工业企业绿色并购与新质生产力
—— 基于区域与企业异质性的分析
作者简介:
杨子函,澳门科技大学商学院博士研究生,Email:
通信作者
吕婵(通信作者),澳门科技大学商学院副教授,博士研究生导师,Email:
中图分类号:
X322
文献标识码:
A
欢迎按以下格式引用:
杨子函,吕婵. 工业企业绿色并购与新质生产力——基于区域与企业异质性的分析[J]. 重庆大学学报(社会科学版),2025(2): 1-16. Doi: 10.11835/j.issn.1008-5831.jg.2025.02.001.
摘要
绿色化转型与科技体系、产业体系的深度融合,能够为新质生产力筑牢科技创新和产业转型基础,系统性推动新质生产力发展的动力变革与方向变革。绿色并购是企业获取先进环保技术、提升环保竞争力并推动可持续发展的重要策略之一,通过绿色并购,企业能够有效推动绿色化的落地与实施。文章利用2015—2022年中国工业企业数据,分析了绿色并购对企业新质生产力的影响,并提出政策建议。研究发现:绿色并购可以显著提升企业新质生产力。机制分析表明,政府补贴在绿色并购与新质生产力的正相关关系中,起到正向调节作用;企业绿色并购通过提升创新投入、缓解管理者短视,促进企业新质生产力发展。通过对企业外部地区特征与内部自身特征异质性分析发现,企业所在地区经济发展水平、环境规制水平越高,越有利于加强绿色并购与新质生产力的正相关关系;对于处于高污染行业的企业、资本密集型与劳动密集型的企业、高环保投资的企业,这一促进作用更为显著。在进一步分析中,文章将新质生产力细化为新质劳动者、新质劳动对象和新质劳动资料。绿色并购与当期新质劳动者和新质劳动资料正相关,对新质劳动对象的影响具有滞后性。据此,文章对企业进一步促进绿色并购,提升新质生产力提出对策建议。政府应制定更加明确和鼓励性的政策,以推动企业开展绿色并购活动,优化政府补助机制,以提升补助效率和效果。重视新质劳动者的培养和引导,企业和政府需协同推进高技能绿色劳动力的培养。因地制宜推进区域差异化发展,推动企业跨区域合作,共享资源和技术,实现绿色并购的协同效应。强化企业的并购后整合能力,优化资源配置,推动绿色供应链建设,持续提升企业的新质生产力。
关键词
绿色并购;新质生产力;政府补贴;企业创新;管理者短视;区域经济;
Green M&A and new quality productive forces of industrial enterprises: An analysis based on regional and company heterogeneity perspectives
Citation Format:
YANG Zihan, LYU Chan. Green M&A and new quality productive forces of industrial enterprises: An analysis based on regional and company heterogeneity perspectives[J]. Journal of Chongqing University (Social Science Edition), 2025(2): 1-16. Doi: 10.11835/j.issn.1008-5831.jg.2025.02.001.
Abstract
The deep integration of green transformation with technological and industrial systems can lay a solid foundation for technological innovation and industrial transformation of new quality productive forces, and systematically promote the dynamic and directional changes in the development of new quality productive forces. Through green M&A, enterprises can effectively promote the implementation of green transformation. This study uses data of Chinese industrial enterprises from 2015 to 2022 to analyze the impact of green M&A on new quality productive forces of enterprises, and proposes policy recommendations. Research has found that green M&A can significantly enhance new quality productive forces of enterprises. Mechanism analysis shows that government subsidies play a positive regulatory role in the positive correlation between green M&A and new quality productive forces. Corporate green M&A contributes to the growth of new quality productive forces by reducing managerial myopia and boosting R&D. Through an analysis of the heterogeneity between the external regional characteristics and the internal self-characteristics of enterprises, it has been discovered that the higher the levels of economic development and environmental regulation in the region where an enterprise is located, the more conducive it is for green M&A to drive the development of new quality productive forces. For enterprises in high polluting industries, capital-intensive and labor-intensive enterprises, and high environmental investment enterprises, the promoting effect is more significant. In further analysis, new quality productive forces is refined into new quality workers, new quality labor objects, and new quality labor materials. Green M&A is positively correlated with new quality workers and new quality labor materials, and have a lagging impact on new quality labor objects. Based on this, this article proposes countermeasures and suggestions for enterprises to further promote green M&A and enhance new quality productive forces. The government should formulate more clear and encouraging policies to promote green M&A by enterprises, optimize government subsidy mechanisms, and improve subsidy efficiency and effectiveness. We should attach great importance to the cultivation and guidance of new quality workers, and enterprises and governments need to work together to promote the cultivation of high skilled green labor forces; Promote regional differentiated development according to local conditions, encourage cross regional cooperation among enterprises, share resources and technologies, and achieve synergistic effects of green M&A; Strengthen the post-merger integration capability of enterprises, optimize resource allocation, promote the construction of green supply chains, and continuously enhance the new quality productivity of enterprises.
Keywords
green M&A
2023年,习近平总书记提出“新质生产力”这一概念。新质生产力由“高素质”劳动者、“新质”生产资料组成,以科技创新为内核、以高质量发展为宗旨,适应新时代、新经济、新产业,为高品质生活服务。与“传统生产力”不同,新质生产力是经济新常态出现的生产力新质态[
1
从企业角度看,并购是企业实现新质生产力发展的重要因素。证监会主席吴清在陆家嘴论坛开幕式上的主旨演讲中指出,要积极主动拥抱新质生产力发展,支持上市公司运用各种资本市场工具增强核心竞争力,特别是要发挥好资本市场并购重组主渠道作用。在构建我国现代化产业体系并迈向高质量发展新格局的进程中,大力培育新质生产力已成为核心使命所在。并购重组作为资本运作的关键途径之一,在新质生产力的发展进程中扮演着举足轻重的角色。从习近平总书记相关重要论述出发,并结合当下中国经济发展的实际状况,新质生产力是一个融合科技、绿色与数字等多重要素的综合性概念集合体。现有文献所测定的新质生产力,是以科技生产力、绿色生产力以及数字生产力等作为首要指标,进而构建起的一套综合性评估体系[
2
绿色并购是企业获取先进环保技术、提升环保竞争力并推动可持续发展的重要策略之一。通过这一方式,企业能够有效实现资源优化和环境友好型增长目标。现有文献对绿色并购的影响主要集中在企业的绿色发展方面,如绿色形象[
3
LIANG X D, LI S P, LUO P, et al. Green mergers and acquisitions and green innovation: An empirical study on heavily polluting enterprises[J]. Environmental Science and Pollution Research International, 2022, 29(32): 48937-48952
HUANG W N, YUAN T R. Green innovation of Chinese industrial enterprises to achieve the ‘dual carbon’ goal-based on the perspective of green M&A[J]. Applied Economics Letters, 2023, 30(13): 1809-1813.
4-6
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8
9
本文的贡献有以下几点:首先,本文分析了绿色并购对企业新质生产力的影响并且分析其影响机制,为企业提升新质生产力提供了实证依据,为企业在绿色发展浪潮中如何有效提升竞争力,提供了重要参考。其次,本文通过企业地区特征异质性分析,探求绿色并购对新质生产力影响的区域差异,有利于发现地区优势,寻找不同地区之间的互补性和合作机会,帮助企业制定区域化战略,提高资源配置效率,推动区域协同发展,实现企业的可持续发展。最后,本文为丰富企业新质生产力的指标构建作出了贡献,将管理者环境注意力作为一个关键因素纳入考量。通过引入这一新维度,本文扩展了企业新质生产力的理论框架,也为工业企业在实践中提升其竞争力提供了具体指导。
企业绿色并购是指企业通过收购或合并具有绿色技术或环保业务的企业以增强自身可持续发展能力和环境保护能力。绿色并购在当前全球环保意识不断提升的背景下,具有重要战略意义。
绿色并购能够帮助企业获得先进的环保技术和知识[
10
4
7
依据组织合法性理论,绿色并购是帮助企业降低环境风险的重要手段,可以减少因环保问题带来的法律和监管风险,从而保障企业可持续发展。绿色并购可以帮助企业应对环境压力和合法性危机,并获得政府、公众和社会的认可和信任。这种宝贵而独特的无形资源,可以加强企业的合法性[
8
9
3
通过整合绿色资源和技术,企业可以开发新的业务领域,开拓新的市场机会。这有利于增强企业的长期竞争力,为企业的可持续发展提供新的动力。
H1:企业绿色并购能促进企业新质生产力的提升。
创新可以分为两类:一个是市场化的创新,就是企业家群体、科学家群体的组合创新;另一个是政府主导、举国体制推进的创新。政府补助是指政府通过财政支持、税收优惠等方式,鼓励企业进行可持续发展。根据资源基础理论,政府补助作为一种外部资源,可以对企业的绿色并购和新质生产力产生积极影响。政府补助能够降低企业进行绿色并购的成本和风险[
11
绿色并购通常涉及大量资金投入和技术风险[
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14
H2:政府补助对于企业绿色并购与新质生产力的正相关关系起到正向调节作用。
新质生产力是一种以绿色技术、资源环境承载力为基础,以科技创新为核心要素,以绿色发展为主要方向的先进生产力。内生增长理论提出,创新是推动先进生产力发展的核心动力,企业通过不断创新可以提供新质生产力发展所需的关键要素[
15
一方面,绿色并购可以快速获取目标企业的绿色技术资源,如商标、员工知识技能和能力、设备和技术以及资本,以促进创新协同。企业获取的资源将为企业建立新的竞争优势,降低创新成本和风险。这些资源将使企业更容易进行创新[
4
6
企业创新投入可以带来技术进步和创新成果,从而提升企业的生产力水平[
16
17
综上所述,企业绿色并购可以促进企业创新投入,进而提高新质生产力。由此提出以下假设。
H3:企业绿色并购可以促进企业创新投入,从而提高新质生产力。
管理者短视在环境可持续发展背景下尤为突出,企业管理者可能过于关注短期经济利益,而忽视了环境保护和可持续发展的重要性[
郑祯, 黄妙环, 冯艳清, 等. 客户管理者短视与供应商风险承担:基于文本分析的经验证据[J]. 会计研究, 2024(1): 139-151.
18-19
企业绿色并购可以通过缓解管理者短视提高新质生产力。管理者在决策过程中更加注重环境保护和可持续发展,更加倾向于增加环保创新投入、改进生产流程和提高资源利用效率,这些措施将对企业新质生产力产生显著的正向影响。
H4:企业绿色并购可以缓解管理者短视,从而提高新质生产力。
在绿色并购与新质生产力方面,地区的发展水平和环境规制的严格程度也是影响因素。发展水平较高的地区通常更注重环境保护和可持续发展,政府对绿色产业的支持力度较大,为企业进行绿色并购提供了更好的政策环境和市场机会。而环境规制的严格程度则会对企业的绿色决策和实施产生直接影响[
20
企业生产要素的异质性对绿色并购与新质生产力的关系产生影响。在绿色并购中,劳动密集型企业可能需要增加劳动力成本和改进生产方式,资本密集型企业可能需要进行资产调整和更新,以适应更环保的生产要求。企业自身的污染水平也会对绿色并购的效果产生影响[
21
H5:企业外部地区特征与内部自身特征差异在绿色并购对新质生产力的影响中,发挥异质性作用。
本研究选取2015—2022年A股上市公司中的工业企业作为研究样本,参考已有文献[
10
企业新质生产力(Nqp)。新质生产力的基本内涵体现为劳动者、劳动对象以及劳动资料等要素发生质变,并在此基础上实现这些要素的优化组合。本研究借鉴张秀娥等[
22
23
| 变量 | 因素 | 子因素 | 指标 | 衡量方式 |
|---|---|---|---|---|
| 新质生产力 | 新质劳动者 | 员工素质 | 高素质员工 | 研究生学历占比 |
| 研发人员占比 | 研发人员占总员工的比例 | |||
| 管理层素质 | 管理层数字化背景 | 高管团队是否具有数字化背景 | ||
| 管理层环境注意力 | Ln(环境注意力总词频+1) | |||
| CEO职能经历丰富度 | CEO职能经历计数 | |||
| 新质劳动对象 | 生态环境 | 环境绩效 | 华证ESG评分体系中的环境得分 | |
| 未来发展 | 固定资产占比 | 固定资产/资产总额 | ||
| 机器人渗透率 | 企业层面机器人渗透率 | |||
| 新质劳动资料 | 科技劳动资料 | 企业创新水平 | Ln(企业申请专利数+1) | |
| 绿色劳动资料 | 绿色技术水平 | Ln(企业申请绿色专利数+1) | ||
| 绿色专利占比 | 企业申请绿色专利数/企业申请专利数 | |||
| 数字劳动资料 | 智能化水平 | Ln(智能化水平词频+1) | ||
| 数字资产占比 | 数字化相关资产/无形资产总额 |
人才是国家发展的关键。发展战略性新兴产业和未来产业,形成新质生产力,最关键的是人才,尤其是能够把各方面人才与各方面资源组织结合起来的战略型企业家[
24
本文在衡量劳动者的特征因素时,加入管理者环境注意力的因素,原因如下:第一,管理者的环境注意力,特别是对外部环境、政策、市场和技术趋势的敏锐感知,决定了企业能否迅速响应外界变化并进行战略调整。第二,管理者环境注意力高的企业,往往能够更好地分配资源[
25
吴建祖, 华欣意. 高管团队注意力与企业绿色创新战略:来自中国制造业上市公司的经验证据[J]. 科学学与科学技术管理, 2021(9): 122-142.
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环境注意力指标的衡量方法,是根据已有文献[
27
绿色并购(GreMA)。参考已有文献[
3
8
参照已有文献[
宋佳, 张金昌, 潘艺. ESG发展对企业新质生产力影响的研究:来自中国A股上市企业的经验证据[J]. 当代经济管理, 2024(6): 1-11.
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| 变量名称 | 符号 | 测算方法 | |
|---|---|---|---|
| 被解释变量 | 新质生产力 | Nqp | 见表1 |
| 解释变量 | 绿色并购 | GreMA | 根据词典判断并筛选 |
| 调节变量 | 政府补助 | Gsubsidy | 政府补助占营业收入比例 |
| 中介变量 | 创新投入 | RDA | ln(1+研发支出合计) |
| 管理者短视 | Short | 基于词典法计算“短期视域”词汇总词频占MD&A总词频的比例×100。 | |
| 控制变量 | 公司规模 | Size | 年总资产的自然对数 |
| 资产负债率 | Lev | 年末总负债/年末总资产 | |
| 总资产净利润率 | ROA | 净利润/总资产平均余额 | |
| 前十大股东持股比例 | Top10 | 前十股东持股数量/总股数 | |
| 独立董事比例 | Indep | 独立董事除以董事人数 | |
| 两职合一 | Dual | 董事长与总经理是同一个人为1,否则为0 | |
| 是否国有企业 | SOE | 国有控股企业为1,其他为0 | |
| 公司成立年限 | FirmAge | ln(当年年份-公司成立年份+1) | |
| 融资约束 | SA | SA指数,绝对值越大,融资约束程度越严重。 | |
| 行业集中度 | HHI | 主营业务收入与行业主营业务收入合计的比值的平方累加 | |
| 国际化程度 | Out | ln(1+海外子公司数量) | |
| 行业 | Industry | ||
| 年份 | year |
本文运用DID模型进行检验。模型(1)运用于基准回归。其中,Nqp

表3报告了描述性统计结果。新质生产力(Nqp)最大值为4.793 4,最小值为0.339 6,说明我国企业新质生产力水平差异较大。绿色并购(GreMA)均值为0.236 8,也就是说,处于处理期的绿色并购样本占比为23.68%。各变量样本量均为5 768。
| variable | N | mean | sd | min | p50 | max |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Nqp | 5 768 | 1.710 4 | 1.060 3 | 0.339 6 | 1.385 1 | 4.793 4 |
| GreMA | 5 768 | 0.236 8 | 0.425 2 | 0.000 0 | 0.000 0 | 1.000 0 |
| Gsubsidy | 5 768 | 0.011 1 | 0.012 3 | 0.000 1 | 0.007 4 | 0.078 2 |
| RDA | 5 768 | 18.207 2 | 1.345 2 | 14.378 1 | 18.137 2 | 21.992 9 |
| Short | 5 768 | 0.097 7 | 0.095 7 | 0.000 0 | 0.075 2 | 2.173 9 |
| Size | 5 768 | 22.232 3 | 1.153 2 | 20.174 6 | 22.084 5 | 25.966 4 |
| Lev | 5 768 | 0.396 8 | 0.175 9 | 0.069 8 | 0.392 3 | 0.836 5 |
| ROA | 5 768 | 0.042 1 | 0.063 8 | -0.218 6 | 0.041 5 | 0.210 2 |
| Top10 | 5 768 | 56.589 6 | 13.801 3 | 25.554 2 | 56.826 3 | 87.392 1 |
| Indep | 5 768 | 37.579 9 | 5.241 7 | 33.330 0 | 33.330 0 | 57.140 0 |
| Dual | 5 768 | 0.324 4 | 0.468 2 | 0.000 0 | 0.000 0 | 1.000 0 |
| SOE | 5 768 | 0.246 4 | 0.430 9 | 0.000 0 | 0.000 0 | 1.000 0 |
| FirmAge | 5 768 | 2.950 4 | 0.283 8 | 2.197 2 | 2.995 7 | 3.526 4 |
| SA | 5 768 | -3.854 5 | 0.225 5 | -4.421 2 | -3.841 9 | -3.368 4 |
| HHI | 5 768 | 0.160 5 | 0.111 5 | 0.041 2 | 0.134 1 | 0.616 9 |
| Out | 5 768 | 0.625 3 | 0.821 0 | 0.000 0 | 0.000 0 | 3.178 1 |
表4为基准回归结果。表4第(1)列展示的是绿色并购对新质生产力的影响,第(2)列加入了控制变量。加入控制变量后,模型拟合优度有显著提升。所有模型都控制了年份固定效应和行业的固定效应。从回归结果看,企业绿色并购与新质生产力的相关系数为0.221,在1%水平下显著为正,表明企业绿色并购推动新质生产力进步,假设1成立。
| VARIABLES | (1) | (2) |
|---|---|---|
| Nqp | Nqp | |
| GreMA | 0.239<表注号 rid="TF1">***表注号>(0.064) | 0.221<表注号 rid="TF1">***表注号>(0.062) |
| Size | -0.006(0.029) | |
| Lev | 0.123(0.171) | |
| ROA | 0.312(0.332) | |
| Top10 | -0.003<表注号 rid="TF1">*表注号>(0.002) | |
| Indep | 0.007<表注号 rid="TF1">*表注号>(0.004) | |
| Dual | 0.041(0.051) | |
| SOE | -0.062(0.066) | |
| FirmAge | 0.292(0.261) | |
| SA | 0.874<表注号 rid="TF1">***表注号>(0.327) | |
| HHI | -0.183(0.189) | |
| Out | 0.168<表注号 rid="TF1">***表注号>(0.037) | |
| Constant | 1.284<表注号 rid="TF1">***表注号>(0.219) | 3.603<表注号 rid="TF1">***表注号>(0.948) |
| Observations | 5 768 | 5 768 |
| R-squared | 0.018 | 0.056 |
| Industry FE | Y | Y |
| Year FE | Y | Y |
为保证结果的稳健性,本文进行了以下检验。
本研究采用事件研究法来验证平行趋势假设,对绿色并购的平均处理效应进行了分析。本文将并购完成年份作为基准年,并将前后不同年份进行了比较。结果显示(图1),在并购完成前,绿色并购的估计系数并没有达到统计显著性,这意味着处理组和对照组在并购前并没有明显的差异,并购对企业的效应是由绿色并购本身引起的,而不是由其他因素导致的,符合平行趋势假设。

如图2所示,进行安慰剂检验对GreMA随机抽样500次,抽样回归估计系数概率密度低于0.1的数量较少,因此整体上可以认为随机抽样的系数与0无差异。

如表5所示,将被解释变量更换为张秀娥等[
22
| VARIABLES | (1) | (2) |
|---|---|---|
| Nproz | TFP | |
| GreMA | 0.227***(0.063) | 0.027*(0.014) |
| Constant | 3.565***(0.957) | -2.742***(0.261) |
| Observations | 5 768 | 5 768 |
| R-squared | 0.058 | 0.668 |
| Controls | Y | Y |
| Industry FE | Y | Y |
| Year FE | Y | Y |
本文将基准回归中的行业与年份固定效应更换为地区固定效应,结果如表6列(1)所示,与基准回归一致,具有稳健性。
| VARIABLES | (1) | (2) |
|---|---|---|
| Nqp | Nqp | |
| GreMA | 0.226***(0.060) | 0.316***(0.074) |
| Constant | 4.125***(0.886) | 3.090***(1.073) |
| Observations | 5 768 | 3 432 |
| R-squared | 0.104 | 0.064 |
| Controls | Y | Y |
| Province FE | Y | |
| Industry FE | Y | |
| Year FE | Y |
为了排除新冠疫情可能对企业绿色并购行为产生的影响,本文剔除了2020—2022年的样本。结果如表6列(2)所示,与基准回归一致,结论具有稳健性。
为了解决因果关系中的反向因果性问题,本文使用当年其他企业绿色并购交易数量总和作为工具变量,采用2SLS回归,表7展示了回归结果。在使用工具变量缓解内生性问题后,GreMA的估计系数是2.532,在1%的水平下显著,与基准回归结果一致,具有稳健性。
| (1) | (2) | |
|---|---|---|
| GreMA | Nqp | |
| GreMAIV | 0.007***(0.000) | |
| GreMA | 2.532***(0.215) | |
| Controls | Y | Y |
| Industry FE | Y | Y |
| Year FE | Y | Y |
| Cragg-Donald Wald F | 257.230 | |
| Endogeneity Test | 266.620 | |
| F test of excluded instruments | 257.230 | |
| 10%临界值 | 16.380 | 16.380 |
| N | 5 768 | 5 768 |
绿色并购对企业新质生产力的影响可能存在时滞效应,本文对全样本基准回归模型中绿色并购和控制变量分别滞后一期和两期,回归结果如表8所示。滞后一期和两期后,企业绿色并购对新质生产力的影响依然显著。
| VARIABLES | (1) | (2) |
|---|---|---|
| Nqp | Nqp | |
| L. GreMA | 0.232***(0.075) | |
| L2. GreMA | 0.255***(0.051) | |
| Constant | 4.138***(1.141) | 4.377***(0.804) |
| Observations | 3 690 | 2 781 |
| R-squared | 0.058 | 0.058 |
| Controls | Y | Y |
| Industry FE | Y | Y |
| Year FE | Y | Y |
本文使用了7种不同的样本匹配方法重新进行PSM-DID估计,所得到的双重差分估计结果均为一致(表9)。
| 一对一匹配 | 近邻匹配 | 卡尺匹配 | 半径匹配 | 核匹配 | 局部线性回归匹配 | 马氏匹配 | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| VARIABLES | Nqp | Nqp | Nqp | Nqp | Nqp | Nqp | Nqp |
| GreMA | 0.212***(0.034) | 0.212***(0.034) | 0.212***(0.034) | 0.212***(0.034) | 0.212***(0.034) | 0.212***(0.034) | 0.212***(0.034) |
| Constant | 2.64***(0.534) | 2.64***(0.534) | 2.64***(0.534) | 2.64***(0.534) | 2.64***(0.534) | 2.64***(0.534) | 2.64***(0.534) |
| Observations | 5 765 | 5 765 | 5 763 | 5 763 | 5 763 | 5 765 | 5 765 |
| R-squared | 0.043 | 0.043 | 0.043 | 0.043 | 0.043 | 0.043 | 0.043 |
| Controls | Y | Y | Y | Y | Y | Y | Y |
| Industry FE | Y | Y | Y | Y | Y | Y | Y |
| Year FE | Y | Y | Y | Y | Y | Y | Y |
政府补助数据来源于样本公司年度报告中营业外收入的政府补助部分。本文运用政府补助占营业收入比例(Gsubsidy)来衡量政府补助[
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| VARIABLES | (1) |
|---|---|
| Nqp | |
| GreMA | 0.070(0.044) |
| Gsubsidy | 12.859***(1.439) |
| GreMGsub | 14.111***(3.089) |
| Constant | 3.564***(0.539) |
| Observations | 5 768 |
| R-squared | 0.062 |
| Controls | Y |
| Industry FE | Y |
| Year FE | Y |
本文运用企业创新投入与总资产的比值衡量企业创新投入(RDA)。表11运用三步法,汇报了中介效应。第(1)列的因变量为中介变量企业创新投入(RDA),绿色并购(GreMA)的系数为0.145,在1%的水平下显著为正;第(2)列因变量为新质生产力(Nqp),绿色并购(GreMA)与创新投入(RDA)的系数均显著为正,这说明,企业创新投入在绿色并购与企业新质生产力之间起到中介作用,假设3得证。
| VARIABLES | (1) | (2) | (3) | (4) |
|---|---|---|---|---|
| RDA | Nqp | Short | Nqp | |
| RDA | 0.315***(0.015) | |||
| GreMA | 0.145***(0.032) | 0.226***(0.033) | -0.010**(0.004) | 0.237***(0.034) |
| Short | -1.252***(0.156) | |||
| Constant | 17.724***(0.421) | 3.497***(0.518) | 0.502***(0.076) | 3.663***(0.532) |
| Observations | 5 768 | 5 768 | 5 768 | 5 768 |
| R-squared | 0.354 | 0.113 | 0.031 | 0.062 |
| Controls | Y | Y | Y | Y |
| Industry FE | Y | Y | Y | Y |
| Year FE | Y | Y | Y | Y |
管理者短视(Short)是基于词典法计算“短期视域”词汇总词频占MD&A总词频的比例。该指标值越大,表明管理者越短视[
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本文分别从企业外部地区特征以及内部自身特征这两个不同角度,展开异质性检验。就企业外部地区特征而言,涵盖了企业所处地区的发展水平以及环境规制;而内部自身特征的异质性具体包含企业生产要素情况、自身污染状况以及环保投资情况。
全国新质生产力水平具有显著的区域性差异特征,东部地区的新质生产力领先于中西部地区[
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| VARIABLES | (1)中东部 | (2)西部 | (3)强环境规制 | (4)弱环境规制 |
|---|---|---|---|---|
| Nqp | Nqp | Nqp | Nqp | |
| GreMA | 0.218***(0.069) | 0.210(0.142) | 0.326***(0.078) | 0.052(0.068) |
| Constant | 3.308***(1.056) | 3.659**(1.809) | 4.628***(1.253) | 1.696*(0.989) |
| Observations | 4 811 | 957 | 2 765 | 3 003 |
| R-squared | 0.056 | 0.133 | 0.082 | 0.226 |
| Controls | Y | Y | Y | Y |
| Industry FE | Y | Y | Y | Y |
| Year FE | Y | Y | Y | Y |
本文运用省级政府工作报告中与环境规制相关的关键词的词频加1取对数,衡量地区的环境规制[
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本文按生产要素将样本企业分为技术密集型、资本密集型和劳动密集型[
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| VARIABLES | 资本密集型(1) | 技术密集型(2) | 劳动密集型(3) | 高污染(4) | 非高污染(5) | 高环保投资(6) | 低环保投资(7) |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Nqp | Nqp | Nqp | Nqp | Nqp | Nqp | Nqp | |
| GreMA | 0.309***(0.093) | 0.026(0.077) | 0.185**(0.092) | 0.366**(0.151) | -0.173(0.149) | 0.186***(0.069) | 0.113(0.074) |
| Constant | 2.689*(1.612) | 1.995(2.189) | 3.746**(1.470) | 4.539***(1.170) | 0.760(1.232) | 1.643*(0.988) | 1.744(1.262) |
| Observations | 1 119 | 3 496 | 1 153 | 4 169 | 1 599 | 3 826 | 1 942 |
| R-squared | 0.115 | 0.050 | 0.067 | 0.063 | 0.092 | 0.257 | 0.220 |
| Controls | Y | Y | Y | Y | Y | Y | Y |
| Industry FE | Y | Y | Y | Y | Y | Y | Y |
| Year FE | Y | Y | Y | Y | Y | Y | Y |
本文按照企业所处行业,分为高污染行业与非高污染行业[
10
本文按照环保投资金额与总资产比值[
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为了进一步检验企业并购与新质生产力之间的关系,本文将新质生产力细化为新质劳动者、新质劳动对象和新质劳动资料,每一项均用熵值法获得权重。结果表明(表14列(1)—列(3)),绿色并购与新质劳动者、新质劳动资料的正相关关系均在1%水平下显著为正,与新质劳动对象的正相关关系具有滞后效应。滞后三期的绿色并购对新质劳动对象产生显著影响(表14列(4)),这可能是由于技术整合的复杂性、管理和文化的调整、新技术的适应期以及政策和市场因素的多重作用。
| VARIABLES | (1) | (2) | (3) | (4) |
|---|---|---|---|---|
| Nqplabor | Nqpobj | Nqpproduc | Nqpobj | |
| GreMA | 0.221***(0.062) | -0.054(0.048) | 0.252***(0.037) | |
| L3. GreMA | 0.193**(0.086) | |||
| Constant | 3.603***(0.948) | 4.266***(0.802) | 0.838(0.541) | 6.644***(1.424) |
| Observations | 5 768 | 5 768 | 5 768 | 2 343 |
| R-squared | 0.056 | 0.060 | 0.069 | 0.116 |
| Controls | Y | Y | Y | Y |
| Industry FE | Y | Y | Y | Y |
| Year FE | Y | Y | Y | Y |
本研究聚焦于绿色并购对新质生产力的作用进行探究,选取中国2015至2022年期间的工业企业上市公司作为样本,针对绿色并购对企业新质生产力所产生的影响实施了检验,进而得出如下结论:绿色并购对新质生产力产生显著影响,这一结果在一系列稳健性检验中依然成立。机制分析表明,政府补助对绿色并购与新质生产力的正相关关系起到正向调节作用。绿色并购可以通过增加企业创新投入,增强对企业新质生产力的影响;可以通过缓解管理者短视,促进企业新质生产力的发展。
在企业外部地区特征异质性分析中,企业所在地区经济发展水平、环境规制水平越高,越有利于绿色并购促进新质生产力的发展;对于所处高污染行业的企业、资本密集型企业与劳动密集型企业、高环保投资水平的企业,这一促进作用更为显著。在进一步分析中,细化了新质生产力的衡量,结果显示,绿色并购与当期新质劳动者、新质劳动资料正相关,与新质劳动对象的正相关关系具有滞后性。
根据上述研究结论,得出如下启示。
其一,推动绿色并购是提升新质生产力的重要路径。政府应制定更加明确和鼓励性的政策,以推动企业开展绿色并购活动。具体而言,应结合区域经济特征,完善针对性税收优惠政策。例如对绿色并购中的技术引进和创新活动提供专项税收减免和财政补贴。此外,在绿色并购的资金筹措方面,鼓励金融机构为绿色并购提供优惠贷款和专项绿色信贷产品,缓解企业的融资约束问题。
其二,优化政府补助机制以提升补助效率和效果。研究发现,政府补助对绿色并购与新质生产力的正向调节作用显著。因此,建议政府进一步完善补助机制,优先支持具有创新性和高环境效益的并购项目。具体措施包括建立绿色并购项目的评估标准和透明的分配机制,确保补助资金精准投向有潜力提升新质生产力的企业和项目。政府还可通过竞争性补贴方式,鼓励企业在绿色并购中引入颠覆性技术和高效资源管理手段,实现产业升级。
其三,重视新质劳动者的培养和引导。绿色并购对新质劳动者的需求显著增加,因此,企业和政府需协同推进高技能绿色劳动力的培养。一方面,政府可通过设立绿色职业技能培训基金,支持地方院校和职业教育机构开设绿色技术培训课程;另一方面,企业应当在并购后加强对员工的绿色技术培训和职业发展规划,构建符合绿色产业发展需求的人才队伍。同时,通过政策宣传和奖励机制,提升企业家在绿色发展中的角色定位,鼓励其引领企业实现管理创新和生产模式转型。
其四,因地制宜推进区域差异化发展。研究表明,不同地区的经济发展水平和环境规制强度对绿色并购效果存在显著差异。对于经济发达地区,应重点引导企业充分利用现有绿色金融资源,加速绿色产业集聚效应;而对于经济欠发达地区,政府可设立区域专项补贴或技术支持项目,推动企业跨区域合作,共享资源和技术,实现绿色并购的协同效应。
其五,强化企业并购后的整合能力。企业在实施绿色并购后,应重视资源整合和战略匹配,将并购引入的绿色技术与自身的生产流程、管理模式有机结合,确保并购的绿色价值能够充分释放。建议企业建立专门的并购后整合团队,优化资源配置,推动绿色供应链建设,并制定长期的绿色发展战略,持续提升企业的新质生产力。
本研究具有一定的局限性。对绿色并购的类型,可以进行进一步的异质性分析,例如:区分不同产权性质企业间的并购;将绿色并购区分为绿色并绿色、传统并绿色、绿色并传统等。
参考文献:
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