对外直接投资与企业环保投资

关键词 对外直接投资；环保投资；投资动机；环境责任

中图分类号 F062. 2 文献标志码 A 文章编号 1002-2104（2024）08-0080-13 DOI：10. 12062/cpre. 20231204

环境污染对人们的生活和健康有着巨大的负面影响。企业对环境污染负有主要责任，因为企业不仅是经济活动的最大参与者，也使用了最多的自然资源［1］。环保投资作为一种特殊的企业投资，是将环境目标转换为企业实际行动的一种企业资源分配，是企业实现绿色发展的重要一环［2］。Patten［3］指出，环保投资是度量企业环境治理绩效的一个有效指标。然而，环保投资会增加企业的财务风险［4］，并且具有正外部性［5］。因此，大多数企业并没有强烈的动机进行环保投资。近年来，在全球化和“走出去”战略的背景下，大量中国企业进行对外直接投资（outward foreign direct investment，简称OFDI）。根据《中国对外直接投资统计公报》，2015—2019年中国对外直接投资流量连续5年位居全球第二，2020年中国对外直接投资流量为1537. 1亿美元，流量规模首次位居全球第一。一方面，对外直接投资让中国企业面临更多利益相关者，如东道国的政府部门、非政府组织、消费者、竞争对手和媒体等［6］。企业基于合法性动机和战略性动机，可能会增加环保投资。另一方面，对外直接投资对企业财务情况存在影响［7-8］，进而可能改变了企业的环保投资。由此可见，对外直接投资与环保投资之间存在较为紧密的联系，然而鲜有文献探讨二者之间的关系。那么，对外直接投资是否会影响企业环保投资？其影响机制是什么？哪些对外直接投资会影响到企业环保投资？对于上述问题的回答，为中国企业利用对外直接投资提高环保投资，实现绿色发展提供了重要的经验证据。

1文献综述

与本研究主题相关的文献主要包括两部分。一部分文献主要关注对外直接投资对环境相关因素的影响，另一部分文献主要关注企业环保投资的影响因素。

1. 1 对外直接投资对环境相关因素的影响

目前，国内外关于对外直接投资对环境相关因素影响的文献大致可分为对外直接投资对污染排放、绿色创新、绿色创新效率和绿色全要素生产率等因素的影响。

对于对外直接投资与母国污染排放的关系，一些研究发现，对外直接投资显著增加了母国的污染排放［9-10］。然而另一些研究表明，对外直接投资显著减少了母国的污染排放［11-12］。对于该矛盾结论，一些学者认为，对外直接投资既可以通过规模效应来增加母国的污染排放，也可以通过技术效应和结构效应来减少母国的污染排放。因此，对外直接投资对母国污染排放的影响取决于规模效应、技术效应和结构效应的大小［13-14］。

对于对外直接投资与母国绿色创新的关系，李国祥等［15］基于环境规制视角实证发现，环境规制力度较强时，对外直接投资对母国绿色创新具有显著的促进作用。贾军［16］采用系统GMM方法实证发现，对发达国家和发展中国家的对外直接投资对母国绿色创新均有积极影响。Liu等［17］侧重于考察OFDI影响绿色创新的机制，实证发现对外直接投资通过规模效应、结构效应和技术效应3个渠道促进母国绿色创新。

对于对外直接投资与母国绿色创新效率的关系，龚新蜀等［18］构建联立方程组模型研究发现，对外直接投资通过集聚规模经济效应、集聚结构轻化效应和集聚资源配置效应3种机制显著提高了工业绿色创新效率。聂名华等［19］的研究结果表明，对外直接投资对技术研发阶段的工业绿色创新效率有显著的促进作用，但对成果转化阶段的工业绿色创新效率的促进作用不明显。韩先锋等［20］实证发现对外直接投资显著促进了国内绿色创新效率，这种促进作用在东中部地区更为明显。

对于对外直接投资与母国绿色全要素生产率（GT⁃FP）的关系，胡琰欣等［21］实证发现，对外直接投资对GTFP的长期促进效应随时间推移呈现波动增大态势。张建等［22］运用系统GMM方法估计发现，对外直接投资对东部地区GTFP有显著的积极影响，但是对中西部地区GTFP的影响不显著。Pan等［23］和张伟科等［24］通过空间杜宾计量模型（SDM）实证发现，对外直接投资显著提高了本地区GTFP，并且存在显著的空间溢出效应。

1. 2 企业环保投资的影响因素

目前，国内外关于企业环保投资影响因素的文献大致可分为环境规制、宏观因素和企业微观因素对企业环保投资的影响。

大量学者研究了环境规制对企业环保投资的影响。例如，唐国平等［5］利用上市公司数据研究发现，政府环境规制强度与环保投资之间的关系呈“U”型。张琦等［25］以《环境空气质量标准（2012）》的实施为准自然实验，实证发现地方环境治理压力显著提高了高管具有公职经历企业的环保投资。Zhang等［4］以中国各个城市设立环境法院为外生冲击，利用DID方法实证检验发现环境司法改革显著促进了企业的环保投资。谢东明等［26］研究发现，国家实施环境垂直监管和地方政府提升环境监管水平对企业环保投资均有显著的积极影响，并且垂直监管可以强化地方监管对企业环保投资的积极影响。Liu等［1］实证发现，2018年中国环境保护税的实施显著增加了企业的环保投资。

一部分学者研究了宏观因素对企业环保投资的影响。例如，王云等［27］利用中国上市企业的数据研究发现，媒体关注会显著增加企业的环保投资。马文超等［28］的研究表明，省域环境竞争力越强则企业环保投资越少，而省域环境污染水平越高这种负向关系越弱。姜英兵等［29］研究发现，环保产业政策对企业环保投资具有显著的促进作用，这种促进作用主要体现在国有企业。郭俊杰等［30］利用双重差分法和三重差分法实证发现，绿色信贷政策通过融资约束机制提高了企业的环保投资。Zhong等［31］研究发现，经济增长目标压力促使地方官员放松环境监管强度，进而促使企业减少环保投资。此外，綦勇等［32］的研究表明，行业僵尸企业占比对同行业正常企业的环保投资具有显著负面影响。

除此之外，还有一部分学者研究了企业微观因素对企业环保投资的影响。例如，胡珺等［33］基于非正式制度的角度研究发现，高管的家乡认同可以显著促进企业环保投资。Li等［34］实证研究发现，控股股东的控制权和现金流权的分离与企业环保投资呈负相关关系。林雁等［35］利用中国A股上市企业的数据研究发现，政治关联对企业环保投资具有显著的负面影响。谢东明等［36］以中国2011－2019年上市的重污染企业为研究对象，实证发现企业扩大独立董事规模能够增加企业环保投资。

综上所述，现有相关研究取得了较大进展，为实证探究对外直接投资对企业环保投资的影响提供了良好的理论基础和实证支撑。不过，通过分析以上文献，本研究也发现现有文献存在以下不足。第一，没有文献研究对外直接投资对环保投资的影响。第二，研究对外直接投资对环境相关因素影响的文献中，大多数均采用宏观层面的数据研究，缺乏微观企业层面的证据。并且，考虑到对外直接投资与环境相关因素之间存在一定程度的互为因果关系，现有文献使用的方法缺乏对对外直接投资与环境相关因素进行因果识别，可能存在内生性问题。第三，研究环保投资影响因素的文献中，鲜有文献考察各个因素如何影响企业环保投资在其整个投资活动中的地位和结构变化。

本研究的边际贡献主要包括以下3点。第一，本研究拓展了环保投资影响因素的相关研究。现有文献关注了环境规制、宏观因素（媒体关注、省域环境竞争、环保产业政策、绿色信贷、经济增长目标管理、行业僵尸企业占比）和企业微观因素（家乡认同、公司治理、政治关联和独立董事规模）等因素对环保投资的影响，从对外直接投资视角探讨企业环保投资的影响因素的文献相对缺乏。考虑到环保投资具有正外部性并会增加企业的财务风险，而对外直接投资可以让企业面临更多利益相关者并影响企业财务状况，从对外直接投资视角探讨企业环保投资的影响因素和提升路径是当前中国企业实现绿色发展的重要课题。第二，本研究拓展了对外直接投资与环境的相关文献。现有文献主要从宏观层面的环境产出（污染排放和绿色创新）及环境效率（绿色创新效率和绿色全要素生产率）等方面探讨对外直接投资对环境的作用，缺乏讨论对外直接投资对环境投入（环保投资）的直接影响，特别是微观企业层面。本研究是对对外直接投资与环境的现有文献的丰富和补充。第三，本研究首次考察了环保投资变化的方式。现有文献主要考察各个因素对企业环保投资数量的影响，但是没有考察企业环保投资在其整个投资活动中的地位和结构变化。本研究首次考察了对外直接投资对企业环保投资的影响是体现在既有整体投资上叠加的“杠杆效应”，还是对其他投资（非环保投资）的“挤出效应”，为后续研究深入分析环保投资变化提供了新的视角。

2理论分析

对外直接投资主要通过影响企业环境责任、融资约束和利润3个机制来影响企业的环保投资。

2. 1提高环境责任

对外直接投资可以通过提高企业环境责任来促进企业环保投资。跨国公司通过对外直接投资将业务从母国拓展到海外市场时，会面临更为复杂的环境［6］。这是因为跨国公司需要面临海外市场上的利益相关者，包括东道国的消费者、政府、非政府组织、媒体和竞争对手等。基于合法性动机和战略性动机，更多的利益相关者可以推动跨国公司承担更多的环境责任［37-38］。

在合法性动机方面，东道国和母国在环境相关的法律、制度和文化等方面存在显著差异，跨国公司在东道国经营过程中会面临一定环境方面的法律和道德风险。为了符合东道国的环境法律法规，预防环境方面恶性事件的发生以及减少与当地居民及环保组织的环境冲突，跨国公司可以通过承担更多环境责任来降低在东道国经营的复杂性和不确定性［6，17］。在战略性动机方面，随着环境意识的增强，消费者会对跨国公司施加越来越大的环保压力，要求企业采取更多对环境负责的行为。绿色形象可以向消费者传递良好信誉的积极信号，进而提高企业在消费者心中的品牌满意度，最终增加跨国公司产品和服务的销售［39］。而为了建立绿色形象，跨国公司势必非常关注环境问题并承担更多环境责任。

因此，对外直接投资促使跨国公司面对更多如东道国的政府部门和消费者等利益相关者，基于合法性动机和战略性动机，跨国公司将承担更多环境责任。提高环境责任意味着跨国企业需要加大自身的环保投资，以实现可持续发展的目标［40］。据此提出假说H1。

假说H1：对外直接投资会通过提高企业环境责任来促进企业的环保投资。

2. 2 加剧融资约束

对外直接投资可以通过加剧融资约束来抑制企业环保投资。对外直接投资初期，跨国公司无法从银行等外源融资机构获得贷款，进而主要依靠自有资金来进行内部融资［7］，其原因主要包括两点。第一，对外直接投资具有风险大、利润回收慢和周期长等特征，对外直接投资初期，面对跨国公司的融资需求，银行等外源融资机构往往设置极为苛刻的贷款条件。第二，跨国公司的对外直接投资包括很多人力资本、技术、知识等无形资产方面的投资，可供抵押的资产相对较少，不利于跨国公司从银行等外源融资机构获得贷款［41］。因此，对外直接投资意味着跨国公司将自身部分资金从母公司转移到东道国的子公司［7-8］。综上，对外直接投资促使母公司的资金流出，而短期内母公司的自有资金是有限的，导致企业拥有更少的金融资源，从而加剧了母公司的融资约束。

融资约束对中国企业环保投资有显著的抑制作用。在中国的资本和信贷市场并不完善的背景下，融资约束会显著抑制企业的总体投资［32，42-43］。而相对于固定资产投资、金融资产投资和研发投资，环保投资存在短期收益小、期限长等特点［44］。因此，面对对外直接投资带来的融资约束，跨国公司不仅会减少总体投资，而且更愿意将有限的资金投入到利润回收快、回报率高的非环保投资项目中，最终降低了企业的环保投资。

综上，对外直接投资挤出了母公司的金融资源，加剧了母公司的融资约束，最终抑制了企业的环保投资。据此，提出假说H2。

假说H2：对外直接投资会通过加剧企业的融资约束来减少企业的环保投资。

2. 3 影响企业利润

对外直接投资还可以通过影响企业利润来调整企业环保投资。考虑到投资动机代表企业的差异化策略［45］，而不同投资动机OFDI对企业利润的影响机制、影响方向和影响大小存在较大差异，本研究区分不同投资动机来分析对外直接投资如何影响企业利润。

商贸服务型OFDI的职能是对产品进行销售、推广和提供售后服务等，其目的是扩大产品出口［46］。更多的出口意味着企业生产量和销量的增加。同时，生产量的增加有利于企业实现生产的规模经济，从而降低单位产品的生产成本。在产品价格不变的情况下，销量的增加和生产成本的降低均可以增加企业利润［47］。

当地生产型OFDI指跨国公司在东道国建立工厂并生产产品。跨国公司将生产环节转移到东道国的子公司后，可以降低劳动力成本、原材料成本和贸易成本等［46］。在产品销量和价格不变的情况下，成本的下降有利于企业增加利润。

技术研发型OFDI指跨国公司在东道国并购拥有核心技术的企业或者设立研发机构，进而获得东道国的先进技术［46］。吸收发达国家的先进技术一直是中国企业提高生产率的重要方式。长期来看，生产率的提高可以降低企业的生产成本或者提高产品的竞争力，最终达到增加企业利润的效果。不过，如果母公司对技术的吸收能力弱或者东道国的子公司不愿意给母公司分享其先进技术，技术研发型OFDI 并不能提高企业的生产率［48］。因此，技术研发型OFDI不一定能够提高企业利润。

资源开发型OFDI的目的是获得东道国的矿产、能源等自然资源［48］。一方面，获得这些优质和廉价的自然资源后，跨国公司可以扩大生产，进而卖出更多的产品，最终获得更多的利润。另一方面，中国的部分资源开发型OFDI的出发点是保障战略资源，有可能出现投资亏损，进而减少了企业利润［48-49］。因此，资源开发型OFDI对企业利润的影响可正可负。

同时，企业利润的变化会直接影响到企业投资决策。企业投资主要取决于其营业收入和利润，当前利润会引领企业管理者下一期的投资决策［50］。企业利润的增加会为企业投资活动提供更大的资金池，并给予管理者投资信心和刺激管理者的投资欲望，从而达到扩张投资的效果。当企业扩大整体投资，企业在新增非环保投资活动的基础上也会相应增加环保投资，以促使新增非环保投资所带来的污染排放符合东道国和母国的环境标准。反之，企业利润的减少会缩减企业的整体投资，环保投资也随之减少［32］。综上，对外直接投资可能通过增加或者减少企业利润来影响企业的环保投资。据此，提出假说H3。

假说H3：对外直接投资会通过增加或者减少企业利润来调整企业的环保投资。

根据以上分析，对外直接投资可以通过提高环境责任、加剧融资约束和增加或者减少利润等3种机制来影响企业的环保投资。总体上看，对外直接投资对企业环保投资的影响是不确定的。

3 研究设计

3. 1 研究样本及数据来源

本研究选取2010—2020年中国A股上市企业为研究样本。同时本研究对研究样本进行如下筛选：一是剔除被进行ST、ST*和PT等非正常交易的上市企业。二是剔除金融、房地产等行业的上市企业。三是对所有连续变量进行上下1%的缩尾处理，以消除极端值的影响。

本研究使用的数据主要包括上市企业财务数据、环保投资的相关数据、对外直接投资的相关数据。上市企业的财务数据来自国泰安CSMAR数据库。上市企业环保投资的相关数据来自企业年度财务报告。上市企业对外直接投资的相关数据来自国泰安CSMAR海外关联公司数据库。该数据库包含上市企业海外关联公司的名称、持股比例、经营范围、投资年份和注册地等信息。同时，借鉴现有研究［49，51］，本研究对对外直接投资的数据作以下处理：一是剔除上市企业持股比例小于10%的海外关联公司。二是剔除注册地为百慕大群岛、开曼群岛、英属维尔京群岛和中国香港等地的海外关联公司。三是如果某个上市企业进行了多次对外直接投资，只保留首次进行对外直接投资的信息。

3. 2 变量及测度

3. 2. 1被解释变量

本研究的被解释变量为企业的环保投资EI，使用企业的环境资本支出来衡量。借鉴现有文献［25，30，33，52］，本研究根据企业年度财务报告中“在建工程”的明细项，将废水、废气、除尘、脱硝项目、脱硫项目、回收、循环利用、节能等与环境保护直接有关的支出进行加总，得到企业当年的环保投资额。同时，为了消除企业规模差异的影响，本研究用企业年末总资产对环保投资进行标准化处理。最后，为了增加实证回归时系数的可读性，本研究对标准化的环保投资均乘以100。

3. 2. 2解释变量

本研究的解释变量是企业的对外直接投资决策ofdi。由于国泰安CSMAR的海外关联数据库并没有披露上市企业的对外投资额，因此借鉴现有研究［48，53-54］，本研究使用对外直接投资的虚拟变量ofdi 作为解释变量。具体而言，当企业首次进行了对外直接投资，即企业首次在海外建立了海外关联公司的之后年份，ofdi 为1，否则为0。of⁃di 代表企业进行对外直接投资的状态，其系数代表对外直接投资对企业环保投资的影响。

3. 2. 3 控制变量

借鉴现有研究［25，30，33，52］，本研究选取以下变量作为控制变量：①总资产，期末总资产的对数表示；②企业年龄，企业成立年限表示；③董事会规模，上市公司董事会的人数表示；④两职合一，当总经理兼任董事长时，赋值为1，反之为0；⑤经营现金流，用经营活动产生的现金流量净额与期末总资产的比值表示；⑥资产收益率，用净利润与期末总资产的比值表示；⑦资产负债率，用期末总负债与期末总资产的比值表示；⑧资产结构，用期末固定资产与期末总资产的比值表示。

3. 3 模型设定

结合已有研究［48，54］，本研究使用多期PSM⁃DID 方法实证检验对外直接投资对企业环保投资的影响。选择PSM⁃DID方法的原因如下：企业进行对外直接投资并不是随机的，对外直接投资与环保投资之间可能存在互为因果的内生性问题。直接采用OLS等方法估计，对外直接投资对环保投资影响的估计结果可能有偏。多期PSM⁃DID方法的思路是首先利用倾向得分匹配（PSM）使对照组企业（未进行对外直接投资的企业）与实验组企业（进行了对外直接投资的企业）具有相似特征，然后使用双重差分法（DID）实证检验对外直接投资对环保投资的影响，具体做法如下。

3. 3. 1 逐年倾向得分匹配（PSM）所有样本

借鉴已有研究［55-56］，本研究对2010年至2020各年进行了对外直接投资的企业进行逐年倾向得分匹配（PSM），以获得对照组企业。首先，将上市企业分为实验组和对照组。其中，实验组是当年首次进行对外直接投资的企业，对照组为2010—2020年（样本期间）从未进行对外直接投资的企业。其次，使用Logit模型来估计每一个企业进行对外直接投资的概率。其中，被解释变量为是否进行了对外直接投资这一虚拟变量。解释变量包括总资产、企业年龄、董事会规模、两职合一、经营现金流、资产收益率、资产负债率、资产结构。最后采用一比一最近邻匹配将对外直接投资概率相近的企业进行配对，从而得到对照组企业。

以2017年的匹配过程为例，将2017年首次进行了对外直接投资的企业作为实验组，然后通过一对一最近邻倾向得分匹配法（PSM）得到与实验组特征类似的对照组企业。2017年匹配的平衡性检验结果见表1。表1显示，匹配后实验组与对照组的总资产、企业年龄、董事会规模、两职合一、经营现金流、资产收益率、资产负债率、资产结构等匹配变量的标准化差异均大幅下降。同时t检验结果也表明，匹配后实验组和对照组的匹配变量均不存在显著差异。因此，使用匹配比例为1：1的最近邻倾向得分匹配的结果比较理想，满足平衡性假设。另外，逐年匹配后汇总样本的描述性统计见表2。

3. 3. 2 采用多期DID方法估计

4 实证结果分析

4. 1 基准回归结果

表3报告了经过倾向得分匹配（PSM）得到的样本进行多期DID实证检验的回归结果。其中，列（1）仅控制了企业固定效应和年份固定效应，列（2）在列（1）的基础上加入了企业层面的控制变量。列（1）—列（2）中，ofdi 的回归系数均在1%的水平上显著为正，说明对外直接投资对企业的环保投资有显著的促进作用。从影响程度上看，匹配后样本的企业环保投资平均值为0. 125，而第（2）列中ofdi 的系数为0. 022，说明对外直接投资对企业环保投资的提升效果约为17. 6%。该结果说明不论在统计上还是在经济上，对外直接投资对企业的环保投资均具有重要的促进作用。

4. 2 稳健性检验

4. 2. 1 更换被解释变量

本研究使用企业的“ 环境资本支出/期末总资产×100”来衡量环保投资。不过，关于企业环保投资的度量指标，现有文献并没有一个统一指标。除了本研究使用的度量指标外，还有研究使用“环境资本支出/营业收入×100”［36，57］、管理费用中的“环境保护支出/期末总资产×100”［4］和环境资本支出的对数［27，35，58］等指标来度量企业的环保投资。为此，分别将这几种度量指标作为被解释变量重新进行实证检验。表4的列（1）—列（3）的实证结果显示，将环保投资的度量指标换成“环境资本支出/营业收入×100”、管理费用中的“环境保护支出/期末总资产×100”和环境资本支出的对数，对外直接投资依然显著提升了企业的环保投资。

4. 2. 2更换PSM的匹配比例

本研究在倾向得分匹配（PSM）过程中，使用的匹配比例为1：1。为了保证实证结果不受倾向得分匹配（PSM）的比例所干扰，本研究将匹配比例设置为1：2，然后重新匹配和实证检验。表4列（4）的结果显示，即使更改了PSM的匹配比例，对外直接投资依然显著促进了企业的环保投资，基准回归的结论依然稳健。

4. 2. 3更换匹配方法

本研究使用的匹配方法是倾向得分匹配法。为了排除匹配方法对实证结果的影响，使用马氏匹配法代替倾向得分匹配法对样本进行重新匹配和检验。表4列（5）的结果表明，即使将匹配方法换为马氏匹配法，对外直接投资对企业环保投资的影响依然显著为正，实证结果与基准回归结果保持一致。

4. 3机制检验

在基准回归和稳健性检验，本研究已经验证了对外直接投资对企业的环保投资具有显著的正向影响，但是其中的内在机制需要进一步检验。理论分析表明，对外直接投资影响企业环保投资的作用机制包括提高环境责任、加剧融资约束和增加或者减少企业利润。借鉴江艇［59］，在机制变量对被解释变量（企业环保投资）的影响是直接和显而易见的情况下，只需要检验解释变量（对外直接投资）对机制变量的作用。因此，本研究分别将模型（1）的被解释变量换成3个机制变量，然后分别对这3个机制进行实证检验。

4. 3. 1环境责任

为了验证环境责任机制，本研究选择上市公司的环境责任得分（ENV）作为机制变量。环境责任得分（ENV）的数据来自和讯网公布的上市公司CSR得分。将模型（1）中的被解释变量换成环境责任的对数，然后进行回归检验，表5的列（1）汇报了环境责任机制的检验结果。列（1）的结果显示，ofdi 的系数显著为正，表明对外直接投资可以显著提高企业的环境责任。该结果与现有文献的研究结论保持一致，即对外直接投资促使跨国企业面对更多东道国的消费者、政府部门等利益相关者，基于合法性动机和战略性动机，跨国企业有动机承担更多环境责任。这个结果充分说明，对外直接投资可以通过提高企业环境责任来促进企业的环保投资，假说H1得到验证。

4. 3. 2融资约束

现有文献主要使用KZ 指数［60］、WW 指数［61-63］、SA 指数［64-65］等指标来衡量企业的融资约束。为此，本研究分别使用KZ 指数、WW 指数和SA 指数这3个指标作为企业融资约束的测度指标来检验融资约束机制。具体而言，分别将模型（1）的被解释变量换成KZ 指数、WW 指数和SA 指数，然后进行回归分析。表5的列（2）—列（4）汇报了融资约束机制的检验结果，结果显示无论融资约束的测度指标是KZ 指数、WW 指数还是SA 指数，对外直接投资对融资约束的影响均显著为正。可见，对外直接投资挤出了母公司的金融资源，进而加剧母公司的融资约束。这个结果充分说明，对外直接投资会通过加剧企业的融资约束来减少企业的环保投资，假说H2得到验证。

4. 3. 3利润

理论分析部分表明，对外直接投资通过利润机制对企业环保投资的影响是不确定的，可能为正可能为负。本研究分别采用企业营业收入的对数和企业海外收入的对数来作为利润机制的测度变量。分别将模型（1）的被解释变量换成企业营业收入的对数和企业海外收入的对数，然后进行回归检验。表5列（5）和列（6）的结果表明，对外直接投资可以显著提高企业的营业收入和海外收入。可见，对外直接投资通过带动企业出口提高销售额、实现生产的规模经济和将生产环节转移到东道国等机制提高了企业利润。这个结果说明，对外直接投资可以通过提高企业利润来促进企业的环保投资，假说H3 得到验证。

综上，对外直接投资一方面可以通过提高企业的环境责任和利润两个机制促进企业的环保投资，另一方面也能够通过加剧企业融资约束机制来减少企业的环保投资。其中，环境责任提升机制和利润提升机制的正向影响大于融资约束加剧机制的负向影响，因此在总体效果上对外直接投资会显著提升企业的环保投资。

4. 4 异质性检验

4. 4. 1 不同投资动机的差异

理论分析的表明，不同投资动机的对外直接投资对企业利润的影响是不一样的，进而对企业环保投资存在差异性的影响。本小节实证检验不同动机OFDI对企业环保投资的异质性影响。首先，借鉴蒋冠宏等［46］和余静文等［54］等研究，本研究根据上市公司的海外关联公司的经营范围，按照动机将对外直接投资分为商贸服务型OF⁃DI、当地生产型OFDI、技术研发型OFDI 和资源开发型OFDI。然后，本研究分别为以上四种动机OFDI设置四个虚拟变量ofdi_bus、ofdi_prod、ofdi_tech 和ofdi_res。比如，当企业进行了资源开发型OFDI时，虚拟变量ofdi_res 为1，其他情况ofdi_res 为0。同理，当企业分别进行了商贸服务型OFDI、当地生产型OFDI和技术研发型OFDI时，虚拟变量ofdi_bus、ofdi_prod、ofdi_tech 分别为1，其余情况为0。

接下来，本研究按照前述匹配原则，分别对不同对外直接投资动机的企业进行逐年匹配（PSM），然后分别将得到的样本进行实证检验，实证结果见表6。表6的结果显示，不同动机的对外直接投资对企业环保投资的影响是不同的。其中，列（1）和列（2）的结果分别表明，商贸服务型OFDI和当地生产型OFDI对企业环保投资的影响显著为正，说明商贸服务型OFDI和当地生产型OFDI促进了企业的环保投资。列（3）和列（4）的结果分别表明，技术研发型OFDI和资源开发型OFDI对企业环保投资的影响不显著。

根据理论分析部分的解释，由于技术研发型OFDI不一定能提高企业的生产率，进而对企业利润的影响是不确定的。为此，本研究检验了技术研发型OFDI对企业利润的影响。表7的列（1）和列（2）的结果表明，技术研发型OFDI对企业营业收入和海外收入的影响均不显著。因此本研究认为，技术研发型OFDI不能促进企业环保投资的原因，主要是由于技术研发型OFDI 不能提高企业的利润。

同样，根据理论分析部分的解释，资源开发型OFDI对企业利润的影响可能为正，可能为负。为此，本研究实证检验了资源开发型OFDI对企业利润的影响。表7的列（3）和列（4）的结果表明，资源开发型OFDI对企业营业收入和海外收入的影响为负，不过不显著。因此本研究认为，由于资源开发型OFDI无法提高企业的利润，最终无法提高企业的环保投资。

4. 4. 2不同投资东道国的差异

影响企业对外直接投资的环保投资效应的因素中，投资东道国是一个不容忽视的因素。 已有研究表明，企业对外直接投资的东道国不同，其社会责任的提升幅度也随之不同［37］，原因有二。第一，在合法性方面，与发展中国家比，发达国家有更规范和完善的环境相关的法律法规［66］。而完善的法律法规是企业履行社会责任、提高环境绩效的重要推动因素［67］。Attig等［6］研究发现，当对外直接投资东道国是法律制度较好的国家，母公司的社会责任评级更高。第二，在战略性动机方面，发达国家的利益相关者比发展中国家的利益相关者更关注环境问题。例如，发达国家对绿色产品的偏好无处不在，其绿色市场需求比发展中国家更为广阔和强烈［68-69］。

为了检验投资东道国是否会影响到企业对外直接投资的环保投资效应，本研究根据东道国的经济发展程度，将对外直接投资分为两类，对发达国家的OFDI和对发展中国家的OFDI。然后，本研究根据研究设计部分的匹配原则，分别对两类OFDI的企业进行逐年匹配，最后分别将得到的两组样本进行回归检验。表8中列（1）的结果表明，对发达国家的对外直接投资对企业的环保投资的影响显著为正。而列（2）的结果表明，对发展中国家的对外直接投资对企业的环保投资的影响不显著。

正如上述分析，相对发达国家，发展中国家关于环境方面的环保制度不完善，并且对环境问题关注度也不够，进而导致对发展中国家的OFDI并不能显著提升企业的环境责任。为此，本研究进一步对实证检验对发展中国家的OFDI是否能提升企业的环境责任。表8的第（3）列的结果表明，对发展中国家的OFDI对企业的环境责任的影响不显著，与预期相符。以上结果表明，对发展中国家的OFDI不能有效提升企业的环境责任，最终也无法提升企业的环保投资。

4. 5 杠杆效应与挤出效应

结合理论分析部分的解释，对外直接投资对企业环保投资的促进作用可能有两种方式。第一种方式是对外直接投资增加了企业的环境责任，促使企业推迟或者减少其他投资项目，将已有资源从企业其他投资（非环保投资）转移到环保投资领域，集中资源推进环保活动，从而产生环保投资对其他投资的“挤出效应”。第二种方式是对外直接投资提高了企业利润，促使企业进一步加大所有投资，在既有投资活动基础上促进环保投资的提升，从而产生对环保投资的“杠杆效应”。

为了验证“杠杆效应”，本研究借鉴刘金科等［70］，使用企业的整体投资、人力资本和研发投资3个变量作为模型（1）的被解释变量，然后进行回归检验。其中，企业整体投资使用企业的固定资产投资率来测度，即企业购进固定资产、无形资产和其他长期资产而支付的现金/总资产。人力资本使用企业员工人数的对数表示。研发投资使用企业研发费用的对数表示。表9的列（1）—列（3）的结果表明，对外直接投资对企业的整体投资、人力资本和研发投资均有显著的促进作用。该结果说明，对外直接投资通过增加企业利润，有效促进企业整体投资、人力资本和研发投资的提高，环保投资随着总投资增加而增加。

为了验证“挤出效应”，本研究使用环保投资占比作为模型（1）的被解释变量，然后进行回归检验。其中，企业的环保投资占比用企业的环境资本支出/购进固定资产、无形资产和其他长期资产而支付的现金来测度。如果存在“挤出效应”，企业环保投资占比会上升。表9列（4）的结果表明，对外直接投资可以显著提高企业的环保投资比例。该结果说明，对外直接投资通过增加企业的环境责任，会促使企业将其他投资（非环保投资）向环保领域倾斜，进而增加企业的环保投资。

表9的结果表明，一方面，对外直接投资对企业环保投资的促进作用存在“杠杆效应”，即对外直接投资增加了环保投资在内的各种投资活动。另一方面，对外直接投资对企业环保投资的促进作用也存在“挤出效应”，即对外直接投资调整了企业内部资源的配置，将其他投资（非环保投资）向环保领域倾斜，进而增加企业的环保投资。

5结论与政策建议

从对外直接投资视角探讨企业环保投资的影响因素和提升路径是当前中国企业实现绿色发展的重要课题。本研究选取2010—2020 年中国A 股上市企业为研究样本，从企业年度财务报告收集企业环保投资的数据，从国泰安CSMAR海外关联公司数据库收集企业对外直接投资的数据，然后结合国泰安CSMAR数据库的上市企业财务数据，利用PSM⁃DID方法实证检验对外直接投资对企业环保投资的影响。

实证结果发现：①对外直接投资显著促进了企业的环保投资。②在更换被解释变量、更换PSM匹配比例、更换PSM匹配方法等一系列稳健性检验后，该实证结论依然成立。③机制检验发现，对外直接投资一方面可以通过提高企业的环境责任和利润两个机制促进企业的环保投资，另一方面也能够通过加剧企业融资约束机制来减少企业的环保投资。其中，环境责任提升机制和利润提升机制的正向影响大于融资约束加剧机制的负向影响，因此在总体效果上对外直接投资会显著提升企业的环保投资。④区分投资动机的异质性检验发现，商贸服务型和当地生产型的对外直接投资对企业环保投资的影响显著为正，技术研发型和资源开发型的对外直接投资对企业环保投资的影响不显著。继续机制检验发现，由于技术研发型和资源开发型的对外直接投资无法提高企业的利润，最终无法提高企业的环保投资。⑤区分东道国经济发展程度的异质性检验发现，对发达国家的对外直接投资对企业环保投资的影响显著为正，对发展中国家的对外直接投资对企业环保投资的影响不显著。继续机制检验发现，由于对发展中国家的对外直接投资不能有效提升企业的环境责任，最终也无法提升企业的环保投资。⑥进一步研究发现，对外直接投资对企业环保投资的促进作用，不仅体现在提高整体投资的“杠杆效应”，也体现在挤出其他投资（非环保投资）的“挤出效应”。

根据以上研究结论，本研究提出以下几点政策建议。

（1）支持中国企业“走出去”，利用对外直接投资来推动企业进行环保投资。基于本研究研究结论，对外直接投资可以显著促进企业的环保投资，这种促进作用主要体现在商贸服务型OFDI和当地生产型OFDI，以及对发达国家的OFDI。因此，从对外直接投资动机来看，大力推动企业进行商贸服务型OFDI和当地生产型OFDI。具体而言，支持中国企业在海外建立商贸服务机构，以增加出口，进而提高企业的利润。另外，支持中国企业在东道国投资建立工厂并生产产品，以降低劳动力成本和贸易成本等生产成本，进而提高企业利润。从投资东道国来看，大力推动中国企业对发达国家的对外直接投资。对发达国家的对外直接投资对企业环境责任的提升幅度更大。

（2）金融机构在融资贷款等方面对跨国公司提供足够的融资支持。整体上，对外直接投资可以提高企业的环保投资，然而对外直接投资可以通过加剧企业融资约束来减少企业的环保投资。虽然对外直接投资风险大、利润回款慢，银行等外源融资机构应该意识到对外直接投资企业具有更高的生产率，并给予对外直接投资企业更多的融资贷款，以缓解对外直接投资企业的融资约束。

（3）政府部门应给予企业更多的资金支持。机制检验表明，对外直接投资可以通过提高企业利润来促进企业进行环保投资。不同投资动机的异质性检验的结果表明，由于技术研发型OFDI和资源开发型OFDI不能提高企业的利润，最终也无法促进企业进行环保投资。可见，企业有更多的利润，才会进行环保投资。因此，政府部门应该给予企业更多的税收减免和财政补贴，以促使企业有更多资金进行环保投资。

（4）加强中国环境保护方面的法律建设。机制检验表明，对外直接投资可以通过增加企业环境责任来提高企业的环保投资。不同东道国的异质性检验发现，由于发展中国家缺乏完善的环境保护方面的法律法规，对发展中国家的对外直接投资并不能有效促进企业的环保投资。因此，政府部门应该加强中国国内环境保护方面的法律建设。只有这样，中国的企业，无论是否进行对外直接投资，会更积极地进行环保投资活动。

（5）鼓励企业利用市场手段来促进其环保投资。刘金科等［70］研究发现，环境保护税等环境规制手段虽然能够促进企业绿色创新，但是其对绿色创新的促进作用更多体现在挤出其他技术创新的“挤出效应”，而不是提高整体研发投入的“杠杆效应”。而本研究的进一步分析发现，对外直接投资对企业环保投资的促进作用，不仅体现在提高整体投资的“杠杆效应”，也体现在挤出其他投资（非环保投资）的“挤出效应”。因此，除了环境规制等行政手段外，政府部门应该多支持企业利用对外直接投资等市场手段来促进企业的可持续发展。

（责任编辑：蒋金星）