企业跨国并购对绿色创新能力的影响

张倩怡 罗启烨 冯思佳

摘 要：在双碳目标和双循环发展格局下，企业绿色转型是必然趋势，而绿色创新能力是实现绿色转型的关键要素。本文基于2010—2022年跨国并购的中国A股上市公司的样本，实证检验了跨国并购对绿色创新能力的影响，并通过企业社会责任表现探究其影响机制。研究发现：第一，跨国并购显著提高了企业绿色创新能力；第二，机制分析显示，跨国并购能通过加强企业社会责任表现来促进绿色创新能力的增长；第三，相比非国有企业，跨国并购更能提升国有企业的绿色创新能力；跨国并购显著提高制造业企业的绿色创新能力，但对于非制造业企业不显著。该结论进一步完善了跨国并购对绿色创新能力的机制研究，为中国上市公司利用跨国并购实现绿色转型提供了参考价值。

关键词：跨国并购；绿色创新能力；企业社会责任；可持续发展；企业绿色转型

本文索引：张倩怡，罗启烨，冯思佳.<变量 2>[J].中国商论，2024（12）：-084.

中图分类号：F205 文献标识码：A 文章编号：2096-0298（2024）06（b）--05

1 引言

2022年，国家发展改革委、科技部联合印发了《关于进一步完善市场导向的绿色技术创新体系实施方案（2023—2025年）》，旨在通过市场机制促进绿色技术的研发和应用，构建高效和可持续的绿色创新体系。绿色创新强调将环保理念贯彻到生产各环节，减少对环境的损害，实现可持续发展，要求企业积极承担社会责任，寻求可持续的发展路径。随着全球市场的日益一体化，跨国并购活动逐渐成为企业适应和应对全球挑战的一种战略选择，以获得技术资源和规模效益，提升企业的国际竞争力。

现有研究主要集中在企业跨国并购对传统创新的影响。贺晓宇和沈坤荣（2018）[1]发现跨国并购有助于提升我国企业的创新能力，并具有可持续性（Desyllas，2010；杜晓荣等，2021）[2-3]。针对绿色创新方面，研究主要集中于分析跨国并购对企业绿色创新的直接影响。刘刚和沈文韬（2022）[4]采用案例分析发现跨国并购通过三阶段动态能力机制影响绿色创新数量与质量。Barmeyer和Mayrhofer（2008）[5] 发现企业可通过并购直接引入绿色技术。目前，国内关于跨国并购对企业绿色创新能力影响机制的研究尚不充分。隋俊（2015）[6]发现跨国并购通过竞争效应和员工之间的绿色创新知识流动促进绿色创新。跨国并购还能通过生产率效应、国外业务扩张效应、环境规制（万筱雯和杨波，2022）[7]以及政策红利激励效应（朱俏俏，2020）[8]来提高绿色创新能力。然而，并购可能导致新的组织管理模式使员工感到不满，引发员工消极态度甚至增加离职率，从而阻碍企业绿色技术的进步（Gunkel等，2015）[9]。徐瑞林（2023）[10]通过总结前人研究，认为跨国并购可能引发企业的环保意识，进而自发提升企业的绿色技术和社会责任表现，推动绿色创新。基于此，文章利用中国2010—2022年A股上市公司数据来分析跨国并购事件对企业绿色创新能力的影响作用机制，并探究跨国并购对绿色创新能力的影响对于不同企业性质和不同行业的企业是否存在异质性，为推进我国企业绿色转型提供参考建议。

2 理论机制与研究假说

全球化趋势下，技术、资本、劳动要素的国际流动加速，为各国公司提供了更大的市场空间和更统一的市场规则。从宏观上看，跨国并购满足了跨国公司整合全球价值链的需求，为东道国带来竞争，刺激了技术和效率的提升（余乐和王成，2007）[11]。跨国并购企业通过引进、吸收和消化发达国家先进绿色技术提升绿色创新水平（李鑫和魏姗，2024）[12]。同时，跨国并购受到国外严格环境规制和环保意识的影响，促使企业加速发展绿色创新技术以满足当地需求，从而强化了逆向绿色创新溢出（韩先锋等，2020）[13]。在微观层面，被并购方主要是有先进技术、人才和知识的公司，沿着价值链升级路径进行并购能快速获取更多优质创新资源，从而提升企业自主创新能力（臧培华和金碚，2023）[14]。跨国并购有助于形成规模效应，降低单位创新成本（Otchere和Oldford， 2018）[15]，这将进一步提高企业的创新效率。随着创新效率的提高，企业将提高其在全球市场中的竞争力。因此，本文提出假设1。

H1：跨国并购能促进企业绿色创新能力的提升。

跨国并购通常涉及不同国家和地区的企业。在此过程中，跨国企业将面临新的市场环境和各地区利益相关者的期望。为了适应各地区的环境，企业需满足各地对企业生产经营的法律和道德要求，特别是在受到发达国家严格的环境规制和强烈的环保意识的约束下，跨国公司被促使着积极承担更多的社会责任。一方面企业能通过提升环保意识来提升企业绿色创新投入意愿，另一方面企业通过获得政府和客户等利益相关者支持获得绿色创新投入的资金、市场等支持，从而提高对绿色创新投入的层面和力度（黄维娜和袁天荣，2022）[16]。同时，社会责任行为也促进与各利益相关者建立关系网络，有助于内外部知识分享，更容易引发创新（Luo 和Du， 2015）[17]。综上，社会责任在受到跨国并购影响的同时又能作用于企业的绿色创新能力，因此，本文提出假设2。

H2：跨国并购通过提高社会责任表现来提高企业绿色创新能力。

3 研究设计

3.1 变量选取与数据来源

3.1.1 变量选取

（1）被解释变量。本文的被解释变量为绿色创新能力，参考徐佳和崔静波（2020）[18]的方法，利用企业绿色专利申请数量来评估其绿色创新能力。绿色创新能力通过三个指标来衡量，分别是绿色专利总数（EnvrPat）、绿色发明型专利（EnvrInvPat）和绿色实用新型专利（EnvrUtyPat）并通过加1后再取对数的方式对每年的专利数据进行处理。

（2）核心解释变量。本文的核心解释变量是虚拟变量MA，即企业i在t年是否发生跨国并购事件，若在t年发生跨国并购则取值为1，否则取值为0。

（3）控制变量。借鉴蔡卫星等（2019）[19]的研究，考虑到企业负债和治理结构等因素对企业绿色创新能力的影响，选取可能影响企业绿色创新能力的变量控制企业层面特征：资产负债率（Lev）、总资产收益率（ROA）、净资产收益率（ROE）、现金流（cashflow）、营业收入增长率（growth）、前十大股东持股比例（top10）、管理费用率（mfee）。

3.1.2 样本选取与数据来源

本文选取2010—2022年我国A股上市公司进行跨国并购的样本进行研究，其中剔除了主并企业属于ST、*ST和金融行业的样本，以及交易失败或数据缺失的样本。为了减少极端值对结果的影响，本文对数据进行上下1%的缩尾处理。被解释变量绿色专利申请数据收集于CNRDS数据库，跨国并购数据收集于Zephyr数据库。控制变量的数据来自于国泰安数据库和Wind数据库。

3.2 模型构建

参考万筱雯和杨波（2022）[7]的做法，本文构建基准回归模型如下：

GreenInnovit=α0+α1MAit+λXit+ηt+γm+εit（1）

其中，GreenInnov表示企业i在t年绿色创新能力，MA表示企业i在t年是否发生跨国并购事件。Xit包含所有控制变量，ηt、γm分别为行业和年份固定效应，εit为误差项。

4 实证结果分析

4.1 基准回归分析

表1呈现了跨国并购对公司绿色创新的基准回归结果。表1列（1）的因变量是绿色专利的总申请量，而列（2）和（3）分别是绿色发明型专利和实用新型专利的申请数量。在控制了行业和年份固定效应后，表1列（1）和（2）中跨国并购MA的影响系数在1%的显著性水平上为正，说明跨国并购显著提高了公司总的绿色专利和发明专利的申请数量。表1列（3）中并购MA的正向影响在5%的显著性水平上得到了验证，表明跨国并购也能促进绿色实用新型专利的申请。综上，跨国并购能显著提高企业绿色创新能力，假设1得以验证。由于发明型专利比实用型专利有更高的技术含量，因此发明型专利更能代表企业的创新质量（申明浩和谭伟杰，2022）[20]，表1显示列（4）的MA回归系数比表1列（6）的更显著，即跨国并购更能影响绿色发明型专利数量，这表明跨国并购能够显著提高绿色创新的质量。

4.2 稳健性分析

跨国并购可能对绿色创新能力产生滞后效应，即并购行为可能在明年才显现出影响。因此，本文首先对滞后一期的被解释变量进行回归，结果如表2的列（1）至（3）所示，跨国并购的回归系数大小与前述基准回归的结果差异较小，均在1%的水平上显著为正。此外，为了增加检验结论的可靠性，本文进一步控制了省份固定效应。结果如表2列（4）所示，MA的回归系数仍然在1%的显著性水平上为正，与前述基准回归分析一致，证明本文所得结论具有较强的稳健性。

4.3 内生性检验

由于本文的样本是经过筛选得到的，因此可能存在“自我选择偏误”，这意味着样本无法满足随机性设定，可能会导致内生性问题。因此，本文选用工具变量法缓解隐含的内生性问题。参考万筱雯和杨波（2022）[7]的研究，本文以公司所在省份前一年的跨境并购规模 （即该省所有上市公司的跨境并购数量） 作为工具变量，采用两阶段最小二乘法进行回归。表3中的结果显示，列（1）呈现了工具变量IV和核心解释变量MA的回归结果。IV的回归系数为正，并且在1%的显著水平上，表明IV与MA之间存在着高度正相关性。在列（2）中，报告了跨国并购规模作为工具变量的第二阶段回归结果，MA的回归系数在1%的显著水平上为正，说明基准回归结果在考虑潜在内生性问题后仍然有效。此外，弱识别检验中的F统计量为20.703，大于10% maximal IV size所对应的临界值16.38，证明本文选用的工具变量是有效的。

4.4 机制检验

本文首先采用逐步回归法检验假设2的影响机制是否存在。根据温忠麟和叶宝娟（2014）[21]的研究，Bootstrap方法相较于传统的机制检验法具备更高的统计效力。因此，本文采用Bootstrap自抽样法进一步检验了中介效应的稳健性。表4显示的结果如下：在（1）列中，跨国并购对绿色专利申请总量的直接影响为0.093。第（2）列为跨国并购与企业社会责任（CSR）的回归结果，MA的回归系数为2.672，在1%显著水平上呈正相关，说明跨国并购能显著提升企业社会责任绩效。而在列（3），展示了CSR和跨国并购对绿色创新的联合显著性检验结果，两者的回归系数均在1%的显著水平上呈正相关，表明在引入社会责任变量后，跨国并购对绿色创新能力的影响效应为0.083，小于列（1）中的直接效应0.093，因此存在部分中介效应。同时在Bootsrap抽样检验结果中，间接效应Bootstrap95%置信区间的上、下限均不包含0，进一步证实跨国并购能通过提高企业社会责任表现来提升绿色创新能力，因此假设2成立。

4.5 异质性分析

为研究不同企业性质对创新能力的影响是否存在差异，本文将样本分为国有企业和非国有企业两组进行回归，结果见表5。在国有企业组中，跨国并购的MA回归系数为0.226，大约是非国有企业组的MA系数0.083的3倍。在显著性水平上，国有企业的MA回归系数显著性水平为1%，相较于非国有企业组的5%更高，表明与非国有企业相比，国有企业进行跨国并购对绿色创新能力的提高作用更大。可能的原因在于，相比于非国有企业，国有企业能获得更多绿色投入补贴或优惠政策，从而更愿意加大绿色研发投入。且非国有企业通常以利益最大化为首要经营目标，因此与政府保持高度一致的国有企业更能够快速响应绿色转型的产业发展导向，将绿色发展理念贯穿企业经营和生产的全过程，以实现可持续发展目标。

本文对样本企业进行了制造业和非制造业的分组，以探究不同行业企业在进行跨国并购时对其绿色创新能力的影响是否存在异质性。表6的结果显示，在制造业企业中，跨国并购对绿色创新的影响系数在1%的显著水平上呈正相关。然而，在非制造业中，并购的回归系数并不显著。这表明制造业企业进行跨国并购对绿色创新能力有显著的提升作用，但这种作用在非制造业企业中是不显著的。可能的原因在于，制造业往往涉及技术密集型的生产和制造过程，且在生产过程中对环境的影响较大，因此对于绿色创新技术有更迫切的需求，相比之下，非制造业企业可能更注重服务、信息等领域的创新，对环境友好型创新的需求相对较低。此外，制造业受到更多来自市场和法规对环保的压力，因此进行跨国并购可以是一种战略选择，以适应全球范围内的环保标准。

5 结语

本文以在2010—2022年进行了跨国并购行为的中国A股上市公司为样本，实证检验跨国并购对绿色创新能力的影响，并引入“企业社会责任”作为中介变量来检验其影响机制。同时，考察跨国并购对绿色创新的影响是否在不同企业性质和不同所属行业的企业中存在差异。本文得出以下结论：（1）企业跨国并购能显著提高绿色创新能力。（2）企业社会责任在跨国并购与绿色创新能力之间起部分中介作用，即跨国并购通过提高企业社会责任表现促进绿色创新的提升。（3）不同企业性质受跨国并购影响不同，相比非国有企业，跨国并购更能显著提高国有企业的绿色创新能力。（4）所属行业不同的企业受跨国并购的影响不同，跨国并购能显著提高制造业企业的绿色创新能力，但对于非制造业企业则不显著。

基于上述结论，本文得出如下启示。第一，政府需加强企业对国际绿色市场的认知，为国际市场中的企业提供便利和政策支持，推动企业通过跨国并购进行国际合作以获取先进技术和资源。第二，政府应制定并推广跨国并购领域的监管政策，提倡信息透明度，要求企业公开并购过程中的社会责任计划和实施情况，从而确保企业在全球范围内遵循一致的社会责任准则，倒逼企业进行绿色技术创新。第三，企业需从企业文化和价值观出发，强化绿色转型意识，将社会责任融入企业战略和并购计划，以实现绿色创新与经营目标的一致性。第四，政府应为非国有企业制定激励政策，如税收和贷款优惠、科研资助、市场准入支持等，以降低其绿色研发投入的机会成本，并通过设定更强制性的环境标准和法规，鼓励非国有企业更好地履行社会责任。第五，政府应制定绿色投资或并购导向基金，为制造业企业提供政策支持，鼓励其参与国际绿色创新合作。

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