文献阅读《《客户企业ESG评级与供应商企业绿色创新》【系统工程理论与实践】
学术
2024-08-25 16:31
江西
大家好！本人是管理学在读博士生。一直想分享读博期间学习和生活的经历和感悟，希望能帮助到更多想要读博和正在读博以及科研工作的朋友们。坚持每天读高水平的论文是博士生的基本要求，也是写好自己论文的基础。 今天分享一篇文章——《客户企业ESG评级与供应商企业绿色创新》，来自《系统工程理论与实践》2024年7月。
作者：
严若森(1971–),男,汉,湖南华容人,博士,教授,博士生导师,研究方向:公司治理,战略管理;姜潇(1993–),通信作者，女,汉,湖北随州人,博士研究生,研究方向:公司治理与企业创新。企业绿色创新不仅能够帮助企业提高生产效率,建立声誉及竞争优势,也有助于企业改善外部环境绩效,推动社会经济绿色增长并实现高质量发展.但绿色创新的风险性、复杂性及双重外部性,又会严重削弱企业主动开展绿色创新的意愿.如何推动企业积极开展绿色创新,成为备受关注的问题.已有研究基于不同利益相关者视角,发现不同利益相关者如政府、环保组织、同行企业、客户等对企业施加的合法性压力均是推动企业绿色创新的重要因素.而在上述影响因素中,政府监管压力与客户压力被认为是企业绿色创新的主要驱动因素.与具有强制性且可对企业产生直接推动作用的监管压力相比,客户压力影响企业行为的作用机制路径则更为迂回,效果亦更缺直观,其推动企业绿色创新的机制在很大程度上仍不明确. 客户企业是供应商企业重要的外部利益相关者,其对于供应商企业社会责任及可持续发展的关注,能够有效转变供应商企业的行为。已有研究通过不同方式构建客户企业方变量,并对此展开了有意义的探索.一是基于销售额占比构建客户集中度变量,其背后反映了客户企业影响供应商企业的能力的差异;二是通过问卷的形式,基于供应商企业所感知到的关于客户企业要求其实施绿色发展的压力程度构建变量,这一做法则是考虑到供应商企业是客户企业压力的直接感知者. 企业的ESG评级除了会影响企业自身的行为决策之外,是否还会进一步影响到与企业相关的其他主体，比如与企业生产经营活动具有紧密联系的上游供应商企业,这一问题尚未得到足够关注。本文尝试从另一视角即基于ESG评级背景构建客户企业方变量.首先,既有研究会把企业的ESG评级作为企业可持续发展理念与行为的代理变量；其次,ESG评级作为一种市场软监管机制,也会为客户企业带来合法性压力,ESG评级越高意味着客户企业对这一压力越敏感。 (1)已有研究以客户集中度或供应商反馈的问卷结果构建客户企业方代理变量,本文选择了与已有研究不同的切入视角,即基于ESG评级背景选择以客户企业ESG评级为切入点,研究其对供应商企业绿色创新的影响.一方面能够借助ESG评级初步区分客户企业差异化的行为及理念,助于探索更多可能的作用机制路径;另一方面,使用第三方评级机构数据作为客户企业方代理变量,也可避免问卷形式下供应商企业个体主观感知差异性对研究结论的干扰.(2)本文基于客户企业ESG评级,对客户企业影响供应商企业绿色创新的作用机制路径提出了不同的见解。已有研究对客户企业通过何种途径影响供应商企业社会责任包括绿色创新行为,更多地是将客户企业定位为监督者的角色,本文认为客户企业在影响供应商企业绿色创新的过程中,一方面承担着帮助者的角色,客户企业通过减少占用供应商企业资金,为供应商企业提供资源支持;另一方面又承担着引导者的角色,客户企业通过促进供应商企业加大创新投入及提升供应商企业管理者的绿色认知，助力供应商企业获得相应的合法性.(3)相较于已有研究致力于探讨作为被评级对象的企业本身及其在ESG评级压力下的应对行为,本文重点关注ESG评级压力在供应链上的传导效应.即客户企业在ESG评级压力影响之下,是否会进一步将压力传导至在生产经营活动上与其具有紧密联系的上游供应商企业,并影响供应商企业的行为.通过聚焦于供应商企业绿色创新,本文得以将这一合法性压力传递链条显性化. (4)本文进一步探讨了客户企业与供应商企业之间的相对依赖关系、客户企业与供应商企业的不同特质及其各自所处的差异化情境,对客户企业ESG评级与供应商企业绿色创新二者之间关系的影响.通过将这一系列互动因素纳入研究模型,本文的结论得以更为贴合真实情境.追求经济和环境的可持续协调发展已成为社会共识,包括政府、社区、股东、客户等在内的利益相关者群体也对企业提出了更多的非财务绩效要求.共识的形成及逐渐强化给企业带来了合法性压力,在此背景下企业不得不更为关注社会责任以及由此演化的ESG相关问题.获得更佳的ESG评级有助于企业对外彰显出其对利益相关者及可持续发展的关注,这也是将制度化要素纳入企业活动的重要举措.基于制度理论,这些举措可以帮助企业免受质疑并获得合法性,而企业也可以利用合法性为其生存与发展创造有利条件。ESG评级实际上已成为一种会给企业带来合法性压力的软监管机制.在此压力之下,客户企业不仅自身会采取包括开展绿色创新等在内的应对措施,也会进一步将压力传导至上游的供应商企业,更加关注供应商企业的可持续发展。当客户企业希望获得和维持更佳的ESG评级而将合法性压力进一步传递至供应商企业时,供应商企业为了应对这一压力会选择开展更多的绿色创新活动.假设1：客户企业ESG评级对供应商企业绿色创新具有显著正向影响.
客户企业ESG评级影响供应商企业绿色创新主要是通过客户企业减少占用供应商企业资金、促进供应商企业加大创新投入以及提升供应商企业管理者的绿色认知等机制.首先,对客户企业来说,倘若上游供应商企业表现出较差的社会环境绩效,则作为重要利益相关者的下游客户企业也会受其影响,最终不利于客户企业自身的ESG评级.因此,客户企业也希望上游供应商企业能够更多地开展绿色创新这类有助于提升企业社会环境绩效的活动。客户企业往往也愿意为供应商企业提供相关资源支持,以鼓励其可持续发展。因而,如果客户企业希望供应商企业更多地开展绿色创新提高可持续发展水平,进而帮助客户企业自身维持更佳的ESG评级,则客户企业会主动减少占用供应商企业资金,为供应商企业的绿色创新活动提供资源支持.基于此,本文提出如下假设:假设2a：通过客户企业减少占用供应商企业资金,客户企业ESG评级对供应商企业绿色创新具有显著正向影响.其次,供应商企业与客户企业可能会在绿色创新以及创新投入等行为上逐渐趋同.基于制度理论,不同组织的形式与实践之间或会高度同质，通过与所处环境中的其他组织表现出同质化行为,组织也可获得合法性并缓解其制度压力。在ESG评级更高的客户企业投入更多资源开展绿色创新的情形下,供应商企业为缓解合法性压力,也会模仿客户企业的行为,加大创新投入开展绿色创新,并最终有助于提升供应商企业的绿色创新水平.基于此,本文提出如下假设:假设2b：通过客户企业促进供应商企业加大创新投入,客户企业ESG评级对供应商企业绿色创新具有显著正向影响. 再次,供应商企业与客户企业的绿色发展理念也会逐渐趋同.更多的实质性ESG实践背后也彰显了更高ESG评级客户企业的绿色发展理念,在这一理念的推动下,客户企业也会更为关注供应商企业是否承担起相应的责任,并对表现欠佳的供应商企业施加压力.源于客户企业的合法性压力也会引导供应商企业的理念发生转变,提升供应商企业的绿色意识，提升供应商企业管理者的绿色认知.有效推动供应商企业绿色创新活动的开展.基于此,本文提出如下假设:假设2c：通过客户企业提升供应商企业管理者的绿色认知,客户企业ESG评级对供应商企业绿色创新具有显著正向影响.正是因为供应商企业依赖于客户企业所提供的市场资源,来自于客户企业的合法性压力才会促使供应商企业采取行动开展绿色创新.倘若供应商企业能够为客户企业提供更为重要且更具不可替代性的资源,则客户企业对供应商企业的依赖程度会相对提升,而供应商企业对客户企业的依赖程度会相对降低.市场势力越强的供应商企业,其资源对客户企业越重要且难以替代,客户企业对这类资源也会产生更强的依赖性,随着客户企业对供应商企业依赖程度的提升,供应商企业对客户企业的依赖程度则会相对降低.这使得供应商企业在与客户企业的互动博弈中,对后者所施加的绿色创新压力不再敏感.而客户企业对供应商企业依赖的增加,也使得客户企业更容易在绿色创新这一问题上进行妥协,以迎合供应商企业降低成本、规避风险的需求.因此,当供应商企业市场势力越强时,客户企业推动供应商企业绿色创新的力量越会受到削弱.基于此,假设3供应商企业市场势力会削弱客户企业ESG评级对供应商企业绿色创新的正向影响.本文选取2009-2022年中国全A股上市公司作为研究样本,考虑到客户企业ESG评级对供应商企业绿色创新的影响存在一定的滞后性,本文的客户企业ESG评级数据的样本期间为2009-2021年,对应的供应商企业绿色创新数据的样本期间则为2010-2022年,这样也可以规避可能潜在的反向因果关系问题.考虑到包括财务指标等在内的客户企业与供应商企业层面控制变量数据的可获取性,,仅保留客户与供应商均为上市企业的样本,最终构建出客户—供应商—年度数据集.本文对初始样本依照如下顺序依次进行了筛选:(1)剔除被ST、*ST处理的企业;(2)剔除关键变量观测值缺失的企业.经过上述筛选,本文最终获得559家客户企业,780家供应商企业,共计2213个客户—供应商—年度观测值,与既有文献基本吻合.本文使用的研究数据主要来源于以下途径:(1)客户企业与供应商企业的对应信息,主要来源于国泰安数据库(CSMAR)与中国研究数据服务平台(CNRDS)中的供应链研究子库,其中提供了上市企业的前五大客户及前五大供应商信息.为确保数据的准确性与完整性,本文将两个数据库提供的信息进行了比对填充.(2)华证ESG评级数据来源于万德数据库(WIND).(3)企业绿色创新数据来源于中国研究数据服务平台(CNRDS).(4)客户企业与供应商企业层面的其他控制变量数据来源于国泰安数据库(CSMAR)与中国研究数据服务平台(CNRDS).此外,为剔除极端值对研究结果的影响,本文对所有连续变量均在1%与99%的水平上进行了Winsorize缩尾处理. （1）核心解释变量：客户企业ESG评级(Cus_esg).本文使用华证ESG指数作为客户企业ESG评级的代理变量.相较于国外评级机构发布的ESG指数而言,华证ESG指数更加贴合中国市场,且其目前已覆盖全A股上市公司.华证ESG评级指数,包括C、CC、CCC、B、BB、BBB、A、AA、AAA九个等级,本文借鉴已有研究的做法,将其由低至高依次赋值为1至9.本文选择绿色发明专利与绿色实用新型专利申请总量作为供应商企业绿色创新的代理变量，将供应商企业绿色专利申请总量加1取自然对数,作为衡量供应商企业绿色创新能力的指标.主要选取如下控制变量:企业规模(Size)、企业年龄(Age)、总资产净利润率(Roa)、现金比率(Cash)、无形资产比率(IAR)、资本密集度(CI)、存货周转率(IT)、行业集中度(INDC)、产权性质(Ownership)、客户企业员工数量(kh_staff)、客户企业年龄(kh_Age)、销售额占比(Sales)![]()
本文基于模型(1)进行了OLS回归检验,回归结果如表3所示.其中,列(1)展示了在仅控制年份、行业及企业个体固定效应并在企业层面对标准误进行聚类,解释变量客户企业ESG评级(Cus_esg)的回归系数显著为正.列(2)展示了加入控制变量后的回归结果,Cus_esg的回归系数依旧显著为正,表明客户企业ESG评级越高,供应商企业的绿色创新水平越高.由此,假设1得到支持本文使用供应商企业绿色发明专利与绿色实用新型专利申请总量作为供应商企业绿色创新的代理变量，企业开展实质性绿色创新是为了切实提升技术竞争力并减少负的外部性影响,而企业开展象征性绿色创新则更多地是为了对外营造出一种符合利益相关者期望的表象。表4显示，客户企业ESG评级(Cus_esg)与供应商企业实质性绿色创新(SUBGI)的回归系数显著为正;客户企业ESG评级(Cus_esg)与供应商企业象征性绿色创新(SYMGI)的回归系数并不显著.上述结果表明,源自于客户企业的压力会促使供应商企业更多地开展实质性绿色创新.本文选择如下三个工具变量,分别为客户企业社会责任报告相似度(Cus_report)、客户企业ESG负面新闻占比(Cus_news)以及客户企业突发环境事故(Cus_accident).华证ESG指数采用季度定期评价与重大事件临时调整相结合的方式更新数据.因此,倘若客户企业突发重大环境污染事件,必然会影响其当年度的ESG评级.即,上述三个工具变量在理论上均满足相关性要求.与此同时,上述工具变量作为与客户企业相关的公开信息,并未与供应商企业有直接联系,因而也无法直接影响供应商企业的行为决策,因此也满足工具变量的外生性要求。结果如表5所示.由第一阶段回归结果可知,客户企业社会责任报告相似度(Cus_report)、客户企业ESG负面新闻占比(Cus_news)以及客户企业突发环境事故(Cus_accident)的回归系数均显著为负,表明其均会对客户企业ESG评级产生显著负向影响,其相关检验结果亦表明不存在不可识别(Kleibergen-PaapP值=0.0004<0.1)及弱工具变量(Sanderson-WindmeijerF值=61>10)问题.第二阶段回归结果可知,客户企业ESG评级(Cus_esg)的回归系数依旧显著为正,且Hansen检验P值亦大于0.1,表明不存在过度识别的问题.前文实证结果稳健.第一阶段在原有控制变量的基础上,加入企业是否存在R&D支出的外生虚拟变量(RD),以供应商企业是否有绿色创新取值(GI_dummy)这一虚拟变量为被解释变量,进行probit回归,获得一个用于修正样本选择偏差的逆米尔斯系数(IMR),并将其作为控制变量代入模型(1)中,进行第二阶段回归。结果如表5所示.加入逆米尔斯系数(IMR)后,客户企业ESG评级(Cus_esg)的回归系数依旧显著为正.前文实证结果稳健. 本文使用PSM方法,以客户企业ESG评级中位数为临界点,将企业样本分为两组并进行最近邻匹配.匹配后,处理组与对照组之间无显著性系统差异.将匹配后的企业样本进行回归,回归结果如表5所示.客户企业ESG评级(Cus_esg)的回归系数依旧显著为正.前文实证结果稳健.为此,本文选取了三种有限集控制变量与两种全集控制变量,并基于此构建指数Ratio,其公式为|β^F/(β^R-β^F)|,其中β^F为纳入全集控制变量时解释变量的系数,β^R为纳入有限集控制变量时解释变量的系数.β^R与β^F的差异越小,Ratio值越大,即意味着可观测解释变量的解释能力越强,此时遗漏变量带来偏误的可能性较低。 结果如表6所示.Ratio指数的最小值为4.4277,均值为12.2180,表明倘若未观测变量能够对本文基准估计结果产生偏误,则其解释能力至少需为已选择控制变量的4.4倍,平均需为12.2倍.本文基准回归中已经尽可能控制了多个层面的固定效应以及与供应商企业和客户企业相关的控制变量,因此理由相信本文受未观测遗漏变量影响致使估计结果出现偏误的可能性较小.由此,前文实证结果稳健.首先，本文使用彭博ESG指数作为客户企业ESG评级的代理变量,客户企业ESG评级(Cus_esg)的回归系数依旧显著为正.其次,使用供应商企业申请绿色专利数量加上这些专利此后被引用总次数之和并加1取自然对数,再次度量供应商企业绿色创新(InCite),客户企业ESG评级(Cus_esg)的回归系数依旧显著为正.前文实证结果稳健.本文借鉴已有研究的做法,将供应商企业第t期、第t+1期以及第t+2期绿色专利申请量分别赋予0.3,0.4以及0.3的权重,并以三年加权平均数加1取自然对数,作为被解释变量(GI_sum)衡量供应商企业绿色创新,经三年加权处理后被解释变量0值占比有所下降.客户企业ESG评级(Cus_esg)的回归系数依旧显著为正. 考虑到客户企业与供应商企业可能处于同一行业、同一地区或者属于同一企业集团,即客户企业ESG评级对供应商企业绿色创新的影响,可能并非源于其供应链上下游关系,而是源于同行业、同地区企业间的溢出效应,或集团内部不同子公司及母子公司间的溢出效应.本文分别剔除供应商与客户身处同一行业或同一地区的样本,以及供应商与客户属于同一企业集团或被共同投资方控制的样本,回归结果客户企业ESG评级(Cus_esg)的回归系数依旧显著为正。本文还进行了一系列其他稳健性检验.包括:更换Tobit模型;剔除供应商企业自身ESG评级的影响;将聚类层级调整至行业维度;使用行业、省份多维固定效应;在模型中加入两职合一、独立董事占比以及女性高管占比等供应商企业治理层面的控制变量.结果表明,经过这一系列稳健性检验,客户企业ESG评级(Cus_esg)的回归系数依旧显著为正.前文实证结果稳健.![]()
5.作用机制检验 （1）客户企业减少占用供应商企业资金的作用机制检验本文借鉴王贞洁和王竹泉的做法,以应付账款、应付票据、预付账款与销售成本等指标,对客户企业占用供应商资金的程度(Sup_funds)加以度量,即以应付账款与应付票据的总和减去预付账款,并将得到的差值除以销售成本.作用机制检验结果如表9列(1)所示,客户企业ESG评级(Cus_esg)的回归系数显著为负,表明ESG评级越高的客户企业对供应商企业资金占用的程度越低,假设2a得到支持。（2）客户企业促进供应商企业加大创新投入的作用机制检验本文借鉴严若森和周燃的做法,以企业研发投入占营业收入的比值,来衡量供应商企业的创新投入(Sup_rd)的强度.作用机制检验结果如表9列(2)所示,客户企业ESG评级(Cus_esg)与供应商企业创新投入(Sup_rd)的回归系数显著为正,即表明ESG评级更高的客户企业,其供应商企业的创新投入也会更多,假设2b得到支持.（3）客户企业提升供应商企业管理者绿色认知的作用机制检验本文借鉴Duriau等对管理者认知的衡量方法,选取相关关键词对供应商企业的年报进行文本分析和词频统计,并对总词频数加1取自然对数,以此衡量供应商企业管理者绿色认知(Sup_mc).作用机制检验结果如表9列(3)所示,客户企业ESG评级(Cus_esg)的回归系数显著为正,表明客户企业ESG评级越高时,供应商企业管理者的绿色认知程度越高,假设2c得到支持。本文借鉴周夏飞和周强龙的做法,采用经行业调整的勒纳指数度量供应商企业市场势力(MP1),勒纳指数计算公式为(营业收入-营业成本-销售费用-管理费用)/营业收入.为确保结果的稳健性,本文进一步借鉴李青原和肖泽华的做法,以销售收入与营业成本的比值作为衡量企业市场势力的指标(MP2),回归结果如表10所示.客户企业ESG评级(Cus_esg)的回归系数依旧显著为正,但交互项的回归系数显著为负,表明供应商企业市场势力对客户企业ESG评级与供应商企业绿色创新二者之间的关系起到负向的调节作用,即假设3得到支持。供应商企业面临着来自于客户企业的合法性压力,客户企业同样也需要承受来自于政府机构、股东、社会公众等利益相关者的合法性压力.当客户企业承受的合法性压力较大时,其更需要借助ESG评级对外释放出积极信号. 本文从政府、股东、社会公众三类利益相关者视角出发,分别根据客户企业是否为国有企业、客户企业是否被泛ESG基金持股以及客户企业受社会公众关注程度,进行分组检验.分组回归结果如表11所示.仅当客户企业为国有企业(Cus_ownership=1)、客户企业被泛ESG基金持股(Cus_esgfund=1)以及客户企业受社会公众关注程度较高(Cus_baidu =2)时,客户企业ESG评级(Cus_esg)的回归系数才显著为正.本文根据客户企业绿色创新水平的高低对样本进行分组回归.其中,绿色创新水平以客户企业当年申请绿色专利数量加1取自然对数来衡量,绿色创新水平越高意味着客户企业更多地采取实质性ESG实践.分组回归结果如表11所示.仅当客户企业绿色创新水平较高(Cus_gi=2)时,客户企业ESG评级(Cus_esg)的回归系数才显著为正.上述结果表明,当客户企业更多地采取实质性ESG实践时,其对供应商企业绿色创新的推动作用更为显著。本文根据供应商企业是否获得ISO14001环境管理体系认证,对样本进行分组回归.获得ISO14001认证可以帮助企业对外释放出其环境管理达到国际标准的有力信号,且ISO14001认证的自愿性原则也意味着获得该认证的企业在进行环境管理上具有较强的主动性与积极性,可以有效提升企业对于践行可持续发展目标的可信度.分组回归结果如表12所示.仅当供应商企业未获得ISO14001认证(Sup_ISO=0)时,客户企业ESG评级(Cus_esg)的回归系数才显著为正.此即意味着,供应商企业通过申请ISO认证等方式对外释放出关于自身致力于可持续发展的可靠信号,提升企业可信度,有助于其缓解来自于客户企业的合法性压力.
环境规制所带来的监管压力作为另一种重要的合法性压力,其与客户企业压力之间存在何种关系,二者是相互强化还是相互替代呢?本文根据供应商企业所在地区环境规制强度的高低对样本进行分组回归.其中,对于环境规制强度的度量,本文借鉴Li等的做法,采用供应商企业所在地区污染治理投资额取自然对数加以度量.分组回归结果如表12所示.仅当环境规制强度更高(Sup_er=2)时,客户企业ESG评级(Cus_esg)的回归系数才显著为正.这一结果可能潜在的另一种解释是,供应商企业绿色创新是受到所在地区环境规制强度而非客户企业ESG评级的影响.本文将环境规制强度作为控制变量纳入模型(1),并进行回归.在控制供应商企业所在地区环境规制强度后,客户企业ESG评级的回归系数依旧显著为正,表明客户企业ESG评级对供应商企业绿色创新的影响并不会被环境规制的影响所吸收.即当供应商企业同时承受客户企业压力与监管压力时,其开展绿色创新的动机会更为强烈,客户企业压力与监管压力之间存在相互补充、相互强化的关系. 本文基于华证ESG指数、彭博ESG指数与商道融绿ESG指数,借鉴方先明和胡丁的做法构建“客户企业ESG评级结果不确定性”这一变量.根据客户企业ESG评级结果不确定性的高低,本文进行分组检验.回归结果如表13所示.在客户企业ESG评级结果不确定性较低的一组(Cus_uncertain=1),客户企业ESG评级(Cus_esg)的回归系数显著为正;在客户企业ESG评级结果不确定性较高的一组(Cus_uncertain=2),客户企业ESG评级(Cus_esg)的回归系数不再显著.本研究进一步探讨供应商企业绿色创新对供应商企业ESG评级的影响.基于供应商企业面板数据的研究模型如下:模型(2)的控制变量在前述模型(1)控制变量的基础上,剔除了客户企业维度的变量,并加入了供应商企业维度的公司治理相关变量,例如供应商企业董事会规模、管理层持股比例、两职合一等。回归结果如表14列(1)所示.供应商企业绿色创新(GI)与供应商企业ESG评级(Sup_esg)的回归结果显著为正.为探讨绿色创新对供应商企业ESG评级的影响是否具有时间维度上的连续性,本研究进一步将t+2期的供应商企业ESG评级作为被解释变量代入模型(2).由表14列(2)的结果可知,供应商企业绿色创新(GI)的回归系数依旧显著为正.本文在模型(2)的基础上,将被解释变量替换为供应商企业全要素生产率(Sup_TFP)进行回归,并借鉴已有研究的做法分别使用LP法及FE法计算全要素生产率,回归结果如表14列(3)及列(4)所示.供应商企业绿色创新(GI)与供应商企业全要素生产率(Sup_TFP)的回归结果均显著为正.客户企业ESG评级对供应商企业绿色创新具有显著正向影响;客户企业在ESG评级压力之下减少占用供应商企业资金,为其提供资源支持,供应商企业模仿客户企业实质性ESG实践,加大创新投入,以及供应商企业管理者在客户企业ESG理念引导下提升绿色认知等,均是客户企业ESG评级促进供应商企业绿色创新的作用机制路径。 供应商企业市场势力会负向调节客户企业ESG评级与供应商企业绿色创新二者之间的正向关系.基于客户企业的异质性分析发现,当客户企业承受更多的来自于政府、股东与社会公众等利益相关者群体的合法性压力时,以及当客户企业的ESG战略更偏向于实质性ESG实践时,客户企业ESG评级对供应商企业绿色创新的正向影响会更为显著;基于供应商企业的异质性分析发现,当供应商企业缺乏可信度时,以及当供应商企业所在地区的环境规制强度更高时,客户企业ESG评级对供应商企业绿色创新的影响亦更为显著.进一步研究发现,较低的ESG评级结果不确定性有助于客户企业ESG评级对供应商企业绿色创新的促进作用的有效发挥;供应商企业的绿色创新能够显著提升其自身的ESG评级及全要素生产率,即供应商企业开展绿色创新既符合利益相关者群体的期望,也能够切实推动其自身转向高质量可持续发展.
(1)应充分重视并发挥下游企业在推动上游企业绿色转型升级过程中的抓手作用,通过信号牵引或政策优惠等方式鼓励下游企业扩大绿色需求,以此带动上游企业绿色创新,构建上下游协同可持续发展的绿色供应链.(2)要持续优化ESG评级体系建设,规范ESG评级机构,明确ESG评级标准,提升ESG评级质量,使其作为资本市场上相对客观合理的评价标准,并充分发挥其市场软监管的积极作用,在推动评级企业绿色转型的同时带动其上游企业的可持续发展. (3)倘若客户企业希望供应商企业加快绿色转型,则其一方面可以为供应商企业提供力所能及的资源支持,另一方面也需要正视其自身行为,鉴于供应商企业会对客户企业行为进行模仿,因而只有当客户企业自身采取更多实质性ESG实践时,其才能有效引导供应商企业切实投入资源开展绿色创新.(4)客户压力作为一种非正式制度压力,在推动企业绿色转型方面固然发挥着重要作用,但其效用在不同情境下也会有所差异.而监管压力作为一种正式制度可以与客户压力相互补充、相互强化.因而对于那些在市场上占据优势的企业,政府应额外对其给予关注,并加强对其的监管力度,以弥补市场力量的缺位.(5)供应商企业应正视绿色转型的战略价值,因为开展绿色实践并对外释放积极信号,能够有效缓解其客户压力,并能够助其吸引和留住那些承受较强合法性压力或具备可持续发展理念的客户,而且,通过开展绿色创新,供应商企业也能够提升其自身的ESG评级及全要素生产率,即在助其自身获得利益相关者认可的同时,开展绿色创新也能够切实推动供应商企业的高质量可持续发展,并为其塑造长期竞争优势.
