河长制对重污染企业绿色转型策略的影响.pdf

水利经济,2023,41(4)摇 E鄄mail:jj 摇 http:/摇 电话:02583786376摇第 41 卷第 4 期Vol.41 No.4水摇 利摇 经摇 济Journal of Economics of Water Resources2023 年 7 月Jul.2023基金项目:国家社会科学基金(21BGL289)作者简介:张颖(1978),女,副教授,博士,主要从事水利经济研究。E鄄mail:zoe511 DOI:10.3880/j.issn.10039511.2023.04.010河长制对重污染企业绿色转型策略的影响张摇 颖1,沈奇嵘1,刘潇天2(1.河海大学商学院,江苏 南京摇 211100;2.昆士兰大学商学院,昆士兰 布里斯班摇 4702)摘要:基于中国重污染上市企业 20082019 年数据和河长制演进数据,采用双重差分法考察河长制对重污染企业绿色转型策略的影响。实证研究结果表明,受河长制导致的环境监管压力的影响,重污染企业更倾向于采取绿色并购的外部获取策略、而非绿色技术创新的内部研发策略来实现绿色转型;当重污染企业面对较大媒体压力或环境不确定性较低时,影响程度更为明显;从后续机制检验结果可以看出,河长制实施后地方政府可能通过收紧环境规制促使企业绿色转型。地方政府应当制定明确的环境治理目标,并通过制度支持和制度压力等方式督促重污染企业节能减排,从源头缓解污染问题。关键词:河长制;重污染企业;绿色转型;绿色技术创新;绿色并购中图分类号:F272.3摇 摇 摇 文献标志码:A摇 摇 摇 文章编号:10039511(2023)04006609摇 摇 党的十九届六中全会审议通过的中共中央关于党的百年奋斗重大成就和历史经验的决议,明确指出我国生态文明建设仍然是一个明显的短板,资源环境约束趋紧、生态系统退化等问题越来越突出,特别是各类环境污染、生态破坏呈高发态势,成为国土之伤、民生之痛,如果不抓紧扭转生态环境恶化的趋势,必将付出沉重的代价。虽然中央政府早在 20 世纪 80 年代就将环境保护列为我国的基本国策,但地方政府出于晋升考核等目的,存在牺牲环境效益换取经济效益的环境规制非完全执行行为1。2007 年太湖蓝藻危机暴发,面对严峻社会压力的无锡市政府发布了无锡市河(湖、库、荡、氿)断面水质控制目标及考核办法(试行),任命全市各级党政负责人为每条河道的负责人,并将治理成效作为政绩考核和选拔晋升的重要依据。河长制的实行激发了地方政府官员治理水污染的动力和决心,缓解了环境规制非完全执行的行为,同时在河长的主导下,流域内多部门实现了协同治理,避免了九龙治水的弊端2。之后,无锡市的成功经验逐渐推广至河北子牙河水系、云南滇池水系,并辐射至广东、山东、浙江等地。2016 年 11 月,中共中央办公厅和国务院办公厅颁布了关于全面推行河长制的意见,指出要全面建立省、市、县、乡四级河长体系,标志着河长制成为一项国家层面的水污染治理制度。改革开放以来,我国依靠重工业、制造业先行发展战略推动了经济的高速增长,然而经济发展的同时也带来了高能耗、高污染问题3。党中央强调,生态文明建设是关乎中华民族永续发展的根本大计,保护生态环境就是保护生产力,改善生态环境就是发展生产力,决不以牺牲环境为代价换取一时的经济增长。重污染企业作为污染排放的主体,是实现节能减排和健全生态文明建设的关键。河长制实施后,重污染企业环境治理压力上升,可能采取多种措施应对外部压力,如停工减产、环保投资和绿色转型等4,而绿色转型可以帮助重污染企业获得清洁能源和节能减排技术,从源头上解决高能耗、高污染问题,实现经济效益和生态效益的协调发展5。重污染企业可以通过两种方式实现绿色转型:一种是偏向内部研发的绿色技术创新策略;另一种是偏向外部获取的绿色并购策略。本文探究了河长制对重污染企业绿色转型产生的影响,以期为未来国家制定和实施环保政策以促进重污染企业发展提供参考。1摇 文献综述随着 2016 年中共中央办公厅和国务院办公厅颁布关于全面推行河长制的意见,学者们从多个66水利经济,2023,41(4)摇 E鄄mail:jj 摇 http:/摇 电话:02583786376摇角度对河长制政策的实施效果、扩散模式等进行了研究。部分学者通过对比辖区内水质在实施河长制前后的变化,探究了河长制对水污染治理带来的提升与不足:沈坤荣等6研究发现,河长制的实施显著提升了水中溶解氧的浓度,缓解了水体黑臭问题;She 等7以长江流域地级市为研究对象,发现河长制降低了水域中化学需氧量和氨氮含量,改善了水质情况,并当城市 GDP 较高或环境规制更为严格时该现象更为明显;Li 等8发现,河长制对于不同污染物具有异质性影响,河长制实施后酸碱度和氨氮情况明显改善,但化学需氧量和溶解氧没有发生显著变化。上述研究均发现河长制的实施有效改善了水质情况,但对于水质改善程度观点不同:沈坤荣等6认为地方政府存在粉饰性治理行为,仅解决了水体黑臭问题,但并未彻底解决水污染问题。也有学者从扩散方式、经济收益等方面对河长制的演进进行了探讨。王班班等9将河长制扩散模式划分为平行扩散模式和向上扩散模式,结果显示两种模式在经济效益与治污效果之间有所取舍,平行扩散模式下地区政府牺牲了较少的经济收益,但治污效果不佳;而向上扩散模式下治污效果良好,却需要付出较大的经济代价。除扩散模式外,官员特征也被证实是河长制推行效果的重要影响因素之一:年轻官员为更快晋升看重经济利益,缺乏推行河长制的动力;年长官员晋升概率下降,出于避免上级问责的目的,更倾向于推行河长制10。此外,李强11根据长江经济带市级面板数据,发现河长制通过增强地区环境规制强度,促进了城市产业升级。重污染企业是污染排放的源头,也是地方政府污染治理中的重点关注对象,政府希望通过环境规制促进重污染企业绿色转型,实现节能减排,从根源上解决污染问题。近年来学术界已经针对绿色转型的两种重要策略 绿色技术创新策略和绿色并购策略进行了充分探讨。根据波特假说,适当的环境规制可以促进企业 R&D 投入和技术创新,实现企业治污能力和产品科技含量双提升,并缓解规制对企业带来的不利影响12。在中国的社会环境下,关于环境规制与绿色技术创新之间的关系,颉茂华等13鄄14认为二者显著正相关,即环境规制有助于促进重污染企业绿色技术创新。也有研究证明,二者之间存在非线性的 U 型和门槛效应,即只有当环境规制达到一定强度,才会对重污染企业绿色技术创新产生正面影响15鄄16。上述研究中的环境规制大多是由地方政府污染治理水平计算而来,概括了重污染企业所在区域内的环境规制强度。也有研究从具体环保政策入手,利用差分模型,评价了单一政策对重污染企业绿色技术创新造成的影响。如齐绍洲等17发现,排污权交易试点能够在一定程度上诱发企业整体层面的绿色技术创新。也有学者研究了企业社会责任强制披露18和低碳城市19鄄20对企业绿色技术创新的影响,结果证明二者均会带来积极的促进作用。与绿色技术创新相比,有关环境规制与企业绿色并购的研究相对较少。邱金龙等21探究了正式环境规制与非正式环境规制对企业绿色并购的影响,发现市场激励型环境规制与企业绿色并购呈倒U 型关系,非正式环境规制与企业绿色并购呈正相关关系。除此之外,潘爱玲等22发现由于新上任官员面对的环境治理压力较大,会积极开展污染治理工作,所以官员更替有助于推动企业绿色并购。综上所述,现有研究对河长制及重污染企业绿色转型进行了深入探讨,但当前有关河长制的研究主要是从宏观视角展开,缺乏对微观层面的讨论,无法识别河长制对于企业绿色转型行为的影响机理。目前有关重污染企业绿色转型的研究主要聚焦于绿色技术创新,对于企业绿色并购的讨论较少,鲜见考虑重污染企业面对多种绿色转型策略时的选择偏好问题。绿色技术创新策略和绿色并购策略二者相互补充,为重污染企业绿色转型提供了新的可能。本文利用 20082019 年中国重污染企业数据,探讨河长制对企业绿色转型策略的影响。2摇 机理分析2.1摇 河长制与重污染企业绿色转型河长制将水污染治理与政绩考核相挂钩,地方政府领导干部作为污染治理的负责人将受到一定的环境监管压力。对于地方官员而言,提升水污染治理政绩的最好方法是从源头减少污染物的排放。而企业作为污染排放主体,排放了 80%的环境污染23。为了更好地控制地区水污染、提升自身政绩,地方官员的工作重心会偏向于控制企业污染排放。而重污染企业作为污染治理的重中之重,势必面临更为严峻的外部环境压力。根据资源依赖理论,当外部环境发生改变,企业会采取各种策略改变自身以适应环境变化24。而重污染企业面对河长制实施后日益加重的环境治理压力,可供其选择的应对方式主要有两方面:一方面可以进行绿色转型获取清洁能源和节能减排技术以得到长期收益25;另一方面重污染或产生短期应激反应造成停工减产,消极避免污染产出26。与前者相比,停工减产会导致企业产生巨额沉没成本,损害股东利益。除非环境治理压力严重超出预期,重污染企业不会轻76水利经济,2023,41(4)摇 E鄄mail:jj 摇 http:/摇 电话:02583786376摇易做出停工减产的决策27。a.绿色技术创新。具体而言,重污染企业可以进行内部技术创新,通过内部研发获取清洁能源和节能减排技术,实现绿色转型。虽然绿色技术创新可以同时兼顾经济效益和环境效益,但其具有投资周期长、收益率偏低等缺陷。重污染企业在进行绿色技术创新过程中需要投入大量的资金,但投入产出之间却存在一定的时间滞后效应,同时研发过程中还伴随一定的沉没成本,致使重污染企业绿色转型不确定性上升27。随着我国并购市场规模逐渐扩大,重污染企业愈多通过绿色并购实现绿色转型。b.绿色并购。与绿色技术创新不同,企业绿色并购28通过获取标的企业的清洁能源和节能减排技术实现转型,而非内部研发,使得企业绿色并购具备了一定的速度优势21,29。同时,在河长制实施后,各级政府均向外界明确公布了各级河长清单与污染检举渠道,使得水污染治理成为一项大众参与的活动。重污染企业面对来自政府、群众的双重外部监管压力,势必急于向外界传递绿色转型信息、树立良好的社会形象。可是,绿色技术创新难以为外部利益相关者所知晓,即便重污染企业投入大量资源用以技术创新,也无法快速向外界传递信息30。与默默无闻的绿色技术创新相比,企业绿色并购可能更符合重污染企业的需求,因为并购公告可以带来眼球效应,迅速向外界传递企业积极履行社会责任、保护环境的信号,以缓解外部环境压力27。根据上述分析,提出以下假设:假设 1摇 受到河长制影响,重污染企业更倾向于外部获取策略(绿色并购)而非内部研发策略(绿色技术创新)。2.2摇 河长制对绿色转型的影响机制河长制之所以可以对重污染企业绿色转型造成影响,主要是因为地方政府受到环境绩效考核和上级政府问责的双重压力,调整了重污染企业的相关政策,促使企业通过绿色转型节能减排,达到既定目标。地方政府作为政策的执行者和制定者,具有较大的决定权,可以通过制度支持和制度压力对企业造成影响31鄄32。一方面,地方政府可以通过环保补偿正向引导重污染企业进行绿色转型。由于绿色转型过程中需要企业投入大量资源,侵占了企业部分经营资源,导致资源约束、绿色转型动力不足33。地方政府通过给予环保补贴冲抵一部分资金投入,缓解了绿色转型对经营资源的侵占,使得重污染企业得以兼顾绿色转型与日常经营。另一方面地方政府可以收紧环境规制,通过出台节能减排相关法律法规、调整环境监测标准或对污染排放超标企业进行环保处罚等手段将环境治理目标直接转移至重污染企业,倒逼其进行绿色转型5。根据资源依赖理论,当环境规制变得日益严格,重污染企业会做出战略调整以应对环境变化。而严格的环境规制会增强企业环境合规成本,出于降低成本的目的,重污染企业会考虑通过绿色转型从根源上减少污染排放,达到环境规制的要求,降低合规成本。邱金龙等21的研究证实,无论是正式环境规制还是非正式环境规制,均会对企业绿色并购产生影响。河长制对绿色转型的影响机制见图 1。图 1摇 河长制对绿色转型的影响机制根据上述分析,提出以下假设:假设 2摇 河长制通过环保补贴引导重污染企业绿色转型。假设 3摇 河长制通过环境规制倒逼重污染企业绿色转型。3摇 研究设计3.1摇 样本选择与数据来源为了更好地考察河长制对企业绿色转型策略的影响,同时避免新冠疫情冲击对试验结果造成影响,以 20082019 年中国重污染企业为研究对象,主要关注当年发起过并购的企业。关于重污染行业的定义,参考潘爱玲等27的研究,根据 2010 年环境保护部印发的上市公司环保核查行业分类管理名录和中国证券监督管理委员会发布的上市公司行业分类指引(2012 年修订),将以下15 类行业定义为重污染行业:煤炭开采和洗选业(B06),石油和天然气开采业(B07),黑色金属矿采选业(B08),有色金属矿采选业(B09),纺织业(C17),皮革和毛皮等(C19),造纸和纸制品业(C22),石油加工和炼焦及核燃料加工(C25),化工原料和化工制品(C26),化学纤维制造业(C28),橡胶和塑料制品业(C29),非金属矿物制品业(C30),黑色金属冶炼和压延(C31),有色金属冶炼和压延(C32),电力、热力生产和供应业(D44)。在此基础上,对数据中的并购事件进行二次筛选:淤剔除重组类型为资产剥离、资产置换、债务重组、股份回购的样本;于仅保留标的类型为股权或资产的样本;盂剔除已经持有标的企业股权比例高于86水利经济,2023,41(4)摇 E鄄mail:jj 摇 http:/摇 电话:02583786376摇30%的样本;榆剔除收购金额小于 100 万元、股权收购比例小于 30%的样本;虞剔除交易失败样本和数据缺失样本;愚对同一企业同一年份发起多次并购且标的相同的样本进行合并,对同一企业在同一年份进行多次并购且并购标的不同的样本,仅保留其中交易金额最大、收购比例最高的样本。经过两轮筛选,最终得到 711 个样本。本文数据来源为:淤河长制信息主要来源于各地方政府官方文件、北大法宝和百度;于企业绿色并购数据由巨潮网发布的并购公告手工整理得到,绿色技术创新数据来源于中国研究数据服务平台(CNRDS)绿色专利研究数据库;盂其余企业层面数据均来源于国泰安(CSMAR)数据库,地方层面数据来源于国家统计年鉴和国家环境统计年鉴。3.2摇 变量测度3.2.1摇 被解释变量企业绿色转型策略:分别使用企业绿色并购和绿色技术创新作为外部获取策略和内部研发策略的代理变量。参考潘爱玲等28的研究,将企业绿色并购(Mit)定义为将绿色理念引入公司并购决策,实现以可持续发展为目的的并购,且在并购标的选择、并购交易设计和并购后整合的全流程中贯穿绿色发展理念。采用内容分析法逐一分析并购背景和目的、双方的经营范围以及该次并购对主并方带来的影响并进行综合分析,判断该并购事件是否为企业绿色并购。绿色技术创新(Tit+1)参考李青原等5的研究结果。3.2.2摇 解释变量河长制实施情况(Hit):参考沈坤荣等6的研究,整理了样本涉及的 153 个地级市河长制的推行情况。首先从重污染企业所处地级市或省份政府官方网站检索与河长制相关的官方文件与新闻报道,整理各市河长制实施时间,如浙江省绍兴市推行河长制的时间是根据绍兴市人民政府办公室关于在绍兴市区主要河道实施河长制管理工作的通知(绍政办发2012135 号)确定;同时为确保数据准确,并解决部分河长制实施较早地区官方信息缺失、网页无法加载等问题,进一步使用北大法宝和百度进行了交叉验证,通过检索关键词“河长冶,并设置时间限制以锁定各地开始推行河长制的时间,并确保河长制信息有所依据。3.2.3摇 控制变量参考李青原等5、齐绍洲等17、潘爱玲等28的研究,分别从企业层面和地方层面选择控制变量,变量具体定义与衡量方式见表 1。表 1摇 变量定义变量类型 变量符号变量名称变量定义被解释变量Tit+1绿色技术创新ln(绿色发明专利申请数+绿色实用新型专利申请数+1)Mit企业绿色并购并购事件为企业绿色并购则取值为 1,否则取 0解释变量Hit河长制实施情况所在地级市已实施河长制则取值为 1,否则为 0Sit公司规模ln(期末总资产)Rit盈利能力期末净利润/期末总资产Lit负债情况期末总负债/期末总资产Cit现金流量期末经营活动现金流/期末总资产控制变量Git成长性(期末营业收入 期初营业收入)/期初营业收入Eit第二产业占比地方第二产业 GDP/地方总 GDPVit财政支出ln(地方财政预算内支出)Pit区域人口ln(年末总人口)Fit污染排放ln(工业废水排放量)3.3摇 模型设定构建基准回归模型对假设进行检验:Tit+1=茁0+茁1Hit+茁X+酌t+滋i+着(1)Mit=茁0+茁1Hit+茁X+酌t+滋i+着(2)式中:下标 i、t 分别为企业和年份;X 为控制变量;酌t、滋i分别为年份固定效应和行业固定效应;茁、着 分别为系数和残差。考虑到专利产出存在一定的滞后效应,所以Tit选用 t+1 期的数据。考虑到Mit为 0/1虚拟变量,故式(2)选用非线性概率 Probit 模型,式(1)使用多元回归模型。此外,为防止极端值对回归结果造成影响,对所有连续变量进行了上下 1%的缩尾(winsorize)处理。4摇 实证结果及分析4.1摇 描述性统计表 2 为主要变量的描述性统计结果。由表 2 可见,第二产业 GDP 占比均值达 43.3%,说明第二产业在我国经济发展中承担着重要的作用,而各地区工业废水排放量均值较大、标准差较小,说明在各地经济飞速发展的同时也存在着较严重的污染问题。但可喜的是,样本中大多数重污染企业都进行了绿色技术创新,且产出了大量的绿色专利;同时,重污染企业开展的并购活动超过 40%都是绿色并购,这些均表明我国重污染企业正积极进行绿色转型。此外,有 47.8%的样本受到了河长制的影响,对照组、试验组较为均衡。在正式回归之前,对变量进行了VIF 检验,以避免变量之间的多重共线性对估计结果产生影响。结果显示 VIF 最大值小于 5,不存在多重共线性问题。96水利经济,2023,41(4)摇 E鄄mail:jj 摇 http:/摇 电话:02583786376摇表 2摇 描述性统计变量观察值均值标准差最小值p25p50p75最大值Tit+17112.0732.0920.0000.0002.3983.7848.733Mit7110.4330.4960.0000.0000.0001.0001.000Hit7110.4780.5000.0000.0000.0001.0001.000Sit71122.6251.48319.88621.49622.48923.61126.302Rit7110.0660.054-0.1210.0350.0570.0920.242Lit7110.4890.1990.0590.3380.5050.6471.001Cit7110.1160.166-0.3710.0230.1060.1900.746Git7110.2730.662-0.4480.0000.1240.3294.776Eit71144.38812.41116.90038.40045.91052.58068.100Vit71115.5831.32612.86914.58315.37316.56618.139Pit7116.3030.7334.0725.7976.3846.7258.103Fit7119.1441.0325.9278.5249.0819.89211.142表 3摇 基准回归结果变量Tit+1Mit(1)(2)(3)(4)Hit0.163(0.75)0.166(0.92)0.494*(3.75)0.480*(3.51)Sit0.811*(12.18)0.798*(15.36)-0.115*(-2.70)-0.119*(-2.59)Rit1.532(1.06)2.112(1.56)0.150(0.14)1.499(1.26)Lit-1.203*(-2.39)-1.050*(-2.36)-0.220(-0.67)-0.374(-1.06)Cit-0.462(-0.78)-0.505(-1.08)1.571*(4.50)1.050*(2.74)Git0.235*(2.01)0.327*(2.92)0.068(0.80)0.110(1.27)Eit-0.015(-1.10)-0.023*(-2.60)-0.001(-0.10)-0.004(-0.63)Vit-0.095(-0.61)-0.125(-0.99)0.149(1.49)0.107(1.00)Pit-0.050(-0.23)-0.140(-0.91)-0.279*(-2.15)-0.311*(-2.26)Fit0.246*(1.76)0.246*(2.39)0.114(1.49)0.131(1.58)常数项-16.819*(-6.86)-15.078*(-8.59)-0.208(-0.16)0.241(0.16)年份固定效应是是是是行业固定效应否是否是Adjusted R20.3590.378Pseudo R20.1330.206N711711711711摇 摇 注:*、*和*分别表示在 10%、5%和 1%的水平下显著;括号中为经过异方差调整的 t 值,下同。4.2摇 回归结果分析表 3 为基准回归的结果,表中(1)(3)列仅考虑了时间固定效应,(2)(4)列则在此基础上加入了行业固定效应。结果显示,受到河长制冲击,重污染企业绿色并购倾向明显上升,但绿色技术创新没有受到显著影响,假设 1 得到验证。该结果说明当地方政府在实行河长制后,重污染企业为减少外部压力,会通过企业绿色并购推动企业绿色转型。可能的解释是相比绿色技术创新,企业绿色并购具有响应速度快、能够向外界传递绿色讯息的特点,更能满足重污染企业快速缓解来自利益相关者压力的需求。4.3摇 稳健性检验4.3.1摇 平行趋势检验使用事件分析法对事前平行趋势进行检验,具体做法是在保留式(2)被解释变量的基础上,将解释变量河长制实施情况替换为河长制推行前和推行后 4 年的哑变量,并建立以下回归方程Mit=茁0+移4t=-4茁tDt+茁X+酌t+滋i+着(3)式中:Mit为企业绿色并购变量;Dt为政策推行前后的年度虚拟变量;茁t为需要关心的系数。将河长制实施年份设置为基准年(t=0)。由于河长制推行年份并非统一,故 t=0 实际代表了不同年份。根据图 2 结果,河长制推行前Dt的估计系数均未通过 5%水平的显著性检验,说明试验组与对照组满足平行趋势假定。因此,试验组对对照组企业绿色并购出现显著上升的情况是河长制推行的结果,而不是事前差异的结果。图 2摇 平行趋势检验结果4.3.2摇 安慰剂检验尽管在基准回归模型中已经控制了企业特征、07水利经济,2023,41(4)摇 E鄄mail:jj 摇 http:/摇 电话:02583786376摇地区特征等变量,但回归结果仍可能受不可观测因素的影响。为了排除回归结果受到遗漏变量干扰的可能,参考 Chetty 等34和沈坤荣等6的研究,通过随机生成河长制变量进行安慰剂检验。基于随机生成的河长制变量,重复 500 次基准回归。根据图 3的结果,随机生成的河长制变量样本估计值基本集中分布在 0 附近,且基准回归得到的系数(0.480)完全独立于该分布之外,说明河长制对企业绿色并购的影响并未受到遗漏变量的影响。图 3摇 安慰剂检验结果4.3.3摇 倾向得分匹配检验为了验证基准回归结果的稳健性,同时处理可能的样本选择偏差问题,选择倾向得分匹配法(PSM)为试验组匹配对照组。通过比较不同模型的极大似然值选择了较为合适的协变量Rit、Lit、Git、Eit、Pit、Fit和Vit。进一步地,使用 Logit 模型估计倾向得分,并选择最近邻匹配法(1 颐 1)以共同支撑原则对样本进行匹配。结果显示,匹配前后两组样本的均值差异并不显著,且平衡假设检验结果表明,匹配后变量的标准化偏差均处于 10%以内。匹配后的回归结果如表 4 所示,结果显示河长制对企业绿色并购的系数仍显著为正,证实了基准回归结果的稳健性。此外,为了避免匹配方法对结果可靠性的影响,同时使用核匹配法和半径匹配法(Caliper 为0.01)重复上述检验流程,结果一致。表 4摇 PSM 检验结果变量全样本最近邻 1 颐 1核匹配半径匹配(1)(2)(3)(4)Hit0.480*(3.51)0.714*(4.30)0.479*(3.50)0.495*(3.56)Sit-0.119*(-2.59)-0.102(-1.64)-0.119*(-2.59)-0.120*(-2.54)Rit1.499(1.26)2.369(1.49)1.484(1.22)1.784(1.40)Lit-0.374(-1.06)-0.436(-1.00)-0.374(-1.04)-0.400(-1.09)Cit1.050*(2.74)0.969*(2.04)1.054*(2.75)1.184*(2.97)Git0.110(1.27)0.090(0.88)0.099(1.18)0.100(1.17)Eit-0.004(-0.63)0.002(0.20)-0.004(-0.64)-0.002(-0.22)Vit0.107(1.00)0.440*(2.58)0.106(1.00)0.158(1.36)Pit-0.311*(-2.26)-0.749*(-3.71)-0.310*(-2.26)-0.385*(-2.70)Fit0.131(1.58)0.074(0.67)0.132(1.59)0.107(1.24)常数项0.241(0.16)-2.783(-1.28)0.479*(3.50)-0.095(-0.06)年份固定效应是是是是行业固定效应是是是是Pseudo R20.2060.2350.2050.211N7114657076704.4摇 进一步分析4.4.1摇 机制分析为了检验假设 2 和假设 3,明晰河长制与重污染企业绿色并购间的内在机理,参考温忠麟等35提出的逐步回归法,分别将环保补助(Bit)和环境规制(Zit)两个变量引入回归模型。Bit使用重污染企业当年获得的环保补助与年末总资产之比衡量;Zit参考陈诗一等36的研究,使用地方政府年度工作报告中的环保词频进行衡量,具体衡量方式为:地级市政府工作报告中出现的与环境相关的词频数占报告全文词频总数的比例。值得注意的是,之所以选择环保词频作为环境规制的代理变量,是为了尽可能地减少中介模型中可能存在的内生性问题。当前主流环境规制是由污染物排放量计算而来,与本文的控制变量存在一定的内生性问题,而环保词频很好地避免了这个问题。由表 5 中的(1)(3)列可知,河长制实施前后环保补助并没显著变化,说明河长制的实施并没有促使地方政府为重污染企业提供额外环保补助,诱导其进行绿色转型。而(3)(4)列中,Hit的系数显著为正,说明河长制实施后地方政府更加关注环境治理,收紧了环境规制,而较为严格的环境规制成功倒逼重污染企业绿色转型,假设 3 得到验证。地方政府更倾向于通过倒逼而非引导重污染企业进行绿色转型的可能解释是:一方面政府部门给予的环保补助可能被用于直接环保投资,而非绿色转型5;另一方面由于政府与企业之间的信息不对称,政府部门难以监管环保补助的真实用途,环保补助可能沦为管理者获取私人收益的途径37。4.4.2摇 异质性分析a.媒体压力。毕茜等38认为地方政府受制于行政资源的局限性,往往在管理企业时处于信息17水利经济,2023,41(4)摇 E鄄mail:jj 摇 http:/摇 电话:02583786376摇表 5摇 机制分析结果变量引导机制倒逼机制MitBitMitMitRitMit(1)(2)(3)(4)(5)(6)Hit0.480*(3.51)-0.000(-0.22)0.484*(3.54)0.480*(3.51)0.001*(4.96)0.468*(4.72)Bit59.056(1.29)Zit63.783*(2.32)Sit-0.119*(-2.59)0.000*(2.28)-0.124*(-2.69)-0.119*(-2.59)0.000(0.93)-0.120*(-2.60)Rit1.499(1.26)-0.001(-0.83)1.541(1.29)1.499(1.26)-0.000(-0.26)0.234(0.21)Lit-0.374(-1.06)-0.000(-0.61)-0.388(-1.09)-0.374(-1.06)-0.001*(-2.20)-0.425(-1.25)Cit1.050*(2.74)-0.000(-0.63)1.059*(2.76)1.050*(2.74)0.000(0.42)1.085*(2.91)Git0.110(1.27)0.000*(1.84)0.106(1.24)0.110(1.27)-0.000(-1.45)0.059(0.72)Eit-0.004(-0.63)0.000(1.04)-0.004(-0.63)-0.004(-0.63)-0.000(-0.65)0.003(0.41)Vit0.107(1.00)-0.000(-1.27)0.121(1.13)0.107(1.00)0.000*(1.68)0.278*(3.08)Pit-0.311*(-2.26)0.000(0.79)-0.321*(-2.32)-0.311*(-2.26)-0.000*(-1.82)-0.459*(-3.47)Fit0.131(1.58)0.000(0.78)0.128(1.55)0.131(1.58)0.000(0.74)0.070(0.90)常数项0.241(0.16)-0.001(-0.59)0.234(0.16)0.241(0.16)0.002(1.21)-0.716(-0.51)年份固定效应是是是是是是行业固定效应是是是是是是Adjusted R20.0400.072Pseudo R20.2060.2120.2060.190N711711711711711711劣势,难以全面洞察重污染企业的环境违法行为。而媒体出于自身生存和谋求利益的目的,往往热衷于曝光企业负面丑闻,一定程度上缓解了重污染企业与社会之间信息不对称39的问题。而媒体负面报道的同时会对重污染企业造成重要影响:一方面负面报道会影响投资者未来预期,往往公众会认为媒体曝光的问题仅是冰山一角,企业实际污染问题更为严重40,导致投资者纷纷抛售股票,企业市值严重下滑41。另一方面,负面新闻曝光后,为避免事态升级、引发上级问责,地方政府必须对此做出回应,重污染企业无可避免需要接受调查甚至受到处罚。在负面新闻被曝光后,重污染企业在很长一段时间内会成为媒体、公众和政府三方共同关注的对象,面对巨大的外部环境压力。而企业绿色并购一大特点是具有眼球效应,能够通过并购公告快速回应媒体质疑,挽救企业形象。并购公告也在资本市场释放讯号,避免可能发生的股价下行风险。因此,可以预期当重污染企业媒体压力较高时更倾向于发起企业绿色并购。为检验媒体压力存在差异情况下重污染企业绿色转型策略的异质性,根据各年度媒体压力的中位数将样本划分为高媒体压力组和低媒体压力组。媒体压力使用上一年度媒体负面报道与媒体报道总数之比进行衡量,媒体数据来源于中国研究数据服务平台(CNRDS)。表 6 中(1)(2)列显示,在媒体压力高的企业中,河长制系数显著为正,说明当重污染企业面对较高媒体压力时更容易发起企业绿色并购策略,这与本文的推导是一致的。该结果同时也说表 6摇 异质性分析结果变量媒体压力高媒体压力低环境不确定性高环境不确定性低(1)(2)(3)(4)Hit0.528*(2.56)0.363(1.62)0.271(1.24)0.984*(3.70)Sit-0.015(-0.22)-0.213*(-2.76)-0.194*(-2.11)-0.099(-1.28)Rit2.885(1.53)-0.674(-0.33)-1.012(-0.50)6.565*(2.76)Lit-0.490(-0.94)-0.132(-0.22)0.306(0.53)0.502(0.76)Cit1.040*(1.70)1.090*(1.78)1.357*(2.24)1.443*(1.77)Git0.196*(1.96)-0.100(-0.59)0.020(0.21)1.302*(1.97)Eit0.011(0.95)-0.016(-1.55)-0.009(-0.82)-0.004(-0.29)Vit0.289*(1.83)0.095(0.61)-0.050(-0.29)0.172(1.01)Pit-0.304(-1.55)-0.415*(-2.05)0.101(0.49)-0.671*(-2.91)Fit-0.135(-1.03)0.221*(1.93)-0.037(-0.27)0.313*(2.09)常数项-2.697(-1.05)3.383(1.57)1.891(0.76)-1.227(-0.47)年份固定效应是是是是行业固定效应是是是是Pseudo R20.2540.2250.2290.293N34235229630427水利经济,2023,41(4)摇 E鄄mail:jj 摇 http:/摇 电话:02583786376摇色明媒体压力有助于推动重污染企业绿色转型。b.环境不确定性。尽管企业绿色并购与绿技术创新相比速度更快、能够释放眼球效应,但并购活动是一项涉及多方的复杂性系统工程,无论是在标的选择阶段、并购交易阶段还是并购整合阶段都需要进行合理的设计规划,任何疏忽都可能导致并购失败,反而给重污染企业带来经济损失21。同时,企业在实施绿色并购过程中会占用其他方面的资源,增加了企业运作成本,可能造成经营效益下滑。所以,根据上述分析,企业绿色并购背后伴随一定的风险,可能会对重污染企业造成负面影响。因此,重污染企业仅会在自身可以承受潜在损失时才会发起绿色并购。企业总是在特定的市场环境中开展生产经营活动的,市场环境的波动会对企业经营业绩和风险产生明显的影响42。当环境不确定性较高时,信息不对称程度上升、企业盈余稳定性持续性变差,管理者难以评估潜在风险、制定合适的企业战略43。在此情形下,重污染企业或将对企业绿色并购采取更为审慎的态度,呈现风险规避偏好。而当风险不确定性程度较低时,企业能够准确预测环境的未来变化,做出正确的战略决策,维持经营绩效稳定。在此情形下,可以预期企业能够承受绿色并购带来的潜在损失,愿意发起绿色并购。为了探究重污染企业在不同环境不确定性情况下的反应,依据各年度中位数将样本划分为高环境不确定性组和低环境不确定性组。参考申慧慧43的研究,使用重污染企业过去 5 年剔除稳定增长部分销售收入的标准差并经行业调整后的值来衡量环境的不确定性。根据表 6 中(3)(4)列显示,河长制系数在低环境不确定性组中显著为正,说明重污染企业在环境不确定性较低时更愿意发起绿色并购,而当外部环境不确定性较高时或将更为保守,不愿开展绿色并购。5摇 结论与建议5.1摇 结论本文利用 A 股上市重污染企业数据,使用双重差分识别策略,研究了河长制影响下重污染企业绿色转型策略的选择行为。实证结果表明:受到河长制的影响,重污染企业为了快速获取清洁能源和环保技术,并向外界传递积极履行社会责任的讯号,树立良好的企业形象,企业绿色并购倾向显著上升。该结果说明企业更倾向于选择外部获取策略而非内部研发策略应对河长制带来的环境监管压力,并且当重污染企业面对较高的媒体压力,或环境不确定性较低时该效应更为明显。机制分析表明,河长制实施后,地方政府为了应对晋升考核和上级问责,会通过收紧环境规制倒逼企业绿色转型。5.2摇 建议a.河长制有效推动了重污染企业绿色转型,各地区应当持续推进落实河长制,实现河长制有名亦有实。同时严格执行环境绩效考核,将环保指标纳入政绩考核体系,避免唯经济论,充分调动地方政府和重污染企业环境治理的积极性。b.重污染企业在污染防治过程中应当提前布局,循序渐进地进行绿色转型。将低碳节能、绿色环保作为企业长期