羅進(jìn)輝　戴芷歆　巫奕龍

【摘要】在當(dāng)前國家持續(xù)推進(jìn)親清新型政商關(guān)系構(gòu)建和完善市場導(dǎo)向的綠色技術(shù)創(chuàng)新體系的大背景下， 親清政商關(guān)系是否能夠發(fā)揮綠色治理效應(yīng)從而促進(jìn)企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型？這一問題尚待深究且意義重大。基于此， 本文以2016 ～ 2020年我國滬深A(yù)股上市公司10129個年度觀察數(shù)據(jù)為研究樣本， 實證檢驗親清政商關(guān)系對企業(yè)綠色創(chuàng)新行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)， 企業(yè)所在城市的親清政商關(guān)系水平越高， 企業(yè)的綠色創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量越高， 即親清政商關(guān)系對企業(yè)綠色創(chuàng)新發(fā)揮了“增量提質(zhì)”效應(yīng)。作用機制檢驗表明， 親清政商關(guān)系通過強化高管環(huán)保意識和創(chuàng)新意識、 增加政府補助和降低債務(wù)融資成本， 提升了企業(yè)綠色創(chuàng)新的動機和能力， 具有“意識效應(yīng)”和“資源效應(yīng)”。進(jìn)一步， 本文發(fā)現(xiàn)親近和清白的政商關(guān)系均能顯著促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新， 且親近政商關(guān)系的綠色創(chuàng)新效應(yīng)更強。異質(zhì)性分析結(jié)果顯示， 親清政商關(guān)系的綠色創(chuàng)新效應(yīng)在地方政府環(huán)境注意力高和經(jīng)濟(jì)注意力低的地區(qū)、 媒體關(guān)注度高的企業(yè)以及技術(shù)密集型行業(yè)中表現(xiàn)得更強。最后， 綠色創(chuàng)新有助于改善企業(yè)的環(huán)境社會責(zé)任績效和財務(wù)績效?？傊?本文豐富了親清政商關(guān)系微觀經(jīng)濟(jì)后果和企業(yè)綠色創(chuàng)新影響因素等領(lǐng)域的研究文獻(xiàn)， 能夠為我國“十四五”時期持續(xù)提高親清政商關(guān)系構(gòu)建水平、 推進(jìn)企業(yè)實現(xiàn)綠色轉(zhuǎn)型和經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供決策依據(jù)與政策啟示。

【關(guān)鍵詞】親清政商關(guān)系；綠色治理；綠色創(chuàng)新；意識效應(yīng)；資源效應(yīng)

【中圖分類號】F272；D60? ? ? 【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2023）06-0007-16

一、 引言

黨的二十大報告明確指出， 推動經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展綠色化、 低碳化是實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵環(huán)節(jié)。經(jīng)濟(jì)社會的綠色低碳轉(zhuǎn)型離不開高質(zhì)量的綠色技術(shù)創(chuàng)新。微觀企業(yè)既是環(huán)境污染的主體， 也是綠色技術(shù)的創(chuàng)新主體。然而， 長期以來地方政府秉持“唯GDP論英雄”的發(fā)展觀和政績觀， 為促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展， 放松了對企業(yè)的生產(chǎn)監(jiān)管要求， 甚至與企業(yè)形成灰色隱蔽的合謀關(guān)系攫取私利（聶輝華和李金波，2007；郭峰和石慶玲，2017）。在此制度環(huán)境下， 污染企業(yè)傾向于向地方官員尋租， 習(xí)慣于“不找市場找市長、 不找法律找關(guān)系”的經(jīng)營思維， 缺乏通過綠色創(chuàng)新構(gòu)建長期競爭優(yōu)勢的戰(zhàn)略意愿。進(jìn)入新時代后， 為了提升政府的綠色治理效能和培育企業(yè)的綠色發(fā)展意識， 中央政府進(jìn)行了諸多有益的制度探索和政策創(chuàng)新。2023年1月， 國務(wù)院新聞辦公室發(fā)布《新時代的中國綠色發(fā)展》白皮書， 強調(diào)要逐步建立完善政府有力主導(dǎo)、 企業(yè)積極參與、 市場有效調(diào)節(jié)的體制機制， 更好激發(fā)全社會參與綠色發(fā)展的積極性。這意味著促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新關(guān)鍵要充分發(fā)揮“有為政府”和“有效市場”的作用效能。實際上， 為了破解傳統(tǒng)政商關(guān)系難題， 早在2016年習(xí)近平總書記就創(chuàng)新性地提出了以“親”“清”為核心特征的新型政商關(guān)系， 為優(yōu)化政商關(guān)系指明了正確方向。打造“有為政府”與“有效市場”的辯證統(tǒng)一正是新時代構(gòu)建親清政商關(guān)系的基本邏輯和發(fā)展目標(biāo)（羅進(jìn)輝等，2022）。因此， 探究親清政商關(guān)系對微觀企業(yè)是否具有綠色治理效應(yīng)， 是厘清新時代中國綠色發(fā)展之路亟待回答的重要問題。

作為我國各級地方政府優(yōu)化政商關(guān)系的重要抓手， 親清政商關(guān)系對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響效應(yīng)日益成為學(xué)術(shù)界討論的熱點。在宏觀研究層面， 學(xué)者們考察了親清政商關(guān)系在增加外商投資、 提高創(chuàng)新活力以及抑制產(chǎn)能過剩等方面的積極影響（侯方宇和楊瑞龍，2018；馮偉，2021；竇大鵬和匡增杰，2021）。在微觀研究層面， 部分學(xué)者關(guān)注到親清政商關(guān)系對微觀企業(yè)創(chuàng)新的影響。管考磊（2019）、 周俊等（2020）和蔣長流等（2021）認(rèn)為親清政商關(guān)系有利于破解企業(yè)創(chuàng)新的資源詛咒， 即增加銀行貸款、 政府補助和稅收優(yōu)惠等資源獲取， 降低維系政治資本、 企業(yè)尋租和過度投資的資源擠出， 從而提高企業(yè)整體的創(chuàng)新產(chǎn)出。然而， 親清政商關(guān)系是否對微觀企業(yè)綠色創(chuàng)新產(chǎn)生積極影響， 以及相關(guān)作用機制是什么， 現(xiàn)有文獻(xiàn)尚未予以充分關(guān)注和重點討論（石懷旺等，2022）。特別地， 與一般創(chuàng)新活動相比， 綠色創(chuàng)新活動具有“溢出外部效應(yīng)”和“環(huán)境外部效應(yīng)”的雙重外部性（Rennings，2000）， 企業(yè)短期內(nèi)無法獲得綠色創(chuàng)新的主要收益， 短視的管理者可能缺乏意愿和動力進(jìn)行綠色創(chuàng)新（張琦等，2019）。因此， 探究親清政商關(guān)系對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響， 除了要考察影響企業(yè)創(chuàng)新能力的資源約束因素， 還應(yīng)該進(jìn)一步分析親清政商關(guān)系制度環(huán)境下企業(yè)實施綠色創(chuàng)新行為的驅(qū)動因素。

鑒于此， 結(jié)合制度理論、 資源基礎(chǔ)理論和高階梯隊理論， 本文分析認(rèn)為親清政商關(guān)系通過建立暢通有效的政企溝通機制， 提高企業(yè)管理者對創(chuàng)新驅(qū)動綠色發(fā)展的國家戰(zhàn)略的認(rèn)知水平， 在規(guī)范化的政企互動下管理者更愿意將資源投入綠色創(chuàng)新活動中， 即具有“意識效應(yīng)”。此外， 親清政商關(guān)系通過強化政務(wù)服務(wù)能力， 將資源配置權(quán)更多讓位于市場， 為企業(yè)綠色創(chuàng)新活動提供資源保障， 即具有“資源效應(yīng)”。換言之， 親清政商關(guān)系可以通過“意識效應(yīng)”和“資源效應(yīng)”促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新。在此理論框架下， 本文選取2016 ～ 2020年我國滬深A(yù)股上市公司作為研究樣本， 實證檢驗了親清政商關(guān)系是否以及如何影響企業(yè)綠色創(chuàng)新行為。實證研究發(fā)現(xiàn)： 企業(yè)所在城市的親清政商關(guān)系水平越高， 企業(yè)的綠色創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量越高， 表明親清政商關(guān)系能促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新“增量提質(zhì)”。在采用工具變量兩階段回歸、 傾向得分匹配、 多維固定效應(yīng)模型等方法控制可能存在的內(nèi)生性問題后， 該研究結(jié)論仍然穩(wěn)健成立。作用機制檢驗發(fā)現(xiàn)， 在親清政商關(guān)系水平高的制度環(huán)境下， 高管的環(huán)保意識和創(chuàng)新意識增強、 企業(yè)的政府補助增加、 債務(wù)融資成本降低， 這種“意識效應(yīng)”和“資源效應(yīng)”是其提高企業(yè)綠色創(chuàng)新水平的重要驅(qū)動因素和能力保障。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)， 親清政商關(guān)系對企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用在地方政府環(huán)境注意力高和經(jīng)濟(jì)注意力低的地區(qū)、 媒體關(guān)注度高的企業(yè)以及技術(shù)密集型行業(yè)中表現(xiàn)得更為明顯。經(jīng)濟(jì)后果檢驗發(fā)現(xiàn)， 綠色創(chuàng)新有助于改善企業(yè)的環(huán)境社會責(zé)任績效和財務(wù)績效。區(qū)分親近和清白的政商關(guān)系后， 本文發(fā)現(xiàn)， 主要是政商關(guān)系的“親近化”顯著提高了企業(yè)綠色創(chuàng)新水平， 說明在當(dāng)前高強度反腐階段， 出現(xiàn)了許多不擔(dān)當(dāng)不作為的“躺平式干部”， 因而促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新實踐更需要政府與企業(yè)保持親近的政商關(guān)系， 為企業(yè)提供更好的服務(wù)和支持。

與已有文獻(xiàn)相比， 本文可能的研究貢獻(xiàn)在于： 首先， 本文豐富了親清政商關(guān)系經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)文獻(xiàn)。親清政商關(guān)系對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的賦能效應(yīng)是近年來經(jīng)濟(jì)學(xué)和財務(wù)學(xué)領(lǐng)域重點關(guān)注的研究問題（侯方宇和楊瑞龍，2018；管考磊，2019；黃先海和宋學(xué)印，2021；蔣長流等，2021）， 本文從企業(yè)綠色創(chuàng)新的視角為親清政商關(guān)系的綠色治理效應(yīng)提供了增量的微觀經(jīng)驗證據(jù)。與本文最相關(guān)的一篇文獻(xiàn)是石懷旺等（2022）的論文， 其也發(fā)現(xiàn)新型政商關(guān)系對企業(yè)的綠色創(chuàng)新具有“量質(zhì)齊升”效應(yīng)。區(qū)別于其僅強調(diào)資源效應(yīng)， 本文還結(jié)合高階梯隊理論分析論證了親清政商關(guān)系的政企溝通機制對企業(yè)經(jīng)營意識的培育作用， 即“意識效應(yīng)”， 并進(jìn)行了更為穩(wěn)健細(xì)致的實證檢驗。其次， 本文拓展了企業(yè)綠色創(chuàng)新影響因素的相關(guān)文獻(xiàn)。以往文獻(xiàn)集中于直接考察地區(qū)環(huán)境規(guī)制強度或者具體環(huán)境政策對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響（Zhang等，2020；Pan等，2021；齊紹洲等，2018；王馨和王營，2021）。這些環(huán)境政策的落實取決于作為污染主體的企業(yè)和作為監(jiān)管主體的地方政府的回應(yīng)策略（張琦等， 2019）， 以往文獻(xiàn)忽視了環(huán)境政策執(zhí)行過程中的政企互動關(guān)系， 本文則在前人研究的基礎(chǔ)上， 從親清政商關(guān)系視角更深層次地檢驗了在新時期高環(huán)境規(guī)制背景下政企互動關(guān)系對企業(yè)綠色創(chuàng)新的支持和引導(dǎo)作用， 發(fā)現(xiàn)親清新型政商關(guān)系是影響企業(yè)綠色創(chuàng)新的重要因素， 從而為相關(guān)領(lǐng)域的文獻(xiàn)提供了補充。最后， 本文研究發(fā)現(xiàn)親清政商關(guān)系通過“意識效應(yīng)”和“資源效應(yīng)”促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行更多的綠色創(chuàng)新活動， 并且相關(guān)影響效應(yīng)在地方政府環(huán)境注意力高和經(jīng)濟(jì)注意力低的地區(qū)、 媒體關(guān)注度高的企業(yè)、 技術(shù)密集型行業(yè)中更為明顯。作為優(yōu)化營商環(huán)境的重要實踐舉措之一， 厘清親清政商關(guān)系影響微觀企業(yè)行為的內(nèi)在機制和邊界條件具有重要的實踐啟示。

二、 文獻(xiàn)綜述

政商關(guān)系是由制度與非制度性互動共同組成的多層次交叉型復(fù)合關(guān)系結(jié)構(gòu)， 通常用于反映政府與轄區(qū)內(nèi)企業(yè)在博弈過程中形成的某種互動模式（聶輝華，2020）。與政商關(guān)系緊密相關(guān)的一個重要概念是“政治關(guān)聯(lián)”。在基于我國情境的政商關(guān)系研究中， 已有文獻(xiàn)多從政治關(guān)聯(lián)角度切入， 探討其與企業(yè)行為的關(guān)系。政治關(guān)聯(lián)主要關(guān)注官員個人與企業(yè)家個人之間的關(guān)系， 一般情況下， 當(dāng)公司高層管理人員是現(xiàn)任或前任政府官員、 人大代表或政協(xié)委員時， 公司被視為具有政治關(guān)聯(lián)。本文所述的親清政商關(guān)系是政商關(guān)系的一種新形態(tài)， 它屬于宏觀層面的區(qū)域制度環(huán)境， 有別于強調(diào)個體層面官商關(guān)系的政治關(guān)聯(lián)。

（一）親清政商關(guān)系的經(jīng)濟(jì)后果研究

親清政商關(guān)系是中央政府為了破解“親而不清”和“清而不親”畸形政商關(guān)系難題而提出的新型政商關(guān)系， 明確了政與商的權(quán)責(zé)及邊界， 為持續(xù)優(yōu)化營商環(huán)境、 推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供了根本遵循。隨著我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展步入新常態(tài)， 越來越多學(xué)者開始關(guān)注親清新型政商關(guān)系的經(jīng)濟(jì)后果， 既有文獻(xiàn)主要從地區(qū)經(jīng)濟(jì)和微觀企業(yè)兩個層面對此進(jìn)行了探討。在地區(qū)經(jīng)濟(jì)方面， 侯方宇和楊瑞龍（2018）利用基于企業(yè)資產(chǎn)專用性的委托代理模型分析了政商關(guān)系與產(chǎn)能過剩的關(guān)系， 指出親清政商關(guān)系可以治理“潮涌現(xiàn)象”、 提高產(chǎn)業(yè)政策效率。馮偉（2021）、 竇大鵬和匡增杰（2021）分析了親清政商關(guān)系對地區(qū)吸引外商直接投資的影響， 發(fā)現(xiàn)親清政商關(guān)系可以通過提升地區(qū)創(chuàng)新水平、 增強企業(yè)發(fā)展活力、 減少企業(yè)經(jīng)營成本、 降低企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險等途徑吸引高質(zhì)量外資流入。在微觀企業(yè)方面， 現(xiàn)有相關(guān)研究主要圍繞企業(yè)投資效率、 創(chuàng)新活動、 社會責(zé)任、 競爭優(yōu)勢等角度展開。趙曉陽和衣長軍（2021）實證研究發(fā)現(xiàn)親清政商關(guān)系能夠增強國資介入對民營企業(yè)金融化的抑制效應(yīng)， 紓解民營企業(yè)“脫實向虛”的困境。莊旭東和張翼飛（2021）探究了親清政商關(guān)系的投資效率治理效應(yīng)， 認(rèn)為親清政商關(guān)系通過提高企業(yè)信息披露質(zhì)量和商業(yè)信用水平， 提高了企業(yè)投資效率。管考磊（2019）、 周俊等（2020）和蔣長流等（2021）實證研究表明新型政商關(guān)系能抑制企業(yè)過度投資傾向、 降低企業(yè)尋租成本， 打破企業(yè)創(chuàng)新的政治資源詛咒， 并增加企業(yè)的銀行貸款、 政府補助和稅收優(yōu)惠， 進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。江炎駿（2020）、 江炎駿和許德友（2020）研究發(fā)現(xiàn)政商關(guān)系健康指數(shù)、 親近指數(shù)、 清白指數(shù)越高， 則企業(yè)社會責(zé)任水平越高、 競爭優(yōu)勢越強。石懷旺等（2022）從資源效應(yīng)視角研究發(fā)現(xiàn)， 親清政商關(guān)系同時提高了企業(yè)綠色創(chuàng)新的數(shù)量和質(zhì)量， 而且相關(guān)影響在民營企業(yè)中表現(xiàn)得更明顯。

（二）企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響因素研究

綠色創(chuàng)新不僅具有傳統(tǒng)創(chuàng)新的“溢出效應(yīng)”， 能為企業(yè)和客戶帶來長期價值增值， 還具有顯著的“環(huán)境效應(yīng)”， 有助于實現(xiàn)資源節(jié)約和環(huán)境保護(hù)（Rennings，2000）。鑒于綠色創(chuàng)新的重要性， 國內(nèi)外學(xué)者現(xiàn)已圍繞綠色創(chuàng)新的影響因素開展了大量研究， 主要集中在外部壓力與內(nèi)部驅(qū)動兩個方面。

1. 基于制度理論和利益相關(guān)者理論， 探討政府環(huán)境規(guī)制、 利益相關(guān)者壓力等外部因素對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響。其中， 環(huán)境規(guī)制相關(guān)研究最為豐富且觀點不一， 存在環(huán)境規(guī)制抑制綠色創(chuàng)新、 促進(jìn)綠色創(chuàng)新以及兩者關(guān)系不確定三種觀點。 “波特假說”認(rèn)為合理的環(huán)境規(guī)制能激勵企業(yè)進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新， 企業(yè)通過綠色創(chuàng)新可以提高資源利用效率、 減少污染排放， 構(gòu)建長期競爭優(yōu)勢（Porter 和Van Der Linde，1995）。許多學(xué)者基于我國具體政策情境， 研究發(fā)現(xiàn)碳排放交易制度（齊紹洲等，2018）、 環(huán)境保護(hù)稅（劉金科和肖翊陽，2022）、 新環(huán)保法（王曉祺等，2020）、 環(huán)?？己耍ㄔY等，2022）、 綠色信貸（王馨和王營，2021；Hu等，2021）等環(huán)境政策制度均能夠提高企業(yè)的綠色創(chuàng)新水平， 支持了波特假說。而根據(jù)傳統(tǒng)新古典理論， 環(huán)境規(guī)制會將企業(yè)外部性污染內(nèi)部化， 導(dǎo)致企業(yè)生產(chǎn)成本提高， 對企業(yè)綠色研發(fā)投資產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”（Palmer等，1995）， 如Kneller和Manderson（2012）發(fā)現(xiàn)嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制會擠出企業(yè)研發(fā)投入， 阻礙企業(yè)綠色創(chuàng)新。此外， 還存在一些非線性的研究結(jié)論， 如王珍愚等（2021）研究表明環(huán)境規(guī)制對綠色創(chuàng)新具有先抑制后促進(jìn)的“U”型影響， 而Pan等（2021）卻發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新呈倒“U”型關(guān)系。同時， 已有研究表明， 來自消費者、 供應(yīng)商與行業(yè)內(nèi)組織的規(guī)范壓力以及競爭者的模仿壓力能促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新實踐（徐建中等，2017；Kammerer，2009）， 媒體關(guān)注（趙莉和張玲，2020）和公眾環(huán)境關(guān)注（伊志宏等，2022）也會對企業(yè)綠色創(chuàng)新產(chǎn)生正向影響。

2. 基于資源基礎(chǔ)理論和高階梯隊理論， 考察企業(yè)資源和能力、 高管個體特征等內(nèi)部因素對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響。Leonidou等（2017）研究表明組織資源和能力在小型企業(yè)綠色商業(yè)戰(zhàn)略推行方面具有關(guān)鍵作用。Li等（2017）實證研究發(fā)現(xiàn)盈利能力強的企業(yè)可以積累更多流動資產(chǎn)以支持企業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新。王鋒正和陳方圓（2018）指出良好的董事會治理能夠促進(jìn)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新。同時， 部分研究從高管個人特征出發(fā)， 發(fā)現(xiàn)高管學(xué)歷（Amore等，2019）、 海外經(jīng)歷（Quan等，2021）、 綠色經(jīng)歷（盧建詞和姜廣省，2022）、 傲慢（Arena等，2018）、 家鄉(xiāng)認(rèn)同（Ren等，2021）以及環(huán)境注意力（吳建組和華欣意， 2021）等均會對企業(yè)綠色創(chuàng)新產(chǎn)生影響。此外， 一些文獻(xiàn)還提供了高管政治關(guān)聯(lián)影響企業(yè)綠色創(chuàng)新的證據(jù)。Liu等（2021）利用2013年中共中央組織部《關(guān)于進(jìn)一步規(guī)范黨政領(lǐng)導(dǎo)干部在企業(yè)兼職（任職）問題的意見》的實施作為準(zhǔn)自然實驗， 研究發(fā)現(xiàn)政治關(guān)聯(lián)阻礙了企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新， 當(dāng)企業(yè)失去政治關(guān)聯(lián)時， 其綠色創(chuàng)新水平會顯著提高。而Zhang等（2022）研究發(fā)現(xiàn)具有政治關(guān)聯(lián)的國有企業(yè)能通過創(chuàng)業(yè)戰(zhàn)略（投資于研發(fā)、 品牌資產(chǎn)、 組織資本和人力資本）促進(jìn)綠色創(chuàng)新， 且政治關(guān)聯(lián)水平越高， 促進(jìn)作用越強。

綜觀現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)， 一方面， 已有研究從產(chǎn)業(yè)政策效率、 城市對外直接投資、 企業(yè)投資效率、 企業(yè)創(chuàng)新、 社會責(zé)任等角度考察了親清政商關(guān)系的宏微觀經(jīng)濟(jì)后果， 而針對微觀企業(yè)綠色創(chuàng)新活動的研究則相對很有限。另一方面， 雖然國內(nèi)外學(xué)者對企業(yè)綠色創(chuàng)新的內(nèi)外部影響因素進(jìn)行了頗多富有成效的研究， 但是在中國特色情境下， 地區(qū)親清政商關(guān)系建構(gòu)水平這一重要宏觀制度環(huán)境因素是否以及如何影響企業(yè)綠色創(chuàng)新還有待更多更充分的研究檢驗。因此， 本文擬結(jié)合制度理論、 資源基礎(chǔ)理論和高階梯隊理論， 深入研究親清政商關(guān)系對企業(yè)綠色創(chuàng)新的潛在影響及其機制， 從而彌補相關(guān)研究的不足。

三、 理論分析與研究假設(shè)

政商關(guān)系作為制度環(huán)境的重要組成部分， 可在短期內(nèi)得到改進(jìn)甚至扭轉(zhuǎn)， 其已成為當(dāng)前優(yōu)化營商環(huán)境的重要抓手（聶輝華等，2022）， 對于企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展意義重大。在綠色發(fā)展方面， 構(gòu)建親而有度、 清而有為的親清政商關(guān)系能否促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新實踐呢？本文認(rèn)為， 地區(qū)親清政商關(guān)系可以通過影響企業(yè)內(nèi)部的意識和資源， 強化企業(yè)綠色創(chuàng)新的動機和能力， 促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新水平的提升。

首先， 親清政商關(guān)系可以發(fā)揮“意識效應(yīng)”， 強化企業(yè)的環(huán)保意識和創(chuàng)新意識， 增強企業(yè)綠色創(chuàng)新的意愿。根據(jù)高階梯隊理論， 高管認(rèn)知是其知識結(jié)構(gòu)、 經(jīng)驗、 價值觀等特性的函數(shù)， 會直接影響企業(yè)的戰(zhàn)略選擇（Hambrick和Mason，1984）。因此， 高管對環(huán)境和創(chuàng)新的關(guān)注程度及認(rèn)知態(tài)度是影響企業(yè)綠色創(chuàng)新戰(zhàn)略制定與實施的重要因素。管理者基于道德合法性動機的“責(zé)任型環(huán)保意識”和基于逐利動機的“機會型環(huán)保意識”均能有效促進(jìn)企業(yè)加強環(huán)保實踐（Gadenne，2009；席龍勝和趙輝，2022）。近年來， 黨和政府高度重視生態(tài)文明建設(shè)， 加快發(fā)展方式綠色轉(zhuǎn)型， 積極推進(jìn)碳達(dá)峰碳中和相關(guān)工作， 綠色技術(shù)創(chuàng)新對綠色低碳發(fā)展的關(guān)鍵支撐作用愈加凸顯。在親清政商關(guān)系下， 一方面， 政府與企業(yè)關(guān)系親近， 政企溝通渠道豐富而暢通， 地方政府能通過深入的溝通交流向企業(yè)傳遞國家宏觀政策導(dǎo)向（周俊等，2020）， 使企業(yè)管理層認(rèn)識到堅持創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略、 加快綠色低碳轉(zhuǎn)型的必要性和緊迫性， 深化高管團(tuán)隊對綠色創(chuàng)新的認(rèn)知， 進(jìn)而引導(dǎo)企業(yè)積極參與綠色技術(shù)研發(fā)攻關(guān)， 主動適應(yīng)環(huán)境規(guī)制合法性要求， 承擔(dān)節(jié)約資源和保護(hù)環(huán)境的社會責(zé)任。另一方面， 政府與企業(yè)關(guān)系清白， 官商勾結(jié)、 利益輸送等問題得到整治， 企業(yè)尋租空間縮小， 環(huán)境違規(guī)成本提高， 通過“找市長”來獲取財政補貼、 稅收減免、 行政包庇等特殊利益的路徑不再可行。這促使企業(yè)管理者將獲取競爭優(yōu)勢的重點轉(zhuǎn)向“找市場”， 進(jìn)而更容易識別與感知到在政府環(huán)保支持政策及利益相關(guān)者環(huán)保壓力下企業(yè)綠色創(chuàng)新的潛在收益和市場機會（席龍勝和趙輝，2022）， 更愿意將資源投入綠色創(chuàng)新實踐以爭取差異化競爭優(yōu)勢。

其次， 親清政商關(guān)系可以發(fā)揮“資源效應(yīng)”， 為企業(yè)提供資源支持、 降低資源獲取成本， 提高企業(yè)綠色創(chuàng)新的能力。資源基礎(chǔ)理論認(rèn)為， 企業(yè)的生存與發(fā)展需要各類資源支持， 異質(zhì)性資源是企業(yè)獲得可持續(xù)競爭優(yōu)勢的關(guān)鍵（Miller和Shamsie，1996）。綠色創(chuàng)新活動具有投資大、 風(fēng)險高、 回報期長的特征， 對企業(yè)的資源能力要求更為苛刻。一方面， 為強化企業(yè)的綠色技術(shù)創(chuàng)新主體地位， 政商關(guān)系親近的地方政府會通過懇談會、 掛鉤聯(lián)系、 政企會商等多種方式主動關(guān)心、 及時了解企業(yè)在綠色創(chuàng)新過程中遇到的困難， 廣泛聽取、 回應(yīng)企業(yè)家的建設(shè)性意見及合理訴求， 全面優(yōu)化綠色技術(shù)評價、 金融支持、 人才培養(yǎng)、 產(chǎn)權(quán)保護(hù)等服務(wù)保障機制， 增強企業(yè)綠色創(chuàng)新的資源能力， 切實為企業(yè)綠色發(fā)展排憂解難、 添薪續(xù)力。比如， 深圳市作為構(gòu)建親清政商關(guān)系的佼佼者， 也是綠色發(fā)展的先行者， 其于2020年10月出臺了我國首部綠色金融相關(guān)法律法規(guī)《深圳經(jīng)濟(jì)特區(qū)綠色金融條例》， 之后發(fā)布了多項相關(guān)政策文件， 通過綠色金融產(chǎn)品創(chuàng)新、 設(shè)立環(huán)保專項資金等舉措， 為企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展提供了堅實的資金保障。另一方面， 政商關(guān)系清白的地方政府能更加公開、 公平、 公正地分配公共資源， 處理好與市場之間的關(guān)系， 形成“市場主導(dǎo)、 政府引導(dǎo)”的綠色創(chuàng)新格局， 使得人才、 資金、 知識等各類要素資源向綠色創(chuàng)新企業(yè)有效集聚， 提高企業(yè)資源獲取效率并降低相關(guān)交易成本。此外， 根據(jù)信號傳遞理論， 在親清政商關(guān)系下， 獲資源分配政策傾斜的綠色創(chuàng)新企業(yè)可以向市場釋放被政府認(rèn)可的積極信號（Kleer，2010）， 緩解企業(yè)與投資者、 消費者、 技術(shù)人才等外部利益相關(guān)者之間的信息不對稱問題， 幫助其加深對企業(yè)綠色發(fā)展情況的認(rèn)知并增強認(rèn)同感， 進(jìn)而獲得更多綠色創(chuàng)新資源支持， 特別是資金支持。

綜合上述理論分析， 本文提出如下研究假設(shè)：

H1： 同等條件下， 地區(qū)的親清政商關(guān)系對企業(yè)綠色創(chuàng)新具有積極的促進(jìn)作用。

H1a： 親清政商關(guān)系具有顯著的“意識效應(yīng)”， 通過增強高管環(huán)保意識和創(chuàng)新意識促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新。

H1b： 親清政商關(guān)系具有顯著的“資源效應(yīng)”， 通過提供資源支持和降低資源獲取成本促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新。

四、 實證研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

基于主要變量親清政商關(guān)系數(shù)據(jù)的可得性， 本文選取2016 ～ 2020年我國滬深A(yù)股上市公司作為初始研究樣本。為避免異常數(shù)據(jù)的影響， 對初始樣本進(jìn)行如下篩選： （1）剔除金融類公司樣本； （2）剔除PT、 ST和?ST狀態(tài)的公司樣本； （3）剔除資不抵債的公司樣本； （4）剔除同時發(fā)行B股或H股的公司樣本； （5）剔除IPO當(dāng)年的公司樣本； （6）剔除相關(guān)變量數(shù)據(jù)缺失的公司樣本。最終， 本文得到3188家上市公司的10129個“公司—年度”觀測值。為緩解極端值的影響， 本文對所有連續(xù)變量在上下1%分位處進(jìn)行Winsorize縮尾處理。

本文采用的企業(yè)綠色專利數(shù)據(jù)、 媒體關(guān)注數(shù)據(jù)、 環(huán)境表彰數(shù)據(jù)來自中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺（CNRDS）； 地區(qū)親清政商關(guān)系數(shù)據(jù)來自中國人民大學(xué)國家發(fā)展與戰(zhàn)略研究院發(fā)布的《中國城市政商關(guān)系排行榜》系列報告； 市場化指數(shù)數(shù)據(jù)來自王小魯?shù)龋?022）編制的《中國分省份市場化指數(shù)報告（2021）》； 城市經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》； 高管環(huán)保意識、 創(chuàng)新意識相關(guān)詞頻數(shù)據(jù)來自WinGo財經(jīng)文本數(shù)據(jù)平臺； 華證ESG評級數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫； 上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)、 治理數(shù)據(jù)以及其他數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義

1. 被解釋變量：? 綠色創(chuàng)新。企業(yè)綠色創(chuàng)新的衡量主要可以從投入和產(chǎn)出兩個角度來考慮， 由于綠色創(chuàng)新投入數(shù)據(jù)可得性差， 難以從公司其他創(chuàng)新投入中剝離識別， 且投入后不一定能帶來產(chǎn)出， 所以本文主要從產(chǎn)出方面來衡量綠色創(chuàng)新。當(dāng)前， 綠色專利數(shù)據(jù)是最常見、 被廣泛認(rèn)可的綠色創(chuàng)新衡量指標(biāo)（李青原和肖澤華，2020；王馨和王營，2021）， 其不僅可用于衡量企業(yè)綠色創(chuàng)新活動的數(shù)量， 還能刻畫綠色創(chuàng)新活動的質(zhì)量。由于專利技術(shù)很可能在申請過程中就會對企業(yè)產(chǎn)生影響， 而企業(yè)專利授權(quán)審批期限長短可能受許多其他因素的影響， 專利申請數(shù)據(jù)比授權(quán)數(shù)據(jù)更為穩(wěn)定、 可靠和及時（黎文靖和鄭曼妮，2016）?？紤]到發(fā)明專利對企業(yè)的實際影響可能更大， 本文參考現(xiàn)有文獻(xiàn)， 以企業(yè)當(dāng)年申請的綠色專利總數(shù)加1的自然對數(shù)值來衡量企業(yè)的綠色創(chuàng)新數(shù)量（GITAL）， 以企業(yè)當(dāng)年申請的綠色發(fā)明專利數(shù)加1的自然對數(shù)值來衡量綠色創(chuàng)新質(zhì)量（GIINV）。在穩(wěn)健性檢驗中， 本文采用了滯后期的綠色專利申請數(shù)據(jù)、 滯后期的綠色專利授權(quán)數(shù)據(jù)以及綠色專利申請占比等替代性指標(biāo)進(jìn)行分析。

2. 解釋變量： 親清政商關(guān)系。在親清政商關(guān)系評估的相關(guān)研究中， 中國人民大學(xué)國家發(fā)展與戰(zhàn)略研究院政企關(guān)系與產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究中心發(fā)布的《中國城市政商關(guān)系排行榜》是最具影響力的， 現(xiàn)有對親清政商關(guān)系經(jīng)濟(jì)后果的實證研究大多基于該報告（羅進(jìn)輝等，2022）。不同于以往從單一維度對政商關(guān)系展開討論， 該報告從“親近”和“清白”兩個維度出發(fā)， 構(gòu)建了政府對企業(yè)的關(guān)心、 政府對企業(yè)的服務(wù)、 企業(yè)的稅收負(fù)擔(dān)3個“親近”一級指標(biāo)， 政府廉潔度和政府透明度2個“清白”一級指標(biāo)， 綜合創(chuàng)建了一套政商關(guān)系健康指數(shù)評價體系。中國人民大學(xué)國家發(fā)展與戰(zhàn)略研究院目前已發(fā)布了2017 ～ 2021年的《中國城市政商關(guān)系排行榜》年度報告， 對我國290多個地級以上城市的政商關(guān)系親清程度進(jìn)行評估排名， 涉及2016 ～ 2020年中國城市親清政商關(guān)系評價數(shù)據(jù)。因此， 借鑒管考磊（2019）、 周俊等（2020）、 莊旭東和張翼飛（2021）的做法， 本文采用企業(yè)注冊地所在城市的政商關(guān)系健康指數(shù)（ZS）來衡量企業(yè)所在城市的親清政商關(guān)系建設(shè)水平。政商關(guān)系健康指數(shù)得分位于0 ～ 100分區(qū)間， 分?jǐn)?shù)值越大意味著該城市政商關(guān)系親清程度越高。為便于分析， 本文對政商關(guān)系健康指數(shù)除以100進(jìn)行量綱調(diào)整。

3. 控制變量。參考現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)（徐佳和崔靜波，2020；劉金科和肖翊陽，2022）， 本文選取了一系列可能影響企業(yè)綠色創(chuàng)新活動的控制變量。其中包括： 公司財務(wù)特征和治理特征層面的變量企業(yè)規(guī)模（SIZE）、 企業(yè)年齡（AGE）、 總資產(chǎn)報酬率（ROA）、 資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、 流動比率（CR）、 現(xiàn)金流水平（CFO）、 成長性（GROWTH）、 資本密集度（CAPITAL）、 投資價值（TOBINQ）、 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（STATE）、 股權(quán)集中度（TOP1）、 董事會規(guī)模（BOARD）、 獨立董事比例（INDEP）、 兩職合一（DUAL）、 高管持股比例（MSHARE）； 宏觀環(huán)境層面的變量行業(yè)競爭強度（HHI）、 地區(qū)市場化水平（MKT）、 地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（AGDP）、 地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度（GGDP）。

主要變量的定義和度量詳見表1。

（三）計量回歸模型設(shè)計

為了檢驗親清政商關(guān)系對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響， 即驗證H1， 本文設(shè)計了如下基準(zhǔn)計量回歸模型：

GIi，t=β0+β1ZSi，t+βjControli，t+∑YEAR+∑IND+∑PROVIN+εi，t? ? ? ? ?（1）

其中： 被解釋變量GI為綠色創(chuàng)新度量指標(biāo)， 包括綠色創(chuàng)新數(shù)量（GITAL）和綠色創(chuàng)新質(zhì)量（GIINV）； 解釋變量ZS表示企業(yè)注冊地所在城市的親清政商關(guān)系建設(shè)水平； Control表示前文設(shè)計的一系列控制變量， β0表示截距項， ε表示隨機擾動項； YEAR表示年度虛擬變量， IND表示行業(yè)虛擬變量， PROVIN表示地區(qū)虛擬變量， 用于控制時間效應(yīng)、 行業(yè)效應(yīng)和地區(qū)效應(yīng)的潛在影響。根據(jù)H1的理論預(yù)期， 模型（1）中ZS的回歸系數(shù)β1應(yīng)顯著為正?？紤]到擾動項的異方差性和序列相關(guān)性， 本文使用公司層面的聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行混合OLS回歸分析。

五、 實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2列示了本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從表2可以看出： （1）被解釋變量綠色創(chuàng)新數(shù)量（GITAL）的均值和中位數(shù)分別為1.031和0.693， 標(biāo)準(zhǔn)差為1.213， 說明樣本企業(yè)的綠色專利申請總數(shù)偏少， 且不同企業(yè)的綠色創(chuàng)新水平存在較大差異； 被解釋變量綠色創(chuàng)新質(zhì)量（GIINV）的均值和中位數(shù)分別為0.727和0， 存在著明顯的右偏現(xiàn)象， 說明2016 ～ 2020年樣本企業(yè)中至少有超半數(shù)企業(yè)未申請過綠色發(fā)明專利， 樣本企業(yè)整體的綠色專利質(zhì)量較差且差異明顯。綜合綠色創(chuàng)新數(shù)量及綠色創(chuàng)新質(zhì)量情況可知， 雖然近年來綠色發(fā)展、 創(chuàng)新發(fā)展越來越受重視， 但企業(yè)綠色創(chuàng)新整體水平依舊偏低， 亟待提高， 綠色創(chuàng)新能力參差不齊。（2）親清政商關(guān)系（ZS）的均值為0.565， 說明樣本城市的政商關(guān)系健康指數(shù)平均得分為56.5分， 最小值和最大值分別為0.128和1.000， 政商關(guān)系健康指數(shù)得分最大相差約87分， 說明我國各城市的親清政商關(guān)系建設(shè)水平存在顯著的地區(qū)差異， 這與羅進(jìn)輝和楊楠（2022）的統(tǒng)計分析結(jié)論一致。（3）其他控制變量的取值分布均在合理范圍內(nèi)， 不存在異常情況。

（二）多元回歸分析

表3列示了親清政商關(guān)系影響企業(yè)綠色創(chuàng)新水平的多元回歸分析結(jié)果。模型1考察親清政商關(guān)系對綠色創(chuàng)新數(shù)量的影響， 模型2考察親清政商關(guān)系對綠色創(chuàng)新質(zhì)量的影響， 回歸模型的VIF值均為2.95， 遠(yuǎn)小于嚴(yán)格臨界值5， 說明自變量之間的多重共線性問題并不嚴(yán)重。從表3的回歸結(jié)果可知， 無論在模型1還是模型2中， 親清政商關(guān)系（ZS）的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正（模型1：β=0.439，P<0.01；模型2：β=0.386，P<0.01）， 表明企業(yè)所在城市的親清政商關(guān)系建設(shè)水平越高， 企業(yè)綠色創(chuàng)新的數(shù)量越大、 質(zhì)量越高。與此同時， 城市親清政商關(guān)系指數(shù)每增加10分， 企業(yè)綠色創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量分別提高4.39%和3.86%， 而我國城市之間的親清政商關(guān)系指數(shù)分差大概為90分， 這意味著地方政府努力提高政商關(guān)系親清水平對促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新實踐具有經(jīng)濟(jì)顯著性。上述結(jié)果有力地支持了H1的理論預(yù)期， 在親清政商關(guān)系下， 地方政府會通過良性的溝通機制引導(dǎo)企業(yè)管理層增強環(huán)保意識和創(chuàng)新意識， 同時更合理地進(jìn)行資源配置， 為企業(yè)綠色創(chuàng)新活動提供更豐富的資源支持， 降低其資源獲取成本， 即親清政商關(guān)系有助于增強企業(yè)綠色創(chuàng)新的意識和能力， 從而促進(jìn)企業(yè)利用內(nèi)生式的綠色創(chuàng)新實現(xiàn)綠色轉(zhuǎn)型。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1. 內(nèi)生性問題的穩(wěn)健性檢驗。前文的回歸結(jié)果表明， 親清政商關(guān)系能夠促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新“增量提質(zhì)”， 但這一結(jié)果可能受到多種內(nèi)生性問題的干擾。作為一個宏觀變量， 地區(qū)親清政商關(guān)系較難受到微觀企業(yè)綠色創(chuàng)新行為的反向影響， 解釋變量與被解釋變量之間存在“互為因果”內(nèi)生性問題的可能性較小， 但仍會存在由測量誤差和遺漏變量等原因?qū)е碌膬?nèi)生性偏誤。對此， 本文將采用工具變量兩階段回歸模型、 傾向得分匹配法、 多維固定效應(yīng)模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

（1）工具變量兩階段回歸模型。參考Lewbel（1997）構(gòu)造工具變量的思路以及鄒薇和雷浩（2021）的做法， 本文選?。ㄕ剃P(guān)系健康指數(shù)-政商關(guān)系健康指數(shù)均值）的三次方（ZS_LEW）以及各省省會城市的開埠通商歷史（KBTS）作為本文的工具變量。對于工具變量ZS_LEW， Lewbel（1997）分析指出利用觀測樣本解釋變量與其均值之差的三次方的高階矩構(gòu)造工具變量， 不僅可以避免測量誤差的影響， 還可以提高估計的有效性。對于工具變量KBTS， 一方面， 根據(jù)制度理論， 制度因其路徑依賴性質(zhì)而呈現(xiàn)出一定程度的連續(xù)性特征， 各城市的政商關(guān)系在一定程度上會受到其開埠通商歷史及與此相關(guān)的意識觀念的影響。具體而言， 城市開埠通商的歷史越久， 現(xiàn)代工商業(yè)孕育得越早， 受西方影響越深， 其市場經(jīng)濟(jì)觀念和商業(yè)意識往往越強， 很可能因此而具有越健康的政商關(guān)系。另一方面， 開埠通商作為一項歷史上的外生事件， 難以對當(dāng)前階段企業(yè)的經(jīng)營決策產(chǎn)生直接影響， 只能通過影響城市政商關(guān)系間接影響企業(yè)綠色創(chuàng)新決策， 能夠同時滿足工具變量的相關(guān)性和外生性條件。受限于數(shù)據(jù)的可得性， 采用各省會城市的開埠通商歷史， 以自開埠通商之日起到研究年度1月1日所經(jīng)歷年數(shù)的自然對數(shù)加以度量， 具體的數(shù)據(jù)收集標(biāo)準(zhǔn)參考董志強等（2012）的研究。

表4列示了工具變量的2SLS兩階段回歸結(jié)果及工具變量有效性檢驗結(jié)果。在工具變量有效性檢驗中， Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計量的P值均為0， 拒絕工具變量無法識別的原假設(shè)， 說明不存在不可識別問題； Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計值均遠(yuǎn)大于10%顯著性水平上的Stock-Yogo檢驗臨界值， 拒絕工具變量的回歸系數(shù)為0的原假設(shè)， 說明不存在弱工具變量問題； Hensen J檢驗P值分別為0.627和0.757， 無法拒絕所有工具變量均外生的原假設(shè)， 說明不存在過度識別問題。綜合理論分析和有效性檢驗結(jié)果可知， 本文工具變量的選擇較為合理。在工具變量的2SLS兩階段回歸中： 第一階段， 工具變量ZS_LEW的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正（模型1：β=6.262，P<0.01）， 與預(yù)期一致； KBTS的回歸系數(shù)也在1%的水平上顯著為正（模型1：β=0.181，P<0.01）， 說明公司所在省份省會城市的開埠通商時間越長， 城市的政商關(guān)系健康指數(shù)越高。第二階段， ZS回歸系數(shù)的顯著性水平和方向均與表3一致（模型2：β=0.259，P<0.01；模型3：β=0.268，P<0.01）。上述結(jié)果表明， 在使用工具變量進(jìn)行兩階段回歸分析后， 本文的研究結(jié)論仍然穩(wěn)健成立。

（2）傾向得分匹配法。為緩解可能存在的樣本選擇偏差問題， 本文采用PSM傾向得分匹配后的樣本重新進(jìn)行回歸分析。以親清政商關(guān)系指數(shù)年度中位數(shù)為臨界值構(gòu)造處理組（親清政商關(guān)系指數(shù)高于中位數(shù)）與控制組（親清政商關(guān)系指數(shù)低于中位數(shù)）， 以前文使用的所有控制變量為協(xié)變量， 通過Logit模型計算每個觀測樣本對應(yīng)的傾向得分， 采用卡尺內(nèi)最近鄰匹配法進(jìn)行樣本匹配， 匹配比例是1∶1， 匹配卡尺是0.05， 匹配方式為無放回匹配。利用匹配后的樣本重新進(jìn)行相關(guān)回歸， 回歸結(jié)果如表5所示。在控制了協(xié)變量所包含的相關(guān)特征后， 親清政商關(guān)系（ZS）對綠色創(chuàng)新數(shù)量及質(zhì)量的回歸系數(shù)仍保持在1%的水平上顯著為正（模型1：β=0.503，P<0.01；模型2：β=0.437，P<0.01）， 表明在利用傾向得分匹配法緩解樣本選擇偏差問題后， 本文的研究結(jié)論穩(wěn)健成立。

（3）多維固定效應(yīng)模型。盡管本文已在基準(zhǔn)回歸中控制了年份固定效應(yīng)、 行業(yè)固定效應(yīng)和地區(qū)固定效應(yīng)， 但仍可能遺漏影響企業(yè)綠色創(chuàng)新的重要變量?？紤]行業(yè)特征因素、 地區(qū)特征因素可能存在時變特點， 且可能存在隨地區(qū)變化的行業(yè)層面不可觀測因素， 本文參考劉金科和肖翊陽（2022）的做法， 在模型中引入行業(yè)與年份的交互效應(yīng)、 地區(qū)與年份的交互效應(yīng)以及地區(qū)與行業(yè)的交互效應(yīng)這三組雙維固定效應(yīng)， 進(jìn)一步鞏固因果識別的可靠性。表6列示了控制多維固定效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果， 可以看出， 在納入更多交互固定效應(yīng)后， 親清政商關(guān)系（ZS）的估計系數(shù)依然顯著為正（模型1：β=0.479，P<0.01；模型2：β=0.380，P<0.01）， 與表3的基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致， 結(jié)論穩(wěn)健。

2. 替換被解釋變量度量方法的穩(wěn)健性檢驗。為保證研究結(jié)論不受被解釋變量指標(biāo)選取的影響， 本文采用另外三種方法來衡量綠色創(chuàng)新。第一， 考慮到創(chuàng)新具有風(fēng)險高、 時間長的特征， 參考王馨和王營（2021）的研究， 以t+1期、 t+2期的綠色專利申請量來衡量綠色創(chuàng)新， FGITAL、 FGIINV分別表示t+1期的綠色專利申請總數(shù)加1的自然對數(shù)與t+1期綠色發(fā)明專利申請總數(shù)加1的自然對數(shù)①。第二， 專利從申請到授權(quán)需要一定的審批時間， 具有滯后性， 兩者在數(shù)值上往往存在一定差異。部分觀點認(rèn)為， 專利授權(quán)數(shù)據(jù)能更好地反映企業(yè)實際技術(shù)的提升， 因此本文以t+1期、 t+2期的綠色專利授權(quán)量作為綠色創(chuàng)新的替代性指標(biāo)， FGRETAL、 FGREINV分別表示t+1期的綠色專利授權(quán)總數(shù)加1的自然對數(shù)與t+1期綠色發(fā)明專利授權(quán)總數(shù)加1的自然對數(shù)。第三， 相比單純的專利數(shù)量， 相對指標(biāo)能緩解宏觀經(jīng)濟(jì)中其他不可觀測因素的影響（Popp，2006）。因此， 本文借鑒徐佳和崔靜波（2020）的做法， 進(jìn)一步以企業(yè)當(dāng)期綠色專利申請數(shù)量占當(dāng)期全部專利申請數(shù)量的比例作為綠色創(chuàng)新的替代性指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗， GITALRT、 GIINVRT分別表示當(dāng)期綠色專利申請總數(shù)占專利申請總數(shù)的比重、 當(dāng)期綠色發(fā)明專利申請數(shù)占發(fā)明專利申請數(shù)的比重。替換綠色創(chuàng)新度量方法的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果如表7所示， 親清政商關(guān)系（ZS）的回歸系數(shù)符號及顯著性均無較大改變， 結(jié)論穩(wěn)健。

3. 替換解釋變量度量方法的穩(wěn)健性檢驗。為避免解釋變量指標(biāo)選取對研究結(jié)論的影響， 本文采用三種替代性指標(biāo)來度量親清政商關(guān)系以進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。在前文中， 親清政商關(guān)系的測定主要依賴于《中國城市政商關(guān)系排行榜》系列報告中的健康指數(shù)得分， 然而， 一方面， 親清政商關(guān)系的影響可能是結(jié)構(gòu)性的； 另一方面， 該健康指數(shù)得分本身可能并不具備實際經(jīng)濟(jì)含義， 而是對相對優(yōu)劣的反映。對此， 本文借鑒管考磊（2019）的研究， 首先， 按照政商關(guān)系健康指數(shù)的年度中位數(shù)對親清政商關(guān)系（ZS）進(jìn)行虛擬化處理， 大于該中位數(shù)的取值為1， 否則取值為0， 記作ZS_DUM。其次， 將樣本企業(yè)按照年度政商關(guān)系健康指數(shù)得分從低到高分為十組， 依次賦值1 ～ 10， 記作ZS_GROUP。此外， 參考馮偉（2021）的研究， 將王小魯?shù)龋?022）編著的《中國分省份市場化指數(shù)報告（2021）》中列示的市場化指數(shù)子指標(biāo)“政府與市場的關(guān)系”作為親清政商關(guān)系的替代性指標(biāo)， 為消除數(shù)據(jù)級別不一的影響， 在具體測算上， 用城市GDP占其所在省份GDP的比重乘以該省份的“政府與市場的關(guān)系”指數(shù)來表示， 記作ZS_RGM。運用上述三種親清政商關(guān)系的替代性度量方法分別進(jìn)行回歸， 回歸結(jié)果如表8所示， 相關(guān)變量的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正， 再次印證了本文的基本回歸結(jié)論。

4. 計量估計方法的穩(wěn)健性檢驗。本文的樣本數(shù)據(jù)是典型的面板數(shù)據(jù)， 可能存在公司間截面相關(guān)和時間序列自相關(guān)問題。為了緩解自相關(guān)問題對結(jié)果穩(wěn)健性的影響， 本文從公司層面和年度層面對標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行了雙重聚類調(diào)整， 同時控制組間和組內(nèi)相關(guān)性， 回歸結(jié)果如表9所示。親清政商關(guān)系（ZS）的回歸系數(shù)均在5%的水平上顯著為正， H1依然成立， 說明本文的研究結(jié)論不局限于特定的計量估計方法。

根據(jù)數(shù)據(jù)特點， 本文采用其他計量模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。首先， 鑒于樣本期內(nèi)大量公司的綠色專利申請數(shù)為0， 具有左截尾的數(shù)據(jù)特征， 本文使用Tobit回歸模型重新進(jìn)行檢驗。其次， 為考察企業(yè)的綠色創(chuàng)新意愿， 本文根據(jù)企業(yè)綠色專利申請總數(shù)與綠色發(fā)明專利申請數(shù)是否為0分別構(gòu)造虛擬變量GITALDUM和GIINVDUM， 并采用Logit模型進(jìn)行回歸分析。最后， 由于企業(yè)綠色專利申請量為離散的非負(fù)整數(shù)， 具有計數(shù)變量的特點， 本文進(jìn)一步采用Poisson回歸模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。三種回歸模型的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果如表10所示， 不論選用哪種計量估計模型， 親清政商關(guān)系（ZS）的回歸系數(shù)均至少在5%的水平上顯著為正， 與基準(zhǔn)回歸結(jié)論一致。

5. 樣本篩選的穩(wěn)健性檢驗。首先， 考慮到樣本期內(nèi)部分企業(yè)從未申請過綠色專利， 這可能對回歸結(jié)果產(chǎn)生影響， 為了消除該潛在干擾， 本文將樣本期內(nèi)綠色專利申請數(shù)恒為0的企業(yè)剔除， 重新進(jìn)行回歸。其次， 由于我國的直轄市在行政級別上更接近省級行政單位， 具有經(jīng)濟(jì)特殊性， 與普通地級市相比， 在城市資源、 政策環(huán)境、 行政權(quán)限等方面均存在較大差異， 親清政商關(guān)系指數(shù)分值也普遍較高。因此， 本文剔除了北京、 上海、 天津、 重慶這四大直轄市的樣本， 進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。最后， 部分企業(yè)存在著注冊地與辦公地不一致的情況， 前文主要基于企業(yè)注冊地進(jìn)行城市匹配， 為排除其可能造成的干擾， 本文剔除了企業(yè)注冊地與辦公地所在城市不一致的樣本。表11分別列示了經(jīng)上述三種剔除處理后的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果， 相關(guān)回歸結(jié)果與表3的基本回歸結(jié)果保持高度一致， 本文研究結(jié)論可靠。

六、 進(jìn)一步分析

（一）機制分析

根據(jù)前文的理論分析邏輯， 地區(qū)親清政商關(guān)系主要通過發(fā)揮“意識效應(yīng)”和“資源效應(yīng)”來促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新。接下來， 對上述作用機制進(jìn)行檢驗。

1. 意識效應(yīng)。親清政商關(guān)系能夠強化企業(yè)管理者的環(huán)保意識和創(chuàng)新意識， 增強企業(yè)綠色創(chuàng)新的合法性動機和逐利動機。參考已有研究（吳建祖和華欣意，2021；吳建祖和肖書鋒，2016）， 本文以樣本企業(yè)2016 ～ 2020年年度財務(wù)報告中“管理層討論與分析”章節(jié)為對象進(jìn)行文本分析， 借助WinGo財經(jīng)文本數(shù)據(jù)平臺分別構(gòu)建表征高管環(huán)保意識和創(chuàng)新意識的關(guān)鍵詞詞表②并統(tǒng)計關(guān)鍵詞詞頻， 采用關(guān)鍵詞詞頻與文本總詞頻的比值作為高管環(huán)保意識和創(chuàng)新意識的代理變量。詞頻比值越大， 意味著高管的環(huán)保意識或創(chuàng)新意識越強。為檢驗親清政商關(guān)系的意識效應(yīng)機制， 驗證H1a， 本文在模型（1）的基礎(chǔ)上構(gòu)建如下兩個模型進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗。

YSi，t=β0+β1ZSi，t+∑βjControli，t+∑YEAR+∑IND+∑PROVIN+εi，t （2）

GIi，t=β0+β1ZSi，t+β2YSi，t+∑βjControli，t+∑YEAR+∑IND+∑PROVIN+εi，t （3）

其中： 變量GI、 ZS、 Control的含義均與模型（1）一致； YS代表中介變量， 包括高管環(huán)保意識（HBYS）與高管創(chuàng)新意識（CXYS）兩個指標(biāo)。表12列示了意識效應(yīng)中介機制的回歸結(jié)果。以HBYS和CXYS為被解釋變量進(jìn)行回歸時， ZS的回歸系數(shù)至少在10%的水平上顯著為正（模型1：β=0.001，P<0.10；模型4：β=0.001，P<0.01）， 意味著親清政商關(guān)系能顯著增強企業(yè)高管的環(huán)保意識和創(chuàng)新意識。當(dāng)同時加入HBYS、 ZS或CXYS、 ZS與GI（包括GITAL和GIINV）進(jìn)行回歸時， HBYS和CXYS的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正（模型2：β=51.511，P<0.01；模型3：β=36.095，P<0.01；模型5：β=27.019，P<0.01；模型6：β=21.809，P<0.01）， 說明高管環(huán)保意識、 創(chuàng)新意識的增強促進(jìn)了企業(yè)綠色創(chuàng)新“增量提質(zhì)”。同時， 在上述回歸中， ZS的回歸系數(shù)較基準(zhǔn)回歸變小， 進(jìn)一步地， 在重復(fù)取樣1000次的中介效應(yīng)Bootstrap檢驗中， Z統(tǒng)計量均大于1.96， 校正偏差的95%置信區(qū)間均不含0， 表明高管環(huán)保意識與創(chuàng)新意識在地區(qū)親清政商關(guān)系增加企業(yè)綠色創(chuàng)新數(shù)量和提升綠色創(chuàng)新質(zhì)量中發(fā)揮了顯著的中介效應(yīng)。

2. 資源效應(yīng)。親清政商關(guān)系能夠為企業(yè)提供豐富的資源支持， 降低企業(yè)的資源獲取成本， 提高企業(yè)綠色創(chuàng)新的資源能力。由于綠色創(chuàng)新的雙重外部性特征， 在其資源制約因素中， 財務(wù)資源的影響最為突出。鑒于此， 本文主要從財務(wù)資源角度探究親清政商關(guān)系影響綠色創(chuàng)新的中介路徑。一方面， 綠色創(chuàng)新活動具有較強的政策導(dǎo)向性， 政策扶持和政府補助是企業(yè)獲取外部融資以支持綠色技術(shù)研發(fā)的重要渠道（曾昌禮等，2022）。在親清政商關(guān)系下， 地方政府能更公正、 科學(xué)、 合理地制定政府補貼政策， 將公共財政資源分配給真正投身綠色創(chuàng)新實踐的企業(yè)， 緩解企業(yè)內(nèi)部資金約束。另一方面， 在我國以商業(yè)銀行特別是國有商業(yè)銀行為主導(dǎo)的金融體系下， 債務(wù)融資是企業(yè)最主要的融資渠道， 而政府作為國有商業(yè)銀行的所有者， 可以在一定程度上主導(dǎo)銀行資金資源的分配（于蔚等，2012）。在親清政商關(guān)系構(gòu)建水平較高的地區(qū)， 政府能在企業(yè)與國有商業(yè)銀行間發(fā)揮積極的協(xié)調(diào)溝通作用， 幫助企業(yè)以較低的成本獲取銀行信貸融資用于綠色創(chuàng)新實踐。為檢驗上述資源效應(yīng)機制， 驗證H1b， 本文在模型（1）的基礎(chǔ)上構(gòu)建如下兩個模型進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗。

ZYi，t=β0+β1ZSi，t+∑βjControli，t+∑YEAR+∑IND+∑PROVIN+εi，t （4）

GIi，t=β0+β1ZSi，t+β2ZYi，t+∑βjControli，t+∑YEAR+

∑IND+∑PROVIN+εi，t （5）

其中： 控制變量與模型（1）一致； ZY代表中介變量， 包括政府補助（SUB）與債務(wù)融資成本（COST）兩個指標(biāo)， 用企業(yè)所獲政府補助總額與總資產(chǎn)的比值來衡量SUB， 借鑒羅進(jìn)輝等（2022）的做法， 以利息支出加上手續(xù)費支出和其他財務(wù)費用的總額占期末總負(fù)債的比重來度量COST。相關(guān)回歸結(jié)果如表13所示。在模型1中， ZS的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正（模型1：β=0.002，P<0.01）， 在模型4中， ZS的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為負(fù)（模型4：β=-0.002，P<0.10）， 意味著親清政商關(guān)系能增加企業(yè)政府補助、 降低企業(yè)債務(wù)融資成本。當(dāng)同時加入SUB、 ZS或COST、 ZS與GITAL和GIINV進(jìn)行回歸時， SUB的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正（模型2：β=17.806，P<0.01；模型3：β=16.353，P<0.01）， COST的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)（模型5：β=-5.191，P<0.01；模型6：β=-4.107，P<0.01）， 說明企業(yè)獲得的政府補助越多、 債務(wù)融資成本越低， 綠色創(chuàng)新的數(shù)量和質(zhì)量水平越高。同時， ZS的回歸系數(shù)較基準(zhǔn)回歸變小， 逐步回歸結(jié)果表明親清政商關(guān)系通過增加政府補助、 降低債務(wù)融資成本從而促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新。進(jìn)一步地， 本文采用Bootstrap重復(fù)抽樣1000次進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗， 得到的Z統(tǒng)計量均大于1.96， 校正偏差的95%置信區(qū)間均不含0， 表明資源效應(yīng)中介機制穩(wěn)健。

（二）親清政商關(guān)系影響的細(xì)化分析

親清新型政商關(guān)系包含“親”和“清”兩個重要維度： 一方面， 要求政府積極作為、 靠前服務(wù)， 關(guān)心引導(dǎo)企業(yè)發(fā)展， 幫助企業(yè)解決切實困難， 即與企業(yè)保持親近關(guān)系； 另一方面， 要求政府提高廉潔度和透明度， 清白純潔守規(guī)矩， 不以權(quán)謀私， 不為企業(yè)尋租提供便利， 即與企業(yè)保持清白關(guān)系。根據(jù)本文的理論邏輯， 親近政商關(guān)系和清白政商關(guān)系應(yīng)該均會對企業(yè)綠色創(chuàng)新產(chǎn)生影響。因此， 本文分別采用政商關(guān)系健康指數(shù)中的“親近”指數(shù)和“清白”指數(shù)檢驗了親近政商關(guān)系（QJZS）和清白政商關(guān)系（QBZS）對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響， 回歸結(jié)果如表14所示。在模型1和模型4中， 不論是以綠色創(chuàng)新數(shù)量還是綠色創(chuàng)新質(zhì)量為被解釋變量， QJZS的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正（模型1：β=0.390，P<0.01；模型4：β=0.353，P<0.01）， 意味著城市政商關(guān)系越親近， 越有助于深化企業(yè)綠色創(chuàng)新認(rèn)知， 增強管理層責(zé)任型環(huán)保意識， 緩解企業(yè)資源約束， 促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新實踐的開展。在模型2和模型5中， QBZS對GITAL和GIINV的回歸系數(shù)至少在5%的水平上顯著為正（模型2：β=0.233，P<0.05；模型5：β=0.217，P<0.01）， 表明城市政商關(guān)系越清白， 企業(yè)的尋租成本越高， 進(jìn)而提高企業(yè)管理層的機會型環(huán)保意識， 促使企業(yè)將有限的資源更多地投入綠色創(chuàng)新活動之中， 提高企業(yè)的綠色創(chuàng)新水平。進(jìn)一步地， 將QJZS和QBZS同時放入回歸模型中， 如模型3和模型6所示， QJZS對GITAL和GIINV的回歸系數(shù)仍在1%的水平上顯著為正（模型3：β=0.359，P<0.01；模型6：β=0.322，P<0.01）， 而QBZS的回歸系數(shù)則并不顯著， 說明在當(dāng)前高強度反腐階段， 政商關(guān)系“清而不親”的現(xiàn)象較為普遍， 部分官員存在不敢為、 不愿為、 不作為的問題， 促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新實踐更需要政府與企業(yè)保持“親近”的政商關(guān)系， 為企業(yè)提供更好的服務(wù)和支持。

（三）異質(zhì)性分析

1. 政府注意力異質(zhì)性。政府注意力實際上是一種稀缺資源（Simon，2002）， 政府注意力配置是政府治理決策的前提和基礎(chǔ)， 影響著政府的政策制定及地方財政支出的走向（Ocasio，1997）。面對紛繁復(fù)雜的公共社會議題， 在上級政府績效考核和同級政府的競爭壓力下， 地方政府只能基于主導(dǎo)性的發(fā)展理念與政策理念， 將注意力聚焦于相應(yīng)的議題及其解決方案上。政府對環(huán)境議題的注意力越高， 環(huán)境立法數(shù)量越多、 環(huán)境執(zhí)法力度越大、 環(huán)保投入資金總額越大， 越能有效增強親清政商關(guān)系的綠色治理效應(yīng)。因此， 本文認(rèn)為， 與環(huán)境注意力低的地方政府相比， 環(huán)境注意力高的地方政府更加關(guān)注與企業(yè)有關(guān)的環(huán)境政策議題， 更加重視對企業(yè)綠色發(fā)展的引導(dǎo)教育， 同時會制定更加嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制政策， 鼓勵支持企業(yè)綠色創(chuàng)新， 即親清政商關(guān)系的綠色治理效應(yīng)在地方政府環(huán)境注意力高的企業(yè)中表現(xiàn)得更顯著。 《政府工作報告》是對政府工作的年度總結(jié)與展望， 能較為直觀準(zhǔn)確地反映政府的注意力配置情況。本文借鑒王印紅和李萌竹（2017）、 陳詩一和陳登科（2018）的做法， 對各地級市及直轄市《政府工作報告》進(jìn)行文本分析， 統(tǒng)計與環(huán)境保護(hù)相關(guān)的關(guān)鍵詞及詞頻數(shù)， 以相關(guān)關(guān)鍵詞詞頻數(shù)占文本總詞頻數(shù)的比值來衡量政府環(huán)境注意力， 并根據(jù)政府環(huán)境注意力年度中位數(shù)將全樣本劃分為高政府環(huán)境注意力樣本和低政府環(huán)境注意力樣本， 進(jìn)行分組回歸， 回歸結(jié)果如表15所示。在高政府環(huán)境注意力樣本中， ZS對GITAL和GIINV的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正（模型1：β=0.570，P<0.01；模型3：β=0.489，P<0.01）； 在低政府環(huán)境注意力樣本中， ZS對GITAL的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為正， 對GIINV的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正（模型2：β=0.248，P<0.10；模型4：β=0.264，P<0.05）。此外， 采用費舍爾組合檢驗方法進(jìn)行組間系數(shù)差異顯著性檢驗， 結(jié)果顯示經(jīng)驗P值至少在10%的水平上顯著， 結(jié)合兩組樣本相應(yīng)系數(shù)大小進(jìn)行進(jìn)一步分析可知， 親清政商關(guān)系對企業(yè)綠色創(chuàng)新的正向影響在地方政府環(huán)境注意力高的企業(yè)中更大、 更顯著。

地方政府的經(jīng)濟(jì)注意力與環(huán)境注意力可能在一定程度上存在“此消彼長”的關(guān)聯(lián)， 即當(dāng)?shù)胤秸畬?jīng)濟(jì)議題的關(guān)注度更高時， 會將精力、 資源聚焦于經(jīng)濟(jì)發(fā)展而忽略環(huán)境治理， 放松對企業(yè)的環(huán)境規(guī)制。故而， 本文預(yù)期在地方政府經(jīng)濟(jì)注意力低的企業(yè)中， 親清政商關(guān)系的綠色治理效應(yīng)更強。參考政府環(huán)境注意力指標(biāo)的衡量過程， 本文構(gòu)建政府經(jīng)濟(jì)注意力指標(biāo)并根據(jù)其年度中位數(shù)將樣本劃分為高低兩組進(jìn)行分組回歸， 回歸結(jié)果如表16所示。在高政府經(jīng)濟(jì)注意力樣本中， ZS對GITAL和GIINV的回歸系數(shù)均為正但不顯著（模型1：β=0.090，P>0.10；模型3：β=0.135，P>0.10）； 在低政府經(jīng)濟(jì)注意力樣本中， ZS對GITAL和GIINV的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正（模型2：β=0.730，P<0.01； 模型4：β=0.638，P<0.01）。此外， 采用費舍爾組合檢驗方法進(jìn)行組間系數(shù)差異顯著性檢驗， 結(jié)果顯示經(jīng)驗P值均在1%的水平上顯著， 說明只有在低政府經(jīng)濟(jì)注意力樣本中， 親清政商關(guān)系的綠色治理效應(yīng)才能得到充分有效的發(fā)揮。

2. 媒體關(guān)注度異質(zhì)性。媒體報道具有信息中介作用和輿論監(jiān)督作用， 可以通過聲譽機制、 引發(fā)行政機構(gòu)關(guān)注來約束企業(yè)管理者的行為（羅進(jìn)輝等，2018）。一方面， 媒體作為傳播信息的載體， 可以通過持續(xù)跟蹤報道向公眾披露更多與企業(yè)環(huán)境相關(guān)的信息， 緩解公眾與企業(yè)間的信息不對稱問題， 引導(dǎo)公眾認(rèn)知及評價企業(yè)環(huán)境實踐， 促使企業(yè)減少環(huán)境污染行為， 增加綠色環(huán)保投資以維護(hù)自身聲譽； 另一方面， 新聞媒體的監(jiān)督顯著提高了企業(yè)環(huán)境違規(guī)行為被曝光的概率， 給企業(yè)帶來強大的輿論壓力甚至導(dǎo)致股價下跌、 投資者撤資、 公眾抵制， 引致政府監(jiān)管機構(gòu)的介入而發(fā)揮積極的治理作用。因此， 本文認(rèn)為相較于媒體關(guān)注度低的企業(yè)， 親清政商關(guān)系的綠色創(chuàng)新效應(yīng)在媒體關(guān)注度高的企業(yè)中表現(xiàn)得更強。本文參考楊國超和張李娜（2021）的做法， 以CNRDS財經(jīng)新聞數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)計算的企業(yè)年度新聞總數(shù)來衡量企業(yè)媒體關(guān)注度， 并根據(jù)其年度—行業(yè)中位數(shù)將全樣本劃分為高媒體關(guān)注度和低媒體關(guān)注度子樣本， 進(jìn)行分組回歸， 回歸結(jié)果如表17所示。在高媒體關(guān)注度樣本中， ZS對GITAL和GIINV的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正（模型1：β=0.597，P<0.01；模型3：β=0.515，P<0.01）； 在低媒體關(guān)注度樣本中， ZS對GITAL的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正， 對GIINV的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正（模型2：β=0.320，P<0.05；模型4：β=0.285，P<0.01）。此外， 采用費舍爾組合檢驗方法進(jìn)行組間系數(shù)差異顯著性檢驗， 結(jié)果顯示經(jīng)驗P值至少在10%的水平上顯著， 可對比系數(shù)大小進(jìn)行進(jìn)一步分析： 相較于低媒體關(guān)注度樣本， 高媒體關(guān)注度樣本中ZS的回歸系數(shù)更大， 即對于媒體關(guān)注度更高的企業(yè)， 親清政商關(guān)系的綠色創(chuàng)新效應(yīng)更強。

3. 行業(yè)異質(zhì)性。已有研究表明， 企業(yè)創(chuàng)新受到所處行業(yè)技術(shù)特性的顯著影響（李春濤等，2020；李健等，2022）。為檢驗親清政商關(guān)系的綠色創(chuàng)新效應(yīng)是否受行業(yè)技術(shù)特征的影響， 本文借鑒魯桐和黨?。?014）的研究， 按照是否屬于技術(shù)密集型行業(yè)③將全樣本分為技術(shù)密集型和非技術(shù)密集型行業(yè)子樣本， 進(jìn)行分組回歸， 回歸結(jié)果如表18所示。在技術(shù)密集型行業(yè)樣本中， ZS對GITAL和GIINV的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正（模型1：β=0.608，P<0.01；模型3：β=0.545，P<0.01）； 在非技術(shù)密集型行業(yè)樣本中， ZS對GITAL的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為正， 對GIINV的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正（模型2：β=0.265，P<0.10；模型4：β=0.245，P<0.05）。此外， 采用費舍爾組合檢驗方法進(jìn)行組間系數(shù)差異顯著性檢驗， 結(jié)果顯示經(jīng)驗P值均在5%的水平上顯著， 結(jié)合回歸系數(shù)大小和統(tǒng)計顯著性發(fā)現(xiàn)， 相比非技術(shù)密集型行業(yè)樣本， 技術(shù)密集型行業(yè)樣本中ZS的回歸系數(shù)更大且顯著性更高， 即親清政商關(guān)系對技術(shù)密集型行業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用要大于非技術(shù)密集型行業(yè)企業(yè)。技術(shù)密集型行業(yè)的企業(yè)價值集中于其擁有的專利技術(shù)（龍小寧等，2018）， 企業(yè)的生存與發(fā)展高度依賴于研發(fā)創(chuàng)新， 企業(yè)日常的生產(chǎn)經(jīng)營活動主要圍繞技術(shù)創(chuàng)新展開。因此， 在親清政商關(guān)系的驅(qū)動下， 技術(shù)密集型行業(yè)企業(yè)投身綠色創(chuàng)新實踐的意愿和能力往往強于非技術(shù)密集型行業(yè)企業(yè)。

（四）經(jīng)濟(jì)后果檢驗

前文的實證結(jié)果已經(jīng)驗證了親清政商關(guān)系的綠色治理效應(yīng)， 即親清政商關(guān)系能促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新“增量提質(zhì)”。那么， 進(jìn)一步地， 企業(yè)的綠色創(chuàng)新實踐是否能真正產(chǎn)生積極的經(jīng)濟(jì)后果， 提升企業(yè)可持續(xù)發(fā)展績效， 進(jìn)而形成經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)并進(jìn)的雙贏局面？這仍是一個有待檢驗的重要問題。大量學(xué)者認(rèn)為， 綠色創(chuàng)新是企業(yè)將生態(tài)保護(hù)目標(biāo)與經(jīng)濟(jì)績效目標(biāo)相結(jié)合而采用的一種常見的環(huán)境戰(zhàn)略（Lee和Min，2015；Geng等，2021）。對此， 本文參考Alexopoulos等（2018）、 解學(xué)梅和朱琪瑋（2021）的研究， 從環(huán)境社會責(zé)任績效、 財務(wù)績效兩個維度檢驗企業(yè)綠色創(chuàng)新的實際經(jīng)濟(jì)后果。

對于環(huán)境社會責(zé)任績效， 本文采用兩個指標(biāo)來衡量： 一是企業(yè)ESG表現(xiàn)（ESG）， 參考馬文杰和胡玥（2022）的做法， 以去年度行業(yè)均值的華證ESG評級得分④來衡量， 該評級參考國際主流評價框架并結(jié)合我國實際情況， 基于26個關(guān)鍵指標(biāo)和超過130個子指標(biāo)進(jìn)行ESG評價， 能較為科學(xué)準(zhǔn)確地反映企業(yè)的環(huán)境和社會表現(xiàn)； 二是環(huán)保獎勵（HBJL）， 借鑒王馨和王營（2021）的做法， 以企業(yè)是否獲得環(huán)境表彰或通過環(huán)境認(rèn)證來衡量， 若企業(yè)獲得環(huán)保表彰或通過環(huán)境認(rèn)證， 則取值為1， 否則， 取值為0， 數(shù)據(jù)來源于CNRDS的企業(yè)ESG數(shù)據(jù)庫。由于環(huán)保獎勵（HBJL）變量為0-1變量， 以其為被解釋變量時， 采用Logit模型進(jìn)行相關(guān)回歸。表19列示了綠色創(chuàng)新數(shù)量（GITAL）與綠色創(chuàng)新質(zhì)量（GIINV）對ESG表現(xiàn)（ESG）和環(huán)保獎勵（HBJL）的回歸結(jié)果。在模型1和模型2中， GITAL和GIINV 的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正（模型1：β=0.070，P<0.01；模型2：β=0.082，P<0.01）， 說明企業(yè)綠色創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量的提升能顯著改善企業(yè)的ESG表現(xiàn)。在模型3和模型4中， GITAL和GIINV的回歸系數(shù)均在5%的水平上顯著為正（模型3：β=0.129，P<0.05；模型4：β=0.128，P<0.05）， 意味著企業(yè)綠色創(chuàng)新的“增量提質(zhì)”能為企業(yè)帶來更多的環(huán)保獎勵， 幫助企業(yè)形成環(huán)境優(yōu)勢。上述結(jié)果表明， 企業(yè)的綠色創(chuàng)新實踐能夠研發(fā)出實質(zhì)性的綠色技術(shù)， 促進(jìn)企業(yè)改善工藝流程、 實現(xiàn)產(chǎn)品綠色化， 提高資源利用效率、 減少資源消耗和污染排放， 產(chǎn)生良好的環(huán)境效益和社會效益。

在財務(wù)績效方面， 根據(jù)波特假說， 綠色創(chuàng)新的領(lǐng)先者可以獲得“先發(fā)優(yōu)勢”， 包括成本優(yōu)勢、 溢價優(yōu)勢、 聲譽優(yōu)勢等， 這些優(yōu)勢構(gòu)筑了企業(yè)的高競爭力地位， 實現(xiàn)“創(chuàng)新補償效應(yīng)”（Porter和Van Der Linde，1995）。為此， 本文采用凈資產(chǎn)收益率（ROE）和托賓Q值（TOBINQ）兩個指標(biāo)來衡量企業(yè)財務(wù)績效， 檢驗綠色創(chuàng)新數(shù)量與質(zhì)量對企業(yè)財務(wù)績效的影響， 相關(guān)回歸結(jié)果如表20所示。以ROE為被解釋變量時， GITAL的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正， GIINV的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為正（模型1：β=0.002，P<0.05；模型2：β=0.001，P<0.10）； 以TOBINQ為被解釋變量時， GITAL的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正， GIINV的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正（模型3：β=0.034，P<0.05；模型4：β=0.060，P<0.01）， 說明綠色創(chuàng)新數(shù)量的增加與質(zhì)量的提升均能顯著改善企業(yè)財務(wù)績效， 提升企業(yè)會計業(yè)績， 增加企業(yè)市場價值。

七、 研究結(jié)論與實踐啟示

（一）研究結(jié)論

隨著生態(tài)文明建設(shè)的深入推進(jìn)， 綠色技術(shù)對加快發(fā)展方式綠色低碳轉(zhuǎn)型、 推動高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵支撐作用愈發(fā)突出， 企業(yè)綠色創(chuàng)新主體地位也愈發(fā)彰顯。親清政商關(guān)系這一重要宏觀制度環(huán)境會如何影響微觀企業(yè)的綠色創(chuàng)新行為， 這是一個有待實證檢驗的重要研究問題?；诖?， 本文利用2016 ～ 2020年我國滬深A(yù)股上市公司的10129個公司—年度觀測樣本， 實證檢驗了親清政商關(guān)系對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響。研究發(fā)現(xiàn)： 企業(yè)所在城市的親清政商關(guān)系水平越高， 企業(yè)的綠色創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量水平越高， 即親清政商關(guān)系能促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新“增量提質(zhì)”。經(jīng)過工具變量兩階段回歸、 傾向得分匹配、 多維固定效應(yīng)、 變更變量度量方法與計量估計方法、 樣本篩選這一系列穩(wěn)健性檢驗后， 該研究結(jié)論依然穩(wěn)健成立。作用機制分析表明： 一方面， 親清政商關(guān)系具有意識效應(yīng)， 能通過強化高管環(huán)保意識和創(chuàng)新意識， 增強企業(yè)綠色創(chuàng)新的動機； 另一方面， 親清政商關(guān)系具有資源效應(yīng)， 能通過增加政府補助、 降低債務(wù)融資成本， 提升企業(yè)綠色創(chuàng)新的能力。進(jìn)一步地， 區(qū)分政商關(guān)系“親近”與“清白”兩個維度發(fā)現(xiàn)， 親近和清白的政商關(guān)系均能顯著促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新， 且親近政商關(guān)系的綠色創(chuàng)新效應(yīng)更強。異質(zhì)性分析結(jié)果顯示， 親清政商關(guān)系對企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用在地方政府環(huán)境注意力高和經(jīng)濟(jì)注意力低的地區(qū)、 媒體關(guān)注度高的企業(yè)以及技術(shù)密集型行業(yè)中表現(xiàn)得更強。最后， 經(jīng)濟(jì)后果檢驗表明， 綠色創(chuàng)新有助于改善企業(yè)的環(huán)境社會責(zé)任績效和財務(wù)績效。

（二）實踐啟示

本文的研究結(jié)論對親清政商關(guān)系構(gòu)建和企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型升級具有重要啟示： （1）對于政府而言， 一方面， 要持續(xù)提升親清新型政商關(guān)系構(gòu)建水平： 完善政企溝通互動長效機制， 借助行業(yè)協(xié)會、 產(chǎn)業(yè)聯(lián)盟等第三方力量持續(xù)豐富暢通政企溝通渠道， 廣泛聽取企業(yè)意見訴求； 深化“放管服”改革， 借助數(shù)字技術(shù)提升政務(wù)服務(wù)的質(zhì)量和效率， 切實為企業(yè)經(jīng)營發(fā)展做好支撐保障工作； 進(jìn)一步明晰政府與市場、 權(quán)力與資本的責(zé)任和邊界， 健全政務(wù)信息公開制度和腐敗行為的預(yù)防監(jiān)督機制， 完善政商關(guān)系考核評價體系， 以評促改， 努力實現(xiàn)“有為政府”與“有效市場”的辯證統(tǒng)一。另一方面， 中央政府要進(jìn)一步完善市場導(dǎo)向的綠色技術(shù)創(chuàng)新體系， 地方政府要協(xié)調(diào)好經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)的關(guān)系， 破除“唯GDP論英雄”的陳舊政績思想， 規(guī)避一切以犧牲環(huán)境為代價來換取經(jīng)濟(jì)增長的行為。本文研究發(fā)現(xiàn)， 地方政府對經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)的關(guān)注程度會影響親清政商關(guān)系的綠色治理效果， 當(dāng)?shù)胤秸?jīng)濟(jì)注意力高、 環(huán)境注意力低時， 親清政商關(guān)系對企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用不論是在顯著性還是效應(yīng)大小上均明顯下降。因此， 建議上級政府健全地方政府績效考核評價體系， 將更科學(xué)、 細(xì)化的環(huán)境質(zhì)量指標(biāo)納入其中， 督促地方政府重視環(huán)境保護(hù)和綠色發(fā)展， 加快綠色轉(zhuǎn)型。（2）對于企業(yè)而言， 應(yīng)摒棄傳統(tǒng)的官商勾結(jié)觀念和粗放的發(fā)展模式， 遵循國家政策導(dǎo)向， 強化環(huán)保意識和創(chuàng)新意識， 走綠色低碳的可持續(xù)發(fā)展之路。隨著地區(qū)親清政商關(guān)系水平的提高， 企業(yè)的尋租空間縮小， 關(guān)系導(dǎo)向的發(fā)展戰(zhàn)略不再可行， 亟需轉(zhuǎn)變發(fā)展思路， 由“找市長”變?yōu)椤罢沂袌觥保?將更多資源投入綠色創(chuàng)新活動中， 積極主動地與地方政府溝通交流， 共謀發(fā)展。（3）要充分發(fā)揮媒體、 公眾監(jiān)督等非正式制度的作用。本文研究發(fā)現(xiàn)， 媒體能發(fā)揮信息中介和輿論監(jiān)督作用， 親清政商關(guān)系的綠色創(chuàng)新效應(yīng)在媒體關(guān)注度高的企業(yè)中表現(xiàn)得更強。媒體對企業(yè)環(huán)保行為的正面和負(fù)面報道分別可成為企業(yè)綠色創(chuàng)新的動力和壓力， 應(yīng)積極發(fā)揮媒體的環(huán)境治理作用， 引導(dǎo)公眾關(guān)注環(huán)境治理， 健全多元共治的環(huán)境治理體系。

需要指出的是， 本文的研究也存在一定的不足。首先， 親清政商關(guān)系是一個綜合指標(biāo)， 基于不同視角制定的評價指標(biāo)體系的側(cè)重點可能存在差異， 未來的研究可進(jìn)一步制定更為嚴(yán)謹(jǐn)科學(xué)的評價指標(biāo)， 更全面地考察親清政商關(guān)系的經(jīng)濟(jì)賦能效應(yīng)。其次， 囿于數(shù)據(jù)的可得性， 本文僅使用整體的綠色專利數(shù)據(jù)從產(chǎn)出角度衡量企業(yè)綠色創(chuàng)新的數(shù)量和質(zhì)量， 未來的研究可進(jìn)一步細(xì)化綠色專利的技術(shù)類型（如區(qū)分源頭管控類與末端治理類）并增加綠色創(chuàng)新投入方面的考量， 更全面地考察親清政商關(guān)系對綠色創(chuàng)新的異質(zhì)性影響。

【 注 釋 】

① 因篇幅所限，未報告以t+2期綠色專利申請/授權(quán)數(shù)度量綠色創(chuàng)新的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果，留存?zhèn)渌鳌?/p>

② 本文采用WinGo深度學(xué)習(xí)相似詞數(shù)據(jù)庫，參考現(xiàn)有文獻(xiàn)建立種子詞，以滾雪球的方式尋找與環(huán)保、創(chuàng)新相關(guān)的相似詞，得到相似詞表，再基于詞頻統(tǒng)計數(shù)據(jù)和文本原文閱讀經(jīng)驗剔除詞頻過低以及與研究無關(guān)的詞匯，最終得到相應(yīng)關(guān)鍵詞詞表。其中，高管環(huán)保意識關(guān)鍵詞詞表包括環(huán)境、綠色、生態(tài)、低碳、環(huán)保、節(jié)能、減排、降耗、污染等一系列與環(huán)保相關(guān)的詞匯共59個；高管創(chuàng)新意識關(guān)鍵詞詞表包括創(chuàng)新、自主、研發(fā)、科研、專利、新產(chǎn)品、新工藝等與創(chuàng)新相關(guān)的詞匯共15個。

③ 借鑒魯桐和黨?。?014）的研究，將計算機、通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)等行業(yè)劃分為技術(shù)密集型行業(yè)，對應(yīng)證監(jiān)會2012年版《上市公司行業(yè)分類指引》，技術(shù)密集型行業(yè)編號包括C39、C43、C34、C35、C36、C37、C38、C27、C41、I63、I64、I65，其余為非技術(shù)密集型行業(yè)。

④ 華證ESG評級每季度更新一次，采用九檔評級，從低到高依次為C、CC、CCC、B、BB、BBB、A、AA、AAA。本文按上述等級分別賦值1 ～ 9，再將季度數(shù)據(jù)求均值得到年度數(shù)據(jù)，即ESG。

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（責(zé)任編輯·校對： 喻晨? 許春玲）

【基金項目】國家社會科學(xué)基金重大項目“新時代構(gòu)建親清政商關(guān)系研究”（項目編號：22ZDA045）