范紅忠　劉洋　魏新彥

摘 要：對外直接投資（OFDI）是推動母公司綠色創(chuàng)新發(fā)展的重要因素，投資動機(jī)是分析跨國企業(yè)OFDI影響的一個基本角度。文章以A股上市企業(yè)2008—2019年數(shù)據(jù)作為樣本，根據(jù)海外子公司的經(jīng)營范圍手工整理了企業(yè)對外直接投資的動機(jī)，利用PSM-DID方法實(shí)證檢驗不同投資動機(jī)下對外直接投資如何影響母公司綠色創(chuàng)新。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）整體上對外直接投資顯著促進(jìn)了母公司綠色創(chuàng)新，多種穩(wěn)健性檢驗證明該結(jié)論的可靠性；（2）區(qū)分OFDI動機(jī)的研究發(fā)現(xiàn)，商貿(mào)服務(wù)型OFDI和當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI對母公司綠色創(chuàng)新均有顯著的促進(jìn)作用，技術(shù)研發(fā)型OFDI和資源開發(fā)型OFDI對母公司綠色創(chuàng)新的影響均不顯著；（3）機(jī)制檢驗發(fā)現(xiàn)，商貿(mào)服務(wù)型OFDI通過規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和綠色競爭效應(yīng)兩種途徑來促進(jìn)母公司綠色創(chuàng)新，當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI通過提高利潤、資本配置效應(yīng)和環(huán)境合規(guī)效應(yīng)三種途徑來促進(jìn)母公司綠色創(chuàng)新。技術(shù)研發(fā)型OFDI無法增加企業(yè)研發(fā)投入，進(jìn)而難以促進(jìn)母公司綠色創(chuàng)新。資源開發(fā)型OFDI不能提高企業(yè)利潤，進(jìn)而對母公司綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用不顯著。文章為中國政府制定針對性的OFDI政策來促進(jìn)母公司綠色創(chuàng)新，實(shí)現(xiàn)中國綠色發(fā)展提供了重要的經(jīng)驗證據(jù)。

關(guān)鍵詞：對外直接投資 綠色創(chuàng)新 投資動機(jī)

DOI：10.19592/j.cnki.scje.410304

JEL分類號：F21，F(xiàn)23，O13? ?中圖分類號：F125

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A? ?文章編號：1000 - 6249（2024）06 - 120 - 18

一、引 言

綠色創(chuàng)新是提高資源利用效率和改善環(huán)境的技術(shù)創(chuàng)新，是實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的重要途徑（李旭，2015）。然而，考慮到綠色創(chuàng)新具有“創(chuàng)新溢出”和“環(huán)境溢出”的雙重正外部性，以及投入高、風(fēng)險大和周期長等特點(diǎn)，企業(yè)實(shí)際上并沒有強(qiáng)烈的動機(jī)進(jìn)行綠色創(chuàng)新。近年來，在“走出去”戰(zhàn)略的背景下，大量中國企業(yè)進(jìn)行對外直接投資（Outward Foreign Direct Investment，簡稱OFDI）。2021年，中國對外直接投資流量和存量分別為1788.2億美元和2.79萬億美元，分別位列全球第二和全球第三。對外直接投資給中國跨國企業(yè)帶來了東道國的市場、勞動力、技術(shù)和資源等，進(jìn)而影響到跨國企業(yè)的環(huán)境責(zé)任、技術(shù)和財務(wù)情況等各個方面，最終可能改變母公司的綠色創(chuàng)新水平。例如，東道國的環(huán)境法規(guī)與中國可能存在差異，東道國子公司可能與母公司競爭綠色研發(fā)資源，跨國公司的海外經(jīng)營績效充滿不確定性等，這些情況對母公司的綠色創(chuàng)新既是一種機(jī)遇也是一種挑戰(zhàn)。那么，中國跨國企業(yè)OFDI能否促進(jìn)母公司綠色創(chuàng)新？哪些OFDI可以促進(jìn)母公司綠色創(chuàng)新？OFDI影響母公司綠色創(chuàng)新的機(jī)制是什么？對于上述問題的回答無疑對中國政府制定針對性的OFDI政策來促進(jìn)母公司綠色創(chuàng)新有重要現(xiàn)實(shí)意義。

投資動機(jī)是分析跨國企業(yè)OFDI影響的一個基本角度（Makino et al.， 2002），其代表企業(yè)差異化的國際化策略（Blonigen，2005）。根據(jù)中國商務(wù)部統(tǒng)計，中國企業(yè)對外直接投資動機(jī)主要包括商貿(mào)服務(wù)型、當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型、技術(shù)研發(fā)型和資源開發(fā)型。企業(yè)對外直接投資的動機(jī)不同，可能會使得OFDI對母公司綠色創(chuàng)新產(chǎn)生差異化影響。例如，商貿(mào)服務(wù)型OFDI企業(yè)為了提高自身的綠色競爭力，必然有動力加大自身的綠色研發(fā)投入（Attig et al.， 2016），進(jìn)而提高母公司的綠色創(chuàng)新水平。當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI企業(yè)將生產(chǎn)部門轉(zhuǎn)移到東道國后，資本配置效率得到提高（劉娟等，2020），可以騰出更多資源用于綠色創(chuàng)新技術(shù)的研發(fā)。而技術(shù)研發(fā)型OFDI企業(yè)可以獲取東道國先進(jìn)的綠色技術(shù)（Piperopoulos et al.， 2018），但是也可能將科研資源轉(zhuǎn)移到東道國子公司（Desyllas and Hughes，2008），所以對母公司綠色創(chuàng)新的影響是不確定的。中國的資源開發(fā)型OFDI企業(yè)存在非市場動機(jī)（蔣冠宏、蔣殿春，2014a；孫傳旺、張文悅，2022），可能會因為投資項目的虧損而減少綠色研發(fā)投入，最終抑制母公司的綠色創(chuàng)新。綜上，企業(yè)對外直接投資的動機(jī)不同，可能會使得OFDI對母公司綠色創(chuàng)新產(chǎn)生差異化影響，因此有必要將OFDI動機(jī)因素納入既有的研究框架。

與本文研究主題相關(guān)的文獻(xiàn)主要包括三個部分。一部分文獻(xiàn)關(guān)注對外直接投資對母國創(chuàng)新的影響。這些研究發(fā)現(xiàn)，對外直接投資既可以通過將低附加值產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到國外（Branstetter，2006）、優(yōu)化人力資本結(jié)構(gòu)（閻虹戎等，2018）和逆向技術(shù)溢出（毛其淋、許家云，2014；明秀南等，2019）等途徑促進(jìn)母國創(chuàng)新，也可以通過擠出國內(nèi)研發(fā)投資來抑制母國創(chuàng)新（Desyllas and Hughes，2008）。另一部分文獻(xiàn)關(guān)注對外直接投資對母國污染排放、綠色創(chuàng)新效率、綠色全要素生產(chǎn)率和社會責(zé)任等環(huán)境相關(guān)因素的影響。一些學(xué)者認(rèn)為，對外直接投資既可以通過規(guī)模效應(yīng)來增加母國的污染排放，也可以通過技術(shù)效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)來減少母國的污染排放（周力、龐辰晨，2013；Hao et al.， 2020）。另一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)，對外直接投資可以顯著提高母國綠色創(chuàng)新效率（龔新蜀等，2017；韓先鋒等，2020）和綠色全要素生產(chǎn)率（張建、李占風(fēng)，2020；張偉科、葛堯，2021）。此外，一些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，對外直接投資可以通過東道國消費(fèi)者所帶來的綠色競爭效應(yīng)（Kang，2013；Attig et al.， 2016）和東道國制度壓力所帶來的環(huán)境合規(guī)效應(yīng)（Marano et al.， 2017；王全景，2018）等機(jī)制來提高企業(yè)社會責(zé)任。與本文最相關(guān)的是研究對外直接投資對母國綠色創(chuàng)新的影響文獻(xiàn)。李國祥等（2016）基于環(huán)境規(guī)制視角實(shí)證發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制力度較強(qiáng)時，對外直接投資對母國綠色創(chuàng)新具有顯著的促進(jìn)作用。賈軍等（2017）采用系統(tǒng)GMM方法實(shí)證發(fā)現(xiàn)，投資到發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家的對外直接投資對母國綠色創(chuàng)新均有積極影響。Liu et al.（2021）側(cè)重于考察OFDI影響綠色創(chuàng)新的機(jī)制，實(shí)證發(fā)現(xiàn)對外直接投資通過規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)三個渠道促進(jìn)母國綠色創(chuàng)新。

通過分析以上文獻(xiàn)，本文發(fā)現(xiàn)現(xiàn)有文獻(xiàn)存在三個方面的問題：第一，較少有文獻(xiàn)研究不同動機(jī)的OFDI對母國（或母公司）綠色創(chuàng)新的影響，鑒于投資動機(jī)是分析跨國企業(yè)OFDI影響的一個基本角度（Makino et al.， 2002），不考慮OFDI動機(jī)異質(zhì)性，就無法識別哪部分OFDI對母國（或母公司）綠色創(chuàng)新有影響或者不同動機(jī)OFDI對母國（或母公司）綠色創(chuàng)新的差異性影響，最終無法揭示對外直接投資對母國（或母公司）綠色創(chuàng)新影響的深層原因。第二，考慮到對外直接投資可能與母國（或母公司）創(chuàng)新及綠色創(chuàng)新之間存在一定的互為因果關(guān)系（毛其淋、許家云，2014），現(xiàn)有文獻(xiàn)使用的計量方法缺乏對OFDI與母國（或母公司）綠色創(chuàng)新進(jìn)行因果識別，可能存在內(nèi)生性問題。第三，現(xiàn)有文獻(xiàn)實(shí)證檢驗對外直接投資與母國（或母公司）綠色創(chuàng)新的關(guān)系時幾乎都采用省際層面的OFDI面板數(shù)據(jù)，缺乏微觀層面的實(shí)證證據(jù)。

為了克服以上研究的不足，本文使用更為微觀的企業(yè)層面數(shù)據(jù)實(shí)證考察對外直接投資對母公司綠色創(chuàng)新的影響。具體而言，首先借鑒劉莉亞等（2015），楊連星等（2020）的做法，從國泰安CSMAR中國上市公司海外關(guān)聯(lián)公司數(shù)據(jù)庫獲得企業(yè)對外直接投資的東道國及經(jīng)營范圍等相關(guān)信息和數(shù)據(jù)，并借鑒蔣冠宏、蔣殿春（2014b）和余靜文等（2021）的研究，利用企業(yè)海外子公司的經(jīng)營范圍來區(qū)分對外投資動機(jī)。其次，為了克服可能存在的內(nèi)生性問題，本文將企業(yè)對外直接投資決策作為準(zhǔn)自然實(shí)驗，借鑒蔣冠宏、蔣殿春（2014b）和余靜文等（2021）克服內(nèi)生性的方法，利用PSM-DID來實(shí)證考察OFDI對母公司綠色創(chuàng)新的影響。

本文的邊際貢獻(xiàn)主要如下：第一，盡我們所知，本文較早從不同OFDI動機(jī)視角來研究對外直接投資對母公司綠色創(chuàng)新的影響。OFDI動機(jī)是分析跨國企業(yè)OFDI影響的一個基本角度，通過考察不同動機(jī)OFDI對母公司綠色創(chuàng)新的差異化影響，本文豐富了OFDI的母公司綠色創(chuàng)新效應(yīng)的相關(guān)研究。第二，本文深入分析了不同動機(jī)OFDI影響母公司綠色創(chuàng)新的不同渠道，有助于深化對對外直接投資與母公司綠色創(chuàng)新內(nèi)在關(guān)系的認(rèn)識，也為構(gòu)建對外直接投資促進(jìn)母公司綠色創(chuàng)新的路徑提供了理論和經(jīng)驗支持。第三，本文使用PSM-DID評估對外直接投資對母公司綠色創(chuàng)新的影響，相對于現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究方法，可以有效識別對外直接投資與母公司綠色創(chuàng)新之間的因果效應(yīng)，緩解內(nèi)生性問題，使得研究結(jié)論更可信。

本文的剩余部分安排如下：第二部分對不同動機(jī)OFDI的母公司綠色創(chuàng)新效應(yīng)進(jìn)行理論分析；第三部分是研究設(shè)計；第四部分是實(shí)證分析與結(jié)果；最后是結(jié)論與政策建議。

二、理論分析

鑒于投資動機(jī)是分析跨國企業(yè)OFDI影響的一個基本角度（Makino et al.， 2002），本文借鑒蔣冠宏、蔣殿春（2014b）等研究，分別分析四種不同動機(jī)的OFDI對母公司綠色創(chuàng)新的影響機(jī)理。

（一）商貿(mào)服務(wù)型OFDI對母公司綠色創(chuàng)新的影響機(jī)理

商貿(mào)服務(wù)型OFDI的目的是通過開拓和擴(kuò)大海外市場來增加出口。具體而言，商貿(mào)服務(wù)型OFDI的主要職能有產(chǎn)品銷售和推廣、聯(lián)絡(luò)和維持客戶、為產(chǎn)品提供售后服務(wù)等（蔣冠宏、蔣殿春，2014b）。商貿(mào)服務(wù)型OFDI并不需要在東道國生產(chǎn)產(chǎn)品，而是將母公司生產(chǎn)的產(chǎn)品和服務(wù)拿到東道國市場上出售。商貿(mào)服務(wù)型OFDI對母公司綠色創(chuàng)新的影響機(jī)理包括兩個方面。

一是規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。蔣冠宏、蔣殿春（2014b）和吳金龍等（2021）的實(shí)證研究均證實(shí)，商貿(mào)服務(wù)型OFDI可以擴(kuò)大企業(yè)出口。母公司通過擴(kuò)大出口可以生產(chǎn)更多產(chǎn)品，實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)降低了企業(yè)單位產(chǎn)品的平均生產(chǎn)成本，進(jìn)而使企業(yè)獲得更多利潤（趙偉等，2006）。同時，與其他技術(shù)創(chuàng)新相比，綠色創(chuàng)新具有投資周期更長和投資風(fēng)險更高的特征，因此更容易出現(xiàn)資金問題（顧海峰、高水文，2022；武力超等，2022；廖果平、王文華，2023）。而利潤的提高可以為企業(yè)綠色創(chuàng)新提供更多的資金保障。具體而言，商貿(mào)服務(wù)型OFDI增加的利潤可以給母公司綠色研發(fā)活動提供資金，雇傭更多的高科技人才以及購買更多的綠色研發(fā)活動所需的設(shè)備，進(jìn)而促進(jìn)母公司綠色創(chuàng)新。

二是綠色競爭效應(yīng)?？鐕驹诟偁幖ち业娜蚧蟊尘跋拢粌H面臨來自本土企業(yè)的挑戰(zhàn)，在國際上也要和擁有先進(jìn)綠色技術(shù)的企業(yè)展開競爭?，F(xiàn)有研究表明，對環(huán)境責(zé)任的履行有利于企業(yè)提高品牌美譽(yù)度，向消費(fèi)者傳遞自身信譽(yù)良好的積極信號，促使自己區(qū)別于其他競爭對手，進(jìn)而吸引更多的消費(fèi)者（Kang，2013；Attig et al.， 2016）。因此，跨國企業(yè)為了提高自身的綠色競爭力，必然有動力提高自身的環(huán)境責(zé)任感以增加產(chǎn)品的銷售。提高環(huán)境責(zé)任感意味著跨國企業(yè)需要加大自身的綠色研發(fā)投入，以提高產(chǎn)品的綠色技術(shù)含量，最終母公司的綠色創(chuàng)新水平得以提高。綜上，商貿(mào)服務(wù)型OFDI對母公司綠色創(chuàng)新的影響為正。

（二）當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI對母公司綠色創(chuàng)新的影響機(jī)理

當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI主要指跨國公司通過對外直接投資在東道國建立工廠并生產(chǎn)產(chǎn)品，其目的主要有規(guī)避東道國貿(mào)易壁壘，降低貿(mào)易成本、節(jié)省人工及環(huán)境成本等（蔣冠宏、蔣殿春，2014b）。當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI對母公司綠色創(chuàng)新的影響機(jī)理包括三個方面。

一是資本配置效應(yīng)。Lee and Wang（2021）研究認(rèn)為，企業(yè)的資源包括人力資本、財務(wù)資源、管理資源、信息資源等，這些資源都是有限的。當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI將企業(yè)的高污染、高能耗以及低技術(shù)含量的生產(chǎn)環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)移到東道國，有助于企業(yè)去庫存和去產(chǎn)能，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)資源的優(yōu)化配置和高效利用，最終實(shí)現(xiàn)企業(yè)資本的高效配置（劉娟等，2020）。資本配置效率的提高有助于企業(yè)獲得更多的投資回報，母公司可以騰出更多資源用于節(jié)能環(huán)保類綠色產(chǎn)品的研發(fā)和設(shè)計，從而提升母公司綠色創(chuàng)新水平。

二是利潤回饋效應(yīng)。母公司將生產(chǎn)環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)移到東道國后，貿(mào)易成本、人工成本、原料成本和環(huán)境成本等得到降低，促使母公司的生產(chǎn)成本降低，在產(chǎn)品價格不變的情況下，母公司的利潤得到提升（羅軍、馮章偉，2018），進(jìn)而促進(jìn)母公司可以投入更多資金用于綠色技術(shù)的研發(fā)，最終提升母公司綠色創(chuàng)新水平。

三是環(huán)境合規(guī)效應(yīng)。當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI在東道國進(jìn)行生產(chǎn)活動的過程中，必然會產(chǎn)生一定的污染排放。不容忽視的是，東道國和母國（中國）在環(huán)境相關(guān)的法律、制度和文化等方面存在顯著差異，跨國公司在東道國生產(chǎn)過程中會面臨一定環(huán)境方面的法律和道德風(fēng)險。為了讓生產(chǎn)活動所產(chǎn)生的污染排放符合東道國的環(huán)境法律法規(guī)，以及減少污染排放造成的惡性環(huán)境事件的發(fā)生，跨國公司可以通過承擔(dān)更多環(huán)境責(zé)任來降低在東道國經(jīng)營的復(fù)雜性和不確定性（Attig et al.， 2016；Liu et al.， 2021）。同樣，提高環(huán)境責(zé)任感意味著跨國企業(yè)需要加大自身的綠色研發(fā)投入，以通過綠色技術(shù)來減少生產(chǎn)過程的污染排放，最終企業(yè)的綠色創(chuàng)新水平得以提高。綜上，當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI對母公司綠色創(chuàng)新的影響為正。

（三）技術(shù)研發(fā)型OFDI對母公司綠色創(chuàng)新的影響機(jī)理

技術(shù)研發(fā)型OFDI主要指在東道國設(shè)立研發(fā)機(jī)構(gòu)或者并購東道國擁有核心技術(shù)的企業(yè)，其目的是獲取東道國科學(xué)技術(shù)、專利、管理經(jīng)驗等先進(jìn)生產(chǎn)要素（蔣冠宏、蔣殿春，2014b）。東道國子公司自身的綠色技術(shù)儲備，以及當(dāng)?shù)馗呖萍既瞬?、科研設(shè)備、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度和科研基礎(chǔ)設(shè)施等良好的外部環(huán)境，均有助于提高東道國子公司的綠色創(chuàng)新效率，促進(jìn)東道國子公司的綠色創(chuàng)新（Anderson and Sutherland，2015；Piperopoulos et al.， 2018）。母公司通過企業(yè)內(nèi)部渠道，可以以較低成本在較少時間獲得東道國子公司的先進(jìn)綠色技術(shù)創(chuàng)新成果，并對這些綠色技術(shù)進(jìn)行消化、吸收和使用（Bruhn et al.， 2017）。技術(shù)研發(fā)型OFDI對母公司綠色創(chuàng)新的影響機(jī)理如下。

一是學(xué)習(xí)模仿效應(yīng)?！皩W(xué)習(xí)模仿—創(chuàng)新”模式一直是中國企業(yè)創(chuàng)新的重要模式。如果母公司在對東道國子公司先進(jìn)綠色技術(shù)的運(yùn)用過程中產(chǎn)生了知識積累，并且基于這些知識積累進(jìn)行各種綠色研發(fā)投資，那么對外直接投資可以促進(jìn)母公司的綠色創(chuàng)新。

二是研發(fā)替代效應(yīng)。如果母公司只是單純地依賴東道國子公司的綠色技術(shù)創(chuàng)新成果，并且將研發(fā)資金、設(shè)備等科研資源轉(zhuǎn)移到東道國子公司（Desyllas and Hughes，2008），那么東道國子公司將替代母公司進(jìn)行綠色創(chuàng)新活動，進(jìn)而擠出了母公司的綠色研發(fā)投資。此時，技術(shù)研發(fā)型OFDI對母公司的綠色創(chuàng)新有抑制作用。綜上，技術(shù)研發(fā)型OFDI對母公司綠色創(chuàng)新的影響是不確定的。

（四）資源開發(fā)型OFDI對母公司綠色創(chuàng)新的影響機(jī)理

資源開發(fā)型OFDI的主要目的是獲取東道國的能源及礦產(chǎn)等自然資源（蔣冠宏、蔣殿春，2014a）。隨著經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，中國對能源及礦產(chǎn)等自然資源的需求急劇上升，中國的資源開發(fā)型OFDI大多進(jìn)入澳大利亞、加拿大、非洲、拉美等資源豐富的國家或地區(qū)，一般由中國企業(yè)提供資金、勞務(wù)、技術(shù)和開采設(shè)備，與東道國企業(yè)共同開發(fā)當(dāng)?shù)刭Y源。資源開發(fā)型OFDI對綠色創(chuàng)新的影響機(jī)理如下。

一是資源補(bǔ)充效應(yīng)。資源開發(fā)型OFDI給母公司提供東道國豐富和較為低廉的自然資源。這些低廉和優(yōu)質(zhì)自然資源的使用極大地降低了母公司的原料成本，促使母公司的發(fā)展不再受資源短缺的限制，有助于企業(yè)擴(kuò)大生產(chǎn)和銷售，進(jìn)而獲得更多的利潤。當(dāng)母公司將新增的利潤用于綠色新技術(shù)的研發(fā)時，母公司的綠色創(chuàng)新水平得以提高。

二是非市場動機(jī)。不少學(xué)者研究認(rèn)為，中國的資源開發(fā)型OFDI可能存在非市場動機(jī)（蔣冠宏、蔣殿春，2014a；賈妮莎等，2020；孫傳旺、張文悅，2022）。母公司在進(jìn)行資源開發(fā)型對外投資時，通常以資源戰(zhàn)略保障為出發(fā)點(diǎn)，而不是利潤最大化。同時母公司還會獲得軟預(yù)算約束、低息融資等政府政策支持（Duanmu，2012）。因而，母公司對自身的經(jīng)營狀況有較高的容忍度，甚至還可能因海外子公司的投資項目虧損而增加企業(yè)的資金壓力，進(jìn)而削減企業(yè)的綠色研發(fā)投入，最終抑制母公司的綠色創(chuàng)新。綜上，資源開發(fā)型OFDI對母公司綠色創(chuàng)新的影響是不確定的。

根據(jù)以上分析，總體上看對外直接投資對母公司綠色創(chuàng)新的影響是不確定的，不同動機(jī)OFDI對母公司綠色創(chuàng)新的影響機(jī)理如圖1所示。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

本文以2008—2019年間所有A股上市企業(yè)為研究對象，數(shù)據(jù)主要包括上市企業(yè)對外直接投資相關(guān)數(shù)據(jù)、綠色專利相關(guān)數(shù)據(jù)、環(huán)保支出數(shù)據(jù)、環(huán)境責(zé)任數(shù)據(jù)和主要財務(wù)數(shù)據(jù)，本文數(shù)據(jù)來源如下。

上市公司對外直接投資相關(guān)數(shù)據(jù)來源于國泰安CSMAR海外關(guān)聯(lián)公司數(shù)據(jù)庫。海外關(guān)聯(lián)公司數(shù)據(jù)庫包含上市公司海外關(guān)聯(lián)公司的公司名稱、與上市公司關(guān)系、經(jīng)營范圍、注冊地和持股比例等基本信息。如果上市公司有海外關(guān)聯(lián)公司，則視為該上市公司開展了對外直接投資活動（劉莉亞等，2015；楊連星等，2020）。本文搜集了2008—2019年A股上市企業(yè)的海外關(guān)聯(lián)公司數(shù)據(jù)，借鑒劉莉亞等（2015），楊連星等（2020）的做法，對數(shù)據(jù)做以下處理：（1）剔除注冊地為中國香港、英屬維爾京群島、開曼群島以及百慕大群島等地的海外關(guān)聯(lián)公司，因為上市企業(yè)對這些注冊地進(jìn)行對外直接投資的動機(jī)多為避稅；（2）僅保留上市公司持股比例大于10%的海外關(guān)聯(lián)公司；（3）如果某個上市企業(yè)存在多條對外直接投資信息，只保留該企業(yè)首次對外直接投資的信息。經(jīng)過以上篩選，本文共得到1525條OFDI信息，即1525個對外直接投資上市企業(yè)。

上市企業(yè)綠色專利數(shù)據(jù)。借鑒徐佳、崔靜波（2020），李青原、肖澤華（2020）和王馨、王營（2021）的做法，本文首先從中國國家知識產(chǎn)權(quán)局（CNIPA）獲得上市企業(yè)專利數(shù)據(jù)，然后將其與世界知識產(chǎn)權(quán)組織（WIPO）發(fā)布的國際專利分類綠色清單（IPC Green Inventory）1進(jìn)行匹配，從而得到企業(yè)歷年綠色發(fā)明專利申請數(shù)、綠色實(shí)用新型專利申請數(shù)、綠色發(fā)明專利授權(quán)數(shù)和綠色實(shí)用新型專利授權(quán)數(shù)，并將前兩者相加得到企業(yè)的綠色專利申請數(shù)，后兩者相加得到綠色專利授權(quán)數(shù)。

環(huán)保支出數(shù)據(jù)來源于上市公司年度財務(wù)報告，環(huán)境責(zé)任數(shù)據(jù)來源于和訊網(wǎng)公布的上市公司CSR得分中的環(huán)境責(zé)任（ENV），上市企業(yè)主要財務(wù)數(shù)據(jù)來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。最后，本文利用上市公司證券代碼對三個數(shù)據(jù)庫進(jìn)行合并。

本文對樣本做以下處理：（1）剔除行業(yè)為金融和房地產(chǎn)的上市公司；（2）剔除非正常交易的上市公司（包括ST、ST*以及PT）；（3）為控制極端值的影響，對所有連續(xù)變量進(jìn)行上下 1% 的縮尾處理（Winsorize）。

（二）變量及測度

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為企業(yè)綠色創(chuàng)新水平?，F(xiàn)有文獻(xiàn)主要選用綠色專利申請數(shù)、綠色專利授權(quán)數(shù)和綠色發(fā)明專利申請數(shù)（或授權(quán)數(shù)）等作為企業(yè)綠色創(chuàng)新水平的測度變量。一種觀點(diǎn)認(rèn)為，專利技術(shù)在申請過程中就可以對企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營產(chǎn)生影響，專利申請后往往需要花費(fèi)1—2年才能得到授權(quán)。因此，專利申請數(shù)比專利授權(quán)數(shù)更及時、可靠（黎文靖、鄭曼妮，2016）。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，專利申請數(shù)只能反映企業(yè)對綠色技術(shù)的積極態(tài)度和重視程度，而專利授權(quán)數(shù)更能代表企業(yè)的實(shí)際綠色技術(shù)水平（齊紹洲等，2018）。還有一種觀點(diǎn)認(rèn)為，發(fā)明專利更能代表企業(yè)的創(chuàng)新性。綜合以上三種觀點(diǎn)，本文借鑒徐佳、崔靜波（2020），李青原、肖澤華（2020），王馨、王營（2021）和郭豐等（2023）等研究，以綠色專利申請數(shù)來衡量企業(yè)綠色創(chuàng)新水平。同時，本文使用綠色專利授權(quán)數(shù)、綠色發(fā)明專利申請數(shù)作為被解釋變量的替代變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。借鑒王馨、王營（2021）的做法，將綠色專利申請數(shù)、綠色專利授權(quán)數(shù)和綠色發(fā)明專利申請數(shù)加1并進(jìn)行對數(shù)化處理。

2.解釋變量

本文采用對外直接投資決策[OFDIit]作為解釋變量。由于國泰安CSMAR的海外關(guān)聯(lián)公司數(shù)據(jù)庫并沒有披露上市企業(yè)的對外投資金額，因此借鑒現(xiàn)有研究（蔣冠宏、蔣殿春，2014a；賈妮莎等，2020；余靜文等，2021），本文使用對外直接投資的虛擬變量[OFDIit]作為解釋變量。具體而言，當(dāng)企業(yè)首次進(jìn)行了對外直接投資，即企業(yè)首次建立海外關(guān)聯(lián)公司的之后年份，[OFDIit]為1，否則為0。[OFDIit]代表企業(yè)進(jìn)行對外直接投資的狀態(tài)，其系數(shù)代表對外直接投資對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響。

3.控制變量

為剔除其他因素可能對企業(yè)綠色創(chuàng)新造成的潛在影響，借鑒徐佳、崔靜波（2020），李青原、肖澤華（2020），王馨、王營（2021）等研究，本文選取的一系列控制變量，具體包括：資產(chǎn)總額、員工人數(shù)、企業(yè)年齡、固定資產(chǎn)比例、資產(chǎn)負(fù)債率、賬面市值比、研發(fā)投入、研發(fā)人員數(shù)量占比、環(huán)保支出和環(huán)境責(zé)任，所有控制變量都進(jìn)行對數(shù)化處理。

4.對外直接投資動機(jī)的識別

借鑒毛其淋、許家云（2014）和余靜文等（2021）等研究，本文通過上市公司海外關(guān)聯(lián)公司的經(jīng)營范圍來識別企業(yè)對外直接投資動機(jī)1。根據(jù)對外直接投資動機(jī)，本文設(shè)置了商貿(mào)服務(wù)型OFDI、當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI、技術(shù)研發(fā)型OFDI和資源開發(fā)型OFDI四個虛擬變量。具體來說，當(dāng)企業(yè)對外直接投資動機(jī)為商貿(mào)服務(wù)型時，虛擬變量商貿(mào)服務(wù)型OFDI為1，其他為0。類似地，當(dāng)企業(yè)對外直接投資動機(jī)分別為當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型、技術(shù)研發(fā)型和資源開發(fā)型時，虛擬變量當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI、技術(shù)研發(fā)型OFDI和資源開發(fā)型OFDI分別為1，反之為0。

不同動機(jī)的對外直接投資分布情況如表11。從對外直接投資動機(jī)來看，商貿(mào)服務(wù)型OFDI、當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI、技術(shù)研發(fā)型OFDI和資源開發(fā)型OFDI的數(shù)量分別為852、362、160和52，中國商貿(mào)服務(wù)型OFDI數(shù)量占比最大，高達(dá)56%。從對外直接投資的東道國發(fā)展程度來看，中國上市企業(yè)的海外子公司主要集中在發(fā)達(dá)國家，其占比為71%。同時區(qū)分對外直接投資動機(jī)和國家發(fā)展程度發(fā)現(xiàn)，商貿(mào)服務(wù)型OFDI主要集中在發(fā)達(dá)國家，占比76%；當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI基本平均分布在發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家；技術(shù)研發(fā)型OFDI大部分集中于發(fā)達(dá)國家，占比93%；56%的資源開發(fā)型OFDI集中在發(fā)達(dá)國家，44%的資源開發(fā)型OFDI集中在發(fā)展中國家。

（三）模型設(shè)定

本文選擇多期PSM-DID來實(shí)證檢驗對外直接投資對母公司綠色創(chuàng)新的影響。選擇PSM-DID基于以下原因：已有研究結(jié)果表明，企業(yè)做出對外直接投資決策并不是隨機(jī)的，生產(chǎn)率及創(chuàng)新水平高的企業(yè)更傾向于對外直接投資（田巍、余淼杰，2012；周茂等，2015），而對外直接投資反過來又影響企業(yè)創(chuàng)新和生產(chǎn)率（毛其淋、許家云，2014）。綠色創(chuàng)新作為創(chuàng)新的一個子集，有理由認(rèn)為對外直接投資與母公司綠色創(chuàng)新之間存在著雙向因果關(guān)系，直接用OLS等方法估計，實(shí)證估計結(jié)果可能有偏。為了緩解上述問題，本文借鑒蔣冠宏、蔣殿春（2014b）和余靜文等（2021）等研究，首先利用傾向得分匹配（PSM）使處理組（對外直接投資企業(yè)）和對照組（未對外直接投資企業(yè)）具有相似特征，再運(yùn)用雙重差分法（DID）檢驗對外直接投資對母公司綠色創(chuàng)新的影響。

此外，由于不同企業(yè)進(jìn)行對外直接投資的時間是不同的，無法運(yùn)用傳統(tǒng)的單一時間節(jié)點(diǎn)的DID方法檢驗對外直接投資對母公司綠色創(chuàng)新的影響，故運(yùn)用多期PSM-DID方法評估對外直接投資對母公司綠色創(chuàng)新的影響，具體做法分如下兩步。

1.對所選樣本進(jìn)行逐年傾向得分匹配（PSM）

借鑒宋德勇等（2021）的研究，本文采用逐年傾向得分匹配的方法分別為2008—2019各年首次進(jìn)行對外直接投資的上市企業(yè)進(jìn)行匹配，以獲得對照組企業(yè)。首先，將上市企業(yè)分為兩組，一組為處理組，為當(dāng)年首次進(jìn)行對外直接投資的企業(yè)；另外一組為對照組，為2008—2019年樣本期間未進(jìn)行對外直接投資的企業(yè)。接下來，建立以下Logit模型（1），估計每一個企業(yè)對外直接投資決策的概率，再采用近鄰匹配將預(yù)測概率值相近的企業(yè)進(jìn)行配對，從而得到對照組企業(yè)。

模型（1）中，[OFDIit]代表企業(yè)對外直接投資，[Xit-1]表示滯后一期的匹配變量，包括資產(chǎn)總額、員工人數(shù)、企業(yè)年齡、固定資產(chǎn)比例、資產(chǎn)負(fù)債率、賬面市值比、研發(fā)投入、研發(fā)人員數(shù)量占比、環(huán)保支出和環(huán)境責(zé)任。此外，模型（1）中[εit]代表隨機(jī)誤差項。

2.采用多期DID方法估計對外直接投資決策的母公司綠色創(chuàng)新效應(yīng)。

在傾向得分匹配后處理樣本的基礎(chǔ)上，本文構(gòu)建如下多期DID模型：

模型（2）中，[LnPatentit]代表企業(yè)i在第t年的綠色創(chuàng)新水平。[OFDIit]是我們關(guān)注的核心解釋變量，表示企業(yè)i在第t年是否存在對外直接投資。我們關(guān)注核心解釋變量的系數(shù)[β1]，其經(jīng)濟(jì)含義可解釋為對外直接投資決策對母公司綠色創(chuàng)新的影響。模型（2）的其他變量與模型（1）基本一致，[Xit]表示企業(yè)特征的控制變量組合，包括資產(chǎn)總額、員工人數(shù)、企業(yè)年齡、固定資產(chǎn)比例、資產(chǎn)負(fù)債率、賬面市值比、研發(fā)投入、研發(fā)人員數(shù)量占比、環(huán)保支出和環(huán)境責(zé)任，[δi]代表企業(yè)固定效應(yīng)，[δt]代表時間固定效應(yīng)，[εit]代表隨機(jī)誤差項。

四、實(shí)證分析與結(jié)果

（一）傾向得分匹配法的處理結(jié)果

本文通過Logit模型（1）得到中國企業(yè)進(jìn)行對外直接投資的傾向得分，然后采用最近鄰傾向得分匹配法（PSM）為企業(yè)匹配到特征相似的對照組企業(yè)，匹配比例為1∶2。以2015年的匹配過程為例，將2015年首次進(jìn)行對外直接投資的企業(yè)作為處理組，通過PSM方法構(gòu)建對照組。為保證匹配質(zhì)量，需要進(jìn)行平衡性檢驗，2015年處理組匹配的平衡性檢驗結(jié)果如表2。表2顯示，匹配后企業(yè)資產(chǎn)總額、員工人數(shù)、企業(yè)年齡、固定資產(chǎn)比例、資產(chǎn)負(fù)債率、賬面市值比、研發(fā)投入、研發(fā)人員數(shù)量占比、環(huán)保支出和環(huán)境責(zé)任各個匹配變量的標(biāo)準(zhǔn)化差異均大幅下降；而t檢驗結(jié)果進(jìn)一步表明，匹配后的處理組和對照組不存在顯著差異。綜上，選擇匹配比例1∶2的最近鄰傾向得分匹配的結(jié)果較為理想，滿足平衡性假設(shè)。另外，逐年匹配后樣本的描述性統(tǒng)計見表3。

（二）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

根據(jù)上述構(gòu)建的模型，本部分考察對外直接投資對母公司綠色創(chuàng)新的整體影響，回歸結(jié)果見表4。結(jié)果顯示，無論模型中是否添加控制變量，DID交互項[OFDIit]的系數(shù)至少在5%的水平上顯著為正，說明對外直接投資對母公司綠色創(chuàng)新有顯著的促進(jìn)作用。列（2）中DID交互項[OFDIit]的系數(shù)為0.033，表明對外直接投資促使母公司的綠色創(chuàng)新水平提升了3.3%。雖然理論上，由于存在不同投資動機(jī)，對外直接投資對綠色創(chuàng)新的影響可能為正也可能為負(fù)，但是本文的基準(zhǔn)結(jié)果表明，整體上對外直接投資可以提高母公司綠色技術(shù)水平，與賈軍等（2017）和Liu et al.（2021）等研究的結(jié)論一致。

（三）平行趨勢檢驗

雙重差分估計（DID）方法的估計結(jié)果的有效性取決于這樣一個假設(shè)：在政策實(shí)施前處理組和對照組的樣本具有共同的變化趨勢。因此，借鑒Beck et al.（2010）的做法，我們構(gòu)建如下模型（3）來驗證樣本是否滿足平行趨勢。

其中[OFDIi，t+m]是一系列虛擬變量，如果時間距離企業(yè)對外直接投資有m年，則[OFDIi，t+m]取值為1，反之為0。例如，企業(yè)對外直接投資前2年，[OFDIi，t-2]取值為1，其他年份取值為0。企業(yè)對外直接投資后的第3年，[OFDIi，t+3]取值為1，其他年份取值為0。[β-4]至[β-1]代表企業(yè)對外直接投資前1—4期的實(shí)施效果，[β0]至[β4]代表企業(yè)對外直接投資后當(dāng)期至第4期的實(shí)施效果。此外，我們將企業(yè)對外直接投資的前一年作為政策實(shí)施的基準(zhǔn)年。模型（3）中其他變量的含義與模型（2）相同。

圖2匯報了平行趨勢檢驗的結(jié)果。從結(jié)果來看，[β-4]至[β-2]在5%的水平上均不顯著，表明企業(yè)對外直接投資之前，處理組和對照組企業(yè)綠色創(chuàng)新的變化趨勢是一致的，不存在顯著差異。在企業(yè)對外直接投資之后，[β1]至[β4]在5%的水平上均顯著為正，說明對外直接投資顯著促進(jìn)了母公司綠色創(chuàng)新。因此，樣本通過了雙重差分法（DID）估計所需的平行趨勢檢驗。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.更換被解釋變量

根據(jù)研究設(shè)計部分的分析，本文使用綠色專利授權(quán)數(shù)和綠色發(fā)明專利申請數(shù)作為企業(yè)綠色創(chuàng)新的替代指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。表5列（1）和列（2）的結(jié)果顯示，對外直接投資顯著提高了企業(yè)的綠色專利授權(quán)數(shù)和綠色發(fā)明專利申請數(shù)。可見，即使使用不同綠色創(chuàng)新的測度指標(biāo)，實(shí)證結(jié)果依然表明對外直接投資可以促進(jìn)母公司綠色創(chuàng)新。

2.更改PSM的匹配比例

本文PSM匹配過程中，使用的匹配比例為1：2。為排除匹配比例對實(shí)證結(jié)果的影響，本文將匹配比例設(shè)定為1：1，按照上述匹配規(guī)則對樣本進(jìn)行重新匹配和回歸分析。表5列（3）的結(jié)果表明，即使將匹配比例設(shè)定為1：1，對外直接投資對母公司綠色創(chuàng)新的影響依然顯著為正，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持一致。

3.更改匹配方法

為排除匹配方法對實(shí)證結(jié)果的影響，本文利用馬氏匹配法代替傾向得分匹配法對樣本重新匹配和回歸分析。表5列（4）顯示，對外直接投資對母公司綠色創(chuàng)新有顯著的促進(jìn)作用?？梢?，即使更改了樣本匹配方法，基準(zhǔn)回歸的結(jié)論依然穩(wěn)健。

4.更改計量方法

Cameron and Trivedi（2005）指出，由于企業(yè)專利申請數(shù)據(jù)為非負(fù)整數(shù)，使用一般的 FE、OLS 估計，回歸結(jié)果會產(chǎn)生偏誤。當(dāng)被解釋變量為非負(fù)整數(shù)，可以采用負(fù)二項回歸模型或者泊松回歸模型解決以上偏誤。而使用泊松回歸模型需要滿足的條件是被解釋變量的均值和方差一定相等，即“均等分散”。經(jīng)過計算，企業(yè)綠色發(fā)明專利申請數(shù)的方差大于均值，存在“過度分散”。因此本文采用負(fù)二項回歸模型對對外直接投資的綠色創(chuàng)新效應(yīng)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。表5列（5）的結(jié)果顯示，核心解釋變量[OFDIit]的系數(shù)依然顯著為正，即對外直接投資對母公司綠色創(chuàng)新具有顯著的促進(jìn)作用，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果得出一致的結(jié)論。

5.內(nèi)生性問題

本文的基準(zhǔn)回歸模型（2）使用了PSM-DID方法來緩解對外直接投資與母公司綠色創(chuàng)新之間存在互為因果的內(nèi)生性問題，但為了驗證結(jié)論的穩(wěn)健性，本文進(jìn)一步采用系統(tǒng)GMM方法來緩解可能存在的內(nèi)生性問題。具體而言，借鑒孫傳旺、張文悅（2022）的做法，本文采用企業(yè)每年對外直接投資次數(shù)的存量來測度企業(yè)的對外直接投資，然后利用系統(tǒng)GMM方法估計對外直接投資對母公司綠色創(chuàng)新的影響。表5列（6）的結(jié)果顯示，對外直接投資可以顯著促進(jìn)母公司綠色創(chuàng)新，再次說明本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

（五）不同動機(jī)OFDI對母公司綠色創(chuàng)新影響的回歸結(jié)果

本部分實(shí)證考察不同動機(jī)的OFDI對母公司綠色創(chuàng)新影響的異質(zhì)性。首先，按照研究設(shè)計部分的介紹，本文根據(jù)海外關(guān)聯(lián)公司的經(jīng)營范圍信息，將對外直接投資動機(jī)分為商貿(mào)服務(wù)型、當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型、技術(shù)研發(fā)型和資源開發(fā)型四種。接下來，本文按照前述PSM原則，分別對不同OFDI動機(jī)的企業(yè)進(jìn)行逐年P(guān)SM，然后根據(jù)模型（2）的雙重差分法依次對不同OFDI動機(jī)的企業(yè)及其匹配樣本進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果見表6。

表6的回歸結(jié)果顯示，不同動機(jī)的OFDI對母公司綠色創(chuàng)新的影響并不一致。列（1）中核心解釋變量[OFDIit]的系數(shù)顯著為正，表明商貿(mào)服務(wù)型OFDI可以顯著提升母公司的綠色創(chuàng)新水平。同樣，列（2）的回歸結(jié)果顯示，當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI對母公司綠色創(chuàng)新有顯著的促進(jìn)效應(yīng)。不過，列（3）中[OFDIit]的系數(shù)不顯著為負(fù)，說明技術(shù)研發(fā)型OFDI對母公司綠色創(chuàng)新的影響不顯著。列（4）的結(jié)果表明，資源開發(fā)型OFDI對母公司綠色創(chuàng)新的影響也不顯著。以上回歸結(jié)果與理論預(yù)期保持一致。

（六）不同動機(jī)OFDI影響母公司綠色創(chuàng)新的機(jī)制檢驗

上述回歸分析結(jié)果表明，商貿(mào)服務(wù)型OFDI和當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI對母公司綠色創(chuàng)新的影響顯著為正，而技術(shù)研發(fā)型OFDI和資源開發(fā)型OFDI對母公司綠色創(chuàng)新影響不顯著。那么不同動機(jī)OFDI為什么對母公司綠色創(chuàng)新有差異性影響，將是本小節(jié)探討的問題。參考溫忠麟等（2004）的研究，本小節(jié)采用逐步回歸法來檢驗不同動機(jī)OFDI影響母公司綠色創(chuàng)新的機(jī)制。

1.商貿(mào)服務(wù)型OFDI影響母公司綠色創(chuàng)新的機(jī)制檢驗

根據(jù)理論分析部分的解釋，商貿(mào)服務(wù)型OFDI可能通過規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和綠色競爭效應(yīng)兩種途徑來促進(jìn)母公司綠色創(chuàng)新。首先，為了驗證規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)這個機(jī)制，本文使用企業(yè)利潤總額的對數(shù)來作為模型（2）的被解釋變量，然后進(jìn)行回歸檢驗。表7列（1）的結(jié)果顯示，對外直接投資可以顯著增加企業(yè)的利潤。該結(jié)果與趙偉等（2006）的研究結(jié)果一致，說明商貿(mào)服務(wù)型OFDI實(shí)現(xiàn)了規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，進(jìn)而提高了企業(yè)利潤。同時，表7列（8）的結(jié)果顯示，企業(yè)利潤的提高可以顯著促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新。列（1）和列（8）的結(jié)果表明，商貿(mào)服務(wù)型OFDI可以通過規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)增加的利潤來促進(jìn)母公司綠色創(chuàng)新。

其次，為了驗證綠色競爭效應(yīng)這一機(jī)制，我們將環(huán)境責(zé)任取對數(shù)，作為模型（2）的被解釋變量，然后進(jìn)行回歸檢驗。表7列（2）為[OFDIit]對企業(yè)環(huán)境責(zé)任影響的實(shí)證結(jié)果。該結(jié)果顯示，商貿(mào)服務(wù)型OFDI顯著增加了企業(yè)的環(huán)保責(zé)任。同時，表7列（8）的結(jié)果顯示，企業(yè)環(huán)境責(zé)任的提高顯著促進(jìn)了企業(yè)綠色創(chuàng)新。列（2）和列（8）的結(jié)果表明，跨國企業(yè)為了提高自身的綠色競爭力，會提高自身環(huán)保責(zé)任，最終促進(jìn)母公司綠色創(chuàng)新。綜上，列（1）、列（2）和列（8）的結(jié)果表明，商貿(mào)服務(wù)型OFDI可以通過規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和綠色競爭效應(yīng)來促進(jìn)母公司綠色創(chuàng)新。

2.當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI影響母公司綠色創(chuàng)新的機(jī)制檢驗

理論分析表明，當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI會通過利潤回饋效應(yīng)、資本配置效應(yīng)和環(huán)境合規(guī)效應(yīng)三種機(jī)制來促進(jìn)母公司綠色創(chuàng)新。表7的列（3）驗證了利潤回饋效應(yīng)這一渠道。列（3）中[OFDIit]的系數(shù)顯著為正，表明對外直接投資對企業(yè)利潤有顯著的促進(jìn)作用。該結(jié)果說明，當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI可以降低企業(yè)生產(chǎn)成本，進(jìn)而提高企業(yè)利潤。同樣，表7列（8）的結(jié)果顯示，企業(yè)利潤的提高可以顯著促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新。列（3）和列（8）的結(jié)果表明，當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI也可以通過利潤回饋效應(yīng)來促進(jìn)母公司綠色創(chuàng)新。

為了驗證資本配置效應(yīng)這一機(jī)制，借鑒代昀昊、孔東民（2017）的方法，我們測算出企業(yè)的資本配置效率。接下來本文將資本配置效率作為模型（2）的被解釋變量來進(jìn)行回歸檢驗。表7列（4）的結(jié)果表明，當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI可以顯著提高企業(yè)的資本配置效率。跨國企業(yè)將高污染、高能耗以及低技術(shù)含量的生產(chǎn)環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)移到東道國后，其資本配置效率確實(shí)得到提高，這個結(jié)果與劉娟等（2020）的研究結(jié)論一致。同時，表7列（8）的結(jié)果顯示，資本配置效率的提高顯著促進(jìn)了企業(yè)綠色創(chuàng)新。列（4）和列（8）的結(jié)果表明，當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI可以通過資本配置效應(yīng)來提高母公司綠色創(chuàng)新。

為了驗證環(huán)境合規(guī)效應(yīng)，我們將環(huán)境責(zé)任取對數(shù)，作為模型（2）的被解釋變量，然后進(jìn)行回歸檢驗。表7列（5）的結(jié)果顯示，當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI顯著增加了企業(yè)的環(huán)境責(zé)任。同樣，表7列（8）的結(jié)果顯示，企業(yè)環(huán)境責(zé)任的提高顯著促進(jìn)了企業(yè)綠色創(chuàng)新。列（5）和列（8）的結(jié)果表明，跨國企業(yè)為了讓生產(chǎn)活動所產(chǎn)生的污染排放符合東道國的環(huán)境法律法規(guī)，會提高自身環(huán)境責(zé)任，最終促進(jìn)母公司綠色創(chuàng)新。綜上，列（3）、列（4）、列（5）和列（8）的結(jié)果表明，當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI通過利潤回饋效應(yīng)、資本配置效應(yīng)和環(huán)境合規(guī)效應(yīng)三種途徑提高了母公司綠色創(chuàng)新。

3.技術(shù)研發(fā)型OFDI影響母公司綠色創(chuàng)新的機(jī)制檢驗

理論分析表明，技術(shù)研發(fā)型OFDI對母公司研發(fā)投資的影響是不確定的，進(jìn)而對母公司綠色創(chuàng)新的影響也不確定。為了驗證該渠道是否存在，我們將企業(yè)研發(fā)投入金額取對數(shù)，然后作為模型（2）的被解釋變量，進(jìn)行回歸檢驗。表7列（6）的結(jié)果顯示，對外直接投資對研發(fā)投入的影響是不顯著的。雖然技術(shù)研發(fā)型OFDI促使跨國企業(yè)可以較低成本地獲得海外子公司的綠色技術(shù)，有助于企業(yè)基于這些綠色技術(shù)進(jìn)行綠色創(chuàng)新活動。但是另一方面，技術(shù)研發(fā)型OFDI可能促使企業(yè)依賴海外子公司的綠色技術(shù)成果，海外子公司將替代母公司進(jìn)行綠色研發(fā)，進(jìn)而擠出母公司的綠色研發(fā)投入。同時，表7列（8）的結(jié)果顯示，企業(yè)研發(fā)投入的增加顯著促進(jìn)了企業(yè)綠色創(chuàng)新。然而，由于技術(shù)研發(fā)型OFDI不能促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行研發(fā)投資，最終無法促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新。

4.資源開發(fā)型OFDI影響母公司綠色創(chuàng)新的機(jī)制檢驗

由理論分析可知，資源開發(fā)型OFDI對母公司綠色創(chuàng)新的影響也是不確定的，其影響取決于資源開發(fā)型OFDI是否能提高企業(yè)利潤。為了驗證該渠道，我們繼續(xù)將企業(yè)利潤的對數(shù)作為模型（2）的被解釋變量，然后進(jìn)行回歸分析。表7列（7）的結(jié)果顯示，資源開發(fā)型OFDI對企業(yè)利潤的影響是不顯著的。雖然資源開發(fā)型OFDI一方面可以降低企業(yè)的原材料成本，但另一方面也存在非市場動機(jī)，最終資源開發(fā)型OFDI無法提高企業(yè)利潤。同時，表7列（8）的結(jié)果顯示，企業(yè)利潤的增加顯著促進(jìn)了企業(yè)綠色創(chuàng)新。可見，資源開發(fā)型OFDI并不能促進(jìn)提高企業(yè)利潤，最終無法促進(jìn)母公司綠色創(chuàng)新。

五、結(jié)論與政策建議

對外直接投資（OFDI）是推動企業(yè)母公司綠色創(chuàng)新發(fā)展的重要因素，投資動機(jī)是分析跨國企業(yè)OFDI影響的一個基本角度。本文以A股上市企業(yè)2008—2019年數(shù)據(jù)作為樣本，根據(jù)海外子公司的經(jīng)營范圍手工整理了企業(yè)對外直接投資的動機(jī)，利用PSM-DID方法實(shí)證檢驗對外直接投資及其動機(jī)異質(zhì)性對綠色創(chuàng)新的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）全樣本實(shí)證檢驗發(fā)現(xiàn)，對外直接投資顯著促進(jìn)了企業(yè)綠色創(chuàng)新；（2）區(qū)分OFDI動機(jī)的異質(zhì)性研究發(fā)現(xiàn)，商貿(mào)服務(wù)型OFDI對綠色創(chuàng)新具有顯著的促進(jìn)作用，當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI對綠色創(chuàng)新的影響顯著為正，技術(shù)研發(fā)型OFDI和資源開發(fā)型OFDI對綠色創(chuàng)新的影響均不顯著；（3）機(jī)制檢驗發(fā)現(xiàn)，商貿(mào)服務(wù)型OFDI通過規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和綠色競爭效應(yīng)兩種途徑來促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新，當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI通過資本配置效應(yīng)、利潤回饋效應(yīng)和環(huán)境合規(guī)效應(yīng)來促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新。技術(shù)研發(fā)型OFDI和資源開發(fā)型OFDI難以促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新，是由于技術(shù)研發(fā)型OFDI無法增加企業(yè)研發(fā)投入，資源開發(fā)型OFDI不能提高企業(yè)利潤。

本文的研究結(jié)論表明，對外直接投資是推動母公司綠色創(chuàng)新發(fā)展的重要因素，各級政府應(yīng)該進(jìn)一步支持企業(yè)“走出去”，以推動中國經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展。為了更好地利用“走出去”戰(zhàn)略的母公司綠色創(chuàng)新效應(yīng)，政府部門應(yīng)該根據(jù)企業(yè)不同對外直接投資動機(jī)制定差異化的鼓勵政策，具體如下：

第一，大力推動中國企業(yè)進(jìn)行商貿(mào)服務(wù)型OFDI。鼓勵中國企業(yè)在世界各國建立商貿(mào)機(jī)構(gòu)或者收購東道國擁有分銷渠道的公司，通過規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和綠色競爭效應(yīng)來促進(jìn)母公司綠色創(chuàng)新。第二，大力支持中國企業(yè)進(jìn)行當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI。利用東道國低廉的勞動力成本、環(huán)境成本和貿(mào)易成本，中國的跨國企業(yè)可以將國內(nèi)低附加值和資源消耗大的落后產(chǎn)能和過剩產(chǎn)能轉(zhuǎn)移到國外，以提高企業(yè)資本配置效率和利潤，進(jìn)而推動國內(nèi)企業(yè)騰出更多資源用于綠色技術(shù)的研發(fā)。第三，加大對技術(shù)研發(fā)型OFDI企業(yè)的綠色創(chuàng)新激勵。技術(shù)研發(fā)型OFDI雖然可以通過學(xué)習(xí)模仿效應(yīng)促進(jìn)中國企業(yè)綠色創(chuàng)新，但是考慮東道國子公司對中國母公司研發(fā)資源的擠占，中國企業(yè)通過獲取東道國先進(jìn)創(chuàng)新要素來促進(jìn)自身綠色創(chuàng)新水平的美好愿望不一定能實(shí)現(xiàn)。政策部門應(yīng)該增加科研激勵以引導(dǎo)技術(shù)研發(fā)型OFDI企業(yè)將綠色研發(fā)資源留在國內(nèi)母公司，以提高中國企業(yè)的綠色創(chuàng)新能力。

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How Motivational Differences in OFDI Affect the Green Innovation

of the Parent Company

Fan Hongzhong? Liu Yang? ?Wei Xinyan

Abstract： Outward foreign direct investment （OFDI） is an important factor in promoting the development of green innovation of parent companies， and investment motivation is a basic angle to analyze the impact of OFDI of multinational enterprises. Taking the 2008—2019 data of A-share listed enterprises as a sample， this paper manually organizes the motives of OFDI according to the business scope of overseas subsidiaries， and empirically tests how OFDI affects the green innovation of the parent company under different investment motives by using the PSM-DID method. The research conclusions are as follows. （1） Overall OFDI significantly promotes the parent company's green innovation，and a variety of robustness tests prove the reliability of this conclusion. （2） The research that distinguishes the motivation of OFDI finds that both commercial and service OFDI and local production OFDI significantly promote the parent company's green innovation， while technology R&D OFDI and resource development OFDI have insignificant effects on the parent company's green innovation. （3） The mechanism test finds that commercial and service OFDI promotes the parent company's green innovation through both the economy of scale effect and the green competition effect， while local production OFDI promotes the parent company's green innovation through the profit return effect， the capital allocation effect and environmental compliance effects. Technology R&D OFDI cannot increase R&D investment of enterprises， which makes it difficult to promote green innovation of the parent company. Resource development OFDI cannot increase enterprise profits，and thus does not have a significant effect on the promotion of green innovation in parent companies. This paper provides important empirical evidence for the Chinese government to formulate targeted OFDI policies to promote parent companies' green innovation and realize China's green development.

Keywords： OFDI; Green Innovation; Investment Motivation

（責(zé)任編輯：徐久香）

* 范紅忠，華中科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，E-mail：hongzhong@hust.edu.cn，通訊地址：湖北省武漢市洪山區(qū)華中科技大學(xué)，郵編：430074；劉洋（通訊作者），湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院，E-mail：docly@hust.edu.cn，通訊地址：湖北省武漢市江夏區(qū)楊橋湖大道8號，郵編：430205；魏新彥，華中農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，E-mail：weixinyan@webmail.hzau.edu.cn。作者文責(zé)自負(fù)。

基金項目：本文受國家社會科學(xué)基金一般項目“基于互利共贏的中美雙邊對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)”（19BJL107）和國家社會科學(xué)基金一般項目“開放型經(jīng)濟(jì)新體制、全球價值鏈重塑與中國出口質(zhì)量升級研究”（17BJL108）資助。

1 世界知識產(chǎn)權(quán)組織（WIPO）于2010年推出“國際專利分類綠色清單”，該綠色清單根據(jù)《聯(lián)合國氣候變化框架公約》中對綠色專利的劃分標(biāo)準(zhǔn)制定，包括七大類：交通運(yùn)輸類（Transportation）、廢棄物管理類（Waste Management）、能源節(jié)約類（Energy Conservation）、替代能源生產(chǎn)類（Alternative Energy Production）、行政監(jiān)管與設(shè)計類（Administrative Regulatory or Design Aspects）、農(nóng)林類（Agriculture or Forestry）和核電類（Nuclear Power Generation）。

1 具體而言，當(dāng)海外關(guān)聯(lián)公司的經(jīng)營范圍里面包括 “貿(mào)易”“銷售”“經(jīng)銷”“批發(fā)”“售后”和“零售”等關(guān)鍵詞時，則視為商貿(mào)服務(wù)型OFDI；當(dāng)包含“制造”“生產(chǎn)”“加工”和“組裝”等關(guān)鍵詞時，則視為當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型OFDI；當(dāng)包含“研發(fā)”“技術(shù)開發(fā)”“研究”“科研”和“科技”等關(guān)鍵詞，則視為技術(shù)研發(fā)型OFDI；當(dāng)包含“采礦”“資源開發(fā)”“油田開發(fā)”和“能源開發(fā)”等關(guān)鍵詞時，則視為資源開發(fā)型OFDI。借鑒余靜文等（2021），當(dāng)企業(yè)對外直接投資的經(jīng)營范圍存在多種動機(jī)，本文將存在多種動機(jī)的情況依次劃分到對應(yīng)的類別中，如經(jīng)營范圍包括“生產(chǎn)制造”和“研究開發(fā)”關(guān)鍵詞，那么該企業(yè)對外直接投資動機(jī)既是當(dāng)?shù)厣a(chǎn)型同時也是技術(shù)研發(fā)型。

1 東道國是否為發(fā)達(dá)國家的評判標(biāo)準(zhǔn)來源于世界銀行。重污染行業(yè)名單的認(rèn)定主要根據(jù)生態(tài)環(huán)境部 2010 年發(fā)布的《上市公司環(huán)境信息披露指南》和證監(jiān)會2012年修訂的《上市公司行業(yè)分類指引》。高科技行業(yè)名單的認(rèn)定主要根據(jù)《戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)分類（2012）》（試行）、經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織（OECD）相關(guān)文件和證監(jiān)會2012年修訂的《上市公司行業(yè)分類指引》。