一、引　言

党的十八大以来，以习近平同志为核心的党中央高度重视生态环境保护，强调绿色发展理念。在我国快速工业化的过程中，工业活动成为主要污染源头。2012年工业企业排放的二氧化硫、氮氧化物和颗粒物占全国排放量的比例分别高达90.27%、70.93%和83.39%。 ¹ 可见，环境治理的关键在于推动工业企业绿色转型，这高度依赖于地方政府对中央环保政策的有效落实。而在财政压力和晋升激励的共同作用下，地方官员习惯于利用事权制定“土政策”来替代正式的环境法规，特别是对本地高利税项目的地方保护，从而在长期粗放型发展中形成生态顽疾（周黎安，2004；张琦等，2019；聂辉华，2020）。近年来，中央积极尝试打破环境治理中的地方保护主义。例如，2015年开始试点中央环保督察制度，截至目前已开展两轮中央环保督察，共受理转办群众生态环境信访举报28.7万件，完成整改28.5万件，问责一大批地方领导干部，这反映出地方保护主义下的生态顽疾之深。

除了行政干预和地方保护外，企业还面临绿色转型成本管控与短期经营效益之间冲突的权衡选择问题，不少企业采取消极态度对污染问题久拖不治、敷衍整改，这要求地方政府疏堵结合，通过优化政府职能和提供经济激励来引导和支持企业绿色转型。换言之，健全环境治理的长效机制应进一步压实地方政府的目标责任，以有为政府来推动有效市场协同发展。许多主流媒体呼吁地方政府做好环境监督落实的角色补位工作，撬动地方保护背后的既得利益藩篱。例如，《中国环境报》呼吁“推进绿色发展需协调市场与政府关系”，《经济参考报》也呼吁“加强政府有效监管激活绿色发展新动能”。与上述呼吁相对应的是，在新发展阶段，我国地方政府正在积极构建以“亲”“清”为核心特征的新型政商关系。亲清政商关系是一种政府与企业家身份平等、彼此独立、各尽其职、合作共赢的非人格化、非依附型全新政商关系（王帅，2019），其强调的不是互惠互利的利益合作关系，而是基于法治的服务与被服务关系（罗进辉等，2022）。截至2022年底，各地方发布了有关构建亲清政商关系具体举措的法规和规章48份、规范性文件915份、工作文件1 891份。 ⁶ 全国各地构建亲清政商关系的实践方兴未艾，传统政商关系所引致的“顽疾”得到有效解决。本文思考的一个问题是：亲清政商关系是否具有绿色治理效应？

现有文献从多个方面考察了亲清政商关系的微观经济后果。管考磊（2019）、周俊等（2020）以及蒋长流等（2021）研究发现，亲清政商关系的构建有利于为企业营造公平竞争的市场环境，使得企业有更强的资源能力和市场动机开展创新活动，提高技术创新水平。也有文献探究了亲清政商关系对企业投资效率（庄旭东和张翼飞，2021）、社会责任绩效（江炎骏和许德友，2020）、劳动收入份额（杨红娟和冯巧根，2023）、战略变革（罗进辉等，2023b ）以及企业竞争优势（江炎骏，2020）的积极作用。具体到绿色治理效应，罗进辉等（2023a ）以及石怀旺等（2023）基于企业绿色创新视角的研究表明，地区政商关系亲清化有利于提高本地企业的绿色创新水平。企业推进绿色转型包括内生路径和外生路径两类，其中自研绿色技术、引进环保设备等属于内生路径，外生路径则主要指绿色并购，即从目标企业引进绿色技术、清洁能源和绿色产品等绿色资源，实现经济效益和生态效益协调统一，其具有显著的速度优势和经济优势（Salvi等，2018；潘爱玲等，2019）。越来越多的传统污染企业选择绿色并购这种方式推进绿色转型。因此，本文将绿色并购纳入亲清政商关系绿色治理效应的研究框架中，考察亲清政商关系对企业绿色并购的影响。

本文结合企业家精神配置理论和融资约束理论，利用2012—2020年中国A股工业企业的并购数据，系统考察了中国制度背景下亲清政商关系影响企业绿色并购的决策表现、作用路径和协同效应。研究发现，地区亲清政商关系水平越高，本地企业越倾向于进行绿色并购，这种促进作用在寻租依赖程度较大的企业中和环境治理压力较大的地区更强。这说明亲清政商关系能够转换寻租型企业的传统经营理念，强化政府的环境治理职责，从而凸显了亲清政商关系的绿色治理效应。机制检验表明，亲清政商关系通过优化企业环保注意力配置和缓解企业融资约束来促进企业绿色并购。这表明亲清政商关系的“亲而有度”和“清而有为”有利于增强企业绿色并购的动机和能力。进一步研究发现，亲清政商关系更有助于推动企业并购本地绿色企业，这是因为地方政府更有动机和能力支持和引导本地企业之间的绿色并购，实现辖区内的绿色资源整合和绿色发展。经济后果分析表明，与非绿色并购相比，绿色并购事件公告得到了更加积极的短期市场反应，说明投资者认可企业的绿色并购是积极的战略转型之举。同时，亲清政商关系驱动下的绿色并购显著提高了企业的环境绩效、绿色创新绩效和财务绩效，具有积极的长期协同效应。这说明亲清政商关系驱动下的绿色并购有利于激发企业的实质性转型动机，助力其可持续发展。本文还发现，亲清政商关系抑制了企业绿色并购的脱耦行为，为亲清政商关系促进企业实质性绿色并购提供了增量证据。

本文的主要贡献体现在：第一，从企业绿色并购的视角补充了亲清政商关系微观经济效应特别是绿色治理效应的研究。自亲清政商关系被提出以来，学者们对亲清新型政商关系的理论框架构建和经济后果展开了持续关注和讨论（侯方宇和杨瑞龙，2018；管考磊，2019；周俊等，2020；黄先海和宋学印，2021；蒋长流等，2021）。在亲清政商关系的绿色治理效应方面，罗进辉等（2023a ）以及石怀旺等（2023）考察了亲清政商关系对企业内生式绿色转型路径−绿色创新的影响，但对于其在企业外生式绿色转型路径−绿色并购中的重要作用，目前却尚未有文献涉及。本文分析了亲清政商关系对企业绿色并购的影响效应及内在机制，既完善了亲清政商关系绿色治理效应的理论框架，又深化了制度环境影响企业行为的相关研究。第二，本文从政商互动关系视角丰富了企业绿色并购影响因素的研究。绿色并购是一种新型的并购活动，现有文献从外部环境角度对企业绿色并购的影响因素进行了有益的探索（Li等，2020；潘爱玲等，2019，2021；黄维娜和袁天荣，2021）。有学者关注到环境规制对企业绿色并购的影响（邱金龙等，2018；吴烨伟等，2023），而政府是环境规制政策的制定者和落实者，我们更应该应去理解政府职能对企业行为的影响。本文结合亲清政商关系优化政府职能的制度背景，发现地区亲清政商关系能够推动工业企业的绿色并购活动。这有助于更好地理解新时代传统工业企业绿色转型的深层次制度动因，从而深化现有研究的逻辑链条。第三，本文拓展了企业绿色并购动机的相关研究。现有研究认为，企业开展绿色并购受到两种动机的驱动，一是实质性转型动机，即企业借助绿色并购实现绿色资源的整合和协同，以推动实质性绿色转型（Liang等，2022；Lu，2022；Zhao和Jia，2022）；二是策略性转型动机，即企业藉由绿色并购公告向市场传递积极信号来塑造环境友好形象，而无实质性转型规划（潘爱玲等，2019；黄维娜和袁天荣，2021）。实践中，企业绿色并购动机并非固定表现为实质性动机或者投机性动机。潘爱玲等（2021）研究指出，不同的外部驱动因素会激发企业不同的绿色并购动机，进而带来不同的绿色并购后果。本文研究发现，亲清政商关系驱动下的企业绿色并购能够产生积极的协同效应，且亲清政商关系有助于抑制绿色并购的脱耦行为。本文研究结论对于构建实质性绿色并购的外部驱动因素模型具有重要的理论贡献和实践启示。

二、理论分析与假设提出

在我国转型经济体制下，政府深度参与经济资源的配置，政商互动构成了企业重要的外部营商环境，对企业战略决策的影响不可忽视。由于具有环保决策和并购决策的双重属性，绿色并购既需要地方政府推动企业将注意力资源更多地配置到环保决策中，也需要地方政府提高金融资源配置效率来支持企业并购决策。结合企业家精神配置理论和融资约束理论，本文认为亲清政商关系能够优化注意力和资本两类资源的配置，进而促进企业绿色并购，即通过优化企业环保注意力配置和缓解企业融资约束来增强企业开展绿色并购的动机和能力。

根据企业家精神配置理论，企业家精神是一种可以被灵活配置的稀缺资源，外部制度环境所塑造的相对激励结构决定了企业家精神在生产性和非生产性活动中的差异化配置（Baumol，1996；李雪等，2023）。长期以来，地区间以GDP增速为核心开展晋升锦标赛，加之政府间的事权划分不够清晰，地方政府有强烈动机运用诸多行政手段来保护本地市场（周黎安，2007）。在环境属地管理方面，为了保护本地“利税大户”和“经济能人”污染企业，一些地方官员对环保监测监察执法采取有法不依、执法不严、违法不究的策略（梁平汉和高楠，2014；郭峰和石庆玲，2017；聂辉华，2020）。受益于地方保护，当地企业为追求经济利润而更热衷于与地方官员保持“亲而不清”的关系，更多从事粗放型工业生产活动，而忽视环境的保护和治理。

亲清政商关系有助于破解“亲而不清”的政商难题，防止环保执法的地方保护，优化企业环保注意力配置。亲清政商关系的建设任务之一是将地方政府的行政权力关进制度的笼子里、放在阳光下运行，提高地方政府的廉洁度和透明度。一方面，地方政府各级纪委监委机关不断提高政商交往的法治化和规范化程度。例如，深圳市纪委监委出台《深圳市公职人员亲清政商关系负面清单》，为政商交往划出底线红线，明确公职人员工作目标责任。另一方面，构建亲清政商关系要求地方政府改革优化政务服务环境，将权力运行轨迹可视化。例如，杭州市探索开发“亲清在线”数字平台，实现政商关系扁平化和政务信息公开化。进一步地，亲清政商关系相关构建实践的影响会延伸至地方环保部门和相关地方官员，特别是近年来实施的生态环保领域反腐查处了“靠环保吃环保”的腐败官员，净化了自然生态和政治生态。随着地方环境治理廉洁度和透明度的提高，地方官员保护本地污染大户的行政自由裁量权会因制度约束而极大减小；同时，环境利益相关者能够以较低成本获取环境信息，地方政府环境治理的不作为更容易面临社会公众的广泛监督和上级环保部门的直接问责（Jia和Nie，2017；Greenstone等，2022；王馨和王营，2021），其推进环境治理事前、事中、事后全过程监管的积极性将得到提高。按照这一逻辑，在亲清政商关系环境中，企业通过寻租开展高污染生产活动的收益将大幅降低，选择合适的环保投资项目将成为企业重要的发展战略。与引进环保设备、自研绿色技术等手段相比，开展绿色并购不仅能够快速获取目标企业的绿色技术资源，而且能够发挥绿色创新和绿色管理方面的并购协同效应，实现可持续的环保收益（Liang等，2022；潘爱玲等，2019；吴烨伟等，2023）。可见，随着亲清政商关系水平的提高，绿色并购凭借速度优势和经济优势自然成为企业环保投资组合中的重要选择。

根据融资约束理论，当内部现金流有限且外部融资困难时，企业投资能力受限而不得不放弃一些净现值为正的投资机会（Myers和Majluf，1984；Fazzari和Athey，1987）。并购是企业的重要投资活动，短期内需要支付高昂的并购对价，通常依赖外部融资的支持（Elsas等，2014；翟玲玲和吴育辉，2021）。在我国，政府主导的金融机构掌握着金融资源的配置权，由于各种金融乱象，金融资源配置效率偏低，不少企业面临融资难融资贵的困境（Allen等，2005）。与传统并购相比，绿色并购涉及污染企业和环保企业的跨领域整合，面临更加严重的信息不对称，并购方的违约风险更高，更容易受到融资约束的影响。

亲清政商关系有助于破解“清而不亲”的政商难题，提高地方政府的政务服务效能，缓解企业融资约束。基于疏堵结合原则，亲清政商关系致力于发挥有为政府的职能，以优质高效的政务服务解决企业融资困境，特别是满足企业绿色发展方面的资金需求（管考磊，2019；罗进辉等，2023b ）。许多地方政府通过构建亲清政商关系，积极当好促进企业绿色发展的“店小二”。针对企业绿色并购面临的融资困境，亲清的地方政府能够发挥信息畅通和金融支持作用，进而提高金融资源配置效率。在信息畅通方面，地方政府通过打通工信局、发改局、科创局等部门的数据通道，整合涉企信息资源，最大化数据利用价值。地方政府还可以搭建政企直接沟通渠道，降低企业绿色并购项目的信息不对称程度。例如，宁波市北仑区在工业社区创新推进“亲清家园”工作模式试点，搭建常态化的线上线下沟通联系平台。在金融支持方面，积极靠前服务的地方政府能够增强融资撮合效能。例如，深圳市宝安区建成的“亲清政企服务直达平台”整合数十家金融机构的金融产品，对相关的金融政策和产品进行数字化和标准化梳理，这有利于企业多维度筛选心仪的金融产品。此外，亲清水平较高的地方政府还会主动与金融监管局、财政局等部门沟通对接，为企业绿色并购项目推出贷款贴息资金补助政策。总之，亲清政商关系有利于缓解企业绿色并购的融资约束，提高企业绿色并购能力。据此，本文提出以下假设：

假设1：地区政商关系亲清化有助于促进本地企业的绿色并购。

从企业经营理念来看，关系导向型的企业更依赖向地方政府进行权力寻租，以获得更多的政府支持和监管放松（肖土盛等，2018；聂辉华，2020）。企业的工业生产活动具有较强的环境负外部性，其有序开展在很大程度上取决于政府对其合法性认证。因此，部分企业长期向地方政府寻求环境执法保护，形成了较强的寻租依赖，缺乏动机进行环境治理（张琦等，2019）。亲清政商关系要求地方政府将资源配置权力更多地让位于市场，这压缩了政府设租和企业寻租的空间。此时，以往高度依赖寻租的企业再难以规避环境责任，环境成本上升会倒逼企业转变原有的经营理念，重视环境保护和污染治理所带来的长期收益（周泽将等，2023）。换言之，亲清政商关系优化企业环保注意力配置的作用在寻租依赖程度较大的企业中更加明显，这类企业有更强的动机寻找合适的环保投资项目推动绿色转型。考虑到这类企业长期采取“找市长，不找市场”的发展策略，缺少绿色技术和相关人力资本的投资和储备，短期内难以通过内生路径实现绿色转型，外生式的绿色并购更可能成为其理性投资选择。据此，本文提出以下假设：

假设2：企业寻租依赖程度越大，亲清政商关系对企业绿色并购的促进作用越强。

从地区外部环境来看，随着中央政府将环境治理绩效与地方官员政绩考核紧密捆绑，地方环境治理压力成为决定地方官员投入多少财政资源进行环境治理的关键约束条件（黎文靖和郑曼妮，2016）。虽然亲清的地方政府积极靠前服务企业，但是政府财政资源始终是有限的，其服务重点会以外部环境的需求作为决策参考。当地方环境治理压力较大时，亲清水平较高的地方政府因法治化程度和信息透明度较高，通过操纵环境数据和临时性关停污染企业等方式逃避中央环保监管审查的难度较大，环境治理的不作为引致上级环保部门问责和社会公众谴责的可能性也较大。此时，地方官员有强烈的动机将有限的财政资源用于引导企业绿色转型。特别地，企业绿色并购不仅具有速度优势，还能给地方经济绿色发展带来溢出效应（巫岑等，2021）。推动工业企业开展绿色并购有利于带动本地产业链上下游绿色协同发展。因此，面对环境治理压力，亲清的地方政府会更加致力于引导本地企业实施绿色并购，增强企业绿色并购能力。据此，本文提出以下假设：

假设3：地方环境治理压力越大，亲清政商关系对企业绿色并购的促进作用越强。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

由于长期以来环境考核监督机制不健全，地方政府缺乏足够的环境治理动机（张琦等，2019）。2012年党的十八大提出“五位一体”总体布局，生态文明建设是其中的一个重要方面。同年，国家环保部发布《环境空气质量标准（2012）》，在地方开展空气质量监测，提供客观、透明的地方环境考核指标，地方环境考核监督机制逐步建立健全。因此，本文将样本起始年份设定为2012年，初始研究样本为2012—2020年中国A股工业企业的并购样本。在此基础上，本文按照以下步骤进行样本筛选：（1）选择主并企业为上市公司的样本；（2）选择并购类型为资产收购、标的类型为股权或者“股权+资产”的样本；（3）剔除主并企业为ST、*ST以及交易失败的样本；（4）将同一年度并购标的相同的样本进行合并；（5）剔除交易金额小于100万元、股权收购比例小于30%或者已经持有标的企业30%以上股权比例的样本；（6）剔除数据缺失的样本。本文最终得到2 164个发起过并购的公司—年度样本。

本文的绿色并购数据根据上市公司并购公告和爱企查数据库整理得到，爱企查数据库是百度旗下以国家企业信用信息公示系统、国家知识产权局等权威数据库为数据源的企业信息检索平台。本文利用爱企查数据库，使用网络爬虫技术整理了样本企业并购目标公司的工商注册数据、专利和资质证书等详细信息，作为判断企业的并购活动是否属于绿色并购的依据。上市公司的并购数据、财务数据和治理数据来自CSMAR数据库，地区亲清政商关系数据来自中国人民大学国家发展与战略研究院发布的《中国城市政商关系排行榜》系列报告，其他地区层面的经济变量来自历年的《中国城市统计年鉴》。

（二）变量定义

1. 被解释变量：绿色并购（GMA）。参照Ahuja和Katila（2001）、潘爱玲等（2019）以及黄志宏等（2022）等文献，本文将满足以下三个标准之一的并购界定为绿色并购：（1）主并公司在并购公告中明确披露以实现绿色发展或绿色转型为并购目的；（2）目标公司在并购前三年拥有绿色发明专利； ⁷ （3）目标公司在并购前获得环境管理体系认证（ISO14001）和质量管理体系认证（ISO9001），且相关资质认证在并购当年仍在有效期内。在此基础上，本文设置绿色并购的虚拟变量GMA，若主并公司在当年开展了绿色并购，则GMA取值为1，否则取值为0。

2. 解释变量：亲清政商关系（ZS）。《中国城市政商关系排行榜》从“亲”和“清”两个维度构建了政商关系健康指数评价体系，对我国地级以上城市的政商关系亲清程度进行了科学评估，具有很强的针对性和系统性。借鉴管考磊（2019）的方法，本文采用政商关系健康指数（ZS）来衡量公司所在城市的亲清政商关系建设水平。为了便于分析，本文对政商关系健康指数除以100来调整量纲。因此，ZS的取值在0和1之间，其数值越大，公司所在城市的亲清政商关系建设水平越高。《中国城市政商关系排行榜》从2016年才开始测算中国城市政商关系亲清水平，考虑到亲清政商关系在地区间的排名相对稳定，本文参照管考磊（2019）、冯伟（2021）以及蒋长流等（2021）等文献，在此之前的城市政商关系亲清水平使用2016年数据进行衡量。

3. 调节变量：企业寻租依赖程度（RENT）和地方环境治理压力（ENVPR）。关于企业寻租依赖程度，本文主要探讨广泛存在的具有隐蔽性的企业寻租行为。本文借鉴杜兴强等（2010）以及陈骏和徐捍军（2019）的估计模型来测算超额管理费用，刻画企业为掩盖隐蔽性寻租行为而产生的异常管理费用支出。超额管理费用等于企业实际管理费用率与估计模型预期管理费用率的差值，差值越大，企业寻租依赖程度越大。

关于地方环境治理压力，本文主要关注企业工业活动产生的环境污染问题。借鉴郭峰和石庆玲（2017）以及张彩云等（2018）的研究，本文使用工业二氧化硫排放量与工业生产总值的比值（千克/万元）来衡量地方环境治理压力（ENVPR）。一方面，在众多污染问题中，空气污染是中国目前面临的最普遍和最显性的环境问题， ⁸ 因而空气污染治理是地方官员环境绩效考核的重要组成部分。另一方面，在各类空气污染物中，二氧化硫的来源更集中于工业活动，因而其排放更容易受到地方保护的影响（郭峰和石庆玲，2017）。

4. 控制变量。参考潘爱玲等（2019）、李善民等（2020）以及巫岑等（2021）等文献，本文控制了一系列可能影响企业绿色并购活动的公司和地区层面的因素。本文主要变量定义见表1。

（三）模型构建

为了检验研究假设，本文构建了以下3个Logit多元回归模型：

其中，模型（1）用于检验假设1，被解释变量GMA表示企业当年是否发生绿色并购，解释变量ZS表示企业注册地所在城市的亲清政商关系构建水平。为了检验企业寻租依赖程度和地方环境治理压力的调节效应，模型（2）和模型（3）分别加入交互项ZS×RENT和ZS×ENVPR。本文对解释变量和控制变量取滞后一期值，这能在一定程度上缓解反向因果等内生性问题和机械相关问题。本文还引入了年度和行业虚拟变量，以控制时间效应和行业效应的潜在影响。此外，为了排除极端值的干扰，本文对所有连续变量进行了上下1%的Winsorize缩尾处理。

四、实证结果分析

（一）描述性统计

表2列示了主要变量的描述性统计结果。从中可以看到，企业绿色并购（GMA）的均值为0.458，说明样本中有45.8%的公司实施过绿色并购，绿色并购已成为我国工业企业实现绿色转型的普遍方式。亲清政商关系（ZS）的均值为0.604，最小值和最大值分别为1.000和0.159，两者相差较大，说明亲清政商关系建设水平存在比较严重的地区不平衡。企业寻租依赖程度（RENT）的均值为0.000，标准差为0.064，与使用回归模型得到的残差数据分布相吻合，同时说明不同样本公司的寻租依赖程度存在较大差异。地方环境治理压力（ENVPR）的均值为2.685，标准差为3.449，说明不同城市面临的环境治理压力存在较大差异。控制变量的取值均在合理范围内。

（二）多元回归分析

表3列示了亲清政商关系影响企业绿色并购的Logit多元回归分析结果。其中，列（1）仅引入亲清政商关系（ZS），列（2）引入公司层面的控制变量，列（3）进一步引入地区层面的控制变量。可以看到，方差膨胀因子VIF值小于临界值5，说明不存在严重的多重共线性问题。亲清政商关系（ZS）的回归系数均在1%的水平上显著为正，说明所在城市的亲清政商关系建设水平越高，企业越可能实施绿色并购。参考Jiang等（2016）的计算方法，根据列（3）中亲清政商关系（ZS）的系数，所在城市的亲清政商关系建设水平每提高1个标准差，企业开展绿色并购的概率将增加11.6个百分点。上述结果支持了本文假设1，即亲清政商关系有助于防止环保执法的地方保护，优化企业环保注意力配置，同时通过积极高效的政务服务来缓解企业绿色并购融资约束，进而增强本地企业开展绿色并购的动机和能力。

表4列示了企业寻租依赖程度和地方环境治理压力的调节效应的Logit多元回归分析结果。可以看到，VIF值小于临界值5，说明引入交互项后变量之间的多重共线性问题依然较小。列（1）中亲清政商关系与企业寻租依赖程度的交互项（ZS×RENT）系数在1%的水平上显著为正，表明企业寻租依赖程度越大，在亲清政商关系环境中转变原有经营理念、优化环保注意力配置的幅度越大。由于长期缺乏绿色技术资源的投资和储备，这类企业更倾向于选择通过绿色并购来规避环境规制成本，假设2得到验证。列（2）中亲清政商关系与地方环境治理压力的交互项（ZS×ENVPR）系数在5%的水平上显著为正，表明地方环境治理压力较大时，亲清水平较高的地方政府有更强的动机引导本地企业开展绿色并购，投入更多财政资源来增强企业绿色并购能力，助推地区产业低碳转型，假设3得到验证。

（三）稳健性检验 ¹⁰

1. 内生性处理。上文的回归结果可能面临多种内生性问题的困扰。为此，本文做了一系列内生性处理。第一，参考Lewbel（1997）以及刘修岩等（2017）构建工具变量的思路，本文以亲清政商关系平减均值的三次方以及城市的河流密度作为工具变量，采用工具变量回归来缓解测量误差和遗漏变量所导致的内生性问题。第二，参考何瑛等（2019）的做法，本文根据年度中位数来设置亲清政商关系虚拟变量，采用Heckman两阶段回归来控制可能存在的样本自选择问题。第三，为了使观测样本在地区层面分布更加均匀，借鉴施炳展和李建桐（2020）的做法，本文剔除样本数量过多或过少的省份来修正抽样误差问题。经过上述内生性处理，检验结果依然支持本文研究假设。

2. 其他稳健性检验。第一，采用绿色并购次数和绿色并购交易规模作为企业绿色并购的代理变量。第二，将亲清政商关系连续型变量从低到高转换为取值1−5的离散型变量。在改变变量度量方法之后，检验结果依然支持本文研究假设。

五、进一步分析

（一）亲清政商关系不同维度的影响

亲清新型政商关系包含“亲”和“清”两个重要维度。亲清政商关系有助于破解“亲而不清”和“清而不亲”的政商难题，其中的关键是构建“亲而有度”和“清而有为”的政商关系，即同步推进清白和亲近政商关系的构建实践。清白政商关系和亲近政商关系应同时影响企业绿色并购。为此，本文利用政商关系健康指数的二级指标，检验了清白政商关系（QBZS）和亲近政商关系（QJZS）对企业绿色并购的影响，结果见表5。列（1）中清白政商关系（QBZS）的系数在1%的水平上显著，列（2）中亲近政商关系（QJZS）的系数在10%的水平上显著，而且两者的系数不存在显著差异（F值为0.73，P值为0.392）。上述结果说明，旨在促进地方政府“亲而有度”和“清而有为”的新型政商关系确实有效增强了企业开展绿色并购的动机和能力，这为理解亲清政商关系的绿色治理效应提供了进一步的证据。

（二）机制检验

上文从企业环保注意力配置和融资约束两条路径，分析了地区亲清政商关系对本地企业绿色并购的促进作用。借鉴余澜等（2022）的研究，本文对亲清政商关系与企业绿色并购之间的作用路径进行识别检验。具体而言，参考吴建祖和肖书锋（2021）以及周泽将等（2023）的方法，本文借助WinGo财经文本数据平台的深度学习相似词算法，构建表征环境保护和环境治理类关键词词表， ¹² 采用文本分析法计算年报管理层讨论与分析部分的环保词频，以度量企业在环保方面的注意力配置程度（EC）。报告中有关环境保护和环境治理的词频越高，表明企业战略发展越重视环保方面的规划，环保注意力配置程度就越高。同时，参考Kaplan和Zingales（1997）的研究，本文构建KZ指数来测度企业面临的融资约束程度（FC），KZ指数越大，企业面临的融资约束越严重。从表6列（1）和列（3）中可以看到，亲清政商关系构建水平的提高不仅能够优化企业环保注意力配置，促进企业重视环保方面的决策，还有利于缓解企业面临的融资约束，保障企业的投资能力。列（2）和列（4）结果显示，企业环保注意力配置的优化和融资约束的缓解均能显著促进企业开展绿色并购。上述结果表明，亲清政商关系通过优化企业环保注意力配置和缓解企业融资约束两条路径，推动了企业实施绿色并购。这揭开了两者间作用关系的“黑箱”，为本文的理论逻辑提供了直接有力的经验证据。

（三）绿色并购的区域选择差异

地方政府引导和支持企业并购的动机和能力会因并购活动的区域性特征不同而表现出差异（方军雄，2008）。本文认为，亲清的地方政府更可能帮助辖区内的企业构建信息共享机制，为企业寻找合适的并购目标公司；同时，辖区内企业之间的绿色并购不仅有利于并购双方的资源重整，还有利于带动产业链相关企业的绿色发展，对地方经济发展具有绿色溢出效应（巫岑等，2021）。因此，地方官员更有动机对企业本地绿色并购进行更加积极的引导和支持。此外，由于存在市场分割，企业异地并购的风险和成本较高（肖土盛等，2018）。本文推测，与异地绿色并购相比，亲清政商关系对企业实施本地绿色并购的促进作用更强。

为了检验上述推测，本文设置本地绿色并购虚拟变量（RELGMA，并购双方在相同城市）和异地绿色并购虚拟变量（NRELGMA，并购双方在不同城市）。本文将其作为被解释变量进行回归分析，结果见表7。可以看到，当以本地绿色并购（RELGMA）为被解释变量时，亲清政商关系（ZS）的系数在1%的水平上显著为正；当以异地绿色并购（NRELGMA）为被解释变量时，亲清政商关系（ZS）的系数虽为正但不显著。进一步地，当采用绿色并购样本、以本地绿色并购（RELGMA）为被解释变量时，亲清政商关系（ZS）的系数显著为正。上述结果表明，亲清政商关系主要对本地企业实施本地绿色并购具有显著的促进作用。这从侧面说明要想在更大范围内发挥亲清政商关系的积极作用，需要打破地方市场分割并加快推进全国统一大市场建设。

（四）经济后果分析

1. 绿色并购事件的市场反应分析。上文研究表明，亲清政商关系有助于促进本地企业实施绿色并购。在理论分析中，一个隐含的前提是绿色并购发展是新时代中国企业发展的重要趋势，是积极的战略转型之举。有必要进一步检验这一前提是否成立，市场投资者是否认可公司的绿色并购转型。为此，本文利用事件研究法来检验企业绿色并购公告的市场反应，并与非绿色并购事件的市场反应进行比较。参考罗进辉（2013）的研究，本文采用市场调整法来计算并购公告窗口内的累积超额收益率（CAR）。为了更加全面和稳健地考察短期市场反应，本文以企业并购首次公告日作为事件日（t=0），设置三个事件窗口[0，0]、[−1，1]和[−3，3]计算累积超额收益率。在此基础上，本文构建了计量模型（4），其中被解释变量为并购事件的累积超额收益率（CAR），解释变量为绿色并购虚拟变量（GMA），控制变量包括基准模型中的所有控制变量，同时引入股票换手率（TURNOVER）、股票系统风险（BETA）和股票每股价格（PRICE）等市场交易层面的变量。表8列示了回归分析结果。

在三个事件窗口内，回归截距项都显著为正，表明所有并购事件平均而言都得到了显著的正面市场反应。更重要的是，绿色并购（GMA）的系数至少在5%的水平上显著为正，即与非绿色并购事件相比，绿色并购事件的累积超额收益率显著更高。这表明市场投资者确实认可企业的绿色并购是积极的战略转型之举，因而表现出更强的积极市场反应。

2. 绿色并购的实际协同效应分析。既然投资者对企业的绿色并购事件表现出非常积极的短期市场反应，那么从长期的实际情况来看，绿色并购是否真正助力企业实现了绿色转型？理论上，企业既可能为了并购资源协同效应，开展绿色并购以实现绿色转型，即实质性转型动机（Liang等，2022；Zhao和Jia，2022）；也可能为了追求眼球效应，向市场传递短期积极信号，塑造良好公众形象，而忽视长期绿色发展，即策略性投机动机（潘爱玲等，2019；黄维娜和袁天荣，2021）。现实中，企业绿色并购动机并非固定表现为实质性动机或者投机性动机。潘爱玲等（2021）指出，不同的外部驱动因素会激发企业异质性的绿色并购动机，进而产生不同的经济后果。本文从环境绩效、绿色创新绩效和财务绩效三个维度，检验亲清政商关系驱动下的企业绿色并购的实际协同效应。

（1）环境绩效。借鉴吴育辉等（2022）的研究，本文根据企业是否开发对环境有益的产品或者采取减少“三废”的措施来衡量企业环境绩效。 ¹³ 参考潘爱玲等（2021）的做法，本文以实施绿色并购的企业为研究样本，以主并公司并购后一年与前一年相比是否新增环境绩效（ΔENVPER）作为绿色并购环境绩效的代理指标。考虑到亲清政商关系主要促进企业的本地绿色并购，本文进一步将样本分为本地绿色并购和异地绿色并购两组。表9中Panel A结果显示，列（1）中亲清政商关系（ZS）的系数显著为正，区分本地和异地绿色并购后，亲清政商关系（ZS）的系数依然显著为正。这表明亲清政商关系驱动下的企业绿色并购是以获取目标公司的绿色技术、环保管理经验等绿色资源为目的的实质性绿色并购活动，表现为企业在绿色并购后更倾向于开发对环境有益的产品或采取减少“三废”的措施。

（2）绿色创新绩效。本文以绿色并购后一年与前一年的绿色发明专利申请量之差（ΔGREINV）来衡量主并公司的绿色创新绩效。 ¹⁴ 为了排除目标公司绿色专利存量的影响，本文仅考虑主并公司自身独立申请的绿色发明专利。表9中Panel B结果显示，在绿色并购全样本中，亲清政商关系（ZS）的系数为正但不显著。在本地绿色并购子样本中，亲清政商关系（ZS）的系数显著为正；而在异地绿色并购子样本中，其系数则不显著，表明亲清政商关系主要提高了本地绿色并购企业的绿色创新绩效。这与本文理论逻辑一致，即亲清政商关系驱动下的绿色并购本质上是存量资产在并购双方之间的流动和整合，具有绿色创新的溢出效应，有助于提高主并公司的绿色创新绩效。

（3）财务绩效。根据波特假说，资源的低效使用是企业产生污染的根源，而企业实施绿色转型有利于提高生产效率和培育绿色核心竞争优势，具有“创新补偿效应”（Porter和Van der Linde，1995；Altman，2001）。如果亲清政商关系驱动下的绿色并购是企业实质绿色转型的关键路径，那么根据波特假说，预期其能够提升企业的经济效益。基于此，本文以企业绿色并购后一年与前一年的资产收益率之差（ΔROA）来衡量企业绿色并购的财务绩效。表9中Panel C结果显示，亲清政商关系（ZS）的系数显著为正，表明亲清政商关系驱动下的绿色并购最终能够提升主并企业的经营绩效，具有积极的经济效益，符合波特假说的理论预期。

（五）绿色并购脱耦行为

为了应对环境规制压力，企业可能采取象征性环境行为来对外塑造环境友好形象，在外部利益相关者中形成环保决策即将付诸实践的预期，而实际上这些环保决策并没有真正落地执行，即存在脱耦行为（Patten，2005；Marquis等，2016）。鉴于此，本文进一步检验在亲清政商关系环境中企业绿色并购是否存在脱耦行为。本文首先定义绿色并购脱耦行为虚拟变量（NGYD），如果企业在年报中披露了绿色并购相关的投资决策，而在后续并未实际开展绿色并购，则NGYD取值为1，否则为0。然后，以绿色并购脱耦行为（NGYD）作为被解释变量，以亲清政商关系（ZS）作为解释变量进行回归分析。结果显示，亲清政商关系（ZS）的系数显著为负，表明地区亲清政商关系建设水平越高，企业越不可能实施绿色并购脱耦行为。这为亲清政商关系促进企业出于实质性转型动机开展绿色并购提供了增量证据。

六、结论与启示

随着社会各界对环境污染及其治理问题重视程度的提高，许多传统工业企业走上了绿色并购的快车道，谋求绿色转型，而企业的绿色并购活动离不开政府的引导和支持。基于此，本文利用2012—2020年中国A股工业企业的并购数据，研究了地区亲清政商关系对企业绿色并购的影响。研究发现，地区政商关系亲清水平越高，本地企业越倾向于进行绿色并购，这种积极作用在寻租依赖程度较大的企业中和环境治理压力较大的地区更强。基于亲清政商关系的不同维度，本文发现清白政商关系和亲近政商关系均能促进企业绿色并购。机制检验表明，亲清政商关系通过优化企业环保注意力配置和缓解企业融资约束，增强了企业实施绿色并购的动机和能力。进一步研究发现，与异地绿色并购相比，亲清政商关系更能推动企业实施本地绿色并购。经济后果检验表明，市场投资者对绿色并购公告的反应比非绿色并购更加积极，表明市场投资者支持企业的绿色并购转型战略。此外，绿色并购后企业环境绩效、绿色创新绩效和财务绩效都得到了显著提升。本文还发现，亲清政商关系的绿色治理效应能够显著抑制企业绿色并购的脱耦行为。本文的研究结论对于亲清新型政商关系构建和企业绿色转型发展具有以下重要启示：

对企业而言，在当前构建亲清新型政商关系的环境下，要摒弃传统寻租观念和粗放发展模式，积极通过正规渠道与政府沟通交流，在实现企业效益的同时促进地方发展。本文研究发现，亲清政商关系能够优化企业环保注意力配置，引导企业特别是寻租型企业开展绿色并购，提高企业绿色并购的生态效益和经济效益。企业应认识到伴随亲清政商关系的构建，“靠关系”获得的寻租收益会越来越低，唯有转换为符合市场发展方向的绿色发展模式，充分把握政策机遇，加强与地方政府的沟通合作，才能实现企业和地区高质量发展的协调统一。

对地方政府而言，全面推进亲清新型政商关系构建工作，扩大新型政商关系的经济赋能效应，是实现中国式现代化的高质量发展要求。本文研究发现，亲清政商关系能够促进本地企业绿色并购，当地方环境治理压力较大时，这种促进作用更加明显。更重要的是，亲清政商关系驱动下的绿色并购能够提高资源整合效率，帮助企业改善环境绩效和经济绩效，而良好的效益得益于亲清政商关系下地方政府的权力运行更加透明和更加制度化。此外，亲清政商关系推动地方官员更加关注和了解企业的经营情况和面临的实际困难，把握更充分的市场信息，进而更有效地发挥有为政府的职能。

对跨地区政府而言，各地要加强协调合作，构建跨地区的利益共享机制，为企业跨地区发展和构建国内大循环营造良好的营商环境。本文研究发现，亲清政商关系主要推动了本地企业之间的绿色并购，且本地绿色并购能够获得更好的协同效应。这从侧面反映出企业进行异地绿色并购时可能面临目标地区较为严重的制度障碍和信息摩擦，使得企业并购的匹配程度和资源整合效能大打折扣。因此，不仅要在纵向层级改善地区政商关系亲清水平，还要在全国范围内加强各地政府和企业之间的合作，秉持亲清政商原则为企业营造全国统一的、更加平等的并购市场和更加良好的营商环境，在更大范围内释放亲清政商关系的经济赋能效应。

1数据来源：全国环境统计公报。

2“解局：为什么有些问题地方发现不了，督察进驻一个月就发现这么多？”，人民日报（2022-07-11），网页地址：https://rmh.pdnews.cn/Pc/ArtInfoApi/article?id=29861776。

3“中国五矿子公司敷衍整改被中央环保督察组通报”，新华社（2019-08-15），网页地址：https://www.gov.cn/xinwen/2019-08/15/content_5421314.htm。

4“推进绿色发展需协调市场与政府关系”，中国环境报（2018-1-23），网页地址：http://www.china.com.cn/opinion/theory/2018-01/24/content_50287995.htm 。

5“加强政府有效监管激活绿色发展新动能”，经济参考报（2021-4-27），网页地址：http://www.jjckb.cn/2021-04/27/c_139909248.htm。

6数据来源：北大法宝数据库。

7根据世界知识产权组织（WIPO）发布的《国际专利分类绿色清单》识别目标公司的绿色发明专利。

82012年以来，提及空气污染问题及其防治的省级政府工作报告接近90%，明显高于水污染、土壤污染等其他污染问题。

9由于控制变量较多，此处限于篇幅而省略汇报，如有需要可向作者索取。

10受篇幅限制，文中未列示稳健性检验结果，感兴趣的读者可以联系作者索取。

11使用《中国城市政商关系排行榜》中政商关系健康指数的二级指标进行测度。

12关键词包括低碳、绿色、节能、减排、环保、能耗、治污、污染治理、环境友好等一系列与环境保护和治理相关的词汇共59个。

13环境绩效数据来自CNRDS数据库。

14绿色专利数据来自CNRDS数据库。