汽车制造业企业ESG 表现对债务融资成本的影响

关键词：债务融资成本，ESG 表现，汽车制造业，双向固定效应模型中图分类号：F83/F270 文献标识码：A

一、引言

当前，全球范围内极端天气频发，可持续发展问题成为世界各国的关注焦点，我国政府积极贯彻可持续发展原则，明确提出“2030 年前碳达峰、2060 年前碳中和”的“双碳”目标，推动经济社会向绿色低碳转型。作为国民经济支柱产业之一，汽车制造业因其高能耗、高排放的特点，成为环境治理与社会责任监管的重点领域，汽车制造过程中易产生废气、废水及固体废弃物等污染物，同时面临产品安全、员工权益及供应链管理等社会责任挑战。在此背景下，我国汽车制造业 ESG披露呈现快速发展趋势，2021-2024 年，汽车行业 ESG 披露率从 23.7% 升至 38.68% ，超六成新能源汽车企业已设立 ESG 治理架构。中国汽车工业协会发布的《中国汽车行业 ESG 信息披露指南》与《中国汽车行业 ESG 评价指南》，为行业 ESG 实践提供了标准化框架。良好的 ESG表现不仅能够提升企业的品牌形象和市场认可度，更有可能降低债务融资成本，增强企业的财务稳健性和市场竞争力 [1]。因此，本文以汽车制造业企业为研究对象，评估 ESG 表现对债务融资成本的影响，以期增强企业管理者对 ESG 实践的理解，为企业采取有针对性的措施提高ESG 水平提供重要理论参考。

二、理论机制及研究假设

1.ESG 表现与债务融资成本的关系

信息不对称理论认为，在企业信息披露不充分的情况下，投资者面临较高的不确定性，因此会要求更高的风险溢价。在此情况下，投资者需承担更高的成本，以补偿信息不对称所引发的风险，然而，当企业呈现出良好的 ESG 表现时，不仅表明其在环境保护和社会责任方面切实有力的实践行动和坚定承诺，也反映出其在公司治理层面的高效性和透明度，企业良好的 ESG 表现有助于缓解信息不对称给债权人带来的不安全感，并为其提供更多的决策参考依据，从而有效降低借款风险。

其次，ESG 理念与传统文化所倡导的价值观念相契合，传统文化所秉持的“仁义”精神以及“达则兼济天下”的胸怀，与 ESG 理念所注重的环境、社会和治理责任相辅相成。ESG 理念要求企业在生产、经营、销售等各个环节采用更为先进、可持续的技术，在追求经济利益的同时，兼顾社会利益。企业积极履行社会责任的举措，不仅能够增强消费者和合作伙伴的信任，还有助于引导债权人为企业提供更多融资便利和成本优惠。基于此，本文提出如下假设。

H1：汽车制造业企业ESG 表现越好，相应的债务融资成本越低。

2.ESG 表现与产权性质之间的关系

根据产权异质性，国有企业因其独特的产权属性，往往能够获得政府隐性担保，这使得其在履行社会责任的过程中，更易获得外部资金支持 [2]。相应地，国有企业管理层对环境、社会及治理责任的履行，更多受政策导向驱动，而非市场机制约束，其 ESG 表现并非决定其债务融资能力的关键因素。与之相比，对于更依赖市场生存的非国有企业而言，随着公众环保意识的提高与消费需求的升级，良好的 ESG 表现逐渐成为企业获取市场认可的重要依据。在此背景下，非国有企业积极披露 ESG 信息的行为，既是维系自身生存发展、建立差异化竞争优势的需要，也是在政策驱动下有效规避合规风险的战略选择，以便在融资、客户选择和政策支持中占据主动。基于此，本文提出如下假设。

H2：相较于国有企业，非国有企业对 ESG 表现的改善更为敏感，ESG 表现对其影响更为显著。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

本文选取 185 家 A 股上市的汽车制造业企业 2013-2023 年数据作为研究对象，其中，企业的 ESG 表现数据来源于华证 ESG 评级数据，上市公司的相关财务数据均来自于CSMAR 数据库和WIND 数据库。本文对数据样本进行如下筛选处理：（1）剔除观察期内经营状况异常的企业（ST、 ^*ST 、PT）样本，以避免其对实验结论造成影响；（2）删除 2013 年后上市的企业样本；（3）为消除极端值的影响，对所涉及的连续变量进行了上下 1% 的缩尾处理。

（二）变量设计

选取债务融资成本作为被解释变量，本文参考钱雪松（2019）[3] 所采用的衡量债务融资成本的方法，以财务费用与当期总负债的比值作为债务融资成本，记为 Cost

综合考虑数据的可得性和权威性，且为了平衡量纲，解释变量ESG 表现选取华证所发布的 ESG 得分并对其进行对数化处理，记为lnESG。

为进一步增强模型构建的合理性，基于对已有文献的研究，选取以下控制变量：企业规模以企业年末总资产的自然对数衡量，记为Size；资产负债率通过年末总负债与年末总资产的比值计算得出，记为Lev；企业总资产收益率采用年末净利润与年末总资产的比值进行衡量，记为 ROA；企业成长性用企业总市值与年末总资产的比值度量，记为TobinQ；企业上市年限采用企业上市年限加1 后取自然对数处理，记为ListAge；现金流比率用经营活动产生的现金流量净额与年末总资产的比值表示，记作 Cashflow。

（三）模型构建

为研究企业制造业企业 ESG 表现与债务融资成本之间的关系，本文设定回归模型如下：

其中， Cost_it 为被解释变量， lnESG_it 为解释变量，Controls 为控制变量组，表示上文所述的控制变量， μ_i 表示个体固定效应， λ_r 表示时间固定效应， ε_it 为随机扰动项。重点关注模型中的 lnESG_it ，该变量系数能够衡量企业ESG 表现对债务融资成本的影响，若其显著小于0，则表明企业ESG 表现的提升能够降低企业的债务融资成本。

四、实证分析

（一）描述性统计分析

如表 1 的所示，企业债务融资成本（Cost）的平均值为0.0056，标准差为 0.025，数值区间分布于 -0.27 至 0.09 之间，反映出样本企业整体债务融资成本虽然个体间存在一定波动，但仍处于较低区间。核心解释变量 ESG 表现（lnESG）的平均水平为 4.288，标准差仅为 0.066，这表明汽车制造业在 ESG 实践层面已形成普遍重视的良好态势，且企业间差异较小。在控制变量方面，企业规模（Size）的统计特征呈现显著差异，其平均值达到 22.42，标准差为 1.369，最大值延伸至 27.64，这一多样性特征为后续分析不同规模企业的债务融资成本差异提供了数据支撑。

表1 描述性统计结果

（二）相关性分析

本文对变量进行皮尔逊相关性分析的结果如表 2 所示，根据结果可以看出，核心解释变量ESG 表现（lnESG）与被解释变量债务融资成本（Cost）在 1% 的统计显著性水平下呈现出明显的负相关趋势，二者相关系数达到 -0.161，这一结果提示企业 ESG 实践水平越高，其债务融资成本相应越低，为假设H1 提供了初步验证。

表2 皮尔逊相关性检验

对其他控制变量而言，债务融资成本与资产负债率（Lev）呈显著正相关关系，与总资产收益率（ROA）和现金流比率（Cashflow）呈显著负相关关系，表明财务风险和盈利能力对债务融资成本有显著影响。尽管通过相关性分析观察到 ESG 表现与债务融资成本之间的负相关关系，但并不意味着企业的ESG 表现会直接导致其债务融资成本的降低，需要进一步进行多重共线性检验，以避免变量之间存在共线性。

表3 多重共线性检验

（三）基准回归分析

表 4 显示列（1）为未加控制变量的回归结果，列（2）为加入控制变量后，所有回归均控制了个体固定效应和时间效应，基准回归结果如下表4 所示。未加控制变量时，在 1% 的显著性水平下ESG 表现的回归系数为 -0.0286，而加入控制变量后，在 5% 的显著性水平下对应的回归系数为 -0.0236，表明企业 ESG 表现的提高能够有效降低企业的债务融资成本，假设H1 得到验证。并且在引入控制变量后R2 有所提升，从0.563 提升至0.595，表明控制变量的引入改善了模型的拟合优度。

表4 基准回归结果

注：***、** 和 * 分别表示 1% 、 5% 、 10% 的显著性水平；系数下方括号内为标准误。

（四）稳健性检验

1. 替换被解释变量

考虑到可能存在样本选择偏差，本文首先采用替换被解释变量来进行稳健性检验，借鉴王艺霖和王爱群（2014）[4]，采用利息总支出与期初、期末长短期债务总额的平均值之比度量企业的债务融资成本替换进行回归，如表 5 的列（1）为替换后的回归结果，显然更换后的被解释变量的 lnESG 系数在 1% 的水平下显著为负，该回归结果与基础回归结果一致，表明基础回归结果是稳健的。

2. 缩小样本区间

为排除疫情期间外部冲击对债务融资成本与 ESG 表现的干扰，本文将样本区间由 2013-2023 年缩小至 2013-2019 年，回归结果如表 5 列（2）所示，在缩小样本后进行回归，在 5% 的显著性水平下 ESG 表现（lnESG）的回归系数为 -0.033，表明即使不在疫情期间，ESG 表现仍显著降低企业债务融资成本，验证了实证结论的稳健性。

3. 添加控制变量

为排除遗漏变量的干扰，添加如下控制变量：董事长是否兼任CEO（Dual）和董事会规模（Board），以控制公司治理能力对债务融资成本的影响，结果如表5 的列（3）所示，lnESG 系数为-0.022 且在 5% 的置信水平下仍保持显著，再次证明了实证结论的稳健性。

表5 稳健性检验结果

注：***、 ^** 和 * 分别表示 1% 、 5% 、 10% 的显著性水平；系数下方括号内为标准误。

（五）异质性检验

1. 产权异质性检验

为考察产权属性对 ESG 表现与债务融资成本关联性的影响，构建产权性质虚拟变量（SOE），该检验从企业所有制特征出发，将样本分为国有和非国有。实证结果如表6 所示，国有企业的lnESG 系数并不显著，国有企业融资受政策扶持等其他因素影响较大，削弱了 ESG 表现对债务融资成本的作用。而非国有企业组的 lnESG 系数在 5% 置信水平下显著为负。假设 H2 成立。这进一步表明，良好的 ESG 表现可以显著降低非国有企业的债务融资成本，但对国有企业债务融资成本的抑制作用相对有限。非国有企业融资更依赖市场，良好的 ESG 表现能增强其市场信誉和企业声誉，更容易获得投资者的支持和信任，从而可以有效地降低企业债务融资成本。

表6 企业产权异质性分析

注：***、** 和 * 分别表示 1% 、 5% 、 10% 的显著性水平；系数下方括号内为标准误。

2. 规模异质性检验

为进一步探讨企业规模在 ESG 表现影响债务融资成本中的异质性，本文对样本企业的资产规模中位数进行划分，大于中位数的样本为大规模企业，而小于等于中位数的样本为小规模企业，对两个子样本并分别进行回归分析，结果如表 7 所示。大规模企业的 lnESG 回归系数为 -0.0173，且在 5% 的显著性水平下显著，而小规模企业 lnESG 的系数为-0.0313 但并未达到统计显著性，表明ESG 表现的提高能够降低大型企业的债务融资成本。一般来说，规模较大企业有更高的市场曝光度，优秀的 ESG 表现更容易受到投资者和机构的关注，凭借更好的资源去开展 ESG 活动，改善企业形象、降低融资风险，进而显著降低债务融资成本，而小型企业可能面临更高的融资约束，其融资成本可能更多受到企业信用等传统财务指标的影响，而非ESG 表现。

表7 企业规模异质性分析

注：***、 ^** 和 * 分别表示 1% 、 5% 、 10% 的显著性水平；系数下方括号内为标准误。

五、结论与建议

在可持续发展、委托代理和信息不对称等理论背景下，本文以2013-2023 年获得华证 ESG 评级的 A 股上市汽车制造企业数据为研究样本，探讨 ESG 表现对债务融资成本的影响，并从产权性质和规模大小方面进行异质性分析，研究结果表明：（1）汽车制造业企业 ESG 表现与债务资本成本之间存在负相关关系，ESG 表现的改善可以显著降低汽车制造业企业债务融资成本；（2）汽车制造业企业所有制性质与经营规模对 ESG 融资存在调节作用，非国有背景或规模较大的企业，其债务成本对 ESG 改善的响应更为敏锐。基于上述研究结果，提出如下建议：

对政府和监管机构而言，通过进一步完善 ESG 信息披露相关的规范性文件、健全绿色金融激励机制以及强化监管力度等举措，引导企业提升 ESG 表现。同时，提升 ESG 披露在融资领域的参考价值，对高ESG 评级企业在融资环节予以重点关注与政策倾斜，降低其融资成本，发挥示范引领作用，借助政策引导、经验共享和市场激励推动行业实现良性循环。

对企业而言，其一，汽车制造业企业对环境的敏感度较高，良好的 ESG 表现有助于降低债务融资成本，因此持续提升 ESG 信息披露的透明度至关重要，这会影响企业在公众和投资者视野中的形象和责任感，使其更易获取资金支持；其二，对于非国有企业或规模较大的企业，ESG 在降低债务融资成本方面的作用更为显著，企业管理层应更加注重完善内部治理结构，不断提升内部控制质量，为发挥 ESG 对债务融资成本的降低作用提供内部实施环境[5]；其三，汽车制造企业通过推进绿色技术研发、改进生产流程、减少污染排放等方式优化 ESG 治理，进而增强企业对绿色资本的吸引力，为企业创造更好的发展空间。

参考文献

1. 赵娜 ， 何玉 . ESG 表现对流通企业债务融资成本的影响——基于市场竞争的调节效应 [J]. 商业经济研究 ， 2025， （06）： 155-158.

2.梁运吉，刘冰冰. 社会责任、融资约束与企业绿色技术创新 [J].会计之友 ， 2022， （17）： 61-68.

3. 钱雪松 ， 唐英伦 ， 方胜 . 担保物权制度改革降低了企业债务融资成本吗？——来自中国《物权法》自然实验的经验证据 [J]. 金融研究，2019， （07）： 115-134.

4. 王艺霖， 王爱群. 内控缺陷披露、内控审计与债务资本成本——来自沪市 A 股上市公司的经验证据 [J]. 中国软科学 ， 2014， （02）：150-160.

5. 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， （02）： 51-63. DOI：10.19622/j.cnki.cn36-1005/f.2023.02.005.