/100

SA=|-0.737×Size+0.043×Size2

－0.04×Age|

当年绿色发明和绿色实用新型专利申请数之和加1取自然对数

人均地区生产总值的自然对数

高中在校学生数/总人口数

财政预算内支出/财政预算内收入

外商直接投资实际使用额/GDP

（净利润+财务费用）/财务费用

每股现金股利/每股收益

经营活动现金流净值与总资产之比

本年营业收入/上一年营业收入－1

前十大股东持股比例之和

国企取值为1，否则为0

年度虚拟变量

表1 变量定义与说明

数字普惠金融会影响中小企业ESG表现吗

49