對外直接投資與企業(yè)綠色轉型
——基于中國企業(yè)微觀數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究

孫傳旺，張文悅

（廈門大學經(jīng)濟學院中國能源經(jīng)濟研究中心，福建 廈門 361005）

黨的十九大報告指出，我國經(jīng)濟已由高速增長階段轉向高質量發(fā)展階段。然而，傳統(tǒng)粗放型工業(yè)增長模式造成的巨大資源消耗與環(huán)境約束仍在很大程度上限制了經(jīng)濟增長空間。因此，加快轉變經(jīng)濟發(fā)展方式，推進經(jīng)濟社會發(fā)展全面綠色轉型迫在眉睫?！笆奈濉币?guī)劃和2035年遠景目標綱要提出，協(xié)同推進經(jīng)濟高質量發(fā)展和生態(tài)環(huán)境高水平保護?！丁笆奈濉惫I(yè)綠色發(fā)展規(guī)劃》也指出，大力推進工業(yè)節(jié)能降碳，全面提高資源利用效率，積極推行清潔生產(chǎn)改造，提升綠色低碳技術供給能力，構建工業(yè)綠色低碳轉型與工業(yè)賦能綠色發(fā)展相互促進、深度融合的現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)格局。與此同時，在黨和國家推動更高水平的對外開放與構建“雙循環(huán)”新發(fā)展格局的戰(zhàn)略背景下，中國對外直接投資（Outward Foreign Direct Investment，簡稱OFDI）蓬勃發(fā)展，海外投資規(guī)模日益擴大。在總量增長的同時，國內(nèi)企業(yè)作為對外投資主體，其投資區(qū)位選擇呈現(xiàn)日益多元化趨勢?！吨袊鴮ν庵苯油顿Y統(tǒng)計公報》顯示，截至2020年底，中國OFDI分布在全球189個國家（地區(qū)），對外投資存量達2.58萬億美元，僅次于美國（8.13萬億美元）和荷蘭（3.8萬億美元）。中國2.8萬境內(nèi)投資者設立的對外直接投資公司數(shù)在2020年達到4.5萬家。此外，國內(nèi)企業(yè)OFDI活動逐步由以規(guī)避出口目標國關稅壁壘為目的的被動投資，轉向邊際產(chǎn)業(yè)轉移、逆向技術溢出獲取、自然資源和戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求等為目的的主動投資，這為統(tǒng)籌利用國內(nèi)國際兩個市場、兩種資源，推動經(jīng)濟社會發(fā)展全面綠色轉型創(chuàng)造了良好的外部條件。

現(xiàn)有文獻多數(shù)關注OFDI的影響因素、投資動因和海外資金流向等問題［1-3］。OFDI影響母國經(jīng)濟的相關研究則通常從宏觀視角出發(fā)，主要集中于技術創(chuàng)新［4］、產(chǎn)業(yè)轉型［5］、生產(chǎn)率提高［6］等方面。然而，省際宏觀研究樣本的設定存在一定局限性，主要原因是難以從省際OFDI的總金額中有效剝離經(jīng)營范圍和投資區(qū)位等重要信息，無法進一步準確甄別對外直接投資產(chǎn)生的差異化影響。也有部分文獻提及了對外投資影響母國經(jīng)濟的路徑，包括產(chǎn)業(yè)轉移、技術溢出等［7］。但由于將研究設置在了省級層面，實際上檢驗的是省際對外投資的總體影響，無法針對企業(yè)OFDI帶來的具體影響進行單獨估計，因而，對外直接投資對企業(yè)綠色轉型影響的作用機制仍然需進一步探討和驗證。此外，雖然有研究意識到企業(yè)對外直接投資對企業(yè)生產(chǎn)力［8］、綠色專利研發(fā)［9］、產(chǎn)能利用效率［10］具有改善效果，但忽視了外向投資對企業(yè)環(huán)境保護意識和公眾評價感知等的影響，且未將上述因素納入統(tǒng)一分析框架內(nèi)詮釋企業(yè)綠色轉型的含義，并以此為基礎構建企業(yè)綠色轉型評價體系，導致方法系統(tǒng)評估企業(yè)外向投資對企業(yè)綠色轉型的作用效果。再者，既有文獻欠缺對OFDI與企業(yè)綠色發(fā)展之間潛在內(nèi)生性問題的考慮，忽略了核心解釋變量與被解釋變量之間可能存在的互為因果的關系，即企業(yè)對外投資會影響綠色轉型效果，相反地，企業(yè)綠色轉型水平也可能成為企業(yè)外向投資的先決條件，影響企業(yè)對外投資選擇，二者之間的作用是雙向的。

為了彌補現(xiàn)有文獻的不足，文章基于2009—2019年A股上市公司的海外投資數(shù)據(jù)，并利用兩階段最小二乘（2SLS）模型考察了企業(yè)對外投資的綠色轉型效應?？赡艿难芯控暙I在于：①研究視角由宏觀省份轉向微觀企業(yè)個體，以中國上市公司海外直接投資的詳細數(shù)據(jù)為基礎，精準識別對外投資企業(yè)的經(jīng)營范圍和投資目的，從而驗證企業(yè)對外投資對綠色轉型的作用效應。②按照企業(yè)對外投資的經(jīng)營范圍，文章將企業(yè)對外直接投資劃分為商貿(mào)服務類、當?shù)厣a(chǎn)類、技術研發(fā)類和資源開發(fā)類四種，在理論層面系統(tǒng)分析了不同類型對外直接投資影響企業(yè)綠色轉型的六個渠道機制，分別是規(guī)模經(jīng)濟效應、競爭效應、利潤反饋機制、出口效應、逆向技術溢出和資源補缺效應，并實證檢驗了上述機制在對外投資企業(yè)中的存在性，有利于加深對個體企業(yè)綠色發(fā)展和轉型升級行為的理解。③針對企業(yè)對外投資潛在的內(nèi)生性問題，以上市公司所在省份的近代開埠通商歷史、公司辦公地到最近河港的距離為基礎，創(chuàng)新性地設計企業(yè)經(jīng)營環(huán)境開放度的工具變量。

1 機制分析

對外投資是企業(yè)主動獲取外部技術、積極轉換生產(chǎn)方式的重要途徑，將影響企業(yè)的生產(chǎn)績效和環(huán)?？冃?。近年來，中國企業(yè)對外直接投資活動由被動參與轉向主動尋求的趨勢日益明顯，最初主要以跨越出口目標國關稅和貿(mào)易壁壘為目的被動地開展海外投資，在吸收國外優(yōu)勢資源并參與價值鏈高端環(huán)節(jié)以后，逐步轉為主動面向新興經(jīng)濟體進行產(chǎn)業(yè)和產(chǎn)品轉移［11］，或與發(fā)達經(jīng)濟體中的企業(yè)開展先進技術領域的項目合作［2］，即現(xiàn)階段對外投資活動呈現(xiàn)出多樣化的經(jīng)營范圍。由于不同經(jīng)營目的的投資與東道國要素聯(lián)系的緊密程度存在差異，不同類型的海外投資對企業(yè)經(jīng)營的影響也不盡相同。因此，文章區(qū)分了企業(yè)對外投資的經(jīng)營范圍，分別探討了企業(yè)經(jīng)由不同經(jīng)營范圍的對外投資提升企業(yè)綠色轉型效果可能的渠道機制，見圖1。

圖1 OFDI影響企業(yè)綠色轉型的作用渠道

商貿(mào)服務類對外投資。商貿(mào)服務類投資的主要目的是開拓海外市場、擴大企業(yè)出口，具有市場尋求的特征。該類投資提升企業(yè)綠色轉型水平的作用渠道可能有以下兩條：一是規(guī)模經(jīng)濟效應渠道，二是競爭效應渠道。對外投資的規(guī)模經(jīng)濟效應可以理解為，企業(yè)開展外向投資有利于擴大出口，轉移國內(nèi)部分邊際產(chǎn)品，以達到充分發(fā)揮本地集約型生產(chǎn)優(yōu)勢，實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟效益的目的［12］。這對降低企業(yè)單位產(chǎn)品的平均生產(chǎn)成本，激發(fā)企業(yè)的創(chuàng)新活力，促使對外投資企業(yè)技術效率進一步提升起到關鍵作用［13］。然而，在通過外向投資收獲更多機遇的同時，各對外投資企業(yè)還需直面海外市場的競爭壓力，迫使其經(jīng)由學習效應、競爭效應渠道不斷提升自身綠色發(fā)展水平［14］。母公司為了維持在東道國的競爭優(yōu)勢，往往會更加重視海外關聯(lián)企業(yè)的研發(fā)投入，而這種競爭效應會擴散至國內(nèi)市場，驅使國內(nèi)母公司采取偏重研發(fā)創(chuàng)新的經(jīng)營戰(zhàn)略，加快企業(yè)自主創(chuàng)新。此外，投資東道國日趨重視由國際投資引致的環(huán)境污染問題。因此，節(jié)能環(huán)保的硬性要求和綠色創(chuàng)新的軟約束將倒逼外向投資企業(yè)增強自身的環(huán)境管理能力。

當?shù)厣a(chǎn)類對外投資。伴隨著效率尋求的特征，當?shù)厣a(chǎn)類投資主要用于在東道國生產(chǎn)和銷售產(chǎn)品，將通過利潤反饋機制和中間投入出口效應影響國內(nèi)母公司。企業(yè)綠色轉型的風險性和收益不確定性等因素決定了其需要一定資金支持。海外子公司可以借助在東道國生產(chǎn)和銷售最終產(chǎn)品和中間產(chǎn)品獲利并向母國企業(yè)反向輸出利潤，這將為母公司的技術研發(fā)和產(chǎn)品升級提供豐厚的資金支持。另外，鑒于企業(yè)海外子公司的當?shù)厣a(chǎn)可能需要從母公司進口中間產(chǎn)品，母公司出口的增加將產(chǎn)生出口學習效應。正如Bernard等［15］學者所驗證的，企業(yè)出口后向國外供應商和消費者的學習將有助于提升企業(yè)生產(chǎn)率。

技術研發(fā)類對外投資。技術研發(fā)類外向投資通常是為了獲取新技術、提高創(chuàng)新能力而開展的海外投資，對發(fā)達經(jīng)濟體逆梯度投資的技術尋求特征明顯，對其他發(fā)展中經(jīng)濟體的投資也常常伴隨著先進項目戰(zhàn)略合作的意圖。此類投資旨在充分利用東道國高質量研發(fā)人才、高技能勞動力和高效率研發(fā)環(huán)境，以獲得逆向技術溢出［16］，往往是技術創(chuàng)新和生產(chǎn)率提升的關鍵動因［17-18］。以能源領域為例，中國能源企業(yè)在引進先進技術方面逐步積累實踐經(jīng)驗。2008年7月，中海油田服務股份有限公司以24.9億美元收購了挪威海上鉆井公司（Awilco Offshore ASA，AWO）100%的股權。中海油服與AWO公司合并后獲得了34座運營鉆井平臺（包括半潛式和自升式海上鉆井平臺），快速更新和補充了海上鉆井裝備，滿足了中國海上及海外油氣勘探開發(fā)對鉆井裝備的迫切需求。這一案例闡釋了中國對外投資獲得的先進技術和管理經(jīng)驗，對于提高國內(nèi)企業(yè)的能源利用效率，實現(xiàn)綠色發(fā)展具有重要作用。然而，受限于母公司自身的學習能力和吸收能力，技術研發(fā)類投資能否顯著提升母公司綠色轉型水平需要進一步檢驗。

資源開發(fā)類對外投資。資源開發(fā)類投資一般以尋求東道國價廉質高的原材料為目的，通常集中于擁有資源優(yōu)勢的發(fā)展中經(jīng)濟體。一方面，國內(nèi)企業(yè)通過對外投資的方式取得東道國資源開采權，可以降低資源獲取成本，保證資源長期供應的穩(wěn)定性；另一方面，經(jīng)由資源型投資在海外尋求比較劣勢資源，可以彌補自身資源稟賦的不足，緩解資源短缺對國內(nèi)生產(chǎn)的制約。根據(jù)中國全球投資跟蹤（China Global Investment Tracker，CGIT）數(shù)據(jù)庫，在2005—2018年中國3 347筆海外投資項目（超億美元）中，能源類項目達到978個，占投資項目總數(shù)的29.22%，其中，將發(fā)達經(jīng)濟體作為投資東道國的能源項目有167個，前往“一帶一路”倡議沿線國家的能源類投資包括507項，意味著中國能源類項目數(shù)量較多且投資區(qū)位分布廣泛。然而，企業(yè)資源開發(fā)類投資也可能存在非市場動機［19］。這使得企業(yè)投資并非以利潤最大化為出發(fā)點，將對企業(yè)經(jīng)營績效產(chǎn)生負面影響，不利于母公司生產(chǎn)率提升和綠色轉型。因此，企業(yè)資源開發(fā)類投資是否提升了企業(yè)綠色轉型水平仍值得檢驗。

2 研究設計

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和可靠性，文章選取2009—2019年滬深兩市A股非金融類上市公司中擁有海外關聯(lián)公司的企業(yè)作為研究樣本，實證檢驗對外直接投資對企業(yè)綠色轉型的影響。樣本選擇的具體步驟如下：

第一，界定企業(yè)對外直接投資。企業(yè)對外投資的相關信息源自泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫“海外直接投資”子庫中的“海外關聯(lián)公司表”，該表包含了上市公司海外關聯(lián)公司的基本信息，主要包括海外關聯(lián)方、關聯(lián)關系、注冊資本、注冊地、經(jīng)營范圍和其他財務指標。通過整理表中2009—2019年63 034條海外關聯(lián)公司的數(shù)據(jù)，最終獲得了樣本期內(nèi)上市公司歷年的海外關聯(lián)公司數(shù)以及投資東道國和主營業(yè)務等信息。此外，初步剔除了經(jīng)營目的為金融服務、融資租賃和未注明投資目的的海外關聯(lián)公司。

第二，為了保證研究樣本的有效性，文章遵循已有文獻中對上市公司樣本的一般處理方式，將剔除以下樣本：連續(xù)虧損的企業(yè)（ST和*ST企業(yè)）；重要財務指標觀測值嚴重缺失的企業(yè)；樣本期內(nèi)數(shù)據(jù)少于連續(xù)三年的企業(yè)；總固定資產(chǎn)超過總資產(chǎn)、資產(chǎn)負債率大于1或小于0的企業(yè)。另外，為了避免樣本極端值對模型的影響，對主要連續(xù)變量進行上下1%的縮尾處理。經(jīng)過上述數(shù)據(jù)篩選和處理，最終保留了1 793家樣本期內(nèi)擁有海外關聯(lián)公司的企業(yè)，獲得了2009—2019年包含9 692條有效觀測值的非平衡面板數(shù)據(jù)。財務信息以及其他公司特征的企業(yè)數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

2.2 重要變量及其測度

2.2.1 企業(yè)綠色轉型

中國社會科學院工業(yè)經(jīng)濟研究所課題組［20］將綠色轉型界定為：工業(yè)邁向“能源資源利用集約、污染物排放減少、環(huán)境影響降低、勞動生產(chǎn)率提高、可持續(xù)發(fā)展能力增強”的過程，以資源集約利用和環(huán)境友好為導向，注重環(huán)境效益與經(jīng)濟效益的協(xié)調統(tǒng)一。目前，在企業(yè)綠色轉型效果的定量測度和指標認定方面，學術界持有不同觀點。王曉祺等［9］著眼于以綠色專利為表征的創(chuàng)新視角考察企業(yè)綠色轉型；于連超等［21］則從綠色文化、戰(zhàn)略、創(chuàng)新、投入、生產(chǎn)和排放等六個維度評價企業(yè)轉型效果；劉學敏等［22］認為企業(yè)實現(xiàn)綠色轉型應處理好三方面的關系，即企業(yè)與自然、企業(yè)內(nèi)部以及企業(yè)與社會的關系。

基于已有研究的啟發(fā)，文章在構建微觀企業(yè)視角下的綠色轉型綜合評價指標體系時，結合了中國社會科學院工業(yè)經(jīng)濟研究所課題組［20］對企業(yè)綠色轉型內(nèi)涵的界定以及鄧慧慧等［23］的觀點，重點關注企業(yè)生產(chǎn)過程的高效化、集約化、低碳化、可持續(xù)化，從技術創(chuàng)新、生產(chǎn)水平、降污減排、環(huán)境保護、社會評價等5個維度構造一級指標，并擴展為創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出、生產(chǎn)效率、勞動效率、污染治理、清潔生產(chǎn)、環(huán)境管理、環(huán)境監(jiān)管、社會責任等9個二級指標，以期更全面地度量企業(yè)綠色轉型水平。企業(yè)綠色轉型綜合評價指標體系的架構思路和指標的具體含義見表1。接下來，文章以構建的企業(yè)綠色轉型指標體系為基礎，綜合運用無量綱化、價值平減法等方法對數(shù)據(jù)進行標準化處理，并利用熵權法對指標賦權，測算企業(yè)綠色轉型指數(shù)（Enterprise Green Transition Index，簡稱EGTI）。

表1 企業(yè)綠色轉型綜合評價指標體系的架構思路

2.2.2 企業(yè)對外投資水平

中國企業(yè)積極尋求“走出去”為國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展提供了重要窗口，而境外投資是辨識企業(yè)是否真正“走出去”的關鍵。根據(jù)Lu等［24］的研究，文章用上市公司歷年海外關聯(lián)公司數(shù)衡量企業(yè)對外直接投資水平OFDI。

2.2.3 其他控制變量

參考現(xiàn)有文獻做法［25-26］，該研究選取了三個維度的企業(yè)層面經(jīng)濟特征作為模型的控制變量。一是公司財務指標，包括賬面市值比MtB、現(xiàn)金流水平Cfo、資產(chǎn)收益率ROA、現(xiàn)金比率Cashr、企業(yè)成長性Growth、固定資產(chǎn)比例Fix；二是公司治理特征，包括股東權利Top、董事會規(guī)模Brd；三是公司其他因素，包括企業(yè)年齡Age、股權性質Gov。表2報告了被解釋變量和解釋變量的定義。

表2 主要變量和定義

2.3 計量模型與方法

為了檢驗OFDI對企業(yè)綠色轉型的影響，在經(jīng)驗估計時，研究設定如下計量模型：

其中：下標i和t分別代表企業(yè)和年份。EGTIi，t為企業(yè)綠色轉型指數(shù)。OFDIi，t代表企業(yè)對外投資水平，用企業(yè)i第t年的海外關聯(lián)公司數(shù)來度量，系數(shù)β1衡量了OFDI對企業(yè)綠色轉型的影響，是文章關注的核心參數(shù)。若在控制了一系列企業(yè)特征變量Xi，t后，β1顯著為正值，則可以推斷企業(yè)海外投資在提升企業(yè)綠色轉型水平方面是有效的。為了緩解遺漏企業(yè)層面不隨時間變化的因素對估計結果的影響，控制了企業(yè)固定效應μi；另外，文章還控制了年份固定效應γt，即所有企業(yè)共有的時間因素。εi，t是誤差項。

3 實證檢驗與結果分析

3.1 變量描述性統(tǒng)計

模型變量的描述性結果見表3。在2009—2019年樣本期內(nèi)的對外投資企業(yè)，其綠色轉型水平EGTI的均值為0.205。海外關聯(lián)公司數(shù)OFDI的均值為4.013，標準差為6.692，表明上市公司的海外關聯(lián)公司數(shù)在樣本企業(yè)間存在較大差異。其余控制變量的描述性統(tǒng)計與已有研究［26-27］基本一致。另外，本部分進行了平均方差膨脹因子（VIF）檢驗，發(fā)現(xiàn)VIF均值為1.25，且各變量的VIF值均小于1.5，認為解釋變量間沒有出現(xiàn)多重共線性問題。

表3 變量描述性統(tǒng)計

3.2 基準回歸模型檢驗結果

表4報告了基準模型（1）即對外直接投資與企業(yè)綠色轉型關系的估計結果。列（1）至列（4）分別表示不同變量被納入回歸方程的結果。列（1）的回歸結果表明，OFDI與EGTI之間呈現(xiàn)正相關關系，并且在5%水平上顯著，由于未將其他企業(yè)特征變量的控制項納入模型中，此時模型可能存在偽回歸。列（2）至列（4）在逐步加入其他更多控制項之后，OFDI的系數(shù)均顯著為正。根據(jù)列（4）的回歸結果，對外直接投資OFDI每增加一個單位，企業(yè)綠色轉型指數(shù)EGTI將提高0.006 8個單位。因此，基準回歸的結果表明，在控制了其他因素之后，企業(yè)開展對外投資將會促進企業(yè)綠色轉型水平的提升。

就控制變量而言，企業(yè)的賬面價值比MtB正向影響企業(yè)率轉型水平，意味著變現(xiàn)能力強、成長潛力高的企業(yè)往往面臨更為寬松的財務約束，從而更傾向于綠色技術創(chuàng)新、生產(chǎn)效率優(yōu)化、污染綜合治理等。企業(yè)固定資產(chǎn)比Fix的提高也積極作用于企業(yè)綠色轉型。股東權利Top、董事會規(guī)模Brd則與企業(yè)綠色轉型指標呈現(xiàn)出顯著的負相關關系，說明前十大股東持股比例越大、董事會人數(shù)越多，企業(yè)綠色轉型水平越低。企業(yè)年齡Age對企業(yè)綠色轉型的影響傾向為負，這可能是因為企業(yè)經(jīng)營時間越長，企業(yè)生產(chǎn)方式和產(chǎn)品結構固化可能引致更高的節(jié)能減排和環(huán)境治理成本，從而不利于企業(yè)推進綠色轉型進程，但這一作用并不顯著。另外，現(xiàn)金比率Cashr、現(xiàn)金流水平Cfo、資產(chǎn)收益率ROA、企業(yè)成長性Growth、國有股東持股比例Gov的作用效應在樣本期內(nèi)尚不明顯。

3.3 內(nèi)生性問題：工具變量回歸

在上述估計中，文章發(fā)現(xiàn)對外直接投資可以改善企業(yè)綠色轉型效果。但相反地，企業(yè)綠色轉型水平也可能是外向投資的先決條件，將會影響企業(yè)投資傾向或催生企業(yè)投資行為［28-29］，即對外直接投資與企業(yè)綠色轉型之間的作用是雙向的，二者之間可能存在互為因果的內(nèi)生性問題。鑒于此，文章將采用反映樣本企業(yè)所處經(jīng)營環(huán)境開放程度的指標作為企業(yè)對外投資水平的工具變量，利用兩階段最小二乘（2SLS）模型進行工具變量回歸分析，以期得到OFDI對企業(yè)綠色轉型影響的一致性估計。

文章基于企業(yè)所在省份的近代開埠通商歷史和企業(yè)辦公地到最近河港的距離，嘗試構造企業(yè)經(jīng)營環(huán)境開放程度的工具變量。具體構建方法為：①將省內(nèi)首個開埠口岸自通商之日起至1949年10月1日的年限長度作為企業(yè)地處省份近代開埠歷史Open的代理變量。根據(jù)吳慧［30］主編的《中國商業(yè)通史》，文章經(jīng)整理獲得國內(nèi)部分城市的近代開埠時間，并將開埠城市與其所在省份相對應，獲得省內(nèi)口岸首次開埠的年份數(shù)據(jù)和各省近代開埠歷史數(shù)據(jù)。②利用來自CSMAR數(shù)據(jù)庫的上市公司辦公地和國內(nèi)河港的經(jīng)緯度信息，計算并篩選得到企業(yè)辦公地到最近河港的距離Distance，構造Open/Distance的工具變量。

企業(yè)地處省份的近代開埠歷史與企業(yè)辦公地到最近河港距離的比值之所以能夠作為企業(yè)對外投資水平的工具變量，一是因為其與內(nèi)生解釋變量高度相關，企業(yè)所在省份的開埠歷史代表了其所處經(jīng)營環(huán)境的開放程度，開埠通商歷史越長，國際貿(mào)易和對外交流等方面積累的人力資本越深厚，海外市場更廣闊，接受國外先進技術的能力越強［31］；公司辦公地與最近河港距離反映了企業(yè)所處區(qū)域的交通便捷性和貿(mào)易通達性，也從另一角度體現(xiàn)了開放程度的高低。二是各省近代開埠歷史已成為既定事實，決定于特殊的地理條件和歷史條件，企業(yè)現(xiàn)有對外直接投資行為無法對歷史事件造成影響；另外，與吸引外商投資的企業(yè)旨在尋求資源稟賦優(yōu)勢和寬松政策環(huán)境不同，對外投資企業(yè)的辦公地選址一般不受其海外投資活動影響，即企業(yè)通常先選址、后投資，滿足了有效工具變量的外生性假定［32］。

雖然上述工具變量的構造具有一定合理性，但考慮其數(shù)據(jù)特征和經(jīng)濟關系，該工具變量可能仍存在一定缺陷，需要注意：①在數(shù)據(jù)特征方面，作為樣本企業(yè)地處省份的固有歷史特征以及企業(yè)選址的地理特征，省份近代開埠歷史、企業(yè)辦公地與最近河港距離在數(shù)據(jù)維度上均是截面數(shù)據(jù)，而內(nèi)生解釋變量OFDI與被解釋變量EGTI則是包含了企業(yè)個體信息與時間信息的面板數(shù)據(jù)。②在經(jīng)濟關系方面，依據(jù)年份的不同，開埠歷史和企業(yè)選址對于企業(yè)綠色轉型效果的影響可能存在差異，需要將這種時間維度的差異納入模型中［33］。為此，參照Angrist等［34］研究中關于工具變量的構建方法，文章將省份近代開埠歷史、企業(yè)辦公地到最近河港距離的倒數(shù)與年份虛擬變量的交乘項Open/Distance×Year作為工具變量引入模型，既可以克服截面數(shù)據(jù)維度限制，又充分體現(xiàn)了工具變量對內(nèi)生解釋變量在不同年度的影響。此外，為了保證上下文的一致性和連續(xù)性，并確保在統(tǒng)一研究框架下進行實證分析，工具變量回歸中的樣本和變量均與基準模型（1）的設定相同。

表5展示了采用兩階段最小二乘法（2SLS）的工具變量回歸結果。①第一階段回歸的F統(tǒng)計量大于10這一經(jīng)驗值，表明構造的工具變量與內(nèi)生解釋變量之間是高度相關的。另外，拒絕了Anderson canon.corr.LM檢驗中關于工具變量識別不足的零假設，認為工具變量與內(nèi)生解釋變量有關。根據(jù)Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量結果，可以排除弱工具變量問題。②第二階段的回歸結果顯示，OFDI的估計系數(shù)仍然顯著為正，與基準模型回歸結果在方向上保持一致，但在數(shù)值上存在較大差別，可能的原因是潛在的內(nèi)生性問題可能會在一定程度上低估對外直接投資對企業(yè)綠色轉型的促進作用。③其余控制變量的系數(shù)與表4的結果基本相同，驗證了工具變量回歸結果的穩(wěn)健性。

表4 對外直接投資與企業(yè)綠色轉型：基準回歸結果

3.4 穩(wěn)健性檢驗

為了確?；鶞誓Ｐ突貧w結果的可靠性，文章還進一步利用變量替換、調整樣本期、控制變量滯后一期、補充變量等方法進行穩(wěn)健性檢驗，且上述穩(wěn)健性檢驗均以表5的列（4）為基準進行回歸分析，見表6和表7。

3.4.1 變量替換：基于企業(yè)綠色轉型分項指標的檢驗

表5中的估計結果表明企業(yè)開展外向投資將改善企業(yè)綠色轉型綜合效果。企業(yè)綠色轉型綜合指數(shù)的構建涉及多維度分項指標，而企業(yè)海外投資行為將會對其產(chǎn)生差異化影響，因此，本部分進一步細化了企業(yè)綠色轉型指數(shù)。根據(jù)表6的回歸結果，企業(yè)對外投資將顯著正向影響企業(yè)綠色技術創(chuàng)新、生產(chǎn)效率水平、降污減排能力、環(huán)境保護意識、社會責任評分。

表6 穩(wěn)健性檢驗：基于企業(yè)綠色轉型分項指標的回歸結果

3.4.2 調整樣本期：縮短時間窗口

2015年3月28 日國家多部委聯(lián)合發(fā)布《推動共建絲綢之路經(jīng)濟帶和21世紀海上絲綢之路的愿景與行動》，標志著“一帶一路”倡議正式進入全面落實階段。由于企業(yè)對外投資在受國家政策外部沖擊后可能會對研究結果產(chǎn)生影響，因此，文章截取了2015—2019年的子樣本，檢驗結果見表7的列（1）。結果表明，OFDI的系數(shù)為0.294 7，并在1%的置信水平下通過檢驗，該結果同表5列（4）的結果基本一致，證明企業(yè)對外投資對其綠色轉型具有促進作用的結論是穩(wěn)健的。

表5 對外直接投資與企業(yè)綠色轉型：工具變量（2SLS）估計結果

3.4.3 其他內(nèi)生性問題：控制變量滯后一期

除了緩解核心解釋變量OFDI的內(nèi)生性偏誤，文章還考量了由上市公司年報數(shù)據(jù)中時間差效應引致的謬誤及其他潛在內(nèi)生性問題，使用將控制變量滯后一期的數(shù)據(jù)進行穩(wěn)健性檢驗。表7列（2）的結果顯示OFDI的系數(shù)為0.282 6。無論是顯著性水平還是系數(shù)絕對值均與表5列（4）的結果高度相似，有效地支持了OFDI對企業(yè)綠色轉型具有提升作用的估計結果。

3.4.4 補充變量：考慮高管海外經(jīng)歷和公職經(jīng)歷的遺漏變量

遺漏變量是導致內(nèi)生性偏誤的重要原因，而減少遺漏變量偏誤的手段之一是盡量控制樣本異質性。企業(yè)綠色發(fā)展過程中可能會受到來自高管經(jīng)歷的影響。已有研究表明，高管海外經(jīng)歷和公職經(jīng)歷的嵌入往往會成為影響企業(yè)環(huán)境績效、技術創(chuàng)新和綠色轉型的重要因素［35-36］。因此，本部分考慮將高管海外經(jīng)歷和公職經(jīng)歷納入回歸模型，控制高管對企業(yè)綠色轉型的傾向。

目前，現(xiàn)有研究尚未明確界定高管海外經(jīng)歷的含義，大多使用國際化經(jīng)驗等類似術語予以代替。國際化經(jīng)驗一般是指企業(yè)高管在海外的學習和工作經(jīng)驗，使企業(yè)在面臨復雜的國際外部環(huán)境時，能夠依據(jù)高管海外教育和工作經(jīng)歷在一定程度上減少環(huán)境的不確定性，從而影響公司運營和投資決策。高管公職經(jīng)歷通常意味著企業(yè)的政治關聯(lián)，是指企業(yè)高管曾經(jīng)或目前就職于政府機構［37］。企業(yè)擁有政治關聯(lián)的優(yōu)勢在于信貸獲取、政府補貼、稅收優(yōu)惠和市場份額擴張等［38］。這將為企業(yè)綠色發(fā)展和轉型升級提供資金支持和政策扶持，有助于提高企業(yè)價值、改善業(yè)績［39］?；谝延形墨I的相關研究，文章將高管海外經(jīng)歷Oversea定義為董事長或總經(jīng)理曾在海外任職或求學，若高管具有海外經(jīng)歷，則該變量取值為1，反之取值為0；將高管公職經(jīng)歷Public定義為企業(yè)的董事長或總經(jīng)理是現(xiàn)任或前任的政府官員、人大代表或政協(xié)委員［40］，若高管具有公職經(jīng)歷，則該變量取值為1，否則取值為0。

在表7中，列（3）匯報了加入高管海外經(jīng)歷與公職經(jīng)歷指標的回歸結果。結果顯示，Oversea的回歸系數(shù)為0.004，意味著董事長或CEO海外任職或求學經(jīng)歷對企業(yè)綠色轉型可能具有正向效應，主要原因在于具有海外背景的高管更加了解國際前沿技術方向，掌握先進的管理理念和管理經(jīng)驗，擁有豐富的社會網(wǎng)絡資源，使其在企業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略的制定中更加傾向于技術研發(fā)創(chuàng)新和企業(yè)綠色轉型。而高管公職經(jīng)歷嵌入則與企業(yè)綠色轉型呈顯著負相關關系，這可能是政府干預、尋租成本增加、過度投資等原因引致的，與李詩田等［41］的研究結論相同。

4 進一步討論：對外直接投資影響企業(yè)綠色轉型的機制檢驗

按照樣本企業(yè)海外關聯(lián)公司的經(jīng)營范圍，文章將企業(yè)對外投資劃分為商貿(mào)服務類、當?shù)厣a(chǎn)類、技術研發(fā)類和資源開發(fā)類投資，具體分布情況見表8，可以看出中國在海外投資的上市公司主要開展貿(mào)易服務和當?shù)厣a(chǎn)類投資。

表8 樣本企業(yè)海外關聯(lián)公司的經(jīng)營范圍分布情況

接下來，文章以對外投資影響企業(yè)綠色轉型的理論機制為基礎，并參考溫忠麟等［42］對逐步法［43］的修訂，構建中介效應模型，驗證對外直接投資影響企業(yè)綠色轉型作用渠道的存在性。中介效應模型的具體設定如下：

其中：OFDIi，k，t表示第t年企業(yè)i的k類對外投資，k分別代表商貿(mào)服務類、當?shù)厣a(chǎn)類、技術研發(fā)類和資源開發(fā)類。Mi，t為中介變量，依次選取技術效率TE（生產(chǎn)端的產(chǎn)能利用效率）、研發(fā)投入RD（研發(fā)費用）、海外公司毛利率Profit（海外公司毛利金額/收入金額）、海外公司營業(yè)收入占比Income（海外公司營業(yè)收入/母公司營業(yè)收入）、綠色專利獲得量Patent（發(fā)明和新型實用綠色專利獲得量）、成本費用利潤率CPM（利潤總額/成本費用總額），作為規(guī)模經(jīng)濟效應、競爭效應、利潤反饋機制、出口效應、逆向技術溢出和資源補缺效應等渠道的代理變量，以驗證對外直接投資影響企業(yè)綠色轉型作用機制的存在性，具體回歸結果見表9、表10和表11。

表10 當?shù)厣a(chǎn)類對外直接投資影響企業(yè)綠色轉型的機制檢驗結果

對于商貿(mào)服務類投資，根據(jù)表9中的列（1），文章發(fā)現(xiàn)，企業(yè)商貿(mào)服務類OFDI對綠色轉型的總體影響效應為0.005 9。在商貿(mào)服務類OFDI規(guī)模經(jīng)濟效應的作用路徑下，對外直接投資經(jīng)由中介效應影響企業(yè)綠色轉型的具體數(shù)值為表9列（2）中OFDI_trade的系數(shù)（0.001 9）與列（3）中TE系數(shù)（0.106 9）的乘積，約為0.000 2，意味著對外直接投資通過規(guī)模經(jīng)濟效應這一作用渠道對企業(yè)綠色轉型效果起到了正向的促進作用，主要是因為企業(yè)開展對外直接投資活動既可以促進本國擴張海外市場，延長產(chǎn)品生命周期，又能將本國已經(jīng)或即將處于比較劣勢但在沿線國家可能具有比較優(yōu)勢或潛在比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)轉移至他國，實現(xiàn)生產(chǎn)要素再配置，集中國內(nèi)技術和人力資源以支持本國比較優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)或新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，進而形成規(guī)模經(jīng)濟。這體現(xiàn)了國內(nèi)企業(yè)利用國際化實現(xiàn)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)改造升級、由低端向高端制造轉型的作用路徑，也驗證了企業(yè)生產(chǎn)效率和轉型水平提高的規(guī)模經(jīng)濟渠道。著眼于商貿(mào)服務類OFDI的競爭效應作用渠道，列（4）結果顯示OFDI的系數(shù)顯著為正，意味著對外直接投資的增加將會提高母公司研發(fā)投入。而在列（5）中，文章發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入RD也正向影響了企業(yè)綠色轉型，具體來說，OFDI每增加一單位，通過競爭效應路徑會使企業(yè)綠色轉型指數(shù)提升0.001 1個單位。可能的原因在于：國內(nèi)企業(yè)的對外投資，尤其是針對發(fā)達國家的投資存在明顯的學習和競爭效應，一方面，通過整合東道國的研發(fā)能力、管理經(jīng)驗、銷售渠道和營銷技巧等戰(zhàn)略資產(chǎn)，積極改善本國企業(yè)的經(jīng)營能力；另一方面，隨著投資東道國環(huán)境、技術要求的提高，疊加國內(nèi)產(chǎn)業(yè)競爭壓力，國內(nèi)母公司將增加研發(fā)投入以應對雙重競爭壓力，進而促進國內(nèi)企業(yè)綠色轉型。

表9 商貿(mào)服務類對外直接投資影響企業(yè)綠色轉型的機制檢驗結果

對于當?shù)厣a(chǎn)類投資，根據(jù)表10中的列（1），當?shù)厣a(chǎn)類OFDI對企業(yè)綠色轉型影響的估計系數(shù)為0.007 7，意味著當?shù)厣a(chǎn)類投資與東道國要素聯(lián)系較為緊密，經(jīng)由在東道國生產(chǎn)和銷售產(chǎn)品的投資渠道也將對母公司研發(fā)活動和生產(chǎn)效率產(chǎn)生較為明顯的促進作用。而列（4）和列（5）的機制檢驗結果也印證了這一結論，說明當?shù)厣a(chǎn)類OFDI通過出口效應這一作用渠道對企業(yè)綠色轉型效果的提升起到了正向的促進作用。OFDI經(jīng)由海外公司營業(yè)收入比重Income提升帶來的中介效應約為0.001 1。至于利潤反饋機制，海外公司毛利率Profit與企業(yè)綠色轉型雖然呈正相關關系但并不顯著，即這一路徑更曲折、生效所需時間更久遠。

對于技術研發(fā)類投資，從表11中列（1）的結果中可以看出，技術研發(fā)類投資OFDI_tech顯著正向影響了企業(yè)綠色轉型。而列（2）和列（3）則列示了逆向技術溢出渠道的中介效應估計結果，增加一單位技術研發(fā)類OFDI，會促進專利獲得量Patent提高0.139 4個單位，而技術研發(fā)類OFDI也將經(jīng)由該作用機制促進企業(yè)綠色轉型，說明母公司的吸收能力可以承接外向投資獲取的逆向技術溢出，證實了鄧寧的發(fā)展中國家對外投資理論，即發(fā)展中經(jīng)濟體企業(yè)對外直接投資通常需要綜合考慮自身生產(chǎn)效率和技術研發(fā)能力，往往意圖獲得東道國的知識、技術和管理經(jīng)驗外溢，將產(chǎn)生技術溢出效應和技術進步效應，進而影響母國企業(yè)綠色轉型水平［44］。對于資源開發(fā)類投資，表11列（5）和列（6）的估計結果顯示，該類投資通過資源補缺渠道影響企業(yè)綠色轉型的機制尚不存在。

表11 技術研發(fā)類和資源開發(fā)類對外直接投資影響企業(yè)綠色轉型的機制檢驗結果

5 結論與政策建議

在當前“雙碳”目標背景下，碳達峰、碳中和這一場廣泛而深刻的經(jīng)濟社會系統(tǒng)性變革要求兼顧經(jīng)濟增長與減污降碳，實現(xiàn)經(jīng)濟與環(huán)境效益的雙贏。經(jīng)濟系統(tǒng)多維度轉型是統(tǒng)籌二者協(xié)同發(fā)展的必由之路［45］。企業(yè)作為經(jīng)濟系統(tǒng)的微觀基礎，其綠色發(fā)展和轉型升級關乎經(jīng)濟社會全面綠色低碳轉型。同時，在加快構建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局的戰(zhàn)略背景下，中國企業(yè)在走出去中逐步成長，其對外投資活動也逐漸由被動參與，轉向以市場、效率、技術和資源尋求為目的的主動探索，因而企業(yè)對外直接投資日益成為助推國內(nèi)經(jīng)濟綠色發(fā)展和產(chǎn)業(yè)轉型升級的一大動力。那么，中國企業(yè)開展對外投資的成效如何，是否有益于提升企業(yè)自身綠色轉型水平？其渠道機制和作用路徑是什么？對上述問題的回答，將為評估中國對外投資成效提供一個來自企業(yè)微觀層面的經(jīng)驗證據(jù)，不僅具有理論價值，也能夠引導中國企業(yè)更好地走出去。

為此，文章基于2009—2019年中國上市公司數(shù)據(jù)，實證檢驗了OFDI對企業(yè)綠色轉型的影響。結果表明：對外直接投資顯著提高了企業(yè)綠色轉型水平；在使用工具變量（2SLS）回歸分析以緩解核心解釋變量OFDI內(nèi)生性問題后，該正向效應依然顯著存在。機制檢驗結果顯示，企業(yè)商貿(mào)服務類外向投資有利于擴大出口，合理配置生產(chǎn)要素和國內(nèi)外資源，進而實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟效益，另外，該類投資還使企業(yè)在面臨海外競爭壓力的情況下，提高自主技術創(chuàng)新能力，即企業(yè)對外投資可以通過規(guī)模經(jīng)濟和競爭效應的渠道機制改善企業(yè)綠色轉型效果；企業(yè)當?shù)厣a(chǎn)類對外投資經(jīng)由出口競爭效應機制影響企業(yè)綠色轉型，而逆向技術溢出機制則是技術研發(fā)類對外投資提升其自身綠色轉型水平的重要路徑。

針對實證檢驗結果，并綜合考慮當前“雙碳”目標約束和構建“雙循環(huán)”新發(fā)展格局的戰(zhàn)略選擇，文章提出如下幾點建議，以期為推動企業(yè)綠色轉型并加快實現(xiàn)經(jīng)濟社會全面綠色發(fā)展和轉型升級提供參考。第一，政府應毫不動搖地堅持走出去戰(zhàn)略，鼓勵企業(yè)開展對外投資，為對外投資企業(yè)創(chuàng)造良好的內(nèi)外部環(huán)境，努力保障企業(yè)權益、防范境外投資風險，協(xié)調國內(nèi)各類外向投資企業(yè)走出去過程中的競合關系，堅定企業(yè)實施國際化戰(zhàn)略的信心。第二，政府應推進企業(yè)與投資東道國開展市場、生產(chǎn)和技術合作，而企業(yè)則需要利用自身差異化優(yōu)勢因勢利導走出去，增加商貿(mào)服務、當?shù)厣a(chǎn)和技術研發(fā)的外向投資，充分發(fā)揮對外投資提升企業(yè)綠色轉型水平的長期效果，以國際循環(huán)提升國內(nèi)大循環(huán)效率和水平。