低碳城市试点政策与企业ESG表现

洪涛　王阳阳　姚树洁

关键词：低碳城市；环境规制；ESG 表现；投资偏好

一、引言

近年来，气候变化、环境污染、劳工权益和公共卫生安全等可持续发展问题引致的社会责任需求正在不断重塑各国发展理念。党的二十大报告也明确指出，要坚持绿水青山就是金山银山的理念，走绿色、循环和低碳的可持续发展路线。在贯彻绿色低碳的新發展理念过程中，将环境（Environment）、社会（Social）、治理（Governance）因素纳入企业投资决策中，引导企业进行ESG投资并提高自身ESG 表现是至关重要的微观基础。ESG 投资是绿色投资和责任投资的延伸和发展，而ESG 表现已经被广泛用于衡量企业可持续发展水平（星焱，2017）。为了实现低碳转型目标，我国从2010 年7 月起开展低碳城市试点，并于2012 年12 月和2017 年1 月两度扩大试点范围。该政策通过各种环境规制手段促进生产生活环节的节能减排，是推动社会经济绿色低碳可持续发展的关键举措。在低碳转型背景下，本文关注低碳城市试点政策对企业ESG 投资和表现的影响，旨在加深对该政策的实施效果以及如何促进企业更多参与ESG 活动的理解。

自低碳城市试点政策推行以来，学者们已经在城市和企业层面对该政策产生的环境效应、经济效应和社会效应等开展了广泛研究。在城市层面，低碳城市试点政策有助于减少城市空气污染（宋弘等，2019；王华星和石大千，2019）、降低城市碳排放（Wen 和Liu，2022）、促进城市绿色技术创新（Pan 等，2022）、提升城市绿色全要素生产率（王亚飞和陶文清，2021）和促进城市就业（王锋和葛星，2022）。在企业层面，此政策能够促进企业技术创新（Shen，2021）和绿色技术创新（徐佳和崔静波，2020；Zhuo，2022），提高企业全要素生产率（赵振智等，2021），实现企业高质量发展（王贞洁和王惠，2023），稳定企业就业（王锋和葛星，2020）和改善企业ESG 表现（王治等，2022；刘歆和徐元国，2023）。同时，也有研究指出，该政策在运行过程中存在目标责任机制不明确、资金支持不到位和人才保障机制不完善等问题（郭施宏和王雪纯，2021），影响政策实施效果。

由此可见，目前评估低碳城市试点政策实施效果的文献集中在城市层面以及政策的环境和经济效果上，对政策影响企业ESG 投资的关注较少。实际上，大量文献指出，绿色投资（陈宇峰和马延柏，2021）、环保投资（闫文娟等，2022）。绿色人力资本投资（王辉等，2022）等ESG 相关投资对企业改善ESG 表现具有实质性推动作用。虽然少量文献发现，低碳城市试点政策能够通过促进企业绿色技术创新（王治等，2023）和改善企业内部控制（刘歆和徐元国，2023）等路径改善企业ESG 表现，但是未对“低碳城市试点政策是否通过增加企业ESG 相关投资来提高其ESG表现”这一问题做出回应。此外，不同类型的政策工具对企业投资偏好和ESG 表现的影响可能有所差异（李青原和肖泽华，2020），例如，王书斌和徐盈之（2015）研究发现，环境行政管制和环境污染监管强度能够通过促进企业技术投资和类金融投资，提高企业的雾霾脱钩效应，而环境经济规制强度则表现出相反作用。但是，鲜有文献从政策工具类型这一角度考虑低碳城市试点政策对企业ESG 表现的异质性影响。

针对ESG 相关投资，目前，我国ESG 发展的主要动力是环保投资。例如购置污染治理设备、开发清洁生产技术等，但从长期看，大量资本进入绿色低碳和ESG 领域，会形成新产业、新岗位和新的企业治理模式（星焱，2017；张小溪和马宗明，2022；Shu 和Tan， 2023）。这些新的产业、岗位和治理模式在创造就业的同时，也对从业人员的ESG 背景提出了更高的要求，一般来说需要招聘或者培养更高学历的人才，即进行高素质人力资本投资（王辉等，2022）。对此，本文从企业投资偏好的视角，检验低碳试点城市是否通过更多地进行环保投资和高素质人力资本投资两条路径，来提升自身ESG 表现。针对政策工具类型，根据Wang 等（2015）的研究，本文将低碳城市试点政策视为一项综合型环境规制，考察三种不同类型的环境规制，即命令型环境规制、市场型环境规制和自愿型环境规制，对企业ESG 表现的异质性影响。

综上所述，本文首先构建一个数理模型，然后以2009-2021 年我国上市公司为研究对象，构建多时点双重差分模型，检验低碳城市试点对企业进行ESG 相关投资和ESG 表现的影响。本文可能的边际贡献在于：（1）基于企业投资偏好的视角，剖析了低碳城市试点政策作为一项环境规制，如何通过企业环保投资和高素质人力资本投资两条路径来提升企业ESG 表现的传导机制，不仅在理论上丰富了低碳城市试点政策与企业ESG 表现的相关研究，也增加了对企业ESG 相关投资的驱动因素的理解。（2）从环境规制类型视角分析政策工具对企业ESG 表现的异质性影响，为低碳城市试点政策的顺利实施提供了政策工具的识别方法，有助于提高政府和市场在推进低碳城市建设和促进企业更多参与ESG 活动过程中的协调性。（3）进一步从企业产权性质、企业融资压力、地区绿色技术创新和高质量人才水平等视角开展异质性分析，探索企业调整ESG 相关投资策略的内外部影响因素，为政府和市场提供配套资源支持企业可持续发展提供针对性建议。

余下部分的结构安排如下：第二部分为文献综述及假设提出；第三部分是理论模型；第四部分是实证研究设计；第五部分为实证结果，包括基准回归、平行趋势检验、稳健性分析、作用机制检验和对不同类型政策工具的分析；第六部分是低碳城市试点政策影响企业ESG 表现的异质性分析；最后为研究结论和政策建议。

二、文献综述及假设提出

（一）低碳城市试点政策对企业ESG 表现的影响

现有文献指出，地方政府越来越多地采用环境规制来促进企业改善ESG 表现。例如，Wang 等（2022）基于2013-2018 年中国沪深A 股上市公司数据，利用双重差分模型，发现中央环境保护督察能够通过加强政府环境监管，提高企业ESG 表现。一些学者还发现碳排放交易试点的实施有助于提升企业ESG 信息披露质量（蔡海静和周臻颖，2022）和ESG 表现（苏丽娟和田丹，2023）。

吴晨钰和陈诗一（2022）通过理论模型推导证明，环境规制强度越高，企业内使用高ESG 表现的中间产品的份额就越高。低碳城市试点政策是一项具有代表性的环境规制，理应发挥改善企业ESG表现的作用。虽然该政策会加大企业环境合规成本（Palmer 等，1995），但根据波特假说，低碳城市试点政策也可能刺激技术创新，在能源節约、产品质量和生产效率等方面产生经济补偿（Porter和Van der Linder， 1995），实现经济绩效和ESG 表现双赢（王贞洁和王惠，2022）。此外，根据利益相关者理论，低碳城市试点政策还能够加强政府对企业环境合规性的监管和处罚力度，也相应增加投资者、媒体和客户等其他利益相关者对企业环境表现的关注。因为受到来自利益相关者的环境压力增大，企业提高自身ESG 表现的动机就更强。从委托-代理理论来看，低碳城市试点政策可以视为企业参与环境责任的一项外部治理机制，能提高企业的ESG 信息披露水平，降低信息不对称，从而约束管理层的自利、损害ESG 表现的行为（Wang 等，2022）。

根据国家发改委关于开展低碳城市试点的工作内容，地方政府会通过向企业分配减排目标、淘汰落后产能、开发绿色金融工具（如碳税、碳交易、碳基金等）等规制手段来促使企业节能减排。一方面，政府可以通过强制性的减排指标，迫使企业增加污染治理投资，实现减排目标；也可以通过市场手段激励企业开发绿色低碳工艺，淘汰落后生产工艺，提升资源利用率，从而提高企业环境（E）表现。另一方面，企业在研发或者引进新的工艺和生产设备时，可能会创造新的绿色就业机会（王锋和葛星，2022），从而提升企业就业水平；采用更加绿色的生产方式还可能带来产品质量的提升（如获得低碳产品认证），为消费者创造绿色价值，从而提高企业社会（S）表现。此外，环境和社会责任的有效履行也离不开企业的高治理水平（张小溪和马宗明，2022）。地方政府会要求企业提高ESG 相关信息的披露水平和质量，减少企业和利益相关者之间的信息不对称；政府还可能要求企业设计专门负责企业社会责任管理的制度安排（如成立环保领导工作小组），协调企业各部门共同完成减排任务，提高公司的治理（G）表现。

部分文献已经验证了低碳城市试点政策对企业ESG 表现的提升作用。刘歆和徐元国（2023）基于2011-2019 年我国A 股上市公司数据，构建多期双重差分模型，发现此政策通过促进企业绿色创新、增强企业社会责任感和加强企业内部控制等路径提高企业ESG 表现。王治等（2023）的研究结果与此类似。王贞洁和王惠（2022）基于2008-2019 年A 股上市公司数据，发现低碳城市试点政策发挥了“创新效应”，通过提高企业创新投入和创新效率改善企业ESG 表现。本文借鉴环境规制理论、利益相关者理论和委托-代理理论等，对低碳试点城市政策影响企业ESG 表现的作用机制进行了深入细致的分析，在理论贡献上与现有文献有明显区别。

基于上述分析，本文提出假设1。

假设1：低碳城市试点政策能够提高试点城市的企业ESG 表现。

（二）低碳城市试点政策影响企业ESG 表现的路径

环境规制能够缓解企业在履行ESG 责任与追求利润最大化之间的矛盾，撬动企业从事ESG 相关的投资（张慧和黄群慧，2022；斯丽娟和曹昊煜，2022）。根据新古典理论，ESG 相关投资会挤占企业生产性资源，降低企业利润率（Palmer 等，1995）。此外，企业进行ESG 投资往往还面临较高的前期投入成本和回报门槛，既有设备、技术和制度对企业行为具有“锁定效应”（王书斌和徐盈之，2015），所以企业缺乏投资意愿。低碳城市试点政策作为一项环境规制，可能对企业排污行为采取严厉的监管和处罚措施，并要求企业充分披露企业环境行为信息，导致企业面临更高的环境成本和压力。这可能会导致清洁型产品相较于污染型产品更具成本优势和更大的市场份额。在这种情况下，为了尽可能抵消低碳城市试点政策所带来的环境成本，企业会调整投资偏好，提高清洁型产品的生产份额。本文认为，低碳城市试点政策能够促进企业调整投资偏好，通过从事更多的ESG 相关投资来突破绿色转型困境，进而改善自身ESG 绩效。

产生污染的企业可能会选择将部分生产经营投资转向绿色技术的研发，或者采用现有技术对生产工艺进行绿色改造，本文称之为环保投资。不少文献都指出，环境规制加剧了企业面临的环境风险，增加了他们进行环保投资的动机。例如，唐国平等（2013）研究发现，以三废治理设施运行费用表征的环境管制强度与企业环保投资呈“U”型关系；杨兰品和陈姣余（2022）研究发现，中央环保督察组的进驻会显著促进企业进行环保投资。在传统粗放型经济发展模式下，企业更愿意投资可盈利性项目，以提高公司财务表现，而环保投资作为非盈利项目，会徒增企业成本，和企业利润最大化目标之间产生冲突。低碳城市试点政策实施后，地方政府会建立碳排放目标分配和考核机制，将减排任务分发到企业并对减排不达标企业进行罚款；还会使用绿色金融工具，如碳交易权、碳税等市场化激励手段，对减排积极的企业进行奖励。因此，低碳城市试点政策下的环境惩罚和激励机制将引导企业进行环保投资，进而改善企业ESG 表现。基于此，本文提出假设2。

假设2：低碳城市试点政策通过促进试点地区的企业进行环保投资，实现ESG 表现的改善。

国家发改委在关于开展低碳城市试点工作的通知中明确指出，各地区应加强低碳发展的人才队伍建设。这些绿色发展人才一般来说具有更高的学历，本文称之为高素质人才（或高素质人力资本）。由于掌握更多的环境治理知识，他们对ESG 投资的认可度比低学历的人更高，有更强的动机参与到企业ESG 实践中（张琦等，2019）。有关环境规制和就业的研究指出，低碳城市试点政策可能通过产出效应和要素替代效应促进企业对高素质人才的吸纳（王锋和葛星，2022）。一般来说，企业在新引进绿色低碳技术和生产设备时，需要同时配备可以熟练使用、维护甚至是创新这些绿色生产设备和工艺的高素质人才，这体现了环保投资和高素质人力资本投资之间的要素互补性（闫文娟等，2022）。此外，企业也需要在管理层面安排高素质人才，来制定有关ESG 投资的政策。王辉等（2022）发现具有环保背景的高管能够帮助吸引绿色投资，进而提高企业ESG 表现。鉴于此，本文提出假设3。

假设3：低碳城市试点政策通过促进试点地区的企业进行高素质人力资本投资，实现ESG 表现的改善。

（三）不同类型环境规制对企业ESG 表现的影响

低碳城市试点政策包含多种类型的环境规制工具，它们的运行机制各不相同。参考Wang 等（2015）的分类，本文将低碳城市试点实施的各种政策工具分为三类：命令型政策工具，包括分配减排目标、淘汰落后产能和制定车辆排放标准等；市场型政策工具，包括碳交易机制、清洁发展机制和低碳基金等；自愿型政策工具，包括构建低碳交通体系和筹建低碳工业园区等。

不同类型的环境规制工具对企业ESG 表现的影响可能存在差异。命令型环境规制工具主要通过制定明确且严格的减排目标、技术标准来约束企业排放，这会显著增加企业的污染治理成本，因而能有效倒逼企业进行新旧动能转换和绿色低碳转型。相比之下，市场型环境规制缺乏严格性，但更为灵活，主要通过价格、补贴和税费等市场化手段为企业节能减排提供经济激励。自愿型环境规制工具则通过宣传，鼓励企业自发的环境保护行为。三种工具中，命令型环境规制工具最为严格，是中国现行环境规制体系中自上而下推动企业绿色低碳转型最重要的手段，市场型和自愿型环境规制工具可能受企业准入资格和自利动机等因素影响而不能有效发挥作用（徐佳和崔静波，2020）。基于上述讨论，本文提出假设4。

假设4：低碳城市试点政策的实施，主要采用命令型环境规制工具促进试点地区企业的ESG 表现改善。

综上所述，低碳城市试点政策可能通过促进企业的环保投资和高素质人力资本投资两个途径来改善ESG 表现，作用机制见图1。

三、数理模型

本节构建一个简易数理模型用于分析低碳城市试点政策中的命令型环境规制对企业ESG 表现的影响及作用机制。参考Andersen（2017）的方法，假设公司在生产同质化的最终产品Y 的过程中，需要投入两类在ESG 表现方面有明显差异的中间产品：第一类中间产品的ESG 综合表现相对糟糕，例如生产过程污染严重、产品质量较差等，被称为低ESG 表现中间产品Y_L；第二类中间产品ESG 表现较好，例如采用绿色生产工艺、产品质量有所提升等，被称为高ESG 表现中间产品Y_H。

四、实证研究设计

（一）样本选择及变量构造

本研究以中国沪深股市A 股上市企业为研究样本，样本期间选为2009-2021年，最终获得一份由1 322 家公司构成共计17 186 个年份-公司样本的平衡面板数据。本文选取華证ESG 评级数据作为衡量企业ESG 表现的核心指标（ESG），数据来自Wind 资讯金融终端。具体赋值方法为：对AAA、AA、A、BBB、BB、B、CCC、CC、C 等级依次赋值为9 到1 分。华证ESG 评级指标能够较为全面地覆盖企业公开披露数据、社会责任报告和可持续发展报告，以每季度评价的方式评估2009 年至今4 000 多家上市公司的ESG 评级，具有样本量大、更新及时等优点。公司层面的财务和管理数据来自中国研究数据服务平台（CNRDS）和国泰安数据库（CSMAR）。本研究在选择研究对象时还进行了如下筛选：①剔除金融行业样本；②剔除ST、*ST、PT 样本；③删除数据缺失样本。

国家发改委先后开展了三批低碳城市试点工作：①第一批低碳试点城市公布于2010 年7 月，包括5 省8 市；②第二批低碳试点城市公布于2012 年12 月，包括1 省28 市；③第三批低碳试点城市公布于2017 年1 月，包括45 市。由于第一、二批试点政策的干预时间相近，而且第二批试点政策的干预时间更加接近2013 年，参考徐佳和崔静波（2020），王锋和葛星（2022）的方法，本文以2013 年作为第一、二批低碳城市试点政策的共同时间节点，第三批低碳城市试点政策的时间节点设定为2017 年。同时，借鉴宋弘等（2019）的方法，将低碳试点省份的全部城市都视为低碳试点城市。此外，如果一个城市有多个政策实施时点，则按照最早时间进行界定。

对于作用机制变量的构造，参考王云等（2017）和张琦等（2019）的方法，本文用企业年度报告中在建工程科目中的污染治理设备、与环保有关的改造项目的年末账面价值加总数值来衡量环保投资（EPInvest），这些投资主要包括环保技改项目、污染治理投入、清洁生产投入，等等，单位为亿元。参考王锋和葛星（2022）的做法，本文用企业本科及以上学历员工人数来衡量高素质人力资本投资（HQLabor），数据来源为Wind 资讯金融终端。需要注意的是，2011 年之前，绝大部分企业并未披露企业员工的学历构成信息，因此本文的高素质人力资本投资变量的时间范围为2011-2021 年，单位为万人。

考虑到企业的财务和管理因素可能对企业ESG 表现带来潜在影响，本文还选取了一系列企业经济和管理特征作为控制变量。①企业规模（lnSize）。一般来说，规模较大的企业拥有更多的资源进行ESG 投资。本文用公司总资产的对数值衡量企业规模。②企业年龄（lnAge）。企业年龄代表企业成熟度。进入成熟期的企业往往有更强的可持续发展动机，更加愿意参与ESG 实践。本文用公司成立年数的对数衡量企业年龄。③净资产收益率（ROE）。净资产收益率代表了企业的盈利能力。通常而言，盈利能力越强的企业积累财富越快，越有资金投入ESG 治理中。④企业资产负债率（Leverage）。企业资产负债率反映了企业的借贷情况。一般情况下，贷款较多的企业缺乏投资ESG 的动机，因为这可能有损企业盈利能力，进而影响企业偿债能力。⑤独立董事比例（Independent）。独立董事比例为独立董事人数占董事会总人数的比例。⑥女性董事比例（Female）。女性董事比例为女性董事人数占董事会总人数的比例。⑦第一大股东持股比例（Top1）。第一大股东持股比例为第一大股东持股份额占总股本的比例。⑧高管持股比例（Executive）。高管持股比例为高级管理人员持股份额占总股本的比例。独立董事和女性董事更加注重企业的社会责任履行情况。第一大股东和高管的持股比例过高，有可能因为短视和自利动机导致他们更多关注盈利性项目，也可能因为长期导向动机促进他们更加关注企业可持续发展。

表1 列示了主要变量的描述性统计。上市公司ESG 表现的均值为6.692 8，标准差为1.149 1，与刘歆和徐元国（2023）、王治等（2023）的研究保持一致。其他控制变量的量纲和统计量与现有主流文献基本一致。

（二）模型构建

1. 基准回归模型

为了验证假设1，本文采取多时点双重差分模型进行低碳城市试点政策效果的评估，并在模型中考虑了企业层面的控制变量、企业固定效应和年份固定效应。具体模型设定如下：

其中，CTool_ict表示试点城市c 在t 年采用的命令型环境规制工具数量加1 的对数值；MTool_ict表示试点城市c 在t 年采用的市场型环境规制工具数量加1 的对数值；VTool_ict为试点城市c 在t 年采用的自愿型环境规制工具数量加1 的对数值。需要注意的是，Wang 等（2015）只对第一、二批低碳城市试点城市的三种环境规制工具数量进行了统计，因此模型（15）的样本只包含了第一、二批试点城市和非试点城市的上市企业。

五、实证结果分析

（一）基准回归结果

基准回归结果如表2 所示，所有回归结果均使用了聚类到企业层面的稳健标准误差。其中，列（1）仅控制了交乘项（Post×Treat）、企业个体固定效应和年份固定效应，交乘项的估计系数为0.127 4，且在1%水平上显著。列（2）则控制了所有的企业层面控制变量，其中交乘项的估计系数为0.133 9，也在1%的水平上显著。与模型（1）的结果相比，系数大小和统计显著性没有发生较大变化。這表明，低碳城市试点政策显著提高了上市企业ESG 表现，这与王贞洁和王惠（2022）、刘歆和徐元国（2023）以及王治等（2023）的研究一致。

此外，华证ESG 评级从2021 年起开始公布环境（E）、社会（S）和公司治理（G）分项评分（0-100 分制）。本文将基准模型（1）中的被解释变量分别替换成华证ESG 评级三个维度的评分，更为细致地考察低碳城市试点政策的实施效果。列（3）的交乘项估计系数为0.250 4，且在10%水平上显著，说明试点政策能够提高上市公司环境表现。列（5）的交乘项估计系数为0.639 5，且在1%水平上显著，说明试点政策能够提高上市公司治理表现。列（4）的交乘项估计系数为-0.346 9，且不显著，说明试点政策未能提高企业社会表现。一个可能的原因是，华证社会维度评分指标与环境治理不相关，无法观测到试点政策的实施效果；另一个可能的解释是，试点政策未能引发企业在社会维度上的投资，例如招聘绿色环保人才、生产环境友好产品等。之前的文献未从ESG 三个细分维度上检验低碳城市试点政策的实施效果。

（二）平行趋势检验

双重差分模型对政策实施效应的有效评估依赖于实验组和对照组在政策实施之前满足平行趋势，即本文考虑的低碳城市试点城市和非试点城市上市企业ESG 表现变化趋势在试点前应当保持一致。首先，本文使用画图法对平行趋势假设进行检验。根据图2，在第一、二批试点政策实施之前（2013 年前），第一、二批试点城市和非试点城市的企业平均ESG 表现变化趋势相近，而在第一、二批试点政策实施之后，第一、二批试点城市企业的平均ESG 表现水平与非试点城市企业的平均ESG 表现的差异出现“喇叭口式”放大趋势。同样的，在第三批试点政策实施之前（2017 年前），第三批试点城市和非试点城市企业的平均ESG 表现在数值和变化趋势上基本保持一致，而在第三批试点政策实施之后，第三批试点城市企业的平均ESG 表现显著高于非试点城市企业的平均ESG 表现。

其次，本文使用Jacobson et al.（1993）提出的事件研究法考察低碳城市试点政策对企业ESG影响的动态效应，对平行趋势检验进行再检验。具体模型设定如下：

其中，D_i，t+k是一组虚拟变量，如果企业i 所在城市在第t+k 年实施了低碳城市试点政策，则取值为1，反之取0。其余变量的符号含义与式（10）中的符号相同。本文在该式中重点关注系数β_k，它反映了在低碳城市试点政策实施时点前的第k年，试点城市和非试点城市的上市企业ESG表现差异。

考虑到政策实施前5 年和后5 年的样本量较少，本文将政策实施前5 年的数据汇总到-5 期，将政策实施后5 年的数据汇总到第5 期。本文以低碳城市试点政策实施前1 期为基期，估计动态效应。根据图3，低碳城市试点政策实施前各期的系数估计值均不显著，这说明试点和非试点城市的上市企业在政策实施前并无显著性差异。

（三）稳健性检验

1. 安慰剂检验

有关多时点双重差分法模型识别假设的另一个担忧是，其他不可观测因素导致低碳城市试点城市的确定不是随机的。事实上，低碳城市试点城市的选定过程是，先由城市自主申报，然后由国家发改委审核是否通过。因此，具有经济发展优势，环境保护走在前列的城市，可能更有动机申报低碳城市试点项目，也更有希望入选。为此，参考刘歆和徐元国（2023）的做法，本文随机化试点城市的选择，并在此基础上进行1 000 次回归。检验结果如图4 所示，随机分配的系数估计值和P值均匀地分布在0 值附近，而且基准回归的估计系数的P 值落在95%置信区间之外，符合安慰剂检验的预期。

2. 替换被解释变量指标

首先，本文使用长期ESG 表现（t 到t+2 三期ESG 表现的均值，LESG）作为被解释变量进行回归，结果见表3 中的列（1），交乘项的估计系数仍然显著为正。使用长期ESG 表现有利于排除短期波动的影响，例如市场投机行为。在试点政策实施当年，企业可能为了获得政策红利，进行短期ESG 投资，而在长期内减少ESG 投资。其次，参考Fang 等（2023）的方法，本文采用三分制对企业ESG 表现进行赋值（ESG_T），即AAA-A 为3 分，BBB-B 为2 分，CCC-C 为1 分，结果见表3 中的列（2），交乘项的估计系数显著为正。采用三分制的好处是，可以检验低碳城市试点政策是否在更大程度上促进了企业ESG 表现的提升。最后，参考伊凌雪等（2022）的ESG 评分体系，本文利用CNRDS 中的企业ESG 数据库的数据计算ESG 表现（ESG_H），该指标能更好地反映企业ESG 实践，不足之处是数据量较少。实证结果见表3 中的列（3）至列（6），同样表明低碳城市试点政策能够显著提升企业的ESG 表现以及环境（E）和治理（G）表现，但不能提升企业社会（S）表现。

3. 排除政策时点不一致和其他政策的干扰

首先，第一、二批低碳城市试点工作入选的城市可能提前获得信息并部署相关工作，为此，本文将第一、二批低碳城市试点的作用时间设定在2011 年，重新进行基准估计，表4 列（1）显示了一致的结果。其次，斯丽娟和曹昊煜（2022）研究发现，《绿色信贷指引》（2012 年及之后）对企业ESG 表现也会产生促进作用；蒋琰等（2020）研究指出，新《环境保护法》（2015 年及之后）促进了企业环境信息披露。本文在基准回归模型中进一步考虑上述两种环境政策的影响，具体方法是：分别将这两项政策发生的年份虚拟变量（政策实施前为0，政策实施后为1）与企业是否为高污染行业①的哑元变量（不属于高污染行业为0，属于高污染行业为1）的交乘项放入基准回归模型进行估计（分别用GRP、EPL 代表）。表4 列（2）和列（3）显示出和基准回归一样的结果，同时发现《绿色信贷指引》和新《环境保护法》也有助于提升企业ESG 表现。最后，考虑到其他行业、省份层面未观测到的、随时间变化的因素的影响，例如其他经济、环境政策，本文还将行业×年份固定效应和省份×年份固定效应加入基准回归模型中进行估计，表4 列（4）和列（5）得到了一致的估计结果。

4. 倾向得分匹配

由于第二、三批低碳试点城市的选择方式变为地方自主申报，这可能导致试点城市内企业的选择并非随机，产生样本选择偏误问题。为此，本文使用倾向得分匹配双重差分模型（PSM-DID）缓解这一担忧。首先，选择模型（10）中的控制变量作为匹配变量，通过Logit 模型计算企业所在城市被设立为低碳试点城市的概率，采用的匹配方法包括最近邻匹配、半径匹配和核匹配。图5 为样本匹配前后的平衡性检验（仅展示最近邻匹配的结果，另外两种匹配方法结果相似），表明匹配之后，实验组和对照组企业的所有控制变量之间的差异在5%水平以内，满足平衡性要求。PSM-DID估计结果见表5，交互项的系数估计值均在1%的水平上显著，加强了我们对基准结果的信心。

（四）作用机制分析

根据前文理论分析，低碳城市试点政策可能通过促进企业进行环保投资和高素质人力资本投资来对企业ESG 表现产生影响。表6 列（1）和列（2）展示了低碳城市试点政策通过影响企业环保投资来影响企业ESG 表现。列（1）结果显示，交乘项对企业环保投资（EPInvest）的估计系数0.164 9，在10%的水平上显著，说明低碳城市试点政策发挥了环境规制作用，促进企业进行环保投资，这与唐国平等（2013）以及杨兰品和陈姣余（2022）的结论一致。列（2）结果显示，环保投资（EPInvest）对企业ESG 表现的估计系数为0.013 3，在1%的水平上显著，说明环保投资能够提高企业ESG 表现，这与陈宇峰和马延柏（2021）以及闫文娟等（2022）的研究结论一致。综上可知，假设H2 得到验证，即低碳城市试点政策能够通过促进企业进行环保投资来改善自身ESG 表现。

表6 列（3）和列（4）展示了低碳城市试点政策通过影响企业高素质人力资本投资来影响企业ESG 表现。列（3）结果显示，交乘项对企业高素质人力资本投资（HQLabor）的估计系数0.042 8，在5%的水平上显著，说明低碳城市试点政策能够促进企业招聘更多的高素质人才。王锋和葛星（2022）在研究该政策对企业就业的冲击时，发现该政策能够提高企业高技能劳动者的数量，表明高素质人力资本与环保投资存在互补效应，这与本文研究思路一致。列（4）结果显示，高素质人力资本投资（HQLabor）对企业ESG 表现的估计系数为0.121 3，在1%的水平上显著，说明高素质人力资本投资改善了企业ESG 表现，这与王辉等（2022）的研究结果相似，即上市企业招聘环保背景高管的数量越多，企业ESG 表现越好。具有环保背景的高管是高素质人才队伍的重要组成和核心力量。综上可知，假设H3 得到验证，即低碳城市试点政策能够通过促进企业进行高素质人力资本投资来改善自身ESG 表現。

（五）不同类型环境规制的异质性影响

三种类型环境规制对企业ESG 表现影响的估计结果如表7 所示。列（1）结果表明，在同时考察低碳城市试点政策中的命令型、市场型和自愿型三种环境规制时，只有命令型环境规制显著提升了企业ESG 表现，市场型环境规制作用不显著，自愿型环境规制工具会降低企业ESG 表现。可能的原因是，命令型环境规制工具能够严格约束企业的减排行为，同时减少企业盈利性投资，在这种情况下，自愿型环境规制工具可能会挤出企业部分ESG 相关投资，而增加对盈利项目的投资。这表明，企业会选择性应对强监管的环境规制工具，而选择性忽略监管不强的环境规制工具。

此外，本文进一步研究上述三种环境规制对企业环保投资和高素质人力资本投资的影响，结果如列（2）和列（3）所示。结果显示，命令型环境规制工具促进了企业的环保投资和高素质人力资本投资，而市场型环境规制工具会挤出上述两项投资。与本文结果相类似的是，李青原和肖泽华（2020）发现，环保补助会挤出企业绿色创新能力，一部分原因是在政府与企业间存在信息不对称情况下，管理层会出于机会主义动机将补助资金投入带来私人收益的领域。

六、异质性分析

（一）考虑企业产权性质和融资约束差异

企业所有制和企业融资约束可能会影响低碳城市试点政策对企业ESG 表现的促进效果。相比于非国有企业，国有企业具有更强的动机和更充足的资金来完成政府发布的环保和就业任务，因此低碳城市试点政策能够显著促进企业ESG 表现。如表8 所示，列（1）国有企业样本的交乘项系数在5%水平上显著为正，列（2）非国有企业样本的交乘项系数不显著，说明试点政策对国有企业ESG 表现的提升作用更强。

当企业存在融资约束时，更具动机将有限的资源投向短期的，收益更高的项目，而不是ESG相关投资。本文认为，低碳城市试点政策更能提升融资约束较弱的企业的ESG 表现。参考李青原和肖泽华（2020）的方法，本文使用SA 指数衡量企业融资约束，数据来源为国泰安数据库。SA 指数=-0.737×size+0.043×size2-0.04×age，该值越小，表明企业受到的融资约束越低。本文将SA 指数小于中位数的样本定义为低融资约束企业样本，将SA 指数大于中位数的样本定义为高融资约束企业样本。如表8 所示，列（3）的交乘项系数在1%水平上显著为正，列（4）的交乘项系数不显著，说明试点政策对低融资约束企业ESG 表现的提升作用更强。

（二）考虑地区绿色技术创新和高素质人力资本差异

一般来说，在绿色技术创新水平更高的省份，企业在进行环保投资时，有更多的技术和生产设备选择机会，而且引进这些绿色工艺的价格也相对较低。本文认为，低碳城市试点政策在绿色技术创新更多的省份对企业ESG 表现的提升作用更强。本文使用省级绿色专利申请量衡量绿色技术创新水平，当某省的绿色专利申请量高于样本中位数时，定义为绿色技术创新充沛地区；当其绿色专利申请量低于样本中位数时，定义为绿色技术创新匮乏地区。如表9 所示，列（1）绿色技术创新充沛地区企业样本的交乘项系数在1%水平上显著为正，列（2）绿色技术创新匮乏地区企业样本的交乘项系数不显著。这意味着，充沛的绿色技术创新资源，是试点政策能够提高企业ESG 表现的基础。

类似的，本文认为，在高素质人才充沛的地区，低碳城市试点政策的ESG 表现促进作用更强。本文用第七次人口普查数据中省级每十万人中大学生数来衡量某一省份的高素质人才水平，当某一省份的每十万人中大学生数高于样本中位数时，定义为高素质人才充沛地区；当其每十万人中大学生数低于样本中位数时，定义为高素质人才匮乏地区。如表9 所示，列（3）高素质人才充沛地区企业样本的交乘项系数在1%水平上显著为正，列（4）高素质人才匮乏地区企业样本的交乘项系数不显著。这意味着，试点政策在改善企业ESG 表现时，需要依赖当地高素质人才资源。

此外，考虑东部地区相对于中西部地区，经济更为发达，绿色金融、绿色创新、高素质人力资本更为密集，环境执法也更加严格，预测在东部地区，低碳城市试点政策对企业ESG 表现的提升作用更强。表9 列（5）-列（7）的结果显示，只有东部地区样本的交乘项系数在1%水平上显著为正，说明在东部地区，由于相关技术和人才资源比较充沛，环境执法更加严格，低碳试点城市政策能够有效提升企业ESG 表现。

七、结论和政策启示

低碳试点城市政策以提高生态环境效益为着力点，有助于撬动企业进行ESG 相关投资并改善自身ESG 表现。本文从环境规制和企业投资偏好双重视角出发，基于2009-2021 年中国A 股上市公司数据，采用多时点双重差分模型评估低碳城市试点政策对企业ESG 表现的影响。研究发现：①总体上来看，低碳城市试点政策能够提高企业ESG 表现，这一结果经过多种稳健性检验后依然成立。②从作用机制来看，低碳城市试点政策主要通过促进企业进行环保投资和高素质人力资本投资两个作用机制来提升企业ESG 表现。③从政策工具类型视角看，命令型环境规制是低碳城市试点政策发挥企业ESG 表现提升作用的主要手段，市场型和自愿型环境规制存在挤出效应。④从企业异质性来看，低碳城市试点政策只对国有企业和低融资约束企业的ESG 表现有提升作用。⑤从地区异质性来看，只有在绿色技术创新、高素质人力资本充沛地区以及东部地區，低碳城市试点政策才能有效提升企业ESG 表现。根据以上研究结论，为进一步推动低碳试点城市政策的实施和促进企业可持续发展，本文得到如下政策启示：

第一，国家有关部门有必要在现有基础上归纳总结低碳城市试点政策的工作经验，扩大推广范围，尤其要注意城市差异化的探索低碳转型工作方案，重视政府对企业ESG 投资自上而下的外部治理作用。基于微观企业可持续发展视角，低碳城市试点政策在整体上积极有效，但是不同类型环境规制的效用存在显著差异，其中市场型和自愿型环境规制的效果有待进一步改善。一方面，地方政府应当加强对企业的环境监管执法力度，防止发生套取财政优惠而不进行环保投资的侥幸心理行为。另一方面，地方政府还应注重完善市场化激励机制和道德约束机制，充分发挥市场激励、道德约束和政府监管的协同作用，帮助企业树立长期可持续发展观念。

第二，环保投资和高素质人力资本投资是低碳城市试点政策推动企业履行ESG 责任的重要途径。因此，地方政府应该出台更多绿色优惠政策，引导企业增加环境治理投资和招聘更多的高素质人才。此外，地方政府在制定优惠政策的同时，也要激活资本市场，开发绿色金融工具和ESG 投融资体系，为企业进行环保投资和高素质人力资本投资广开门路。最后，地方政府需要在绿色转型领域重视人才和创新的驱动作用，设计人才政策和创新政策，吸引绿色人才和加大绿色技术创新，为企业和地方的可持续发展积累绿色资源。

第三，企业自身应当积极响应低碳城市建设的相关政策，在兼顾经济效益和社会责任的动机下加强对ESG 的相关投资，坚持可持续发展。企业要把握政策机遇，利用好试点地区的财政优惠和补贴政策，弥补在节能减排、ESG 投资过程中的耗费，同时加强绿色技术和人才的引进，淘汰落后产能，大力推进绿色低碳转型。