戰略聯盟對企業綠色轉型的影響

關鍵詞戰略聯盟；企業綠色轉型；融資約束；技術多元化；環境信息披露中圖分類號 F276.4;X32 文獻標志碼 A 文章編號1002-2104（2025）04-0135-09 DOI：10.12062/cpre.20241124

“萬物各得其和以生，各得其養以成。”中華民族孕育的生態文化使中國始終肩負著大國生態責任擔當，致力于生態文明建設。綠色發展是高質量發展的底色，新質生產力本身就是綠色生產力。中國一直踐行“推動綠色發展，促進人與自然和諧共生”的發展理念，積極探索具有自身特色的綠色轉型之路，并取得了突破性進展。企業作為微觀經濟的支點和環境污染的主體，承擔著推進綠色創新的時代任務，企業綠色轉型程度也將直接影響中國“雙碳”目標的實現以及全面推進經濟社會發展的綠色轉型[1]。然而，企業的經濟屬性決定其主要目標是追求利潤最大化，并且受限于資金、技術等因素，導致部分企業缺乏綠色轉型的持續動力，綠色轉型存在一定提升空間2。在此背景下探究如何驅動企業綠色轉型具有重要的現實意義。

就企業綠色轉型的影響因素而言，宏觀層面主要考察各項環境規制政策、綠色信貸政策、ESG評級和綠色金融等因素，微觀層面則更多地圍繞企業數字化轉型、審計委員會環保背景等方面[1，3-6]。但以上研究均忽略了戰略聯盟的作用。戰略聯盟作為一種介于市場和企業之間的資源配置機制，通過匯聚企業間資源的方式使企業獲得外部力量和競爭優勢[7-8]。隨著全球化進程的加快，市場競爭日趨激烈，戰略聯盟逐漸成為企業從外部發掘、獲得競爭優勢的重要戰略安排。尤其是近年來，戰略聯盟在中國市場所占的份額日趨上升，超過 40%^[9] 。那么對于中國上市公司而言，戰略聯盟所帶來的資源流動和整合能否突破企業綠色轉型的桎梏，賦予企業新的綠色發展動能？該影響又是通過何種機制實現的？目前鮮有文獻實證檢驗戰略聯盟對企業綠色轉型的影響，值得深入分析。鑒于此，本研究基于資源基礎理論探究戰略聯盟對企業綠色轉型的影響及作用機制，并以2009—2022年中國A股上市公司面板數據進行實證分析。與現有研究相比，本研究的邊際貢獻在于：第一，拓展現有關于企業綠色轉型影響因素的研究。本研究從戰略聯盟這一非正式商業關系視角出發，關注其對企業綠色轉型的影響，厘清戰略聯盟影響企業綠色轉型的渠道機制，為企業綠色轉型提供新思路。第二，在探究戰略聯盟對企業綠色轉型的基礎上，進一步基于多種戰略聯盟情景進行異質性檢驗，有助于更全面、準確地掌握戰略聯盟對企業綠色發展的影響，為企業加速推進綠色轉型、中國實現可持續發展提供新的視角和微觀經驗證據

1文獻述評與研究假設

1.1戰略聯盟對企業綠色轉型的直接影響

兩家或多家獨立企業為實現共同目標和利益而貢獻一部分資源所形成的合作關系，被稱為戰略聯盟[10]。資源基礎理論框架下企業戰略聯盟的本質是企業資源的整合，已有研究證實參與戰略聯盟可以使企業降低外部環境波動帶來的風險，減少信息不對稱，加速資源、知識和技術的交換，提高企業科研投入、治理水平和創新產出，進而提升企業價值[11-16]。Das等[17]認為企業通過借助市場這一外部力量加強聯盟企業間的溝通以及生產要素的水平式雙向流動，并通過提高資源配置效率助力企業發展。黃勃等8研究發現，戰略聯盟可以實現資源要素互補，通過降低企業的經營成本與交易費用，促進全要素生產率的提高。此外，聯盟企業間知識和信息的流動帶動了企業研發創新能力的提升，有助于企業做出更高質量的投資決策。Amankwah-Amoah等[19將戰略聯盟定義為企業獲取寶貴資源和提高競爭力的重要方式。

戰略聯盟的協同治理效應認為聯盟企業憑借在資源獲取等方面的優勢以突破綠色轉型中的難題，促進企業綠色轉型。一方面，聯盟作為一種外部力量，可以幫助企業獲取邊界之外的要素以補充自身發展所需的知識、技能以及資本等多方面資源，而資源正是企業內部實現戰略轉變和促進綠色創新的關鍵要素之一[20-21]。因此，戰略聯盟的資源獲取優勢能有效解決企業綠色轉型過程中缺少資金與技術的“痛點”問題，助力企業綠色轉型。另一方面，參與聯盟的企業通過跨界合作與交流，加速了綠色技術和知識的傳播，“喚醒”了企業的環保意識，引導企業由傳統模式向綠色可持續增長模式轉變。在全球化背景下，國際市場上的綠色標準日益嚴格，戰略聯盟會帶動企業環境責任感的提升，使其更加關注環保績效，進而促進企業綠色轉型。基于以上分析，提出研究假設H1。

H1：企業參與戰略聯盟有助于推進企業綠色轉型。

1.2戰略聯盟對企業綠色轉型的影響機制

1.2.1戰略聯盟通過緩解融資約束的機制帶動企業綠色轉型

企業綠色轉型需要投入包括購置環保設備、改進生產工藝和研發綠色產品等一系列維系綠色運營的資金。高昂的成本給企業綠色轉型帶來了壓力，綠色轉型所具有的高風險和高投入特點會對企業的生產和經營活動產生擠壓，影響企業短期經營績效22，因此充足的資金在企業綠色轉型中發揮重要作用。戰略聯盟有助于企業緩解融資約束，可能的原因在于：第一，戰略聯盟可以提高企業的風險承擔能力，進而緩解融資約束。聯盟成員間的互相信任能夠降低企業的代理成本和經營成本，提高高管的風險承擔意愿，增強企業的風險承擔能力[11]。此外，通過供應商與下游客戶結成戰略聯盟，企業可以加強綠色產品和綠色原材料的價格管理，進而形成穩定的綠色供應鏈合作關系，降低業務風險。而基于信號理論，企業參與聯盟具有信號和聲譽效應，經營風險的降低會向市場傳遞出積極信號，使企業更容易吸引投資者和資金，獲得外部資金支持。第二，企業參與戰略聯盟后會加強與聯盟內其他主體的溝通，這種更為緊密的聯系同樣可以提高企業獲取外部資源的能力。如聯盟企業的合作帶動了自身整體實力的提升，增強企業的信用評級，有助于企業獲得更多銀行貸款。Zhou等研究指出，企業參與戰略聯盟可以拓展自身的網絡資源，與銀行、貸款公司等金融機構建立更廣泛的聯系，實現融資渠道多元化，緩解融資約束。

充足的資金為企業綠色轉型提供了重要支持。企業所面臨的融資約束會限制外部資金的獲取，降低企業綠色創新投人，制約綠色創新發展與碳減排[23]。江鑫等[24]研究發現，對于有意實施綠色創新戰略且被融資困擾的企業而言，融資約束的改善能夠極大地激發其綠色創新活力。隨著融資約束的緩解，企業將有更多的資金用于綠色轉型中的各項支出，如增加綠色研發投入、引進先進的綠色技術、采購更多節能設備等，以降低企業綠色轉型中的風險和不確定性。基于以上分析，提出研究假設H2a 。

H2a：戰略聯盟通過緩解融資約束促進企業綠色 轉型。

1.2.2技術多元化是戰略聯盟促進企業綠色轉型的重要機制

技術多元化指企業技術知識庫的多元化程度，多元化的技術知識儲備意味著企業擁有跨領域、跨學科的技術知識庫，通過整合重組不同領域技術和知識實現在已有技術的基礎上獲得新的創新點，為企業綠色轉型提供了保障[25]。戰略聯盟有助于提高企業技術多元化程度，主要原因有以下兩點：第一，戰略聯盟具有技術知識溢出效應。基于知識基礎理論，聯盟擴大了企業的外部資源邊界，聯盟企業通過合作研發、交流等方式學習其他企業的知識技術，打破了知識流動的空間限制，促進了企業間的知識技術等無形資源的交叉融合，推動技術多元化，有利于企業創新。Ghosh等[13研究發現，聯盟的存在有助于協調合作企業利益，通過誘導聯盟企業之間的知識轉移以提高盈利能力，并帶來更好的創新成果。Chemmanur等[16]的研究結論支持了戰略聯盟對創新有積極貢獻的假設，并且指出聯盟企業在技術上的接近性更有助于促進企業的創新。二是，戰略聯盟具有技術知識互補效應。不同企業在知識技術領域往往具有各自的專長和優勢，通過戰略聯盟，企業間彼此借鑒、吸收對方的先進技術和經驗，以彌補自身的不足，形成更完整的技術知識體系。這也加速了綠色相關技術知識的資源整合，帶動企業的技術多元化。

技術多元化對企業綠色轉型具有積極影響。在多元化的技術知識體系下，企業通過整合不同領域的技術知識，將綠色創新技術和節能減排技術融入生產過程，進而優化生產流程，提高設備效率，實現綠色化生產。這不僅抑制企業前端污染物的產生，還可以控制末端污染排放和增強對廢氣等資源的二次利用，加速企業綠色轉型進程。基于以上分析，提出研究假設 H2b 。

H2b：戰略聯盟通過提高企業技術多元化程度促進企業綠色轉型。

1.2.3戰略聯盟還可以通過提高企業環境信息披露機制推動企業綠色轉型

環境信息披露作為企業履行環保責任的有效方式，有效推進企業綠色轉型。戰略聯盟可以促進企業進行環境信息披露。一是，戰略聯盟是一種合作關系，聯盟主體間存在信任，這種信任有助于緩解企業存在的委托代理問題。聯盟中的企業代理成本降低，高管的個人利益與企業未來發展緊密綁定在一起，所以高管會更加關注企業的長遠發展，提高環保認知，鼓勵企業披露環境信息。二是，戰略聯盟作為一種特殊的企業社會網絡會獲得媒體的強烈關注[26]。戰略聯盟往往會涉及行業的龍頭企業或大型企業，與這些大企業的合作往往會包含一些新元素、新技術、新產品、新市場。同時，一些超大型聯盟還會對行業發展產生一定影響，往往具有較高的新聞價值。而媒體是信息傳播的渠道，這種外在約束力會轉化為企業披露環境信息的內在動力。此外，戰略聯盟中的要素和資源流動促使企業獲得充足的資金和更為先進的技術，為企業開展信息披露提供了條件。環境信息披露可以向關注環境的投資者和社會公眾展示企業的綠色精神，其所具有的聲譽效應會在企業綠色轉型中發揮積極作用，助力企業綠色轉型[27]。基于以上分析，提出研究假設 H2c 。

H2c：戰略聯盟通過提高環境信息披露促進企業綠色轉型。

2 研究設計

2.1 模型設定

為檢驗戰略聯盟對企業綠色轉型的影響，構建如下計量模型：

G_it=α₀+α₁S_it+α₂C_it+γ_i+μ_t+?_it

式中： G_u 表示上市企業 i 在第 Φ_t 年的綠色轉型程度； S_it 表示企業i在第 Φ_t 年是否參與戰略聯盟； α₀ 為常數項； α₁ 和 α₂ 分別為解釋變量和控制變量的回歸系數； C_it 為控制變量; γ_i 為企業固定效應 σ_iμ_?t 為年份固定效應； φ_it 為隨機誤差項。

2.2變量定義

（1）被解釋變量：企業綠色轉型 （G） 。參考馬平平等[28]龔家鳳等的做法，利用文本分析和詞頻統計方法構造企業綠色化轉型指標。首先，根據《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035年遠景目標綱要》《中華人民共和國環境保護法》《企業環境行為評價技術指南》《綠色制造標準化白皮書》等政策文件，選取113個企業綠色化轉型關鍵詞為綠色轉型語義特征詞庫；其次，基于詞庫對上市企業年報進行文本分析和詞頻統計；最后，將詞頻數加總進行自然對數化處理來衡量。

（2）解釋變量：戰略聯盟（S）。根據上市公司戰略聯盟公告內容，并非所有戰略聯盟公告都披露了合作期限。首先，借鑒黃勃等18的做法，對于披露了具體合作期限的戰略聯盟，相應地設置聯盟有效期，例如有效期為5年，則在起始年t至 t+5 期間均認為戰略聯盟存在；其次，借鑒Chen等[29]將戰略聯盟有效期設為3年的做法，對于未披露的戰略聯盟，假定合作有效期為3年；最后，根據對戰略聯盟公告的整理結果，設置企業是否參與戰略聯盟的虛擬變量S，若上市公司該年度與其他公司成立了戰略聯盟或仍處于戰略聯盟合作期限內，則取值為1，否則為0。

（3）控制變量：參考陳文瑞等[、侯德帥等的研究，選取以下控制變量，包括企業規模、產權性質、財務杠桿、權益乘數、長期資本負債率、速動比率、固定資產比率、無形資產占比、股權集中度、兩權分離、現金流比例。另外，本研究還控制了時間和企業固定效應以避免遺漏變量導致的偏誤。

2.3樣本選擇與數據來源

本研究以2009—2022年中國A股上市公司為初始樣本，遵循已有文獻慣例，剔除了金融行業公司、ST處理公司以及關鍵數據缺失的公司樣本。此外，為避免極端值影響，對樣本數據進行了上下 1% 的縮尾處理，最終得到20201個樣本數據。文中財務數據來自CSMAR數據庫，戰略聯盟數據從上市公司公告披露中獲取，其公告文本信息來自 Wind 數據庫。

3 實證分析

3.1 基準回歸結果

企業參與戰略聯盟對綠色轉型的回歸結果見表1。列（1）為不加人控制變量和固定效應的結果，列（2）一列（4）為逐一增加企業、年份固定效應和控制變量后的回歸結果。可以看出，戰略聯盟的回歸系數均為正值，且在1% 的水平上顯著，表明企業參與戰略聯盟能夠顯著提升綠色轉型程度，研究假設H1得到驗證。

3.2 內生性問題

3.2.1工具變量法

考慮到不可觀測的遺漏變量以及可能存在的反向因果問題，參考潘健平等[30]的做法，選取1978年各省份人均水稻播種面積 （R） 作為工具變量。水稻種植所需的水利灌溉系統作為建設工程量較大的公共物品，需要水稻種植區內所有農戶的共同合作才能完成。因此，人均水稻播種面積越高，說明該地區企業具有更強的合作意識，參與戰略聯盟的概率越高，滿足了工具變量的相關性要求。同時，1978年各省份的人均水稻種植面積與企業綠色轉型之間并無明顯關系，滿足外生性要求。表2列（1）一列（2）展示了兩階段最小二乘的回歸結果。KP-LM統計量與 WaldF 統計量分別為33.219和33.257，表明工具變量通過了不可識別檢驗與弱工具變量檢驗。其中，第一階段人均水稻播種面積R的回歸系數顯著為正，證明工具變量的選擇具有較好的相關性。第二階段s 的系數顯著為正，表明參與戰略聯盟對企業綠色轉型的正向驅動作用仍然穩健。

3.2.2傾向得分匹配法

在中國當前綠色發展理念的引導下，企業綠色轉型可能會對其戰略選擇產生影響，并且參與戰略聯盟作為企業的主動決策，可能導致實證結果受到樣本自選擇的干擾。本研究采用傾向得分匹配法（PSM）克服可能存在的內生性問題。根據企業是否參與戰略聯盟將樣本分為兩組，以基準回歸中的控制變量作為特征變量，分別進行1：3的鄰近匹配和核半徑匹配，并在通過平穩性檢驗后，基于匹配后的結果進行回歸，結果見表2列（3）一列（4）。企業參與戰略聯盟的系數均顯著為正，說明在解決樣本自選擇問題后結論仍成立。

3.2.3 Heckman兩階段回歸

為解決樣本選擇偏差問題，構建Heckman兩階段回歸模型重新進行檢驗。具體地，第一階段以企業是否參與戰略聯盟作為被解釋變量，并將1978年各省份人均水稻播種面積作為工具變量納入Probit模型進行回歸，估計出逆米爾斯比率（1。在第二階段將I作為控制變量納入模型（1）重新回歸，結果見表2列（5）—列（6）。結果顯示，I系數不顯著，且企業參與戰略聯盟對綠色轉型的影響顯著為正，說明樣本選擇偏誤問題并未在戰略聯盟與綠色轉型之間的正相關關系中產生影響，通過了穩健性檢驗。

3.3 穩健性檢驗

3.3.1更換被解釋變量

參考毛捷等3的做法，通過對二氧化硫和氮氧化物排放量進行標準化處理后加總取自然對數得到空氣綜合污染指數 （X₁） ，將其作為企業綠色轉型的替代指標進行回歸，結果見表3列（1）。 s 的系數為-0.067，在 1% 的水平上顯著，說明企業參與戰略聯盟有效降低了污染排放，促進綠色轉型，與前文結論一致。

3.3.2改變樣本期間

為排除2019年末爆發的全球性公共衛生危機對本研究可能帶來的干擾，剔除2020年的樣本，通過改變樣本期間的方式再次檢驗企業參與戰略聯盟對綠色轉型的影響。表3列（2）的回歸結果表明該影響顯著為正，前文結論穩健。

3.3.3改變聚類層級

考慮到本研究的基準結果還可能受到年度、行業和企業層面自相關問題的干擾，分別進行企業-年度層面、行業-年度層面的雙重聚類調整以檢驗回歸結果的穩健性。由表3列（3）一列（4）可知，S的回歸系數均顯著為正，說明前文結論不因標準誤估計方法變更而發生改變。

3.3.4改變樣本范圍

相較于非重污染企業，重污染企業對于綠色轉型所面臨的壓力更大。那么，當僅考慮重污染行業上市公司時，企業參與戰略聯盟能否促進綠色轉型？參考倪娟[32]的做法，進一步將樣本范圍限定于重污染行業進行穩健性檢驗，結果見表3列（5）。 s 的回歸系數為0.081，在 1% 的水平上顯著，再次驗證了前文結論的穩健性。

4進一步分析

4.1 機制檢驗

4.1.1 融資約束

本研究選擇經營風險和SA指數兩個指標衡量企業所面臨的融資約束。具體地，經營風險 （M₁） 根據當年及未來兩年息稅前利潤率的標準差構造得到， M₁ 值為負且絕對值越大，說明企業受到的經營風險越嚴重。SA指數的衡量則借鑒鞠曉生等[33的研究，SA指數為負且絕對值越大，說明企業受到的融資約束越嚴重。由表4列（1）—列（2）可知，企業戰略聯盟的回歸系數均顯著為負，意味著企業參與戰略聯盟合作可以降低企業的經營風險，緩解融資約束，以克服綠色轉型的資金問題，研究假設 H2a 得到驗證。融資約束的緩解使企業有更多資金投資環保項目，引導企業采取綠色決策并將可持續發展理念融入日常運營中，提升企業綠色轉型程度。

4.1.2技術多元化

借鑒肖利平等34的研究，以IPC分類號的前4位為基礎區分類別，使用1減去企業近3年專利組合的赫芬達爾指數來衡量技術多元化程度 （M₂） ，該值越大，說明企業技術多元化程度越高。回歸結果見表4列（3）。企業參與戰略聯盟的回歸系數顯著為正，研究假設H2b得到驗證，即參與戰略聯盟對企業技術多元化有積極影響。聯盟主體通過資源共享、合作研發、交流等方式互相學習借鑒對方的先進知識和技術，促進了企業間知識技術等無形資源的交叉融合。在技術多元化的助力下，有助于企業向綠色、低碳、可持續的方向發展，即推動企業綠色轉型。

4.1.3環境信息披露

借鑒唐國平等35的研究，使用上市公司是否披露環境報告作為環境信息披露 （M₃） 的代理變量。表4列（4）的回歸結果顯示，企業參與戰略聯盟的系數顯著為正，說明參與戰略聯盟合作促進了企業披露環境信息，驗證了研究假設 H2c 。聯盟企業往往有著共同的目標和愿景，如可持續發展和環境保護等。這些共同目標會促使聯盟內的企業更加重視環境信息披露，以展示其在環保方面的努力和成果。而環境信息披露作為企業履行社會責任的重要一環，彰顯了其對環保和可持續發展的承諾與實踐。對外披露的信息構建了企業與外部利益相關者之間的溝通橋梁，使政府、投資者、消費者及環保團體在內的社會各界能夠深入、細致地掌握企業環境責任的實施情況，進而實施有效的監督與評估。當企業面臨外部監督壓力時，更有轉型動力，可以通過提高資源利用效率、降低污染物排放等方式推動綠色轉型。

4.2 異質性檢驗

4.2.1不同聯盟類型的異質性檢驗

不同合作機制下戰略聯盟的結構特征、合作內容與目的存在差異，可能造成戰略聯盟對企業綠色轉型的影響存在異質性。首先，根據聯盟主體是否對特定企業或項目共同出資，將戰略聯盟分為股權式聯盟 （D₁） 和契約式聯盟 （D₂）^[8，18] 。若上市公司在該年與其他企業建立了股權式戰略聯盟合作，或在該年仍處于合作期限內，則 D₁ 取值為1，否則為0；若上市公司在該年與其他企業建立了契約式戰略聯盟合作，或在該年仍處于合作期限內，則 D₂ 取值為1，否則為0。分析表5列（1）一列（2）可知，在企業參與股權式戰略聯盟或契約式戰略聯盟的情境下，戰略聯盟的系數均顯著為正，表明企業參與股權式戰略合作與契約式戰略合作均可以促進企業綠色轉型。具體地，股權式聯盟是指合作方通過現金出資或技術作價等方式持股對方企業或參股其他企業，具有較高的退出成本，可以有效避免各聯盟主體的機會主義行為，充分集中聯盟各方的優勢，因而有助于企業實現綠色轉型。契約式聯盟是以合作契約為基礎所建立的合作組織，其本質是多方資源的集合體，不涉及股權交易和所有權的變更。因此，這一聯盟形式通常能夠在短時間內形成較強的協同效應，通過資源整合和優勢互補滿足企業綠色轉型所需的資金和技術資源。

其次，根據上市公司有關戰略聯盟的合作協議內容，將戰略聯盟劃分為基于單邊契約的戰略聯盟 （D₃） 和基于雙邊契約的戰略聯盟 （D₄）^[18] 。若上市公司在該年與其他企業參與了基于雙邊契約的戰略聯盟，或在該年仍處于合作期限內，則 D₄ 取值為1，否則為0；若上市公司在該年與其他企業參與了基于單邊契約的戰略聯盟，或在該年仍處于合作期限內，則 D₃ 取值為1，否則為0。回歸結果見表5列（3）一列（4）。企業參與單邊契約戰略聯盟時不顯著，而當企業參與基于雙邊契約的戰略聯盟時，戰略聯盟的回歸系數顯著為正。可能的原因是，與基于單邊契約聯盟而建立的戰略聯盟合作關系相比，雙邊契約要求聯盟成員更緊密地開展合作，并且在合作的過程中不斷投入資金、技術等要素，促使資源持續流動。因此，基于雙邊契約的聯盟企業能夠充分利用各自的優勢，通過知識和技術共享以提升自身的技術水平和創新能力，為企業綠色轉型提供必要的支持和保障。

4.2.2企業層面異質性檢驗

高階理論認為，企業高管的個人特質、價值觀和注意力傾向會在很大程度上影響其戰略決策的制定與執行。借鑒盧建詞等3的研究，根據CEO是否具有綠色環保經歷將樣本分為兩組分別進行回歸，結果見表6列（1）一列（2）。戰略聯盟對企業綠色轉型的促進作用在CEO具備環保經歷的企業中顯著。可能的原因是有環保經歷的CEO會將其綠色知識儲備納入企業的核心戰略中，更傾向于和同盟企業進行資源技術交流，積極制定企業綠色轉型戰略，進一步完善環境管理體系，以協調企業內部和外部資源，迅速應對環境變化。同時，CEO的環保經歷會推動企業采取更加環保的生產方式和管理模式，有助于員工形成共同的環保價值觀和責任感，助力企業綠色轉型。

議程設置理論認為，在公眾注意力有限的情況下，媒體對信息的重視和強調會提高公眾對該信息重要性的認識[7]。本研究使用財經報刊新聞標題出現該企業的新聞總數來度量媒體關注度，依據其平均數劃分為高關注度和低關注度兩組依次檢驗。分析表6列（3）一列（4）可以看出，戰略聯盟對受媒體關注度較高企業的綠色轉型具有顯著的正向影響。媒體關注度作為典型的非正式制度工具，可以通過社會輿論與環境關注壓力倒逼企業關注內部環境治理問題，激勵企業履行社會責任并積極響應政府出臺的環境保護政策，實現綠色轉型升級。

4.2.3行業層面異質性檢驗

由于不同行業具有不同的綠色發展過程和治理方式，戰略聯盟對企業綠色轉型的影響也會不同。產業政策作為宏觀經濟調控手段之一，承擔著引導資源配置、優化產業結構和助力經濟社會實現可持續發展目標的重任。因此，進一步檢驗在產業政策的影響下，戰略聯盟對企業綠色轉型的促進作用是否存在差異。本研究參考逯東等3的做法，將全樣本劃分為有產業政策支持組和無產業政策支持組，結果見表7列（1）—列（2）。當企業所屬行業為產業政策支持行業時，戰略聯盟對企業綠色轉型有顯著的積極影響。可能的原因是，一方面，在產業政策的“牽線”作用下，外部資源要素會向受支持的企業集聚，推動市場資本更愿意與受產業政策支持的企業合伙建立戰略聯盟合作關系；另一方面，產業政策發揮出“引線\"作用，在市場競爭日益加劇的當下，受產業政策支持的企業往往被政府寄予很大的期望以實現產業升級，但僅靠其自身能力很難在市場占據有利地位，此時企業會更為主動地尋找合作伙伴開展戰略性革新以實現企業發展。

4.2.4城市層面異質性檢驗

環境規制會影響企業綠色轉型程度，本研究進一步檢驗企業所處城市環境規制強度不同時，戰略聯盟對企業綠色轉型影響的差異。參考張建鵬等[39的方法，將樣本數據劃分為高環境規制強度城市組和低環境規制強度城市組，見表7列（3）一列（4）。結果顯示，無論企業處于環境規制強度高還是低的城市，戰略聯盟的回歸系數均顯著為正，但在環境規制強度高的城市中，該影響更強。可能的原因是，當企業處在環境規制強度高的城市時，政府更關注污染治理問題，從而對轄域內企業產生更強的約束力和監督效應。在這一強外部約束和管控下，企業參與戰略聯盟后會更加積極主動學習合作伙伴的綠色創新技術，提高環境治理績效。

5 結論與政策啟示

綠色轉型對中國統籌生態文明建設和經濟社會協調發展提供了有益支持，戰略聯盟作為一種合作關系對企業綠色轉型發揮重要作用。本研究以2009—2022年中國A股上市公司作為研究樣本，實證檢驗戰略聯盟對企業綠色轉型的影響及機制。研究結果表明： ① 戰略聯盟對企業綠色轉型具有顯著的正向促進效應，該結論在經過一系列穩健性檢驗后依然成立。 ② 機制檢驗發現，戰略聯盟通過緩解融資約束、提升企業技術多元化和環境信息披露3個渠道促進企業綠色轉型。 ③ 異質性檢驗發現，不同類型戰略聯盟對企業綠色轉型的影響存在差異，股權式戰略聯盟和基于雙邊契約的戰略聯盟對企業綠色轉型的促進作用更明顯。戰略聯盟對企業綠色轉型的促進作用在CEO有環保經歷的企業、媒體關注度較高的企業、產業政策支持行業的企業和處在環境規制強度較高城市的企業更顯著。

基于以上研究結果，本研究得到如下政策啟示。第一，企業應積極開展戰略聯盟合作，發揮戰略聯盟對企業綠色轉型的賦能作用。戰略聯盟不僅是企業之間的合作平臺，也是傳播和踐行可持續發展理念的重要載體。在聯盟合作的背景下，聯盟主體整合各自的優勢資源，共同倡導綠色生產、綠色消費等理念，形成合力，共同攻克綠色轉型中的技術難題和市場障礙，推動全社會形成綠色發展的共識和行動。第二，企業應結合自身綠色轉型過程中遇到的難點和痛點，充分利用戰略聯盟這一合作方式所發揮的資源流動和整合效應。企業不僅要著眼自身資源和能力稟賦，更要充分利用外部資源要素補齊短板，探索適合的綠色轉型之路。第三，政府部門應積極營造利于企業戰略聯盟與綠色轉型協同發展的市場環境。政府可以通過搭建戰略聯盟合作平臺的形式，引導并鼓勵企業加入戰略聯盟，助力企業破除綠色轉型困境。

參考文獻

[1]胡潔，于憲榮，韓一鳴.ESG評級能否促進企業綠色轉型：基于多時點雙重差分法的驗證[J].數量經濟技術經濟研究，2023，40（7）：90-111.

[2」解學梅，韓宇航.本土制造業企業如何在綠色創新中實現“華麗轉型”：基于注意力基礎觀的多案例研究[J].管理世界，2022，38（3）：76-106.

[3]康瑩，嚴成樑.環境規制與綠色轉型：基于綠色財稅視角的分析[J].中央財經大學學報，2024（1）：29-46.

[4]喻旭蘭，周穎.綠色信貸政策與高污染企業綠色轉型：基于減排和發展的視角[J].數量經濟技術經濟研究，2023，40（7）：179-200.

[5]李金昌，連港慧，徐藹婷.“雙碳”愿景下企業綠色轉型的破局之道：數字化驅動綠色化的實證研究[J].數量經濟技術經濟研究，2023，40（9）：27-49.

[6]龔家鳳，董小紅.審計委員會環保背景與企業綠色轉型[J].審計研究，2024（3）：125-136.

[7]陳文瑞，葉建明，曹越，等.戰略聯盟與公司稅負[J].會計研究，2021（3）：72-86.

[8]侯德帥，任驛佳，樊益中，等.戰略聯盟降低了審計報告穩健性嗎？[J].審計研究，2024（2）：113-125.

[9]CHENWR，LIUXH，HONGY.Twoheadsbetter than one：strate-gicalliance and firms excess cash holdings[J]. Finance research let-ters，2023，52：103575.

[10]IURKOV V，SASSON A.How much do alliance networks matter？[J].Academy of Management proceedings，2015，2015（1）：17318.

[11]趙欣，侯德帥，馬海云.戰略聯盟與企業風險承擔[J].經濟體制改革，2024（1）：105-114.

[12]ZHOU Y，HU TY，REN Y H. Impact of strategic alliances on en-terprise investment levels[J].Finance research letters，2024，66：105695.

[13]GHOSH A，MORITA H. Knowledge transfer and partial equityownership[J]. RAND journal of economics，2017，48（4）：1044-1067.

[14]OWENS，YAWSONA.Ramp;D intensity，cross-border strategic alli-ances，and valuation effects[J].Journal of international financialmarkets，institutions and money，2015，35：1-17.

[15] BODNARUK A，MASSA M，SIMONOV A.Alliances and corporategovernance[J].Journal of financial economics，2013，107（3）：671-693.

[16]CHEMMANURT J，SHEN Y，XIE J. Innovation beyond firmboundaries：strategic alliances and corporate innovation[J]. Jour-nal of corporate finance，2023，80：102418.

[17]DAS TK，TENGB S. A resource-based theory of strategic alliances[J].Journal of management，2000，26（1）：31-61.

[18]黃勃，李海彤，江萍，等.戰略聯盟、要素流動與企業全要素生產率提升[J].管理世界，2022，38（10）：195-211.

[19]AMANKWAH-AMOAHJ，KHANZ，OSABUTEYELC.COVID-19andbusiness renewal：lessonsand insights from the global airlinein-dustry[J].International business review，2021，3o（3）：101802.

[20] CHOU T K，OU C S，TSAI S H. Value of strategic alliances： evi-dence from the bond market［J]. Journal of banking amp; finance，2014，42：42-59.

[21]WANG L，CHENG Z H. Impact of the Belt and Road Initiative onenterprisegreen transformation[J].Journalofcleanerproduction，2024，468：143043.

[22］徐潔，李琳.環境司法專門化對企業綠色轉型的影響及其作用機制[J].中國人口·資源與環境，2024，34（5）：137-148.

[23］郝向舉，何愛平，薛琳.綠色金融改革創新試驗區對企業綠色轉型的影響機理[J].中國人口·資源與環境，2024，34（6）：124-135.

[24]江鑫，胡文濤，許文立，等.政府綠色采購如何激發企業綠色創新活力[J].數量經濟技術經濟研究，2024，41（11）：200-220.

[25]BRESCHI S，LISSONIF，MALERBAF. Knowledge-relatedness infirmtechnological diversification[J].Research policy，2003，32（1） ：69-87.

[26]成程，陳彥名，黃勃.戰略聯盟對中國企業國際化的影響研究：來自上市公司公告大數據文本分析的證據[J].國際貿易問題，2022（6）：159-174.

[27］王茂斌，葉濤，孔東民.綠色制造與企業環境信息披露：基于中國綠色工廠創建的政策實驗[J].經濟研究，2024，59（2）：116-134.

[28]馬平平，張明，王龍可.公眾環境關注與企業綠色轉型：政府環境規制與企業內部能力的雙重審視[J].中國人口·資源與環境，2024，34（6）：112-123.

[29]CHENJ，KING TD，WENMM.Do joint ventures and strategic al-liancescreatevalueforbondholders？[J].Journalofbankingamp;fi-nance，2015，58：247-267.

[30]潘健平，潘越，馬奕涵.以“合”為貴：合作文化與企業創新[J].金融研究，2019（1）：148-167.

[31]毛捷，郭玉清，曹婧，等.融資平臺債務與環境污染治理[J].管理世界，2022，38（10）：96-118.

[32]倪娟.環境信息披露質量與銀行信貸決策：來自我國滬深兩市A股重污染行業上市公司經驗證據[J].財經論叢，2016（3）：37-45.

[33]鞠曉生，盧獲，虞義華.融資約束、營運資本管理與企業創新可持續性[J].經濟研究，2013，48（1）：4-16.

[34]肖利平，劉點儀.客戶企業創新驅動了上游企業探索式創新嗎：創新的反向傳導效應研究[J].外國經濟與管理，2023，45（8）：83-100.

[35]唐國平，李龍會.環境信息披露、投資者信心與公司價值：來自湖北省上市公司的經驗證據[J].中南財經政法大學學報，2011（6）：70-77.

[36]盧建詞，姜廣省.CEO綠色經歷能否促進企業綠色創新？[J].經濟管理，2022，44（2）：106-121.

[37]劉啟亮，陸開森，李祎，等.媒體負面報道與高管腐敗治理[J].會計研究，2022（3）：123-135.

[38」逢東，宋昕倍.產業政策能否促進資本“聯姻”：基于上市公司設立并購基金的視角[J].中國工業經濟，2022（3）：114-132.

[39]張建鵬，陳詩一.金融發展、環境規制與經濟綠色轉型[J].財經研究，2021，47（11）：78-93.

Impact of strategic alliances on corporate green transformation

YANG Youcai，HE Shanshan，NIU Xiaotong （Schoolof Economic and Management，Qingdao UniversityofScienceandTechnology，Shandong Qingdao 266061，China）

AbstractEnterprises，askeyactorsinimplementinggrnandlwcarbonevelopent，earacucialresponsbiltyiaelerating thecomprehensiegreentansforatioofcoomicndocialdevelopmentStrategicaliances，ichepresentifoalusinsco operationrelationships，havebecomeincreasinglyprevalentintheChinesemarket.Canalianceenterprisesleverage tisextealforce toexpeditetheirgntrasforatinhissudydoptedied-ectsodelusingCineseAsharelistedompanefro09to 2022astheresearchsmple，tompiicallaalyzeteimpactofstrategicallancesoncorporategreentransformationandtheuderly ing mechanisms of action.The findings were as follows： ① Strategic alliances significantly promoted corporate green transformation. This conclusion held after conducting a series of robustness tests. ② Mechanism analysis revealed that strategic alliances facilitated corporategreentasoationtoughaelsuchstalationoffiacingostraintsncementofhologicaliesi cation，and improvement of environmental information disclosure. ③ Further analysis indicated that different types of strategic allianceshadaryingimpactsoncorporategreetransformationBothequitybasedndcontractualsrategicallancessignificantlypromoted corporategreenansfoationHweveruitybsedstategicalaceshdstrongepromotingfectonorporategreniati incomparisonStrategicallancesbsedonlatralonractsouldsigiantlypromoteorpoategeentransfomatiorestoe basedonunilateralcontractsshowednosignfcanteffct.Aditioallythepositieimpactofstrategicallanesonorpategeen transformationhiedterogenityuetoterprseacteristicustyaracteisticsndubaniometalactoe promotingefectswereoresignificantinenterprisesledbyCEOswithnvironmentalexperiene，tosereceivinghighmediaaetion， thoseoperatinginidustriessuppedbyidustrials，andtoselatedinitiesithighereviroentalrguaitsity Thisstudyenrichstheresource-basedtheoryandbroadenstheresearchonfactorsinfluencingcorporategreentransformatio.Itpro videsempiricalisightfolistedompanstcevegreendsstaableevelopntceleateChina'soveralltrasiotowad a green and low-carbon economy，and contribute to the construction of abeautiful China.

KeyWordstaeicalipoteentrafoatio;aingoant;oloicaldesiatio;taifo mation disclosure

（責任編輯：劉照勝）