關系型交易、政府環境規制與企業環保投資

【摘要】企業加強環保投資不僅是實現我國生態文明建設目標的必由之路， 更是實現“中國式現代化”的內在要求。本文以2010 ～ 2020年A股非金融類上市公司為樣本， 基于非正式制度視角， 考察關系型交易對企業環保投資的影響， 及其與政府環境規制這一正式制度在上述影響過程中的合力效應。研究發現： 關系型交易會顯著促進企業環保投資， 且在該影響過程中， 關系型交易與政府環境規制之間呈現顯著的合力效應， 表明非正式制度的關系型交易和正式制度的政府環境規制互為補充， 共同驅動企業進行環保投資。異質性分析結果顯示： 該合力效應還受到雙方關系特征的干預影響， 表現為企業的關系依賴性越強， 關系越穩定， 上述合力效應則越顯著。同時， 基于企業價值經濟后果的分析結果表明， 關系型交易驅動下的環保投資有助于提升企業價值， 尤其在政府環境規制較為嚴格時。

【關鍵詞】關系型交易；政府環境規制；企業環保投資；非正式制度

【中圖分類號】F272" " " 【文獻標識碼】A" " " 【文章編號】1004-0994（2024）14-0031-8

一、 引言

科學規制與合理引導企業環境治理投資行為， 是實現我國經濟高質量發展與生態環境保護的微觀基礎。為此， 我國政府先后制定、 修訂并實施了一系列法律法規， 同時還通過環保約談、 綠色金融等政策形式， 強化企業環境治理投資與環境責任承擔。現有研究立足于企業環保投資行為， 深入考察了這些法律法規及政策的實施效果， 形成了豐富的研究成果（劉媛媛等，2021；田利輝等，2022；杜建華和張鈺瑩，2023；王松和張晨，2023；儀秀琴和黃屹烽，2021）。然而， 由于未來高度的不確定性與信息不完全性， 正式制度具有不完備性， 導致制度供給存在一定的缺口， 這需要非正式制度及實施機制的補充（王云等，2017；潘愛玲等，2021）。學者們分別從傳統文化（畢茜等，2015；潘愛玲等，2021）、 家鄉認同（胡珺等，2017）、 媒體關注（王云等，2017；陳運平和劉燕，2023）、 社會信任（陽鎮等，2024）等非正式制度視角， 考察并證實非正式制度已成為企業環保投資的重要驅動因素。

與此同時， 在我國轉型經濟環境下， 外部市場的不完善導致許多企業往往基于戰略合作、 信任或者熟悉的關系， 選擇與依賴少數幾個核心客戶進行產銷活動。該交易方式形成企業與核心客戶間的關系專用性投資， 表現為交易關系的持久性與相互依賴性， 即為關系型交易（李增泉，2017）。現有研究表明， 作為非正式制度， 關系型交易對企業價值（Wong，2016）、 內部治理（曹越等，2020）、 財務決策（林鐘高等，2014）等經濟活動有著全方位的影響。現實中， 下游客戶已經成為推動上游供應商環境保護行為的重要力量①， 其具有強烈的動機驅動上游企業積極進行環保投資， 以滿足自身綠色供應鏈建設需求。鑒于此， 值得思考的是， 作為非正式制度， 企業與客戶間的關系型交易是否能夠助力客戶積極推動上游企業的環保投資呢？

另外， 當前我國《環境保護法》、 排污權交易制度正在建設與實施中， 具有行政特色的法律法規、 政策等正式制度依然是我國環境治理的主要方式（胡珺等，2019）。North（1990）指出， 正式制度是政府通過法律法規等強制性手段來規范人們的行為并確保社會的正常運行。其中， 政府環境規制作為環境管理正式制度的重要組成部分， 是企業環境治理的最主要方式及重要推動力量， 是驅動企業環保投資的核心力量②（劉媛媛等，2021；吳勛和陳曦，2023）。鑒于此， 承繼上述研究問題， 值得進一步思考的是， 如果作為非正式制度的關系型交易有助于促進企業環保投資， 那么， 其與作為正式制度的政府環境規制在驅動企業環保投資的過程中是否會呈現積極的合力效應呢？該問題的答案不僅有助于拓展關系型交易治理效應研究范圍， 補充企業環保投資的非正式制度影響因素研究， 而且對下游客戶借助關系型交易協調與推動綠色供應鏈建設， 以及優化環境規制政策， 協同關系型交易， 提高政策實施效果都具有重要的啟示意義。

本文首先立足于2010 ～ 2020年A股非金融類上市公司， 基于非正式制度視角， 理論分析與實證考察關系型交易這一非正式制度對企業環保投資的影響， 以及在我國政府規制主導企業環境治理行為的情境下， 政府環境規制與關系型交易在促進企業環保投資中的合力效應。其次， 在此基礎上， 基于關系型交易的關系特征（關系依賴性與關系穩定性）， 開展該合力效應的異質性分析， 以推進對二者間合力效應的理解。最后， 基于關系型交易驅動下的企業環保投資對其價值的影響分析， 進一步揭示關系型交易驅動下的企業環保投資經濟后果， 同時深化對關系型交易中企業環保投資動機的理解。

在已有研究的基礎上， 本文的貢獻主要體現在三個方面。首先， 轉型經濟背景下的我國是一個典型的“關系本位”社會， 關系治理具有一定的發揮空間， 且外部高度的不確定性進一步拓展了其影響邊界（李增泉，2017）。本文探究了關系型交易這一非正式制度對上游供應商企業環保投資的驅動效應， 拓展了關系型交易治理效應研究的范圍， 豐富了企業環保投資的非正式制度影響因素研究。其次， 本文基于政府環境規制強度差異， 考察非正式制度的關系型交易與正式制度的政府環境規制在驅動企業環保投資中的互補效應， 及其在不同關系依賴性與不同關系穩定性情境下的異質性表現， 揭示了二者在驅動企業環保投資過程中的合力效應， 深化了對現行經濟活動中正式與非正式制度間關系的理解， 明確了二者間合力效應發揮的影響因素。最后， 從企業價值視角開展上述影響的經濟后果分析， 揭示了關系型交易與政府環境規制共同驅動下的企業環保投資動機， 豐富了企業環保投資經濟后果的經驗研究， 同時對關系型交易情境下的企業環保投資行為與綠色供應鏈建設， 以及政府環境規制政策精準化制定與優化具有重要的實踐啟示意義。

二、 文獻回顧與假說提出

（一） 文獻回顧

基于20世紀90年代的新制度經濟學理論， 學者們從關系型交易的非正式制度視角出發， 沿襲“關系環境→關系選擇→關系治理”的研究脈絡進行了研究， 形成了豐富的研究成果。從關系環境視角， 許多學者基于國家或區域的法律制度環境， 就關系型交易形成的前置因素進行了研究（林鐘高和邱悅旻，2020）。與此同時， 學者們將研究視角拓展至關系型交易的治理效應方面， 研究證實了關系型交易對企業績效的積極影響（Wong，2016）。相關研究進一步發現， 關系型交易這一非正式制度不僅會影響公司代理成本（林鐘高和邱悅旻，2020）、 管理者薪酬（曹越等，2020）、 獨立董事任命（黃俊等，2018）等公司內部治理行為， 還會影響企業技術創新（李姝等，2018）、 數字化轉型（張志元和馬永凡，2022）等經營行為， 表明了關系型交易這一非正式制度在當前企業經濟活動中的重要性與影響全面性。

在我國轉型經濟環境下， 現有學者研究發現具有行政特色的政府環境規制路徑依然是我國環境治理的主要方式（胡珺等，2019）。齊紹洲等（2018）以排污權交易試點為切入點， 研究證實政府環境規制對企業綠色創新活動具有誘導作用。姜英兵和崔廣慧（2019）以環保產業政策為例， 研究發現政府環境規制有助于企業進行環境治理。田利輝等（2022）以《環境保護法》實施為準自然實驗， 發現其有利于促進企業提高環保投資水平。吳勛和陳曦（2023）的研究表明， 中央環保督察能夠發揮制度治理效應， 引導企業積極進行環保投資。Farooq等（2024）的研究同樣發現， 政府環境規制能夠顯著提高企業綠色創新水平。

現實中， 正式環境制度具有不完備性， 還需要非正式制度作用的發揮與補充（王云等，2017）， 為此， 學者們探究了多種非正式制度對企業環境治理行為的影響。畢茜等（2015）首先立足于傳統文化這一非正式制度， 研究發現其有助于企業環境信息披露水平的提升。潘愛玲等（2021）進一步考察了儒家文化對企業環境治理行為的影響， 發現儒家文化有助于通過增強企業環保意識， 進而推動重污染企業綠色并購。胡珺等（2017）則從家鄉認同視角入手， 發現家鄉認同這一非正式制度能夠推動企業增加環境治理投入。王云等（2017）聚焦媒體關注這一非正式制度， 證實企業環境治理行為相關媒體報道有利于提高企業環保投資水平， 而陳運平和劉燕（2023）則證實媒體關注會促進企業提升綠色技術創新水平。陽鎮等（2024）基于社會信任這一非正式制度， 發現其能夠緩解企業融資約束， 有助于提升企業綠色技術創新水平。簡言之， 現有研究表明非正式制度已成為企業環境治理投入的重要驅動因素。

綜上， 現有研究已經就關系型交易的治理空間與驅動企業環保投資的制度因素進行了深入探究， 但作為非正式制度的關系型交易對企業環保投資行為的影響， 現有研究鮮有涉及。另外， 現有研究證實非正式制度可作為正式制度的補充， 驅動企業積極進行環保投資， 然而， 關系型交易這一非正式制度可否作為政府環境規制這一正式制度的補充， 協同發揮合力效應驅動企業環境治理投入則尚未涉及。

（二） 假說提出

1. 關系型交易與企業環保投資。所謂關系型交易， 是指交易雙方基于戰略合作與信任， 維持關系持久性與相互依賴性的一種交易模式（李增泉，2017）。立足于非正式制度視角， 關系型交易是指交易雙方在持久的交易活動中形成的， 并得到交易雙方認可的一系列非正式行為規范， 包括交易雙方間的相互信任與無形的承諾等。處于關系型交易中的雙方有著發展長期、 緊密合作關系的傾向， 有著信任和承諾的精神， 這使得關系雙方會將對方利益納入自身經營決策考慮之中， 以實現雙方交易關系的長久維持， 進而實現雙方共同的長遠利益。具體到供應鏈上游企業（即供應商）， 關系客戶是其核心利益相關者， 雙方間的關系型交易會使其與關系客戶榮損與共。如果企業環保投資不足引發環境事件， 不僅會使自身面臨經濟罰款與聲譽受損， 甚至會帶來停產整頓等危機， 還可能會給接近終端消費者的關系客戶帶來更為嚴重的聲譽風險與市場風險， 其中較為典型的便是上海舍弗勒斷供風波、 供應鏈污染致使小米IPO前夕面臨責難等。尤其是隨著國家綠色高質量發展與“雙碳”目標的提出， 位于下游的客戶已經將供應商環境行為作為其供應商選擇的重要標準。為此， 面對關系客戶日益重視的環保訴求， 企業往往有更為積極的動機進行環保投資， 去迎合關系客戶的環保訴求。通過積極環保投資這種非自利行為， 企業向關系客戶傳遞其保持長期關系的意愿， 增強雙方的互信程度， 進而有助于雙方關系型交易的維持與鞏固。

另外， 企業環保投資作為一個成本高、 投資周期長的非經濟項目投資， 不僅很難直接為企業帶來經濟利益， 而且會引發環保設備采購、 環保技術研發、 日常維護等支出。這要求企業具有充實的財務資源， 以為其提供持續的融資支持。而關系型交易作為一種非正式制度， 可對企業與關系客戶產生一定的道德約束力， 抑制雙方機會主義行為的發生， 進而確保雙方交易關系的長期穩定性， 而這尤其會給企業帶來穩定的經營收入與良好的信譽（Khan等，2022）， 增強企業的外部融資能力， 進而保障企業環保投資的資金支持。

作為非正式制度的關系型交易有助于強化企業的環保投資動機， 提升企業為環保投資提供資金支持的能力。為此， 提出如下假設：

假設1： 關系型交易對企業環保投資具有顯著的正向影響。

2. 關系型交易與政府環境規制間的合力效應。在關系型交易驅動企業環保投資的過程中， 依靠其非強制的信任與道德約束， 而這種道德和信任的驅動效果離不開正式制度的實施， 其中就包括政府環境規制這一正式制度。在轉型經濟環境下， 隨著我國環境保護系列法律法規的完善， 企業環境治理監管越來越依賴于反映環境治理執法力度的政府環境規制強度（劉媛媛等，2021）。政府環境規制作為正式制度， 具有一定的指導性和強制性， 為此， 只有在其約束之下， 企業積極環保投資作為一種道德和信任行為， 才能夠被普遍地激發出來（王云等，2017）。如果缺少政府環境規制這一正式制度的支持， 作為非正式制度的關系型交易僅對企業施加軟性約束。當企業發現環境污染成本遠高于環境違規成本時， 企業環保投資可能出現機會主義行為， 包括減少環保投資和“漂綠”行為， 以獲得關系客戶的認知合法性， 這使得關系型交易對企業環保投資的促進效果大打折扣。反之， 當企業面臨的政府環境規制較為嚴格時， 企業環保投資的機會主義行為一旦被發現， 那么企業的合法性地位會受到影響， 不僅可能面臨巨額的環保處罰， 而且可能導致關系客戶與其切割， 終止雙方交易關系。因此， 企業所面臨的政府環境規制越嚴格， 處于關系型交易中的企業越愿意進行環保投資。

另外， 在企業環保投資類型上， 關系型交易和政府環境規制各有側重。關系型交易有助于激發企業進行前端性環保投資， 以便實現綠色生產， 提供綠色產品或服務， 而政府環境規制更為注重企業生產污染的事后監管與治理， 有助于激發企業進行更多的末端性環保投資（周沂等，2022）。為此， 兩者相結合有助于促進企業進行生產全過程的環保投資。

在驅動企業環保投資的過程中， 關系型交易和政府環境規制兩者間具有顯著的合力效應。為此， 提出如下假設：

假設2： 企業面臨的政府環境規制強度越大， 關系型交易對企業環保投資的正向影響越顯著。

三、 研究設計

（一） 樣本與數據

本文選取2010 ～ 2020年全部A股上市公司作為研究樣本③。樣本企業財務數據來源于CSMAR數據庫， 政府環境規制數據來源于《中國環境年鑒》， 企業環保投資數據基于公司年報在建工程、 管理費用項目附注， 通過手工收集和匯總整理獲得。同時進行如下處理： 剔除金融類公司樣本； 剔除ST及?ST樣本； 剔除相關變量缺失的樣本； 為消除異常值的影響， 對所有連續變量進行上下1%分位上的縮尾處理。最終， 共獲得9208個環保投資非平衡面板數據。

（二） 變量設定

1. 企業環保投資（Epii，t）。參照林雁等（2021）、 吳勛和陳曦（2023）的研究， 本研究中的企業環保投資屬于廣義上的環保投資， 即包括一切用于環境保護的資本化支出和費用化支出。其中， 資本化支出基于在建工程明細項目中“污水處理”“脫硫除塵”“余熱發電”等資本化支出變化額加以確定， 費用化支出基于管理費用明細項目中排污費、 綠化費、 環境保護費等費用化支出發生額加以確定。為消除企業規模因素的影響， 本文采用環保投資總額與當年營業收入的比值作為被解釋變量。

2. 關系型交易（Crti，t-1）。借鑒曹越等（2020）的研究， 采用前五大客戶銷售收入占比之和衡量關系型交易強度。另外， 選取前三大客戶銷售收入占比之和（Custi，t-1）與第一大客戶銷售收入占比（Crbti，t-1）進行穩健性測試。

3. 政府環境規制（Eri，t-1）。鑒于政府環境規制包括命令型、 市場型、 自主型多種類型， 借鑒張愛美等（2021）的研究， 采用基于熵值法的綜合評價方法測算政府環境規制強度。其中， 命令型環境規制采用行政處罰環境案件數來衡量， 市場型環境規制采用防治項目投資金額來測算， 自主型環境規制采用人大建議與政協提案數來表示（高翠云和王倩，2020）。

另外， 借鑒唐國平等（2013）的研究， 在模型中加入如下控制變量， 相關變量定義具體見表1。

（三） 模型設定

借鑒王云等（2017）的研究， 構建下述回歸模型（1）檢驗假設1。其中， i和t分別表示企業個體和年份， εi，t為隨機擾動項。基于假設1的預期， Crti，t-1的系數α1應顯著為正。

Epii，t=α0+α1Crti，t-1+α2Levi，t-1+α3Cashi，t-1+

α4Roai，t-1+α5Growthi，t-1+α6Accountsi，t-1+α7Rpti，t-1+

α8Agei，t-1+α9Sizei，t-1+α10Firsti，t-1+α11Outdiri，t-1+

α12Duali，t-1+Year+Ind+εi，t （1）

為了研究關系型交易和政府環境規制對企業環保投資的合力效應， 在模型（1）的基礎上， 引入政府環境規制變量Eri，t-1及關系型交易和政府環境規制的交乘項Crti，t-1×Eri，t-1， 構建回歸模型（2）檢驗假設2。

Epii，t=β0+β1Crti，t-1+β2Eri，t-1+β3Crti，t-1×Eri，t-1+

β4Controlsi，t-1+Year+Ind+εi，t （2）

四、 實證分析

（一） 描述性統計

表2列示了主要變量的描述性統計結果。Epii，t的均值和中位數分別為0.016和0.003， 最大值和最小值相差較大， 在一定程度上反映出我國上市公司環保投資強度存在較大差異， 與現有研究結論基本一致（唐國平等，2013；劉媛媛等，2021）。關系型交易變量Crti，t-1的均值為0.308， 從交易強度視角上反映出我國上市公司關系型交易的普遍性， 這與已有研究結論基本一致（李增泉，2017；曹越等，2020）。控制變量描述性統計結果均在合理范圍內， 符合基本預期。另外， 主要變量的Pearson相關系數結果顯示， 關系型交易（Crti，t-1）與企業環保投資（Epii，t）的相關系數為0.132， 在1%的水平上顯著為正， 說明關系型交易對企業環保投資有顯著的正向影響， 與假設1保持一致。政府環境規制（Eri，t-1）與企業環保投資（Epii，t）相關性同樣顯著為正， 初步驗證假設2的預期（限于篇幅，未予列示）。

（二） 基準回歸結果分析

1. 假設1回歸結果與分析。表3列示了基于模型（1）的假設1多元回歸檢驗結果。如列（1）所示， 關系型交易（Crti，t-1）的回歸系數為0.018， 且在1%的水平上顯著為正， 這說明關系型交易對企業環保投資具有顯著的正向影響， 回歸結果支持假設1。為保證回歸結果的穩健性， 分別采用前三大客戶銷售收入占比之和（Custi，t-1）和第一大客戶銷售收入占比（Crbti，t-1）作為關系型交易的替代變量重新進行檢驗， 具體如列（2）與列（3）所示， 結果依然支持假設1。

2. 假設2回歸結果與分析。假設2的多元回歸檢驗結果如表4所示。如列（1）所示， 關系型交易（Crti，t-1）的回歸系數為0.021， 在1%的水平上顯著為正， 政府環境規制（Eri，t-1）的回歸系數為0.011， 在1%的水平上顯著為正， 且二者交乘項（Crti，t-1×Eri，t-1）的回歸系數為0.054，" 在1%的水平上顯著為正， 表明關系型交易和政府環境規制對企業環保投資具有合力效應， 即企業面臨政府環境規制越嚴格， 關系型交易對企業環保投資的促進效應越顯著， 證實了假設2的成立。為保證結果的穩健性， 同樣以前三大客戶銷售收入占比之和（Custi，t-1）和第一大客戶銷售收入占比（Crbti，t-1）作為關系型交易的計量指標， 重新進行假設2的實證檢驗， 具體如列（2）與列（3）所示， 結果依然支持假設2。

（三） 穩健性檢驗

1. 內生性檢驗。為進一步減輕內生性問題對上述回歸結果的影響， 本文首先采用滯后二期的關系型交易Crti，t-2作為解釋變量， 重新進行假設1和假設2的實證檢驗， 具體如表5中Panel A所示， 回歸結果保持穩定， 依然支持假設1和假設2。其次， 借鑒張曄等（2019）的研究， 以同行業同年度其他企業關系型交易均值（IndCrti，t-1）與同地區同年度其他企業關系型交易均值（ProvCrti，t-1）作為企業關系型交易的工具變量， 采用兩階段回歸方法進行內生性測試， 結果見表5 Panel B。第一階段回歸結果如列（3）所示， 同行業層面的企業關系型交易強度與同地區層面的企業關系型交易強度均顯著正向影響個體企業層面關系型交易強度， 而第二階段回歸結果顯示， 在控制了內生性問題后， 假設1［列（4）所示］與假設2［列（5）所示］依然成立， 與上述結果基本一致。

2. 樣本自選擇檢驗。考慮到企業環保投資的信息披露可能來自于企業自身的自愿性， 也可能來自于外部的強制性， 這種信息披露意愿的差異可能會引發樣本的選擇性偏差問題。借鑒王勇和陳洪航（2021）的研究， 使用Heckman兩階段回歸對樣本的選擇性偏差問題進行控制。第一階段， 將企業是否自愿披露環保數據Dsi，t作為被解釋變量， 構建Probit模型， 并加入控制變量資產負債率（Levi，t-1）、 企業經營現金流（Cashi，t-1）、 總資產報酬率（Roai，t-1）、 成長能力（Growthi，t-1）、 應收賬款水平（Accountsi，t-1）、 關聯方交易占比（Rpti，t-1）、 上市年限（Agei，t-1）、 企業規模（Sizei，t-1）、 股權集中度（Firsti，t-1）、 獨立董事占比（Outdiri，t-1）、 兩職合一（Duali，t-1）， 控制年份因素和行業因素。第二階段， 將通過該模型計算得到的逆米爾斯比率（Imr）作為控制變量重新對假設1和假設2模型進行回歸， 從而控制可能發生的樣本選擇性偏差問題。

Heckman兩階段檢驗結果如表5 Panel C所示， 假設1［列（7）所示］和假設2［列（8）所示］依然成立， 與前文研究保持一致。

3. 其他穩健性檢驗。借鑒現有研究， 本文還進行了如下穩健性檢驗： 替換企業環保投資指標（田利輝等，2022）； 添加省份固定效應； 替換政府環境規制指標（童健等，2016）； 基于制造業樣本。以上檢驗結果均與前文保持一致， 依然支持假設1和假設2（限于篇幅，未予列示）。

五、 進一步分析

（一） 基于關系特征的二者合力效應異質性分析

1. 基于關系依賴性的異質性分析。基于權力與依賴理論， 企業與客戶間的依賴是關系型交易形成和維持的基礎（Pu等，2023）。由于交易雙方所占有與支配資源的差異， 企業與客戶間的相互依賴性往往會呈現不平衡性， 擁有更多被依賴性的一方在關系中就擁有了權力優勢。鑒于此， 如果企業更為依賴關系客戶， 則意味著企業更為依賴關系客戶所提供的價值資源， 這種關系型交易對于企業則更為重要。因此， 企業為迎合關系客戶的需求或避免因環保投資不足引發的環境事件， 會傾向于進行更多的環保投資。當然， 關系客戶會基于這種依賴性賦予的權力要求企業承擔環境保護責任， 加大環保投資， 以服務其綠色供應鏈建設。此時， 作為正式制度的政府環境規制更能強化上述影響過程， 即企業進行環保投資不僅有助于維護其與客戶間的關系型交易， 同時還可以確保自身合法地位， 可謂“一箭雙雕”。為此， 可以預期： 相比低關系依賴企業， 關系型交易和政府環境規制促進企業環保投資的合力效應在高關系依賴企業中表現得更為顯著。

基于中國證監會次類行業分類代碼， 引入企業所在行業的赫芬達爾指數， 以此來反映其對客戶的關系依賴性， 即企業所在行業赫芬達爾指數越低， 企業所在行業集中度越低， 企業的可替代性越強， 企業對關系客戶的單方關系依賴度越高。基于該指標的中位數將樣本企業劃分為低關系依賴組（所在行業赫芬達爾指數高的樣本組）與高關系依賴組（所在行業赫芬達爾指數低的樣本組）， 進行分組回歸檢驗。分組檢驗結果如表6所示， 與預期保持一致。綜上表明， 企業的關系依賴度越高， 越有助于關系型交易和政府環境規制合力效應的發揮。

2. 基于關系穩定性的異質性分析。關系穩定性反映了企業與客戶間關系型交易的持久性， 關系越穩定， 其對企業經營行為的潛在約束越強（Gu等，2022）， 關系型交易隱含的道德與信任對企業環保投資行為的驅動效果越顯著。同時， 穩定的關系型交易意味著企業具有穩定的銷售收入和較低的市場風險， 緩解其融資約束的效力越強， 進而使得關系型交易對其環保投資的促進效應越顯著， 其與政府環境規制在這一過程中的合力效應表現得越明顯。相比， 如果雙方間關系較不穩定， 意味著雙方間關系型交易隨時有可能終止， 這使得關系型交易對企業環保投資行為的規范與約束能力弱化， 同時緩解企業融資約束的作用相對有限， 最終使得關系型交易與政府環境規制促進企業環保投資的合力效應有所降低。基于此， 初步預期： 相比關系不穩定企業， 關系型交易和政府環境規制促進企業環保投資的合力效應在關系穩定的企業中表現得更為顯著。

借鑒李姝等（2018）的研究設計， 用過去連續三年間前五大客戶銷售收入占比之和的標準差衡量關系穩定性， 根據中位數將樣本分為關系穩定組和關系不穩定組進行分組檢驗， 具體結果見表6， 與預期保持一致。實證結果表明， 當關系穩定時， 關系型交易和政府環境規制對企業環保投資的合力效應更為顯著。

（二） 基于企業價值經濟后果視角的驗證性分析

處于關系型交易中的企業傾向于進行更多的環保投資， 以維持與鞏固其與關系客戶間的長期交易關系， 而政府環境規制有助于進一步強化關系型交易對其環保投資的驅動作用， 促使企業通過環保投資同時實現產品市場競爭與組織合法的雙重目標， 最終確保企業的市場競爭優勢與長久的價值增值。承繼該分析邏輯， 值得進一步考察的是， 關系型交易驅動下的環保投資是否對企業價值產生積極的影響呢？不同的政府環境規制強度下， 這種積極影響是否也會有所差異？對此， 借鑒唐勇軍等（2021）的研究， 立足于企業價值視角檢驗關系型交易驅動下的企業環保投資經濟后果及其在不同政府環境規制強度下的差異性， 以進一步深化關系型交易驅動企業環保投資及其與政府環境規制間合力效應的形成機理。

其中， 企業價值采用市賬比（Bmi，t）來衡量， 控制變量包括資產負債率（Levi，t-1）、 總資產報酬率（Roai，t-1）、 成長能力（Growthi，t-1）、 代理成本（Costi，t-1）、 固定資產占比（Fixedi，t-1）、 關聯方交易占比（Rpti，t-1）、 上市年限（Agei，t-1）、 企業規模（Sizei，t-1）、 基金持股比例（Fundi，t-1）、 管理者薪酬（Tmtpayi，t-1）、 管理層持股比例（Msharei，t-1）， 控制年份因素和行業因素。

回歸結果如表7所示。列（1）列示了關系型交易驅動下的企業環保投資影響企業價值的回歸結果。結果顯示， Epii，t-1的回歸系數顯著為負， 這主要源自企業進行環保投資更多的是為了達到外部環境監管標準（唐國平等，2013）， 屬于被動性投資， 被視為成本負擔（崔秀梅等，2021）， 進而使得其對企業價值的影響顯著為負。但交乘項Epii，t-1×Crti，t-1的回歸系數在1%的水平上顯著為正， 表明關系型交易驅動下的環保投資顯著弱化了環保投資對企業價值的負向影響， 證實了關系型交易驅動下的環保投資可以通過維持和鞏固關系型交易， 進而實現長久的競爭優勢與價值增值。基于此， 按照政府環境規制強度的中位數將樣本劃分為低環境規制組與高環境規制組， 采用分組回歸方式， 進一步考察關系型交易驅動下的企業環保投資對企業價值的影響在不同政府環境規制強度下的異質性表現， 具體結果如列（2）和列（3）所示。回歸結果顯示， 無論是低環境規制組還是高環境規制組， 關系型交易驅動下的環保投資基本都有助于提升企業價值， 但組間差異分析顯示， 關系型交易驅動下的環保投資對高環境規制組企業價值的提升作用要顯著強于低環境規制組， 這說明二者合力驅動下的企業環保投資更有利于提升企業價值。列（4） ～ 列（6）采用前三大客戶銷售收入占比之和（Custi，t-1）作為關系型交易的替代變量重新進行上述回歸檢驗， 結果基本保持一致。

六、 結論與啟示

本文基于非正式制度視角， 考察了關系型交易對企業環保投資的影響及其與政府環境規制這一正式制度在上述影響過程中的合力效應。通過手工收集和整理2010 ～ 2020年上市公司環保投資數據， 理論分析與實證研究發現： 作為非正式制度的關系型交易能有效驅動企業的環保投資； 關系型交易在驅動企業環保投資的過程中， 作為非正式制度的政府環境規制進一步強化了這種驅動力， 即二者在促進企業環保投資過程中呈現顯著的合力效應； 進一步分析發現， 企業對關系客戶的依賴度越高， 企業與關系客戶間的關系越穩定， 上述兩者間的合力效應表現得越顯著； 基于企業價值經濟后果的驗證性分析發現， 關系型交易與政府環境規制二者合力驅動下的企業環保投資有助于提升企業價值。

本文發現補充了企業環保投資的非正式制度影響因素研究， 豐富了利益相關者影響企業環保投資的經驗證據， 深化了對現行經濟活動中正式制度與非正式制度間相互關系的理解， 同時還具有重要的實踐啟示意義。基于微觀企業層面， 作為上游的供應商企業在做出環保投資決策時， 應該充分考慮其重要利益相關者——關系客戶的利益訴求， 積極主動的環保投資有助于維持與鞏固其與關系客戶間的關系， 以獲得長久的市場競爭優勢與企業價值提升。而作為下游的客戶， 可通過其與上游供應商間建立的長久交易關系， 利用供應商對其依賴性推動上游供應商積極進行環保投資， 協調與推動基于供應鏈的環境風險管控。另外， 對于地方政府而言， 應進一步加大環保執法力度， 加大政府環境規制強度， 充分發揮其與關系型交易驅動企業環境治理投資的合力效應， 借助上下游企業間的關系型交易推動基于供應鏈的一體化環境治理， 提高政府環境規制政策的實施效果和效率。

【 注 釋 】

① 公眾環境研究中心（IPE）《綠色供應鏈CITI指數2022：構建全球企業責任》報告顯示，2022年已有417個國內外知名品牌企業將其環境管理延伸至上游供應商，其中近半數為規模以上企業，較2013年上漲183%。

② 所謂政府環境規制，即政府出于保護環境的目的，采取命令型手段（頒布《環境保護法》等相關法律法規）、市場型手段（如綜合利用稅收優惠等經濟補貼）與自主型手段（典型政策包括政府生態環境部的意見征詢等公眾權力）頒布法律法規和相關政策，對企業的環境治理行為施加干預（張愛美等，2021；劉媛媛等，2021）。

③ 由于政府環境規制數據來源于《中國環境年鑒》，相關數據僅披露至2019年，考慮其作為解釋變量（滯后一期），故樣本數據截至2020年。

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