文章以低碳城市试点政策的实施作为一项代表性低碳转型政策和准自然实验，基于2009—2021年中国上市公司的微观数据，运用渐进双重差分模型考察了该政策实施对上市公司环境-社会责任-公司治理（ESG）质量的影响及作用机制。
国家发展改革委相继开展了三批低碳城市试点工作。第一批试点自2010年印发《国家发展改革委关于开展低碳省区和低碳城市试点工作的通知》（发改气候〔2010〕1587号）后开始施行，包括五个省份和八个地级市；第二批试点自2012年底开始推行，包括一个省份和28个地级市；第三批试点于2017年启动，包括41个地级市和4个区县。
在环境方面，低碳城市试点政策能推动城市产业结构向绿色清洁的方向转型优化，从而促进企业加快绿色低碳转型步伐，履行环境保护责任。在社会责任方面，低碳城市试点政策的实施，会推动低碳环保的生活方式和绿色清洁的消费偏好逐渐深入人心，增强投资人对于绿色投资的信心，提高消费者等利益相关方对于绿色产品的需求，增加地方政府对低碳生产模式的鼓励和支持，从而提升企业承担社会责任的意愿和能力，以释放更加积极的市场信号。在公司治理方面，低碳城市试点政策能够激励企业进行ESG自我监督管理，在寻求经济发展的同时，也会制定企业内部环保举措，强化企业治理水平。综上提出如下假说。
（3）低碳城市试点政策影响下企业改善ESG质量的动机
一方面，来自地方政府的环境规制压力和处罚威胁可能会倒逼企业改善ESG质量。另一方面，公众监督和企业迎合公众投资者偏好的需求也会推动其改善ESG质量。因此，拥有长远目光的企业会通过提高ESG质量以降低企业资本成本，提高预期现金流量，从而提升公司价值，推进企业可持续发展。据此，提出如下假说。
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假说2
：
在低碳城市试点政策影响下，企业面临的政府监管和公众监督压力促使其产生提升ESG质量的动机。
企业ESG质量建设具有较高的资本需求和不确定性，若缺少必要的政策和资金支持，固有的信息不对称可能导致企业在进行ESG质量建设时面临严峻的融资约束困境。各试点城市的绿色金融政策可以充分发挥不同类型产业之间的资源配置功能，引导资金向绿色产业和环境友好的生产过程转移，有助于减轻企业面临的融资约束压力，促进企业技术创新和绿色升级活动的开展，有助于提升其ESG质量。此外，根企业在面临环境规制政策时，会在一定程度上增加技术类型投资以提升现有技术水平。并且，低碳城市试点政策还可以提升试点区配套基础设施的建设，为企业营造良好的创新氛围，构建外部成本低的创新环境，从而降低企业创新成本，激发企业进行绿色技术创新的积极性。同时，为了履行绿色低碳转型责任，企业会调整业务和管理结构，从内外部进行低碳管理再造，优化企业管理水平，转向更符合ESG要求的主营业务。上述影响机制如图1所示。综上提出如下假说。
选取
华证ESG评级数据
度量上市公司ESG质量（ESG）。
若上市公司i所在城市于T年入选低碳试点名单，则将低碳城市试点政策虚拟变量（lccpostit，t≥T）全部赋值为1，其余均赋值为0。选择2010、2013和2017年作为三批低碳城市试点政策的起始年份。
分别以上市公司年度申请和授权的绿色发明专利数量度量其
绿色技术创新水平（GTI和GTI_em）
。
采用如下方式构造
企业绿色技术创新质量（GTI_q）
：将当年上市公司专利引用数量与行业内年度引用均值做差，并除以行业均值进行去量纲化处理。
融资约束缓解程度（Loan）
，以企业所在城市的整体信贷水平，即各城市金融机构在年末的贷款余额，对数化处理后反向代理融资约束这一指标。
包括：企业规模（Size）、企业年龄（Age）、资产负债率（Lev）、总资产报酬率（ROA）、账面市值比（BM）、企业成长性（Growth）、第一大股东持股比例（Top1）、独立董事比例（Indep）及是否由四大会计师事务所审计（Big4）。
以2009—2021年沪深A股上市公司为初始研究样本。原始数据主要来自万德数据库（Wind）、国泰安数据库（CSMAR）、中国研究数据服务平台（CNRDS）。
低碳城市试点政策对上市公司ESG质量影响的参数估计结果见表3。列（1）、列（2）
lccpost的系数均显著为正
。列（3）—列（5）进一步汇报了低碳城市试点政策对E、S、G分项质量的影响。其估计结果表明，
低碳城市试点政策均能显著提升试点区域内上市公司的E、S、G分项得分
。假说1得到了验证。
包括：排除试点政策施行过程中其他政策干扰、加入基准变量的时间趋势以缓解样本选择问题，应用倾向得分匹配模型、对企业经营地重新匹配试点、替换固定效应和聚类层级、安慰剂检验等。
（1）低碳城市试点政策下企业改善ESG质量的动机检验
从各地区年度工作报告中摘取“环境、污染、能耗、环保、减排”等污染关键词，统计有关污染词汇的文本数量，并将其对数化处理后作为政府环境规制压力指标；以政府环境规制压力指标的中位数将样本划分为高政府环境规制压力和低政府环境规制压力两组。表6列（1）和列（2）结果表明，
在高政府环境规制压力组中，低碳城市试点政策虚拟变量（lccpost）的系数估计值为0.372 4，且在5%的水平上显著
；
在低政府规制压力组中，低碳城市试点政策虚拟变量（lccpost）的系数估计值为0.270 9，且未通过显著性检验
。
以各省份年度环保处罚数量测度地方政府对环保违规行为的惩处力度，并以其中位数为界将样本分为高政府处罚力度和低政府处罚力度两组。表6列（3）和列（4）显示，
在高政府处罚力度组中，低碳城市试点政策虚拟变量（lccpost）系数估计值为0.353 0，且在10%的水平上显著，而低政府处罚力度组中低碳城市试点政策虚拟变量（lccpost）的估计系数未能通过显著性检验
。
以公众环境关注度指标的中位数将研究样本划分为高公众环境关注度和低公众环境关注度两组。表6列（5）和列（6）结果表明，在
高公众环境关注组中，低碳城市试点政策虚拟变量（lccpost）的系数估计值为0.453 9，且在5%的水平上显著；在低公众环境关注组中，低碳城市试点政策虚拟变量（lccpost）的系数估计值不显著
。
上述两组检验结果证实了假说2，即企业面临的政府监管和公众监督压力促使其产生提升ESG质量的动机。
首先以企业规模中位数将样本划分为大企业和中小企业两组，按产权属性划分样本为国有企业和非国有企业两组。表7列（1）和列（2）结果表明，
在大企业组中，虚拟变量（lccpost）的系数估计值为0.475 1，且在1%的水平上通过了显著性检验；在中小企业组中，虚拟变量（lccpost）的系数估计值为0.018 7，未通过显著性检验
。列（3）和列（4）表明，
在国有企业组中，低碳城市试点政策虚拟变量（lccpost）的系数估计值为0.482 9，且在5%的水平上显著；在非国有企业组中，虚拟变量（lccpost）的系数估计值未通过显著性检验
。
此外，选取各城市金融机构各项贷款余额在年末的对数值测度城市层面的信贷水平，并将贷款余额（Loan）、贷款余额与试点政策交互项（Loan×lccpost）引入基准模型，核心参数估计结果见表7列（5）。可以看到，
交互项系数在10%的水平上显著为正
，说明缓解融资约束可以对低碳城市试点政策和上市公司ESG质量产生正向调节作用
以上结果表明，通过绿色金融政策缓解企业融资约束是低碳城市试点政策改善企业ESG质量的重要机制之一。
表8列（1）、列（2）显示，
企业绿色技术创新水平与试点政策交互项（GTI×lccpost、GTI_em×lccpost）的系数估计值分别为0.308 6和0.322 1，分别在1%和5%水平统计显著
，表明企业绿色技术创新水平对试点政策改善上市公司ESG质量存在显著正向调节作用。
表8列（3）结果显示，企业绿色技术创新质量也对试点政策改善上市公司ESG质量存在显著正向调节作用，其交互项（GTI_q×lccpost）系数为0.121 7，且通过了5%水平的显著性检验
。以上结果表明，绿色技术创新是低碳城市试点政策改善企业ESG质量的重要机制之一。上述实证结果证实了假说3。
