并购能否提升企业环境绩效？

王 薇，田卓岳，田利辉

(1.河北大学 经济学院，河北 保定 071002 ；2.南开大学 金融发展研究院，天津 300071)

一、问题提出

贯彻绿色发展理念，建设美丽中国是中国制造业转型升级的目标导向，也是中国经济高质量增长的必然要求。在中国，制造业作为最活跃的生产主体，其生产过程需要大量的资源要素投入，也是污染物排放最多、对生态环境影响最大的经济部门。如何促进制造业企业实现绿色发展？当前，并购重组成为推动制造业供给侧结构改革、实现高质量发展的重要途径。根据万得(Wind)终端数据库和Choice金融终端的统计数据显示，2016—2020年，中国境内并购事件共计46 367起，其中制造业并购数量为14 197起，占比30.62%。那么，并购能否提升目标企业的环境绩效？这一问题对于推动制造业企业成功实现绿色转型具有重要意义，而鲜有文献进行专门研究。

以往研究表明，当企业在完成自身内部的资本积累后，并购在一定程度上可以作为企业进行规模扩张、提高资源配置效率和自身竞争力的重要途径[1]。当前，多数关于企业并购绩效的研究聚焦于其财务绩效，如采用托宾Q值[2]、资产报酬率、净资产收益率[3]等财务指标研究企业并购重组的经济绩效；也有部分研究从资本市场绩效角度评析了并购绩效，例如邓路和周宁(2015)采用累计超额收益率来衡量企业并购的资本市场绩效[4]。但是，财务绩效和资本市场绩效并不能全面反映并购的影响后果。实现环境保护与经济协同发展启示学者在研究企业并购行为时要更多将环境绩效考虑在内。当前关于环境绩效的文献大多与政府规制、法律法规等外部行为相关[5]，鲜有文献基于定量分析探究并购对企业环境绩效的影响，更无文献探究其影响机制，而上述问题对于加深对并购后果的认识，明晰并购如何推动企业绿色发展具有重要意义。

为回答上述问题，本文基于 2000—2020 年中国A股制造业上市公司的数据，采用面板固定效应模型探讨并购对目标企业环境绩效的影响，并分析其影响机制。实证结果表明，并购可以有效提升目标企业的环境绩效。进一步的机制分析结果表明，对目标企业而言，并购能够加强其研发投入强度，降低经理人代理成本以及抑制其大股东利益侵占，进而带来技术创新的提升和环境治理效率的改善，显著提升目标企业的环境绩效。此外，在不同治理水平的企业中，并购改善环境绩效的效应也会有所差别。具体而言，并购过程中，独立董事占比、两权分离度以及股权集中度较高的目标企业环境绩效改善更为显著。

与已有文献相比，本文创新点体现在以下三方面：第一，本文实证分析了并购对企业环境绩效的影响，结果表明并购能够显著提升目标企业环境绩效，从环境绩效视角丰富了并购的影响后果研究，加深了人们对并购后果的认识；第二，本文基于并购视角探究了企业环境治理行为的影响因素，补充了企业环境绩效的影响因素研究；第三，本文从技术创新、经理人代理成本和大股东侵占视角探讨了并购对企业环境绩效的影响机制，在机制分析上有所贡献。

二、文献综述

良好的生态环境是经济高质量、可持续发展的必然要求。在推动绿色发展、建设美丽中国的战略部署下，如何提升企业环境绩效成为当前政府、社会、企业关注的重要问题。学术界对环境绩效的定义有广义和狭义之分。广义的环境绩效指企业在污染防治、资源有效利用、降低环境风险等方面做出的努力和成效，是非定量、非标准化的，且数据上较难获取；狭义的环境绩效是指企业在生产经营过程中所排放的固态、液态、气态以及其他各类有害物的数量水平，一般在现有环境标准体系中作出了明确规定，往往是定量的、标准化、可被直接检测到的数量型指标[6]，如二氧化硫排放量。鉴于数据的可得性，本文采用狭义的环境绩效定义。关于环境绩效的度量，已有研究尚未形成统一标准，有文献从环保投入角度考察环境绩效，也有研究从环保产出角度进行度量。目前研究中使用最多的有绝对指标法，例如以工业污染物排放量[7]、排污费[8]等具体数值指标作为环境绩效的度量；相对指标法，例如以单位产值综合能耗表征环境绩效[9]；0-1虚拟变量法，根据企业是否存在环境违规行为对企业进行1和0的赋值[10]。

关于如何提升企业环境绩效，众多学者进行了研究。有学者发现，行业竞争激烈程度[11]、社会关注程度[12]会对企业环境绩效产生正向作用，而过度的政府监管却对企业环境绩效产生负向作用[13]。也有学者认为，技术创新是控制能源消费、减少环境污染物排放的关键所在，是影响企业环境绩效的最重要因素[14]。技术创新不仅能够带来超额效益，而且其引致的生产要素使用效率的提高有助于企业节约资源、减少污染物排放、保护环境[15]，因而技术创新被视为缓解经济增长与环境污染之间冲突的重要途径。此外，企业股东、董事会、经理层行为决定了企业的环保意识及行为，因而良好的公司治理水平有助于提升企业的环境绩效[16]。吴建祖和袁海春(2020)也指出企业良好的内部治理结构和其实施的积极环境管理战略密切相关，能够直接对企业环境绩效产生正向影响[17]。然而，关于企业环境绩效影响因素的研究文献较少地考察并购这一重要外部因素。

并购是企业行为的重要影响因素，理应也会对企业环境行为产生影响。已有研究多数侧重并购对企业经济绩效的影响，例如考察并购对资产报酬率、托宾Q值[2]、净资产收益率[3]、经济增加值(EVA)[18]等财务指标和累计超额收益率[4]等股东财富指标的影响。这些研究忽视了并购对于企业非经济绩效的影响，尤其是环境绩效。事实上，非经济能力对于企业长远发展具有重要价值，例如，黄珺和贺国亮(2017)认为环境绩效的提升有利于提升企业长期的正向价值[19]。近年来，部分国外学者注意到了并购对企业非经济绩效的影响。例如，米哈尤等(Mihaiu et al.，2021)将ESG得分作为制药行业的可持续绩效，并研究并购对其的影响，发现并购对公司的可持续业绩产生了积极作用[20]；凯亚扎等(Caiazza et al.，2021)研究发现，并购交易完成后企业环境、社会治理方面的得分均有所改善[21]。然而，国内关于并购对企业环境绩效影响的研究仍然较为缺乏，亟须进行专门研究。

综上，不难发现，一方面，关于企业环境绩效影响因素的研究较少地考察并购行为；另一方面，国内针对并购的绩效评价大多集中在以财务绩效和资本市场绩效为代表的经济后果方面，忽略并购产生的非经济价值，尤其是对企业环境绩效的影响。因此，本文基于制造业上市企业并购数据，专门探讨并购对目标企业环境绩效的影响。

三、机制分析与研究假设

(一)并购对目标企业环境绩效的影响分析

协同效应是并购价值创造的主要来源[22]。并购后，收购方和目标企业的整合会带来资源互补和共享、提升管理效率、增强市场力量等，进而产生协同效应，增加收购方和目标企业的价值[23]。本文认为，并购带来的协同效应能够通过如下三种途径提升目标企业的环境绩效。

首先，并购能够通过促进目标企业的技术创新来提升其环境绩效。现有文献认为，并购整合过程也包含着对目标企业创新资源和创新制度的整合，譬如获得资金支持[24]、减少重复研发[25]、共享技术和知识[26]等，从而产生创新协同。创新协同有助于提升目标企业的研发投入强度，促进其技术创新[27]，而技术创新是控制能源消费、减少环境污染物排放的关键所在。一方面，技术创新能够通过优化生产流程和改进生产工艺来提高生产要素的使用效率，进而通过控制要素投入来降低能源消耗，从源头上削弱生产环节中排放污染物而带来的环境损害；另一方面，创新同样能够带来企业环保技术的进步，这有利于降低企业污染物的排放量以及提升企业对污染物的处理能力，从而减缓污染物排放对环境的负外部性[28]。此外，技术创新协同也包括环保技术的创新协同。如果主并方的环保技术水平较高，并购后也会通过环保技术共享等途径提升目标企业环保技术的创新。例如唐山冀东水泥股份有限公司被北京金隅集团股份有限公司并购之后，共同开展先进的协同处置环保技术，提升了冀东水泥危险废弃物处置的技术创新能力。冀东水泥2017年年度报告显示，并购后一年内，冀东水泥研发投入金额增加7.08%。

其次，并购能够通过降低经理人代理成本来改善目标企业的环境绩效。具体来说，一方面，并购后主并企业通常会完善人力资源结构、撤换改任不合格管理层等[29]，这会使经理人面临辞退威胁[30]，从而能够约束经理人的低效行为，提高管理层效率，降低经理人代理成本。另一方面，并购还会产生治理外溢。并购后主并企业通常会改革目标企业的管理体系与制度以实现组织上的一致，或将优秀的治理经验在合并重组过程中渗透给目标企业，产生治理外溢[31]，从而提升目标企业经理人的治理效率，也可降低经理人的代理成本。可以说，环保水平的提升有利于企业长期价值的实现[32]。经理人代理成本的降低促使管理层以长期价值最大化为目标，因此其会更加重视环境保护，即追求企业环境绩效的提高和长期可持续发展。

最后，并购能够通过抑制大股东侵占行为进而提升目标企业的环境绩效。现代企业控股股东所有权与控制权的分离通常引致大股东侵占小股东利益的现象[33]，即大股东为牟取私利，通过对企业用于正常运营和环保投入的资金进行转移挪用，来实现对其他中小股东的利益侵占[34]。并购过程中通常伴随着目标企业控制权的转移，即目标企业原有的控股股东被替换，这能够显著改善原有大股东对企业的侵占掏空行为[35]，企业资金被转移和挪用的风险降低，由此能够保护用于环保投入的资金。同时，大股东侵占行为的削弱能够提升企业治理水平，促使经理人更倾向于投资有利于提升企业长期价值的环保项目，最终使企业环境绩效得到改善。综上，本文提出如下假设：

假设H1：并购可以显著提升目标企业的环境绩效。

(二)并购绿色治理效应的异质性分析

已有研究认为，独立董事在公司治理体系中以第三角色发挥着独特作用[36-37]。独立董事拥有独立发言权，一方面，最大程度地维护中小股东利益和其他相关者利益不受侵占，降低控股股东操纵董事会损害公司利益的概率[38-39]，对企业的一系列生产与经营行为，特别是企业环保行为具有较强的监督和促进作用，从而产生良好的治理效应；另一方面，其凭借专业的知识水平和分析能力积极地参与公司决策与环境治理，对决策过程中可能出现的失误进行及时纠正[40-41]，进而提高决策质量，最终体现在良好的环境绩效上。因此，并购过程中，独立董事占比较高的企业更易整合创新资源，改善管理效率，整合后更易实现利益协同效应，从而环境绩效提升更为显著。基于此，本文提出如下假设：

假设H2：并购对独立董事占比较高的目标企业的环境绩效改善更显著。

现代企业普遍存在两权分离的现象，即所有权与控制权的分离。较高的两权分离程度容易引致第二类委托代理问题，即大股东侵占小股东利益的问题严重[42-43]。首先，当两权分离程度较高时，大股东出于自身利益考虑，更倾向于为追求短期收益而损害企业长期价值，如其更倾向于将手中的资源分配在一些风险低、见效快的项目上，降低企业的研发投入强度与创新导向[44]，尤其是与废弃物处理、减排设施等环保活动密切相关的研发投入，这种行为将无助于环境绩效的改善和长远价值的提升。其次，从内部管理角度看，较高的两权分离所引致的大股东隧道行为同样会弱化公司治理，降低企业运营效率和公司环境治理效率，从而对企业环境绩效产生负面影响。因此，两权分离程度更高的企业环境绩效更低，并购后创新资源的整合和效率改善对其环境绩效的促进作用更强。基于此，本文提出如下假设：

假设H3：并购对两权分离度较高的目标企业的环境绩效改善更显著。

股权集中度是企业治理水平的重要因素。第一，从内部治理来说，较高的股权集中度有利于加强股东对管理层的监督，缓解代理成本[45-46]。在股权分散的企业中，中小股东数量居多，在监督成本的约束下，其难以有效监督和约束经理人的败德行为；而股权较集中时，大股东股权占比较高，其投票权也较高，因而有动机和能力积极参与企业管理，能够有效监督经理人。第二，从控制权转移成本来讲，当目标企业股权集中度较高时，主并方在控制权收购过程中不必调动目标企业的大量中小股东，这有利于进行控制权的转移和交接，降低控制权的转移成本。因此，并购过程中，目标企业的股权集中度越高，其面临的整合成本越低，越助于快速实现创新资源和管理体系的整合，进而提升目标企业的环境绩效。基于此，本文提出如下假设：

假设H4：并购对股权集中度较高的目标企业的环境绩效改善更显著。

四、研究设计

(一)模型设计

为验证本文的研究假设，参考曾江洪等(2020)[47]、陈羽桃和冯建(2020)[48]的做法，构建模型(1)如下：

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

(1)

其中，被解释变量Greeni，t为企业环境绩效，Treati,t×Mai,t是分组虚拟变量Treati,t与并购虚拟变量Mai,t的交互项，为本文的核心解释变量，Controli，t为控制变量，i、t分别代表个体和年份，i为个体固定效应，ϑt为时间固定效应，εi，t为残差项。

(二)指标选取

被解释变量Greeni，t：Greeni，t为企业环境绩效，根据现有文献[8，49]，可供选择的环境绩效指标分为污染物排放量、能源消耗量，在考虑到近些年雾霾频繁发生的情况，尝试将企业产生的悬浮颗粒物纳入指标体系，最终本文选择二氧化硫排放量(SO2)和二氧化硫与悬浮物总量(PMSO2)两个指标作为环境绩效指标。

解释变量Treati，t：根据并购发生情况设定分组虚拟变量Treati,t。具体地，若某企业在样本期间至少发生过一次并购则界定为处理组，记为Treati,t=1；反之为对照组，记为Treati,t=0。

解释变量Mai,t：基于企业并购发生年份设定并购虚拟变量，本文采用变量Mai,t衡量。假定某企业最早发生并购当年为t年，则第t年及之后年份，记为Mai,t=1；第t年之前年份，记为Mai,t=0。

最后将分组虚拟变量和并购虚拟变量的交互项(Treati,t×Mai,t)作为衡量并购效应的核心解释变量。

控制变量Controli，t：参考田利辉等(2016)[49]的做法，本文选取的控制变量为企业规模(lnAsset)、资产负债率(Al)、资产报酬率(Roa)、机构投资者持股比例(Ris)、独立董事占比(Rid)、现金结构(Cash)。同时，为考虑时间和个体异质性对回归结果的影响，本文同时控制了时间和个体固定效应。相关变量定义见表1。

表1 变量定义

(三)样本选择

本文所用企业并购信息数据来自万得金融终端、国泰安(CSMAR)数据库、Choice金融终端，并基于企业定期报告人工收集和补充了相关数据。按照2012年中国证券监督管理委员会颁布的行业分类标准，初始样本为 2000—2020年所有发生并购的 A 股上市制造企业，并进行以下数据处理：(1)选取境内发生并购且控制权发生实质性转移的目标企业作为实验组，选取从未发生并购的企业作为对照组 ；(2)剔除并购未完成的样本；(3)剔除样本期间内进行多次并购的样本；(4) 剔除相关数据缺失的样本及区间；(5)剔除异常值的影响，对连续财务变量进行1%的缩尾处理。另外，还通过查找公司年报、社会责任报告以及不定期报告的方式，人工收集和整理了环境绩效相关数据(1)鉴于目前企业环境数据披露时间较短，数据缺失严重的现状，本文在国泰安数据库、万得数据库的环境排放、资源消耗等相关数据基础上，又通过查找年报、社会责任报告等定期披露报告的方式，人工收集并整理出103家企业最终较完整的环境排放、资源消耗等相关数据以表征环境绩效，在研究数据上有所贡献。。通过以上整理，最终形成103家上市公司2000—2020年连续21年共1 133个观测值的非平衡面板数据。

表2给出了主要变量的描述性统计情况。由表2可知，实验组企业的环境绩效指标(SO2、PMSO2)的最小值和最大值相差甚远，标准差较大，这代表样本企业间污染物排放量差异较大，故进行异质性检验分析是非常必要的。

表2 实验组主要变量的描述性统计

五、实证结果及分析

(一) 基准回归结果

为了避免并购与绩效之间由反向因果关系引致内生性问题，本文将主要解释变量和财务指标变量均滞后一期。同时为避免时间和个体因素对回归结果的干扰，本文在回归中同时控制了时间固定效应和个体固定效应。

本文首先检验了并购对目标企业环境绩效的影响，回归结果见表3。结果显示，在环境绩效层面，当被解释变量为SO2时，L.Treat×Ma的系数为-223.805 6，在10%的水平上显著；当被解释变量为PMSO2时，L.Treat×Ma的系数为-229.828 8，同样在10%的水平上显著，这说明并购较显著地改善了目标企业的环境绩效，验证了假设H1。

表3 基准回归结果

(二)机制分析

基于前述理论分析，本文从企业创新机制、经理人代理成本、大股东侵占三方面探究并购对企业环境绩效的作用机理。

1.创新机制

本文参考陈爱贞和张鹏飞(2019)[26]的做法，选取企业研发活动投入强度指标衡量企业创新。具体地，Rdi，t为企业i在第t年的研发投入占营业收入的比例，按变量的中位数进行分组，高于Rd中位数的年份为1，否则为0。同时，在模型(1)的基础上，引入并购与研发投入的交互项Treat×Ma×Rdi，t，当其系数均显著为负时，代表并购活动通过创新机制激励企业加大研发投入强度，从而有效提升了环境绩效。

表4列(1)、列(2)汇报了创新机制的相关回归结果。从表中可以看出，环境绩效的L.Treat×Ma×Rdi，t的系数分别为-302.473 2和-328.610 0，均在10%的水平上显著为负。在前述回归结果的基础上，为了进一步检验回归结果的可靠性，加入控制变量第一大股东持股比例(Sharecon1)进行稳健性检验，调整后的结果见表4列(3)、列(4)，可见环境绩效的L.Treat×Ma×Rdi，t的系数仍然在10%的水平上显著为负，由此说明该结论是稳健的，即并购能够通过创新机制促使目标企业加大研发投入强度，从而提升其环境绩效，验证了本文的理论分析。

表4 创新机制回归结果

2.经理人代理成本降低机制

经理人代理成本不易直接度量，因此常用替代变量来间接度量。本文参考罗进辉(2012)[50]的做法，选取总资产周转率作为经理人代理成本的替代变量。当企业具有较高的经理人代理成本时，管理层表现为无效率经营，甚至利用在职消费致使企业购买许多不必要的资产来提高自身的享受程度，从产出角度表现为总资产周转率降低，这表明总资产周转率与经理人代理成本负相关。具体地，Turnoveri，t为企业i在第t年的总资产周转率。在模型(1)的基础上，引入并购与管理层效率的交互项Treat×Ma×Turnoveri，t，当其回归系数显著为负时，代表并购能够通过降低经理人代理成本来提升管理层效率，继而提升企业环境绩效。

回归结果如表5列(1)、列(2)所示。从表中可以看出，环境绩效的L.Treat×Ma×Turnoveri，t的系数分别为-530.341 7和-498.762 6，均在5%的水平上显著。类似地，同样加入控制变量第一大股东持股比例(Sharecon1)，调整后的结果见表5列(3)、列(4)。结果显示，L.Treat×Ma×Turnoveri，t的系数仍然分别在5%和10%的水平上显著为负，由此说明该结论稳健，进一步说明了企业实施并购活动能够通过降低经理人代理成本有效改善其环境绩效，验证了前述理论分析。

表5 经理人代理成本降低机制的回归结果

3.大股东侵占抑制机制

第二类代理冲突为大股东对中小股东的利益侵占，也是影响企业环保治理效率的重要因素。本文参考王雄元等(2018)[51]的做法，以其他应收款与总资产的比值作为测度指标，其他应收款占比越小，代表侵占行为越严重。具体地，Otheri，t为企业i在t年其他应收款平均数与总资产的比值。在模型(1)的基础上引入并购与第二类代理成本变量的交互项Treat×Ma×Otheri，t，当其回归系数显著为负时，代表并购能够通过降低第二类代理成本来提升企业的股东治理效率，继而提升其环境绩效。回归结果见表6列(1)、列(2)。结果显示，环境绩效的L.Treat×Ma×Otheri，t的系数分别为-10.477 0和-8.600 4，均在10%的水平上显著。类似地，同样加入控制变量sharecon1(第一大股东持股比例)，调整后的结果见表6列(3)、列(4)。结果显示，L.Treat×Ma×Otheri，t的系数仍然在10%的水平上显著为负，由此说明该结论稳健，进一步说明了企业实施并购活动能够通过提升股东治理效率有效改善其环境绩效，验证了前述理论分析。

表6 大股东侵占抑制机制的回归结果

(三)稳健性检验

1.内生性检验

通过基准回归后，所得结论仍有可能受到企业其他遗漏特征变量的影响，由此本文将样本进行倾向得分匹配(PSM)后再进一步回归，以此消除遗漏变量可能引致的内生性问题。

第一步，首先，进行倾向得分匹配(PSM)。将样本按照2000—2020年发生过并购的目标企业(实验组)和未发生过并购的企业(对照组)分为两组，分别记为Treat=1和Treat=0。然后，选取所需协变量(lnAsset、Roa、Ris、Cash)，并采取半径匹配进行倾向得分匹配。目的是从对照组中选取与实验组有类似特征的样本，并利用逻辑回归(Logit)模型进行估计得分。PSM平衡性检验的结果显示，匹配后各特征变量的P值均不存在显著差异，表明误差消减效果较好，匹配结果通过了平衡性检验，具体平衡检验结果见表7。

第二步，按照原始模型(1)进行回归，同时固定个体和时间效应。在此次回归结果中，若环境绩效(SO2、PMSO2)的L.Treat×Ma系数仍显著为负，则说明通过内生性检验，即目标企业通过并购确实能够使其环境绩效有效改善。回归结果显示，环境绩效层面：SO2的L.Treat×Ma系数为-161.278 0，在5%的水平上显著；PMSO2的L.Treat×Ma系数为-153.715 9，在10%的水平上显著。这表明在控制了其他特征变量影响的前提下，并购确实能够使目标企业的环境绩效得到改善，与前文结论基本一致。

2.其他稳健性检验

此外，本文同时检验了控制变量的稳健性。具体地，首先加入股权集中度指标(Sharecon1)，同时固定个体和时间效应，然后再次进行回归。回归结果显示，在环境绩效层面均与前文结论一致，表明回归结果具有稳健性。

六、异质性分析

(一)目标企业独立董事占比的异质性检验

本文将整体样本按独立董事占比的高低分为两组进行异质性检验分析。具体地，当独立董事占比高于年度行业均值时，归之为高独董占比；反之，则将其归为低独董占比。回归结果见表8。回归结果显示，实施并购活动后，独董占比较高组中SO2和PMSO2的L.Treat×Ma系数分别为-283.669 7和-251.364 5，分别在1%和10%的水平上显著为负；而独董占比较低组中SO2和PMSO2的L.Treat×Ma系数并不显著且为正。这说明独董占比较高的企业发生并购后的环境绩效改善效果显著优于独董占比较低的企业，验证了假设H2。

表8 异质性检验——独董占比

(二)目标企业两权分离度的异质性检验

本文将整体样本企业按两权分离程度高低分为两个子样本进行异质性检验。具体地，当企业两权分离程度高于年度均值时，则将其归为两权分离程度较高组；反之，则归为两权分离程度较低组。分子样本进行回归，回归结果见表9。从表中可以看出，并购后，两权分离程度较高组中SO2和PMSO2的L.Treat×Ma系数分别为-235.758 1和-327.830 6，分别在5%和10%的水平上显著为负；而在两权分离程度较低组中SO2和PMSO2的L.Treat×Ma系数均不显著。这表明两权分离度较高的目标企业发生并购后，其环境绩效的改善效果更加显著，验证了假设H2。

表9 异质性检验——两权分离度

(三)目标企业股权集中度的异质性检验

本文选取前三大股东的持股比例(Sharecon3)来衡量股权集中度，将整体样本按股权集中度高低分为两个子样本进行异质性检验。具体地，当企业的股权集中度高于年度均值时，则将其归为股权集中度较高组；反之，则将其归为股权集中度较低组。分子样本进行回归，回归结果见表10。结果显示，实施并购后，股权集中度较高组中SO2和PMSO2的L.Treat×Ma系数分别为-265.728 6和-245.550 4，分别在5%和10%的水平上显著；而在股权集中度较低组中SO2和PMSO2的L.Treat×Ma系数均不显著。这表明股权集中度较高的企业发生并购后的环境绩效改善效果优于股权集中度较低的企业，验证了假设H4。

表10 异质性检验——股权集中度

七、结论与建议

一直以来，诸多文献关注并购对企业财务绩效和创新绩效的影响，但是鲜有文献将企业的环境绩效加至并购绩效评价体系中来。本文以致力于实现绿色发展为出发点，采用2000—2020年制造业上市企业数据为样本，探究并购活动对目标企业环境绩效的影响，主要研究结论有：(1)并购活动能够有效改善目标企业的环境绩效；(2)机制分析结果表明，并购不仅能够加强目标企业的研发投入从而实现技术创新，而且能够降低经理人代理成本以及抑制大股东利益侵占行为从而实现企业环境治理效率的改善，最终显著提升目标企业的环境绩效；(3)异质性检验结果表明，当独立董事占比、两权分离度以及股权集中度较高时，并购后目标企业环境绩效的改善程度更为显著。

本文研究结果表明，并购不仅是推进供给侧改革、促进经济转型升级的重要途径，而且能够推动被并购企业的绿色发展，实现经济高质量增长。根据研究结论，本文提出以下几点建议：

第一，可以通过并购实现供给过剩行业的绿色转型升级。中国多数传统制造业面临着严重的产能过剩问题，同时这些传统制造业又多是环境污染的重要源头，亟须进行供给侧结构性改革。本文研究结果表明，并购能够改善目标企业的环境绩效。这意味着，供给侧结构性改革背景下，并购可以实现产能优化和环境绩效提升的双重目标。因此，政府应大力鼓励供给过剩的传统制造业进行并购重组，通过降低税收成本、给予特殊补贴等政策扶持措施提升传统制造业企业间并购重组的积极性，以并购推动传统制造业企业实现转型升级和绿色发展。

第二，积极鼓励企业加强研发创新，以技术创新支撑绿色发展。本文研究结果表明，并购对目标企业研发投入的增加能够带来技术创新和生产率的提高，这能够有效改善污染问题。因此，要注重并购后目标企业有关研发创新活动的提升，以推动技术创新从根本上解决污染物排放问题，从而有效提升生产率和竞争力，为实现绿色发展奠定坚实的技术基础。

第三，环境绩效与企业治理密切相关，企业要持之以恒地加强公司治理质量。本文研究结果表明，并购后目标企业环境绩效的改善根本上还是来自创新投入的增强、经理人代理成本的降低和大股东利益侵占行为的削弱。因此，企业要强化创新激励，并通过完善激励约束机制来降低经理人代理成本，以及加强对股东行为的约束来抑制大股东利益侵占，持之以恒地提升公司治理质量，从而推动企业绿色发展，最终实现中国经济高质量增长。