智慧城市试点政策对企业环境社会治理（ESG）表现的影响机制

刘会洪，张哲源

（湖南工业大学经济与贸易学院，湖南株洲 412007）

0 引言

党的二十大报告将“五位一体”作为重点，对企业和社会的绿色可持续发展提出了更高的要求。当前，随着中国资本市场对外开放程度的提高，环境社会治理（ESG）投资热潮传入我国，这导致了更多的国内投资者更加关心ESG［1-2］；社会上的各个阶层都开始关注环境、社会责任和公司治理，也就是可持续发展的问题，这些问题不仅是中国所面临的，也是整个世界所面临的一个迫切的难题［3］。ESG 是评价企业可持续发展水平的一个关键指标，受到了众多投资者的高度重视。此外，在资本市场上，各方对ESG 绩效的要求越来越高。所以，公司ESG的地位也被大大提高，这与公司的将来发展密切相关［4］。ESG已经成为公司价值评价的一个重要指标［5］。因此，企业需要贯彻可持续发展理念，只有这样才能改变过去的低效低利用率的局面，这对加快建设智慧中国非常重要。自从2008 年开始，智慧城市这一理念就引起了全球的高度重视，并在全球掀起了一股智慧城市的浪潮。截止到2019 年底，已有250多个世界范围内的智慧城市工程在世界各地顺利实施。根据我国住建部公布的三批“国家智慧城市名单”（区域范围为全国各地级市），全国100%的副省级城市，89%的地级城市，47%的县级城市都在各自的政府工作报告和“十三五”规划中对城市的发展做出了具体规定。从2012 年起，我国就在全国范围内开展了智慧城市的试点工作，到2014 年，全国共有90 余座城市入选了智慧城市。政策要求各城市积极发展和实施各自地区的智慧战略，建立和设计一个适应企业自身的智慧体系，进一步提高智慧建设，通过实践不断积累低碳经验，为还没实施智慧战略的城市提供经验。

目前，国内外对ESG 的研究主要集中在公司业绩方面。国外学者对此问题进行了较长时间的研究，但至今还没有定论。如Sassen 等［6］学者认为，ESG 是一种损害企业业绩的行为，会产生负面效应；Ghoul 等［7］学者认为，ESG 可以提高公司的业绩，其负面作用是与股东价值最大化原则相悖，这是由于ESG 绩效的提高要求公司将一些资金投向环境、社会责任和治理等领域，这将导致股东的利益受损，并且加重了经理的经营压力。正面效应表现为提高公司信誉、改善公司的内部管理制度，这样ESG 就能对社会产生积极的影响，在某种程度上减轻了信息不对称且保障了内外部利益相关的利益。ESG 是一项收益较高，风险较小的行为［8］。ESG 所产生的价值是细微的，将逐步渗入公司的方方面面［9］。葛永盛等［10］学者的研究显示，ESG 评价会对企业的利益相关者关系、组织营运和内控体系造成影响。ESG 评分与企业创新水平成正比［11］。企业的ESG得分与非系统风险成反比［12］。从利益相关者角度出发，加强公司的社会责任意识，有利于加强公司与其他利益相关者之间的联系。其次，基于信息披露原则，能够有效地解决金融约束等问题［13］。

目前智慧城市试点政策主要有以下几点贡献研究：智慧城市试点政策促进产业结构调整和转型［14］；智慧城市试点政策促进企业全要素能源效率提升［15］；智慧城市试点政策促进创新能力的提升［16］；智慧城市试点政策能够缓减城市空气污染［17］；智慧城市试点政策的颁布，诞生了智慧旅游、智慧交通、智慧医疗等新理念［18-20］。暂未有文献关注智慧城市试点政策与企业ESG 表现。

本文创新性地探索了智慧城市建设与企业ESG之间的内在联系，并探索了绿色技术创新与融资约束在其中的传导机理。主要创新之处在于：首先，将过去侧重于提升城市发展水平的智慧城市政策拓展到了企业的非财务业绩；其次，现有文献尚未基于智慧城市试点政策与企业ESG 表现的关系进行研究，本文对企业ESG 表现的研究视角进行了创新和拓展，同时探究绿色技术创新和融资约束的传导作用；最后是通过对智慧城市试点政策与企业ESG 表现的影响机制、作用路径和异质性分析，为企业、市场投资者和政府提供更丰富的建议。

1 研究假设

ESG 分别是指环境、社会和治理。在中国，智慧城市是一项重大的城市发展主题，在信息技术变革的大环境下，智慧城市的试点政策对城市治理模式的提升起到了积极的促进作用，包括引导各个城市的企业加快治理机制改革，从而使城市在资源配置、新兴产业以及有关技术和产品上都有了一定程度的创新［17］。通过构建智慧城市，可实现资源的高效利用与资源的高效整合，推动技术创新，推动智能城市的集聚发展，拓展绿色城市的生态空间，进而实现低碳减排，使得城市的环境得到进一步保护。具体而言，通过对数据要素、信息技术型人才以及新兴信息基础设施等与智能工业发展相关的要素进行整合，实现了低碳经济的转型，进而提高了企业的环境绩效。与此同时，数字信息知识创新、技术创新和管理制度创新等智慧创新体系的形成并进行了有效的输出，为碳减排提供了制度保障。除此之外，相关的政府部门还将重点放在了在特定的地区建立新型、有效的数字化基础设施，对数字产业化和产业数字化的新型产业模式进行研究，持续地衍生出新的业态，建立智能产业集群，并促进产业结构的优化，这对减少碳排放起到了积极作用。通过政府智慧管理，公众能够更好地监控政府的信息与行动，减少政府、企业与公众之间的不对称性。在国家与社会各因素制约下，污染企业将加大对环境保护的研究与开发，推动其技术向低污染、绿色洁净的方向发展。而智慧政府文件中的智慧能源、智慧交通和智慧环境等领域的特殊应用，可以更好地降低碳排放。智慧民生政策的目标是用完善的公共基础设施和优质的公共服务，来提升公众的生活水平。其高效实施给研究人员带来了很好的生活保证，同时，各种智能平台及服务系统也为研究人员创造了一个更舒适、更便利的科研环境。在资金、环境的支持下，科学家们可以专注于基础研究，推动新能源技术、清洁科技专利的研发和应用成果转化［21-22］。

创新驱动的绿色发展是实现污染密集型产业升级、提高经济效率和环境质量的重要新途径［23］。智慧城市试点政策的发布，使得企业更愿意通过技术创新生产绿色产品，在提升企业ESG 表现这条路径上，绿色技术创新是这条路径上的必要条件之一。产品结构转型和生产过程转型是企业绿色技术创新主要展现的结果［24］。首先，非环保型产品造成的高污染和高能耗是导致环境污染的罪魁祸首。企业投入资金，积极研发出绿色可回收处理的产品，进一步提升企业环境绩效，同时履行了企业绿色社会责任，间接促进了企业ESG 表现。其次，企业通过排污技术创新性地完善了污染物处理流程，提高了废弃物处理流程的效率，加快现有生产线的升级，打造可循环利用的生产网络，不仅给企业带来更高的环保效益，还进一步降低了企业的处理成本，从而获得补偿效应。综上，智慧城市试点政策将激励企业通过绿色技术创新来实现节能减排，增加环保投资，进而提升企业环境绩效。同时，绿色技术创新能够降低能耗，为公众提供绿色安全的产品，提升企业社会责任绩效，进而提升企业ESG 绩效。

智慧城市试点政策具有技术集聚效应，能够缓解企业融资约束，使企业有充足的资金来提高ESG评价。随着新一代信息通信技术的发展，可以有效地缓解企业与投资方之间的信息不对称现象，拓宽了融资渠道，减轻了融资约束，有利于获得企业研发资金，进而提高企业创新投入，提升企业创新绩效［25］。公司可通过减少融资约束来改善公司的ESG［26］。降低企业外部融资的难度，缓解企业融资约束水平，为提升企业ESG 表现奠定坚实的基础［27］。在降低了代理成本之后，企业的融资约束程度也随之下降，这促使管理层在进行投资决策的时候，可以更多地将股东利益考虑进去，更加重视企业的精细化管理和可持续发展能力，逐步加强ESG 信息披露，把ESG 规划到公司的整体发展战略中［28］。因此，智慧城市试点政策可通过缓解企业融资约束，提升企业ESG。

综上所述，本文提出研究假设：

假设1：智慧城市试点政策对企业ESG 表现具有促进作用。

假设2：企业绿色技术创新在智慧城市试点政策与企业ESG 表现之间存在中介效应。

假设3：企业融资约束在智慧城市试点政策与企业ESG 表现之间存在中介效应。

2 研究与设计

2.1 样本选择及数据来源

经过处理后，最后得到上市公司17 220 个数据，数据的时间跨度在2010 到2021 年之间，被选择的对象是全部的A 股上市公司，并对这些数据按照1%的比例进行了缩尾，并将金融业、ST、PT 等行业排除在外，为保证连续性和准确度，将那些不连续的、数据缺失的样本全部排除掉。本文所用资料主要来自国泰安CSMAR 数据库和Wind 等数据库

2.2 变量设计与模型设定

2.2.1 变量设计

（1）被解释变量

被解释变量是ESG 表现。ESG 评分是参照华证ESG 报告，报告对环境、社会和治理3 个方面的评分取平均值［29］，然后再参照王波等［30］的做法为上市公司年度ESG 表现进行赋值，其中C 是1 分，CC 是2 分，CCC 是3 分，B 是4 分，BB 是5 分，BBB 是6 分，A 是7 分，AA 是8 分，AAA 是9 分。

（2）解释变量

本文的解释变量为智慧城市试点政策（Treat×Post），国家政府自2012 年开始推行智慧城市试点建设工作，截至2014 年已有三批次共90多个城市在试点名单，分组虚拟变量（Treat），企业所在城市实施智慧城市试点政策则Treat 取值为1，否则取值为0；试点时间虚拟变量（Post），试点政策实施后，取值为1，否则为0。

（3）控制变量

本文的控制变量为上市企业常用控制变量。比如企业规模(Size)、董事人数(Board)、现金流比率（Cashflow）、资产负债率（Lev）、董事经理两职合一（Dual）、时间效应(Year)、行业属性(Industry)。

（4）中介变量

本文第一个中介变量主要是企业绿色技术创新（GPT）。本文参照王晓祺等［31］人的研究成果，利用世界知识产权组织（WIPO）2023 年最新发布的国际专利分类绿色清单中符合绿色专利标准的 IPC 分类号以及上市公司名称作为关键字，手工采集并整理了国家知识产权局官方网站上的企业绿色专利数据，并以绿色专利申请总量占总专利总量的百分比作为衡量企业绿色创新能力的指标。

本文第二个中介变量借鉴宋敏等［32］做法构造融资约束SA 指数作为中介变量，公式如下所示。

式（1）中，Size 为企业总资产的自然对数，Age 为企业经营年度=观测年度-企业成立年度。SA 基本上都是负数，当SA ＞0，就意味着公司不存在融资约束问题，过去大多数学者都是将SA 取绝对值来进行检验分析。本文也对SA 取绝对值进行分析，SA 值越大，融资约束程度越大。下标i为各个A 股上市企业的标识，下标t 则表示各个年份，后续公式的标识含义与式（1）中的标识含义相同。

将上文各变量汇总如下表1 所示。

表1 研究变量及其定义

2.2.2 模型设定

为了验证智慧城市试点政策对企业ESG 表现的关系，设定如下多期双重差分的固定效应模型：

式（2）中，Controls 则表示控制变量合集。

3 实证分析

3.1 描述性统计

表2 是关于变量的描述性统计。

表2 描述性统计结果

3.2 回归分析

本文采用多期双重差分的固定效应模型进行分析，同时使用了稳健性标准误。根据表3 分析，列1 为没有控制变量参与下的结果，列2 是在列1的基础上增加控制变量的结果。列3 是在列2 的基础上控制了年份效应。列4 则是在列2 的基础上多控制了行业效应。列5 则是在列2 的基础上多控制了时间和行业效应。结合一起分析，不管是哪列，Treat×Post 都在1%水平上对ESG 起到显著的促进作用，说明智慧城市试点政策对企业ESG 的表现有显著的促进作用，验证了假设1。

表3 回归结果分析

3.3 稳健性检验

3.3.1 平行趋势检验

平行趋势检验是实行双重差分法的重要前提，即实验组和对照组在政策实施之前的走向趋势是非常相近。只有这样，才能运用双重差分法，且保证了结论的准确性。对此，本文进行平行趋势检验。根据图1 所示，横坐标0 为政策实施的基准年，1 至6 为政策实施之后的1～6 年，-4 至-2 为政策实施之前的2～4 年，参照竖线触碰数值为0 的红线为不显著的规则，将-1（政策实施的前一年）进行剔除，智慧城市试点政策公布前，-2 至-4 期的线都穿过了数值为0 的红线，说明政策实施之前都不显著，也进一步说明实验组和对照组在政策实施之前，企业ESG 表现保持相似的趋势。而在低碳城市试点政策公布之后，1～6 期的线均不穿过数值为0 的红线，且趋势向上递增，说明满足平行趋势假设。且均线的系数显著为正，说明企业ESG 表现得到了提升，即智慧城市试点政策对企业ESG 的表现有显著的促进作用，假设1 得到验证。

图1 平行趋势检验结果

3.3.2 安慰剂检验

为了一步稳健结论。本文借鉴周茂等［33］的经验做法，在模型的基础上，随机选择实验组进行间接检验，并重复随机抽样500 次，Treat×Post 系数估计值参考如下：

式（3）中，λ为非观测因素对被解释变量的影响。只有当λ等于0 时，非观测因素才不会影响到估计结果，即是无偏的。但是，这一点无法直接验证，因为其本身就是不可观测的，可通过间接手段来验证其是否为0。本文采用随机选择实验组进行间接检验，并重复随机抽样500 次，通过此方法反推出λ等于0。

安慰剂检验结果如图2 所示。从图2 中可以分析出，前文表3 的Treat×Post 基准回归系数［0.135 0.299］在图2 里均位于整个分布之外。因此可以反推出λ等于0，从而间接证明智慧城市试点政策对企业ESG 表现具有显著的促进作用，也进一步说明了回归结果的可靠性。

图2 安慰剂检验结果

3.3.3 PSM-DID

在Treat×Post 的基础上进行稳健性检验，即PSM-DID，匹配后再进行双重差分，进一步稳健结论。本文采用PSM 方法重新匹配样本变量。以企业规模(Size)、董事人数(Board)、现金流比率（Cashflow）、资产负债率（Lev）、董事经理两职合一（Dual）对智慧城市试点政策寻找到一个相近样本进行1 ∶1邻近匹配。匹配平衡性结果如图3 所示，相比未匹配前的高偏差度，匹配后的各协变量标准化偏差基本处于百分之零的基准线上，说明经过近邻匹配后，样本的特征变量差异得到显著降低。

图3 协变量标准化偏差

经过匹配后再进行检验，结果如表4 列1 所示。可以看出Treat×Post 的系数在1%水平对ESG 依旧起到正向显著，说明智慧城市试点政策显著促进ESG 表现的提升。

表4 稳健性及中介机制检验结果

3.3.4 替换被解释变量

本文采用替换核心被解释变量方法，使用彭博数据库的ESG 评分数进行再次检验。从表4 进行分析，列2 中Treat×Post 的系数在1%水平对ESG 依旧起到正向显著，说明智慧城市试点政策显著促进ESG 表现的提升。

3.3.5 剔除重污染企业

由于环保法的实施，环保法对重污染企业的ESG 具有显著的促进作用，所以将重污染企业样本进行剔除，再进回归，通过表4 列3 的Treat×Post的系数在1%水平上促进ESG，说明智慧城市试点政策显著促进ESG 表现的提升。

3.3.6 剔除样本

为了规避新冠疫情所造成的影响，通过剔除2021 年和2020 年的样本数据，然后再次回归检验。结果如表4 的列4所示。其中Treat×Post的系数在1%水平对ESG 起到正向显著的效果，说明智慧城市试点政策显著促进ESG 表现的提升。

3.3.7 控制省份效应

考虑省份的影响，对样本进行省份控制，然后再次检验。结果如表4 的列5 所示，Treat×Post 的系数在1%水平对ESG 起到正向显著的效果，说明智慧城市试点政策显著促进ESG 表现的提升。

3.4 机制路径分析

在此基础上，本文拟从“智慧城市政策—绿色技术创新—ESG 表现”和“智慧城市政策—融资约束—ESG 表现”两个路径展开研究。借鉴温忠麟等［34］人的研究成果，建立一个中介机制模型，对绿色技术创新与融资约束是否起到了中介作用进行检验，如下所示：

3.4.1 绿色技术创新机制分析

绿色技术创新中介效应检验结果见表4 的列6和列7 所示。列6 中Treat×Post 的回归系数为0.011，在1%水平对GPT 起到正向显著，说明智慧城市试点政策推动了绿色技术创新；列7 中Treat×Post 的回归系数为0.134，在1%水平对ESG 起到正向显著，GPT 的回归系数为0.446，在1%水平对ESG 起到正向显著，说明绿色技术创新存在部分中介效应，假设2 得到了验证。

3.4.2 融资约束机制分析

融资约束中介效应检验结果表4 的列8 和列9所示。列8 的Treat×Post 的回归系数为-0.017，在1%水平对SA 起到负向显著，说明智慧城市试点政策抑制了企业融资约束程度；列9 的Treat×Post 的回归系数为0.110，在1%水平对ESG 起到正向显著，SA 的回归系数为-0.142 9，在1%水平对ESG 起到负向显著，说明融资约束存在部分中介效应，假设3 得到验证。

3.5 异质性分析

3.5.1 企业生命周期

参考刘诗源等［35］的做法，将生命周期样本分类成导入期、成长期、成熟期、淘汰期和衰退期等5 种类型。异质性检验结果如表5 所示。从表5 分析出成长期、淘汰期和衰退期这3 个阶段的Treat×Post 对企业ESG 起不到明显的作用，列1 导入期和列3 成熟期这两个阶段的Treat×Post 都在1%水平上对ESG 起到正向显著作用，说明企业处于导入期、成熟期时，智慧城市试点政策对企业的ESG表现起到显著的促进作用。其差异原因可能如下：上市企业处于导入期时，其现金流处于充裕状态，同时企业致力于扩大市场份额，争取成为“领头羊”，其主要目标是投资于研究与开发和技术改进，更好地响应了智慧城市建设，同时因为导入期是企业奠定可持续发展基调的时期，且ESG 是企业当下比较重要的评价机制，企业也会更加注重声誉。其次，企业的很多评价指标处于空白状态，没有负面指标的影响下，不需要投入太多资金就能获得良好的评级，使智慧城市建设提升ESG 表现更加迅速和明显。上市企业处于成熟期时，产品逐步标准化，生产稳定，市场规模份额大，现金流量稳定，有充裕的资金使其投入智慧建设和ESG 表现的提升。企业成熟期的重点任务在于巩固市场份额的同时，提高投资报酬率，落实降本增效，而智慧城市建设将助力其降本增效，同时有助于快速的提升企业ESG。

表5 异质性检验结果

3.5.2 企业产权性质

参考李月娥等［36］的做法，将企业样本分类成国有和非国有进行分析。从表5 可以分析出，列7中Treat×Post 对ESG 并没有出现显著性，说明非国有企业中智慧城市试点政策并不敏感。列6 中Treat×Post 对ESG 在1%水平上对起到显著正向作用，说明国有企业ESG 表现在智慧城市试点政策下对企业ESG 表现起正向显著作用。其差异原因可能如下，相比非国有企业，国有企业具有以下几点特殊优势：首先，国有企业与政府具有良好的政企关系，在企业经营、融资、政府采购等方面能得到更多的政策支持，相应地，国有企业也需要一定程度地配合完成政府的政策目标，在智慧城市试点中有动力也有责任去配合政府来达成政策目标；其次，国有企业通常具有更大的企业规模与更强的资源整合能力，有充足的资金与资源来实施智慧城市建设和ESG 表现的提升；再次，国有企业通常有着长期稳定的商业计划和战略，这使得它们能够更好地规划和实施智慧城市项目。因此，智慧城市试点政策在国有企业中能够发挥出对ESG 显著的提升作用。

3.5.3 企业污染性质

参考张琦等［37］的做法，将企业分为重污染企业和非重污染企业。从表5 分析得出，列8 中Treat×Post 对ESG 没起到明显作用，说明重污染企业在智慧城市试点政策下对企业ESG 表现起不到作用。列9 中Treat×Post 对ESG 在1%水平上起到显著的正向作用，进一步说明非重污染企业在智慧城市试点政策下对企业ESG 表现起正向显著作用。这不仅为外部投资者提供了信息，还为政府提供了指引，重污染企业ESG 表现不足该如何进行改善。其差异原因可能如下，重污染制造企业通常有以下特点：首先是重污染企业环境治理成本高，环保设备投入大且维护成本高，由于其资产的专用性很强，导致对设备的处置和改造需要付出高昂的成本，进一步导致企业参与智慧转型时的成本非常高；其次，在智慧建设的基础上，重污染企业由于其重污染形象导致的融资约束问题，会进一步阻碍对ESG 的投入，同时绿色技术创新具有不确定性，回报周期长，风险率较高等问题，会导致重污染企业缺乏绿色技术创新积极性，进一步使得ESG表现难以提升。相反，非重污染企业的环境治理成本较低，且融资约束没有重污染企业那么严苛，参与智慧城市建设的转型成本较低；其次，智慧城市的建设指标与ESG 目标有较高的契合度，叠加智慧城市建设在税收、融资、土地使用等诸多政策支持，促使转型成本较低的低污染型企业积极融入智慧城市建设，而提升了自己的ESG 表现；再次，智慧城市建设为低污染企业更好地实施绿色发展和承担社会责任构建了相应的数据平台和信息系统，大大提高了企业运营效率和创新效率，进而提升了企业的ESG 表现。

4 结论与启示

运用沪深A 股上市公司样本检验智慧城市试点政策对企业ESG 表现的影响机理。根据上文得出以下几个结论：（1）智慧城市试点政策对企业ESG表现起到显著的促进作用；（2）企业绿色技术创新和融资约束在智慧城市试点政策与企业ESG 表现之间起到部分中介作用；（3）智慧城市试点政策对企业ESG 表现的影响，在导入期、成熟期、国有企业、非重污染企业的样本中更为显著。

本文的启示与建议：（1）在企业层面上，企业要积极改进企业运营模式，提升核心竞争能力；其次，对于生命周期处于导入期和成熟期的企业，政府应给予充足的税收优惠举措和补贴，激励其并帮助企业适应智慧城市试点政策。公司应当把ESG 的思想与公司的经营活动结合起来。当前中国企业在改革过程中所面对的转型困境，迫切需要更好地发展。因此，企业必须加强环境保护的观念，将ESG纳入重要战略规划之中，以提高企业的竞争能力，使企业在未来的竞争中立于不败之地。良好的环境、社会和治理绩效有利于企业内部和外部利益相关者的利益。企业可以通过加强企业绿色技术创新和缓解企业融资约束来提升企业ESG；（2）在投资人看来，无论是机构投资者还是散户，都应该更多地重视企业ESG 评分等非财务指标。在进行投资时，也要注意公司的产权性质、所处生命周期和公司的污染性质，从而使公司可以强化和加深ESG 的相关观念；（3）从政府视角分析，进一步完善环境法规。不断完善智慧城市试点政策，制定合理的税收标准，提高政策柔性，缓解企业融资约束，鼓励企业加强绿色治理和技术创新。政府要完善企业的ESG 表现评价，将ESG 表现与智慧城市试点政策相结合，对企业ESG 表现好可以进行奖励，对企业ESG 表现不好的可以进行惩罚，以此来促进企业ESG 表现的稳定发展。手段可以是关于税收方面，也可以在以后IPO 考核中提升ESG 的地位。以此来引导企业完善ESG 表现，不仅对社会作出了贡献，还稳定了企业的资本结构。