对外直接投资与企业绿色转型——基于中国企业微观数据的经验研究

孙传旺，张文悦

（厦门大学经济学院中国能源经济研究中心，福建 厦门 361005）

党的十九大报告指出，我国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段。然而，传统粗放型工业增长模式造成的巨大资源消耗与环境约束仍在很大程度上限制了经济增长空间。因此，加快转变经济发展方式，推进经济社会发展全面绿色转型迫在眉睫。“十四五”规划和2035年远景目标纲要提出，协同推进经济高质量发展和生态环境高水平保护。《“十四五”工业绿色发展规划》也指出，大力推进工业节能降碳，全面提高资源利用效率，积极推行清洁生产改造，提升绿色低碳技术供给能力，构建工业绿色低碳转型与工业赋能绿色发展相互促进、深度融合的现代化产业格局。与此同时，在党和国家推动更高水平的对外开放与构建“双循环”新发展格局的战略背景下，中国对外直接投资（Outward Foreign Direct Investment，简称OFDI）蓬勃发展，海外投资规模日益扩大。在总量增长的同时，国内企业作为对外投资主体，其投资区位选择呈现日益多元化趋势。《中国对外直接投资统计公报》显示，截至2020年底，中国OFDI分布在全球189个国家（地区），对外投资存量达2.58万亿美元，仅次于美国（8.13万亿美元）和荷兰（3.8万亿美元）。中国2.8万境内投资者设立的对外直接投资公司数在2020年达到4.5万家。此外，国内企业OFDI活动逐步由以规避出口目标国关税壁垒为目的的被动投资，转向边际产业转移、逆向技术溢出获取、自然资源和战略资产寻求等为目的的主动投资，这为统筹利用国内国际两个市场、两种资源，推动经济社会发展全面绿色转型创造了良好的外部条件。

现有文献多数关注OFDI的影响因素、投资动因和海外资金流向等问题［1-3］。OFDI影响母国经济的相关研究则通常从宏观视角出发，主要集中于技术创新［4］、产业转型［5］、生产率提高［6］等方面。然而，省际宏观研究样本的设定存在一定局限性，主要原因是难以从省际OFDI的总金额中有效剥离经营范围和投资区位等重要信息，无法进一步准确甄别对外直接投资产生的差异化影响。也有部分文献提及了对外投资影响母国经济的路径，包括产业转移、技术溢出等［7］。但由于将研究设置在了省级层面，实际上检验的是省际对外投资的总体影响，无法针对企业OFDI带来的具体影响进行单独估计，因而，对外直接投资对企业绿色转型影响的作用机制仍然需进一步探讨和验证。此外，虽然有研究意识到企业对外直接投资对企业生产力［8］、绿色专利研发［9］、产能利用效率［10］具有改善效果，但忽视了外向投资对企业环境保护意识和公众评价感知等的影响，且未将上述因素纳入统一分析框架内诠释企业绿色转型的含义，并以此为基础构建企业绿色转型评价体系，导致方法系统评估企业外向投资对企业绿色转型的作用效果。再者，既有文献欠缺对OFDI与企业绿色发展之间潜在内生性问题的考虑，忽略了核心解释变量与被解释变量之间可能存在的互为因果的关系，即企业对外投资会影响绿色转型效果，相反地，企业绿色转型水平也可能成为企业外向投资的先决条件，影响企业对外投资选择，二者之间的作用是双向的。

为了弥补现有文献的不足，文章基于2009—2019年A股上市公司的海外投资数据，并利用两阶段最小二乘（2SLS）模型考察了企业对外投资的绿色转型效应。可能的研究贡献在于：①研究视角由宏观省份转向微观企业个体，以中国上市公司海外直接投资的详细数据为基础，精准识别对外投资企业的经营范围和投资目的，从而验证企业对外投资对绿色转型的作用效应。②按照企业对外投资的经营范围，文章将企业对外直接投资划分为商贸服务类、当地生产类、技术研发类和资源开发类四种，在理论层面系统分析了不同类型对外直接投资影响企业绿色转型的六个渠道机制，分别是规模经济效应、竞争效应、利润反馈机制、出口效应、逆向技术溢出和资源补缺效应，并实证检验了上述机制在对外投资企业中的存在性，有利于加深对个体企业绿色发展和转型升级行为的理解。③针对企业对外投资潜在的内生性问题，以上市公司所在省份的近代开埠通商历史、公司办公地到最近河港的距离为基础，创新性地设计企业经营环境开放度的工具变量。

1 机制分析

对外投资是企业主动获取外部技术、积极转换生产方式的重要途径，将影响企业的生产绩效和环保绩效。近年来，中国企业对外直接投资活动由被动参与转向主动寻求的趋势日益明显，最初主要以跨越出口目标国关税和贸易壁垒为目的被动地开展海外投资，在吸收国外优势资源并参与价值链高端环节以后，逐步转为主动面向新兴经济体进行产业和产品转移［11］，或与发达经济体中的企业开展先进技术领域的项目合作［2］，即现阶段对外投资活动呈现出多样化的经营范围。由于不同经营目的的投资与东道国要素联系的紧密程度存在差异，不同类型的海外投资对企业经营的影响也不尽相同。因此，文章区分了企业对外投资的经营范围，分别探讨了企业经由不同经营范围的对外投资提升企业绿色转型效果可能的渠道机制，见图1。

图1 OFDI影响企业绿色转型的作用渠道

商贸服务类对外投资。商贸服务类投资的主要目的是开拓海外市场、扩大企业出口，具有市场寻求的特征。该类投资提升企业绿色转型水平的作用渠道可能有以下两条：一是规模经济效应渠道，二是竞争效应渠道。对外投资的规模经济效应可以理解为，企业开展外向投资有利于扩大出口，转移国内部分边际产品，以达到充分发挥本地集约型生产优势，实现规模经济效益的目的［12］。这对降低企业单位产品的平均生产成本，激发企业的创新活力，促使对外投资企业技术效率进一步提升起到关键作用［13］。然而，在通过外向投资收获更多机遇的同时，各对外投资企业还需直面海外市场的竞争压力，迫使其经由学习效应、竞争效应渠道不断提升自身绿色发展水平［14］。母公司为了维持在东道国的竞争优势，往往会更加重视海外关联企业的研发投入，而这种竞争效应会扩散至国内市场，驱使国内母公司采取偏重研发创新的经营战略，加快企业自主创新。此外，投资东道国日趋重视由国际投资引致的环境污染问题。因此，节能环保的硬性要求和绿色创新的软约束将倒逼外向投资企业增强自身的环境管理能力。

当地生产类对外投资。伴随着效率寻求的特征，当地生产类投资主要用于在东道国生产和销售产品，将通过利润反馈机制和中间投入出口效应影响国内母公司。企业绿色转型的风险性和收益不确定性等因素决定了其需要一定资金支持。海外子公司可以借助在东道国生产和销售最终产品和中间产品获利并向母国企业反向输出利润，这将为母公司的技术研发和产品升级提供丰厚的资金支持。另外，鉴于企业海外子公司的当地生产可能需要从母公司进口中间产品，母公司出口的增加将产生出口学习效应。正如Bernard等［15］学者所验证的，企业出口后向国外供应商和消费者的学习将有助于提升企业生产率。

技术研发类对外投资。技术研发类外向投资通常是为了获取新技术、提高创新能力而开展的海外投资，对发达经济体逆梯度投资的技术寻求特征明显，对其他发展中经济体的投资也常常伴随着先进项目战略合作的意图。此类投资旨在充分利用东道国高质量研发人才、高技能劳动力和高效率研发环境，以获得逆向技术溢出［16］，往往是技术创新和生产率提升的关键动因［17-18］。以能源领域为例，中国能源企业在引进先进技术方面逐步积累实践经验。2008年7月，中海油田服务股份有限公司以24.9亿美元收购了挪威海上钻井公司（Awilco Offshore ASA，AWO）100%的股权。中海油服与AWO公司合并后获得了34座运营钻井平台（包括半潜式和自升式海上钻井平台），快速更新和补充了海上钻井装备，满足了中国海上及海外油气勘探开发对钻井装备的迫切需求。这一案例阐释了中国对外投资获得的先进技术和管理经验，对于提高国内企业的能源利用效率，实现绿色发展具有重要作用。然而，受限于母公司自身的学习能力和吸收能力，技术研发类投资能否显著提升母公司绿色转型水平需要进一步检验。

资源开发类对外投资。资源开发类投资一般以寻求东道国价廉质高的原材料为目的，通常集中于拥有资源优势的发展中经济体。一方面，国内企业通过对外投资的方式取得东道国资源开采权，可以降低资源获取成本，保证资源长期供应的稳定性；另一方面，经由资源型投资在海外寻求比较劣势资源，可以弥补自身资源禀赋的不足，缓解资源短缺对国内生产的制约。根据中国全球投资跟踪（China Global Investment Tracker，CGIT）数据库，在2005—2018年中国3 347笔海外投资项目（超亿美元）中，能源类项目达到978个，占投资项目总数的29.22%，其中，将发达经济体作为投资东道国的能源项目有167个，前往“一带一路”倡议沿线国家的能源类投资包括507项，意味着中国能源类项目数量较多且投资区位分布广泛。然而，企业资源开发类投资也可能存在非市场动机［19］。这使得企业投资并非以利润最大化为出发点，将对企业经营绩效产生负面影响，不利于母公司生产率提升和绿色转型。因此，企业资源开发类投资是否提升了企业绿色转型水平仍值得检验。

2 研究设计

2.1 样本选择与数据来源

考虑到数据的可获得性和可靠性，文章选取2009—2019年沪深两市A股非金融类上市公司中拥有海外关联公司的企业作为研究样本，实证检验对外直接投资对企业绿色转型的影响。样本选择的具体步骤如下：

第一，界定企业对外直接投资。企业对外投资的相关信息源自泰安（CSMAR）数据库“海外直接投资”子库中的“海外关联公司表”，该表包含了上市公司海外关联公司的基本信息，主要包括海外关联方、关联关系、注册资本、注册地、经营范围和其他财务指标。通过整理表中2009—2019年63 034条海外关联公司的数据，最终获得了样本期内上市公司历年的海外关联公司数以及投资东道国和主营业务等信息。此外，初步剔除了经营目的为金融服务、融资租赁和未注明投资目的的海外关联公司。

第二，为了保证研究样本的有效性，文章遵循已有文献中对上市公司样本的一般处理方式，将剔除以下样本：连续亏损的企业（ST和*ST企业）；重要财务指标观测值严重缺失的企业；样本期内数据少于连续三年的企业；总固定资产超过总资产、资产负债率大于1或小于0的企业。另外，为了避免样本极端值对模型的影响，对主要连续变量进行上下1%的缩尾处理。经过上述数据筛选和处理，最终保留了1 793家样本期内拥有海外关联公司的企业，获得了2009—2019年包含9 692条有效观测值的非平衡面板数据。财务信息以及其他公司特征的企业数据均来自CSMAR数据库。

2.2 重要变量及其测度

2.2.1 企业绿色转型

中国社会科学院工业经济研究所课题组［20］将绿色转型界定为：工业迈向“能源资源利用集约、污染物排放减少、环境影响降低、劳动生产率提高、可持续发展能力增强”的过程，以资源集约利用和环境友好为导向，注重环境效益与经济效益的协调统一。目前，在企业绿色转型效果的定量测度和指标认定方面，学术界持有不同观点。王晓祺等［9］着眼于以绿色专利为表征的创新视角考察企业绿色转型；于连超等［21］则从绿色文化、战略、创新、投入、生产和排放等六个维度评价企业转型效果；刘学敏等［22］认为企业实现绿色转型应处理好三方面的关系，即企业与自然、企业内部以及企业与社会的关系。

基于已有研究的启发，文章在构建微观企业视角下的绿色转型综合评价指标体系时，结合了中国社会科学院工业经济研究所课题组［20］对企业绿色转型内涵的界定以及邓慧慧等［23］的观点，重点关注企业生产过程的高效化、集约化、低碳化、可持续化，从技术创新、生产水平、降污减排、环境保护、社会评价等5个维度构造一级指标，并扩展为创新投入、创新产出、生产效率、劳动效率、污染治理、清洁生产、环境管理、环境监管、社会责任等9个二级指标，以期更全面地度量企业绿色转型水平。企业绿色转型综合评价指标体系的架构思路和指标的具体含义见表1。接下来，文章以构建的企业绿色转型指标体系为基础，综合运用无量纲化、价值平减法等方法对数据进行标准化处理，并利用熵权法对指标赋权，测算企业绿色转型指数（Enterprise Green Transition Index，简称EGTI）。

表1 企业绿色转型综合评价指标体系的架构思路

2.2.2 企业对外投资水平

中国企业积极寻求“走出去”为国内经济发展提供了重要窗口，而境外投资是辨识企业是否真正“走出去”的关键。根据Lu等［24］的研究，文章用上市公司历年海外关联公司数衡量企业对外直接投资水平OFDI。

2.2.3 其他控制变量

参考现有文献做法［25-26］，该研究选取了三个维度的企业层面经济特征作为模型的控制变量。一是公司财务指标，包括账面市值比MtB、现金流水平Cfo、资产收益率ROA、现金比率Cashr、企业成长性Growth、固定资产比例Fix；二是公司治理特征，包括股东权利Top、董事会规模Brd；三是公司其他因素，包括企业年龄Age、股权性质Gov。表2报告了被解释变量和解释变量的定义。

表2 主要变量和定义

2.3 计量模型与方法

为了检验OFDI对企业绿色转型的影响，在经验估计时，研究设定如下计量模型：

其中：下标i和t分别代表企业和年份。EGTIi，t为企业绿色转型指数。OFDIi，t代表企业对外投资水平，用企业i第t年的海外关联公司数来度量，系数β1衡量了OFDI对企业绿色转型的影响，是文章关注的核心参数。若在控制了一系列企业特征变量Xi，t后，β1显著为正值，则可以推断企业海外投资在提升企业绿色转型水平方面是有效的。为了缓解遗漏企业层面不随时间变化的因素对估计结果的影响，控制了企业固定效应μi；另外，文章还控制了年份固定效应γt，即所有企业共有的时间因素。εi，t是误差项。

3 实证检验与结果分析

3.1 变量描述性统计

模型变量的描述性结果见表3。在2009—2019年样本期内的对外投资企业，其绿色转型水平EGTI的均值为0.205。海外关联公司数OFDI的均值为4.013，标准差为6.692，表明上市公司的海外关联公司数在样本企业间存在较大差异。其余控制变量的描述性统计与已有研究［26-27］基本一致。另外，本部分进行了平均方差膨胀因子（VIF）检验，发现VIF均值为1.25，且各变量的VIF值均小于1.5，认为解释变量间没有出现多重共线性问题。

表3 变量描述性统计

3.2 基准回归模型检验结果

表4报告了基准模型（1）即对外直接投资与企业绿色转型关系的估计结果。列（1）至列（4）分别表示不同变量被纳入回归方程的结果。列（1）的回归结果表明，OFDI与EGTI之间呈现正相关关系，并且在5%水平上显著，由于未将其他企业特征变量的控制项纳入模型中，此时模型可能存在伪回归。列（2）至列（4）在逐步加入其他更多控制项之后，OFDI的系数均显著为正。根据列（4）的回归结果，对外直接投资OFDI每增加一个单位，企业绿色转型指数EGTI将提高0.006 8个单位。因此，基准回归的结果表明，在控制了其他因素之后，企业开展对外投资将会促进企业绿色转型水平的提升。

就控制变量而言，企业的账面价值比MtB正向影响企业率转型水平，意味着变现能力强、成长潜力高的企业往往面临更为宽松的财务约束，从而更倾向于绿色技术创新、生产效率优化、污染综合治理等。企业固定资产比Fix的提高也积极作用于企业绿色转型。股东权利Top、董事会规模Brd则与企业绿色转型指标呈现出显著的负相关关系，说明前十大股东持股比例越大、董事会人数越多，企业绿色转型水平越低。企业年龄Age对企业绿色转型的影响倾向为负，这可能是因为企业经营时间越长，企业生产方式和产品结构固化可能引致更高的节能减排和环境治理成本，从而不利于企业推进绿色转型进程，但这一作用并不显著。另外，现金比率Cashr、现金流水平Cfo、资产收益率ROA、企业成长性Growth、国有股东持股比例Gov的作用效应在样本期内尚不明显。

3.3 内生性问题：工具变量回归

在上述估计中，文章发现对外直接投资可以改善企业绿色转型效果。但相反地，企业绿色转型水平也可能是外向投资的先决条件，将会影响企业投资倾向或催生企业投资行为［28-29］，即对外直接投资与企业绿色转型之间的作用是双向的，二者之间可能存在互为因果的内生性问题。鉴于此，文章将采用反映样本企业所处经营环境开放程度的指标作为企业对外投资水平的工具变量，利用两阶段最小二乘（2SLS）模型进行工具变量回归分析，以期得到OFDI对企业绿色转型影响的一致性估计。

文章基于企业所在省份的近代开埠通商历史和企业办公地到最近河港的距离，尝试构造企业经营环境开放程度的工具变量。具体构建方法为：①将省内首个开埠口岸自通商之日起至1949年10月1日的年限长度作为企业地处省份近代开埠历史Open的代理变量。根据吴慧［30］主编的《中国商业通史》，文章经整理获得国内部分城市的近代开埠时间，并将开埠城市与其所在省份相对应，获得省内口岸首次开埠的年份数据和各省近代开埠历史数据。②利用来自CSMAR数据库的上市公司办公地和国内河港的经纬度信息，计算并筛选得到企业办公地到最近河港的距离Distance，构造Open/Distance的工具变量。

企业地处省份的近代开埠历史与企业办公地到最近河港距离的比值之所以能够作为企业对外投资水平的工具变量，一是因为其与内生解释变量高度相关，企业所在省份的开埠历史代表了其所处经营环境的开放程度，开埠通商历史越长，国际贸易和对外交流等方面积累的人力资本越深厚，海外市场更广阔，接受国外先进技术的能力越强［31］；公司办公地与最近河港距离反映了企业所处区域的交通便捷性和贸易通达性，也从另一角度体现了开放程度的高低。二是各省近代开埠历史已成为既定事实，决定于特殊的地理条件和历史条件，企业现有对外直接投资行为无法对历史事件造成影响；另外，与吸引外商投资的企业旨在寻求资源禀赋优势和宽松政策环境不同，对外投资企业的办公地选址一般不受其海外投资活动影响，即企业通常先选址、后投资，满足了有效工具变量的外生性假定［32］。

虽然上述工具变量的构造具有一定合理性，但考虑其数据特征和经济关系，该工具变量可能仍存在一定缺陷，需要注意：①在数据特征方面，作为样本企业地处省份的固有历史特征以及企业选址的地理特征，省份近代开埠历史、企业办公地与最近河港距离在数据维度上均是截面数据，而内生解释变量OFDI与被解释变量EGTI则是包含了企业个体信息与时间信息的面板数据。②在经济关系方面，依据年份的不同，开埠历史和企业选址对于企业绿色转型效果的影响可能存在差异，需要将这种时间维度的差异纳入模型中［33］。为此，参照Angrist等［34］研究中关于工具变量的构建方法，文章将省份近代开埠历史、企业办公地到最近河港距离的倒数与年份虚拟变量的交乘项Open/Distance×Year作为工具变量引入模型，既可以克服截面数据维度限制，又充分体现了工具变量对内生解释变量在不同年度的影响。此外，为了保证上下文的一致性和连续性，并确保在统一研究框架下进行实证分析，工具变量回归中的样本和变量均与基准模型（1）的设定相同。

表5展示了采用两阶段最小二乘法（2SLS）的工具变量回归结果。①第一阶段回归的F统计量大于10这一经验值，表明构造的工具变量与内生解释变量之间是高度相关的。另外，拒绝了Anderson canon.corr.LM检验中关于工具变量识别不足的零假设，认为工具变量与内生解释变量有关。根据Cragg-Donald Wald F统计量结果，可以排除弱工具变量问题。②第二阶段的回归结果显示，OFDI的估计系数仍然显著为正，与基准模型回归结果在方向上保持一致，但在数值上存在较大差别，可能的原因是潜在的内生性问题可能会在一定程度上低估对外直接投资对企业绿色转型的促进作用。③其余控制变量的系数与表4的结果基本相同，验证了工具变量回归结果的稳健性。

表4 对外直接投资与企业绿色转型：基准回归结果

3.4 稳健性检验

为了确保基准模型回归结果的可靠性，文章还进一步利用变量替换、调整样本期、控制变量滞后一期、补充变量等方法进行稳健性检验，且上述稳健性检验均以表5的列（4）为基准进行回归分析，见表6和表7。

3.4.1 变量替换：基于企业绿色转型分项指标的检验

表5中的估计结果表明企业开展外向投资将改善企业绿色转型综合效果。企业绿色转型综合指数的构建涉及多维度分项指标，而企业海外投资行为将会对其产生差异化影响，因此，本部分进一步细化了企业绿色转型指数。根据表6的回归结果，企业对外投资将显著正向影响企业绿色技术创新、生产效率水平、降污减排能力、环境保护意识、社会责任评分。

表6 稳健性检验：基于企业绿色转型分项指标的回归结果

3.4.2 调整样本期：缩短时间窗口

2015年3月28 日国家多部委联合发布《推动共建丝绸之路经济带和21世纪海上丝绸之路的愿景与行动》，标志着“一带一路”倡议正式进入全面落实阶段。由于企业对外投资在受国家政策外部冲击后可能会对研究结果产生影响，因此，文章截取了2015—2019年的子样本，检验结果见表7的列（1）。结果表明，OFDI的系数为0.294 7，并在1%的置信水平下通过检验，该结果同表5列（4）的结果基本一致，证明企业对外投资对其绿色转型具有促进作用的结论是稳健的。

表5 对外直接投资与企业绿色转型：工具变量（2SLS）估计结果

3.4.3 其他内生性问题：控制变量滞后一期

除了缓解核心解释变量OFDI的内生性偏误，文章还考量了由上市公司年报数据中时间差效应引致的谬误及其他潜在内生性问题，使用将控制变量滞后一期的数据进行稳健性检验。表7列（2）的结果显示OFDI的系数为0.282 6。无论是显著性水平还是系数绝对值均与表5列（4）的结果高度相似，有效地支持了OFDI对企业绿色转型具有提升作用的估计结果。

3.4.4 补充变量：考虑高管海外经历和公职经历的遗漏变量

遗漏变量是导致内生性偏误的重要原因，而减少遗漏变量偏误的手段之一是尽量控制样本异质性。企业绿色发展过程中可能会受到来自高管经历的影响。已有研究表明，高管海外经历和公职经历的嵌入往往会成为影响企业环境绩效、技术创新和绿色转型的重要因素［35-36］。因此，本部分考虑将高管海外经历和公职经历纳入回归模型，控制高管对企业绿色转型的倾向。

目前，现有研究尚未明确界定高管海外经历的含义，大多使用国际化经验等类似术语予以代替。国际化经验一般是指企业高管在海外的学习和工作经验，使企业在面临复杂的国际外部环境时，能够依据高管海外教育和工作经历在一定程度上减少环境的不确定性，从而影响公司运营和投资决策。高管公职经历通常意味着企业的政治关联，是指企业高管曾经或目前就职于政府机构［37］。企业拥有政治关联的优势在于信贷获取、政府补贴、税收优惠和市场份额扩张等［38］。这将为企业绿色发展和转型升级提供资金支持和政策扶持，有助于提高企业价值、改善业绩［39］。基于已有文献的相关研究，文章将高管海外经历Oversea定义为董事长或总经理曾在海外任职或求学，若高管具有海外经历，则该变量取值为1，反之取值为0；将高管公职经历Public定义为企业的董事长或总经理是现任或前任的政府官员、人大代表或政协委员［40］，若高管具有公职经历，则该变量取值为1，否则取值为0。

在表7中，列（3）汇报了加入高管海外经历与公职经历指标的回归结果。结果显示，Oversea的回归系数为0.004，意味着董事长或CEO海外任职或求学经历对企业绿色转型可能具有正向效应，主要原因在于具有海外背景的高管更加了解国际前沿技术方向，掌握先进的管理理念和管理经验，拥有丰富的社会网络资源，使其在企业发展战略的制定中更加倾向于技术研发创新和企业绿色转型。而高管公职经历嵌入则与企业绿色转型呈显著负相关关系，这可能是政府干预、寻租成本增加、过度投资等原因引致的，与李诗田等［41］的研究结论相同。

4 进一步讨论：对外直接投资影响企业绿色转型的机制检验

按照样本企业海外关联公司的经营范围，文章将企业对外投资划分为商贸服务类、当地生产类、技术研发类和资源开发类投资，具体分布情况见表8，可以看出中国在海外投资的上市公司主要开展贸易服务和当地生产类投资。

表8 样本企业海外关联公司的经营范围分布情况

接下来，文章以对外投资影响企业绿色转型的理论机制为基础，并参考温忠麟等［42］对逐步法［43］的修订，构建中介效应模型，验证对外直接投资影响企业绿色转型作用渠道的存在性。中介效应模型的具体设定如下：

其中：OFDIi，k，t表示第t年企业i的k类对外投资，k分别代表商贸服务类、当地生产类、技术研发类和资源开发类。Mi，t为中介变量，依次选取技术效率TE（生产端的产能利用效率）、研发投入RD（研发费用）、海外公司毛利率Profit（海外公司毛利金额/收入金额）、海外公司营业收入占比Income（海外公司营业收入/母公司营业收入）、绿色专利获得量Patent（发明和新型实用绿色专利获得量）、成本费用利润率CPM（利润总额/成本费用总额），作为规模经济效应、竞争效应、利润反馈机制、出口效应、逆向技术溢出和资源补缺效应等渠道的代理变量，以验证对外直接投资影响企业绿色转型作用机制的存在性，具体回归结果见表9、表10和表11。

表10 当地生产类对外直接投资影响企业绿色转型的机制检验结果

对于商贸服务类投资，根据表9中的列（1），文章发现，企业商贸服务类OFDI对绿色转型的总体影响效应为0.005 9。在商贸服务类OFDI规模经济效应的作用路径下，对外直接投资经由中介效应影响企业绿色转型的具体数值为表9列（2）中OFDI_trade的系数（0.001 9）与列（3）中TE系数（0.106 9）的乘积，约为0.000 2，意味着对外直接投资通过规模经济效应这一作用渠道对企业绿色转型效果起到了正向的促进作用，主要是因为企业开展对外直接投资活动既可以促进本国扩张海外市场，延长产品生命周期，又能将本国已经或即将处于比较劣势但在沿线国家可能具有比较优势或潜在比较优势的产业转移至他国，实现生产要素再配置，集中国内技术和人力资源以支持本国比较优势产业或新兴产业的发展，进而形成规模经济。这体现了国内企业利用国际化实现传统产业改造升级、由低端向高端制造转型的作用路径，也验证了企业生产效率和转型水平提高的规模经济渠道。着眼于商贸服务类OFDI的竞争效应作用渠道，列（4）结果显示OFDI的系数显著为正，意味着对外直接投资的增加将会提高母公司研发投入。而在列（5）中，文章发现研发投入RD也正向影响了企业绿色转型，具体来说，OFDI每增加一单位，通过竞争效应路径会使企业绿色转型指数提升0.001 1个单位。可能的原因在于：国内企业的对外投资，尤其是针对发达国家的投资存在明显的学习和竞争效应，一方面，通过整合东道国的研发能力、管理经验、销售渠道和营销技巧等战略资产，积极改善本国企业的经营能力；另一方面，随着投资东道国环境、技术要求的提高，叠加国内产业竞争压力，国内母公司将增加研发投入以应对双重竞争压力，进而促进国内企业绿色转型。

表9 商贸服务类对外直接投资影响企业绿色转型的机制检验结果

对于当地生产类投资，根据表10中的列（1），当地生产类OFDI对企业绿色转型影响的估计系数为0.007 7，意味着当地生产类投资与东道国要素联系较为紧密，经由在东道国生产和销售产品的投资渠道也将对母公司研发活动和生产效率产生较为明显的促进作用。而列（4）和列（5）的机制检验结果也印证了这一结论，说明当地生产类OFDI通过出口效应这一作用渠道对企业绿色转型效果的提升起到了正向的促进作用。OFDI经由海外公司营业收入比重Income提升带来的中介效应约为0.001 1。至于利润反馈机制，海外公司毛利率Profit与企业绿色转型虽然呈正相关关系但并不显著，即这一路径更曲折、生效所需时间更久远。

对于技术研发类投资，从表11中列（1）的结果中可以看出，技术研发类投资OFDI_tech显著正向影响了企业绿色转型。而列（2）和列（3）则列示了逆向技术溢出渠道的中介效应估计结果，增加一单位技术研发类OFDI，会促进专利获得量Patent提高0.139 4个单位，而技术研发类OFDI也将经由该作用机制促进企业绿色转型，说明母公司的吸收能力可以承接外向投资获取的逆向技术溢出，证实了邓宁的发展中国家对外投资理论，即发展中经济体企业对外直接投资通常需要综合考虑自身生产效率和技术研发能力，往往意图获得东道国的知识、技术和管理经验外溢，将产生技术溢出效应和技术进步效应，进而影响母国企业绿色转型水平［44］。对于资源开发类投资，表11列（5）和列（6）的估计结果显示，该类投资通过资源补缺渠道影响企业绿色转型的机制尚不存在。

表11 技术研发类和资源开发类对外直接投资影响企业绿色转型的机制检验结果

5 结论与政策建议

在当前“双碳”目标背景下，碳达峰、碳中和这一场广泛而深刻的经济社会系统性变革要求兼顾经济增长与减污降碳，实现经济与环境效益的双赢。经济系统多维度转型是统筹二者协同发展的必由之路［45］。企业作为经济系统的微观基础，其绿色发展和转型升级关乎经济社会全面绿色低碳转型。同时，在加快构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局的战略背景下，中国企业在走出去中逐步成长，其对外投资活动也逐渐由被动参与，转向以市场、效率、技术和资源寻求为目的的主动探索，因而企业对外直接投资日益成为助推国内经济绿色发展和产业转型升级的一大动力。那么，中国企业开展对外投资的成效如何，是否有益于提升企业自身绿色转型水平？其渠道机制和作用路径是什么？对上述问题的回答，将为评估中国对外投资成效提供一个来自企业微观层面的经验证据，不仅具有理论价值，也能够引导中国企业更好地走出去。

为此，文章基于2009—2019年中国上市公司数据，实证检验了OFDI对企业绿色转型的影响。结果表明：对外直接投资显著提高了企业绿色转型水平；在使用工具变量（2SLS）回归分析以缓解核心解释变量OFDI内生性问题后，该正向效应依然显著存在。机制检验结果显示，企业商贸服务类外向投资有利于扩大出口，合理配置生产要素和国内外资源，进而实现规模经济效益，另外，该类投资还使企业在面临海外竞争压力的情况下，提高自主技术创新能力，即企业对外投资可以通过规模经济和竞争效应的渠道机制改善企业绿色转型效果；企业当地生产类对外投资经由出口竞争效应机制影响企业绿色转型，而逆向技术溢出机制则是技术研发类对外投资提升其自身绿色转型水平的重要路径。

针对实证检验结果，并综合考虑当前“双碳”目标约束和构建“双循环”新发展格局的战略选择，文章提出如下几点建议，以期为推动企业绿色转型并加快实现经济社会全面绿色发展和转型升级提供参考。第一，政府应毫不动摇地坚持走出去战略，鼓励企业开展对外投资，为对外投资企业创造良好的内外部环境，努力保障企业权益、防范境外投资风险，协调国内各类外向投资企业走出去过程中的竞合关系，坚定企业实施国际化战略的信心。第二，政府应推进企业与投资东道国开展市场、生产和技术合作，而企业则需要利用自身差异化优势因势利导走出去，增加商贸服务、当地生产和技术研发的外向投资，充分发挥对外投资提升企业绿色转型水平的长期效果，以国际循环提升国内大循环效率和水平。