親清政商關系的綠色治理效應
——來自綠色并購的證據

羅進輝，巫奕龍，劉海潮，鄒維佳

（1.廈門大學 管理學院，福建 廈門 361005；2.中國人民銀行青島市分行，山東 青島 266000）

一、引言

黨的十八大以來，以習近平同志為核心的黨中央高度重視生態環境保護，強調綠色發展理念。在我國快速工業化的過程中，工業活動成為主要污染源頭。2012 年工業企業排放的二氧化硫、氮氧化物和顆粒物占全國排放量的比例分別高達90.27%、70.93%和83.39%。①數據來源：全國環境統計公報?？梢?，環境治理的關鍵在于推動工業企業綠色轉型，這高度依賴于地方政府對中央環保政策的有效落實。而在財政壓力和晉升激勵的共同作用下，地方官員習慣于利用事權制定“土政策”來替代正式的環境法規，特別是對本地高利稅項目的地方保護，從而在長期粗放型發展中形成生態頑疾（周黎安，2004；張琦等，2019；聶輝華，2020）。近年來，中央積極嘗試打破環境治理中的地方保護主義。例如，2015 年開始試點中央環保督察制度，截至目前已開展兩輪中央環保督察，共受理轉辦群眾生態環境信訪舉報28.7 萬件，完成整改28.5 萬件，問責一大批地方領導干部，這反映出地方保護主義下的生態頑疾之深。

除了行政干預和地方保護外，企業還面臨綠色轉型成本管控與短期經營效益之間沖突的權衡選擇問題，不少企業采取消極態度對污染問題久拖不治、敷衍整改，這要求地方政府疏堵結合，通過優化政府職能和提供經濟激勵來引導和支持企業綠色轉型。換言之，健全環境治理的長效機制應進一步壓實地方政府的目標責任，以有為政府來推動有效市場協同發展。許多主流媒體呼吁地方政府做好環境監督落實的角色補位工作，撬動地方保護背后的既得利益藩籬。例如，《中國環境報》呼吁“推進綠色發展需協調市場與政府關系”，《經濟參考報》也呼吁“加強政府有效監管激活綠色發展新動能”。與上述呼吁相對應的是，在新發展階段，我國地方政府正在積極構建以“親”“清”為核心特征的新型政商關系。親清政商關系是一種政府與企業家身份平等、彼此獨立、各盡其職、合作共贏的非人格化、非依附型全新政商關系（王帥，2019），其強調的不是互惠互利的利益合作關系，而是基于法治的服務與被服務關系（羅進輝等，2022）。截至2022 年底，各地方發布了有關構建親清政商關系具體舉措的法規和規章48 份、規范性文件915 份、工作文件1 891 份。①數據來源：北大法寶數據庫。全國各地構建親清政商關系的實踐方興未艾，傳統政商關系所引致的“頑疾”得到有效解決。本文思考的一個問題是：親清政商關系是否具有綠色治理效應？

現有文獻從多個方面考察了親清政商關系的微觀經濟后果。管考磊（2019）、周俊等（2020）以及蔣長流等（2021）研究發現，親清政商關系的構建有利于為企業營造公平競爭的市場環境，使得企業有更強的資源能力和市場動機開展創新活動，提高技術創新水平。也有文獻探究了親清政商關系對企業投資效率（莊旭東和張翼飛，2021）、社會責任績效（江炎駿和許德友，2020）、勞動收入份額（楊紅娟和馮巧根，2023）、戰略變革（羅進輝等，2023b）以及企業競爭優勢（江炎駿，2020）的積極作用。具體到綠色治理效應，羅進輝等（2023a）以及石懷旺等（2023）基于企業綠色創新視角的研究表明，地區政商關系親清化有利于提高本地企業的綠色創新水平。企業推進綠色轉型包括內生路徑和外生路徑兩類，其中自研綠色技術、引進環保設備等屬于內生路徑，外生路徑則主要指綠色并購，即從目標企業引進綠色技術、清潔能源和綠色產品等綠色資源，實現經濟效益和生態效益協調統一，其具有顯著的速度優勢和經濟優勢（Salvi 等，2018；潘愛玲等，2019）。越來越多的傳統污染企業選擇綠色并購這種方式推進綠色轉型。因此，本文將綠色并購納入親清政商關系綠色治理效應的研究框架中，考察親清政商關系對企業綠色并購的影響。

本文結合企業家精神配置理論和融資約束理論，利用2012—2020 年中國A股工業企業的并購數據，系統考察了中國制度背景下親清政商關系影響企業綠色并購的決策表現、作用路徑和協同效應。研究發現，地區親清政商關系水平越高，本地企業越傾向于進行綠色并購，這種促進作用在尋租依賴程度較大的企業中和環境治理壓力較大的地區更強。這說明親清政商關系能夠轉換尋租型企業的傳統經營理念，強化政府的環境治理職責，從而凸顯了親清政商關系的綠色治理效應。機制檢驗表明，親清政商關系通過優化企業環保注意力配置和緩解企業融資約束來促進企業綠色并購。這表明親清政商關系的“親而有度”和“清而有為”有利于增強企業綠色并購的動機和能力。進一步研究發現，親清政商關系更有助于推動企業并購本地綠色企業，這是因為地方政府更有動機和能力支持和引導本地企業之間的綠色并購，實現轄區內的綠色資源整合和綠色發展。經濟后果分析表明，與非綠色并購相比，綠色并購事件公告得到了更加積極的短期市場反應，說明投資者認可企業的綠色并購是積極的戰略轉型之舉。同時，親清政商關系驅動下的綠色并購顯著提高了企業的環境績效、綠色創新績效和財務績效，具有積極的長期協同效應。這說明親清政商關系驅動下的綠色并購有利于激發企業的實質性轉型動機，助力其可持續發展。本文還發現，親清政商關系抑制了企業綠色并購的脫耦行為，為親清政商關系促進企業實質性綠色并購提供了增量證據。

本文的主要貢獻體現在：第一，從企業綠色并購的視角補充了親清政商關系微觀經濟效應特別是綠色治理效應的研究。自親清政商關系被提出以來，學者們對親清新型政商關系的理論框架構建和經濟后果展開了持續關注和討論（侯方宇和楊瑞龍，2018；管考磊，2019；周俊等，2020；黃先海和宋學印，2021；蔣長流等，2021）。在親清政商關系的綠色治理效應方面，羅進輝等（2023a）以及石懷旺等（2023）考察了親清政商關系對企業內生式綠色轉型路徑——綠色創新的影響，但對于其在企業外生式綠色轉型路徑——綠色并購中的重要作用，目前卻尚未有文獻涉及。本文分析了親清政商關系對企業綠色并購的影響效應及內在機制，既完善了親清政商關系綠色治理效應的理論框架，又深化了制度環境影響企業行為的相關研究。第二，本文從政商互動關系視角豐富了企業綠色并購影響因素的研究。綠色并購是一種新型的并購活動，現有文獻從外部環境角度對企業綠色并購的影響因素進行了有益的探索（Li 等，2020；潘愛玲等，2019，2021；黃維娜和袁天榮，2021）。有學者關注到環境規制對企業綠色并購的影響（邱金龍等，2018；吳燁偉等，2023），而政府是環境規制政策的制定者和落實者，我們更應該應去理解政府職能對企業行為的影響。本文結合親清政商關系優化政府職能的制度背景，發現地區親清政商關系能夠推動工業企業的綠色并購活動。這有助于更好地理解新時代傳統工業企業綠色轉型的深層次制度動因，從而深化現有研究的邏輯鏈條。第三，本文拓展了企業綠色并購動機的相關研究?，F有研究認為，企業開展綠色并購受到兩種動機的驅動，一是實質性轉型動機，即企業借助綠色并購實現綠色資源的整合和協同，以推動實質性綠色轉型（Liang 等，2022；Lu，2022；Zhao 和Jia，2022）；二是策略性轉型動機，即企業藉由綠色并購公告向市場傳遞積極信號來塑造環境友好形象，而無實質性轉型規劃（潘愛玲等，2019；黃維娜和袁天榮，2021）。實踐中，企業綠色并購動機并非固定表現為實質性動機或者投機性動機。潘愛玲等（2021）研究指出，不同的外部驅動因素會激發企業不同的綠色并購動機，進而帶來不同的綠色并購后果。本文研究發現，親清政商關系驅動下的企業綠色并購能夠產生積極的協同效應，且親清政商關系有助于抑制綠色并購的脫耦行為。本文研究結論對于構建實質性綠色并購的外部驅動因素模型具有重要的理論貢獻和實踐啟示。

二、理論分析與假設提出

在我國轉型經濟體制下，政府深度參與經濟資源的配置，政商互動構成了企業重要的外部營商環境，對企業戰略決策的影響不可忽視。由于具有環保決策和并購決策的雙重屬性，綠色并購既需要地方政府推動企業將注意力資源更多地配置到環保決策中，也需要地方政府提高金融資源配置效率來支持企業并購決策。結合企業家精神配置理論和融資約束理論，本文認為親清政商關系能夠優化注意力和資本兩類資源的配置，進而促進企業綠色并購，即通過優化企業環保注意力配置和緩解企業融資約束來增強企業開展綠色并購的動機和能力。

根據企業家精神配置理論，企業家精神是一種可以被靈活配置的稀缺資源，外部制度環境所塑造的相對激勵結構決定了企業家精神在生產性和非生產性活動中的差異化配置（Baumol，1996；李雪等，2023）。長期以來，地區間以GDP增速為核心開展晉升錦標賽，加之政府間的事權劃分不夠清晰，地方政府有強烈動機運用諸多行政手段來保護本地市場（周黎安，2007）。在環境屬地管理方面，為了保護本地“利稅大戶”和“經濟能人”污染企業，一些地方官員對環保監測監察執法采取有法不依、執法不嚴、違法不究的策略（梁平漢和高楠，2014；郭峰和石慶玲，2017；聶輝華，2020）。受益于地方保護，當地企業為追求經濟利潤而更熱衷于與地方官員保持“親而不清”的關系，更多從事粗放型工業生產活動，而忽視環境的保護和治理。

親清政商關系有助于破解“親而不清”的政商難題，防止環保執法的地方保護，優化企業環保注意力配置。親清政商關系的建設任務之一是將地方政府的行政權力關進制度的籠子里、放在陽光下運行，提高地方政府的廉潔度和透明度。一方面，地方政府各級紀委監委機關不斷提高政商交往的法治化和規范化程度。例如，深圳市紀委監委出臺《深圳市公職人員親清政商關系負面清單》，為政商交往劃出底線紅線，明確公職人員工作目標責任。另一方面，構建親清政商關系要求地方政府改革優化政務服務環境，將權力運行軌跡可視化。例如，杭州市探索開發“親清在線”數字平臺，實現政商關系扁平化和政務信息公開化。進一步地，親清政商關系相關構建實踐的影響會延伸至地方環保部門和相關地方官員，特別是近年來實施的生態環保領域反腐查處了“靠環保吃環?！钡母瘮」賳T，凈化了自然生態和政治生態。隨著地方環境治理廉潔度和透明度的提高，地方官員保護本地污染大戶的行政自由裁量權會因制度約束而極大減??；同時，環境利益相關者能夠以較低成本獲取環境信息，地方政府環境治理的不作為更容易面臨社會公眾的廣泛監督和上級環保部門的直接問責（Jia 和Nie，2017；Greenstone 等，2022；王馨和王營，2021），其推進環境治理事前、事中、事后全過程監管的積極性將得到提高。按照這一邏輯，在親清政商關系環境中，企業通過尋租開展高污染生產活動的收益將大幅降低，選擇合適的環保投資項目將成為企業重要的發展戰略。與引進環保設備、自研綠色技術等手段相比，開展綠色并購不僅能夠快速獲取目標企業的綠色技術資源，而且能夠發揮綠色創新和綠色管理方面的并購協同效應，實現可持續的環保收益（Liang 等，2022；潘愛玲等，2019；吳燁偉等，2023）?？梢?，隨著親清政商關系水平的提高，綠色并購憑借速度優勢和經濟優勢自然成為企業環保投資組合中的重要選擇。

根據融資約束理論，當內部現金流有限且外部融資困難時，企業投資能力受限而不得不放棄一些凈現值為正的投資機會（Myers 和Majluf，1984；Fazzari 和Athey，1987）。并購是企業的重要投資活動，短期內需要支付高昂的并購對價，通常依賴外部融資的支持（Elsas 等，2014；翟玲玲和吳育輝，2021）。在我國，政府主導的金融機構掌握著金融資源的配置權，由于各種金融亂象，金融資源配置效率偏低，不少企業面臨融資難融資貴的困境（Allen 等，2005）。與傳統并購相比，綠色并購涉及污染企業和環保企業的跨領域整合，面臨更加嚴重的信息不對稱，并購方的違約風險更高，更容易受到融資約束的影響。

親清政商關系有助于破解“清而不親”的政商難題，提高地方政府的政務服務效能，緩解企業融資約束?；谑瓒陆Y合原則，親清政商關系致力于發揮有為政府的職能，以優質高效的政務服務解決企業融資困境，特別是滿足企業綠色發展方面的資金需求（管考磊，2019；羅進輝等，2023b）。許多地方政府通過構建親清政商關系，積極當好促進企業綠色發展的“店小二”。針對企業綠色并購面臨的融資困境，親清的地方政府能夠發揮信息暢通和金融支持作用，進而提高金融資源配置效率。在信息暢通方面，地方政府通過打通工信局、發改局、科創局等部門的數據通道，整合涉企信息資源，最大化數據利用價值。地方政府還可以搭建政企直接溝通渠道，降低企業綠色并購項目的信息不對稱程度。例如，寧波市北侖區在工業社區創新推進“親清家園”工作模式試點，搭建常態化的線上線下溝通聯系平臺。在金融支持方面，積極靠前服務的地方政府能夠增強融資撮合效能。例如，深圳市寶安區建成的“親清政企服務直達平臺”整合數十家金融機構的金融產品，對相關的金融政策和產品進行數字化和標準化梳理，這有利于企業多維度篩選心儀的金融產品。此外，親清水平較高的地方政府還會主動與金融監管局、財政局等部門溝通對接，為企業綠色并購項目推出貸款貼息資金補助政策?？傊?，親清政商關系有利于緩解企業綠色并購的融資約束，提高企業綠色并購能力。據此，本文提出以下假設：

假設1：地區政商關系親清化有助于促進本地企業的綠色并購。

從企業經營理念來看，關系導向型的企業更依賴向地方政府進行權力尋租，以獲得更多的政府支持和監管放松（肖土盛等，2018；聶輝華，2020）。企業的工業生產活動具有較強的環境負外部性，其有序開展在很大程度上取決于政府對其合法性認證。因此，部分企業長期向地方政府尋求環境執法保護，形成了較強的尋租依賴，缺乏動機進行環境治理（張琦等，2019）。親清政商關系要求地方政府將資源配置權力更多地讓位于市場，這壓縮了政府設租和企業尋租的空間。此時，以往高度依賴尋租的企業再難以規避環境責任，環境成本上升會倒逼企業轉變原有的經營理念，重視環境保護和污染治理所帶來的長期收益（周澤將等，2023）。換言之，親清政商關系優化企業環保注意力配置的作用在尋租依賴程度較大的企業中更加明顯，這類企業有更強的動機尋找合適的環保投資項目推動綠色轉型?？紤]到這類企業長期采取“找市長，不找市場”的發展策略，缺少綠色技術和相關人力資本的投資和儲備，短期內難以通過內生路徑實現綠色轉型，外生式的綠色并購更可能成為其理性投資選擇。據此，本文提出以下假設：

假設2：企業尋租依賴程度越大，親清政商關系對企業綠色并購的促進作用越強。

從地區外部環境來看，隨著中央政府將環境治理績效與地方官員政績考核緊密捆綁，地方環境治理壓力成為決定地方官員投入多少財政資源進行環境治理的關鍵約束條件（黎文靖和鄭曼妮，2016）。雖然親清的地方政府積極靠前服務企業，但是政府財政資源始終是有限的，其服務重點會以外部環境的需求作為決策參考。當地方環境治理壓力較大時，親清水平較高的地方政府因法治化程度和信息透明度較高，通過操縱環境數據和臨時性關停污染企業等方式逃避中央環保監管審查的難度較大，環境治理的不作為引致上級環保部門問責和社會公眾譴責的可能性也較大。此時，地方官員有強烈的動機將有限的財政資源用于引導企業綠色轉型。特別地，企業綠色并購不僅具有速度優勢，還能給地方經濟綠色發展帶來溢出效應（巫岑等，2021）。推動工業企業開展綠色并購有利于帶動本地產業鏈上下游綠色協同發展。因此，面對環境治理壓力，親清的地方政府會更加致力于引導本地企業實施綠色并購，增強企業綠色并購能力。據此，本文提出以下假設：

假設3：地方環境治理壓力越大，親清政商關系對企業綠色并購的促進作用越強。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

由于長期以來環境考核監督機制不健全，地方政府缺乏足夠的環境治理動機（張琦等，2019）。2012 年黨的十八大提出“五位一體”總體布局，生態文明建設是其中的一個重要方面。同年，國家環保部發布《環境空氣質量標準（2012）》，在地方開展空氣質量監測，提供客觀、透明的地方環境考核指標，地方環境考核監督機制逐步建立健全。因此，本文將樣本起始年份設定為2012 年，初始研究樣本為2012—2020 年中國A股工業企業的并購樣本。在此基礎上，本文按照以下步驟進行樣本篩選：（1）選擇主并企業為上市公司的樣本；（2）選擇并購類型為資產收購、標的類型為股權或者“股權+資產”的樣本；（3）剔除主并企業為ST、*ST以及交易失敗的樣本；（4）將同一年度并購標的相同的樣本進行合并；（5）剔除交易金額小于100 萬元、股權收購比例小于30%或者已經持有標的企業30%以上股權比例的樣本；（6）剔除數據缺失的樣本。本文最終得到2 164 個發起過并購的公司—年度樣本。

本文的綠色并購數據根據上市公司并購公告和愛企查數據庫整理得到，愛企查數據庫是百度旗下以國家企業信用信息公示系統、國家知識產權局等權威數據庫為數據源的企業信息檢索平臺。本文利用愛企查數據庫，使用網絡爬蟲技術整理了樣本企業并購目標公司的工商注冊數據、專利和資質證書等詳細信息，作為判斷企業的并購活動是否屬于綠色并購的依據。上市公司的并購數據、財務數據和治理數據來自CSMAR 數據庫，地區親清政商關系數據來自中國人民大學國家發展與戰略研究院發布的《中國城市政商關系排行榜》系列報告，其他地區層面的經濟變量來自歷年的《中國城市統計年鑒》。

（二）變量定義

1.被解釋變量：綠色并購（GMA）。參照Ahuja 和Katila（2001）、潘愛玲等（2019）以及黃志宏等（2022）等文獻，本文將滿足以下三個標準之一的并購界定為綠色并購：（1）主并公司在并購公告中明確披露以實現綠色發展或綠色轉型為并購目的；（2）目標公司在并購前三年擁有綠色發明專利；①根據世界知識產權組織（WIPO）發布的《國際專利分類綠色清單》識別目標公司的綠色發明專利。（3）目標公司在并購前獲得環境管理體系認證（ISO14001）和質量管理體系認證（ISO9001），且相關資質認證在并購當年仍在有效期內。在此基礎上，本文設置綠色并購的虛擬變量GMA，若主并公司在當年開展了綠色并購，則GMA取值為1，否則取值為0。

2.解釋變量：親清政商關系（ZS）?！吨袊鞘姓剃P系排行榜》從“親”和“清”兩個維度構建了政商關系健康指數評價體系，對我國地級以上城市的政商關系親清程度進行了科學評估，具有很強的針對性和系統性。借鑒管考磊（2019）的方法，本文采用政商關系健康指數（ZS）來衡量公司所在城市的親清政商關系建設水平。為了便于分析，本文對政商關系健康指數除以100 來調整量綱。因此，ZS的取值在0 和1 之間，其數值越大，公司所在城市的親清政商關系建設水平越高?！吨袊鞘姓剃P系排行榜》從2016 年才開始測算中國城市政商關系親清水平，考慮到親清政商關系在地區間的排名相對穩定，本文參照管考磊（2019）、馮偉（2021）以及蔣長流等（2021）等文獻，在此之前的城市政商關系親清水平使用2016 年數據進行衡量。

3.調節變量：企業尋租依賴程度（RENT）和地方環境治理壓力（ENVPR）。關于企業尋租依賴程度，本文主要探討廣泛存在的具有隱蔽性的企業尋租行為。本文借鑒杜興強等（2010）以及陳駿和徐捍軍（2019）的估計模型來測算超額管理費用，刻畫企業為掩蓋隱蔽性尋租行為而產生的異常管理費用支出。超額管理費用等于企業實際管理費用率與估計模型預期管理費用率的差值，差值越大，企業尋租依賴程度越大。

關于地方環境治理壓力，本文主要關注企業工業活動產生的環境污染問題。借鑒郭峰和石慶玲（2017）以及張彩云等（2018）的研究，本文使用工業二氧化硫排放量與工業生產總值的比值（千克/萬元）來衡量地方環境治理壓力（ENVPR）。一方面，在眾多污染問題中，空氣污染是中國目前面臨的最普遍和最顯性的環境問題，②2012 年以來，提及空氣污染問題及其防治的省級政府工作報告接近90%，明顯高于水污染、土壤污染等其他污染問題。因而空氣污染治理是地方官員環境績效考核的重要組成部分。另一方面，在各類空氣污染物中，二氧化硫的來源更集中于工業活動，因而其排放更容易受到地方保護的影響（郭峰和石慶玲，2017）。

4.控制變量。參考潘愛玲等（2019）、李善民等（2020）以及巫岑等（2021）等文獻，本文控制了一系列可能影響企業綠色并購活動的公司和地區層面的因素。本文主要變量定義見表1。

表1 主要變量定義

（三）模型構建

為了檢驗研究假設，本文構建了以下3 個Logit多元回歸模型：

其中，模型（1）用于檢驗假設1，被解釋變量GMA表示企業當年是否發生綠色并購，解釋變量ZS表示企業注冊地所在城市的親清政商關系構建水平。為了檢驗企業尋租依賴程度和地方環境治理壓力的調節效應，模型（2）和模型（3）分別加入交互項ZS×RENT和ZS×ENVPR。本文對解釋變量和控制變量取滯后一期值，這能在一定程度上緩解反向因果等內生性問題和機械相關問題。本文還引入了年度和行業虛擬變量，以控制時間效應和行業效應的潛在影響。此外，為了排除極端值的干擾，本文對所有連續變量進行了上下1%的Winsorize縮尾處理。

四、實證結果分析

（一）描述性統計

表2 列示了主要變量的描述性統計結果。從中可以看到，企業綠色并購（GMA）的均值為0.458，說明樣本中有45.8%的公司實施過綠色并購，綠色并購已成為我國工業企業實現綠色轉型的普遍方式。親清政商關系（ZS）的均值為0.604，最小值和最大值分別為1.000 和0.159，兩者相差較大，說明親清政商關系建設水平存在比較嚴重的地區不平衡。企業尋租依賴程度（RENT）的均值為0.000，標準差為0.064，與使用回歸模型得到的殘差數據分布相吻合，同時說明不同樣本公司的尋租依賴程度存在較大差異。地方環境治理壓力（ENVPR）的均值為2.685，標準差為3.449，說明不同城市面臨的環境治理壓力存在較大差異?？刂谱兞康娜≈稻诤侠矸秶鷥?。

表2 描述性統計

（二）多元回歸分析

表3 列示了親清政商關系影響企業綠色并購的Logit多元回歸分析結果。其中，列（1）僅引入親清政商關系（ZS），列（2）引入公司層面的控制變量，列（3）進一步引入地區層面的控制變量?？梢钥吹?，方差膨脹因子VIF值小于臨界值5，說明不存在嚴重的多重共線性問題。親清政商關系（ZS）的回歸系數均在1%的水平上顯著為正，說明所在城市的親清政商關系建設水平越高，企業越可能實施綠色并購。參考Jiang 等（2016）的計算方法，根據列（3）中親清政商關系（ZS）的系數，所在城市的親清政商關系建設水平每提高1 個標準差，企業開展綠色并購的概率將增加11.6 個百分點。上述結果支持了本文假設1，即親清政商關系有助于防止環保執法的地方保護，優化企業環保注意力配置，同時通過積極高效的政務服務來緩解企業綠色并購融資約束，進而增強本地企業開展綠色并購的動機和能力。

表3 親清政商關系影響企業綠色并購的Logit 多元回歸分析

表4 列示了企業尋租依賴程度和地方環境治理壓力的調節效應的Logit多元回歸分析結果?？梢钥吹?，VIF值小于臨界值5，說明引入交互項后變量之間的多重共線性問題依然較小。列（1）中親清政商關系與企業尋租依賴程度的交互項（ZS×RENT）系數在1%的水平上顯著為正，表明企業尋租依賴程度越大，在親清政商關系環境中轉變原有經營理念、優化環保注意力配置的幅度越大。由于長期缺乏綠色技術資源的投資和儲備，這類企業更傾向于選擇通過綠色并購來規避環境規制成本，假設2 得到驗證。列（2）中親清政商關系與地方環境治理壓力的交互項（ZS×ENVPR）系數在5% 的水平上顯著為正，表明地方環境治理壓力較大時，親清水平較高的地方政府有更強的動機引導本地企業開展綠色并購，投入更多財政資源來增強企業綠色并購能力，助推地區產業低碳轉型，假設3 得到驗證。

表4 調節效應的Logit 多元回歸分析

（三）穩健性檢驗①受篇幅限制，文中未列示穩健性檢驗結果，感興趣的讀者可以聯系作者索取。

1.內生性處理。上文的回歸結果可能面臨多種內生性問題的困擾。為此，本文做了一系列內生性處理。第一，參考Lewbel（1997）以及劉修巖等（2017）構建工具變量的思路，本文以親清政商關系平減均值的三次方以及城市的河流密度作為工具變量，采用工具變量回歸來緩解測量誤差和遺漏變量所導致的內生性問題。第二，參考何瑛等（2019）的做法，本文根據年度中位數來設置親清政商關系虛擬變量，采用Heckman兩階段回歸來控制可能存在的樣本自選擇問題。第三，為了使觀測樣本在地區層面分布更加均勻，借鑒施炳展和李建桐（2020）的做法，本文剔除樣本數量過多或過少的省份來修正抽樣誤差問題。經過上述內生性處理，檢驗結果依然支持本文研究假設。

2.其他穩健性檢驗。第一，采用綠色并購次數和綠色并購交易規模作為企業綠色并購的代理變量。第二，將親清政商關系連續型變量從低到高轉換為取值1-5 的離散型變量。在改變變量度量方法之后，檢驗結果依然支持本文研究假設。

五、進一步分析

（一）親清政商關系不同維度的影響

親清新型政商關系包含“親”和“清”兩個重要維度。親清政商關系有助于破解“親而不清”和“清而不親”的政商難題，其中的關鍵是構建“親而有度”和“清而有為”的政商關系，即同步推進清白和親近政商關系的構建實踐。清白政商關系和親近政商關系應同時影響企業綠色并購。為此，本文利用政商關系健康指數的二級指標，檢驗了清白政商關系（QBZS）和親近政商關系（QJZS）對企業綠色并購的影響，結果見表5。列（1）中清白政商關系（QBZS）的系數在1%的水平上顯著，列（2）中親近政商關系（QJZS）的系數在10%的水平上顯著，而且兩者的系數不存在顯著差異（F值為0.73，P值為0.392）。上述結果說明，旨在促進地方政府“親而有度”和“清而有為”的新型政商關系確實有效增強了企業開展綠色并購的動機和能力，這為理解親清政商關系的綠色治理效應提供了進一步的證據。

表5 親清政商關系不同維度的影響

（二）機制檢驗

上文從企業環保注意力配置和融資約束兩條路徑，分析了地區親清政商關系對本地企業綠色并購的促進作用。借鑒余瀾等（2022）的研究，本文對親清政商關系與企業綠色并購之間的作用路徑進行識別檢驗。具體而言，參考吳建祖和肖書鋒（2021）以及周澤將等（2023）的方法，本文借助WinGo 財經文本數據平臺的深度學習相似詞算法，構建表征環境保護和環境治理類關鍵詞詞表，①關鍵詞包括低碳、綠色、節能、減排、環保、能耗、治污、污染治理、環境友好等一系列與環境保護和治理相關的詞匯共59 個。采用文本分析法計算年報管理層討論與分析部分的環保詞頻，以度量企業在環保方面的注意力配置程度（EC）。報告中有關環境保護和環境治理的詞頻越高，表明企業戰略發展越重視環保方面的規劃，環保注意力配置程度就越高。同時，參考Kaplan 和Zingales（1997）的研究，本文構建KZ指數來測度企業面臨的融資約束程度（FC），KZ指數越大，企業面臨的融資約束越嚴重。從表6 列（1）和列（3）中可以看到，親清政商關系構建水平的提高不僅能夠優化企業環保注意力配置，促進企業重視環保方面的決策，還有利于緩解企業面臨的融資約束，保障企業的投資能力。列（2）和列（4）結果顯示，企業環保注意力配置的優化和融資約束的緩解均能顯著促進企業開展綠色并購。上述結果表明，親清政商關系通過優化企業環保注意力配置和緩解企業融資約束兩條路徑，推動了企業實施綠色并購。這揭開了兩者間作用關系的“黑箱”，為本文的理論邏輯提供了直接有力的經驗證據。

表6 機制檢驗

（三）綠色并購的區域選擇差異

地方政府引導和支持企業并購的動機和能力會因并購活動的區域性特征不同而表現出差異（方軍雄，2008）。本文認為，親清的地方政府更可能幫助轄區內的企業構建信息共享機制，為企業尋找合適的并購目標公司；同時，轄區內企業之間的綠色并購不僅有利于并購雙方的資源重整，還有利于帶動產業鏈相關企業的綠色發展，對地方經濟發展具有綠色溢出效應（巫岑等，2021）。因此，地方官員更有動機對企業本地綠色并購進行更加積極的引導和支持。此外，由于存在市場分割，企業異地并購的風險和成本較高（肖土盛等，2018）。本文推測，與異地綠色并購相比，親清政商關系對企業實施本地綠色并購的促進作用更強。

為了檢驗上述推測，本文設置本地綠色并購虛擬變量（RELGMA，并購雙方在相同城市）和異地綠色并購虛擬變量（NRELGMA，并購雙方在不同城市）。本文將其作為被解釋變量進行回歸分析，結果見表7?？梢钥吹?，當以本地綠色并購（RELGMA）為被解釋變量時，親清政商關系（ZS）的系數在1%的水平上顯著為正；當以異地綠色并購（NRELGMA）為被解釋變量時，親清政商關系（ZS）的系數雖為正但不顯著。進一步地，當采用綠色并購樣本、以本地綠色并購（RELGMA）為被解釋變量時，親清政商關系（ZS）的系數顯著為正。上述結果表明，親清政商關系主要對本地企業實施本地綠色并購具有顯著的促進作用。這從側面說明要想在更大范圍內發揮親清政商關系的積極作用，需要打破地方市場分割并加快推進全國統一大市場建設。

表7 親清政商關系對企業綠色并購區域選擇的影響

（四）經濟后果分析

1.綠色并購事件的市場反應分析。上文研究表明，親清政商關系有助于促進本地企業實施綠色并購。在理論分析中，一個隱含的前提是綠色并購發展是新時代中國企業發展的重要趨勢，是積極的戰略轉型之舉。有必要進一步檢驗這一前提是否成立，市場投資者是否認可公司的綠色并購轉型。為此，本文利用事件研究法來檢驗企業綠色并購公告的市場反應，并與非綠色并購事件的市場反應進行比較。參考羅進輝（2013）的研究，本文采用市場調整法來計算并購公告窗口內的累積超額收益率（CAR）。為了更加全面和穩健地考察短期市場反應，本文以企業并購首次公告日作為事件日（t=0），設置三個事件窗口[0，0]、[-1，1]和[-3，3]計算累積超額收益率。在此基礎上，本文構建了計量模型（4），其中被解釋變量為并購事件的累積超額收益率（CAR），解釋變量為綠色并購虛擬變量（GMA），控制變量包括基準模型中的所有控制變量，同時引入股票換手率（TURNOVER）、股票系統風險（BETA）和股票每股價格（PRICE）等市場交易層面的變量。表8 列示了回歸分析結果。

表8 綠色并購事件的市場反應

在三個事件窗口內，回歸截距項都顯著為正，表明所有并購事件平均而言都得到了顯著的正面市場反應。更重要的是，綠色并購（GMA）的系數至少在5%的水平上顯著為正，即與非綠色并購事件相比，綠色并購事件的累積超額收益率顯著更高。這表明市場投資者確實認可企業的綠色并購是積極的戰略轉型之舉，因而表現出更強的積極市場反應。

2.綠色并購的實際協同效應分析。既然投資者對企業的綠色并購事件表現出非常積極的短期市場反應，那么從長期的實際情況來看，綠色并購是否真正助力企業實現了綠色轉型？理論上，企業既可能為了并購資源協同效應，開展綠色并購以實現綠色轉型，即實質性轉型動機（Liang 等，2022；Zhao 和Jia，2022）；也可能為了追求眼球效應，向市場傳遞短期積極信號，塑造良好公眾形象，而忽視長期綠色發展，即策略性投機動機（潘愛玲等，2019；黃維娜和袁天榮，2021）?，F實中，企業綠色并購動機并非固定表現為實質性動機或者投機性動機。潘愛玲等（2021）指出，不同的外部驅動因素會激發企業異質性的綠色并購動機，進而產生不同的經濟后果。本文從環境績效、綠色創新績效和財務績效三個維度，檢驗親清政商關系驅動下的企業綠色并購的實際協同效應。

（1）環境績效。借鑒吳育輝等（2022）的研究，本文根據企業是否開發對環境有益的產品或者采取減少“三廢”的措施來衡量企業環境績效。①環境績效數據來自CNRDS 數據庫。參考潘愛玲等（2021）的做法，本文以實施綠色并購的企業為研究樣本，以主并公司并購后一年與前一年相比是否新增環境績效（ΔENVPER）作為綠色并購環境績效的代理指標?？紤]到親清政商關系主要促進企業的本地綠色并購，本文進一步將樣本分為本地綠色并購和異地綠色并購兩組。表9 中Panel A結果顯示，列（1）中親清政商關系（ZS）的系數顯著為正，區分本地和異地綠色并購后，親清政商關系（ZS）的系數依然顯著為正。這表明親清政商關系驅動下的企業綠色并購是以獲取目標公司的綠色技術、環保管理經驗等綠色資源為目的的實質性綠色并購活動，表現為企業在綠色并購后更傾向于開發對環境有益的產品或采取減少“三廢”的措施。

表9 綠色并購的實際協同效應

（2）綠色創新績效。本文以綠色并購后一年與前一年的綠色發明專利申請量之差（ΔGREINV）來衡量主并公司的綠色創新績效。②綠色專利數據來自CNRDS 數據庫。為了排除目標公司綠色專利存量的影響，本文僅考慮主并公司自身獨立申請的綠色發明專利。表9 中Panel B結果顯示，在綠色并購全樣本中，親清政商關系（ZS）的系數為正但不顯著。在本地綠色并購子樣本中，親清政商關系（ZS）的系數顯著為正；而在異地綠色并購子樣本中，其系數則不顯著，表明親清政商關系主要提高了本地綠色并購企業的綠色創新績效。這與本文理論邏輯一致，即親清政商關系驅動下的綠色并購本質上是存量資產在并購雙方之間的流動和整合，具有綠色創新的溢出效應，有助于提高主并公司的綠色創新績效。

（3）財務績效。根據波特假說，資源的低效使用是企業產生污染的根源，而企業實施綠色轉型有利于提高生產效率和培育綠色核心競爭優勢，具有“創新補償效應”（Porter 和Van der Linde，1995；Altman，2001）。如果親清政商關系驅動下的綠色并購是企業實質綠色轉型的關鍵路徑，那么根據波特假說，預期其能夠提升企業的經濟效益?；诖?，本文以企業綠色并購后一年與前一年的資產收益率之差（ΔROA）來衡量企業綠色并購的財務績效。表9 中Panel C結果顯示，親清政商關系（ZS）的系數顯著為正，表明親清政商關系驅動下的綠色并購最終能夠提升主并企業的經營績效，具有積極的經濟效益，符合波特假說的理論預期。

（五）綠色并購脫耦行為

為了應對環境規制壓力，企業可能采取象征性環境行為來對外塑造環境友好形象，在外部利益相關者中形成環保決策即將付諸實踐的預期，而實際上這些環保決策并沒有真正落地執行，即存在脫耦行為（Patten，2005；Marquis 等，2016）。鑒于此，本文進一步檢驗在親清政商關系環境中企業綠色并購是否存在脫耦行為。本文首先定義綠色并購脫耦行為虛擬變量（NGYD），如果企業在年報中披露了綠色并購相關的投資決策，而在后續并未實際開展綠色并購，則NGYD取值為1，否則為0。然后，以綠色并購脫耦行為（NGYD）作為被解釋變量，以親清政商關系（ZS）作為解釋變量進行回歸分析。結果顯示，親清政商關系（ZS）的系數顯著為負，表明地區親清政商關系建設水平越高，企業越不可能實施綠色并購脫耦行為。這為親清政商關系促進企業出于實質性轉型動機開展綠色并購提供了增量證據。

六、結論與啟示

隨著社會各界對環境污染及其治理問題重視程度的提高，許多傳統工業企業走上了綠色并購的快車道，謀求綠色轉型，而企業的綠色并購活動離不開政府的引導和支持?；诖?，本文利用2012—2020 年中國A股工業企業的并購數據，研究了地區親清政商關系對企業綠色并購的影響。研究發現，地區政商關系親清水平越高，本地企業越傾向于進行綠色并購，這種積極作用在尋租依賴程度較大的企業中和環境治理壓力較大的地區更強?；谟H清政商關系的不同維度，本文發現清白政商關系和親近政商關系均能促進企業綠色并購。機制檢驗表明，親清政商關系通過優化企業環保注意力配置和緩解企業融資約束，增強了企業實施綠色并購的動機和能力。進一步研究發現，與異地綠色并購相比，親清政商關系更能推動企業實施本地綠色并購。經濟后果檢驗表明，市場投資者對綠色并購公告的反應比非綠色并購更加積極，表明市場投資者支持企業的綠色并購轉型戰略。此外，綠色并購后企業環境績效、綠色創新績效和財務績效都得到了顯著提升。本文還發現，親清政商關系的綠色治理效應能夠顯著抑制企業綠色并購的脫耦行為。本文的研究結論對于親清新型政商關系構建和企業綠色轉型發展具有以下重要啟示：

對企業而言，在當前構建親清新型政商關系的環境下，要摒棄傳統尋租觀念和粗放發展模式，積極通過正規渠道與政府溝通交流，在實現企業效益的同時促進地方發展。本文研究發現，親清政商關系能夠優化企業環保注意力配置，引導企業特別是尋租型企業開展綠色并購，提高企業綠色并購的生態效益和經濟效益。企業應認識到伴隨親清政商關系的構建，“靠關系”獲得的尋租收益會越來越低，唯有轉換為符合市場發展方向的綠色發展模式，充分把握政策機遇，加強與地方政府的溝通合作，才能實現企業和地區高質量發展的協調統一。

對地方政府而言，全面推進親清新型政商關系構建工作，擴大新型政商關系的經濟賦能效應，是實現中國式現代化的高質量發展要求。本文研究發現，親清政商關系能夠促進本地企業綠色并購，當地方環境治理壓力較大時，這種促進作用更加明顯。更重要的是，親清政商關系驅動下的綠色并購能夠提高資源整合效率，幫助企業改善環境績效和經濟績效，而良好的效益得益于親清政商關系下地方政府的權力運行更加透明和更加制度化。此外，親清政商關系推動地方官員更加關注和了解企業的經營情況和面臨的實際困難，把握更充分的市場信息，進而更有效地發揮有為政府的職能。

對跨地區政府而言，各地要加強協調合作，構建跨地區的利益共享機制，為企業跨地區發展和構建國內大循環營造良好的營商環境。本文研究發現，親清政商關系主要推動了本地企業之間的綠色并購，且本地綠色并購能夠獲得更好的協同效應。這從側面反映出企業進行異地綠色并購時可能面臨目標地區較為嚴重的制度障礙和信息摩擦，使得企業并購的匹配程度和資源整合效能大打折扣。因此，不僅要在縱向層級改善地區政商關系親清水平，還要在全國范圍內加強各地政府和企業之間的合作，秉持親清政商原則為企業營造全國統一的、更加平等的并購市場和更加良好的營商環境，在更大范圍內釋放親清政商關系的經濟賦能效應。