何 玲,罗孟旎

(安徽大学 商学院,合肥 230601)

一、引言

高质量发展是全面建设社会主义现代化国家的首要任务。为推动高质量发展,党的二十大报告提出了,“建设现代化产业体系”的战略部署要求。建设现代化产业体系,要坚持把发展经济的着力点放在实体经济上。当下疫情开放,经济复苏,正是提高实体企业主营业务绩效的关键节点,为此,研究实体企业未来主业业绩的影响因素及推动路径具有重要现实意义。目前学术界大多笼统研究企业业绩的影响因素,聚焦于实体企业主业业绩影响因素的研究尚为缺乏,特别是ESG(Environmental,Social and Governance)信息披露与实体企业未来主业发展的研究。有别于传统财务指标,ESG是从环境保护、社会责任履行和公司治理状况三方面来评估企业经营发展的可持续性以及对社会的影响,高度吻合经济高质量发展要求。良好的ESG信息披露能够全面展示企业的管理优势及发展前景,提高信息透明度,帮助投资者、客户及供应商等外部利益相关者了解企业真实发展状况并做出理性决策,这势必会对实体企业未来主业的发展产生影响。

就已有关于ESG与企业业绩的文献来看,其研究结论尚未统一,呈现两种截然相反的检验结果。一方面,基于成本收益和股东至上等理论,部分学者认为企业为进行ESG活动所增加的环境、社会责任等较强外部性因素的投入成本可能会超过其带来的经济效益,从而降低企业利润,损耗股东权益[1-2];另一方面,基于利益相关者和委托代理等理论,学者们认为ESG表现能够树立良好的企业社会形象,增强企业与内外部利益相关者的关系,进而降低财务成本和代理分歧,提高风险应对能力和经营绩效[3]。在影响机理方面,现有研究发现ESG因素通过增加顾客满意度、媒体关注和创新投入以及降低融资成本和系统性风险等对企业业绩产生影响[3-7]。而供应商-客户关系作为供应链上下游企业间的一种隐形契约关系,其集中度能够影响企业之间的信息披露质量以及议价能力[8-9],进而影响主业的经营利润,理应也是ESG影响企业业绩的的重要作用路径。

综上所述,现有文献对ESG影响企业业绩的研究结论尚存争议,且忽视了产业链上下游特征的作用机理。ESG信息披露是否以及如何对企业业绩,特别是实体企业主业业绩产生影响还有待进一步厘清。同时在文献梳理过程中发现,现有文献大多采用托宾Q值、ROA等衡量企业业绩[10-11],而以上衡量方式均未剔除金融资产投资收益,无法凸显主营业务带来的实体经济效益,不能有效代表企业的可持续发展能力[12]。鉴于此,本文以2011—2021年中国资本市场A股实体企业的年度数据为实证样本,并剔除了金融投资收益的资产收益率衡量实体企业主业业绩,来检验ESG信息披露是否会影响实体企业的未来主业发展,并从供应商、客户集中度入手探析其作用机理。本文的主要贡献在于:(1)本文研究发现ESG信息披露能够有效提高企业未来主业业绩,这有助于厘清ESG表现与企业业绩之间关系的争议。且不同于以往文献,本文聚焦关注实体企业的主营业务发展,对于振兴实体经济具有启示作用。(2)本文基于供应链上下游关系视角,检验了ESG信息披露影响实体企业主业业绩的作用机制,为实体企业重视交易模式,提高主业发展提供了经验证据支持。(3)本文考察了企业生命周期、行业污染性质及国家政策出台等不同情境因素下ESG信息披露对企业未来主业业绩的促进效果,使研究结论更贴合现实情境,为企业和投资者等外部利益相关者的理性决策提供了依据。

二、理论分析与研究假设

(一)ESG信息披露与未来主业发展

ESG信息是一个基于可持续发展理念的反映企业在环境责任、社会责任和公司治理三方面作为的特质信息。积极披露ESG信息传递了企业追求经济价值和社会价值相统一的发展观,是实现未来主业可持续发展的有效抓手。(1)前期融资阶段。在绿色信贷政策指引下,企业ESG表现成为银行放贷的审查标准之一。企业的ESG信息披露行为向银行传递了其积极承担环境、社会责任的信号,容易获得较低的银行利率及优惠政策,降低了主业发展的融资难度[13]。此外,基于信息不对称理论,ESG信息披露能够帮助债权人了解企业真实经营状况,从而降低了其为弥补未知所要求的风险补偿率,减少了债务成本。ESG信息披露带来主业发展融资成本的降低会提高管理层将资金投入实体业务的意愿,促进企业扩大主营业务发展。(2)经营决策阶段。一方面,基于委托代理理论,ESG信息披露能够抑制管理层的机会主义和不确定性,提高企业业绩[14]。主动披露ESG信息的企业往往兼具良好的内部治理结构和频繁的外界媒体关注,内外双重监督体系有效减少了管理者“自利”“短视”行为,能够促进高管和员工勤勉尽责,提升企业运营效率[15]。另一方面,ESG信息披露会引导企业在资源配置和战略决策时选择对其长期可持续发展有利的项目,增加实体主业发展机会。例如在组织合法性视角下,企业通过增加绿色产品和进行工艺创新,以满足环境保护和绩效提升要求[16]。(3)对外销售阶段。基于声誉理论,ESG信息披露有助于企业树立绿色健康发展的形象[17-18],赢得客户的青睐。同时在可持续发展理念下,ESG信息披露会引导企业注重产品创新,提高产品质量,从而形成核心竞争优势,提高企业业绩。而优良的主业业绩又会进一步激励管理者更加注重未来实体主业的发展。

基于上述分析,本文提出如下假设:

H1:ESG信息披露能够促进实体企业未来主业发展。

具体来说,实体企业主业业绩的发展取决于交易成本和销售价格两方面因素,即受企业与供应商和客户的博弈结果影响。而在中国社会背景下,以供应商集中度、客户集中度为表征的关系型交易普遍存在于商业活动网络中,因此,本文基于供应商、客户集中度来探析ESG信息披露对实体企业主业发展的影响机制。

(二)ESG信息披露、供应商集中度与未来主业发展

供应商为企业提供不可或缺的原材料和服务,深刻影响着实体企业生产经营活动的正常运转。当企业供应商集中度较高时,主要供应商议价能力增强,会通过降低产品质量和提高原材料价格来挤占企业利润,削弱主业盈利能力[19-20]。此外,高度的供应商集中还会导致企业面临更多的风险,例如,经济萧条或经济景气时期带来的原材料价格波动风险和大供应商断供带来的可持续经营风险[21]。在环境问题日益突出的现况下,企业积极披露ESG信息意味着其在环境保护、社会责任以及公司治理等方面的主观意识和管理投入比较高,凸显了其正确价值观和持续经营理念,符合供应商责任偏好,从而能够丰富企业原材料供应源头,降低供应商的集中度[22]。根据资源配置理论,随着供应商集中度降低,企业议价能力提高,为维持稳定供应关系所进行的关系型专有投资和为应对大供应商不确定性所预留的备用资金减少,则企业用来发展实体业务的资金就会增加,这有利于实体企业未来主业的发展[21]。同时,在产业竞争理论下,ESG信息披露会促使企业将绿色创新融入原材料选择、产品设计和包装等各个环节,这不仅有助于实现产品差异化、降低诉讼规制风险,还能够产生链状声誉效应,吸引更多的供应商,从而提高企业抗风险能力,推动主业可持续发展[23-24]。

基于上述分析,本文提出如下假设:

H2:ESG信息披露通过降低供应商集中度来促进实体企业未来主业发展。

(三)ESG信息披露、客户集中度与未来主业发展

类似地,客户集中度则反映了实体企业对于大客户的高度依赖性,容易发生“客大欺主”现象,进而导致企业丧失议价谈判能力,承担额外的下游转嫁成本,并且随时要面临合作关系破裂所带来的投资价值减损和资金链断裂等财务风险[25]。ESG信息披露作为体现企业可持续发展能力的非财务信息披露,一方面能够弥补关键财务信息缺失导致的潜在风险,增强企业与其他客户的信息交流,提高新客户与企业合作并为产品溢价支付的意愿,削弱客户集中度。基于谈判力理论,客户集中度的降低有利于增加实体企业的谈判优势,从而销售价格提高,投资回报率增加,实体主业业绩上升。另一方面ESG信息披露能够吸引分析师和融媒体的关注,扩大企业知名度,为企业与新客户达成交易提供机会,实现客户群体多元化[26]。在社会网络理论下,扩大客户网络有利于企业获取更多产品创新所需的客户异质性信息和知识,从而强化产品市场竞争优势,弱化财务风险,促进企业主营业务实现可持续发展[27-28]。

基于上述分析,本文提出如下假设:

H3:ESG信息披露通过降低供应商集中度来促进企业未来主业发展。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文选取2011—2021年中国资本市场A股上市公司的年度数据为研究样本,并依次剔除主要变量缺失、被ST或PT特殊处理、上市时间不满一年、金融保险及房地产类的数据,同时对所有连续变量进行上下1%水平缩尾处理,以规避极端值的影响。最终得到1 208家公司的5 335个年度数据样本。本文ESG信息披露数据来源于Bloomberg数据库,其他变量数据均来源于CSMAR数据库。

(二)变量定义

1.解释变量

参考李慧云等的做法[29],本文采用彭博社(Bloomberg)ESG评分体系来评价企业ESG信息披露情况。相较于华证和商道融绿机构的ESG评分,彭博社ESG评分更强调企业ESG信息披露水平,其主要是基于企业自主披露的相关信息,根据120项具体ESG指标对企业ESG总体以及E、S、G三个子维度的信息披露水平进行评分。评分范围从0至100,Esghz值越大,代表企业ESG信息披露质量越高。

2.被解释变量

参考杜勇等的做法[12],本文采用剔除金融投资收益的资产收益率CorePerf1、CorePerf2来衡量企业未来主业业绩。其中,CorePerf1=(营业利润-投资收益-公允价值变动收益+对联营企业和合营企业的投资收益)/资产总计;CorePerf2=(利润总额-投资收益-公允价值变动收益+对联营企业和合营企业的投资收益)/资产总计。CorePerf1、CorePerf2值越大,代表企业未来主业业绩越好。

3.中介变量

(1)供应商集中度:参考邹美凤和张信东的做法[21],本文使用前五大供应商采购额占年度总采购额的比例Purchase来衡量企业的供应商集中度。Purchase值越大,代表企业供应商集中度越高。

(2)客户集中度:参考林钟高和韦文滔的做法[13],本文使用前五大客户销售额占年度总销售额的比例Customer来衡量企业的客户集中度。Customer值越大,代表企业客户集中度越高。

4.控制变量

本文将可能影响未来主业业绩的变量纳入控制变量组(CVs)(见表1)。此外,本文还控制了年份和行业固定效应。

表1 控制变量定义

(三)描述性统计

变量的描述性统计结果如表2 Panel A所示。未来主业业绩CorePerf1和CorePerf2的均值为0.045 6和0.048 8,标准差为0.063 8和0.064 5,说明不同样本企业的未来主业发展差异性较大。ESG信息披露Esghz的均值为29.008 9,严重低于中等水平50分,说明样本实体企业的ESG信息披露整体处于较低水平,且Esghz标准差9.643 9也体现了不同企业之间的ESG信息披露质量差距较大。其他控制变量的统计结果与已有文献基本一致,均在合理范围内。

主要变量的Person相关系数如表2 Panel B所示。CorePerf1和CorePerf2之间的相关系数为0.991 0,并通过1%水平统计检验,说明二者之间可以相互替代衡量;CorePerf1与Esghz的相关系数为0.050 0且在1%水平上显著,CorePerf2与Esghz的相关系数则为不显著正相关,这表明在不考虑其他因素的情况下,ESG信息披露能够提高企业未来的主业业绩,初步支持了H1假设,但结论的证实还需有控制了相关影响因素的多元回归结果来支持。

表2 描述性统计

(四)模型设计

CorePerfi,t+1=α0+α1Esghzi,t+α2CVsi,t+α3∑Industry+α4∑Year+εi,t

(1)

为了证实H1假设,本文构建模型(1)来实证检验ESG信息披露与未来主业业绩之间的关系。考虑到未来主业业绩指标的滞后性,借鉴王双进和杜勇等的建模方式[12,30],本文采用t+1期的未来主业业绩数据,以及t期的ESG信息披露和控制变量组数据,其中,未来主业业绩CorePerf包括CorePerf1和CorePerf2两种衡量方式,控制变量组CVs则涵盖了上述所列的全部控制变量。若回归结果中,α1系数显著为正,则说明ESG信息披露能够有效提高企业未来主业业绩,假设H1即成立。

Purchasei,t+1=β0+β1Esghzi,t+β2CVsi,t+β3∑Industry+β4∑Year+εi,t

(2)

CorePerfi,t+1=γ0+γ1Esghzi,t+γ2Purchasei,t+1+
γ3CVsi,t+γ4∑Industry+
γ5∑Year+εi,t

(3)

Customeri,t+1=λ0+λ1Esghzi,t+λ2CVsi,t+λ3∑Industry+λ4∑Year+εi,t

(4)

CorePerfi,t+1=μ0+μ1Esghzi,t+μ2Customeri,t+1+μ3CVsi,t+μ4∑Industry+μ5∑Year+εi,t

(5)

为了验证H2和H3假设,参照温忠麟的中介效应检验程序[31],本文进一步构建模型(2)、(3)及模型(4)、(5)来分别检验供应商集中度和客户集中度的作用路径。若H2假设成立,β1和γ2系数应显著为负,γ1系数显著为正;同理,若H3假设成立,λ1和μ2系数应显著为负,μ1系数显著为正,且为了保证结论稳健,供应商集中度和客户集中度的中介效应还需得到Boostrap检验结果的支持。

四、实证分析

(一)基准回归分析

ESG信息披露与未来主业业绩的基准回归结果如表3所示。

表3 基准回归结果

列(1)和列(2)仅控制了行业、年份固定效应,结果显示,未来主业业绩CorePerf1t+1、CorePerf2t+1与ESG信息披露Esghz的回归系数为0.000 3和0.000 4,分别在5%和1%水平上显著。列(3)和列(4)在其基础上进一步纳入了模型(1)中的全部控制变量,结果显示,CorePerf1t+1、CorePerf2t+1与Esghz的回归系数分别为0.000 5和0.000 6,t值分别为4.665 3和4.936 3,均都在1%水平上显著为正,这说明ESG信息的当期披露能够提高企业下一期的主业业绩,即ESG信息披露与未来主业业绩存在正相关关系。此外,所有解释变量VIF值均小于2,说明模型(1)不存在多重共线性问题,H1假设成立。

(二)中介机制检验

供应商集中度中介机制检验结果如表4 Panel A所示。列(1)报告了模型(2)的回归结果,企业ESG信息披露Esghz对供应商集中度Purchaset+1的回归系数为-0.096 1,在5%水平下显著为负,说明ESG信息的充分披露能够降低企业的供应商集中度。列(2)和列(3)报告了模型(3)的回归结果,即同时纳入ESG信息披露Esghz、供应商集中度Purchaset+1和未来主业业绩CorePerft+1的回归结果,Purchaset+1对CorePerf1t+1、CorePerf2t+1的回归系数均在1%水平上显著为负;Esghz对CorePerf1t+1和CorePerf2t+1的回归系数(t值)分别为0.000 5(4.529 6)、0.000 6(4.783 7),在1%水平上显著为正,且小于等于基准回归结果中的Esghz系数(t值)(0.0005(4.665 3)、0.000 6(4.936 3)),这表明供应商集中度在ESG信息披露与未来主业业绩之间发挥部分中介效应。Boostrap检验结果(95%置信区间不含0)进一步支持了供应商集中度部分中介效应检验结果的稳定性。供应商集中度中介机制检验结果说明,ESG信息披露通过降低供应商集中度来促进未来主业的发展,H2假设成立。

客户集中度中介机制检验结果如表4 Panel B所示。列(1)报告了模型(4)的回归结果,Esghz对客户集中度Customert+1的回归系数为-0.151 9,在1%水平下显著为负,说明ESG信息能够削弱企业的客户集中度。列(2)和列(3)报告了模型(5)的回归结果,即同时纳入Esghz、Customert+1和CorePerft+1的回归结果,Customert+1对CorePerf1t+1、CorePerf2t+1的回归系数均在1%水平上显著为负;Esghz对CorePerf1t+1和CorePerf2t+1的回归系数(t值)分别为0.000 5(4.345 9)、0.000 6(4.594 4),在1%水平上显著为正,且小于基准回归结果中的Esghz系数(t值),这表明客户集中度在ESG信息披露与未来主业业绩之间存在部分中介效应。Boostrap检验结果(95%置信区间不含0)进一步支持了该中介效应检验结果的稳定性。客户集中度中介机制检验结果说明,ESG信息披露通过降低客户集中度来提高未来主业业绩,H3假设成立。

表4 影响机制检验结果

(三)稳健性检验

基准回归检验结果证实了ESG信息披露与未来主业业绩之间的正相关关系,为保证结论的稳健性,本文采用以下三种方法进行稳健性检验。

1.倾向得分匹配法(PSM)

本文采用倾向得分匹配法来克服样本选择性偏误问题。参考晓芳等的做法[32],首先,以ESG信息披露均值Esghz_ave为临界值构造实验组和对照组,并选用前文控制变量组CVs为匹配变量分年度行业进行一比一最近邻匹配;其次,用Bootstrap自助法求解标准误,并用Pstest检验匹配的结果是否平衡;最后,基于匹配后的数据重新对模型(1)进行回归,结果如表5 PanelA列(1)和列(2)所示,Esghz与CorePerf1t+1、CorePerf2t+1的回归系数在1%的水平上显著为正,说明在控制了样本自选择偏差的影响下,研究结论仍然成立。

2.工具变量法(2SLS)

本文利用工具变量法来解决反向因果等内生性问题。参考林钟高、韦文滔及李慧云等的做法[13,29],以同年度同省份其他上市公司的ESG信息披露评分均值Esghz_ind和是否聘请四大审计Big4作为工具变量,进行两阶段最小二乘法估计。工具变量选取原因在于,同年度同一省份其他企业的ESG信息披露情况势必会影响本企业的ESG信息披露,但与本企业未来主业业绩并无直接关联;四大审计重视企业的ESG信息披露情况,是否聘请四大会影响企业ESG信息披露,但影响未来主业发展的可能性很小。2SLS的第一阶段回归结果显示,Esghz_ind与Big4均与Esghz显著正相关,其回归系数(t值)分别为0.242 2(5.657 6)和6.562 2(17.850 2)(此阶段回归结果因篇幅所限,未列示),且Kleibergen-Paap rk LM和Kleibergen-Paap rk Wald F的数值拒绝了工具变量存在弱识别的原假设,即本文工具变量选择合理。2SLS的第二阶段回归结果如表5 PanelA列(3)和列(4)所示,Esghz与CorePerf1t+1和CorePerf2t+1在5%水平上正相关,与前文结论无实质性区别。

3.ESG子维度检验

本文还通过ESG子维度检验来考察ESG中环境、社会责任和公司治理三个不同层面子指标对未来主业业绩的差异性影响。同前文Esghz赋值定义,Env、Soc和Gov分别代表企业ESG信息披露的环境得分、社会责任得分和公司治理得分。检验结果如表5 Panel B所示,Env、Soc和Gov与CorePerf1t+1、CorePerf2t+1的回归系数均在5%或1%水平下显著为正,表明ESG三个单项信息披露都能显著提高实体企业未来主业业绩,支持并拓展了前文的研究结论。

表5 稳健性检验结果

五、进一步分析

前文已经验证了ESG信息披露有助于提高实体企业未来主业发展,但考虑到二者之间的关系可能会因企业自身发展阶段及所属行业性质的不同、国家相关政策的发布而存在差异,为此,本文分别从企业层面、行业层面和国家层面来进一步研究不同生命周期阶段、不同水平行业污染度及《环保法》政策发布前后的ESG信息披露对实体企业未来主页发展的异质性影响。

(一)基于企业层面:企业生命周期

生命周期理论指出,类似于生物体,企业发展与成长的动态轨迹也会包括初创、成长、成熟和衰退四个阶段。处于不同阶段的企业,其ESG信息披露动机会有所区别,所带来的企业投资策略倾向和主业发展空间会有较大差异。已有学者提出,上市企业已度过了初创期[33]。成长期的企业,在行业中尚未立足或立足未稳,存在融资约束较紧和经营风险较大的特点,此时企业披露ESG信息主要是为了树立良好声誉,为主业发展奠定融资基础和提高供应链上的知名度;成熟期的企业,其生产经营模式和组织结构已趋近成熟,具有较广的采购-销售网络,存在盈利稳定的特点,此时企业披露ESG信息主要是为了实现产品的独特竞争优势,进一步提高主业业绩,追求实体主业的可持续发展;衰退期的企业,存在市场份额下滑和财务状况恶化等特点,随时面临退市和被并购的威胁,此时企业ESG信息披露的真实性遭受投资者及上下游利益相关者的怀疑,无法有效提高主业业绩[34-35]。因此,本文预期,实体企业成长期、成熟期和衰退期下,ESG信息披露对未来主业发展的促进效果分别为较小、较大和无效果。参考刘诗源等的做法[35],本文使用现金流模式法,通过经营、投资、筹资三类活动现金流净额的组合特征来划分成长、成熟和衰退阶段。企业生命周期异质性分析检验结果如表6 Panel A所示,成长期、成熟期和衰退期下,ESG信息披露Esghz对未来主业业绩CorePerf1t+1、CorePerf2t+1的回归系数分别为10%水平下显著正相关、1%水平下显著正相关和不显著,与预期结果一致。

(二)基于行业层面:行业污染性

随着水污染、工业污染等资源环境问题的频繁发生,加强生态文明建设成为推动实体经济高质量发展的必然要求。相较于非污染行业而言,污染行业的生产经营行为有悖于绿色发展理念,面临的环境规制压力更大。由此,污染行业往往受到更多的外界关注。迫于监管压力和舆论压力,污染企业会更积极采用环境管理战略,主动进行绿色产业转型和技术革新[36]。而在众多关注下,污染企业通过披露ESG信息来展示这一系列环境保护努力成果,向外界传递了实体主业的可持续发展信号,能够引起市场的强烈反应,促进未来主业业绩的提高[37]。因此,本文预期ESG信息披露对未来主业发展的促进效果在污染行业中更为显著。参考李井林等的做法[5],本文将B06、B07、B08、B09、C15、C17、C18、C19、C22、C25、C26、C27、C28、C29、C31、C32、D44、D45这18个行业视为污染行业,其余行业为非污染行业。行业污染性异质性分析检验结果如表6 Panel B所示,Esghz对CorePerf1t+1、CorePerf2t+1的回归系数在污染行业中均不显著,而在非污染行业中均通过了1%水平统计检验,与预期结果相反。究其原因可能是,污染行业在ESG信息披露中需要投入更多的成本来改善企业环境治理问题,可能会占用主业发展资金。而ESG投入作为一种隐形投资,在短期内其所带来的经济效益小于其付出成本,导致对实体主业发展的带动效果无法立竿见影。

(三)基于国家层面:新《环保法》政策发布

鉴于《环境保护法》与经济社会发展特征和新理念已经不相适宜,新《环保法》于2015年1月1日正式实施。修订后的环保法被称为“史上最严”体现国家系统治理环境决心的一部行政法,其对企业污染防治责任和环境违法制裁做出了新的规定,提升了投资者和供应链利益相关者对企业主业绿色可持续发展性的关注度,从而可能会对ESG信息披露与实体企业未来主业业绩间的关系产生影响。本文预期,新《环保法》政策发布后,ESG信息披露对未来主业发展的促进效果更好。参考李志斌等的做法[34],本文以新《环保法》政策发布节点来划分研究样本,将2011年至2014年定义为新《环保法》发布前,2015年至2021年定义为发布后。新《环保法》政策发布异质性分析检验结果如表6 Panel C所示,Esghz对CorePerf1t+1、CorePerf2t+1的回归系数在发布前不显著,在发布后1%水平正相关,与预期结果一致。

表6 异质性分析检验结果

六、结论与建议

随着高质量发展目标的实践深入,ESG信息披露对实体企业未来可持续发展愈发重要。因此,本文以2011—2021年中国资本市场A股上市实体企业年度数据为实证样本,研究ESG信息披露对企业未来主业发展的影响效应,以及供应商、客户集中度在其间发挥的中介效应。检验结果表明:ESG信息的积极披露能够提高实体企业未来主业业绩;ESG信息披露通过降低供应商集中度和客户集中度来促进未来主业的发展。进一步分析后发现,ESG信息披露对未来主业业绩的促进作用在企业成熟期阶段、非污染行业以及新《环保法》出台后更为显著。

基于以上结论,本文提出三点建议:(1)就实体企业而言,将ESG理念纳入供应链管理和主营业务发展战略。企业应当自觉提高ESG信息披露质量,结识更多的交易伙伴,不断优化供应链结构,以平缓供应商、客户集中度过高所带来的经营和财务风险。(2)就监管机构而言,强化ESG信息披露行为。沪深交易所应该强制要求上市企业出具专门的ESG信息披露报告,从“自愿性披露”逐步转为“强制性披露”。此外,监管部门要警惕实体企业过度依赖大客户和大供应商所带来的潜在风险,应要求企业披露主要客户和供应商信息并进行风险提示。(3)就政府而言,营造良好的实体经济发展环境。政府应该推出更多鼓励企业绿色创新的政策,例如优惠税率、扶持创新和加大污染惩罚等措施,引导和激励实体企业在环保的基础上持续优化主营业务,促进实体经济的发展。