一、引　言

改革开放以来，人民的物质需要得到不断满足。步入社会主义新时代，人民的美好精神文化需求日益凸显，“知礼仪，知荣辱”的社会文明风尚逐步形成。在向往文明和追求共情的社会氛围下，公众更喜欢承担社会责任的企业。比如，新型冠状肺炎疫情爆发之初，阿里巴巴、格力电器、腾讯等众多企业的捐赠赢取了广大群众的信任。河南汛情之后，鸿星尔克等国潮品牌的捐赠掀起“非理性消费”浪潮并俘获了消费者的忠诚度。

企业社会责任的承担是企业道德水平的体现，而企业道德水平是社会文明程度的展现。党的十九届五中全会把“社会文明程度得到新提高”作为“十四五”时期经济社会发展的主要目标，强调让文明理念融入日常生活，把价值要求植入群众心中。同时，伴随着人民对社会文明提升的迫切需求，中国企业社会责任的政策导向也由经济、法律的单一维度向涵盖经济、环境与社会的综合维度转变（肖红军等，2021）。近些年来，政府多次强调在道德、文化的影响下社会力量通过自愿捐赠、慈善事业等方式开展济困扶弱的行为，呼吁着企业遵循道德准则，主动承担社会责任。那么，是否处于文明和诚信氛围下的企业更能秉持向善和乐施的道德标准，进而更好地履行企业社会责任？这一问题值得探究并具有现实意义。

城市是社会文明发展的空间载体，而当下针对城市文明程度与企业社会责任关系的研究较为缺乏。已有关于企业社会责任影响因素的探究主要围绕利益驱动与制度驱动双重视角。一方面，从利益驱动的视角来看，谋取利润是企业经营活动的首要目的，而承担社会责任有利于企业经营活动的开展。印象管理理论与社会交换理论指出，履行社会责任对企业来讲具有诸多利益优势，包括获得声誉资本并塑造品牌价值（贾兴平和刘益，2014），提升企业绩效并增强企业信心（祝丽敏等，2021）和取得税收优惠并吸引高素质员工流入等（张麟等，2017），这促使企业在利益最大化下承担社会责任。另一方面，从制度驱动的视角来看，包括正式制度与非正式制度在内的制度环境被认为是影响微观企业运营管理的主要因素。其中，正式制度主要包括法律制度、激励制度、评价制度以及监督惩戒制度（阳镇等，2021）。近些年来，伴随着制度经济学的兴起，儒家文化（邹萍，2020）、商帮文化和革命文化（彭晓等，2020）等中国特色精神文明的非正式制度成为了企业社会责任承担话题的研究热点。学术界普遍认为文化具备相对稳定的价值观，对各类市场主体的经济决策均有着重要影响，是个体行为差异的决定因素之一（Ho等，2012；张维迎，2013）。以儒家文化为例，邹萍（2020）指出“达则兼济天下”等儒家思想与企业社会责任相契合，能够从道德层面提高企业的社会责任意识。而文明是文化的发展结果与高级形态，却少有学者关注到文明发展对企业社会责任的影响。这可能是由于改革开放以来经济发展是第一要务，文明建设尚处起步，学术界对企业社会责任的研究重点集中于市场机制与政府调节机制，较少关注以道德为依托的文明力量。而文明发展程度的维度较广，学术界并未统一评价标准，难以精准地量化区域范畴下的文明发展程度。

文明城市创建为探索城市文明程度与企业社会责任之间的关系提供了契机。一方面，文明城市品牌是反映中国城市文明程度的较高荣誉，能够全面地代表城市的文明发展程度。文明城市旨在建设市民整体素质与文明程度较高的城市（逯进等，2020），强调经济、政治、生态和精神文明的协调发展（朱金鹤等，2021），其出发点与实践点均体现了区域文明发展的特征。另一方面，文明城市测评体系比较全面，测评方式与考核制度也比较严格，能够充分地反映城市的文明发展程度。文明城市测评体系包含7大项、37个子项和119个小项的基本指标，测评方式采用听取汇报、问卷调查、网络调查、实地考察等系统方法（徐换歌，2020），在考核制度上具有海选制度和复查制度。基于此，文章将文明城市创建作为一项准自然实验，在城市区域范畴下探究文明城市创建如何提升企业社会责任的问题。

文章研究结论的边际贡献在于：（1）在研究视角上，学术界较少研究区域文明发展与企业社会责任的关系，而文章证明了文明城市创建能够提升企业社会责任感，拓宽了外部制度环境对企业社会责任承担的研究维度。（2）在研究深度上，文章探索了文明城市创建对企业社会责任的影响机制，从政府、企业和社会层面发现了政府环境规制、企业高管素质和社会信用环境三条重要作用路径。另外，文明城市试点政策是中国扩散型公共政策的典型代表，但学术界较少关注政策扩散对于试点区域政策效果的进一步影响。而文章在进一步探讨中论证了文明城市试点政策的扩散会增强文明城市创建对企业社会责任的政策效果，促使试点城市企业围绕社会责任展开“逐顶竞争”。（3）在研究方法上，文章通过双重差分法识别文明城市创建对企业社会责任的影响，为缓解试点政策的内生性问题，从“大河文明”视角选择黄河、长江与珠江三大河流沿岸城市来构造工具变量，为克服内生性问题提供了新思路。

文章剩余内容安排如下：第二节是文明城市创建与企业社会责任关系的机理分析与研究假设；第三节是研究设计；第四节是实证结果分析；第五节是作用机制检验；第六节是异质性分析；第七节是试点政策扩散与企业社会责任的拓展性探讨；第八节是主要结论与政策建议。

二、机理分析与研究假设

（一）文明城市创建影响企业社会责任的理论分析

文明对社会发展最根本性的影响在于对理想信念、道德观念和价值理念的塑造，城市文明程度的提升会重塑政府、企业与社会整体对社会责任的认知。其一，城市文明发展能革新政府的治理观，提升各级政府对企业社会责任的制度供给。一方面，企业社会责任的提升有赖于政府治理观的完善。城市文明程度越高，其制度规则的理念、制度治理的成效也会越高（刘世军，2019）。另一方面，民主、科学、规范的外部制度供给会促使企业塑造新的组织文化、组织结构与组织惯例，进而推动企业走向社会价值共享（肖红军等，2015）。其二，城市文明发展能够培养企业的义利观，提升企业家与高管对履行社会责任的内在动力。利他主义认为，企业家纯粹的道德修养或企业内部的伦理文化能够驱使企业承担社会责任（刘柏和王一博，2020）。美德论者认为诚信、友善、公正等道德观念是企业社会责任承担的核心要素与内驱力（解本远，2018）。此外，以儒家文化、革命文化等为代表的精神文明均能够影响企业家的价值观，从而影响企业的战略决策（邹萍，2020；彭晓等，2020）。其三，城市文明发展能培育公众的价值观，提升社会整体对企业社会责任的监督约束。文明发展能塑造公众关于公平正义、共情友善的价值观，激发公众的权利意识与责任意识以及对企业责任履行的监督意识。在此基础上，公民的价值观能够凝聚形成的社会共识，并通过媒体、网络等渠道来引导社会舆论，在声誉机制下对企业行为形成约束。Miller（2006）、Hoppe等（2013）均曾指出社会监督具有基础广泛、渠道众多与成本低等诸多优势，可以缓解政府和企业的信息不对称问题，约束企业的税收遵从、慈善捐赠和环境治理。

文明城市创建以提升城市文明程度为目标，而参与文明城市创建能够营造有利于企业社会责任承担的正式与非正式制度环境。文明城市创建旨在建设市民整体素质与文明程度较高的城市，其测评体系包含了廉洁高效的政务环境、民主公正的法治环境、公平诚信的市场环境、健康向上的人文环境、安居乐业的生活环境、可持续发展的生态环境、扎实有效的创建活动等七大项基本指标，并以城市精神文明创建情况为特色指标（姚鹏等，2021）。在文明城市创建之下，企业作为城市综合治理的主要对象，所面临的正式与非正式的制度环境均将改变。从正式制度环境来讲，一方面受到地方政府参与文明城市创建的决策影响，企业将在制度层面上被要求减低污染排放，规避负面事件，整顿行业风气与增加社会贡献。另一方面，为获得更多的政府资源，比如财政补贴政策、税收减免政策等，企业有动机与政府保持良好的互动关系（Li等，2019），进而主动承担社会责任。从非正式制度环境来讲，文明城市创建以城市精神文明创建为特色指标，强调营造廉洁高效、公平诚信与健康向上的社会思潮。在思想观念的转变下，政府的治理能力、公众的监督意识与企业的道德修养均将得到提升，进而使试点地区企业的社会责任感得到提升。综上所述，文章提出研究假说。

假说1：参与文明城市创建有利于提升试点地区企业的社会责任感。

（二）文明城市创建影响企业社会责任的机制分析

1. 政府环境规制

在文明城市创建过程中对生态文明的发展要求会促使地方政府提高环境规制力度，而环境规制力度增强会使企业承担环境责任。一方面，文明城市评比能够引导地方政府提高环境规制力度。文明城市测评的主要指标包含城市空气污染指数等。徐换歌（2020）认为文明试点通过强化环境规制提升了城市环境质量。另一方面，地方政府环境规制力度提升有助于企业承担社会责任。企业是污染治理的主要对象，文明城市的实践过程中地方官员会针对企业排污制定相应的激励约束机制与污染惩罚措施，并将硬性环境考核任务逐级分解（逯进等，2020），这会使企业落实污染治理并履行环境责任，而企业环境责任履行是企业社会责任提升的重要维度。

2. 企业高管素质

文明城市创建过程中对城市品牌的树立会吸引高素质人才向辖区企业汇聚，高素质的企业管理者更倾向于做出承担社会责任的战略决策。一方面，文明城市品牌能吸引高素质人才去试点城市就业。城市文明程度是地区治理能力的体现，而以学历水平为代表的高素质人才更青睐于社会治理和生态治理更好的城市（张海峰等，2019）。而“全国文明城市”作为含金量较高的城市品牌，能够向具有迁移意愿的劳动力传递信号（朱金鹤等，2020）。另一方面，高管素质提升对企业社会责任的正面作用得到了学术界的广泛认同（Waldman和Siegel，2008；李冬伟和吴菁，2017）。高层梯队理论表明，高管团队是企业社会责任战略的决策者，其教育差异对社会责任行为的履行具有重要影响（李冬伟和吴菁，2017）。“烙印理论”表明特定阶段的环境特征将会对个体的后续行为产生持续影响，高管的教育经历也会影响其责任观念和经营理念（Marquis和Tilcsik，2013）。因此，企业高管学历越高，其个人素质也可能越高，就会越重视社会口碑和个人声誉，也更倾向于发挥个人价值来回报社会。李冬伟和吴菁（2017）、曹越和郭天枭（2020）均指出具有较高学历的高素质管理者更会关心食品安全、环境保护等社会问题，倾向于积极推动企业承担社会责任从而避免企业负面事件对个人声誉的不利影响。

3. 社会信用环境

在文明城市创建过程中对社会信用环境的改善会降低市场道德风险与不确定性因素。一方面，文明城市评比有利于城市营造诚实守信的良好社会信用环境。具体考核指标涉及市民对政府诚信的满意度等，因此参与文明城市评比的过程也是社会信用环境塑造的过程。另一方面，社会信用环境作为市场经济运行中的道德基础，具有激发企业社会责任感的功能（He，2020）。企业所处的社会信用环境越好，其越会承担社会责任，从而实现价值互惠（阳镇等，2021）。这是由于可靠的信用环境会降低交易行为的道德风险。同时，良好的信用环境有助于企业与利益相关方通过风险分担、价值共享等方式开展合作。此外，社会信用环境改善也有益于塑造具有道德属性的企业文化，引导员工的价值取向以及增加企业承担社会责任的内在驱动力。曹雨阳等（2022）指出社会信用改善对企业社会责任具有正向影响。综上所述，文章提出研究假说。

假说2：在文明城市推动企业社会责任治理中，政府、企业与社会都是参与主体，而文明城市创建能够通过增强政府环境规制，提高企业高管素质与改善社会信用环境三条路径来提升试点地区企业的社会责任感。

三、研究设计

（一）模型设定

在研究对象上，考虑到数据的可得性，文章将研究的时间范围固定在2009—2019年，以第三批、第四批与第五批^①文明城市试点所在的A股上市企业作为实验组，并删除了第一批和第二批文明试点城市所在企业的样本以避免其他批次干扰，最终共计以86个地级市^②所在企业为实验组，其他未获得称号的城市企业作为对照组。在研究方法上，采用多时点双重差分模型来研究文明城市创建对企业社会责任感的影响，并控制了企业与年份固定效应。设置基础回归模型，如式（1）所示。

其中，i、j和t分别表示企业、城市和时间；CSR_i,t表示被解释变量，即企业社会责任承担；DID_j,t为文章的核心解释变量，代表如果企业i所在的城市j在t年开始拥有文明城市称号，则t年和t年以后均设置为1，其余设置为0；∑Control_i,j,t为企业层面与城市层面的控制变量；Firm_i和Year_t为企业和年份的虚拟变量；ε_i,t为模型不可观测的随机误差项。

（二）变量选择

被解释变量：企业社会责任（CSR）。学术界对企业社会责任的衡量主要分为两类，一类是基于企业财务指标来代表，比如每股社会贡献值与企业慈善捐赠；另一类是基于第三方机构的评价。基于对衡量指标权威性、普适性的考虑，文章参考贾兴平和刘益（2014）、刘柏和王一博（2020）的研究，以上交所在2008发布的《关于加强上市公司社会责任承担工作的通知》中所定义的每股社会贡献值来度量企业社会责任。参考步丹璐等（2021）的研究，以企业慈善捐赠变量来衡量企业社会责任，从而进行稳健性检验。关于每股社会贡献值的具体测度如下所示。

解释变量为文明城市虚拟变量（DID）。根据“中国文明网”所公布的名单，企业所在的城市在当年与以后年份拥有“全国文明城市”称号则定义为1，反之为0。中介变量为政府环境规制（Pollution）、企业高管素质（Edu）和社会信用环境（Trust）。文章从政府、公众和企业三个层面表现社会文明对市场参与主体的影响。在政府环境规制的测度上，参考石大千等（2019）的环境污染综合指数来衡量城市环境控制严格程度。指标构建如公式（3）所示，k代表污染物排放种类，包含工业废水、工业二氧化硫及工业烟尘排放三种。P_jk表示第j个城市污染物k的排放量，Pv_jk则是第j个城市污染物k相对全国平均水平的排放指数，Pol_j是第j个城市三种污染物平均排放相对于全国平均水平的综合指数，该指数高则表示城市j的三种污染物排放在全国范围内相对较高，即该地区环境规制力度较差。在企业高管素质的考察上，结合李冬伟和吴菁（2017）的研究，采用高管平均学历水平来代表企业高管素质，参考人均受教育年限的测度方法，设置博士劳动者为23年，研究生为19年，大学为16年，高中（包括中专）为12年，初中9年和小学6年，计算方法为i企业所有高管的教育年限总和除以高管人数。在社会信用环境的衡量上，参考阳镇等（2021）的研究，采用《中国城市商业信用环境指数蓝皮书》中的方法来衡量地级市的社会信用环境。

控制变量：文章从企业层面和城市层面来考虑控制变量。企业层面上，选择企业规模（Size）、企业成长性（Growth）、企业经营现金流（Cf）、企业股权集中度（Large）、企业年龄（Age）和企业资产负债率（Lev）作为控制企业社会责任的协变量，分别采用企业资产总额的对数、营业收入增长率、货币资金除以总资产的比值、前十大股东持股占比（%）、样本年度减去企业注册年度的值、年末总负债除以总资产的比值。在城市层面上，选择工业程度（Industry）、创新能力（Patent）、文化底蕴（Culture）、开放程度（Fdi）、财政科教偏好（Fsd）和金融发展水平（Finance）作为控制企业社会责任的协变量，分别采用城市第二产业占GDP比重（%）、专利授权总量（万件）、公共图书馆藏书量（亿册）、实际使用外资金额（亿美元）、政府科教支出除以财政支出总额的比值、年末金融机构人民币各项贷款余额除以GDP的比值来衡量。

（三）样本选择和数据来源

文章选择2009—2019年中国沪深A股上市公司数据与地级市数据进行匹配，对上市公司层面的数据均进行了1%的Winsorize处理，并剔除了金融类公司、ST公司和数据缺失严重的公司。其中，企业数据来自于CSMAR 数据库，文明城市名单来自于“中国文明网”，专利授予总量数据来自于CNRDS中国研究数据服务平台。而社会信用环境数据来自于《中国城市商业信用环境指数蓝皮书》以及其他城市层面数据来自于《城市统计年鉴》。表1是样本的描述性统计。

四、实证结果分析

（一）基础回归结果分析

文章假设1的检验结果如表2所示，第（1）列为控制时间和企业效应，不加控制变量的非稳健标准误估计结果。第（2）列为控制时间和企业效应，不加控制变量的稳健标准误估计结果。第（3）列、第（4）列是在第（2）列的基础上逐步加入企业层面控制变量、城市层面控制变量的估计结果。基础回归结果表明，参与文明城市创建有利于提升试点城市企业的社会责任。表2第（1）—（4）显示，无论是否采用稳健标准误和是否加入控制变量，文明城市创建对于企业社会责任感的提升在1%或5%的显著性水平下正向显著，说明文明城市政策的实施能够使试点城市企业的每股社会贡献值相对于非试点城市企业提升0.096个单位。原因可能是文明城市创建有益于正式制度环境与非正式制度环境的完善。政府将完善制度法规，公众媒体将提高对企业社会责任承担的声诉与监督，而企业以良好道德为属性的内部文化逐步形成，进而提高了企业的社会责任（肖红军等，2015）。

（二）平行趋势检验

采用双重差分法对全国文明城市政策进行评估的重要前提是结果变量在处理组与控制组之间满足平行趋势假设。因此，文章采用事件分析法，对各城市的企业受到政策冲击年份以及该年份之前的企业社会责任进行检验，构建计量模型如下：

DID_j,t^±n为代表文明城市创建这一事件的虚拟变量，当处理组城市在获批试点之前的第n年时，DID_j,t^-n取值为1，当处理组城市在获批试点之后的第n年时，DID_j,tⁿ取值为1，否则DID_j,t^±n取0。控制变量与模型（1）一致。文章采用图示方法报告了平行趋势检验的结果，图1是在95%的置信区间下文明城市创建对企业社会责任的回归系数。

结果表明，在参与文明城市创建前，参数β₁、β₂和β₃的估计值均为负且不显著，即处理组和对照组之间的变化趋势并没有显著差异，说明研究满足平行趋势检验。在被评为文明城市之后，参数β_n的估计值开始显著为正，并在成为试点后的第3年至第4年间有大幅度上升。这表明文明城市创建对企业社会责任具有促进作用，且处理组在被评为文明城市的第3至4年间，企业社会责任呈现增进趋势。其原因可能是文明城市每隔3至4年会纳入新批次试点并对已有试点进行复查，这会提升试点城市整体的内部竞争程度并强化已有试点城市的治理力度。因此，在第3至4年间文明试点城市的企业的社会责任大幅提升。

（三）稳健性检验

1. 工具变量估计。文明城市的评比可能并非完全的外生事件，这会导致反向因果关系，产生内生性问题。因此，文章采用两阶段最小二乘方法，并选择大河沿岸城市为工具变量。黄河文明、长江文明与珠江文明是中国“大河文明”的典型代表。其中，黄河与长江被称为“母亲河”，是中国古代农耕文明的摇篮，而珠江则是中国古代海洋文明的源头。基于此，我们手动整理了三大河流的沿岸城市^③作为“大河文明”的虚拟变量，参考曾婧婧和周丹萍（2019）的处理方式，将其与时间变量的交乘项来构造面板数据的工具变量（IV）。从工具变量的相关性来看，大河流域土地肥沃，灌溉便利，这赋予了沿岸城市辉煌灿烂的古代经济文明（Feng等，2019）。目前，河流也发挥着水源供给、物资运输、生态美化等功能。可见，处于三大河流沿岸的城市更具备发展城市文明的历史基础与先天优势。从工具变量的外生性来看，近些年来以自然地理条件或历史既定事实来作工具变量的方法得到了学术界广泛认可，而三大河流沿岸城市作为一种自然地理条件与历史可能不会对企业的社会责任产生影响。

表3报告了两阶段最小二乘法的估计结果。其中，第（1）—（2）列为2SLS的第一阶段回归结果，被解释变量为文明城市的政策变量，结果表明工具变量对文明试点的系数估计值在1%的显著性水平下正向显著，并且通过了弱工具变量检验。第（3）—（4）列为2SLS的第二阶段回归结果，被解释变量为企业社会责任，结果显示文明城市的政策效应在1%或5%的显著性水平下正向显著，表明文明城市创建显著促进了企业的社会责任，即基础回归结果具有稳健性。

2. 排除其他政策。为避免类似或相关政策实施所产生的政策叠加效应，文章通过排除其他政策干扰来考察文明城市对企业社会责任提升的净效应。文章主要从经济文明、生态文明、精神文明三个层面选择了五个政策来排除可能存在的干扰。第一，选择了创新型城市与智慧城市创建作为经济文明层面的政策代表。第二，碳排放与污染排放是环境治理面临的两大难题，故而选择了低碳城市创建与中央环保督察作为生态文明层面的政策代表。第三，与精神文明层面贴近的试点政策除文明城市外并不多见，但国家历史文化名城通常具有深厚的历史文化底蕴，且具备弘扬保护传统文化精神的内涵，故而选其作为精神文明层面的政策代表。在处理方式上，文章在公式（1）的基础上依次将创新型城市（CX）、智慧城市（ZH）、低碳城市（DT）、中央环保督察（ZD）和国家历史文化名城（LW）五种政策设置为虚拟变量纳入回归，来评估文明城市创建对企业社会责任感提升的净效益，五种政策的变量设定方法与文明城市的政策虚拟变量（DID）的设定方法一致。

回归结果表明，全国文明城市政策能够独立于其他政策之外对企业社会责任产生提升作用。从表4第（1）—（6）列的DID系数估计值可以看出，在纳入五种政策后，文明城市政策对企业社会责任感的影响仍在1%或5%的显著性水平下正向显著。从其他政策系数估计值可以看出，仅低碳城市政策对企业社会责任的影响在10%的显著性水平下正向显著。首先这表明文章的核心结论具有稳健性，文明城市创建对企业社会责任的提升不受其他政策的干扰。其次，结果说明文明城市创建对企业社会责任的提升是生态、经济、精神与制度的四个层面的综合作用结果，单独某个层面的政策并不能对企业社会责任起到良好的促进效果。最后，结果表明低碳城市政策对企业社会责任具有一定程度的正向推动效果。

3. 安慰剂检验。^⑤参考周茂等（2018）的检验思路，对不可观测的遗漏变量通过反事实方法进行间接性检验。根据公式（1）可以得出 $\overset{\lower0.5em\hbox{$\smash{\scriptscriptstyle\frown}$}}{\alpha } _1$ 系数估计值的表达式为公式（5）所示。

$ \overset{\lower0.5em\hbox{$\smash{\scriptscriptstyle\frown}$}}{\alpha } _1 =\alpha _{1}+\gamma \frac{\text{cov}(DI{D}_{jt}，{\varepsilon }_{i,t}|Contro{l}_{i,j,t})}{\mathrm{var}(DI{D}_{jt}|Control_{i,j,t})} $

(5)

其中，γ为不可观测的遗漏变量对企业社会责任的影响，若γ=0则表示 $\overset{\lower0.5em\hbox{$\smash{\scriptscriptstyle\frown}$}}{\alpha }_ 1$ 无偏。文章通过随机模拟产生的虚拟变量代替DID_jt，若此时虚拟变量估计结果 $\overset{\lower0.5em\hbox{$\smash{\scriptscriptstyle\frown}$}}{\alpha }_ 1$ 为0则可反推γ=0，即不存在不可观测的遗漏变量影响模型估计结果。具体来讲，文章在2012年的第三批、2015年的第四批与2018年的第五批当中随机抽取了23个、28个与35个地级市试点样本，并重复随机过程500次，得到 $\overset{\lower0.5em\hbox{$\smash{\scriptscriptstyle\frown}$}}{\alpha }_ 1$ 的密度函数。结果表明随机估计系数的均值相较于基础回归结果已经非常接近于0。并且随机估计系数的分布以0为中心，基本服从正态分布，标准差小于0.01，这意味着γ=0。以上结果说明不存在遗漏变量影响政策评价的情况，文章的基础回归结果是稳健的。

4. 其他稳健性检验。（1）PSM-DID估计。文章以控制变量作为匹配变量，通过logit模型采用“卡尺匹配”方法进行假设检验，得到匹配后的样本9963个。在此基础上依据匹配结果对模型进行估计。（2）替代变量法。文章参考步丹璐等（2021）的研究，更换被解释变量为社会慈善捐赠额进行重新估计。（3）联合固定效应。文章在公式（1）的基础上进一步控制了省份和时间联合效应、行业和时间联合效应。（4）子样本检验法。文章在剔除掉经济发展与城市规模排名前5%与倒数5%的城市后重新进行回归。结果表明 DID 系数估计值均在1%或5%的显著性水平下正向显著。

五、作用机制检验

基础回归结果验证了文章的假说1，那么文明城市创建通过哪些路径提升了企业社会责任？这是还需探讨的问题。为验证假说2，文章从政府、企业与社会层面分别选择中介变量，参考朱金鹤等（2021）构建中介效应模型，如公式（6）和（7）所示。

$M_{i,j,t}$ 是中介变量，包含政府环境规制（Pollution）、企业高管素质（Edu）与社会信用环境（Trust）三个。其他变量与基础回归中保持一致，回归结果如表5所示。如果δ₁、ρ₁和ρ₂均显著，且ρ₁与公式（1）中α₁相比估计系数与显著性大小均有所下降，则可证明中介变量在文明城市提升企业社会责任中承担了部分中介作用。作用机制检验结果的具体阐述如下。

第一，文明城市创建的过程是政府治理提升的过程，参与文明城市创建对环境规制的强化有益于企业履行社会责任。表5第（2）列显示文明城市政策对城市污染排放的影响在1%的显著性水平下负向显著，表明文明城市评比能有效引导地方关注点向公共治理倾斜，增强地方环境规制力度（姚鹏等，2021）。第（3）列显示文明城市政策与政府环境规制同时纳入回归模型后，两者对企业社会责任的影响在5%或10%的显著性水平下正向显著，且DID的系数估计值与显著性水平相比于第（1）列均有下降。说明企业是污染治理的主体，而环境规制力度的增强会促使企业履行环境责任，进而促使企业承担社会责任（龙文滨等，2015）。第二，文明城市创建的过程是企业人才汇聚的过程，参与文明城市创建提高了高管素质，这有益于企业履行社会责任。表5第（4）列显示文明城市创建对企业高管素质的影响在5%的显著性水平下正向显著，说明文明城市品牌能够吸引高素质人才在试点城市聚集，进而为企业高层提供高水平的人才市场（朱金鹤等，2020）。第（5）列显示文明城市政策与企业高管素质同时纳入回归模型后，两者对企业社会责任的影响在5%或10%的显著性水平下正向显著，且DID的系数估计值与显著性水平比第（1）列均有所降低。说明受教育水平高的高管更重视道德修养和声誉要求，这有益于企业承担社会责任（曹越和郭天枭，2020）。第三，参与文明城市创建会改善信用环境，这有益于企业履行社会责任。表5第（6）列显示文明城市创建对社会信用环境的影响在1%的显著性水平下正向显著，说明文明城市创建在营造诚实守信的社会信用环境上取得了成效。第（7）列显示文明城市政策与社会信用环境同时纳入回归模型后，两者对企业社会责任的影响在5%或10%的显著性水平下正向显著，且第（7）列DID的系数估计值与显著性水平比第（1）列均有所降低。说明良好的信用环境能够促使企业承担社会责任（曹雨阳等，2022）。

六、异质性分析^④

（一）区域层面异质性

1. 经济发展异质性。文章以各城市平均每年的人均GDP的中位数为标准，将样本划分为发达经济区和欠发达经济区两组后进行分组回归。结果表明经济发达地区的文明试点城市对企业社会责任的系数估计值与显著性水平均高于经济欠发达地区。这可能是由于经济欠发达地区的优秀企业较少，而承担企业社会责任需要消耗企业内部资源，需要以经营绩效作为基础（王爱群和刘耀娜，2021），这些企业可能难以承担社会责任。

2. 法制环境异质性。以法律制度为代表的正式制度是公共政策推行的保障，也是规范经济主体行为边界以及减少外部性与机会主义行为的基础（阳镇等，2021）。文章以王小鲁与樊纲编制的《中国分省份市场化指数报告》中“法律制度环境指数”为区域法制环境的代表，按照法制环境年均值的中位数将样本划分为高法制水平区与低法制水平区后进行分组回归。结果表明高法制环境组的系数估计值与显著性水平均大于低法制环境组。这可能是由于地方法制越健全，政府治理能效就越高。同时，法制环境越差的地区，企业的法律意识也会相对薄弱，可能出现经营违规与不守诚信等情况（彭晓等，2020）。

（二）企业层面异质性

1. 企业性质的异质性。国有企业与非国有企业高管面对企业战略决策时存在首要目标的差异性。文章按照企业产权性质将样本划分成国有和非国有两组进行回归。结果表明国有企业的政策效应在5%的显著性水平下正向显著，非国有企业并不显著。产生差异的原因可能是国有企业最先受到创建文明城市政策的影响，也会成为文明城市创建的执行者（石大千等，2019）。

2. 内部控制的异质性。文章将企业内部控制分为存在缺陷和不存在缺陷两组进行回归。结果表明文明城市提升企业社会责任的政策效应对于内部控制缺陷的企业并不显著，对于内部控制不存在缺陷的企业来说，在5%的显著性水平下正向显著。这可能是由于内部控制制度完善有益于企业在经营中规避可能出现的风险。而内部控制体系健全可以很好地监督和约束经理人，抑制其道德风险和逆向选择行为（曹雨阳等，2022）。

七、进一步探讨^⑥

文明城市创建具有“先试先行，由点至面”的特征。伴随着试点政策扩散，即文明城市试点队伍不断壮大，这会带来政策效应的强化还是弱化？此问题的回答是论证文明城市政策的扩散价值，判别扩散型政策优势的关键。基于此，文章进一步探究试点政策扩散和文明城市创建与企业社会责任之间的关系。文章构建构造文明城市试点政策扩散变量，来考察政策扩散的影响。根据文明城市各批次试点来对政策扩散变量（PD）动态赋值：以省内拥有的试点数量，试点城市占比来衡量试点政策扩散的数量（Quantity）。以省份内拥有的试点城市的企业社会责任的均值来衡量试点政策扩散的质量（Quality）。在模型（1）的基础上，加入文明城市试点政策扩散变量并构建模型，如公式（8）所示。p表示省份，其他变量定义与上文一致。

根据分析结果，在两种政策扩散数量的构造方法下，DID×Quantity的系数估计值在1%或5%的显著性水平下正向显著，政策扩散质量即DID×Quality的系数估计值也在1%的显著性水平下正向显著。表明在文明城市试点政策扩散下，省内试点数量增加与试点质量提升均会强化文明城市创建对企业社会责任的促进作用。企业在这场文明治理中迫于政府规制与社会舆论的制度压力，会围绕社会责任承担展开“逐顶竞争”。

八、主要结论与政策建议

文章用2009—2019年沪深A股上市公司数据与地级市数据匹配，从而构造非平衡面板，并通过多时点双重差分模型分析文明城市创建如何提升企业社会责任。研究表明：第一，参与文明城市创建能够促进试点城市企业社会责任的提升。第二，文明城市的创建过程是政府治理的提升过程、企业人才的聚集过程和社会信任的塑造过程，参与文明城市创建能够通过增强政府环境规制，提高企业高管素质与改善社会信用环境三条路径来提升企业社会责任。第三，文明城市对企业社会责任的政策效果会受到区域层面与企业层面因素的影响。经济发达地区的政策效应强于经济欠发达地区，而法制环境健全地区强于法制环境落后地区。国有企业的政策效应强于非国有企业，内部控制无缺陷企业强于内部控制有缺陷企业。第四，文明城市试点政策的扩散会增强文明城市创建对企业社会责任的政策效果，促使试点城市的企业围绕社会责任展开“逐顶竞争”。

文章得到的政策启示为：其一，提升城市文明水平，“催生”企业的“道德血液”。一方面，要长效化开展文明城市创建，推进企业主动承担社会责任。另一方面，应发挥文明城市评比对地方政府行为的引导作用，逐步将企业社会贡献类指标纳入文明城市考核体系。其二，促进政府、公众与企业共同参与文明城市对企业社会责任的治理过程。政府主体应增加关于企业社会责任的立法制度、经济激励制度、行业性规定等正式制度供给。公众主体应在提升责任意识的基础上争做文明风尚的传播者，并提高公众的监督。企业主体应发挥高层次人才在企业战略中的作用。其三，强化社会责任的分类治理。一方面，试点城市要在省内起到示范作用，引导各批次试点城市良性竞争。另一方面，根据企业产权性质与内部控制的差异，逐步引导企业履行社会责任。

① 这三个批次文明试点的公布时间分别为2011年12月、2015年2月与2017年11月。文章将获批时间是当年上半年的，设定当年开始拥有“全国文明城市”称号；获批时间是当年下半年的，设定下一年开始拥有“全国文明城市”称号。故而设定政策虚拟变量的第三批时间为2012，第四批时间为2015，第五批时间为2018。

② 文章只以地级市企业为研究对象，剔除掉了北京、上海、天津与重庆四个直辖市的企业样本。

③ 黄河沿岸共33个地级市，长江沿岸共28个地级市，珠江沿岸共14个地级市。

④ 限于篇幅，分析表格省略，读者若有兴趣可向作者索取。

⑤ 限于篇幅，安慰剂检验和其他稳健性检验分析图表省略，读者若是感兴趣可向作者索取。

⑥ 限于篇幅，分析表格省略，读者若有兴趣可向作者索取。