一、引　言

改革开放40多年以来，在中国创造经济发展奇迹的过程中，民营企业功不可没。然而，长期以来民营企业的发展战略大多依靠要素成本驱动和依赖低成本竞争。进入新发展时期，随着各类要素价格上涨和资源环境约束增强，高能耗、低技术的传统发展模式不再适应经济高质量发展的基本要求，民营企业的战略转型迫在眉睫。同时，近年来一些民营企业在经营发展中遇到不少困难和问题，许多民营企业家形容这些问题为遇到了“三座大山”，即“融资的高山”“市场的冰山”“转型的火山”。“三座大山”与民营企业的战略转型密切相关。具体来说，企业的战略转型是一项系统工程，需要公平便利的融资环境作为资源支持（邢斐等，2022），以及自由竞争的市场环境作为转型驱动（万赫等，2021）。换言之，民营企业跨越“转型的火山”的前提条件是破除“融资的高山”和“市场的冰山”的桎梏，这既要企业自身的努力，也要政府的积极引导、培育和支持。

正如习近平总书记在民营企业座谈会中指出，民营企业遇到“三座大山”有企业自身的原因，也是政策落实不到位的结果。由于过去的正式制度建设落后，对政府权力的监管一度松软，权力寻租等非生产性行为长期被企业视为“靠背”政府的捷径，“亲而不清”的扭曲政商关系使得民营企业缺乏动机进行市场化的战略转型。此外，在高强度的反腐压力下，出现了许多“躺平式”干部，“清而不亲”的政商关系难以支持民营企业推进战略转型。为此，2016年习近平总书记首次提出要构建亲清新型政商关系，要求政府与企业之间的关系既要保持亲近也要维持清白。2017年在党的十九大报告中，习总书记进一步明确指出要“构建亲清新型政商关系，促进非公有制经济健康发展和非公有制经济人士健康成长”。那么，在当前中国各级地方政府积极构建亲清政商关系的制度背景下，亲清政商关系能否助力民营企业的战略转型，从而推进经济的高质量发展？这是社会各界共同关注的重要问题。

纵观现有文献，既有学者针对驱动企业战略变革的内外部因素展开了一系列富有成效的研究（杜慕群，2003；Scott和Davis，2007；Mishina等，2010；孟庆斌等，2019；邢斐等，2022），其中，在战略变革的外部驱动因素方面，相关研究相对较少，而且现有研究主要集中于理论探讨方面，缺乏充分的实证检验。特别地，营商环境是企业不得不面对且赖以生存的重要外部环境，而政商关系又是营商环境的重要组成部分，政商关系亲清化的重构，势必直接影响企业战略与外部政商环境的匹配性。与此同时，企业的战略变革离不开稳定的资源支持，这对于长期面临资源约束的民营企业尤其如此。亲清政商关系的构建将在很大程度上缓解民营企业的资源约束，使其更有能力和动力进行战略变革。基于上述的现实背景和研究现状，本文立足于当前中国民营企业面临的转型升级挑战，拟实证检验地区政商关系亲清化是否有助于驱动民营企业战略变革，进而助力实现中国民营企业的转型升级和可持续发展。

具体地，利用2016—2019年中国A股民营上市公司的4440个观察数据，本文检验发现：（1）地区政商关系的亲清化显著提高了本地民营企业的战略变革水平，这是因为政商关系的亲近化和清白化将为民营企业实施市场化的战略变革提供更强的能力和动力。（2）在影响机制方面，本文发现地区亲清政商关系主要通过提高市场活力和缓解融资约束两条路径促进民营企业的战略转型，表明亲清政商关系能够破除“融资的高山”和“市场的冰山”的障碍，从而助力民营企业跨越“转型的火山”。（3）异质性检验结果显示，地区亲清政商关系对民营企业战略变革的正向影响在地区市场化水平较高、非技术密集型行业、东部地区和管理层持股较高的企业中表现得更为明显。（4）本文发现新型政商关系的“亲近化”与“清白化”都有助于促进民营企业的战略变革，两个维度存在显著的互补效应，二者相辅相成、缺一不可。此外，亲清政商关系对民营企业战略变革的积极影响最终会作用和表现在战略性的创新活动上，体现为提高了民营企业的创新投入、创新产出以及创新质量。（5）基于宏观层面的视角，本文实证发现亲清政商关系对地区产业转型升级和经济高质量发展具有显著的积极影响。

与既有文献相比，本研究工作潜在的贡献或创新体现在以下几个方面：首先，本文丰富了亲清政商关系经济后果的相关研究。自习近平总书记2016年提出构建亲清新型政商关系以来，亲清政商关系的经济后果成为了学术界的研究热点。既有研究从企业创新（管考磊，2019；周俊等，2020）、绿色转型（罗进辉等，2023）、社会责任（江炎骏和许德友，2020）、投资效率（庄旭东和张翼飞，2021）等具体视角考察了亲清政商关系的经济后果，但是现有更多研究集中于亲清政商关系影响的理论构建与逻辑演绎上（张国清等，2016；毛寿龙，2016），具体且深入的经验检验研究相对匮乏。本文从战略变革的综合视角考察亲清政商关系对民营企业战略转型升级的潜在积极影响，从融资约束和市场活力两个路径厘清了政商关系亲清化影响微观企业战略决策活动和推动实体经济发展的作用机制，为科学评估亲清政商关系的实施效果提供了增量的经验证据。其次，本文扩展了企业战略变革外部驱动因素的研究文献。企业战略变革的内外部驱动因素是战略管理领域的焦点问题，现有研究在外部因素方面发现环境的动态性和丰富性（Zhang和Rajagopalan，2010；武立东等，2012）、媒体舆论（钟熙等，2020）、金融生态环境（杨风和吴晓辉，2017）、宽松的货币政策（Yang等，2015）等因素均有助于促进企业战略变革。本文在此基础上分析检验了亲清新型政商关系对民营企业战略变革的积极影响，有效扩展了企业战略变革驱动因素的相关文献。最后，本文的研究结论具有重要的实践启示。本文关于政商关系亲清化能够助力民营企业战略转型的结论，能够深化社会各界对构建亲清政商关系的战略认识，为继续推动各级政府构建亲清政商关系提供决策参考。

二、制度背景、文献回顾与假设提出

（一）制度背景

政商关系是政府与市场、政府与企业、政府官员与企业家之间互动关系的集中体现（邱实和赵晖，2015），反映出权力与资本、政治运行机制与经济运行方式之间的联系和博弈（邓凌，2016）。在我国经济转型的特殊阶段，以政治关联为典型政商关系曾经在复苏经济、开辟市场上发挥了不可替代的作用，但其弊端和不足也日益暴露，使得传统政商关系陷入“亲而不清”的僵局。党的十八大以来，高强度的反腐败建设打破了这一僵局，腐败丛生的乱象得到抑制。但是随着反腐工作的持续推进，许多政府官员为了避免承担行为的失范成本，对民营企业和企业家表现出“清而不亲”的不作为姿态，阻碍了有为政府在促进民营经济发展和弘扬企业家精神中的效用发挥。

随着我国经济步入新常态和高质量发展阶段，对政商关系也提了出新发展需求，构建合理适配的新型政商关系刻不容缓。2016年，习近平总书记首次使用“亲”“清”两个字概括并系统阐述了新型政商关系，要求政府与企业之间的关系既要保持亲近也要维持清白。2017年在党的十九大报告中，习总书记进一步明确指出要“构建亲清新型政商关系，促进非公有制经济健康发展和非公有制经济人士健康成长”，并在党的十九届六中全会将该重要论述写入《中共中央关于党的百年奋斗重大成就和历史经验的决议》。2023年全国两会期间，习近平总书记强调，“要把构建亲清政商关系落到实处，为民营企业和民营企业家排忧解难，让他们放开手脚，轻装上阵，专心致志搞发展”，同时李强总理亦重申了构建亲清政商关系对民营企业高质量发展的重要作用。

概括来看，亲清政商关系自其概念被提出以来，正在“自上而下”地被持续推进，成为各级地方政府优化政商环境的基本指导方针。亲清新型政商关系明确了政商关系的标杆和底线，致力于打造“有为政府”与“有效市场”的辩证统一（罗进辉等，2022）。随着改革的推进，政商关系正在向“亲清化”的格局过渡和转变，使得政商环境生态更为积极健康，促使政府为企业提供更好的政策环境和政务服务，最终助力民营经济的高质量发展。本文尝试从战略变革的综合视角回答“亲清政商关系能否以及如何助力民营企业实现转型升级”这一问题，梳理出地区政商关系亲清化对经济主体行为影响的内在逻辑。

（二）相关文献回顾

1.企业战略变革的相关研究。战略变革是企业在现有战略与客观环境之间动态匹配下，实现自我更新的一种重要方式，对企业构建核心竞争力和提高经营绩效具有不可忽视的作用（Kraatz和Zajac，2001；连燕玲等，2016）。关于如何驱动企业战略变革的研究十分丰富，研究的核心脉络大致可以分为企业内部特征和外部环境两大视角。基于企业内部特征视角，学者们主要根据资源基础理论、代理理论和高阶梯队理论从组织资源能力、内部治理机制和高管特征等角度展开研究。在组织资源能力方面，现有研究认为组织资源能力演化过程中所创造的动态能力是触发战略变革的重要因素（Burgelman，2002；杜慕群，2003；邢斐等，2022）。在内部治理机制方面，既有文献发现所有权结构（孙泽宇和孙凡，2021）、董事会特征（尹翠芳等，2014）、CEO晋升和任期（刘新民等，2013；钟熙等，2019）等内部治理因素对企业战略变革具有显著的影响。在高管特征方面，诸多文献发现高管的年龄、性别、职业经历、教育水平等人口统计学特征差异在一定程度上反映了认知结构、价值观、信仰结构的差异，进而影响公司的战略选择和变革倾向（Herrmann和Datta，2005；钟熙等，2019；董静和邓浩然，2021）。基于外部环境视角，组织生态学理论和制度理论认为，引起企业战略变革的动力源自企业外部经营环境的变化。从整体外部经营环境来看，现有文献认为当环境动态性、丰富性较高时，企业拥有较强的资源获取能力，会主动寻求战略变革以适应外部环境的变化（Hambrick和Schecter，1983；Zhang和Rajagopalan，2010；武立东等，2012）。对于具体的经营环境而言，部分学者研究发现经济政策不确定性（万赫等，2021）、良好的金融生态环境（杨风和吴晓辉，2017）、宽松的货币政策（Yang等，2015）均能促进企业的战略变革。此外，孟庆斌等（2019）从资本市场制度改革角度出发，研究发现卖空机制的实施显著降低了企业战略激进度。钟熙等（2020）发现媒体负面舆论带来的声誉压力和合法性压力会促使企业改变资源配置进行战略变革。

通过以上文献不难发现，有效驱动企业战略变革是一项系统工程，企业内部组织资源能力、治理机制、高管特征和外部制度环境构成了相应的支撑系统。但是鲜有学者从政府与企业的互动关系角度切入，政府作为政策的制定者和执行者，对企业所处的外部环境具有直接影响。特别是在转型经济体中，政府深度参与经济建设的方方面面，对企业形成强有力的资源约束和制度约束。当前中国各级政府通过构建亲清政商关系优化营商环境的制度背景，为研究政企关系对企业战略变革的影响提供了良好的情境。

2.亲清政商关系的相关研究。传统政商关系的经济后果长期以来都是学术界的研究热点，现有研究根据不同的政治关系及其制度诱因理论提出了三种不同的观点：第一，基于资源依赖理论的“收益观”，认为企业与政府所建立的连结关系对企业发展具有积极影响，体现为“收益”（Li和Zhang，2007；李维安和徐业坤，2013）。第二，基于政治成本假说的“风险观”，认为企业与政府之间的连结会给企业带来高昂的政治成本，政府对企业生产经营的干预会损害公司价值（罗进辉等，2017）。第三，基于法与金融理论的“综合观”，认为政治关系并不必然带来政治资源或政治干预，其影响作用需要嵌入特定情境进行具体分析（贺小刚等，2013）。随着亲清新型政商关系的概念提出和构建实践的开展，近年来学术界开始关注亲清政商关系的潜在重要经济后果。学者们发现，健康的新型政商关系对企业的创新发展具有正向作用。随着亲清政商关系构建的推进，政府的权力运行机制更为制度化和透明化，政府的资源配置权更多地被让予市场，极大地压缩了政府设租和企业寻租空间，从而促使企业转向把更多资源投入研发创新等市场导向的战略活动（管考磊，2019；周俊等，2020）。由于民营企业在资源获取上面临着所有制歧视，周俊等（2020）发现政商关系亲清化对民营企业创新活动的促进作用更为明显。与此同时，江炎骏和许德友（2020）研究发现，亲清政商关系能够引导民营企业履行社会责任，提升民营企业社会责任水平。庄旭东和张翼飞（2021）则研究指出，构建新型政商关系有助于提高企业投资效率。罗进辉等（2023）发现亲清政商关系对企业绿色创新具有增量提质的作用，而江炎骏（2020）实证发现亲清政商关系能够提升企业的竞争优势。

可见，现有文献形成的基本共识是，传统政商关系的积极经济后果只体现在具有政治联系的特定企业和特定情境中，而在地区层面构建亲清新型政商关系则有助于提高当地企业的发展质量。但是，目前有关亲清政商关系的经济效应的经验证据仍然相对匮乏，由此本文尝试从战略变革的综合视角考察亲清政商关系对民营企业战略转型升级的潜在积极影响。

（三）研究假设提出

制度理论认为，许多促进增值行为的激励因素取决于制度的质量，这既包括引导个人或组织选择的经济激励的正式制度，也包括社会安排和规范等非正式制度（North，1990）。企业的战略导向是倾向于产品创新、技术创新和商业模式创新等生产性活动，抑或倾向于公关、招待甚至贿赂等非生产性活动，同样取决于制度创造的相对激励结构（Baumol，1990）。借鉴上述理论观点，本文分析认为，亲清政商关系作为优化政商环境的制度安排能够很好地激发市场活力，促进民营企业直面市场需求迅速做出生产性战略部署，同时有利于缓解民营企业的融资约束，为民营企业诸多战略行为提供资金支持，从而助力民营企业的战略变革。

首先，亲清政商关系可以通过激发市场活力提高民营企业战略变革的动机。一方面，伴随亲清政商关系构建水平的不断提高，政府权力在“阳光下”得到了有力的监督和约束。通过将权力关进制度的笼子里，政府的资源配置权被更多地让予市场（管考磊，2019）。在这种情况下，政府的作用不再是为特定企业提供寻租的机会，而是为市场提供公平公正的运作环境，使得政府的设租空间被大幅压缩、企业的寻租红利逐渐消失。另一方面，亲清政商关系的主要内容是革除以往微观管理、直接管理为主的陈旧体制，转向以企业和市场需求为主的宏观管理、监督管理，降低企业进入市场的门槛和成本，迸发市场竞争的蓬勃活力，进而挤压现有企业的生存空间（夏后学等，2019）。面对亲清的政商环境，民营企业的竞争规则自然地由“找市长”向“找市场”转变，企业间的良性竞争机制倒逼企业重新审视自身内部资源配置的合理性，增强其进行战略变革的意识与紧迫感。因此，为了保障与客观环境的动态匹配性，民营企业有动机实施战略变革，以维持和提升市场竞争优势（Pangarkar，2015）。其次，亲清政商关系可以通过缓解融资约束增强民营企业战略变革的能力。一方面，亲清政商关系能极大程度地消除长期存在的金融腐败问题，同时运用更加市场化的融资模式和多元化的融资渠道，将民营企业融资需求与经营风险进行匹配，为相关企业提供更为充足和稳定的现金流。另一方面，亲清政商关系为政企交往构建了合法合规的便利渠道，政府与民营企业之间的沟通频繁且有效畅通，政府为民营企业提供积极靠前的服务，着力为企业的经营发展纾困解难，进而有助于打破民营企业融资约束的所有制枷锁和信息不对称困境。换言之，在亲清的政商环境下，民营企业能享受到更有针对性的政府服务和专项资金支持，以满足其战略发展需求、确保战略变革的有序推进（邢斐等，2022）。

综上所述，地区政商关系亲清化不仅可以激发民营企业实施战略变革的动力，还能助力民营企业更为及时且低成本地获取金融体系和政府的资金支持，从而有效增强企业从事战略变革的能力。换言之，亲清政商关系有利于民营企业冲破“融资的高山”和“市场的冰山”的约束桎梏，有助于民营企业在市场战略上“想变革”“敢变革”“能变革”，从而实现战略转型升级。基于上述理论分析，本文提出以下研究假设：

假设：同等条件下，地区政商关系的亲清化有助于促进本地民营企业的战略变革。

三、实证研究设计

（一）样本选取与数据来源

根据本文的研究需要和数据的可获得性，本文选取2016—2019年中国A股民营上市公司作为初始样本。将2016年作为样本起始年份是因为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》是从2016年开始度量并披露中国城市政商关系的亲清水平数据。在此基础上，为增加观测样本的可比性，本文对初始样本进行如下筛选：（1）剔除金融业的公司样本；（2）剔除特殊交易（ST）状态的公司样本；（3）剔除交叉上市的公司样本；（4）剔除资不抵债的公司样本；（5）剔除变量数据缺失的公司样本。最终，本文得到了4440个公司—年度样本观测值。为了避免极端值对研究结果的影响，本文对所有连续变量进行了1%和99%的Winsorize缩尾处理。

本文使用的亲清政商关系指标数据来自《中国城市政商关系排行榜》系列报告，地区市场化指数来自王小鲁等（2021）编制的《中国分省份市场化指数》，地区宏观经济数据来源于《中国城市统计年鉴》，而公司治理数据以及其他财务指标数据则来源于CSMAR数据库。

（二）变量定义

1.因变量——战略变革（STRATEGY）

参考现有研究的衡量方法（Bentley等，2013；孙健等，2016；邢斐等，2022），本文通过构建离散变量的方式来度量企业的战略变革水平。首先，考虑到企业战略变革通常涉及多维度的资源配置变化，本文重点关注以下六个战略维度：（1）研发投入（研发支出/销售收入）；（2）企业效率（员工人数/销售收入）；（3）企业成长性（销售收入的历史增长率）；（4）期间费用支出（销售费用与管理费用之和/销售收入）；（5）企业组织情况（员工人数变动标准差）；（6）企业资本密度（固定资产/总资产）。其次，由于企业战略变革往往是渐进式的长期革新过程，本文使用上述六个战略维度过去五年的均值进行“年度—行业”排序。对于前五个维度按从小到大排序并平均分为5组，从0至4分依次对各组赋值；对于第六个维度分组方式则相反，即最小值赋值为4分，最大值赋值为0分。最后，将上述六个战略维度的分组得分加总，得到取值范围为0至24分的“公司—年度”层面的战略变革指标（STRATEGY），该值越大表示企业的战略变革水平越高。

2.自变量——地区亲清政商关系（ZS）

聂辉华等（2018）从“亲”和“清”两个维度，创建了一套关于城市政商关系健康指数的评价体系，为评价中国各城市政商关系亲清程度提供了客观依据（罗进辉等，2022）。该评价指数得到了相关学者的普遍认可和使用（管考磊，2019；周俊等，2020；庄旭东和张翼飞，2021）。因此，本文也使用该指数来衡量中国各地区亲清政商关系的构建水平，即选取民营企业所在城市的政商关系健康指数来衡量其面临的政商关系亲清程度。该指数的取值范围为0至100分，分值越大表示城市亲清政商关系构建水平越高。需要说明的是，已发布的2017版、2018版、2020版《中国城市政商关系排行榜》的基础数据主要分别来自2016年、2018年、2019年的中国城市统计年鉴和相关研究报告。因此，本文以主要基础数据源对应年份匹配地区的亲清政商关系水平，而2017年的指标数据则采用线性插值法计算得到。为使亲清政商关系指数在取值上趋于正态分布，参考陈红等（2018），对地区亲清政商关系指数进行了对数化转换。

3.控制变量

借鉴现有企业战略变革影响因素的相关文献（刘新民等，2013；李维安和徐建，2014），本文从公司特质、公司治理、宏观环境三个层面控制了一系列可能对企业战略变革产生系统影响的因素。（1）公司特质层面，包括公司规模（SIZE）、公司绩效（ROA）、资产负债率（LEV）、主营业收入增长率（GROWTH）、公司价值（TOBINQ）、员工规模（SSIZE）、上市年限（AGE）；（2）公司治理层面，包括第一大股东持股（TOP1）、两职兼任情况（DUALITY）、董事会规模（BOARD）、独立董事比例（INDOARD）、董事长变更（CHANGE）、管理层持股比例（MSHARE）；（3）宏观环境层面，包括行业竞争度（COMPT）、地区经济发展水平（GDP）和地区市场化水平（MKT）。此外，本文还控制了年度固定效应和行业固定效应。

（三）计量回归模型设计

为了检验亲清政商关系对民营企业战略变革的影响关系，我们构建了如下计量回归模型：

式（1）中，STRATEGY表示战略变革水平变量，ZS表示地区亲清政商关系变量，∑Control表示一系列控制变量。根据主假设的理论预期，计量回归模型（1）中系数β₁应该显著为正，即同等条件下，地区政商关系的亲清化有助于促进民营企业的战略变革。此外，考虑到ZS为地区变量，在估计上述计量模型时我们对标准误进行了城市层面的聚类调整，以缓解异方差问题的影响。

四、实证分析结果与讨论

（一）描述性统计结果

表1列示了本文主要变量的描述性统计分析结果。战略变革（STRATEGY）的均值为12.74，标准差为4.27，表明不同样本企业在战略变革水平上存在一定的差异，这为本文的回归估计提供了较好的数据基础。地区亲清政商关系（ZS）的均值为3.98，标准差为0.46，反映出不同地区间的政商关系健康度构建情况较为接近，但也仍然存在一些差异。平均而言，样本民营上市公司的第一大股东持股比例（TOP1）为29.26%，董事会规模（BOARD）为8.02个席位（e^2.0822≈8.02），独立董事（INDOARD）占比为37.76%，这些变量特征与中国A股上市公司情况相符。此外，其他控制变量的取值分布均在合理范围内，未发现异常情况。

（二）多元回归分析结果

表2列示了地区亲清政商关系对民营企业战略变革影响关系的多元回归分析结果。表2结果显示，无论是单变量回归还是加入控制变量回归，亲清政商关系（ZS）的系数均在1%统计水平下显著为正，说明地区政商关系的亲清水平越高，本地民营企业的战略变革水平越高。特别地，根据模型2的回归结果，地区亲清政商关系（ZS）每变化一个标准差，民营企业战略变革（STRATEGY）的变化值相对其均值的变化幅度为5.17%（1.4255×0.4621/12.7439），说明相关影响具有一定的经济显著性。这些结果表明，无论是统计显著性还是经济显著性，地区亲清政商关系对民营企业战略变革的正向影响关系都是显著成立的，支持了本文的主假设，即地区政商关系的亲清化，能够增强民营企业实施战略变革的动机和能力，从而助力其实现战略转型升级。

（三）稳健性测试

1.内生性问题的稳健性检验

（1）工具变量法。主假设可能存在互为因果的内生性问题，即战略灵活度高的企业更可能主动与当地政府建立互动关系，进而推动地区亲清政商关系的建立。为此，本文使用工具变量法予以缓解。具体地，参考Chong等（2013）和李春涛等（2020），本文选取企业所在省份接壤城市亲清政商关系指数的平均值（BORDER）作为工具变量进行IV-2SLS回归。理论上，由于地区间政府存在模仿效应与示范效应，周边城市政商关系的亲清化会带动并影响本地区政商关系亲清化的实施与推进，但是邻近地区的政商关系并不会直接影响本地民营企业的战略决策。工具变量法的回归结果如表3模型1和模型2所示，相关结果与表2高度一致。

（2）处理效应模型。针对主假设可能存在的样本自选择问题，本文采用Maddala（1986）提出的处理效应模型进行检验。第一阶段的Probit回归模型，被解释变量为根据亲清政商关系年度中位数定义的组别变量（ZSD），大于中位数取值为1，否则取值为0，解释变量为本文的全部控制变量，同时以接壤城市亲清政商关系水平（BORDER）作为外生工具变量。在此基础上，测算每个观测样本的逆米尔斯比率（IMR），然后将逆米尔斯比率（IMR）引入计量回归模型（1）进行回归分析，从而调整纠正观测样本的自选择偏差。第二阶段回归结果表3模型3所示，相关结果同样支持了本文主假设的理论预期。

（3）倾向得分匹配。为了进一步缓解样本自选择问题，本文还采用倾向得分匹配方法提高样本间的可比性来缓解相关内生性问题。具体地，本文以前述的亲清政商关系组别变量（ZSD）作为被解释变量，所有控制变量作为匹配协变量，进行Logit回归估计得到观测样本的倾向得分，然后根据近邻1:1匹配原则进行样本匹配。匹配之后的两组样本的所有特征差异不再显著，表明倾向得分匹配很好地消除了两组样本间的特征差异，使得样本间具有更高的可比性 ¹。表3模型4的回归结果进一步支持了本文研究结论。

（4）控制地区固定效应。由于本文研究的是地区层面的亲清政商关系对民营企业战略变革的影响关系，本文尝试进一步控制地区固定效应以减轻地区层面遗漏变量问题的潜在干扰，据此重新进行回归分析。从表3模型5可知，本文主要变量的系数符号和统计显著性均没有发生实质变化，说明地区层面的遗漏变量问题不会影响本文研究结论的成立。

2.其他稳健性检验

本文还进行了以下稳健性检验：（1）采用无形资产替换研发投入测算的企业战略变革水平，基于行业均值偏差程度的短期战略变革指标（Tang等，2011；叶康涛等，2014），基于未来五年均值的长期战略变革指标以及T+1期的短期战略变革指标作为民营企业战略变革的替代性变量；（2）根据城市政商关系健康指数的年度中位数和十分位数，构建反映城市亲清政商关系相对优劣的离散型变量作为亲清政商关系的替代性变量；（3）使用泊松回归模型进行回归分析。上述稳健性检验结果都支持了本文的主要结论 ²。

五、进一步分析

（一）影响机制分析

根据理论分析的逻辑，一方面，政商关系亲清化将促使政企关系更为制度化、规范化、透明化，公共资源配置权更多地被让与市场，市场运行主体更具话语权和决策权，企业面临的市场限制和制度性交易成本明显降低，有助于充分激发市场主体热情、迸发市场活力，最终形成良性的市场竞争机制。现有研究表明当外部环境发生变化时，企业需要适时调整自身的战略选择来动态匹配外部环境以维持核心竞争优势（万赫等，2021）。充分自由竞争的市场环境将促使企业积极寻求转型，占据“优先利润”。另一方面，面对广阔的市场前景和丰富的投资机会，融资约束往往导致民营企业陷入“巧妇难为无米之炊”的困境（邢斐等，2022），而亲清政商关系在消除金融腐败的同时，要求政府走近民营企业靠前服务，为民营企业的经营发展提供针对性的金融支持。因此，本文将从市场活力和融资约束两个角度检验亲清政商关系影响民营企业战略变革水平的作用机制。

具体地，本文使用城市创业活跃度衡量市场活力（ACTIVE），参考叶文平等（2018）的做法，以城市新注册公司数量与城市现有公司数量的比值度量城市创业活跃度，城市创业活跃度越高，表明当地市场活力越充足 ³。参考Hadlock和Pierce（2010）和宋敏等（2021），本文采用SA指数来度量企业融资约束（FC） ⁴。SA的数值越大，表明企业面临的融资约束越高。在此基础上，本文对市场活力和融资约束的作用机制进行检验，结果如表4所示。模型1中，亲清政商关系（ZS）的系数显著为正，模型4中，亲清政商关系（ZS）的系数显著为负，说明地区政商关系亲清化能够激发当地的市场活力，降低民营企业的融资约束。模型2和模型5的结果表明，地区的市场活力越强、企业融资约束越低，民营企业的战略变革水平越高。模型3和模型6分别将亲清政商关系与市场活力、融资约束同时引入回归模型，对应变量的系数依然显著且符号与预期相吻合。更为重要的是，中介效应的Bootstrap检验结果表明，市场活力和融资约束的中介作用均显著成立。

（二）异质性分析

为了深化关于地区亲清政商关系对民营企业战略变革促进效应的认识，下面本文将从宏观层面的地区市场化水平、中观层面的行业技术密集度和企业区域位置、微观层面的管理层持股等三个层面进行异质性分析。之所以选择这些因素进行异质性分析，是考虑到：亲清政商关系将公共资源配置权更多地让予市场，市场资源配置效率很大限度上取决于市场机制的运作能力，而这与企业所处地区的市场化水平密切相关；企业战略变革需求在行业和地区间存在差异，尤其是在新发展阶段处在传统产业和中西部地区的企业的转型升级需求更大，地区亲清政商关系在其中的转型赋能效应尚待深入探究；企业战略变革具有周期长、风险高的显著特征，虽然亲清政商关系通过优化外部政商环境促进民营企业寻求转型，但从企业内部来看战略变革很高程度上取决于管理层的长期导向，而管理层持股能够引导和促进管理层的长期导向。

（1）宏观层面。在市场化水平较低的地区，垄断、信息不对称、外部性等导致市场失灵的问题更为普遍，阻碍了鼓励创新和优胜劣汰的市场决定作用的发挥。当地区市场化水平较高时，受益于其市场机制所积累的运作经验，能较好地匹配亲清政商关系下所给予的市场权力空间，保障亲清政商关系下公共资源配置权的市场化效用更快、更好地发挥出来，促使民营企业将资源更好地投向创造价值的战略活动中。据此本文推测亲清政商关系对民营企业战略变革的正向影响在市场化水平较高的地区会表现得更强。基于此，本文以王小鲁等（2019）编制的中国市场化指数衡量地区市场化水平，根据年度中位数将全样本划分为地区市场化水平较高子样本（MKT=1）和地区市场化水平较低子样本（MKT=0），进而对两组样本进行检验。表5模型1和模型2结果支持了我们的预期，说明发挥亲清政商关系的转型赋能效应需要进一步完善市场化环境。

（2）中观层面。首先，按照要素密集程度，现有行业可划分为技术密集型行业和非技术密集型行业（劳动密集型和资本密集型）。技术密集型行业完全依赖于围绕客户和市场需求的产品和技术创新，这是其保持市场竞争优势的重要源泉。而非技术密集型行业通常依靠更多的劳动和机械设备投入进行生产活动，处在该行业的企业发展模式较为粗放，高质量的产品和服务供给不足，更加难以适应新时期的发展要求，亟须进行转型升级。因此，本文预期亲清政商关系对民营企业战略变革的正向影响在非技术密集型行业中会表现得更为明显。为了检验上述预期，本文参考杨金玉等（2022）将高科技行业归属为技术密集型行业（TECH=1），非高科技行业归属为非技术密集型行业（TECH=0），进行分组检验。其次，我国经济发展在区域间存在着明显的不平衡现象，东部地区的发展阶段明显高于中西部地区（黄群慧，2018）。一方面，中西部地区各省份产业布局较为低端，综合创新能力较弱，该区域的民营企业转型升级的需求更大，亲清政商关系可能对中西部地区的民营企业战略变革的促进作用更强。另一方面，东部地区经过长期的积累具有更好的资源禀赋，能够为民营企业转型升级提供人才、技术、基础设施、制度环境等一系列优质配套措施，使得亲清政商关系赋能效应的释放更为充分。也就是说，企业地理区位对亲清政商关系与民营企业战略变革关系的影响仍然是一个有待检验的实证问题。鉴于此，本文根据民营企业所在省份将全样本划分为东部地区（EAST=1）和中西部地区（EAST=0）两个子样本，进行分组检验。表5模型3至模型6的结果表明，亲清政商关系对民营企业战略变革的正向影响在非技术密集型行业和东部地区企业中表现得更强，这意味着构建亲清政商关系是推动传统产业转型升级的重要抓手，同时中西部地区由于缺少系统的软硬环境协调体系，短期内难以与亲清政商关系产生协同效应。

（3）微观层面。前述分析只是将企业当成一个“黑箱”，从外部制度环境的视角分析亲清政商关系对民营企业战略变革的影响关系。然而，企业战略变革的选择权和决定权很大程度上掌握在管理层手中，民营企业是否进行战略革新取决于管理层在决策时对短期与长期的得失权衡。代理理论认为，现代股份制公司管理层与股东的目标函数存在天然的冲突（Jensen和Meckling，1976）。管理层通常更加短视，缺乏动机实施长期的战略转型，而股权激励能够将管理层利益与企业长期利益捆绑，达到利益趋同的效果。因此，可以合理预期，当民营企业面临亲清政商环境变迁带来的格局重构与市场重塑时，持有较高股权的管理层将具有更强的动力和积极性及时调整资源配置方式，实施长期且市场化的战略变革，以适应企业的长期发展需要。为了检验上述预期，本文根据样本管理层持股的年度中位数，将样本划分为高管理层持股子样本（MSHARE=1）和低管理层持股子样本（MSHARE=0）进行检验。表5模型7和模型8的结果与预期一致。

（三）亲近指数与清白指数的影响效应分析

本文进一步分析亲近指数和清白指数对民营企业战略变革水平的影响效应，以及二者是存在替代效应还是互补效应。具体地，本文分别使用政商关系健康指数评价体系的二级指标——亲近指数（QJ）和清白指数（QB）作为自变量进行回归分析，回归结果如表6所示。表6模型1和模型2中，亲近指数与清白指数的系数均在1%统计水平显著为正，即无论是亲近的政商关系还是清白的政商关系，均能够助力民营企业进行战略变革。特别地，模型3显示，当把亲近指数、清白指数以及二者的交乘项同时引入回归模型后，亲近指数和清白指数两个变量的系数依然显著为正，且二者的交乘项的系数在5%统计水平下显著为正，表明亲近指数和清白指数对民营企业战略变革的影响表现为互补效应。总而言之，政商关系的亲近化与清白化对民营企业战略变革均具有重大意义，因为亲近化的政商关系使得政府致力于了解民营企业发展诉求，为企业提供完善的服务，能够为民营企业战略变革提供重要资源支撑，清白化的政商关系能够更好地激活公共资源市场的竞争机制，激发民营企业的战略变革需求。因此，政商关系的亲近化与清白化二者相辅相成、并驾齐驱，共同助力民营企业的战略变革。

（四）亲清政商关系对公司研发创新的影响分析

战略是企业决策的顶层设计，整体战略导向会最终体现在具体战略活动中。创新活动是民营企业的重要战略活动，创新活动表现能在很大程度上反映出民营企业的战略导向与革新程度。由此，本文将进一步分析地区亲清政商关系对民营企业创新活动的经验影响关系，以便从一个更为具体的侧面检验亲清政商关系对民营企业战略变革的相关影响。

具体地，本文将从创新投入、创新产出、创新质量三个方面展开相关研究，其中以研发支出强度（INPUT）衡量企业的创新投入水平，研发支出强度（INPUT）等于研发支出额与营业收入的比值；以专利申请量（ALLPY）衡量创新产出水平，专利申请量（ALLPY）等于目标企业发明专利和实用新型专利申请数量与1之和的自然对数值；参考黎文靖和郑曼妮（2016），以发明专利申请量（INVPA）作为企业实质性创新的代理指标，发明专利数量越多，说明企业创新质量越高；以实用新型专利申请量（UMPA）衡量企业策略性创新行为。据此得到的回归分析结果如表7所示。可以看到，无论是以创新投入、创新产出，还是以创新质量作为因变量，地区亲清政商关系变量（ZS）都得到了统计显著的正回归系数。这些结果表明，地区政商关系的亲清化，使得民营企业更倾向于实施战略革新活动，将战略资源投向更具有价值创造能力的创新活动，提高了民营企业的创新投入、创新产出和创新质量，从而一定程度上增强了企业核心竞争力，助力企业实现战略转型升级。

（五）亲清政商关系的宏观经济后果分析

考虑到民营企业在经济发展中的重要作用，本文进一步构建了如下计量回归模型，检验亲清政商关系对地区产业结构转型升级和经济高质量发展的影响关系。

式（2）中，被解释变量包括地区产业结构转型升级（ES）和经济高质量发展（GTFP）。具体地，参考于斌斌（2015）和周国富和陈菡彬（2021）的做法，本文采用第三产业增加值与第二产业增加值的比值来衡量地区产业结构的转型升级（ES）；根据余泳泽等（2019）和湛泳和李珊（2022）的研究，本文选取基于SBM模型测度的城市绿色全要素生产率作为经济高质量发展的代理指标（GTFP）。解释变量为亲清政商关系（ZS）。本文控制了以下城市层面的特征变量：教育支出（EDU，等于教育支出与地区生产总值的比值）、科学支出（TECH，等于科学支出与地区生产总值的比值）、财政分权度（FINADP，等于财政预算内收入与财政预算内支出的比值）、人均生产总值（GDP，等于人均生产总值的自然对数值）、人口密度（POPU，等于人口密度（万人/平方公里）的自然对数值）、互联网普及率（INTERNET，等于互联网用户数与人口总数的比值）。此外，本文在计量回归模型中还引入了城市固定效应和年度固定效应。

表8列示了亲清政商关系的宏观经济后果回归结果。模型1结果显示，亲清政商关系（ZS）的回归系数在1%统计水平下显著为正，表明亲清政商关系能够对产业结构转型升级进行引导和支持，释放产业转型的内生动力。与此同时，从模型2中可以看到，亲清政商关系（ZS）的回归系数在5%统计水平下显著为正，说明地区政商关系的亲清化有助于推动经济高质量发展。

六、研究结论与实践启示

在新时代推进中国式现代化的宏伟目标下，构建新型亲清政商关系是一项重要的制度保障措施。本文从战略变革的综合视角切入，利用2016—2019年中国A股民营上市公司的4440个观察样本数据，实证检验了地区政商关系亲清化对本地民营企业战略变革的经验影响关系。结果发现，地区亲清政商关系的构建能够促进本地民营企业进行战略变革，因为政商关系亲清化使得民营企业更有动力和能力实施战略变革活动，以实现自我更新和保障与环境的动态匹配性。影响机制检验发现，一方面，地区政商关系的亲清化能够充分激发当地的市场活力，倒逼民营企业进行战略变革以提升市场竞争优势，使其在战略上“想变革”，进而提高了民营企业的战略变革水平。另一方面，地区政商关系亲清化能够缓解民营企业面临的融资约束，为民营企业实施战略变革提供有力支撑，使得民营企业在战略上“敢变革”“能变革”，进而提高了民营企业的战略变革水平。亲清政商关系增进民营企业战略变革的作用在不同情形中呈现异质性，我们的证据显示，亲清政商关系对民营企业战略变革的正向影响在地区市场化水平较高、非技术密集型行业、东部地区企业和管理层持股较高的民营企业中表现得更明显。同时，本文还发现“亲近化”与“清白化”作为新型政商关系的两大维度，都对民营企业战略变革存在正向的促进作用，而且相互之间存在显著的互补效应。此外，本文还发现，地区亲清政商关系显著提升了民营企业的创新投入、创新产出与创新质量，从而真正助力民营企业实现战略转型升级。最后，从微观到宏观层面，本文研究发现亲清政商关系对地区产业转型升级和经济高质量发展具有显著的正向影响。

本文的研究结论具有重要的实践启示。首先，本文的经验研究表明地区政商关系的亲清化提高了民营企业的战略变革水平，这一结果启示我们，构建亲清政商关系能够切实服务微观企业个体、助力民营企业实现战略转型升级。因此，各地区特别是落后地区应该更积极地构建亲清新型政商关系，更好地实现民营经济的高质量发展目标。其次，本文的研究结果表明管理层持股能够增强地区亲清政商关系对民营企业战略变革的正向影响作用，说明民营企业可通过给予管理层适当的股权激励等保障机制，使得管理层在决策中能够权衡制度环境优势与制度重塑所带来的机遇与挑战，关注并重视战略选择的内外匹配性，从更长远、更具战略性的视角为企业谋发展。再次，为了更好地发挥亲清政商关系的相关积极影响，各地区还应该从更大的视角出发完善地区的市场化环境，因为本文研究发现完善的市场化环境能够增强政商关系亲清化对民营企业战略变革的促进作用。最后，亲清政商关系下，民营企业会通过加大创新投入进而提升创新产出与创新质量，因此我们应该大力推动各地政府积极构建亲清政商关系，从而实现高水平科技自立自强。

1受限于篇幅，这里未列示倾向得分匹配的均衡性检验结果，备索。

2受限于篇幅，这里未列示其他稳健性检验的回归结果，备索。

3城市新注册公司数量和现有公司数量的数据来自全国工商企业注册数据，该数据来自百度旗下以国家企业信用信息公示系统为数据源的爱企查数据库。

4计算公式为：SA=–0.737×SIZE+0.043×SIZE²–0.04×AGE。