This paper investigates the impact of discrepancies in Environmental, Social, and Governance (ESG) ratings on the default risk of Chinese enterprises and elucidates the underlying mechanisms at play. The analysis utilizes data from Chinese A-share listed companies on the Shanghai and Shenzhen stock exchanges spanning from 2015 to 2022, alongside data from six prominent ESG rating agencies, to provide an in-depth examination of how ESG rating discrepancies affect corporate default risk.
The study reveals a significant inverted U relationship between ESG rating discrepancies and corporate default risk. Specifically, at lower levels of ESG rating discrepancies, an increase in such discrepancies is associated with a rise in default risk. This effect is primarily driven by two factors: market pressure and financing constraints. Firstly, discrepancies in ESG ratings draw considerable media and public attention, which generates external pressure on companies. This pressure compels firms to adopt short-term strategies to gain stakeholder approval, although such short-term actions often undermine long-term performance, thereby increasing default risk. Secondly, ESG rating discrepancies contribute to market uncertainty, which impacts investor decision-making. This uncertainty restricts external financing and intensifies internal financing pressures, further exacerbating the default risk faced by companies.However, when ESG rating discrepancies surpass a certain threshold, the dynamics change. Beyond this threshold, greater ESG rating discrepancies compel companies to enhance their practices. Specifically, firms improve the quality of their information disclosure to mitigate information asymmetry. This improvement helps reduce market pressure and alleviate financing constraints, thereby decreasing default risk. This finding suggests that, at elevated levels, ESG rating discrepancies can act as a catalyst for self-improvement within companies, encouraging them to focus more on ESG performance to enhance their market image and financing options.
Furthermore, the study highlights that external audit opinions play a significant negative moderating role in the relationship between ESG rating discrepancies and corporate default risk. Unqualified audit opinions strengthen investor confidence in the quality of corporate information disclosure, thus reducing the market asymmetry caused by ESG rating discrepancies and mitigating corporate default risk. This finding underscores the critical role of external audits in supervising corporate ESG disclosures and enhancing investor trust.The study also explores the heterogeneous effects of managerial green cognitive endowment, corporate environmental reputation, and individual ESG performance on the relationship between ESG rating discrepancies and corporate default risk. It finds that the impact of ESG rating discrepancies on default risk is more pronounced in companies with lower executive green cognitive endowment, poorer environmental reputation, and weaker individual ESG performance. This indicates that to improve ESG performance and reduce default risk, companies must consider the cognitive capabilities of their management and their environmental reputation,and ensuring that ESG ratings accurately reflect the company's true situation is crucial for lowering default risk.
The contributions of this paper are threefold. First, it provides a theoretical analysis of the relationship between ESG rating discrepancies and corporate default risk, uncovering an inverted U-shaped relationship and elucidating its underlying mechanisms.Second, it demonstrates the moderating effect of external audit opinions on this relationship, offering new insights into strategies for mitigating corporate default risk. Third, it examines the role of managerial green cognitive endowment, corporate environmental reputation, and individual ESG performance in shaping the impact of ESG rating discrepancies, providing valuable guidance for improving corporate ESG performance and reducing default risk.
作为企业可持续发展水平的外部信号,一致且准确的ESG评级能够有效降低市场信息不对称,有助于利益相关者更好地理解企业ESG价值和风险[1]。随着ESG评级机构不断增加,不同ESG评级标准、数据来源和变量权重差异可能造成ESG评级分歧[2],对ESG信号传递机制产生干扰[3],导致企业面临市场压力[4]、融资约束[5]和制度压力[6]。目前,鲜有学者关注上述3种效应对企业违约风险的综合影响及其内在作用机制。一方面,ESG评级分歧增加将进一步加剧外部投资者与企业间的信息不对称,增强企业面临的市场压力与融资约束,加大企业违约风险;另一方面,当ESG评级存在分歧时,为消解ESG评级分歧引发的制度压力,企业将主动提升ESG信息披露质量以缓解信息不对称,从而缓解企业违约风险。ESG评级分歧对企业违约风险究竟会产生何种影响?通过哪些渠道发挥作用?研究上述问题有助于发挥ESG评级促进企业可持续发展与提升金融风险防范协同治理水平的作用。
本文基于2015—2022年A股上市公司数据和6家机构评级数据,从市场压力、融资约束和制度压力3个方面揭示ESG评级分歧对企业违约风险的复杂影响与内在机制。本文的贡献在于:第一,现有关于ESG评级分歧影响企业违约风险的研究大多采用单一评级机构数据,本文基于6家评级机构ESG评级数据,揭示ESG评级分歧程度与企业违约风险间的非线性关系,拓展ESG评级分歧与企业违约风险相关研究。第二,本文进一步研究ESG评级分歧对企业违约风险的作用机制及其异质性,揭示外部审计监督对ESG评级分歧的调节作用,为相关部门完善ESG评级制度,缓解企业违约风险提供有益参考。
由于信息不对称,外部投资者难以准确评估企业真实ESG表现,企业向利益相关者传递可信信号的渠道受阻。部分企业通过选择性披露或虚假宣传,人为营造ESG绩效优异的假象[7]。Lyon & Montgomery[8]指出,高质量ESG企业因信号传递失效而遭受市场低估,而低质量企业通过策略性披露攫取资源,最终引发“劣币驱逐良币”的市场失灵现象。此类信号扭曲不仅降低ESG资源配置效率,更可能通过加剧利益相关者误判而放大企业违约风险。
作为企业可持续发展表现的重要信号,ESG评级应发挥缓解信息不对称的关键作用,但评级分歧现象阻碍了ESG评级作为市场信号的有效传递。相较于市场仅有一家评级机构,多家评级机构的评级结果虽能够拓宽利益相关者信息获取渠道,但产生的评级分歧也会提高利益相关者信息甄别难度。
已有研究对ESG评级分歧产生的后果存在争议。部分学者认为,ESG评级分歧非但未能缓解信息不对称,反而加剧市场认知混乱。ESG评级分歧会误导投资者,降低投资者投资意愿,影响市场的风险收益权衡[9]。此外,ESG评级分歧会引起分析师、新闻媒体和公众更多关注[10],加速ESG评级分歧相关负面信息传播,导致资本市场对公司未来运营和发展产生担忧,降低对公司投资或贷款的意愿[11]。另一部分学者认为,ESG评级分歧对企业发挥积极作用。董聪等[12]认为,ESG评级分歧会给企业带来制度压力,出于应对风险和维持良好声誉的考虑,企业会采取一定措施和战略抵消ESG评级分歧带来的负面影响;李波等[13]也同意上述观点。范建红等[14]认为,在制度压力下,企业采取的措施表现为恰当地披露社会责任报告。由此可见,ESG评级分歧对企业的影响机制较为复杂。本文基于信号传递理论,系统揭示ESG评级分歧对企业违约风险的作用机理,有助于厘清ESG评级分歧的“双刃剑”效应。
ESG评级分歧将借助信号传递机制对企业产生“双刃剑”效应:一方面,通过企业面临的外部市场压力和融资约束加剧企业违约风险;另一方面,当面临评级分歧形成的制度压力时,促使企业进行制度化变革,以缓解违约风险。随着ESG评级分歧程度改变,上述两类效应强度也会发生变化。
2.1.1 ESG评级分歧通过市场压力与融资约束加剧企业违约风险
ESG评级分歧通过市场压力加剧企业违约风险。ESG评级分歧会吸引媒体广泛报道[15],隐含的企业ESG表现不确定信号可能被市场解读为企业存在潜在负面信息,放大ESG评级分歧的消极作用[10],增加企业面临的市场压力。市场压力迫使企业频繁回应质疑,不仅消耗管理层决策精力,也会使企业采取迎合市场预期的短期策略。此举虽能暂时缓和市场情绪,但往往牺牲企业长远发展(胡楠等,2021),导致企业风险缓释能力逐渐弱化,债务偿付能力断层式下滑,加剧企业违约风险。
ESG评级分歧通过融资约束加剧企业违约风险。在债券市场上,ESG评级分歧使得债券投资者难以对一家公司的价值进行准确判定,加大了投资损失的潜在风险[16]。为应对潜在风险,投资者倾向于要求额外风险溢价[17],由此推高企业债务融资成本。在股票市场上,ESG评级分歧引发的市场认知混乱导致投资者预期分化,加剧股价波动并降低股票流动性[18],进而压缩股权融资空间。融资渠道受阻会限制企业通过外部资金缓解现金流压力的能力,可能使企业缩减正常生产经营投入或依赖高成本短期债务展期。融资约束使企业短期偿债能力弱化,加剧企业违约风险。
2.1.2 ESG评级分歧通过制度压力缓解企业违约风险
ESG评级分歧通过制度压力倒逼企业提升信息披露透明度,缓解信息不对称引发的违约风险。较大的评级分歧暴露了企业信息披露在内容维度与可信度上的制度性缺陷,导致资本市场难以准确评估企业可持续发展风险。为应对ESG评级分歧带来的不利影响,企业通过模仿同构和规范同构重构信息披露制度:一方面,企业主动提升自愿性信息披露水平[19],以应对监管机构、评级机构与投资者的规范性压力;另一方面,企业间存在相互比较的倾向性[20],ESG评级分歧较大的企业会对标行业最佳实践,模仿领先企业,从而消除评级机构间的认知分歧,重建利益相关方信任。这种制度性变革有助于降低融资约束和市场压力,缓解企业违约风险。制度压力倒逼下,企业进行制度化变革往往需要承担较大成本[21],需要投入资源构建信息披露体系、调整组织架构以适应规范要求。只有当ESG评级分歧带来的市场压力和融资约束足够显著时,企业才会突破成本约束,将信息披露水平提升至战略层面。
综上所述,ESG评级分歧对企业违约风险的影响取决于“强化效应”和“缓解效应”之间的综合作用。当ESG评级分歧水平较低时,市场压力和融资约束尚未显著影响企业经营,企业缺乏主动提升信息披露质量的动机。此时,ESG评级分歧主要通过融资约束和市场压力加剧企业违约风险。当ESG评级分歧达到一定水平时,市场压力和融资约束对企业正常经营造成显著影响,企业需要提升信息披露水平以缓解市场压力和融资约束带来的不利影响,企业违约风险上升幅度逐渐减小并降至0。当ESG评级分歧水平过高时,一方面,制度压力迫使企业将信息披露提升至战略层面,全力提升信息披露水平;另一方面,市场对ESG评级的有效性产生质疑[22],投资者可能放弃将ESG评级作为企业可持续发展表现的信号,转而寻求其它信号源,削弱市场压力与融资约束对企业违约风险的影响。此时,ESG评级分歧主要通过制度压力缓解企业违约风险。据此,本文提出以下假设:
H1:ESG评级分歧与企业违约风险之间呈倒U型关系。
H2:ESG评级分歧通过市场压力加剧企业违约风险。
H3:ESG评级分歧通过融资约束加剧企业违约风险。
H4:ESG评级分歧通过制度压力倒逼企业提升信息披露质量,缓解企业违约风险。
作为企业治理的重要监督机制,外部审计在ESG评级分歧对企业违约风险影响中发挥调节作用。
首先,企业ESG报告未经审计的特点使得企业在披露ESG信息时拥有较大的自主权[23],外部审计通过提供独立鉴证信息,能够与ESG 报告所披露的内容相互验证。外部审计出具的“无保留意见”审计意见,不仅为投资者提供财务信息可靠性的附加保证,而且可以降低信息不对称,缓解ESG评级分歧带来的市场疑虑。为得到外部审计认可,治理层与管理层会超越单纯追求短期利润最大化的局限,采取更加负责任和可持续的生产经营策略[24]。同时,审计监督能够通过塑造企业形象和传递高质量公司会计信息的积极信号[25],有效缓解债券投资者与公司之间的代理冲突。
其次,在企业内部控制层面,审计机构出具的内部控制意见反映了企业风险防范能力。作为企业维持正常生产经营和防范风险的主要手段,良好的内部控制不仅影响企业当前经营状况,还与其未来发展前景息息相关[26]。这种外部监督机制既约束了ESG信息披露的随意性,又通过提升企业内部治理质量增强企业可持续发展能力,有效降低ESG评级分歧对企业违约风险的影响。据此,本文提出以下假设:
H5:外部审计降低ESG评级分歧对企业违约风险的影响。
本文选取2015—2022年我国A股上市公司并作以下处理:①剔除金融行业上市公司;②剔除ST和 *ST上市公司;③剔除在2015—2022年间上市的公司;④剔除相关变量数据严重缺失的样本;⑤剔除同年度ESG评级机构少于两家的公司。最终,得到2 368家公司14 921个样本。本文数据来源于CNRDS数据库、Wind数据库和CSMAR数据库。
(1)被解释变量:企业违约风险(EDF)。借鉴侯粲然等[27]的研究方法,采用简化违约概率测度企业违约风险,计算方式如下:

(1)
![]()
(2)
EDFit=Normal(-DDit)
(3)
其中,DDit表示违约距离;Eit表示企业总市值;Dit表示公司债务面值;ri,t-1表示企业滞后一年的年度收益率;Tit设置为1年;σVit表示公司资产波动率的估计量;σEit是股票收益率的波动率。
(2)核心解释变量:ESG评级分歧(DISA)。本文采用万德、华证、商道融绿、盟浪、富时罗素和彭博6家主流评级机构在同一年对同一家公司的评级数据标准差作为ESG评级分歧的测度指标。为使不同评级可比,本文将万德、华证、商道融绿和盟浪评级结果赋值1~9分,富时罗素评级结果×200%取整,彭博评级结果×10%取整。
(3)控制变量。本文选取企业杠杆(LEV)、实物资产比重(FIXA)等作为控制变量。本文变量说明见表1。
表1 变量说明
Table 1 Variable description
变量类型变量名称变量符号变量说明被解释变量企业违约风险EDF见式(3)核心解释变量ESG评级分歧DISA不同评级机构对一家公司评级的标准差控制变量企业杠杆LEV负债总额与资产总额的比值实物资产比重FIXA固定资产净额与资产总额的比值营业收入增长率GROWTH(营业收入增长额/上年营业收入总额)×100%股权集中度TOP第一大股东持股比例两权合一DUAL董事长和总经理为同一人时取值为1,否则取值为0董事会独立性INDDIR独立董事人数与董事会总人数的比值企业年龄AGEln(企业年龄+1)产权性质SOE企业为国有企业时取值为1,否则取值为0盈利能力ROA净利润/总资产企业现金流CASH经营活动产生的现金流净额/总资产成长能力GRO总市值/总资产董事会规模BOARDln(董事会人数+1)中介变量市场压力NEWSln(新闻内容出现该公司的次数总数+1)融资约束NT现金及现金等价物期末余额/流动负债制度压力KV1KV指数的相反数
为验证ESG评级分歧对企业违约风险的影响,本文构建如下模型:
EDFit=α0+α1DISAi,t-1+α2DISA2i,t-1+α3Controlsi,t-1+α4Yeari+α5Industryj+εi,j,t
(4)
式(4)中,DISA2为ESG评级分歧平方项,Controls为控制变量,Year、Industry为年份固定效应和行业固定效应。考虑到评级机构通常在t年末发布评级结果,因而本文解释变量滞后一期。
表2报告了6家ESG评级机构描述性统计结果,华证的样本量达到14 921个,涵盖主要A股上市公司,富时罗素和盟浪仅有2 332和3 273个样本。为了控制样本效度,本文去除同年度同家企业只有一家机构对其评级的情况。在后续稳健性检验中,进一步去除同年度同家企业只有两家机构对其评级的情况,以确保结果稳健。
表2 评级机构描述性统计结果
Table 2 Descriptive statistics of rating agencies
评级机构观测值均值标准差最小值最大值彭博7 6943.3270.84417富时罗素2 3322.5691.12718万德11 8395.3750.89339华证14 9214.0571.23018商道融绿6 1973.239117盟浪3 2735.1471.22328
表3报告了各主要变量描述性统计结果。结果显示,DISA最小值为0,最大值为3.536,标准差为0.624,表明我国A股上市公司的ESG评级结果存在较大分歧,与已有研究结论一致。EDF均值为0.026,标准差为0.136,最小值为0,最大值为1。由此可见,不同公司违约风险存在差异。控制变量描述性分析结果与现有研究一致。
表3 主要变量描述性统计结果
Table 3 Descriptive statistics of main variables
变量观测值均值标准差最小值最大值EDF13 8120.0260.13601DISA14 9211.1930.62403.536DISA214 9211.8121.687012.500LEV14 9210.4871.5120.008178.300FIXA14 9180.2120.16800.954GROWTH14 9190.41016.100-0.9991878TOP14 92132.32014.9701.84489.990DUAL14 9210.2620.44001INDDIR14 9210.3790.0760.1880.800AGE14 9213.0830.2591.7924.205SOE14 9210.4200.49401ROA14 9210.0130.447-30.6907.446CASH14 9210.0500.081-1.6862.222GRO14 7921.9862.0320.625106.100BOARD14 9212.4160.2381.7923.466
表4报告了分步基准回归结果。列(1)仅对EDF与DISA进行回归,结果不显著。列(2)加入DISA2,列(3)进一步加入年份与行业固定效应,结果显示,二次项系数均为-0.005,分别在5%和1%水平上显著。列(4)(6)未加入年份和行业固定效应,但逐步加入连续型和非连续型控制变量。在此基础上,列(5)(7)控制年份和行业固定效应,结果均在5%或1%水平上显著。由此验证了H1。
表4 分步基准回归结果
Table 4 Step-by-step baseline regression results
注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著,下同
变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)EDFEDFEDFEDFEDFEDFEDFDISA-0.0010.010**0.014***0.013***0.016***0.010*0.014***(-0.580)(2.030)(2.920)(2.590)(3.230)(1.920)(2.850)DISA2-0.005**-0.005***-0.006***-0.005***-0.004**-0.005***(-2.400)(-2.790)(-2.950)(-3.000)(-2.180)(-2.640)LEV0.005***0.0010.004***0.001(4.640)(1.300)(3.840)(0.980)FIXA-0.035***0.028***-0.047***0.019**(-4.730)(3.690)(-6.200)(2.420)GROWTH0.088-0.320-0.061-0.502(0.130)(-0.480)(-0.090)(-0.760)ROA-0.019***-0.023***-0.020***-0.023***(-4.290)(-5.470)(-4.570)(-5.420)CASH-0.100***-0.072***-0.098***-0.069***(-6.150)(-4.560)(-6.000)(-4.360)GRO-0.009***-0.005***-0.008***-0.004***(-13.360)(-6.670)(-12.090)(-6.040)TOP0.017**-0.006(1.980)(-0.730)DUAL0.0020.005*(0.700)(1.770)INDDIR-0.039**-0.022(-2.370)(-1.370)AGE0.013***0.008(2.650)(1.590)SOE0.013***0.008***(4.820)(2.830)BOARD0.017***0.026***(3.080)(4.950)Constant0.027***0.022***-0.016***0.049***-0.005-0.025-0.085***(10.700)(6.480)(-2.850)(12.420)(-0.840)(-1.140)(-3.890)Industry/Year FENONOYESNOYESNOYESObservations12 42912 42912 42912 31412 31412 31412 314R-squared0.0000.0000.0970.0250.1070.0310.111
本文通过U-Test检验验证ESG评级分歧与企业违约风险的倒U型关系及临界值。如表5所示,综合P值为0.021,倒U型关系整体显著;曲线斜率在左端为0.01,右端为-0.022,符号相反且通过显著性检验;曲线拐点值为1.144,处于DISA的区间范围[0,3.536]内。以上结果说明,ESG评级分歧与企业违约风险之间存在倒U型关系,再次验证了H1。此外,DISA平均值为1.193,接近拐点值,表明目前我国ESG评级分歧对企业违约风险的“加剧”和“缓解”作用并存。
表5 U-Test检验结果
Table 5 U-Test test results
项目上限下限区间03.536斜率0.010-0.022t-value2.033-2.473P>|t|0.021**0.007***综合P值0.021**曲线拐点1.144
4.3.1 更换核心解释变量、被解释变量
首先,借鉴Avramov等[9]的研究方法,重构ESG评级分歧指标(ESGuncertainty);其次,采用Zscore模型[28]与上市公司在样本期间是否存在债务诉讼(ActualDefault)替代被解释变量。表6列(1)~(3)显示,二次项系数均在1%水平显著,倒U型关系稳健。由此,验证了本文研究结论不受变量测度偏差影响。
表6 稳健性检验结果
Table 6 Robustness test results
注:篇幅限制,控制变量仅作整体报告,下同
变量(1)更换解释变量EDF(2)(3)替换被解释变量ZscoredumActualDefault(4)扩展固定效应模型EDF(5)缩尾EDF(6)保留更多评级样本EDF(7)排除外生冲击影响EDFESGuncertainty0.078***(2.710)DISA0.112***0.057***0.014***0.011**0.079*0.015(5.930)(3.530)(2.730)(2.100)(1.960)(1.490)DISA2-0.202***-0.042***-0.035***-0.005**-0.005**-0.027*-0.009**(-3.510)(-6.050)(-5.970)(-2.520)(-2.350)(-1.910)(-2.190)Constant-0.080***0.342***0.938***-0.056**-0.116***-0.037-0.218***(-3.630)(4.130)(13.290)(-2.540)(-5.310)(-0.650)(-5.170)ControlsYESYESYESYESYESYESYESIndustry/Year FEYESYESYESYESYESYESYESProvince FENONONOYESNONONOObservations12 31412 31412 31412 31412 3142 9965 219R-squared0.1120.0370.0400.1170.1470.2020.173
4.3.2 扩展固定效应模型
由于省内经济发展政策高度一致,为确保回归准确性,并控制可能存在的、不随时间变化的省份固定因素,本文进一步加入省份层面的固定效应。表6列(4)显示,在固定省份后,DISA与EDF的倒U型关系在5%水平上显著。
4.3.3 缩尾处理
为消除极端值的影响,本文对所有连续型变量进行上下1%的缩尾处理。表6列(5)显示,剔除极端值后,二者间的倒U型关系在5%水平上显著。
4.3.4 保留更多评级样本
考虑到不同评级机构可能仅对部分上市公司进行评级,导致部分上市公司缺失ESG评级数据。为了减少因数据缺失导致的估计偏误,本文保留了获得两个以上评级结果的上市公司作为研究样本。表6列(6)显示,在剔除可能受到数据缺失影响的上市公司后,二次项的回归系数依然显著为负。由此,验证本文研究结论不受个别评级机构影响。
4.3.5 排除外生冲击影响
考虑到新冠疫情这一外生因素可能增大企业违约风险,本文剔除2020、2021和2022年研究样本。表6列(7)显示,二次项系数为-0.009,在5%水平上显著,表明结论具有稳健性。
5.1.1 市场压力
参考于忠泊等[15]的研究方法,本文以新闻内容中出现该公司的次数总数加1的自然对数(NEWS)作为市场压力的代理变量。结果如表7所示,列(2)中,DISA2的系数为-0.153,在1%水平上显著,表明市场噪声随ESG评级分歧增加呈现先上升后下降的趋势;列(3)中,NEWS的系数为0.01,DISA2的系数为-0.003,且转折点处ESG评级分歧为1.481,在ESG评级分歧范围[0,3.536]内,表明ESG评级分歧可通过市场压力加剧企业违约风险,支持假设H2。
表7 机制分析结果
Table 7 Mechanism analysis results
变量(1)基准回归EDF(2)(3)市场压力NEWSEDF(4)(5)融资约束NTEDF(6)(7)制度压力KV1EDFDISA0.014***0.534***0.009*-0.141***0.013***-0.087***0.016***(2.850)(14.250)(1.750)(-3.740)(2.690)(-11.410)(3.140)DISA2-0.005***-0.153***-0.003*0.024*-0.005***0.029***-0.005***(-2.640)(-11.040)(-1.770)(1.710)(-2.580)(10.310)(-2.900)NEWS0.010***(8.260)NT-0.005***(-4.650)KV1-0.017***(-2.880)Constant-0.085***4.194***-0.125***0.944***-0.080***-0.447***-0.077***(-3.890)(25.410)(-5.630)(6.060)(-3.670)(-13.300)(-3.520)ControlsYESYESYESYESYESYESYESIndustry/Year FEYESYESYESYESYESYESYESObservations12 31412 30412 30414 78812 31412 30912 309R-squared0.1110.1590.1160.0820.1130.1340.112
5.1.2 融资约束
借鉴祝树金等[29]的研究方法,本文选取短期偿债能力(NT)作为融资约束的代理变量,融资约束越强,其财务风险越高,财务越不稳健,因而短期偿债能力越弱,结果如表7列(4)(5)所示。列(4)中,DISA2系数为0.024,在10%水平上显著,表明随着ESG评级分歧增加,企业短期偿债能力呈现先下降后上升趋势,即融资约束呈现先上升后下降趋势;列(5)中,NT的系数为-0.005,在1%水平上显著,DISA2的系数为-0.005,在1%水平上显著,且ESG评级分歧的转折点为2.528,在ESG评级分歧范围[0,3.536]内,表明ESG评级分歧会通过融资约束加剧企业违约风险,支持假设H3。
5.1.3 制度压力
为验证ESG评级分歧扩大能否通过制度压力倒逼企业改善自身行为,促使企业提高自身信息披露质量,本文借鉴陈宏韬等[30]的研究方法,以KV指数的相反数作为制度压力的代理变量(KV1)。KV1越小,表明企业信息披露质量越差,存在舞弊或人为操控嫌疑。KV1指数构建方法如下:
![]()
(5)
KV1=-β1×106
(6)
其中,Pt为企业t日的股票收盘价,Volt为股票t日交易股数,Vol0为股票年交易股数/交易日。结果如表7列(6)(7)所示,列(6)中,DISA2系数为0.029,在1%水平上显著,表明随ESG评级分歧增加,企业信息披露质量呈现先下降后上升趋势;列(7)中,KV1系数为-0.017,在1%水平上显著,DISA2的系数为-0.005,在1%水平上显著,且ESG评级分歧的转折点为1.492,在ESG评级分歧范围[0,3.536]内,表明ESG评级分歧会通过制度压力倒逼企业提升信息披露质量,缓解企业违约风险,支持假设H4。
为验证外部审计在ESG评级分歧与企业违约风险间的作用,本文分别选取审计机构关于内部控制(AUDITIN)和财务报表(AUDITFI)的审计意见作为外部审计的代理变量,赋分依据如下:
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(7)
参考黄远浙等[31]的研究方法,构建如下模型:
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(8)
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(9)
如表8所示,在加入调节变量AUDITIN与AUDITFI后,ESG评级分歧及二次项与交叉项的回归系数显著,表明“无保留”的审计意见能够增强投资者对企业运行良好的信赖,降低市场不对称,降低了ESG评级分歧对企业违约风险的影响。由此,验证了H5。
表8 外部审计调节效应回归结果
Table 8 Regression results of the moderating effect of external audit
(1)(2)变量内部控制审计意见财务报表审计意见EDFEDFDISA0.063***0.102***(4.620)(9.390)DISA2-0.023***-0.038***(-3.250)(-8.040)DISA*AUDITIN-0.051***(-3.860)DISA2*AUDITIN0.019***(2.670)DISA*AUDITFI-0.095***(-8.930)DISA2*AUDITFI0.036***(7.350)Constant-0.080***-0.077***(-3.690)(-3.520)ControlsYESYESIndustry/Year FEYESYESObservations12 31412 314R-squared0.1130.118
5.3.1 高管绿色认知
委托代理制下,管理层是企业运行的第一责任人,其对企业社会责任认知的差异可能会影响企业发展,进而影响企业违约风险。本文依据李亚兵等[32]的研究方法,基于绿色竞争优势认知、企业社会责任认知和外部环境压力感知3个维度,在2015—2022年上市公司年报中统计相关关键词出现频次,将样本分为高管绿色认知高组和低组,结果如表9列(1)(2)所示。在认知低组,DISA2系数为-0.005,在5%水平上显著;在认知高组,ESG评级分歧对企业违约风险的影响不显著。由此说明,相对于认知较高企业,认知较低企业ESG评级分歧会对违约风险产生显著影响。在认知较低企业中,管理层可能更倾向于追求短期财务绩效,而忽视了长期可持续发展。这种短视行为可能导致企业在ESG方面投入不足,进而影响企业长期竞争力和市场声誉。当ESG评级出现分歧时,这种短视行为可能进一步加剧市场对企业未来发展的不确定性,从而增加ESG评级分歧对企业违约风险的影响。
表9 高管绿色认知、环保声誉的异质性回归结果
Table 9 Heterogeneity regression results of executives' green cognition and environmental reputation
变量(1)(2)(3)(4)高管绿色认知高高管绿色认知低无ISO14001认定有ISO14001认定DISA0.0100.0080.014**0.005(1.000)(1.480)(2.140)(0.540)DISA2-0.000-0.005**-0.004*-0.002(-0.120)(-2.210)(-1.860)(-0.770)Constant-0.115***-0.098***-0.097***-0.016(-2.820)(-3.820)(-3.480)(-0.410)ControlsYESYESYESYESIndustry/Year FEYESYESYESYESObservations3 7888 5268 5022 319R-squared0.1130.1450.1180.116
5.3.2 企业环保声誉
良好的环保声誉不仅可向投资者传递企业注重环保的信号,降低ESG评级分歧通过市场压力机制给企业管理层带来的压力,也暗含企业具有较高的环保意识,有助于提升企业信息披露质量[33]。为验证企业环保声誉的异质性作用,本文按照企业是否通过ISO14001认定,将样本划分为两组。如表9列(3)(4)所示,无ISO14001认定组的DISA2系数为-0.004,在10%水平上显著,而有ISO14001认定组的ESG评级分歧与企业违约风险的倒U型关系不显著,表明良好的企业环保声誉会弱化ESG评级分歧对企业违约风险的影响。良好的环保声誉向市场传递了企业积极履行环境责任的信号,有助于企业获得投资者认可。由此,企业可能不会披露低质量信息,以免影响已经获得的良好声誉。相较于环保声誉较差企业,环保声誉较好企业面临的外部压力可能较小,更倾向于制定有利于自身长期发展的决策,有助于降低ESG评级分歧对企业违约风险的影响。
5.3.3 企业环境、社会、治理单项表现
企业在环境(E)、社会(S)、治理(G)单项上的表现可能会影响融资约束,进而对企业违约风险产生影响。环境方面,按照总污染程度将样本分为两组;社会方面,参考陈宏韬等(2024)的研究方法,按照2015—2022年上市公司公布的当年对外捐赠额加1取自然对数将样本分为两组;治理方面,参考陈宏韬等(2024)的研究方法,按照两权分离度将样本分为两组,回归结果如表10所示。结果显示,相对于低污染、捐赠金额高和两权分离度高的企业,ESG评级分歧对高污染、捐赠金额低和两权分离度低的企业违约风险的影响更加显著。高污染企业往往面临更严格的公众监督和监管部门审查。当ESG评级出现分歧时,相对于低污染企业,高污染企业会采取更具有实质性的措施提高其ESG标准[34]。在企业年度预算一定的前提下,额外ESG支出会影响企业财务稳健程度,从而增大其违约风险。捐赠金额是企业社会责任表现的重要方面,捐赠金额低可能意味着企业在社会责任方面投入不足,这会影响企业社会声誉。当ESG评级分歧存在时,这种表现不佳的企业更容易受市场质疑和融资约束,进而增加其违约风险。两权分离度低意味着企业内部治理机制不够完善,决策过程可能缺乏独立性。在ESG评级分歧较大的情况下,市场压力和融资约束会凸显上述治理问题,使企业决策缺乏客观性和有效性,导致ESG评级分歧对企业违约风险的影响更加显著。
表10 企业E、S、G的异质性回归结果
Table 10 Heterogeneity regression results for firms E, S and G
变量(1)(2)E高污染低污染(3)(4)S高捐赠组低捐赠组(5)(6)G两权分离度高两权分离度低DISA0.015***0.0040.0050.012**0.0140.011*(2.660)(0.450)(0.250)(2.500)(1.590)(1.780)DISA2-0.004**-0.003-0.008-0.004**-0.005-0.004*(-2.070)(-0.740)(-0.870)(-2.240)(-1.430)(-1.760)Constant-0.010-0.140***-0.165**-0.077***-0.151***-0.080***(-0.110)(-3.630)(-2.570)(-3.350)(-3.620)(-2.940)ControlsYESYESYESYESYESYESIndustry/Year FEYESYESYESYESYESYESObservations4 5954 4921 85410 4603 7987 578R-squared0.1200.1340.2210.0960.1320.141
本文基于6家机构ESG评级数据和2015—2022年我国沪深A股上市企业数据,深入分析了ESG评级分歧对企业违约风险的影响,得出以下结论:
(1)ESG评级分歧与企业违约风险呈显著倒U型关系,在经过U-Test检验和稳健性检验后,上述结论依然成立。
(2)机制分析发现,当ESG评级分歧水平较低时,ESG评级分歧主要通过市场压力和融资约束加剧企业违约风险;当ESG评级分歧水平较高时,ESG评级分歧通过制度压力倒逼企业进行自我激励,提高信息披露质量以缓解企业违约风险。
(3)外部审计显著降低了ESG评级分歧对企业违约风险的影响。
(4)按照高管绿色认知、企业环保声誉和ESG单项表现进行分组检验发现,在高管绿色认知水平较低、环保声誉较差和企业ESG单项表现不佳的组别中,ESG评级分歧与企业违约风险间的倒U型关系更加显著。
(1)鉴于不同水平的ESG评级分歧对企业违约风险的影响机制不同,政府应制定更为精细化的ESG监管政策:当ESG评级分歧水平较低时,政府需要加强对企业市场压力和融资约束的监测与调控,使企业不会因短期市场波动而陷入困境;当ESG评级分歧水平较高时,政府可以鼓励企业提高信息披露质量以缓解违约风险,给予信息披露质量较高企业一定的政策优惠或奖励。鉴于外部审计对ESG评级分歧与企业违约风险关系具有负向调节作用,政府应加强对外部审计机构的监管,确保审计意见的公正性和准确性。此外,政府可以构建与ESG评级挂钩的审计质量评价体系,激励审计机构提高审计质量。
(2)企业应主动提高ESG信息披露频次和质量,当ESG评级分歧较大时,可以通过及时、准确、全面的信息披露降低市场不确定性和融资约束,进而缓解自身违约风险。在披露信息时,企业应结合自身特点,例如管理层绿色认知、公司环保声誉、企业ESG单项表现等,以更全面、准确地反映企业ESG表现,降低ESG评级分歧带来的不利影响。
(3)在保持评级体系与国际接轨和先进性的同时,评级机构需要结合我国企业ESG实践特点,制定科学的ESG评级方法和策略。针对高管绿色认知水平较低、环保声誉较差及ESG单项表现不佳的企业,评级机构可提供更加个性化的指导和咨询服务,帮助企业准确识别ESG治理短板,进而制定改进计划。
本文存在以下不足:选取6家主流评级机构ESG评级数据衡量ESG评级分歧,这些机构在ESG评级的初始年份以及所覆盖的评级对象范围上存在差异,导致最终纳入分析的样本量呈现显著差异。本文在数据处理阶段已经剔除仅获得单一机构评级的公司样本,但这种差异仍有可能在一定程度上影响研究结论的普适性和准确性。受限于篇幅,本文尚未深入探讨当调节变量发生一个标准差的变化时,如何进一步影响ESG评级分歧与企业违约风险间的关系。这一议题无疑为未来研究指明了方向,将成为后续工作的重点内容,以期更全面地揭示ESG评级分歧对企业违约风险的深层次作用机制。
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