供应链关系与环境信息披露质量研究.pdf

会 计 之 友 2023 年 第 19 期一、引言随着人类社会环境污染破坏、生态失衡和发展不可持续等问题日益凸显，环境治理已成为社会各界不可回避的重大议题。企业亟需转变生产经营观念，将绿色、低碳、环保等理念融入产业链、供应链上下游管理的全过程。2020 年我国明确提出“碳达峰”“碳中和”（“双碳”）的战略目标，绿色低碳转型成为经济高质量发展的主基调。如何将粗放式经济发展模式转变为经济效益与环境效益兼顾的高质量发展模式，成为社会各界探索的核心命题。企业作为多种污染物排放的主要实体，其生产与运营模式决定了地区生态治理与环保建设的成效，生成的环境信息披露报告也成为企业传递 ESG 环保理念、践行绿色转型发展、推进生态环境治理体系和治理能力现代化建设的重要途径。2022 年 2 月 8 日，生态环境部正式实施 企业环境信息依法披露管理办法，进一步明确了企业参与环保的主体责任，细化了环境信息披露的内容，有效规范了披露的形式与手段，凸显了环境信息披露的重要性。随着数字经济的日益发展，工业 4.0、供应链集成创新成为热门话题。在“十四五”规划中，优化与稳定产业链和供应链被反复提及。党的二十大报告提出要“加快建设现代化经济体系，着力提高全要素生产率，着力提升产业链供应链韧性”。可见，搭建全景式协同高效运营的智慧供应链，将成为企业维持核心竞争力的主要形式。大量理论文献与实践检验证明，供应商和客户作为企业重要的利益相关者，能够对上游或下游企业信息披露1、商业信用2、融资约束3、盈余管理4、企业创新3等产生积极或消极的影响。近年来，供应链关系管理这一组织形态与管理模式也延伸至绿色环保领域。研究发现，供应链核心企业可以有效倒逼上游中小制造企业主动履行环保法规与实施标准，进一步降低上下游企业间的协调成本与实施成本5。特别地，在“双碳”目标下，企业可以积极推动供应链主体参与绿色价值共创来实现“供应链绿色整合模式”的战略性转型，这对改善环境质量以及促进经济与环境协同可持续发展起到了不可或缺的作用6。然而，在供应链关系与环境信息披露层面，仅有少数文献予以探索，【基金项目】教育部人文社科规划基金项目“数字金融对企业绿色高质量发展的影响机理与作用机制研究”（22YJA630116）；教育部人文社科青年基金项目“环境规制背景下上市公司环境信息披露动力机制及绩效增值效应研究”（21YJC630027）【作者简介】张泽南（1984），女，河北石家庄人，博士，江南大学商学院副教授、硕士生导师，研究方向：公司治理、盈余管理；孙毅（1999），男，江苏无锡人，江南大学商学院硕士研究生，研究方向：供应链管理、公司治理孙毅为通讯作者。【摘要】供应链在引导企业践行绿色发展，促进生态环境质量改善中起到了关键的作用。基于 20092020 年 A 股制造业上市公司数据，从供应链全景式视角剖析了上游供应商与下游客户集中度对企业环境信息披露质量的影响。研究发现：供应商集中度能够显著增强环境信息披露质量，起到了“相得益彰”的同频作用，而客户集中度却阻碍了环境信息披露质量的改善，起到了“此消彼长”的互斥作用。机制分析表明，商业信用与盈余质量在上述关系中发挥了部分中介作用；异质性分析表明，供应商（客户）集中度对环境信息披露质量的增进（抑制）作用因产权性质、地区环境规制强度、企业内控强度的不同而呈现明显差异。将供应商、客户置于同一分析框架中发现，二者产生了“此消彼长”的互斥作用，对环境信息披露质量的抑制效果在高供应商、高客户集中度样本中更为显著；经济后果研究表明，供应商（客户）集中度在增强（弱化）环境信息披露质量的同时，进一步提升（降低）了企业未来经济绩效。【关键词】供应链；供应商集中度；客户集中度；环境信息披露【中图分类号】F234.3【文献标识码】A【文章编号】1004-5937（2023）19-0120-09江南大学商学院张泽南孙毅120得出正向促进或倒 U 型关系的相异结论。基于理论逻辑和对已有文献的梳理分析，笔者认为供应商与客户关系将显著影响企业的环境治理战略，厘清上述关系具有非常重要的理论与现实意义。基于此，本文选取 A 股制造业上市公司 20092020年的样本数据，将供应链集中度拆解为企业上游供应商与下游客户集中度，分别剖析二者对环境信息披露质量的影响与机制，并探讨了产权、地区环境规制、企业内部控制质量与不同供应链集中度异质性情景下二者关系的变化轨迹，进一步探索了供应商、客户集中度对环境信息披露质量影响的经济后果。本文的边际贡献如下：（1）从供应链全景视角，丰富了企业供应链关系与环保领域的研究。分别考察了供应商与客户集中度对企业环境信息披露质量的影响与机制，以期为不同产权性质、地区环境规制强度、内控强度下的企业环境信息披露治理提供理论指引。（2）将供应商、客户纳入同一分析框架，探索不同供应链集中度情景下供应链关系对企业环境信息披露质量影响的异质性表现，这一问题鲜有学者予以探讨，而厘清这一问题对高效识别与拓展供应链关系及企业环境治理领域的多情景式研究具有重要的理论和应用价值。（3）拓展了供应链关系与企业环境治理的经济后果研究。考察了企业在环保责任履行的同时，能否实现经济收益的协同共促，“双赢式”高质量发展，这有助于“双碳”目标下为企业提供精准供应链管理建议，增强 ESG 责任履行，同时对引导投资者深入理解并积极推动企业环境治理具有重要的现实意义。二、理论分析与假设提出（一）供应商集中度与企业环境信息披露质量信号传递理论指出，企业的外部利益相关者较之内部交易人难以获得准确、即时的信息，为缓解信息不对称，企业通常采用披露或宣告的机制向市场和投资者释放信息。上游核心供应商作为企业重要经济利益相关者，在国家绿色发展战略、绿色供应链管理理论日益盛行的当下，出于可持续发展理念的目标驱动将有强烈动机参与下游企业的环境治理，影响企业的环境信息披露质量。然而，关于供应商集中度能否有效改善企业信息披露质量，学界存在两种不同观点。沈厚才等7指出，供应链关系使得企业与其主要供应商之间在关键数据中保持透明，同时在双方之间共享信息，这将一定程度削弱关键业务数据与财务数据的自愿披露行为。陈西婵和刘星1认为，在供应商集中度较高的情况下，较之信息披露所付出的成本，公司之间私下沟通成本更低且效率更高，因此进行信息披露的动力将减少，导致信息披露质量的下降。在此类观点下，供应商集中度的上升会迫使企业主动减少或放弃信息披露，尤其是自愿性的环境信息披露，转而与供应商之间进行友好沟通或同谘合谋，这将显著削弱企业环境信息披露质量，引发“此消彼长”的互斥效应。另有学者认为，供应商集中度的提升将显著增强企业的信息披露行为。依据资源依赖理论，在企业与其上游供应链关系中，如果一方掌握的资源较多，将拥有较高话语权、议价优势和较高的市场地位。因此，如果企业的供应商集中度较高，表明其过度依赖上游供应商。两者通过长期的合作博弈，利益相互绑定，形成了较为稳固的供应链协同治理效应。因此，为了增强供应商的信任感，便于其了解企业经营状况、市场地位和偿债能力等信息，企业有强烈意愿积极改善信息披露质量，向外界传递注重环境表现、ESG 责任履行的合规信号，以“绿色采购”“绿色供应链”的先进理念和高质量标准来吸引供应商，获取商业信用融资，以缓解自身现金流与经营压力，通过维护稳定的商业信用供应关系来提升环境信息披露质量，表现出“相得益彰”的同频效应。鉴于此，提出如下竞争假设：H1a：在其他因素既定的情况下，供应商集中度阻碍了企业环境信息披露质量的改善，表现为“此消彼长”的互斥效应。H1b：在其他因素既定的情况下，供应商集中度增强了企业环境信息披露质量的改善，表现为“相得益彰”的同频效应。（二）客户集中度与企业环境信息披露质量依循资源依赖理论，当企业的客户集中度较高时，供应链的主导权掌握在下游重要客户手中，供应链中存在明显的买方市场，主要客户拥有较高的议价权。此时企业失去关键性客户导致的财务风险和成本极高，不得不尽可能满足客户所提出的报价，并且在下调产品价格的同时维持产品质量，上述现象会进一步压缩企业的利润空间，增大经营和财务风险。因此，企业为了维持供应链上下游合作的稳定，增强合作伙伴与投资者的信心，可能会对信息披露进行操纵，通过盈余管理行为4优先保障企业主营业务的亮眼业绩，通过减少社会责任、降低环保投121会 计 之 友 2023 年 第 19 期资等“降本”手段节约经济资源，进而导致环境信息披露质量下降。另外，当企业客户集中度较高时，企业为在供应链中获得更高的话语权，出于印象管理的动机，很可能采用盈余管理手段对财务报表进行美化操纵，使其对外披露的环境治理信息呈现出健康、正面的状态，通过弱化盈余质量来抑制环境信息披露质量的改善。基于此，提出如下假设：H2：在其他因素既定的情况下，客户集中度抑制了环境信息披露质量的改善，表现为“此消彼长”的互斥效应。三、研究设计（一）样本选取与数据来源考虑到 2008 年金融危机的影响，本文以20092020 年 A 股制造业公司为样本，参照既有学者研究，剔除 ST、PT 及数据缺失的样本公司。供应商集中度与客户集中度数据均手工收集于上市公司公开披露的年报，与环境信息披露质量相关的数据来源于上市公司年报、社会责任报告与可持续发展报告等，其余数据来自 CSMAR 数据库。此外，对样本数据中全部连续变量进行了上下 1%的缩尾处理以排除极端值的影响，最终得到了来自2 410 家样本公司的 16 144 组供应商集中度数据和 19 496 组客户集中度数据。（二）研究变量1.被解释变量企业环境信息披露存在自愿性，且其内容较为复杂，并没有统一要求的披露项目，也不存在既定的指标对其质量进行量化。为了客观衡量环境信息披露质量，借鉴毕茜等8的方法，根据上交所 上市公司环境信息披露指引和 上市公司环境信息披露指南，结合 CSMAR 数据库中已有资源，采用内容分析法，将公司披露的环境信息分为环境负债、环境管理、披露载体、环境治理、环境监管五个部分，构建 5 个相应的一级指标及 30 个二级指标，对其是否披露进行评分。在此基础上，根据所得评分，将其归一化处理，最终得到环境信息披露质量指数 EDI。2.解释变量借鉴 Banerjee 等9、陈西婵和刘星1的研究，采用上市公司披露的年报中前五大供应商采购额占年度总采购额比率反映企业的供应商集中度（sup），年报中前五大客户销售额占年度总销售额比率反映企业的客户集中度（cus）。3.控制变量参考崔也光等10的研究，控制了企业规模、财务杠杆、股权集中度、盈利能力、市账比、董事会规模、独立董事比例与市场化进程等影响企业环境信息披露的主要变量，具体衡量方式如表 1 所示。（三）模型设定为了验证本文假设，分别构建了模型（1）和模型（2），控制了年份和行业固定效应以排除年份变化与行业特质带来的内生性，采用固定效应模型进行面板回归：EDI=琢0+琢1sup+Controls+Year+Industry+着（1）EDI=茁0+茁1cus+Controls+Year+Industry+着（2）四、统计分析（一）描述性统计描述性统计结果如表 2 所示。环境信息披露质量的均值为 0.206，标准差为 0.184，中值为 0.135，表明制造业上市公司环境信息披露质量普遍不高，且差异较大，仍有相当大的进步空间。供应商集中度均值为 0.340，标准差变量类型变量代码变量定义被解释变量EDI采用内容分析法对环境信息披露进行评分解释变量sup前五大供应商采购额占年度总采购额比率cus前五大客户销售额占年度总销售额比率Location采用樊纲市场化指数衡量不同省份的市场化进程变量名称环境信息披露质量供应商集中度客户集中度市场化进程盈利能力ROE净利润/股东权益市账比MB市值/总资产董事会规模Boardsize董事会人数独立董事比例Ind独立董事人数/董事会人数控制变量Size期末总资产的自然对数企业规模财务杠杆Lev总负债/总资产股权集中度Top1第一大股东持股比例表 1变量定义122为 0.185，中值为 0.298，表明制造业公司对主要供应商依赖程度较高。客户集中度均值为 0.308，标准差为 0.203，中值为 0.253，表明制造业上市公司客户依赖度普遍较高，且存在较大的差距。其他变量结果与既有文献基本保持一致。（二）回归分析表 3 展示了模型（1）和模型（2）分别基于供应商和客户集中度对环境信息披露质量（EDI）的影响。可见在控制其他变量的条件下，供应商集中度 sup 与 EDI 系数为0.016，在 10%的水平上显著，表明供应商集中度增强了企业环境信息披露质量，二者表现出“相得益彰”的同频作用，验证了 H1b。客户集中度 cus 与 EDI 系数为-0.037，且在 1%的水平上显著，证明企业环境信息披露质量受到了客户集中度的负向影响，引发了“此消彼长”的互斥作用，H2 得以印证。（三）稳健性检验1.Heckman 两阶段检验企业环境信息披露目前尚属于自愿披露，因此本文获取的环境信息披露质量数据可能存在样本自选择的情况。参考王雄元和高开娟11的做法，通过 Heckman 两阶段方法，控制进行环境信息披露与未进行环境信息披露的公司特征差异对结果可能的影响。首先，建立是否进行环境信息披露的 01 变量（EDI01），对环境信息披露质量（EDI）为 0 的样本赋值为 0，其余样本赋值为 1。其次，参照上文研究设计所选取的控制变量，构建是否进行环境信息披露的 Probit 模型，估计逆米尔斯比率（IMR）。最后，代入主回归模型进行回归。回归结果如表 4 所示，供应商集中度（sup）和客户集中度（cus）的回归模型中 IMR 系数均在 1%的水平上显著。供应商集中度的系数显著为正，客户集中度的系数显著为负，与H1b 和 H2 保持一致。2.倾向得分匹配 PSM 检验为避免模型中不可观测因素所造成的内生性问题，参考陈西婵和刘星1的做法，对供应商集中度与客户集中度分别进行 PSM 倾向得分匹配。将供应商集中度与客户集中度按照年度均值进行分组，采用 Logit 回归进行倾向得分匹配。引入匹配的变量有公司规模（Size）、资产负债率（Lev）、固定资产比率（FAR）、托宾 q 值（Tq）和股权集中度（Top1），匹配方法为 1:1 不放回近邻匹配法，卡尺为 0.05。将 PSM 操作后的数据放入模型（1）与模型（2）中进行回归（结果如表 4 所示），结论与前文保持一致。3.替换样本为使结论更稳健，将样本公司从原有的制造业替换为医药制造业、通用设备制造业、专用设备制造业、汽车制造业及计算机、通信和其他电子设备制造业五类企业，原因是这五类企业相较于一般制造业，对供应链上下游企业的依赖性更高，更能反映出供应链集中度变化对环境信息变量P50MaxEDI0.1350.757sup0.2980.915cus0.2530.922Location8.33012.000N19 49616 14419 49619 496MeanSdMin0.2060.1840.0270.3400.1850.0660.3080.2030.0268.2481.968-1.420ROE19 4960.0590.134-0.7620.0690.342MB19 4962.0661.2520.8931.6608.168Boardsize19 4968.5311.5715.0009.00014.000Ind19 4960.3740.0530.3330.3330.571Size21.78525.40019 49621.9421.16719.756Lev19 4960.3970.2030.0480.3840.938Top119 4960.3400.1420.0910.3200.732表 2描述性统计（2）EDIsupAdj-R20.161（1）EDI0.016*（0.071）0.121IndustryYY_cons-0.290*-0.222*（0.003）（0.001）N16 14419 496cus-0.037*（0.000）CVsYYYearYY表 3供应商集中度和客户集中度与环境信息披露质量注：*、*分别表示在 1%、10%的水平上显著，括号中为p值。123会 计 之 友 2023 年 第 19 期披露质量所产生的影响。替换样本后发现，供应商与客户集中度影响环境信息披露质量的符号不变且均显著，再一次支持了研究结论（限于篇幅，未予列示，表格备索）。（四）作用机制检验鉴于供应商、客户集中度对环境信息披露质量存在差异化的影响，在上述理论分析的基础上，进一步分别挖掘二者对环境信息披露质量的作用机制。首先，供应商集中度的提升可以直观地反映出企业与上游供应商紧密的合作关系，两者通过长期的合作协议相互利益绑定，打破了信息壁垒，形成了较为稳定的供应链协同治理效应。在此种趋势下，企业与供应商的协商定价、货款支付方式较为稳定，有利于增强企业商业信用融资12，具体表现为应付账款的比例提升与信用期的延长，这一转变大大缓解了企业的现金流压力与经营压力，使其能够将现金、人力等诸多要素投入到环境治理改善之中。采用应付账款、应付票据、预收账款之和与总资产的比例衡量商业信用（TC）13，本文预测，供应商集中度会通过增强商业信用而改善环境信息披露质量。其次，当客户集中度处于高位时，管理者基于迎合大客户需求与印象管理的动机，可能会采用盈余管理手段对财务报表进行粉饰操纵，使其对外披露的环境治理信息呈现出健康积极的状态，以增强合作伙伴与投资者的信心，便于在供应链中获得更高的话语权，从而维持供应链上下游合作的稳定。相比应计制盈余管理，真实盈余管理具有更强的隐蔽性和灵活性，更易逃脱审计师的关注，因而企业更倾向于采用真实盈余管理对利润进行操纵，故本文预测客户集中度会诱发企业实施真实盈余管理，降低盈余质量以阻碍环境信息披露质量的改善。参照 Roychowdhury 14 的研究，用真实盈余管理水平的绝对值REM 来测量企业盈余质量，REM 越大，表明盈余质量越差，采用中介效应15进行机制检验。表 5 为中介效应检验结果。列（1）和列（2）表明，供应商集中度增强了企业的商业信用获取能力，TC 与EDI 显著正相关。Sobel 检验的 Z 值为1.788，在 10%的水平上显著，证实商业信用在供应商集中度与环境信息披露质量之间发挥部分中介效应。列（3）和列（4）显示，客户集中度提升了 REM，降低了盈余质量，而 REM 对 EDI 的影响为负，不显著，因此需要通过Sobel 检验证实中介效应的存在。Sobel 检验 Z 值为2.154，在 5%的水平上显著，证明盈余质量在客户集中度与环境信息披露质量之间发挥部分中介效应。五、进一步分析（一）产权性质在 2016 年制定发布的 关于国有企业更好履行社会责任的指导意见 中，明确了国有企业应当积极履行包括环境保护责任在内的社会责任。生态环境部 2021 年发布的 环境信息依法披露制度改革方案，也号召国有企业要积极履行社会责任，树立行业标杆，带头披露企业环境信息。国务院国资委发布的一系列政策法规，以及近年中央生态环境保护督察组对国有企业在环境保护层面的督导，均反映出国有企业环境治理和环境投资具有相当程度的政策导向和社会责任意识。因此，相较非国有企业，国有企业在政府和其他利益相关者的协同监管下，环境PSMPSM（1）（2）sup0.018*（0.039）Adj-R20.3080.03EDI01EDIEDI第一阶段第二阶段第二阶段0.015*（0.077）0.1440.212cus-0.033*-0.035*（0.000）（0.006）IMR0.174*0.195*N17 60514 30917 6057 4499 137（0.000）（0.000）_cons-5.602*-0.854*-0.939*-0.602*-0.230（0.000）（0.000）（0.000）（0.011）（0.134）CVsYYYYYYearYYYYYIndustryYYYYY_cons-5.602*-0.854*-0.939*-0.602*-0.230（0.000）（0.000）（0.000）（0.011）（0.134）表 4基准回归、Heckman 两阶段、PSM 倾向得分匹配检验注：*、*、*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著，括号中为 p 值（下表同）。124（3）（4）REMEDIsupAdj-R20.0500.142（1）（2）TCEDI0.012*0.016*（0.002）（0.080）0.3170.051cus0.035*-0.038*（0.000）（0.000）TC0.036*N10 48210 48214 28614 286（0.082）REM-0.015（0.111）CVsYYYYYearYYYYIndustryYYYY_cons0.020-0.476*-0.228*-0.175*（0.703）（0.000）（0.004）（0.028）表 5中介效应检验信息披露可能已处于平稳或自身所能达到的较高水平。在此情况下，包括供应商（客户）集中度在内的因素对环境信息披露质量的影响将减弱，变得不显著。而非国有企业在政府绿色低碳环保理念和政策法规的推广中，供应商（客户）集中度变化所导致的环境信息披露质量增（减）幅可能更大。基于此，将样本企业按照产权性质进行划分，回归结果如表 6 Panel A 所示。非国有企业供应商集中度与环境信息披露质量回归系数为 0.024，在 5%的统计水平上显著；客户集中度与环境信息披露质量的回归系数为-0.036，在 1%的统计水平上显著。（二）环境规制环境规制强度一般被认为是地方政府对环保的立法依规及重视程度。企业所在地区的环境规制强度直接影响企业的环境治理水平。环境规制强度越高，企业环境治理的动机越大，环境信息披露质量也相对越高。因此，本文预测，在环境规制强度较高的地区，企业通过改善自身经营战略所带来的环境信息披露质量提升效应更为显著；而环境规制强度较低的地区，无法有效对企业的绿色排污行为进行监管，使得企业缺乏环保披露动机，环境信息披露更易受到诸如客户集中度改变带来的负向影响。参考郝寿义和张永恒16的方法，采用各省三废排放量数据，利用熵值法计算环境规制综合指数，并将样本按照各年度环境规制强度中位数分类，进行异质性检验，结果如表 6 Panel B 所示。在高环境规制强度地区，供应商集中度与环境信息披露质量的回归系数为 0.031，在 5%的统计水平上显著，表明在环境规制强度较高的样本中，供应商集中度将显著正向影响环境信息披露质量；而在低环境规制强度地区，企业缺乏环保执行动力，环境信息披露行为更易受客户集中度的约束，导致客户集中度在 1%水平上显著负向影响环境信息披露质量。因此，政府采取更严格的环保措施能够进一步加强供应商集中度对辖区内企业环境信息披露质量的正向影响，缓解客户集中度对辖区内企业环境信息披露质量的不利影响。（三）内控强度内部控制强度一定程度上反映了企业经营的效率与治理水平。高水平的内部控制能够降低公司内外部的信息不对称，提升经营效率，抵御企业的财务和经营风险，保证会计信息质量的真实性和准确性，推进企业主动开展环境信息披露。具体而言，企业的内部控制水平处于高位时，将有效降低供应链中利益相关者的交易成本与代理成本2，为环境治理做出持续性的贡献，增强供应商集中度对环境信息披露质量的正向促进作用，同时将弱化客户集中度对环境信息披露的负向影响；而低水平的内部控制无法有效对高管进行激励，增大了管理层的道德风险和权力寻租行为，无法监督关键供应商和客户履行环保职责，会对供应商集中度与环境信息披露质量的正向关系产生遮掩效应，使得二者的关系不显著，同时增大客户集中度对环境信息披露质量的负向影响。基于以上分析，参照既有学者研究，采用迪博内部控制指数衡量企业的内部控制水平，并根据年度中位数将样本企业分为高低组进行异质性检验，结果如表 6 Panel C 所示。可以发现，仅在内部控制强度较高的企业中，环境信息披露质量受到供应商集中度显著的正向影响；在内部控制强度较低的企业，环境信息披露质量受到客户集中度显著的负向影响。这一结果表明企业需采取合理、科学的内部控制制度，提升内部控制水平，激励与监督供应商、客户加强环境信息披露。125会 计 之 友 2023 年 第 19 期（四）不同供应链环境异质性以上分析证实了供应商、客户集中度分别对环境信息披露质量带来的差异化影响，那么，将上游供应商和下游客户放置在同一框架下，二者的合作或竞争性博弈关系是否会对企业环境信息披露产生异质性的实施效果，是“相得益彰”还是“此消彼长”？基于此，本文进一步细分供应链集中度特征，参照殷俊明等17的研究，构造供应链集中度指标 scc（企业前五名供应商与前五大客户销售比例之和的均值），分别按照供应商、客户集中度的中位数大小进行分类，划分为高供应商、高客户集中度（下文简称双高样本）与其他供应链集中度两组样本。表 7 列（1）和列（2）显示，sup*cus、scc 与 EDI 系数均为负，但不显著，初步判断供应商与客户集中度对环境信息披露质量存在“此消彼长”的竞争作用。进一步细化样本后，发现在列（3）列（5）双高样本中，cus、scc 均显著弱化了 EDI，sup 与 EDI关系不显著，因此，降低客户集中度应成为该场景下供应链关系推进环境信息治理的重点。列（6）列（8）cus 仍然显著抑制 EDI 的提升，但sup 与 EDI 的系数显著为正，强化了对 EDI 的正向治理效果，二者的博弈使得 scc 与 EDI 的关系变得正向，不显著。这表明，此时企业应主要通过巩固上游供应商关系，提升供应商集中度和扩大企业客户群体，适度降低客户集中度两个方向，增强企业自身的环境治理能力，以共同推进环境信息披露质量的改善。（五）供应链关系影响环境信息披露质量的经济后果本文在探究供应链关系影响企业环境信息披露质量的同时，进一步关注其能否实现环保质量改善与经济收益的双赢。本文拟从供应链关系视角延伸探索环境信息披露的经济后果，考察企业在兼顾环境责任的同时，是否能够进一步改善财务绩效。采用未来一期资产收益率（ROA）反映企业财务绩效水平，原因是托宾 Q值在资本市场有效性程度相对较低的情况下不能完全反映企业的市场价值，而相较于净资产收益率（ROE），资产收益率（ROA）不受公司非126经常事项影响，受资产负债率的影响也较小。模型（3）的回归分析结果如表 8 所示。环境信息披露质量与企业未来一期财务绩效正相关，列（2）在纳入供应商集中度和环境信息披露的交互项进行回归后，交互项系数为 0.037，在 10%的统计水平上显著为正，表明供应商集中度的上升增强了环境信息披露质量对企业财务绩效的正向影响。列（3）在纳入客户集中度和环境信息披露的交互项进行回归后，交互项系数为-0.041，在 5%的统计水平上显著为负，表明客户集中度的上升削弱了环境信息披露质量对企业财务绩效的正向影响。企业若想实现环保责任与经济效益提升的“双赢”目标，可能需要通过妥善提高供应商集中度和降低客户集中度这一路径，在改善环境信息披露质量的同时，带来更佳的财务绩效提升。ROAi，t+1=啄0+啄1EDIi，t+啄2cusi，t+啄3cusi，t*EDIi，t+Controls+Year+Industry+着（3）六、结论本文选用 20092020 年沪深 A 股制造业上市公司数据，从企业供应链全景式视角探究了供应商（客户）集中度对企业环境信息披露质量的影响。研究发现，企业上游供应商集中度能够显著增强环境信息披露质量，起到“相得益彰”的同频作用，而下游客户集中度却阻碍了环境信息披露质量的改善，起到了“此消彼长”的互斥作用。商业信用与盈余质量作为渠道机制，发挥了部分中介效应。异质性分析显示，供应商集中度对环境信息披露质量的提升作用在非国有企业、高环境规制强度的地区和高内部控制企业中表现得更为显著，而客户集中度对环境信息披露质量的抑制效果在非国有企业、低环境规制强度和企业低内部控制环境中更为突出。将供应商、客户置于同一分析框架中发现，二者产生了“此消彼长”的互斥作用，对环境信息披露质量的抑制效果在高供应商、高客户集中度样本中更为显著。经济后果研究表明，供应商集中度引发的环境信息披露质量的同频上升显著提高了企业未来经济绩效，相反，客户集中度引发的环境信息披露质量的削弱则制约了未来企业经济绩效的提升。本文丰富了供应链关系与环境信息披露质量领域的理论研究，具有一定的应用价值与政策启示。第一，对企业及管理者而言，应将自身的供应链集中度维持在合理的区间，日臻完善公司治理，提升信息披露水平，积极履行环保社会责任，实现企业经济效益与环保全样本（1）（2）（7）（8）sup0.025*（0.007）Adj-R20.1240.1230.1360.118高供应商、高客户集中度（3）-0.007（0.668）0.051其他供应链集中度（4）（5）（6）0.031*（0.020）0.0900.0510.118cus-0.034*-0.049*-0.035*（0.001）（0.010）（0.000）sup*cus-0.04616 14416 1444 7796 2864 77911 36513 21011 365（0.152）scc-0.125-0.037*0.009（0.289）（0.081）（0.644）CVsYYYYYYYYYearYYYYYYYYIndustryYYYYYYYY_cons-0.279*-0.259*-0.093-0.263*-0.056-0.394*-0.251*-0.370*（0.002）（0.005）（0.463）（0.043）（0.659）（0.000）（0.007）（0.001）N表 7不同供应链环境下异质性检验127会 计 之 友 2023 年 第 19 期效益的双赢。第二，对投资者而言，应将企业的客商关系、所处的供应链环境作为判断企业价值的因素，结合企业环境信息披露指标进行综合分析，引导资本市场各个主体参与环境保护社会责任的履行，助力经济高质量、可持续发展。第三，对政府及监管者而言，应进一步激励与监督企业打造和谐供应链关系，推行绿色供应链建设，积极引导企业主动参与环境治理，增强企业环境信息的披露意愿，为高质量推进企业绿色治理、积极践行“双碳”战略提供政策指引。荫【参考文献】1陈西婵，刘星.供应商（客户）集中度与公司信息披露违规 J.南开管理评论，2021，24（6）：213-226.2宋小保，郭春.供应商集中度、市场地位与商业信用融资：关联性的异质作用研究 J.现代财经（天津财经大学学报），2022，42（3）：66-85.3徐星美，权小锋，朱姗姗.供应链集中度与企业创新：基于中国制造业上市公司的实证研究 J.商业经济与管理，2022（4）：5-16.4罗栋梁，王基臣，史先让.客户集中度、股东网络与应计盈余管理 J.经济与管理评论，2022（3）：116-134.5孟庆春，张夏然，郭影.“供应链+多元主体”视角下中小制造企业污染共治路径与机制研究 J.中国软科学，2020（9）：100-110.6解学梅，韩宇航.本土制造业企业如何在绿色创新中实现“华丽转型”：基于注意力基础观的多案例研究J.管理世界，2022，38（3）：76-106.7沈厚才，陶青，陈煜波.供应链管理理论与方法 J.中国管理科学，2000（1）：1-9.8毕茜，彭珏，左永彦.环境信息披露制度、公司治理和环境信息披露 J.会计研究，2012（7）：39-47，96.9BANERJEE S，DADGUPTA S，KIM Y.Buyer-sup-plier relationships and the stakeholder theory of capitalstructureJ.Journal of Finance，2008，63（5）：2507-2552.10崔也光，李博，孙玉清.公司治理、财务状况能够影响碳信息披露质量吗：基于中国电力行业上市公司的数据 J.经济与管理研究，2016，37（8）：125-133.11王雄元，高开娟.如虎添翼抑或燕巢危幕：承销商、大客户与公司债发行定价J.管理世界，2017（9）：42-59，187-188.12章铁生，盛余.供应商关系、市场化进程与商业信用J.会计之友，2021（6）：126-132.13胡志亮，郑明贵.企业战略差异影响了商业信用融资吗：基于规模歧视、行业特征的调节效应分析 J.管理评论，2022，34（6）：292-302.14ROYCHOWDHURY S.Earnings management throughreal activities manipulationJ.Journal of Accountingand Economics，2006，42（3）：335-370.15温忠麟，叶宝娟.中介效应分析：方法和模型发展 J.心理科学进展，2014（5）：731-745.16郝寿义，张永恒.环境规制对经济集聚的影响研究：基于新经济地理学视角J.软科学，2016，30（4）：27-30.17殷俊明，罗丹，李争光，等.同舟“共济”还是同舟“共挤”：供应链关系与成本行为 J.审计与经济研究，2022，37（2）：81-93.（2）（3）未来一期ROA未来一期ROAEDI0.012*0.009*（0.007）（0.024）Adj-R20.0990.081（1）未来一期ROA0.010*（0.010）0.727sup0.016*（0.050）cus0.009*（0.048）cus*EDI-0.041*（0.013）CVsYYYIndustryYYYYearYYY_cons-0.504*-0.599*-0.511*（0.000）（0.000）（0.000）N14 58712 07614 587（0.001）sup*EDI0.037*表 8环境信息披露、供应商（客户）集中度与企业未来绩效128