對外直接投資與企業綠色轉型
——基于中國企業微觀數據的經驗研究

孫傳旺，張文悅

（廈門大學經濟學院中國能源經濟研究中心，福建 廈門 361005）

黨的十九大報告指出，我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段。然而，傳統粗放型工業增長模式造成的巨大資源消耗與環境約束仍在很大程度上限制了經濟增長空間。因此，加快轉變經濟發展方式，推進經濟社會發展全面綠色轉型迫在眉睫。“十四五”規劃和2035年遠景目標綱要提出，協同推進經濟高質量發展和生態環境高水平保護。《“十四五”工業綠色發展規劃》也指出，大力推進工業節能降碳，全面提高資源利用效率，積極推行清潔生產改造，提升綠色低碳技術供給能力，構建工業綠色低碳轉型與工業賦能綠色發展相互促進、深度融合的現代化產業格局。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”新發展格局的戰略背景下，中國對外直接投資（Outward Foreign Direct Investment，簡稱OFDI）蓬勃發展，海外投資規模日益擴大。在總量增長的同時，國內企業作為對外投資主體，其投資區位選擇呈現日益多元化趨勢。《中國對外直接投資統計公報》顯示，截至2020年底，中國OFDI分布在全球189個國家（地區），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2.8萬境內投資者設立的對外直接投資公司數在2020年達到4.5萬家。此外，國內企業OFDI活動逐步由以規避出口目標國關稅壁壘為目的的被動投資，轉向邊際產業轉移、逆向技術溢出獲取、自然資源和戰略資產尋求等為目的的主動投資，這為統籌利用國內國際兩個市場、兩種資源，推動經濟社會發展全面綠色轉型創造了良好的外部條件。

現有文獻多數關注OFDI的影響因素、投資動因和海外資金流向等問題［1-3］。OFDI影響母國經濟的相關研究則通常從宏觀視角出發，主要集中于技術創新［4］、產業轉型［5］、生產率提高［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營范圍和投資區位等重要信息，無法進一步準確甄別對外直接投資產生的差異化影響。也有部分文獻提及了對外投資影響母國經濟的路徑，包括產業轉移、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對外直接投資對企業生產力［8］、綠色專利研發［9］、產能利用效率［10］具有改善效果，但忽視了外向投資對企業環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一分析框架內詮釋企業綠色轉型的含義，并以此為基礎構建企業綠色轉型評價體系，導致方法系統評估企業外向投資對企業綠色轉型的作用效果。再者，既有文獻欠缺對OFDI與企業綠色發展之間潛在內生性問題的考慮，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，即企業對外投資會影響綠色轉型效果，相反地，企業綠色轉型水平也可能成為企業外向投資的先決條件，影響企業對外投資選擇，二者之間的作用是雙向的。

為了彌補現有文獻的不足，文章基于2009—2019年A股上市公司的海外投資數據，并利用兩階段最小二乘（2SLS）模型考察了企業對外投資的綠色轉型效應。可能的研究貢獻在于：①研究視角由宏觀省份轉向微觀企業個體，以中國上市公司海外直接投資的詳細數據為基礎，精準識別對外投資企業的經營范圍和投資目的，從而驗證企業對外投資對綠色轉型的作用效應。②按照企業對外投資的經營范圍，文章將企業對外直接投資劃分為商貿服務類、當地生產類、技術研發類和資源開發類四種，在理論層面系統分析了不同類型對外直接投資影響企業綠色轉型的六個渠道機制，分別是規模經濟效應、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中的存在性，有利于加深對個體企業綠色發展和轉型升級行為的理解。③針對企業對外投資潛在的內生性問題，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，創新性地設計企業經營環境開放度的工具變量。

1 機制分析

對外投資是企業主動獲取外部技術、積極轉換生產方式的重要途徑，將影響企業的生產績效和環保績效。近年來，中國企業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易壁壘為目的被動地開展海外投資，在吸收國外優勢資源并參與價值鏈高端環節以后，逐步轉為主動面向新興經濟體進行產業和產品轉移［11］，或與發達經濟體中的企業開展先進技術領域的項目合作［2］，即現階段對外投資活動呈現出多樣化的經營范圍。由于不同經營目的的投資與東道國要素聯系的緊密程度存在差異，不同類型的海外投資對企業經營的影響也不盡相同。因此，文章區分了企業對外投資的經營范圍，分別探討了企業經由不同經營范圍的對外投資提升企業綠色轉型效果可能的渠道機制，見圖1。

圖1 OFDI影響企業綠色轉型的作用渠道

商貿服務類對外投資。商貿服務類投資的主要目的是開拓海外市場、擴大企業出口，具有市場尋求的特征。該類投資提升企業綠色轉型水平的作用渠道可能有以下兩條：一是規模經濟效應渠道，二是競爭效應渠道。對外投資的規模經濟效應可以理解為，企業開展外向投資有利于擴大出口，轉移國內部分邊際產品，以達到充分發揮本地集約型生產優勢，實現規模經濟效益的目的［12］。這對降低企業單位產品的平均生產成本，激發企業的創新活力，促使對外投資企業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，各對外投資企業還需直面海外市場的競爭壓力，迫使其經由學習效應、競爭效應渠道不斷提升自身綠色發展水平［14］。母公司為了維持在東道國的競爭優勢，往往會更加重視海外關聯企業的研發投入，而這種競爭效應會擴散至國內市場，驅使國內母公司采取偏重研發創新的經營戰略，加快企業自主創新。此外，投資東道國日趨重視由國際投資引致的環境污染問題。因此，節能環保的硬性要求和綠色創新的軟約束將倒逼外向投資企業增強自身的環境管理能力。

當地生產類對外投資。伴隨著效率尋求的特征，當地生產類投資主要用于在東道國生產和銷售產品，將通過利潤反饋機制和中間投入出口效應影響國內母公司。企業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和銷售最終產品和中間產品獲利并向母國企業反向輸出利潤，這將為母公司的技術研發和產品升級提供豐厚的資金支持。另外，鑒于企業海外子公司的當地生產可能需要從母公司進口中間產品，母公司出口的增加將產生出口學習效應。正如Bernard等［15］學者所驗證的，企業出口后向國外供應商和消費者的學習將有助于提升企業生產率。

技術研發類對外投資。技術研發類外向投資通常是為了獲取新技術、提高創新能力而開展的海外投資，對發達經濟體逆梯度投資的技術尋求特征明顯，對其他發展中經濟體的投資也常常伴隨著先進項目戰略合作的意圖。此類投資旨在充分利用東道國高質量研發人才、高技能勞動力和高效率研發環境，以獲得逆向技術溢出［16］，往往是技術創新和生產率提升的關鍵動因［17-18］。以能源領域為例，中國能源企業在引進先進技術方面逐步積累實踐經驗。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驗，對于提高國內企業的能源利用效率，實現綠色發展具有重要作用。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。

資源開發類對外投資。資源開發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勢的發展中經濟體。一方面，國內企業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定性；另一方面，經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生產的制約。根據中國全球投資跟蹤（China Global Investment Tracker，CGIT）數據庫，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，占投資項目總數的29.22%，其中，將發達經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量較多且投資區位分布廣泛。然而，企業資源開發類投資也可能存在非市場動機［19］。這使得企業投資并非以利潤最大化為出發點，將對企業經營績效產生負面影響，不利于母公司生產率提升和綠色轉型。因此，企業資源開發類投資是否提升了企業綠色轉型水平仍值得檢驗。

2 研究設計

2.1 樣本選擇與數據來源

考慮到數據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公司的企業作為研究樣本，實證檢驗對外直接投資對企業綠色轉型的影響。樣本選擇的具體步驟如下：

第一，界定企業對外直接投資。企業對外投資的相關信息源自泰安（CSMAR）數據庫“海外直接投資”子庫中的“海外關聯公司表”，該表包含了上市公司海外關聯公司的基本信息，主要包括海外關聯方、關聯關系、注冊資本、注冊地、經營范圍和其他財務指標。通過整理表中2009—2019年63 034條海外關聯公司的數據，最終獲得了樣本期內上市公司歷年的海外關聯公司數以及投資東道國和主營業務等信息。此外，初步剔除了經營目的為金融服務、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：連續虧損的企業（ST和*ST企業）；重要財務指標觀測值嚴重缺失的企業；樣本期內數據少于連續三年的企業；總固定資產超過總資產、資產負債率大于1或小于0的企業。另外，為了避免樣本極端值對模型的影響，對主要連續變量進行上下1%的縮尾處理。經過上述數據篩選和處理，最終保留了1 793家樣本期內擁有海外關聯公司的企業，獲得了2009—2019年包含9 692條有效觀測值的非平衡面板數據。財務信息以及其他公司特征的企業數據均來自CSMAR數據庫。

2.2 重要變量及其測度

2.2.1 企業綠色轉型

中國社會科學院工業經濟研究所課題組［20］將綠色轉型界定為：工業邁向“能源資源利用集約、污染物排放減少、環境影響降低、勞動生產率提高、可持續發展能力增強”的過程，以資源集約利用和環境友好為導向，注重環境效益與經濟效益的協調統一。目前，在企業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新視角考察企業綠色轉型；于連超等［21］則從綠色文化、戰略、創新、投入、生產和排放等六個維度評價企業轉型效果；劉學敏等［22］認為企業實現綠色轉型應處理好三方面的關系，即企業與自然、企業內部以及企業與社會的關系。

基于已有研究的啟發，文章在構建微觀企業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經濟研究所課題組［20］對企業綠色轉型內涵的界定以及鄧慧慧等［23］的觀點，重點關注企業生產過程的高效化、集約化、低碳化、可持續化，從技術創新、生產水平、降污減排、環境保護、社會評價等5個維度構造一級指標，并擴展為創新投入、創新產出、生產效率、勞動效率、污染治理、清潔生產、環境管理、環境監管、社會責任等9個二級指標，以期更全面地度量企業綠色轉型水平。企業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據進行標準化處理，并利用熵權法對指標賦權，測算企業綠色轉型指數（Enterprise Green Transition Index，簡稱EGTI）。

表1 企業綠色轉型綜合評價指標體系的架構思路

2.2.2 企業對外投資水平

中國企業積極尋求“走出去”為國內經濟發展提供了重要窗口，而境外投資是辨識企業是否真正“走出去”的關鍵。根據Lu等［24］的研究，文章用上市公司歷年海外關聯公司數衡量企業對外直接投資水平OFDI。

2.2.3 其他控制變量

參考現有文獻做法［25-26］，該研究選取了三個維度的企業層面經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、現金流水平Cfo、資產收益率ROA、現金比率Cashr、企業成長性Growth、固定資產比例Fix；二是公司治理特征，包括股東權利Top、董事會規模Brd；三是公司其他因素，包括企業年齡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對企業綠色轉型的影響，在經驗估計時，研究設定如下計量模型：

其中：下標i和t分別代表企業和年份。EGTIi，t為企業綠色轉型指數。OFDIi，t代表企業對外投資水平，用企業i第t年的海外關聯公司數來度量，系數β1衡量了OFDI對企業綠色轉型的影響，是文章關注的核心參數。若在控制了一系列企業特征變量Xi，t后，β1顯著為正值，則可以推斷企業海外投資在提升企業綠色轉型水平方面是有效的。為了緩解遺漏企業層面不隨時間變化的因素對估計結果的影響，控制了企業固定效應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 變量描述性統計

模型變量的描述性結果見表3。在2009—2019年樣本期內的對外投資企業，其綠色轉型水平EGTI的均值為0.205。海外關聯公司數OFDI的均值為4.013，標準差為6.692，表明上市公司的海外關聯公司數在樣本企業間存在較大差異。其余控制變量的描述性統計與已有研究［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，發現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多重共線性問題。

表3 變量描述性統計

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之間呈現正相關關系，并且在5%水平上顯著，由于未將其他企業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的系數均顯著為正。根據列（4）的回歸結果，對外直接投資OFDI每增加一個單位，企業綠色轉型指數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，企業開展對外投資將會促進企業綠色轉型水平的提升。

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

3.3 內生性問題：工具變量回歸

在上述估計中，文章發現對外直接投資可以改善企業綠色轉型效果。但相反地，企業綠色轉型水平也可能是外向投資的先決條件，將會影響企業投資傾向或催生企業投資行為［28-29］，即對外直接投資與企業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生性問題。鑒于此，文章將采用反映樣本企業所處經營環境開放程度的指標作為企業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對企業綠色轉型影響的一致性估計。

文章基于企業所在省份的近代開埠通商歷史和企業辦公地到最近河港的距離，嘗試構造企業經營環境開放程度的工具變量。具體構建方法為：①將省內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地處省份近代開埠歷史Open的代理變量。根據吳慧［30］主編的《中國商業通史》，文章經整理獲得國內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，獲得省內口岸首次開埠的年份數據和各省近代開埠歷史數據。②利用來自CSMAR數據庫的上市公司辦公地和國內河港的經緯度信息，計算并篩選得到企業辦公地到最近河港的距離Distance，構造Open/Distance的工具變量。

企業地處省份的近代開埠歷史與企業辦公地到最近河港距離的比值之所以能夠作為企業對外投資水平的工具變量，一是因為其與內生解釋變量高度相關，企業所在省份的開埠歷史代表了其所處經營環境的開放程度，開埠通商歷史越長，國際貿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所處區域的交通便捷性和貿易通達性，也從另一角度體現了開放程度的高低。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，企業現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旨在尋求資源稟賦優勢和寬松政策環境不同，對外投資企業的辦公地選址一般不受其海外投資活動影響，即企業通常先選址、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，但考慮其數據特征和經濟關系，該工具變量可能仍存在一定缺陷，需要注意：①在數據特征方面，作為樣本企業地處省份的固有歷史特征以及企業選址的地理特征，省份近代開埠歷史、企業辦公地與最近河港距離在數據維度上均是截面數據，而內生解釋變量OFDI與被解釋變量EGTI則是包含了企業個體信息與時間信息的面板數據。②在經濟關系方面，依據年份的不同，開埠歷史和企業選址對于企業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、企業辦公地到最近河港距離的倒數與年份虛擬變量的交乘項Open/Distance×Year作為工具變量引入模型，既可以克服截面數據維度限制，又充分體現了工具變量對內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性，并確保在統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統計量大于10這一經驗值，表明構造的工具變量與內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，認為工具變量與內生解釋變量有關。根據Cragg-Donald Wald F統計量結果，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，但在數值上存在較大差別，可能的原因是潛在的內生性問題可能會在一定程度上低估對外直接投資對企業綠色轉型的促進作用。③其余控制變量的系數與表4的結果基本相同，驗證了工具變量回歸結果的穩健性。

表4 對外直接投資與企業綠色轉型：基準回歸結果

3.4 穩健性檢驗

為了確保基準模型回歸結果的可靠性，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健性檢驗，且上述穩健性檢驗均以表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：基于企業綠色轉型分項指標的檢驗

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

表6 穩健性檢驗：基于企業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 日國家多部委聯合發布《推動共建絲綢之路經濟帶和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。由于企業對外投資在受國家政策外部沖擊后可能會對研究結果產生影響，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，證明企業對外投資對其綠色轉型具有促進作用的結論是穩健的。

表5 對外直接投資與企業綠色轉型：工具變量（2SLS）估計結果

3.4.3 其他內生性問題：控制變量滯后一期

除了緩解核心解釋變量OFDI的內生性偏誤，文章還考量了由上市公司年報數據中時間差效應引致的謬誤及其他潛在內生性問題，使用將控制變量滯后一期的數據進行穩健性檢驗。表7列（2）的結果顯示OFDI的系數為0.282 6。無論是顯著性水平還是系數絕對值均與表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：考慮高管海外經歷和公職經歷的遺漏變量

遺漏變量是導致內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。企業綠色發展過程中可能會受到來自高管經歷的影響。已有研究表明，高管海外經歷和公職經歷的嵌入往往會成為影響企業環境績效、技術創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歷和公職經歷納入回歸模型，控制高管對企業綠色轉型的傾向。

目前，現有研究尚未明確界定高管海外經歷的含義，大多使用國際化經驗等類似術語予以代替。國際化經驗一般是指企業高管在海外的學習和工作經驗，使企業在面臨復雜的國際外部環境時，能夠依據高管海外教育和工作經歷在一定程度上減少環境的不確定性，從而影響公司運營和投資決策。高管公職經歷通常意味著企業的政治關聯，是指企業高管曾經或目前就職于政府機構［37］。企業擁有政治關聯的優勢在于信貸獲取、政府補貼、稅收優惠和市場份額擴張等［38］。這將為企業綠色發展和轉型升級提供資金支持和政策扶持，有助于提高企業價值、改善業績［39］。基于已有文獻的相關研究，文章將高管海外經歷Oversea定義為董事長或總經理曾在海外任職或求學，若高管具有海外經歷，則該變量取值為1，反之取值為0；將高管公職經歷Public定義為企業的董事長或總經理是現任或前任的政府官員、人大代表或政協委員［40］，若高管具有公職經歷，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歷與公職經歷指標的回歸結果。結果顯示，Oversea的回歸系數為0.004，意味著董事長或CEO海外任職或求學經歷對企業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驗，擁有豐富的社會網絡資源，使其在企業發展戰略的制定中更加傾向于技術研發創新和企業綠色轉型。而高管公職經歷嵌入則與企業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綠色轉型的機制檢驗

按照樣本企業海外關聯公司的經營范圍，文章將企業對外投資劃分為商貿服務類、當地生產類、技術研發類和資源開發類投資，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易服務和當地生產類投資。

表8 樣本企業海外關聯公司的經營范圍分布情況

接下來，文章以對外投資影響企業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i的k類對外投資，k分別代表商貿服務類、當地生產類、技術研發類和資源開發類。Mi，t為中介變量，依次選取技術效率TE（生產端的產能利用效率）、研發投入RD（研發費用）、海外公司毛利率Profit（海外公司毛利金額/收入金額）、海外公司營業收入占比Income（海外公司營業收入/母公司營業收入）、綠色專利獲得量Patent（發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），作為規模經濟效應、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 當地生產類對外直接投資影響企業綠色轉型的機制檢驗結果

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

表9 商貿服務類對外直接投資影響企業綠色轉型的機制檢驗結果

對于當地生產類投資，根據表10中的列（1），當地生產類OFDI對企業綠色轉型影響的估計系數為0.007 7，意味著當地生產類投資與東道國要素聯系較為緊密，經由在東道國生產和銷售產品的投資渠道也將對母公司研發活動和生產效率產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，說明當地生產類OFDI通過出口效應這一作用渠道對企業綠色轉型效果的提升起到了正向的促進作用。OFDI經由海外公司營業收入比重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。

對于技術研發類投資，從表11中列（1）的結果中可以看出，技術研發類投資OFDI_tech顯著正向影響了企業綠色轉型。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類OFDI，會促進專利獲得量Patent提高0.139 4個單位，而技術研發類OFDI也將經由該作用機制促進企業綠色轉型，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，證實了鄧寧的發展中國家對外投資理論，即發展中經濟體企業對外直接投資通常需要綜合考慮自身生產效率和技術研發能力，往往意圖獲得東道國的知識、技術和管理經驗外溢，將產生技術溢出效應和技術進步效應，進而影響母國企業綠色轉型水平［44］。對于資源開發類投資，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綠色轉型的機制尚不存在。

表11 技術研發類和資源開發類對外直接投資影響企業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濟社會系統性變革要求兼顧經濟增長與減污降碳，實現經濟與環境效益的雙贏。經濟系統多維度轉型是統籌二者協同發展的必由之路［45］。企業作為經濟系統的微觀基礎，其綠色發展和轉型升級關乎經濟社會全面綠色低碳轉型。同時，在加快構建以國內大循環為主體、國內國際雙循環相互促進的新發展格局的戰略背景下，中國企業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，因而企業對外直接投資日益成為助推國內經濟綠色發展和產業轉型升級的一大動力。那么，中國企業開展對外投資的成效如何，是否有益于提升企業自身綠色轉型水平？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微觀層面的經驗證據，不僅具有理論價值，也能夠引導中國企業更好地走出去。

為此，文章基于2009—2019年中國上市公司數據，實證檢驗了OFDI對企業綠色轉型的影響。結果表明：對外直接投資顯著提高了企業綠色轉型水平；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，企業商貿服務類外向投資有利于擴大出口，合理配置生產要素和國內外資源，進而實現規模經濟效益，另外，該類投資還使企業在面臨海外競爭壓力的情況下，提高自主技術創新能力，即企業對外投資可以通過規模經濟和競爭效應的渠道機制改善企業綠色轉型效果；企業當地生產類對外投資經由出口競爭效應機制影響企業綠色轉型，而逆向技術溢出機制則是技術研發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”新發展格局的戰略選擇，文章提出如下幾點建議，以期為推動企業綠色轉型并加快實現經濟社會全面綠色發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略，鼓勵企業開展對外投資，為對外投資企業創造良好的內外部環境，努力保障企業權益、防范境外投資風險，協調國內各類外向投資企業走出去過程中的競合關系，堅定企業實施國際化戰略的信心。第二，政府應推進企業與投資東道國開展市場、生產和技術合作，而企業則需要利用自身差異化優勢因勢利導走出去，增加商貿服務、當地生產和技術研發的外向投資，充分發揮對外投資提升企業綠色轉型水平的長期效果，以國際循環提升國內大循環效率和水平。