ESG表现对企业融资决策的影响研究：基于审计视角的调节作用

Research on the Impact of ESG Performance on Corporate Financing Decisions: A Moderating Effect from an Audit Perspective

摘要: 本文选取2019年至2023年我国A股上市的16,603家企业财务数据为样本，以企业融资决策为被解释变量，以ESG表现为解释变量，实证研究ESG表现对企业融资决策的影响。研究结果表明，企业的ESG表现对其融资决策至关重要。特别是ESG表现较好的公司，其债务融资较少。ESG表现较好的企业更容易通过股票市场获得股权融资。此外，本研究还检验了审计质量对ESG表现与企业融资决策关系的调节作用。结果显示，财务报表重述在这种关系中具有调节作用，财务报表重述会弱化ESG表现对公司财务杠杆的降低效应，这可能是因为审计质量较低时，会削弱投资者的信心，从而对其融资决策产生负面影响。

Abstract: This paper uses the financial data of 16,603 companies listed on A-share market in China from 2019 to 2023 as a sample, using corporate financing decisions as the explained variable and ESG performance as the explanatory variable to empirically examine the impact of ESG performance on corporate financing decisions. The results show that a company’s ESG performance is crucial to its financing decisions. In particular, companies with better ESG performance have less debt financing. Companies with better ESG performance are more likely to obtain equity financing through the stock market. Furthermore, this study examines the moderating effect of audit quality on the relationship between ESG performance and corporate financing decisions. The results show that financial statement restatements have a moderating effect on this relationship, weakening the effect of ESG performance on a company’s financial leverage. This may be because low audit quality weakens investor confidence, thereby negatively impacting their financing decisions.

1. 引言

党的二十大报告强调，要推动绿色发展，倡导绿色低碳的生活方式，完善支持绿色发展的财税、金融、投资、价格政策和标准体系，发展绿色低碳产业，健全资源环境要素市场化配置体系。我国证监会也在《上市公司治理准则》及政策法规中逐步提高企业环境、社会、公司治理(ESG)信息披露的要求，促使企业实现经济效益和社会责任、可持续发展的双重目标[1]。在政策导向下，ESG表现日益成为衡量企业未来经营能力的重要因素，对企业的融资决策也将产生深远影响，但是不同企业ESG表现的融资成本、融资渠道以及融资效率的影响程度存在差异，其差异的作用机理依然亟待研究，尤其是作为外部监督机制的审计质量是否、以及如何在企业ESG表现与融资决策之间发挥作用也亟需得到进一步明晰。

近年来，学界对于ESG表现与企业融资的关系展开了广泛讨论，其多数观点支持ESG表现较好的企业的融资成本越低，融资能力越强[2]。首先，良好的ESG表现可以提高企业的声誉，增强投资者和债权人的信任度，提高融资的可能性。其次，完善的公司治理结构和风险控制能力可以有效降低代理成本，获得更好的资本市场声誉，从而帮助优化融资结构。最后，ESG表现可以优化企业的信用评级，并拓宽融资渠道，以及提高企业和金融机构之间的信任度。

但是，ESG表现对公司融资行为的影响也是动态的、复合的、受多方面因素影响的[3]。如行业属性、市场条件、融资企业自身财务状况和产权性质等会对ESG表现对融资行为的影响程度形成影响。而且，不同产权性质的企业有非常明确的融资约束差异，即相对于国有企业来讲，非国有企业面临更强的融资约束压力，即更为强烈地希望良好ESG表现提高其融资效果[4]。

除上述作用外，在ESG表现对企业融资决策的影响中，审计质量可能会起到调节作用。审计质量作为企业外部治理机制的组成部分，可以增加企业财务信息透明度，减小投资者、债权人所面临的高度信息不对称的风险，可以有效提升市场对企业持续投资能力的信心。目前的理论和以往相关研究均表明，审计质量不仅可以改善企业的财务信息质量，同时可以借助加强企业的内部控制、降低企业经营风险等途径来影响企业的融资决策[5]。审计质量通过增加ESG信息可信度和市场对企业真实价值的接受程度，使得资本市场更容易发现企业的真实价值，进一步放大了ESG对企业融资的积极效应。此外，提高审计质量可以通过减少企业经营中的不良财务信息和道德风险，进而降低ESG表现对企业融资决策所造成的不确定性，使得在资本市场的企业能获得更为稳定的融资支持。

因此，本文将建立ESG表现、融资行为和审计质量之间的关系模型，探究审计质量在ESG表现和企业融资决策之间的调节效应，丰富企业可持续发展与企业融资行为之间关系的相关研究和理论。本研究可能的贡献：(1) 本文以企业融资行为的研究视角来拓展ESG表现的经济影响效应的研究框架，发现企业ESG表现对企业资本配置效率的潜在影响，对企业构建ESG导向下企业融资行为模型提供理论基础；(2) 以外部第三方监督者——审计师的视角，研究质量审计是如何调节ESG表现与企业融资行为之间的关系的，审计在企业可持续发展中的研究视角；(3) 本文使用Stata进行固定效应下的多元回归分析，实证考察质量审计调节ESG表现对企业融资行为的影响效应，丰富审计对企业可持续发展方面的研究。

2. 理论基础与研究假设

2.1. ESG表现与企业融资决策

融资决策作为公司治理和资本市场的一个重要财务活动，其最终结果往往以财务杠杆的形式呈现。财务杠杆反映了企业在债务和权益融资之间的权衡，对企业财务稳定和可持续发展的能力具有极为重要的影响[6]。企业的融资决策需要均衡企业债务融资和权益融资的成本及稀释效应，最终均衡企业的资本结构来提高企业价值。

正是在这一背景下，委托代理理论(Agency Theory)为理解ESG表现对企业融资决策的影响提供了重要的理论支撑。该理论认为企业内部委托代理问题的本质在于企业内部管理层(代理人)和股东(委托人)存在利益冲突。当企业ESG表现不佳时，企业管理层和股东之间会出现一定程度的信息不对称现象，管理层容易通过追求自身短期利益为动机使用不利于股东的融资方式，比如通过过多的债务融资以保证短期投资，导致企业财务风险增大[7]。但是当企业ESG表现良好时，代表企业管理能力和治理水平良好，这在一定程度上可以有效缓解股东和管理层间的信息不对称性，提高投资者对企业管理的信任程度，使企业能采用更多的股权融资方式融资，减少企业对债务融资的依赖性。同时，ESG表现良好还可以侧面缓解股东与企业债权人之间的代理冲突，使得企业在融资过程中获得更优的条件，如降低融资成本或优化融资结构[8]。

根据现有研究结果，企业ESG表现和资本结构存在密切关系，ESG表现越好，资本结构中财务杠杆水平越低。委托代理理论可以解释这种负相关关系[9]。一方面，ESG表现良好的企业，在企业管理方面与内部质量方面往往更强，而良好的管理和治理可以有效降低股东与管理层之间的信息不对称，提高投资者对企业未来发展的信心。进而使得企业更容易通过股权融资获得资金，减少对债务融资的依赖[10]。另一方面，ESG表现可以改善企业面临的财务困境。根据权衡理论，高杠杆企业在遭遇财务压力时会承担更大的财务困境风险，从而降低企业可持续发展的能力[11]。而ESG表现良好的企业往往更小可能会出现环境与社会责任相关的法律问题与合规风险，可以有效减少潜在的诉讼与监管成本，改善企业的经营稳定性。这也使得企业能够采用保守的资本结构来降低过度负债带来的财务压力。

除此之外，企业的ESG表现还影响债权人的信用评估等级。金融机构通常将ESG表现良好的企业视为低风险客户，从而提供融资成本更低、债务条款更优的贷款机会。债权人偏好治理结构良好、履行社会责任程度较好的企业，因为这些企业的透明度更高、违约概率更低[12]。因此，企业通过增强ESG披露可以改善其外部声誉，改善融资条件，减少债务融资，进而降低财务杠杆水平。

基于以上分析，高水平的ESG表现能够通过削弱信息不对称、降低代理成本、提高债权人信用等级、改善融资稳定性等方式，影响企业的资本结构选择。尤其是具有高水平ESG表现的企业，更有机会选择权益融资，不必过于依赖债务融资，从而降低其财务杠杆水平。基于此，本文提出如下假设H1：

H1：ESG表现越好的公司财务杠杆越低。

2.2. ESG表现、审计质量与企业融资决策

审计作为企业外部监督机制的重要组成部分，对企业财务信息真实性起决定性作用，进而影响公司在资本市场中的信用评级和融资能力。同时审计质量又受制于其他外部治理机制。审计质量的高低直接影响投资者对资本市场的信心。现有很多研究以审计师规模(如四大会计师事务所)作为审计质量的代理变量，然而，随着恒大财务造假案爆出，这种衡量方式未必能全面反映审计质量的实际水平。近年来，业界对审计质量的研究愈发注重运用财务报表重述(Financial Statement Restatement, FSR)来衡量审计质量[13]。

财务报表重述是指企业在发现并纠正前期财务报告的差错时，重新表述以前公布的财务报告。单纯的财务报表重述并不能直接说明审计质量，但是若已被出具无保留审计意见的财务报表，后又发生重述，这一现象反映审计工作并未能识别或纠正关键财务信息中的错误。因此，若公司在接受外部审计并获得标准无保留意见后仍然需要重述财务报告，则表明审计师未能充分履行审计程序以识别财务报表中的重大错报[14]。

从ESG信息披露的角度，企业希望通过提高环境、社会和治理(ESG)水平获得声誉，以赢得投资者青睐，来降低资本成本并优化资本结构。ESG表现越好的企业越容易被视为风险较低的投资标的，从而更易获得股权或债务融资。然而，审计质量的缺陷可能会削弱这种影响[15]。

具体而言，低审计质量可能导致企业财务信息的可靠性下降，从而使债权人和投资者对公司披露财务信息可信度产生怀疑，甚至不信任企业的ESG信息披露。外部投资者信心缺失导致企业可能面临更严格的融资约束，甚至因此引发资本市场对财务信息透明度和准确性的要求更高[16]。因此，当审计质量较低时，即使企业具有较高的ESG水平，由于企业信誉受损，其通过ESG降低融资约束、优化资本结构的作用可能会受到抑制。

降低信息不对称性，增强投资者信任，才可能实现通过企业的ESG表现来降低财务杠杆水平。然而，审计质量的缺陷可能会削弱这一机制的有效性。当企业财务报告的审计质量较低时，会侧面引起市场的怀疑，质疑企业在ESG方面的实际投入与其财务状况的一致性，从而降低ESG对融资结构的正面影响[17]。

同时，审计质量较低的企业发生财务舞弊的风险更高，排除使用舞弊手段以维持表面的ESG表现。这不仅会降低ESG信息的可信度，还可能加剧债权人对企业偿债能力的担忧，进而提高融资成本，企业则更难通过提升ESG水平去优化资本结构。另外，如果审计缺陷频发，即使企业在ESG方面投入较多，投资者仍可能担忧企业是否存在隐藏的财务风险，从而对其融资决策产生负面影响。基于以上分析，本文提出如下假设H2：

H2：财务报表重述会弱化ESG表现对公司财务杠杆的降低效应。

3. 研究设计

3.1. 对象选取与数据来源

本文选取2019~2023年A股上市的16,603家公司数据为研究样本¹，并对原始数据进行如下处理：(1) 剔除变量观测值缺失的样本企业；(2) 剔除金融保险类样本企业；(3) 剔除ST等异常样本企业；(4) 为避免极端值对实证结果的影响，对主要连续变量进行双边1%缩尾处理。相关数据中，ESG表现数据采用华证ESG评级结果(该数据来源于WIND数据库)。样本剔除过程见表1。

Table 1. Sample rejection process

表1. 样本剔除过程

样本剔除过程	样本量
所有A股公司的初始样本	22,746
金融类公司和ST公司的样本	1222
剔除缺失值	4921
最终样本	16,603

3.2. 变量选取

ESG表现：本文的解释变量ESG表现，采用华证ESG评价指标作为其代理变量。华证ESG评价体系基于国际ESG评价主流标准与我国企业ESG现实状况，囊括环境、社会、治理维度，选取26个关键指标衡量企业ESG表现，分为“C-AAA”九档。而本文根据“C-AAA”的评级，分别赋值1~9代表企业ESG表现，然后根据当年四个季度的平均值计算得出，分数越高意味着企业ESG表现越好[4]。这种数据处理的方式本质上构成了双重验证机制：在既保持年度评估完整性的同时，又通过季度测量，增强对ESG表现演化过程的动态计算，更符合企业可持续发展评估的精细化趋势。季度追踪增加了数据真实性，防止部分企业可能在年度评级前突击改善ESG表现的相关指标。

企业融资决策：仅以账面财务杠杆衡量企业融资决策相对比较片面，本文加入企业当时的市场财务杠杆综合衡量企业的融资决策[18]。

审计质量：本文以审计质量(AQ)为被调节变量，借鉴赵艳秉和张龙平的研究[13]，以财务报表重述去衡量审计质量。财务报表重述，即发现以前年度财务报表出现重大错报而对其重新编制后发布。财务报表重述通常被认为是评价审计质量的可靠信号，如果经过审计的财务报表获得标准审计意见，后来又被证明存在重大错报，这通常会明白无误的表明审计意见出错，审计质量较低。

控制变量：本文对其他可能影响企业融资决策的因素加以控制。具体包括企业价值(EV)、企业规模(SIZE)、独董比例(BINDE)、董事会规模(BSIZE)、盈利能力(ROA)、CEO兼任董事长(CEODUA)、高管持股数占比(ES)。此外，还控制了行业(IND)和年度(YEAR)虚拟变量[19]。具体变量定义见表2。

Table 2. Variable definitions

表2. 变量定义

变量类型	变量名称	变量符号	变量定义
被解释变量	融资决策	Mlev	${\text{Mlev}}_{\text{it}}=\frac{{\text{FD}}_{\text{it}}}{{\text{MCap}}_{\text{it}}}$ ，Mlevit表示公司在时刻t的市场财务杠杆；FDit代表了从i到t的短期和长期金融债务(STFD + LTFD)的总和；MCapit代表了从i到t的公司市值。
		Blev	${\text{Blev}}_{\text{it}}=\frac{{\text{STD}}_{\text{it}}+{\text{LTD}}_{\text{it}}}{{\text{TA}}_{\text{it}}}$ ，Blevit表示公司在时刻t时的账面财务杠杆；${\text{STD}}_{\text{it}}+{\text{LTD}}_{\text{it}}$ 分别表示公司i到t的短期债务和长期债务；TAit代表了从i到时间t的总资产。
解释变量	ESG表现	ESG	根据华证ESG评级“C-AAA”分别赋值为1~9，根据当年四个季度的平均值计算得出。
调节变量	审计质量	AQ(FSR)	若经过审计的财务报表获得标准审计意见后又发生财务报表重述的，FRS = 1，表示审计质量较低；否则FRS = 0。
控制变量	企业价值	EV	公司市值除以资产总计
	企业规模	SIZE	公司年末总资产取自然对数
	独立董事比例	BINDE	独立董事占董事会人数比例
	董事会规模	BSIZE	董事会总人数取对数
	盈利能力	ROA	净利润除以总资产
	CEO兼任董事长	CEODUA	如果CEO兼任董事长，则CEODUA = 1
	高管持股数占比	ES	高管持股数除以公司总股数
	行业	IND	控制行业效应
	年份	YEAR	控制时间效应

3.3. 模型设计

为了验证ESG表现对企业融资决策的影响，我们构建了以下回归模型进行假设检验：

$\begin{array}{c}{\text{lev}}_{\text{it}}={\alpha }_0+{\alpha }_1{\text{ESG}}_{\text{it}}+{\alpha }_2{\text{EV}}_{\text{it}}+{\alpha }_3{\text{SIZE}}_{\text{it}}+{\alpha }_4{\text{BINDE}}_{\text{it}}+{\alpha }_5{\text{BSIZE}}_{\text{it}}+{\alpha }_6{\text{ROA}}_{\text{it}}+{\alpha }_7{\text{CEODUA}}_{\text{it}}\\ +{\alpha }_8{\text{ES}}_{\text{it}}+ {\alpha }_9{\text{IND}}_{\text{it}}+{\alpha }_{10}{\text{YEAR}}_{\text{it}}+{ℰ}_{\text{it}}\end{array}$ (1)

为了验证审计质量对ESG表现与企业融资决策之间关系的调节效应，我们构建了以下回归模型进行假设检验：

$\begin{array}{c}{\text{lev}}_{\text{it}}={\alpha }_0+{\alpha }_1{\text{ESG}}_{\text{it}}+{\alpha }_2{\text{FSR}}_{\text{it}}+{\alpha }_3{\text{ESG}}_{\text{it}}\ast {\text{FSR}}_{\text{it}}+{\alpha }_4{\text{EV}}_{\text{it}}+{\alpha }_5{\text{SIZE}}_{\text{it}}+{\alpha }_6{\text{BINDE}}_{\text{it}}+{\alpha }_7{\text{BSIZE}}_{\text{it}}\\ +{\alpha }_8{\text{ROA}}_{\text{it}}+{\alpha }_9{\text{CEODUA}}_{\text{it}}+{\alpha }_{10}{\text{ES}}_{\text{it}}+ {\alpha }_{11}{\text{IND}}_{\text{it}}+{\alpha }_{12}{\text{YEAR}}_{\text{it}}+{ℰ}_{\text{it}}\end{array}$ (2)

其中，α₀表示常数项，α_i为变量对应的回归系数，lev_it表示企业融资决策，ESG_it表示ESG表现，FSR_it表示财务报表重述，若经过审计的财务报表获得标准审计意见后又发生财务报表重述的，表示审计质量较低，EV_it表示企业价值，SIZE_it表示企业规模，BINDE_it表示独立董事占比，BSIZE_it表示董事会规模，ROA_it表示企业的盈利能力，CEODUA_it表示CEO是否兼任董事长，ES_it企业高管持股数占比，IND_it是一个虚拟向量，表示基于中国证券交易所的行业分类类型，YEAR_it是一个虚拟向量，表示2019~2023年观测年份的差异。${ℰ}_{\text{it}}$ 表示残差。

4. 实证结果与分析

4.1. 描述性统计分析

为了验证数据的有效性，在进行回归分析之前，先对数据进行描述性统计分析。表3给出了关键变量的描述性统计。Mlev (市场杠杆)的均值为0.220，标准差为0.452，说明不同公司之间的市场杠杆水平存在较大差异。Blev (账面杠杆)的均值为98.43，标准差101.8，表明账面杠杆数据分布比较离散，可能存在极端值。ESG的均值为4.163，标准差为0.918，说明样本公司的ESG整体表现水平为中等，但也存在一定的差异，最小值为1，最大值为8，表明ESG表现的评分范围比较大。FSR的均值为0.0516，表明样本公司中大约5.16%的公司发生了财务报表重述，标准差0.221说明大部分公司都没有发生财务报表重述，但仍有部分公司存在审计质量问题。

Table 3. Descriptive statistics

表3. 描述性统计

	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)
变量	样本量	均值	标准差	极小值	极大值
Mlev	16,603	0.220	0.452	0	11.61
Blev	16,603	98.43	101.8	−21.73	780.0
ESG	16,603	4.163	0.918	1	8
FSR	16,603	0.0516	0.221	0	1
EV	16,603	1.721	1.586	0.0220	28.80
SIZE	16,603	22.45	1.309	19.80	26.44
BINDE	16,603	37.95	5.407	28.57	57.14
BSIZE	16,603	2.095	0.193	1.609	2.639
ROA	16,603	0.0299	0.0720	−0.353	0.254
CEODUA	16,603	0.327	0.469	0	1
ES	16,603	14.42	18.92	0	70.50

4.2. 相关性分析

表4报告了相关性分析。结果表明：ESG表现与账面杠杆(Blev)的相关系数为−0.001，不显著，说明ESG可能对市场杠杆没有直接影响。ESG表现与市场杠杆(Mlev)的相关系数为−0.014，在10%水平上显著，表明ESG评分越高的公司，其账面杠杆水平越低，初步支持假设H1。

财务报表重述(FSR)与Mlev的相关系数为0.032，在1%水平上显著，说明财务报表重述与公司杠杆之间存在着正相关关系，即公司越是进行财务报表重述，公司杠杆率越高。FSR与Blev的相关系数为0.003，不显著，说明财务报告重述与账面杠杆可能不存在直接线性关系。FSR与ESG的相关系数为−0.064，在1%水平上显著，说明ESG得分越高的公司财务报表越不容易重述，这也符合一般常识，ESG高分值的公司意味着公司的治理结构较好，会计信息越可靠。假设H2认为财务报表重述会削弱ESG表现对财务杠杆的降低作用，这里由于FSR与ESG呈负相关，同时FSR与Mlev呈正相关，在方向上支持H2，即当发生财务报表重述时，ESG表现对于杠杆率的下降作用将会削弱。

另外，表4还显示，最高的相关系数为Blev (账面杠杆)与Mlev (市场杠杆)之间的0.481，其次是0.465，出现在SIZE与Mlev (市场杠杆)之间。同时，其他自变量之间的相关系数均低于0.50。这一结果表明，所有变量之间未出现严重的多重共线性问题，为后续回归分析提供了稳健的数据基础。

同时，财务杠杆与其余的控制变量均存在显著的相关关系，相关性分析结果表明，财务杠杆与各个变量存在相关性，但是要验证ESG表现对财务杠杆的影响，还需基于回归分析进一步进行检验。

Table 4. Correlation analysis

表4. 相关性分析

	Mlev	Blev	ESG	FSR	EV	SIZE	BINDE	BSIZE	ROA	CEODUA	ES
Mlev	1
Blev	0.481^***	1
ESG	−0.014^*	−0.001	1
FSR	0.032^***	0.003	−0.064^***	1
EV	−0.336^***	−0.262^***	0.022^***	−0.039^***	1
SIZE	0.465^***	0.419^***	0.239^***	−0.004	−0.397^***	1
BINDE	−0.015^*	−0.016^**	0.067^***	−0.001	0.033^***	−0.002	1
BSIZE	0.131^***	0.132^***	0.023^***	0.006	−0.113^***	0.270^***	−0.574^***	1
ROA	−0.146^***	−0.147^***	0.238^***	−0.059^***	0.195^***	0.086^***	−0.012	0.027^***	1
CEODUA	−0.125^***	−0.105^***	0.026^***	−0.007	0.171^***	−0.202^***	0.102^***	−0.174^***	0.016^**	1
ES	−0.204^***	−0.206^***	0.079^***	−0.021^***	0.210^***	−0.368^***	0.051^***	−0.206^***	0.138^***	0.230^***	1

注：^*、^**、^***分别代表在10%、5%、1%的水平上显著，下同。

4.3. 多元回归分析

本文采用逐步回归的方法，对ESG表现与市场杠杆(Mlev)之间的关系进行了实证检验，结果如表5所示。其中，本文在列(1)考察ESG表现对市场杠杆(Mlev)的影响，结果表明，ESG的系数为−0.042，且在1%的水平上显著，表明ESG表现较好的企业通常采用较低的融资杠杆水平。本文在列(2)控制了年份固定效应，ESG影响减弱，但仍然显著。第(3)和第(4)列进一步控制了所有控制变量后，发现ESG仍然显著负向影响融资杠杆，说明ESG对融资决策的负向影响较稳健。上述结果说明ESG表现较好的企业倾向于降低债务融资水平，可能是由于资本市场对ESG友好型企业的股权融资支持更强，或ESG友好的企业更注重财务稳健性，假设H1得到验证。

Table 5. Regression analysis of the impact of ESG performance on corporate financing decisions

表5. ESG表现影响企业融资决策的回归分析

	(1)	(2)	(3)	(4)
变量	Mlev	Mlev	Mlev	Mlev
ESG	−0.042^***	−0.041^***	−0.042^***	−0.042^***
	(0.004)	(0.004)	(0.003)	(0.003)
EV	−0.037^***	−0.037^***	−0.027^***	−0.027^***
	(0.002)	(0.002)	(0.002)	(0.002)
SIZE	0.156^***	0.156^***	0.132^***	0.132^***
	(0.003)	(0.003)	(0.003)	(0.003)
BINDE	−0.000	−0.001	−0.000	−0.000
	(0.001)	(0.001)	(0.001)	(0.001)
BSIZE	−0.003	−0.008	−0.000	−0.004
	(0.020)	(0.020)	(0.019)	(0.019)
ROA	−0.885^***	−0.898^***	−0.796^***	−0.805^***
	(0.044)	(0.045)	(0.043)	(0.043)
CEODUA	−0.010	−0.009	0.004	0.005
	(0.007)	(0.007)	(0.006)	(0.006)
ES	0.000^**	0.000^**	0.001^***	0.001^***
	(0.000)	(0.000)	(0.000)	(0.000)
Constant	−2.990^***	−2.963^***	−1.944^***	−1.927^***
	(0.078)	(0.078)	(0.079)	(0.080)
Observations	16,603	16,603	16,603	16,603
R-squared	0.273	0.274	0.353	0.354
Industry FE	No	No	Yes	Yes
Year FE	No	Yes	No	Yes

表6为审计质量的调节效应的检验结果。第(1)列、第(2)列、第(3)列中显示，ESG的回归系数均为负并且在1%水平下显著。表明企业ESG水平越高，市场杠杆(Mlev)水平越低。FSR的回归系数在(1)、(2)、(3)列下显示均不显著，表明审计质量对企业融资的直接影响并不显著。交互项c.ESG#c.FSR在(1)、(2)、(3)列下均显示结果为正，并且在5%或10%水平下显著，这表明，财务报表重述(FSR)削弱了ESG表现对融资杠杆率的抑制作用，即当企业经历财务报表重述时，ESG对降低杠杆率的效果减弱。H2得到验证。这可能是由于财务报表重述是审计质量较差的信号，影响了市场投资者对企业财务报告信息的信任，进而影响了企业融资决策。

Table 6. Test of the moderating effect of audit quality

表6. ESG审计质量的调节效应检验

	(1)	(2)	(3)
变量	Mlev	Mlev	Mlev
ESG	−0.044^***	−0.043^***	−0.043^***
	(0.004)	(0.003)	(0.003)
FSR	−0.071	−0.066	−0.071
	(0.053)	(0.050)	(0.050)
c.ESG#c.FSR	0.026^**	0.024^*	0.023^*
	(0.013)	(0.012)	(0.012)
EV	−0.037^***	−0.026^***	−0.027^***
	(0.002)	(0.002)	(0.002)
SIZE	0.156^***	0.132^***	0.133^***
	(0.003)	(0.003)	(0.003)
BINDE	−0.001	−0.000	−0.000
	(0.001)	(0.001)	(0.001)
BSIZE	−0.004	−0.001	−0.005
	(0.020)	(0.019)	(0.019)
ROA	−0.881^***	−0.793^***	−0.802^***
	(0.044)	(0.043)	(0.043)
CEODUA	−0.010	0.004	0.005
	(0.007)	(0.006)	(0.006)
ES	0.000^**	0.001^***	0.001^***
	(0.000)	(0.000)	(0.000)
Constant	−2.990^***	−1.945^***	−1.928^***
	(0.078)	(0.079)	(0.080)
Observations	16,603	16,603	16,603
R-squared	0.273	0.354	0.354
Industry FE	No	Yes	Yes
Year FE	No	No	Yes

4.4. 稳健性检验

改变被解释变量企业融资决策的测量方法，用账面杠杆(Blev)替换市场杠杆(Mlev)，重新进行主回归分析。在上述检验中，本文采用市场杠杆(Mlev)去度量企业的融资决策，在稳健性检验中，本文进一步采用账面杠杆(Blev)去度量企业的融资决策，重新进行回归分析。结果如表7所示，在所有模型(1)~(4)中，ESG的回归系数均为负(−3.388至−7.156)，且在1%水平上显著(^***)。这与前文市场杠杆(Mlev)的结果一致，表明ESG表现越好的企业，其杠杆水平越低，无论采用哪种杠杆测度方式，这一结论都较为稳健。

Table 7. ESG performance and book financial leverage

表7. ESG表现与账面财务杠杆

	(1)	(2)	(3)	(4)
变量	Blev	Blev	Blev	Blev
ESG	−6.808^***	−7.156^***	−3.388^***	−3.768^***
	(0.820)	(0.821)	(0.772)	(0.773)
EV	−3.978^***	−4.015^***	−1.781^***	−1.780^***
	(0.500)	(0.501)	(0.473)	(0.474)
SIZE	32.143^***	32.099^***	27.594^***	27.514^***
	(0.678)	(0.677)	(0.650)	(0.649)
BINDE	−0.025	0.005	−0.151	−0.122
	(0.162)	(0.161)	(0.150)	(0.150)
BSIZE	8.003^*	9.808^**	−6.540	−4.664
	(4.726)	(4.723)	(4.395)	(4.391)
ROA	−218.417^***	−214.121^***	−235.772^***	−230.438^***
	(10.398)	(10.417)	(9.837)	(9.855)
CEODUA	−0.281	−0.708	3.794^***	3.377^**
	(1.564)	(1.562)	(1.452)	(1.450)
ES	−0.062	−0.065	0.035	0.033
	(0.042)	(0.042)	(0.039)	(0.039)
Constant	−596.185^***	−607.364^***	−430.576^***	−439.577^***
	(18.299)	(18.337)	(18.214)	(18.220)
Observations	16,603	16,603	16,603	16,603
R-squared	0.216	0.219	0.331	0.334
Industry FE	No	No	Yes	Yes
Year FE	No	Yes	No	Yes

5. 结论

本文运用2019~2023年A股上市公司的数据，实证检验了ESG表现对企业融资决策的影响以及审计质量在两者之间的调节作用。研究结果表明：(1) 良好的ESG表现能够显著降低企业的财务杠杆水平，说明企业在履行环境、社会和治理责任的同时，能够优化自身的融资结构，这一结论在稳健性检验后依然成立。(2) 财务报表重述会削弱ESG表现对企业财务杠杆的降低效应，说明当投资者接收到审计质量较弱的信号时，其信心会下降，进而对企业的财务信息可靠性产生质疑，资本市场可能因此降低对ESG表现的认可度，从而削弱ESG在优化企业融资结构中的积极作用。

从本文的研究结果，可得出以下三点启示：(1) 增强ESG表现的市场可接纳性。虽然ESG有助于改善企业融资结构，但是ESG的作用在不同的市场环境及不同的信息环境下可能存在差异。监管部门与市场参与者应该加强ESG信息的透明程度，增强市场对ESG信息披露的信任，避免因信息不对称而弱化ESG表现的作用。(2) 重视财务报表重述对企业融资结构的影响。财务报表重述会使市场对企业财务稳健能力产生担忧，影响投资者对ESG表现的正面态度。企业应该优化财务管理，减少财务报表重述发生的可能性，增强投资者对资本市场的信心，维持企业ESG表现对企业融资结构优化的作用。(3) 强化审计质量的外部监督作用。高质量的审计能够增强财务信息的可靠性，提升资本市场对企业的信任度。当审计质量较低时，投资者信任下降，进而削弱ESG对融资结构优化的作用。因此，企业应重视审计质量，选择专业性强、独立性高的审计机构，同时监管部门应加强对审计市场的监督，确保审计行业的公正性和规范性。

基金项目

广州南方学院2024年度校级科研项目“ESG绩效对企业融资决策的影响研究：基于审计质量的调节作用”(2024XK017)。

NOTES

^*通讯作者。

¹关于缺失样本的解释：有些样本只缺少个别回归中的个别数据，如果全部删除会造成很多样本缺失年份，所以一般就都保留，以保证样本量足够大。但对于缺失样本的数据在做归分析时会自动剔除，导致分析结果样本量有细微差别，但并不影响回归结果真实可靠。