全球正處于百年未有之大變局，逆全球化貿易加劇，供應鏈脆弱性一覽無余，這一現象對各國經濟發展與社會穩定產生深遠影響。所以，如何提高供應鏈韌性已經成為全球重點關注的話題之一。美國政府成立了白宮供應鏈韌性委員會以及頒布多項措施來提升供應鏈的抗風險能力和競爭力。2024 年 7 月 21 日，《中共中央關于進一步全面深化改革、推進中國式現代化的決定》明確提出，“要健全提升產業鏈供應鏈韌性和安全水平制度，強調打造自主可控的產業鏈供應鏈，建立產業鏈供應鏈安全風險評估和應對機制”。該決定將供應鏈韌性和安全納入國家發展戰略，進一步提升自主創新能力，減少對外部供應鏈的依賴。因此，確保供應鏈安全穩定已成為各國普遍面對的嚴峻挑戰和重大議題。

　　低碳城市試點政策是邁向碳達峰、碳中和目標的關鍵步驟，是深刻踐行創新、協調、綠色、開放、共享五大發展理念的積極響應。2010 年，國家發展和改革委員會率先啟動低碳城市試點工作，并于 2012 年和 2017 年兩個關鍵節點上擴大試點范圍，總共涵蓋 81 個省市和區縣。目前，相關學者對低碳城市試點政策的研究呈上升趨勢，在宏觀層面上，主要研究低碳城市試點政策對城市綠色創新水平、就業、減碳降排的影響。在企業微觀層面上，探究低碳城市試點政策對企業轉型、環境規制、碳排放的影響，但鮮有學者探討低碳城市試點政策與供應鏈韌性之間的關系。鑒于此，本文選取 2009-2022 年中國滬深 A 股上市公司為研究對象，深入探討低碳城市試點政策對供應鏈韌性的影響，以期填補這一領域的研究空白。

　　1 理論分析與研究假設

　　裴玉蓉提出將供應鏈韌性定義為 “供應鏈受到干擾后能夠恢復到原狀態或者更加理想狀態的能力”。本文從供應鏈抵抗和恢復能力兩個方面探究低碳城市試點政策對供應鏈韌性的作用。

　　低碳城市試點政策是一項全面的環境管理政策，相關政府部門要求企業增加污染治理投資，做到節能減排，企業一方面迫于政府壓力，不斷優化資源配置，發展低消耗、低污染、高附加值、高科技含量的產業，加速企業產業結構升級，提高企業的整體運營效率和盈利能力來增強自身抵抗風險的能力，從而增強供應鏈韌性。另一方面，政策的實施能夠提高公眾的環保意識，共同營造綠色低碳發展的良好氛圍。在這種氛圍下，企業更加注重供應鏈的綠色低碳轉型和可持續發展，積極開展數字化轉型，在正向溢出效應的作用下，供應鏈上下游企業可以共享信息，減少信息差，有助于企業及時做出適應性調整，提高供應鏈恢復能力，進而構建更加堅韌的供應鏈體系。據此，本文提出假設 H1：低碳城市試點政策能夠提高供應鏈韌性。

　　綠色技術創新作為企業核心競爭力的重要來源，是企業綠色轉型的重要手段。一方面，企業綠色技術創新離不開低碳政策的 “軟約束”。低碳城市試點政策的推行迫使企業低碳轉型，同時政府補貼等一系列措施增強企業內部的綠色創新驅動力，并有效縮減其創新過程中的成本支出，從而增加企業綠色創新行為。另一方面，低碳轉型的深入推進必將改變我國長期以來高耗能、高排放的生產模式，推動傳統產業向低碳化、綠色化轉變，并通過產出效應和要素替代效應促進企業對高素質人才的吸納，激發企業綠色技術創新的靈感和動力，加速向綠色技術前沿邁進。企業綠色技術創新能使企業數智結合，有助于實現供應鏈的透明化管理，提高供應鏈的響應速度和靈活性。不僅如此，企業綠色技術創新促使企業重新評估和優化供應鏈結構，選擇更環保、更可靠的供應商和合作伙伴，有助于減少供應鏈的脆弱環節，提高供應鏈的穩定性和韌性。據此，本文提出假設 H2：低碳城市試點政策通過綠色技術創新來增強供應鏈韌性。

　　2 樣本選擇與模型構建

　　2.1 數據來源

　　本文選取 2009-2022 年中國滬深 A 股上市公司為研究樣本，分析低碳城市試點政策對供應鏈韌性的影響。低碳城市的名單來自《關于開展低碳省區和低碳城市試點工作的通知》，企業層面的數據來自國泰安數據庫和中國研究數據服務平臺。本文對原始數據進行如下處理：剔除樣本期間內 ST、*ST 等企業;剔除金融類行業企業樣本，最終獲得 31119 個企業年度觀測值，描述性統計如表 1 所示。

　　變量觀測值平均值標準誤最小值中位數最大值

　　Chaineff311191.39751.319-7.021.2915.80

　　ln pat311193.676219.9190.000.001075.00

　　ln inventoryturnover311191.38531.229-1.941.296.14

　　Size3111922.17801.28819.9221.9526.22

　　Lev311190.39360.1960.050.380.89

　　Cash311190.10140.162-0.600.090.67

　　Both311190.30200.4590.000.001.00

　　Board311192.24060.1761.792.302.77

　　Indpe3111937.56585.28733.3336.3657.14

　　Top 13111934.670514.8598.7532.6574.82

　　2.2 核心變量的測度方法

　　2.2.1 被解釋變量

　　供應鏈韌性 (Chaineff)。低碳城市試點政策促進企業數字化轉型，加強與供應鏈伙伴的緊密合作和信息共享，企業可以更加準確地預測市場需求、優化采購計劃和生產計劃，從而降低存貨水平、提高存貨周轉率。本文參照趙玲等 (2024) 的研究，采用公司存貨周轉率的自然對數來衡量供應鏈韌性，該值越大，表明企業應對風險的抵抗和恢復能力越好。

　　2.2.2 核心解釋變量

　　低碳城市試點政策 (did)。由 treated 與 t 虛擬變量的交互項構成。參照洪濤等 (2024)、徐佳等 (2020)，王鋒等 (2022) 的方法，本文以 2013 年作為第一、二批低碳城市試點政策的共同時間節點，以 2017 年作為第三批低碳城市試點政策的時間節點。同時，借鑒宋弘等 (2019) 的方法，將低碳試點省份所涵蓋的全部城市統一視為低碳試點城市范疇。針對城市層面存在的多重政策實施時間點問題，我們采取簡化策略，即選取各城市中最早的政策實施點作為統一界定標準，以確保研究的一致性與精確性。如果該城市為試點城市，則 treated 為 1，反之為 0。t 代表政策試點虛擬變量，如果樣本年度在政策實施之后，t 取值為 1，反之為 0。

　　2.2.3 中介變量

　　綠色技術創新 (lnpat)。由于綠色專利授權量要比綠色專利申請量質量更高、技術更成熟。不同于多數人的衡量指標，本文借鑒肖仁橋等 (2023) 的研究，采用綠色專利授權量來衡量綠色技術創新。

　　2.2.4 控制變量

　　為了排除其他因素對供應鏈韌性的影響，借鑒張樹山等 (2023) 和王煜昊等 (2024) 的研究，選取企業層面的 7 個控制變量進行控制，包括企業規模 (Size)、資產負債率 (Lev)、經營性現金流 (Cash)、兩職合一 (Both)、股權集中度 (Top1)、董事會規模 (Board)、獨立董事占比 (Indpe)，主要變量如表 2 所示。

　　變量變量名稱變量符號測量方式

　　被解釋變量供應鏈韌性Chaineff公司存貨周轉率的自然對數

　　解釋變量低碳城市試點政策didtreated * t

　　控制變量企業規模SizeLn (企業總資產)

　　資產負債率Lev總負債 / 總資產

　　經營性現金流Cash現金流量凈額除以總資產

　　兩職合一Both董事長與總經理是否為同一人;0 : 否;1 : 是

　　股權集中度Top1公司第一大股東持股比例

　　董事會規模BoardLn (董事會董事數量 +1)

　　獨立董事占比獨立董事數量與董事規模之比

　　2.3 模型設定

　　本文將低碳城市試點政策看作一項準自然實驗，旨在檢驗低碳城市試點政策對供應鏈韌性的潛在效應，借鑒前人的研究，模型設定為多期雙重差分模型。基準回歸模型如式 (1) 所示。

　　Chaineffi,t?=β0?+β1?didi,t?+βcontrolsi,t?+μi?+λt?+εi,t?(1)

　　其中：Chaineffi,t表示某一上市公司 i 在 t 年的供應鏈韌性水平，didi,t是反映公司 i 在 t 年是否實施試點的虛擬變量，如果企業 i 在 t 年實施試點，取值為 1，否則為 0;β1是衡量低碳城市試點政策是否提高企業供應鏈韌性的關鍵系數，controlsi,t表示一系列控制變量;為消除企業個體特征與時間趨勢對供應鏈韌性的影響，模型引入企業個體效應和時間效應，μi表示個體固定效應;λt表示時間固定效應，εi,t代表隨機誤差項。

　　3 實證結果及分析

　　3.1 基準回歸結果

　　根據式 (1) 進行回歸，回歸結果如表 3 所示，所有結果都固定了時間效應和個體效應，都在行業層面進行了聚類。列 (1) 不加任何控制變量，列 (2) 加入一系列控制變量。列 (1) 和列 (2) 的回歸系數分別為 0.048、0.057，并都在 5% 水平下顯著為正。說明低碳試點政策相較于非試點，對供應鏈韌性的提升作用更為顯著。假設 H1 得到驗證。

　　(1)(2)

　　ChaineffChaineff

　　did0.048 **0.057 **

　　(0.023)(0.023)

　　Size0.028

　　(0.036)

　　Lev-0.452 ***

　　(0.128) ***

　　Cash(0.038) 0.409

　　Both0.001

　　(0.020)

　　Board0.074

　　(0.066)

　　Indpe-0.000

　　(0.002)

　　Top 1-0.001

　　(0.002)

　　_ cons1.372 ***0.776

　　(0.013)(0.835)

　　調整 R2 N30789.000 0.80830789.000 0.810

　　時間固定yesyes

　　個體固定

　　注：Standard errors in parentheses;* 表示 p<0.1，表示 p<0.05，*** 表示 p<0.01

　　3.2 平行趨勢檢驗

　　滿足平行趨勢檢驗是多期 did 應用的重要前提，它要求在低碳城市試點政策實施之前，實驗組和對照組的供應鏈韌性不存在顯著差異。本文以政策實施的前一期為基準，在 95% 的置信區間下得到政策效應趨勢圖。圖 1 表明，在低碳城市試點政策實施之前，實驗組和對照組都不顯著，滿足平行趨勢檢驗。在政策實施當年及之后的 7 年，政策效應十分明顯，最后一年效應不顯著。可能的原因是，隨著時間的推移，政策受益者可能已經充分利用政策帶來的優勢，進一步改善的空間逐漸縮小，導致政策效果的邊際遞減。

　　3.3 穩健性分析

　　3.3.1 安慰劑檢驗

　　為避免對照組和實驗組供應鏈韌性差異是由低碳城市試點政策以外的其他因素導致的，為進一步證明前文估計結果的可靠性，我們采取時間安慰劑這種反事實檢驗方法。鑒于本文設定的首批試點年份為 2013 年，與實際起始年份存在時間偏移，故我們構造了虛擬的政策實施時間點，分別將低碳城市試點政策的啟動年份前置 4 年、5 年及 6 年，構建虛假的政策時間，考察在未提出低碳試點城市政策時，供應鏈韌性是否依舊顯著。若仍顯著，則表明存在未觀察到的能提升供應鏈韌性的因素;若不顯著，則表示低碳城市試點政策的實施對供應鏈韌性的提升作用穩健有效。表 4 表明，提前 4 年、5 年、6 年均不顯著，所以低碳城市試點政策對供應鏈韌性的影響是穩健的。

　　3.3.2 傾向得分匹配

　　為了避免樣本選擇偏差造成的內生性問題，本文采用傾向得分匹配的雙重差分模型 (psm-did) 進行穩健性檢驗。首先將企業規模、資產負債率、經營性現金流、兩職合一、股權集中度、董事會規模、獨立董事占比設為協變量，然后采用最近鄰 1∶2 匹配法進行匹配前后的平衡性檢驗。表 5 表示，匹配后協變量偏差的絕對值變小，并且都小于 5%，說明匹配效果良好。此外，匹配后的 P 值不顯著，這表明通過平衡性檢驗。圖 2 代表匹配前后的核密度分布圖，匹配之后實驗組和對照組的曲線相比匹配之前更加緊密，因此可以說在一定程度上此種方法產生了降低樣本選擇性偏差的處理效果，最后用匹配后的樣本進行雙重差分，回歸結果如表 6 列 (1) 所示。did 回歸系數為 0.0596，并且在 5% 水平下正向顯著，與基準回歸相比，兩者在系數和統計顯著性上也未表現出顯著差異。因此，可以判定該模型具有穩健性。

　　3.3.3 替換被解釋變量

　　為了保證結論的穩健性，參考鄧慧慧等 (2024) 的研究，采用存貨周轉天數作為被解釋變量，存貨周轉天數越短，企業的運營效率越高，資金占用水平越低，從而有助于提升供應鏈韌性。回歸結果如表 6 列 (2)(3) 列所示，低碳城市試點政策顯著減少了存貨周轉天數，提高了存貨周轉率，從而提升了供應鏈韌性。與基準回歸結果一致，保證了回歸結果的穩健性。

　　3.3.4 刪除直轄市樣本

　　由于直轄市作為國家的政治、經濟、文化中心，往往享有更多的政策優惠和市場資源。為了探究結果的普遍性和適用性，剔除北京、上海、天津、重慶四個直轄市樣本進行回歸，得到表 6 列 (4)(5)，無論加不加控制變量，回歸結果都在 1% 水平下顯著為正，所以低碳城市試點政策確實能夠提高供應鏈韌性，進一步證明了結果是穩健的。

　　4 作用機制

　　根據前文理論的假設，低碳城市試點政策主要通過綠色技術創新來提升供應鏈韌性。借鑒江艇 (2022) 的兩步法，設定計量模型。

　　Mi,t?=α0?+α1?didi,t?+αcontrolsi,t?+μi?+λt?+εi,t?(2)

　　M 為中介變量，其他變量與基準回歸一致。低碳城市試點政策迫使企業改變原有的產業結構，進而尋求更符合綠色生產的模式，綠色技術創新是企業擁護國家政策的關鍵一環。另外，綠色技術創新涉及供應鏈的各個環節，可以幫助企業拓展銷售渠道、建立產品差異化優勢、增強組織學習能力來提升供應鏈韌性 [27]。從表 7 列 (2) 可以看出，變量 lnpat 系數估計值為 1.447，通過了 5% 水平下的顯著性檢驗，表明綠色技術創新的確是低碳城市試點政策促進供應鏈韌性的一條中間渠道，這與假設 H2 的預期結果一致。

　　5 異質性分析

　　5.1 城市行政等級異質性

　　不同城市之間在經濟發展、產業結構、科技創新、資源稟賦等方面存在顯著的差異，因而該政策可能會對不同行政等級城市的供應鏈韌性產生不同的影響。本文將樣本劃分為重點城市與一般城市兩組，重點城市主要包括直轄市、省會城市與副省級城市。從表 8 列 (1)(2) 可以看出，低碳城市試點政策對重點城市的供應鏈韌性具有顯著提升作用，一般城市則無顯著性。原因可能是：重點城市由于其在國家發展戰略中的重要地位，往往能夠獲得更多的政策支持和資源傾斜，這使得重點城市在執行低碳城市試點政策時更具力度和效果，從而更容易對供應鏈韌性產生顯著影響。相比之下，一般城市可能在政策執行和資源分配上相對較弱，

　　導致政策效果不夠顯著。

　　5.2 城市資源異質性分析

　　低碳城市試點政策作為一項綜合型環境規制，包括命令型環境規制、市場型環境規制和自愿型環境規制，政府在制定政策時會考慮城市的資源狀況，所以不同資源的城市可能會對供應鏈韌性有所影響。根據《全國資源型城市可持續發展規劃 (2013—2020 年) 的通知》將樣本分為資源型城市和非資源型城市，回歸結果如表 8 列 (3)(4) 所示，資源型城市不顯著，而非資源型城市顯著提升了供應鏈韌性，可能的原因為資源型城市高度依賴于某些自然資源的開采和加工，其經濟結構相對單一，這對于資源型城市的傳統產業鏈構成了較大挑戰，供應鏈調整難度大，因此供應鏈韌性不顯著。相反，非資源型城市的經濟結構更加多元化，供應鏈也更為靈活，此外，非資源型城市更多依賴國家政策的扶持，因此在低碳政策的試行下，更能為其提供資金支持，供應鏈韌性更顯著。

　　(1)(2)(3)(4)

　　重點城市一般城市資源型非資源型

　　did0.115 **0.0470.0480.052 **

　　(0.047)(0.034)(0.061)(0.025)

　　Size0.0230.0130.0710.012

　　(0.037)(0.046)(0.054)(0.036)

　　Lev-0.402 ***-0.479 ***-0.665 ***-0.425 ***

　　(0.128)(0.168)(0.219)(0.129)

　　Cash0.434 ***0.327 ***0.406 ***0.411 ***

　　(0.062)(0.067)(0.129)(0.040)

　　Both-0.001-0.013-0.054-0.001

　　(0.031)(0.030)(0.063)(0.022)

　　Board0.0530.103-0.0240.080

　　(0.089)(0.093)(0.168)(0.074)

　　Indpe-0.0020.003-0.0010.000

　　(0.002)(0.002)(0.004)(0.002)

　　Top 1-0.0040.0010.005-0.002

　　(0.003)(0.002)(0.003)(0.002)

　　_ cons1.0750.8270.0251.126

　　(0.862)(1.092)(1.322)(0.800)

　　N17 609.00013 137.0002 792.00027 959.000

　　調整 R²0.8210.7940.8230.812

　　時間固定yesyesyesyes

　　個體固定yesyesyesyes

　　6 結論與建議

　　基于中國滬深 A 股上市企業 2009—2022 年的觀測樣本，采用多期雙重差分法實證檢驗了低碳城市試點政策對供應鏈韌性的作用。得到結論如下：第一，低碳城市試點政策對供應鏈韌性有正向影響。第二，作用機制分析表明企業綠色技術創新在低碳城市試點政策影響供應鏈韌性方面存在部分中介作用。第三，低碳城市試點政策對供應鏈韌性存在異質性，政策效應在重點城市和非資源型城市能夠提升供應鏈韌性。上述結論為低碳城市試點政策的試行提供了新的視角，為了更好地提升供應鏈韌性，提出以下建議。

　　首先，政府應繼續加大對低碳城市試點的財政投入和政策支持，包括稅收優惠、補貼獎勵等，以激勵更多企業參與低碳轉型和綠色技術創新。

　　其次，鼓勵企業建立多元化、靈活性的供應鏈體系，減少對單一供應商或市場的依賴，同時推動供應鏈管理的數字化轉型，利用大數據、云計算、物聯網等高科技手段，提升供應鏈的透明度和協同效率，增強供應鏈的響應速度和韌性。

　　再次，針對重點城市，應充分發揮其示范引領作用，推動形成一批低碳發展的標桿企業和項目，帶動周邊地區共同發展。對于非資源型城市，應鼓勵其依托自身產業優勢，發展低碳環保產業，實現經濟結構的優化升級。

　　最后，政府應動態監控低碳城市試點政策的效力，建立相應的獎懲機制，防止企業因短期利益而偏離政策發展目標。

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