王 薇，田卓岳，田利輝

(1.河北大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，河北 保定 071002 ；2.南開大學(xué) 金融發(fā)展研究院，天津 300071)

一、問題提出

貫徹綠色發(fā)展理念，建設(shè)美麗中國是中國制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的目標導(dǎo)向，也是中國經(jīng)濟高質(zhì)量增長的必然要求。在中國，制造業(yè)作為最活躍的生產(chǎn)主體，其生產(chǎn)過程需要大量的資源要素投入，也是污染物排放最多、對生態(tài)環(huán)境影響最大的經(jīng)濟部門。如何促進制造業(yè)企業(yè)實現(xiàn)綠色發(fā)展？當前，并購重組成為推動制造業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革、實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的重要途徑。根據(jù)萬得(Wind)終端數(shù)據(jù)庫和Choice金融終端的統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2016—2020年，中國境內(nèi)并購事件共計46 367起，其中制造業(yè)并購數(shù)量為14 197起，占比30.62%。那么，并購能否提升目標企業(yè)的環(huán)境績效？這一問題對于推動制造業(yè)企業(yè)成功實現(xiàn)綠色轉(zhuǎn)型具有重要意義，而鮮有文獻進行專門研究。

以往研究表明，當企業(yè)在完成自身內(nèi)部的資本積累后，并購在一定程度上可以作為企業(yè)進行規(guī)模擴張、提高資源配置效率和自身競爭力的重要途徑[1]。當前，多數(shù)關(guān)于企業(yè)并購績效的研究聚焦于其財務(wù)績效，如采用托賓Q值[2]、資產(chǎn)報酬率、凈資產(chǎn)收益率[3]等財務(wù)指標研究企業(yè)并購重組的經(jīng)濟績效；也有部分研究從資本市場績效角度評析了并購績效，例如鄧路和周寧(2015)采用累計超額收益率來衡量企業(yè)并購的資本市場績效[4]。但是，財務(wù)績效和資本市場績效并不能全面反映并購的影響后果。實現(xiàn)環(huán)境保護與經(jīng)濟協(xié)同發(fā)展啟示學(xué)者在研究企業(yè)并購行為時要更多將環(huán)境績效考慮在內(nèi)。當前關(guān)于環(huán)境績效的文獻大多與政府規(guī)制、法律法規(guī)等外部行為相關(guān)[5]，鮮有文獻基于定量分析探究并購對企業(yè)環(huán)境績效的影響，更無文獻探究其影響機制，而上述問題對于加深對并購后果的認識，明晰并購如何推動企業(yè)綠色發(fā)展具有重要意義。

為回答上述問題，本文基于 2000—2020 年中國A股制造業(yè)上市公司的數(shù)據(jù)，采用面板固定效應(yīng)模型探討并購對目標企業(yè)環(huán)境績效的影響，并分析其影響機制。實證結(jié)果表明，并購可以有效提升目標企業(yè)的環(huán)境績效。進一步的機制分析結(jié)果表明，對目標企業(yè)而言，并購能夠加強其研發(fā)投入強度，降低經(jīng)理人代理成本以及抑制其大股東利益侵占，進而帶來技術(shù)創(chuàng)新的提升和環(huán)境治理效率的改善，顯著提升目標企業(yè)的環(huán)境績效。此外，在不同治理水平的企業(yè)中，并購改善環(huán)境績效的效應(yīng)也會有所差別。具體而言，并購過程中，獨立董事占比、兩權(quán)分離度以及股權(quán)集中度較高的目標企業(yè)環(huán)境績效改善更為顯著。

與已有文獻相比，本文創(chuàng)新點體現(xiàn)在以下三方面：第一，本文實證分析了并購對企業(yè)環(huán)境績效的影響，結(jié)果表明并購能夠顯著提升目標企業(yè)環(huán)境績效，從環(huán)境績效視角豐富了并購的影響后果研究，加深了人們對并購后果的認識；第二，本文基于并購視角探究了企業(yè)環(huán)境治理行為的影響因素，補充了企業(yè)環(huán)境績效的影響因素研究；第三，本文從技術(shù)創(chuàng)新、經(jīng)理人代理成本和大股東侵占視角探討了并購對企業(yè)環(huán)境績效的影響機制，在機制分析上有所貢獻。

二、文獻綜述

良好的生態(tài)環(huán)境是經(jīng)濟高質(zhì)量、可持續(xù)發(fā)展的必然要求。在推動綠色發(fā)展、建設(shè)美麗中國的戰(zhàn)略部署下，如何提升企業(yè)環(huán)境績效成為當前政府、社會、企業(yè)關(guān)注的重要問題。學(xué)術(shù)界對環(huán)境績效的定義有廣義和狹義之分。廣義的環(huán)境績效指企業(yè)在污染防治、資源有效利用、降低環(huán)境風(fēng)險等方面做出的努力和成效，是非定量、非標準化的，且數(shù)據(jù)上較難獲?。华M義的環(huán)境績效是指企業(yè)在生產(chǎn)經(jīng)營過程中所排放的固態(tài)、液態(tài)、氣態(tài)以及其他各類有害物的數(shù)量水平，一般在現(xiàn)有環(huán)境標準體系中作出了明確規(guī)定，往往是定量的、標準化、可被直接檢測到的數(shù)量型指標[6]，如二氧化硫排放量。鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文采用狹義的環(huán)境績效定義。關(guān)于環(huán)境績效的度量，已有研究尚未形成統(tǒng)一標準，有文獻從環(huán)保投入角度考察環(huán)境績效，也有研究從環(huán)保產(chǎn)出角度進行度量。目前研究中使用最多的有絕對指標法，例如以工業(yè)污染物排放量[7]、排污費[8]等具體數(shù)值指標作為環(huán)境績效的度量；相對指標法，例如以單位產(chǎn)值綜合能耗表征環(huán)境績效[9]；0-1虛擬變量法，根據(jù)企業(yè)是否存在環(huán)境違規(guī)行為對企業(yè)進行1和0的賦值[10]。

關(guān)于如何提升企業(yè)環(huán)境績效，眾多學(xué)者進行了研究。有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，行業(yè)競爭激烈程度[11]、社會關(guān)注程度[12]會對企業(yè)環(huán)境績效產(chǎn)生正向作用，而過度的政府監(jiān)管卻對企業(yè)環(huán)境績效產(chǎn)生負向作用[13]。也有學(xué)者認為，技術(shù)創(chuàng)新是控制能源消費、減少環(huán)境污染物排放的關(guān)鍵所在，是影響企業(yè)環(huán)境績效的最重要因素[14]。技術(shù)創(chuàng)新不僅能夠帶來超額效益，而且其引致的生產(chǎn)要素使用效率的提高有助于企業(yè)節(jié)約資源、減少污染物排放、保護環(huán)境[15]，因而技術(shù)創(chuàng)新被視為緩解經(jīng)濟增長與環(huán)境污染之間沖突的重要途徑。此外，企業(yè)股東、董事會、經(jīng)理層行為決定了企業(yè)的環(huán)保意識及行為，因而良好的公司治理水平有助于提升企業(yè)的環(huán)境績效[16]。吳建祖和袁海春(2020)也指出企業(yè)良好的內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)和其實施的積極環(huán)境管理戰(zhàn)略密切相關(guān)，能夠直接對企業(yè)環(huán)境績效產(chǎn)生正向影響[17]。然而，關(guān)于企業(yè)環(huán)境績效影響因素的研究文獻較少地考察并購這一重要外部因素。

并購是企業(yè)行為的重要影響因素，理應(yīng)也會對企業(yè)環(huán)境行為產(chǎn)生影響。已有研究多數(shù)側(cè)重并購對企業(yè)經(jīng)濟績效的影響，例如考察并購對資產(chǎn)報酬率、托賓Q值[2]、凈資產(chǎn)收益率[3]、經(jīng)濟增加值(EVA)[18]等財務(wù)指標和累計超額收益率[4]等股東財富指標的影響。這些研究忽視了并購對于企業(yè)非經(jīng)濟績效的影響，尤其是環(huán)境績效。事實上，非經(jīng)濟能力對于企業(yè)長遠發(fā)展具有重要價值，例如，黃珺和賀國亮(2017)認為環(huán)境績效的提升有利于提升企業(yè)長期的正向價值[19]。近年來，部分國外學(xué)者注意到了并購對企業(yè)非經(jīng)濟績效的影響。例如，米哈尤等(Mihaiu et al.，2021)將ESG得分作為制藥行業(yè)的可持續(xù)績效，并研究并購對其的影響，發(fā)現(xiàn)并購對公司的可持續(xù)業(yè)績產(chǎn)生了積極作用[20]；凱亞扎等(Caiazza et al.，2021)研究發(fā)現(xiàn)，并購交易完成后企業(yè)環(huán)境、社會治理方面的得分均有所改善[21]。然而，國內(nèi)關(guān)于并購對企業(yè)環(huán)境績效影響的研究仍然較為缺乏，亟須進行專門研究。

綜上，不難發(fā)現(xiàn)，一方面，關(guān)于企業(yè)環(huán)境績效影響因素的研究較少地考察并購行為；另一方面，國內(nèi)針對并購的績效評價大多集中在以財務(wù)績效和資本市場績效為代表的經(jīng)濟后果方面，忽略并購產(chǎn)生的非經(jīng)濟價值，尤其是對企業(yè)環(huán)境績效的影響。因此，本文基于制造業(yè)上市企業(yè)并購數(shù)據(jù)，專門探討并購對目標企業(yè)環(huán)境績效的影響。

三、機制分析與研究假設(shè)

(一)并購對目標企業(yè)環(huán)境績效的影響分析

協(xié)同效應(yīng)是并購價值創(chuàng)造的主要來源[22]。并購后，收購方和目標企業(yè)的整合會帶來資源互補和共享、提升管理效率、增強市場力量等，進而產(chǎn)生協(xié)同效應(yīng)，增加收購方和目標企業(yè)的價值[23]。本文認為，并購帶來的協(xié)同效應(yīng)能夠通過如下三種途徑提升目標企業(yè)的環(huán)境績效。

首先，并購能夠通過促進目標企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新來提升其環(huán)境績效。現(xiàn)有文獻認為，并購整合過程也包含著對目標企業(yè)創(chuàng)新資源和創(chuàng)新制度的整合，譬如獲得資金支持[24]、減少重復(fù)研發(fā)[25]、共享技術(shù)和知識[26]等，從而產(chǎn)生創(chuàng)新協(xié)同。創(chuàng)新協(xié)同有助于提升目標企業(yè)的研發(fā)投入強度，促進其技術(shù)創(chuàng)新[27]，而技術(shù)創(chuàng)新是控制能源消費、減少環(huán)境污染物排放的關(guān)鍵所在。一方面，技術(shù)創(chuàng)新能夠通過優(yōu)化生產(chǎn)流程和改進生產(chǎn)工藝來提高生產(chǎn)要素的使用效率，進而通過控制要素投入來降低能源消耗，從源頭上削弱生產(chǎn)環(huán)節(jié)中排放污染物而帶來的環(huán)境損害；另一方面，創(chuàng)新同樣能夠帶來企業(yè)環(huán)保技術(shù)的進步，這有利于降低企業(yè)污染物的排放量以及提升企業(yè)對污染物的處理能力，從而減緩污染物排放對環(huán)境的負外部性[28]。此外，技術(shù)創(chuàng)新協(xié)同也包括環(huán)保技術(shù)的創(chuàng)新協(xié)同。如果主并方的環(huán)保技術(shù)水平較高，并購后也會通過環(huán)保技術(shù)共享等途徑提升目標企業(yè)環(huán)保技術(shù)的創(chuàng)新。例如唐山冀東水泥股份有限公司被北京金隅集團股份有限公司并購之后，共同開展先進的協(xié)同處置環(huán)保技術(shù)，提升了冀東水泥危險廢棄物處置的技術(shù)創(chuàng)新能力。冀東水泥2017年年度報告顯示，并購后一年內(nèi)，冀東水泥研發(fā)投入金額增加7.08%。

其次，并購能夠通過降低經(jīng)理人代理成本來改善目標企業(yè)的環(huán)境績效。具體來說，一方面，并購后主并企業(yè)通常會完善人力資源結(jié)構(gòu)、撤換改任不合格管理層等[29]，這會使經(jīng)理人面臨辭退威脅[30]，從而能夠約束經(jīng)理人的低效行為，提高管理層效率，降低經(jīng)理人代理成本。另一方面，并購還會產(chǎn)生治理外溢。并購后主并企業(yè)通常會改革目標企業(yè)的管理體系與制度以實現(xiàn)組織上的一致，或?qū)?yōu)秀的治理經(jīng)驗在合并重組過程中滲透給目標企業(yè)，產(chǎn)生治理外溢[31]，從而提升目標企業(yè)經(jīng)理人的治理效率，也可降低經(jīng)理人的代理成本?？梢哉f，環(huán)保水平的提升有利于企業(yè)長期價值的實現(xiàn)[32]。經(jīng)理人代理成本的降低促使管理層以長期價值最大化為目標，因此其會更加重視環(huán)境保護，即追求企業(yè)環(huán)境績效的提高和長期可持續(xù)發(fā)展。

最后，并購能夠通過抑制大股東侵占行為進而提升目標企業(yè)的環(huán)境績效?，F(xiàn)代企業(yè)控股股東所有權(quán)與控制權(quán)的分離通常引致大股東侵占小股東利益的現(xiàn)象[33]，即大股東為牟取私利，通過對企業(yè)用于正常運營和環(huán)保投入的資金進行轉(zhuǎn)移挪用，來實現(xiàn)對其他中小股東的利益侵占[34]。并購過程中通常伴隨著目標企業(yè)控制權(quán)的轉(zhuǎn)移，即目標企業(yè)原有的控股股東被替換，這能夠顯著改善原有大股東對企業(yè)的侵占掏空行為[35]，企業(yè)資金被轉(zhuǎn)移和挪用的風(fēng)險降低，由此能夠保護用于環(huán)保投入的資金。同時，大股東侵占行為的削弱能夠提升企業(yè)治理水平，促使經(jīng)理人更傾向于投資有利于提升企業(yè)長期價值的環(huán)保項目，最終使企業(yè)環(huán)境績效得到改善。綜上，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)H1：并購可以顯著提升目標企業(yè)的環(huán)境績效。

(二)并購綠色治理效應(yīng)的異質(zhì)性分析

已有研究認為，獨立董事在公司治理體系中以第三角色發(fā)揮著獨特作用[36-37]。獨立董事?lián)碛歇毩l(fā)言權(quán)，一方面，最大程度地維護中小股東利益和其他相關(guān)者利益不受侵占，降低控股股東操縱董事會損害公司利益的概率[38-39]，對企業(yè)的一系列生產(chǎn)與經(jīng)營行為，特別是企業(yè)環(huán)保行為具有較強的監(jiān)督和促進作用，從而產(chǎn)生良好的治理效應(yīng)；另一方面，其憑借專業(yè)的知識水平和分析能力積極地參與公司決策與環(huán)境治理，對決策過程中可能出現(xiàn)的失誤進行及時糾正[40-41]，進而提高決策質(zhì)量，最終體現(xiàn)在良好的環(huán)境績效上。因此，并購過程中，獨立董事占比較高的企業(yè)更易整合創(chuàng)新資源，改善管理效率，整合后更易實現(xiàn)利益協(xié)同效應(yīng)，從而環(huán)境績效提升更為顯著。基于此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)H2：并購對獨立董事占比較高的目標企業(yè)的環(huán)境績效改善更顯著。

現(xiàn)代企業(yè)普遍存在兩權(quán)分離的現(xiàn)象，即所有權(quán)與控制權(quán)的分離。較高的兩權(quán)分離程度容易引致第二類委托代理問題，即大股東侵占小股東利益的問題嚴重[42-43]。首先，當兩權(quán)分離程度較高時，大股東出于自身利益考慮，更傾向于為追求短期收益而損害企業(yè)長期價值，如其更傾向于將手中的資源分配在一些風(fēng)險低、見效快的項目上，降低企業(yè)的研發(fā)投入強度與創(chuàng)新導(dǎo)向[44]，尤其是與廢棄物處理、減排設(shè)施等環(huán)?；顒用芮邢嚓P(guān)的研發(fā)投入，這種行為將無助于環(huán)境績效的改善和長遠價值的提升。其次，從內(nèi)部管理角度看，較高的兩權(quán)分離所引致的大股東隧道行為同樣會弱化公司治理，降低企業(yè)運營效率和公司環(huán)境治理效率，從而對企業(yè)環(huán)境績效產(chǎn)生負面影響。因此，兩權(quán)分離程度更高的企業(yè)環(huán)境績效更低，并購后創(chuàng)新資源的整合和效率改善對其環(huán)境績效的促進作用更強?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)H3：并購對兩權(quán)分離度較高的目標企業(yè)的環(huán)境績效改善更顯著。

股權(quán)集中度是企業(yè)治理水平的重要因素。第一，從內(nèi)部治理來說，較高的股權(quán)集中度有利于加強股東對管理層的監(jiān)督，緩解代理成本[45-46]。在股權(quán)分散的企業(yè)中，中小股東數(shù)量居多，在監(jiān)督成本的約束下，其難以有效監(jiān)督和約束經(jīng)理人的敗德行為；而股權(quán)較集中時，大股東股權(quán)占比較高，其投票權(quán)也較高，因而有動機和能力積極參與企業(yè)管理，能夠有效監(jiān)督經(jīng)理人。第二，從控制權(quán)轉(zhuǎn)移成本來講，當目標企業(yè)股權(quán)集中度較高時，主并方在控制權(quán)收購過程中不必調(diào)動目標企業(yè)的大量中小股東，這有利于進行控制權(quán)的轉(zhuǎn)移和交接，降低控制權(quán)的轉(zhuǎn)移成本。因此，并購過程中，目標企業(yè)的股權(quán)集中度越高，其面臨的整合成本越低，越助于快速實現(xiàn)創(chuàng)新資源和管理體系的整合，進而提升目標企業(yè)的環(huán)境績效?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)H4：并購對股權(quán)集中度較高的目標企業(yè)的環(huán)境績效改善更顯著。

四、研究設(shè)計

(一)模型設(shè)計

為驗證本文的研究假設(shè)，參考曾江洪等(2020)[47]、陳羽桃和馮建(2020)[48]的做法，構(gòu)建模型(1)如下：

Greeni，t=α0+β1Treati,t×Mai,t+γi，tControli，t+i+?t+εi，t

(1)

其中，被解釋變量Greeni，t為企業(yè)環(huán)境績效，Treati,t×Mai,t是分組虛擬變量Treati,t與并購虛擬變量Mai,t的交互項，為本文的核心解釋變量，Controli，t為控制變量，i、t分別代表個體和年份，i為個體固定效應(yīng)，?t為時間固定效應(yīng)，εi，t為殘差項。

(二)指標選取

被解釋變量Greeni，t：Greeni，t為企業(yè)環(huán)境績效，根據(jù)現(xiàn)有文獻[8，49]，可供選擇的環(huán)境績效指標分為污染物排放量、能源消耗量，在考慮到近些年霧霾頻繁發(fā)生的情況，嘗試將企業(yè)產(chǎn)生的懸浮顆粒物納入指標體系，最終本文選擇二氧化硫排放量(SO2)和二氧化硫與懸浮物總量(PMSO2)兩個指標作為環(huán)境績效指標。

解釋變量Treati，t：根據(jù)并購發(fā)生情況設(shè)定分組虛擬變量Treati,t。具體地，若某企業(yè)在樣本期間至少發(fā)生過一次并購則界定為處理組，記為Treati,t=1；反之為對照組，記為Treati,t=0。

解釋變量Mai,t：基于企業(yè)并購發(fā)生年份設(shè)定并購虛擬變量，本文采用變量Mai,t衡量。假定某企業(yè)最早發(fā)生并購當年為t年，則第t年及之后年份，記為Mai,t=1；第t年之前年份，記為Mai,t=0。

最后將分組虛擬變量和并購虛擬變量的交互項(Treati,t×Mai,t)作為衡量并購效應(yīng)的核心解釋變量。

控制變量Controli，t：參考田利輝等(2016)[49]的做法，本文選取的控制變量為企業(yè)規(guī)模(lnAsset)、資產(chǎn)負債率(Al)、資產(chǎn)報酬率(Roa)、機構(gòu)投資者持股比例(Ris)、獨立董事占比(Rid)、現(xiàn)金結(jié)構(gòu)(Cash)。同時，為考慮時間和個體異質(zhì)性對回歸結(jié)果的影響，本文同時控制了時間和個體固定效應(yīng)。相關(guān)變量定義見表1。

表1 變量定義

(三)樣本選擇

本文所用企業(yè)并購信息數(shù)據(jù)來自萬得金融終端、國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫、Choice金融終端，并基于企業(yè)定期報告人工收集和補充了相關(guān)數(shù)據(jù)。按照2012年中國證券監(jiān)督管理委員會頒布的行業(yè)分類標準，初始樣本為 2000—2020年所有發(fā)生并購的 A 股上市制造企業(yè)，并進行以下數(shù)據(jù)處理：(1)選取境內(nèi)發(fā)生并購且控制權(quán)發(fā)生實質(zhì)性轉(zhuǎn)移的目標企業(yè)作為實驗組，選取從未發(fā)生并購的企業(yè)作為對照組 ；(2)剔除并購未完成的樣本；(3)剔除樣本期間內(nèi)進行多次并購的樣本；(4) 剔除相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的樣本及區(qū)間；(5)剔除異常值的影響，對連續(xù)財務(wù)變量進行1%的縮尾處理。另外，還通過查找公司年報、社會責任報告以及不定期報告的方式，人工收集和整理了環(huán)境績效相關(guān)數(shù)據(jù)(1)鑒于目前企業(yè)環(huán)境數(shù)據(jù)披露時間較短，數(shù)據(jù)缺失嚴重的現(xiàn)狀，本文在國泰安數(shù)據(jù)庫、萬得數(shù)據(jù)庫的環(huán)境排放、資源消耗等相關(guān)數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上，又通過查找年報、社會責任報告等定期披露報告的方式，人工收集并整理出103家企業(yè)最終較完整的環(huán)境排放、資源消耗等相關(guān)數(shù)據(jù)以表征環(huán)境績效，在研究數(shù)據(jù)上有所貢獻。。通過以上整理，最終形成103家上市公司2000—2020年連續(xù)21年共1 133個觀測值的非平衡面板數(shù)據(jù)。

表2給出了主要變量的描述性統(tǒng)計情況。由表2可知，實驗組企業(yè)的環(huán)境績效指標(SO2、PMSO2)的最小值和最大值相差甚遠，標準差較大，這代表樣本企業(yè)間污染物排放量差異較大，故進行異質(zhì)性檢驗分析是非常必要的。

表2 實驗組主要變量的描述性統(tǒng)計

五、實證結(jié)果及分析

(一) 基準回歸結(jié)果

為了避免并購與績效之間由反向因果關(guān)系引致內(nèi)生性問題，本文將主要解釋變量和財務(wù)指標變量均滯后一期。同時為避免時間和個體因素對回歸結(jié)果的干擾，本文在回歸中同時控制了時間固定效應(yīng)和個體固定效應(yīng)。

本文首先檢驗了并購對目標企業(yè)環(huán)境績效的影響，回歸結(jié)果見表3。結(jié)果顯示，在環(huán)境績效層面，當被解釋變量為SO2時，L.Treat×Ma的系數(shù)為-223.805 6，在10%的水平上顯著；當被解釋變量為PMSO2時，L.Treat×Ma的系數(shù)為-229.828 8，同樣在10%的水平上顯著，這說明并購較顯著地改善了目標企業(yè)的環(huán)境績效，驗證了假設(shè)H1。

表3 基準回歸結(jié)果

(二)機制分析

基于前述理論分析，本文從企業(yè)創(chuàng)新機制、經(jīng)理人代理成本、大股東侵占三方面探究并購對企業(yè)環(huán)境績效的作用機理。

1.創(chuàng)新機制

本文參考陳愛貞和張鵬飛(2019)[26]的做法，選取企業(yè)研發(fā)活動投入強度指標衡量企業(yè)創(chuàng)新。具體地，Rdi，t為企業(yè)i在第t年的研發(fā)投入占營業(yè)收入的比例，按變量的中位數(shù)進行分組，高于Rd中位數(shù)的年份為1，否則為0。同時，在模型(1)的基礎(chǔ)上，引入并購與研發(fā)投入的交互項Treat×Ma×Rdi，t，當其系數(shù)均顯著為負時，代表并購活動通過創(chuàng)新機制激勵企業(yè)加大研發(fā)投入強度，從而有效提升了環(huán)境績效。

表4列(1)、列(2)匯報了創(chuàng)新機制的相關(guān)回歸結(jié)果。從表中可以看出，環(huán)境績效的L.Treat×Ma×Rdi，t的系數(shù)分別為-302.473 2和-328.610 0，均在10%的水平上顯著為負。在前述回歸結(jié)果的基礎(chǔ)上，為了進一步檢驗回歸結(jié)果的可靠性，加入控制變量第一大股東持股比例(Sharecon1)進行穩(wěn)健性檢驗，調(diào)整后的結(jié)果見表4列(3)、列(4)，可見環(huán)境績效的L.Treat×Ma×Rdi，t的系數(shù)仍然在10%的水平上顯著為負，由此說明該結(jié)論是穩(wěn)健的，即并購能夠通過創(chuàng)新機制促使目標企業(yè)加大研發(fā)投入強度，從而提升其環(huán)境績效，驗證了本文的理論分析。

表4 創(chuàng)新機制回歸結(jié)果

2.經(jīng)理人代理成本降低機制

經(jīng)理人代理成本不易直接度量，因此常用替代變量來間接度量。本文參考羅進輝(2012)[50]的做法，選取總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率作為經(jīng)理人代理成本的替代變量。當企業(yè)具有較高的經(jīng)理人代理成本時，管理層表現(xiàn)為無效率經(jīng)營，甚至利用在職消費致使企業(yè)購買許多不必要的資產(chǎn)來提高自身的享受程度，從產(chǎn)出角度表現(xiàn)為總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率降低，這表明總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率與經(jīng)理人代理成本負相關(guān)。具體地，Turnoveri，t為企業(yè)i在第t年的總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率。在模型(1)的基礎(chǔ)上，引入并購與管理層效率的交互項Treat×Ma×Turnoveri，t，當其回歸系數(shù)顯著為負時，代表并購能夠通過降低經(jīng)理人代理成本來提升管理層效率，繼而提升企業(yè)環(huán)境績效。

回歸結(jié)果如表5列(1)、列(2)所示。從表中可以看出，環(huán)境績效的L.Treat×Ma×Turnoveri，t的系數(shù)分別為-530.341 7和-498.762 6，均在5%的水平上顯著。類似地，同樣加入控制變量第一大股東持股比例(Sharecon1)，調(diào)整后的結(jié)果見表5列(3)、列(4)。結(jié)果顯示，L.Treat×Ma×Turnoveri，t的系數(shù)仍然分別在5%和10%的水平上顯著為負，由此說明該結(jié)論穩(wěn)健，進一步說明了企業(yè)實施并購活動能夠通過降低經(jīng)理人代理成本有效改善其環(huán)境績效，驗證了前述理論分析。

表5 經(jīng)理人代理成本降低機制的回歸結(jié)果

3.大股東侵占抑制機制

第二類代理沖突為大股東對中小股東的利益侵占，也是影響企業(yè)環(huán)保治理效率的重要因素。本文參考王雄元等(2018)[51]的做法，以其他應(yīng)收款與總資產(chǎn)的比值作為測度指標，其他應(yīng)收款占比越小，代表侵占行為越嚴重。具體地，Otheri，t為企業(yè)i在t年其他應(yīng)收款平均數(shù)與總資產(chǎn)的比值。在模型(1)的基礎(chǔ)上引入并購與第二類代理成本變量的交互項Treat×Ma×Otheri，t，當其回歸系數(shù)顯著為負時，代表并購能夠通過降低第二類代理成本來提升企業(yè)的股東治理效率，繼而提升其環(huán)境績效?；貧w結(jié)果見表6列(1)、列(2)。結(jié)果顯示，環(huán)境績效的L.Treat×Ma×Otheri，t的系數(shù)分別為-10.477 0和-8.600 4，均在10%的水平上顯著。類似地，同樣加入控制變量sharecon1(第一大股東持股比例)，調(diào)整后的結(jié)果見表6列(3)、列(4)。結(jié)果顯示，L.Treat×Ma×Otheri，t的系數(shù)仍然在10%的水平上顯著為負，由此說明該結(jié)論穩(wěn)健，進一步說明了企業(yè)實施并購活動能夠通過提升股東治理效率有效改善其環(huán)境績效，驗證了前述理論分析。

表6 大股東侵占抑制機制的回歸結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性檢驗

通過基準回歸后，所得結(jié)論仍有可能受到企業(yè)其他遺漏特征變量的影響，由此本文將樣本進行傾向得分匹配(PSM)后再進一步回歸，以此消除遺漏變量可能引致的內(nèi)生性問題。

第一步，首先，進行傾向得分匹配(PSM)。將樣本按照2000—2020年發(fā)生過并購的目標企業(yè)(實驗組)和未發(fā)生過并購的企業(yè)(對照組)分為兩組，分別記為Treat=1和Treat=0。然后，選取所需協(xié)變量(lnAsset、Roa、Ris、Cash)，并采取半徑匹配進行傾向得分匹配。目的是從對照組中選取與實驗組有類似特征的樣本，并利用邏輯回歸(Logit)模型進行估計得分。PSM平衡性檢驗的結(jié)果顯示，匹配后各特征變量的P值均不存在顯著差異，表明誤差消減效果較好，匹配結(jié)果通過了平衡性檢驗，具體平衡檢驗結(jié)果見表7。

第二步，按照原始模型(1)進行回歸，同時固定個體和時間效應(yīng)。在此次回歸結(jié)果中，若環(huán)境績效(SO2、PMSO2)的L.Treat×Ma系數(shù)仍顯著為負，則說明通過內(nèi)生性檢驗，即目標企業(yè)通過并購確實能夠使其環(huán)境績效有效改善。回歸結(jié)果顯示，環(huán)境績效層面：SO2的L.Treat×Ma系數(shù)為-161.278 0，在5%的水平上顯著；PMSO2的L.Treat×Ma系數(shù)為-153.715 9，在10%的水平上顯著。這表明在控制了其他特征變量影響的前提下，并購確實能夠使目標企業(yè)的環(huán)境績效得到改善，與前文結(jié)論基本一致。

2.其他穩(wěn)健性檢驗

此外，本文同時檢驗了控制變量的穩(wěn)健性。具體地，首先加入股權(quán)集中度指標(Sharecon1)，同時固定個體和時間效應(yīng)，然后再次進行回歸?；貧w結(jié)果顯示，在環(huán)境績效層面均與前文結(jié)論一致，表明回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

六、異質(zhì)性分析

(一)目標企業(yè)獨立董事占比的異質(zhì)性檢驗

本文將整體樣本按獨立董事占比的高低分為兩組進行異質(zhì)性檢驗分析。具體地，當獨立董事占比高于年度行業(yè)均值時，歸之為高獨董占比；反之，則將其歸為低獨董占比?；貧w結(jié)果見表8?；貧w結(jié)果顯示，實施并購活動后，獨董占比較高組中SO2和PMSO2的L.Treat×Ma系數(shù)分別為-283.669 7和-251.364 5，分別在1%和10%的水平上顯著為負；而獨董占比較低組中SO2和PMSO2的L.Treat×Ma系數(shù)并不顯著且為正。這說明獨董占比較高的企業(yè)發(fā)生并購后的環(huán)境績效改善效果顯著優(yōu)于獨董占比較低的企業(yè)，驗證了假設(shè)H2。

表8 異質(zhì)性檢驗——獨董占比

(二)目標企業(yè)兩權(quán)分離度的異質(zhì)性檢驗

本文將整體樣本企業(yè)按兩權(quán)分離程度高低分為兩個子樣本進行異質(zhì)性檢驗。具體地，當企業(yè)兩權(quán)分離程度高于年度均值時，則將其歸為兩權(quán)分離程度較高組；反之，則歸為兩權(quán)分離程度較低組。分子樣本進行回歸，回歸結(jié)果見表9。從表中可以看出，并購后，兩權(quán)分離程度較高組中SO2和PMSO2的L.Treat×Ma系數(shù)分別為-235.758 1和-327.830 6，分別在5%和10%的水平上顯著為負；而在兩權(quán)分離程度較低組中SO2和PMSO2的L.Treat×Ma系數(shù)均不顯著。這表明兩權(quán)分離度較高的目標企業(yè)發(fā)生并購后，其環(huán)境績效的改善效果更加顯著，驗證了假設(shè)H2。

表9 異質(zhì)性檢驗——兩權(quán)分離度

(三)目標企業(yè)股權(quán)集中度的異質(zhì)性檢驗

本文選取前三大股東的持股比例(Sharecon3)來衡量股權(quán)集中度，將整體樣本按股權(quán)集中度高低分為兩個子樣本進行異質(zhì)性檢驗。具體地，當企業(yè)的股權(quán)集中度高于年度均值時，則將其歸為股權(quán)集中度較高組；反之，則將其歸為股權(quán)集中度較低組。分子樣本進行回歸，回歸結(jié)果見表10。結(jié)果顯示，實施并購后，股權(quán)集中度較高組中SO2和PMSO2的L.Treat×Ma系數(shù)分別為-265.728 6和-245.550 4，分別在5%和10%的水平上顯著；而在股權(quán)集中度較低組中SO2和PMSO2的L.Treat×Ma系數(shù)均不顯著。這表明股權(quán)集中度較高的企業(yè)發(fā)生并購后的環(huán)境績效改善效果優(yōu)于股權(quán)集中度較低的企業(yè)，驗證了假設(shè)H4。

表10 異質(zhì)性檢驗——股權(quán)集中度

七、結(jié)論與建議

一直以來，諸多文獻關(guān)注并購對企業(yè)財務(wù)績效和創(chuàng)新績效的影響，但是鮮有文獻將企業(yè)的環(huán)境績效加至并購績效評價體系中來。本文以致力于實現(xiàn)綠色發(fā)展為出發(fā)點，采用2000—2020年制造業(yè)上市企業(yè)數(shù)據(jù)為樣本，探究并購活動對目標企業(yè)環(huán)境績效的影響，主要研究結(jié)論有：(1)并購活動能夠有效改善目標企業(yè)的環(huán)境績效；(2)機制分析結(jié)果表明，并購不僅能夠加強目標企業(yè)的研發(fā)投入從而實現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新，而且能夠降低經(jīng)理人代理成本以及抑制大股東利益侵占行為從而實現(xiàn)企業(yè)環(huán)境治理效率的改善，最終顯著提升目標企業(yè)的環(huán)境績效；(3)異質(zhì)性檢驗結(jié)果表明，當獨立董事占比、兩權(quán)分離度以及股權(quán)集中度較高時，并購后目標企業(yè)環(huán)境績效的改善程度更為顯著。

本文研究結(jié)果表明，并購不僅是推進供給側(cè)改革、促進經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級的重要途徑，而且能夠推動被并購企業(yè)的綠色發(fā)展，實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量增長。根據(jù)研究結(jié)論，本文提出以下幾點建議：

第一，可以通過并購實現(xiàn)供給過剩行業(yè)的綠色轉(zhuǎn)型升級。中國多數(shù)傳統(tǒng)制造業(yè)面臨著嚴重的產(chǎn)能過剩問題，同時這些傳統(tǒng)制造業(yè)又多是環(huán)境污染的重要源頭，亟須進行供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革。本文研究結(jié)果表明，并購能夠改善目標企業(yè)的環(huán)境績效。這意味著，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革背景下，并購可以實現(xiàn)產(chǎn)能優(yōu)化和環(huán)境績效提升的雙重目標。因此，政府應(yīng)大力鼓勵供給過剩的傳統(tǒng)制造業(yè)進行并購重組，通過降低稅收成本、給予特殊補貼等政策扶持措施提升傳統(tǒng)制造業(yè)企業(yè)間并購重組的積極性，以并購?fù)苿觽鹘y(tǒng)制造業(yè)企業(yè)實現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級和綠色發(fā)展。

第二，積極鼓勵企業(yè)加強研發(fā)創(chuàng)新，以技術(shù)創(chuàng)新支撐綠色發(fā)展。本文研究結(jié)果表明，并購對目標企業(yè)研發(fā)投入的增加能夠帶來技術(shù)創(chuàng)新和生產(chǎn)率的提高，這能夠有效改善污染問題。因此，要注重并購后目標企業(yè)有關(guān)研發(fā)創(chuàng)新活動的提升，以推動技術(shù)創(chuàng)新從根本上解決污染物排放問題，從而有效提升生產(chǎn)率和競爭力，為實現(xiàn)綠色發(fā)展奠定堅實的技術(shù)基礎(chǔ)。

第三，環(huán)境績效與企業(yè)治理密切相關(guān)，企業(yè)要持之以恒地加強公司治理質(zhì)量。本文研究結(jié)果表明，并購后目標企業(yè)環(huán)境績效的改善根本上還是來自創(chuàng)新投入的增強、經(jīng)理人代理成本的降低和大股東利益侵占行為的削弱。因此，企業(yè)要強化創(chuàng)新激勵，并通過完善激勵約束機制來降低經(jīng)理人代理成本，以及加強對股東行為的約束來抑制大股東利益侵占，持之以恒地提升公司治理質(zhì)量，從而推動企業(yè)綠色發(fā)展，最終實現(xiàn)中國經(jīng)濟高質(zhì)量增長。