企業跨國并購對綠色創新能力的影響

張倩怡 羅啟燁 馮思佳

摘 要：在雙碳目標和雙循環發展格局下，企業綠色轉型是必然趨勢，而綠色創新能力是實現綠色轉型的關鍵要素。本文基于2010—2022年跨國并購的中國A股上市公司的樣本，實證檢驗了跨國并購對綠色創新能力的影響，并通過企業社會責任表現探究其影響機制。研究發現：第一，跨國并購顯著提高了企業綠色創新能力；第二，機制分析顯示，跨國并購能通過加強企業社會責任表現來促進綠色創新能力的增長；第三，相比非國有企業，跨國并購更能提升國有企業的綠色創新能力；跨國并購顯著提高制造業企業的綠色創新能力，但對于非制造業企業不顯著。該結論進一步完善了跨國并購對綠色創新能力的機制研究，為中國上市公司利用跨國并購實現綠色轉型提供了參考價值。

關鍵詞：跨國并購；綠色創新能力；企業社會責任；可持續發展；企業綠色轉型

本文索引：張倩怡，羅啟燁，馮思佳.<變量 2>[J].中國商論，2024（12）：-084.

中圖分類號：F205 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2024）06（b）--05

1 引言

2022年，國家發展改革委、科技部聯合印發了《關于進一步完善市場導向的綠色技術創新體系實施方案（2023—2025年）》，旨在通過市場機制促進綠色技術的研發和應用，構建高效和可持續的綠色創新體系。綠色創新強調將環保理念貫徹到生產各環節，減少對環境的損害，實現可持續發展，要求企業積極承擔社會責任，尋求可持續的發展路徑。隨著全球市場的日益一體化，跨國并購活動逐漸成為企業適應和應對全球挑戰的一種戰略選擇，以獲得技術資源和規模效益，提升企業的國際競爭力。

現有研究主要集中在企業跨國并購對傳統創新的影響。賀曉宇和沈坤榮（2018）[1]發現跨國并購有助于提升我國企業的創新能力，并具有可持續性（Desyllas，2010；杜曉榮等，2021）[2-3]。針對綠色創新方面，研究主要集中于分析跨國并購對企業綠色創新的直接影響。劉剛和沈文韜（2022）[4]采用案例分析發現跨國并購通過三階段動態能力機制影響綠色創新數量與質量。Barmeyer和Mayrhofer（2008）[5] 發現企業可通過并購直接引入綠色技術。目前，國內關于跨國并購對企業綠色創新能力影響機制的研究尚不充分。隋俊（2015）[6]發現跨國并購通過競爭效應和員工之間的綠色創新知識流動促進綠色創新。跨國并購還能通過生產率效應、國外業務擴張效應、環境規制（萬筱雯和楊波，2022）[7]以及政策紅利激勵效應（朱俏俏，2020）[8]來提高綠色創新能力。然而，并購可能導致新的組織管理模式使員工感到不滿，引發員工消極態度甚至增加離職率，從而阻礙企業綠色技術的進步（Gunkel等，2015）[9]。徐瑞林（2023）[10]通過總結前人研究，認為跨國并購可能引發企業的環保意識，進而自發提升企業的綠色技術和社會責任表現，推動綠色創新。基于此，文章利用中國2010—2022年A股上市公司數據來分析跨國并購事件對企業綠色創新能力的影響作用機制，并探究跨國并購對綠色創新能力的影響對于不同企業性質和不同行業的企業是否存在異質性，為推進我國企業綠色轉型提供參考建議。

2 理論機制與研究假說

全球化趨勢下，技術、資本、勞動要素的國際流動加速，為各國公司提供了更大的市場空間和更統一的市場規則。從宏觀上看，跨國并購滿足了跨國公司整合全球價值鏈的需求，為東道國帶來競爭，刺激了技術和效率的提升（余樂和王成，2007）[11]。跨國并購企業通過引進、吸收和消化發達國家先進綠色技術提升綠色創新水平（李鑫和魏姍，2024）[12]。同時，跨國并購受到國外嚴格環境規制和環保意識的影響，促使企業加速發展綠色創新技術以滿足當地需求，從而強化了逆向綠色創新溢出（韓先鋒等，2020）[13]。在微觀層面，被并購方主要是有先進技術、人才和知識的公司，沿著價值鏈升級路徑進行并購能快速獲取更多優質創新資源，從而提升企業自主創新能力（臧培華和金碚，2023）[14]。跨國并購有助于形成規模效應，降低單位創新成本（Otchere和Oldford， 2018）[15]，這將進一步提高企業的創新效率。隨著創新效率的提高，企業將提高其在全球市場中的競爭力。因此，本文提出假設1。

H1：跨國并購能促進企業綠色創新能力的提升。

跨國并購通常涉及不同國家和地區的企業。在此過程中，跨國企業將面臨新的市場環境和各地區利益相關者的期望。為了適應各地區的環境，企業需滿足各地對企業生產經營的法律和道德要求，特別是在受到發達國家嚴格的環境規制和強烈的環保意識的約束下，跨國公司被促使著積極承擔更多的社會責任。一方面企業能通過提升環保意識來提升企業綠色創新投入意愿，另一方面企業通過獲得政府和客戶等利益相關者支持獲得綠色創新投入的資金、市場等支持，從而提高對綠色創新投入的層面和力度（黃維娜和袁天榮，2022）[16]。同時，社會責任行為也促進與各利益相關者建立關系網絡，有助于內外部知識分享，更容易引發創新（Luo 和Du， 2015）[17]。綜上，社會責任在受到跨國并購影響的同時又能作用于企業的綠色創新能力，因此，本文提出假設2。

H2：跨國并購通過提高社會責任表現來提高企業綠色創新能力。

3 研究設計

3.1 變量選取與數據來源

3.1.1 變量選取

（1）被解釋變量。本文的被解釋變量為綠色創新能力，參考徐佳和崔靜波（2020）[18]的方法，利用企業綠色專利申請數量來評估其綠色創新能力。綠色創新能力通過三個指標來衡量，分別是綠色專利總數（EnvrPat）、綠色發明型專利（EnvrInvPat）和綠色實用新型專利（EnvrUtyPat）并通過加1后再取對數的方式對每年的專利數據進行處理。

（2）核心解釋變量。本文的核心解釋變量是虛擬變量MA，即企業i在t年是否發生跨國并購事件，若在t年發生跨國并購則取值為1，否則取值為0。

（3）控制變量。借鑒蔡衛星等（2019）[19]的研究，考慮到企業負債和治理結構等因素對企業綠色創新能力的影響，選取可能影響企業綠色創新能力的變量控制企業層面特征：資產負債率（Lev）、總資產收益率（ROA）、凈資產收益率（ROE）、現金流（cashflow）、營業收入增長率（growth）、前十大股東持股比例（top10）、管理費用率（mfee）。

3.1.2 樣本選取與數據來源

本文選取2010—2022年我國A股上市公司進行跨國并購的樣本進行研究，其中剔除了主并企業屬于ST、*ST和金融行業的樣本，以及交易失敗或數據缺失的樣本。為了減少極端值對結果的影響，本文對數據進行上下1%的縮尾處理。被解釋變量綠色專利申請數據收集于CNRDS數據庫，跨國并購數據收集于Zephyr數據庫。控制變量的數據來自于國泰安數據庫和Wind數據庫。

3.2 模型構建

參考萬筱雯和楊波（2022）[7]的做法，本文構建基準回歸模型如下：

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

其中，GreenInnov表示企業i在t年綠色創新能力，MA表示企業i在t年是否發生跨國并購事件。Xit包含所有控制變量，ηt、γm分別為行業和年份固定效應，εit為誤差項。

4 實證結果分析

4.1 基準回歸分析

表1呈現了跨國并購對公司綠色創新的基準回歸結果。表1列（1）的因變量是綠色專利的總申請量，而列（2）和（3）分別是綠色發明型專利和實用新型專利的申請數量。在控制了行業和年份固定效應后，表1列（1）和（2）中跨國并購MA的影響系數在1%的顯著性水平上為正，說明跨國并購顯著提高了公司總的綠色專利和發明專利的申請數量。表1列（3）中并購MA的正向影響在5%的顯著性水平上得到了驗證，表明跨國并購也能促進綠色實用新型專利的申請。綜上，跨國并購能顯著提高企業綠色創新能力，假設1得以驗證。由于發明型專利比實用型專利有更高的技術含量，因此發明型專利更能代表企業的創新質量（申明浩和譚偉杰，2022）[20]，表1顯示列（4）的MA回歸系數比表1列（6）的更顯著，即跨國并購更能影響綠色發明型專利數量，這表明跨國并購能夠顯著提高綠色創新的質量。

4.2 穩健性分析

跨國并購可能對綠色創新能力產生滯后效應，即并購行為可能在明年才顯現出影響。因此，本文首先對滯后一期的被解釋變量進行回歸，結果如表2的列（1）至（3）所示，跨國并購的回歸系數大小與前述基準回歸的結果差異較小，均在1%的水平上顯著為正。此外，為了增加檢驗結論的可靠性，本文進一步控制了省份固定效應。結果如表2列（4）所示，MA的回歸系數仍然在1%的顯著性水平上為正，與前述基準回歸分析一致，證明本文所得結論具有較強的穩健性。

4.3 內生性檢驗

由于本文的樣本是經過篩選得到的，因此可能存在“自我選擇偏誤”，這意味著樣本無法滿足隨機性設定，可能會導致內生性問題。因此，本文選用工具變量法緩解隱含的內生性問題。參考萬筱雯和楊波（2022）[7]的研究，本文以公司所在省份前一年的跨境并購規模 （即該省所有上市公司的跨境并購數量） 作為工具變量，采用兩階段最小二乘法進行回歸。表3中的結果顯示，列（1）呈現了工具變量IV和核心解釋變量MA的回歸結果。IV的回歸系數為正，并且在1%的顯著水平上，表明IV與MA之間存在著高度正相關性。在列（2）中，報告了跨國并購規模作為工具變量的第二階段回歸結果，MA的回歸系數在1%的顯著水平上為正，說明基準回歸結果在考慮潛在內生性問題后仍然有效。此外，弱識別檢驗中的F統計量為20.703，大于10% maximal IV size所對應的臨界值16.38，證明本文選用的工具變量是有效的。

4.4 機制檢驗

本文首先采用逐步回歸法檢驗假設2的影響機制是否存在。根據溫忠麟和葉寶娟（2014）[21]的研究，Bootstrap方法相較于傳統的機制檢驗法具備更高的統計效力。因此，本文采用Bootstrap自抽樣法進一步檢驗了中介效應的穩健性。表4顯示的結果如下：在（1）列中，跨國并購對綠色專利申請總量的直接影響為0.093。第（2）列為跨國并購與企業社會責任（CSR）的回歸結果，MA的回歸系數為2.672，在1%顯著水平上呈正相關，說明跨國并購能顯著提升企業社會責任績效。而在列（3），展示了CSR和跨國并購對綠色創新的聯合顯著性檢驗結果，兩者的回歸系數均在1%的顯著水平上呈正相關，表明在引入社會責任變量后，跨國并購對綠色創新能力的影響效應為0.083，小于列（1）中的直接效應0.093，因此存在部分中介效應。同時在Bootsrap抽樣檢驗結果中，間接效應Bootstrap95%置信區間的上、下限均不包含0，進一步證實跨國并購能通過提高企業社會責任表現來提升綠色創新能力，因此假設2成立。

4.5 異質性分析

為研究不同企業性質對創新能力的影響是否存在差異，本文將樣本分為國有企業和非國有企業兩組進行回歸，結果見表5。在國有企業組中，跨國并購的MA回歸系數為0.226，大約是非國有企業組的MA系數0.083的3倍。在顯著性水平上，國有企業的MA回歸系數顯著性水平為1%，相較于非國有企業組的5%更高，表明與非國有企業相比，國有企業進行跨國并購對綠色創新能力的提高作用更大。可能的原因在于，相比于非國有企業，國有企業能獲得更多綠色投入補貼或優惠政策，從而更愿意加大綠色研發投入。且非國有企業通常以利益最大化為首要經營目標，因此與政府保持高度一致的國有企業更能夠快速響應綠色轉型的產業發展導向，將綠色發展理念貫穿企業經營和生產的全過程，以實現可持續發展目標。

本文對樣本企業進行了制造業和非制造業的分組，以探究不同行業企業在進行跨國并購時對其綠色創新能力的影響是否存在異質性。表6的結果顯示，在制造業企業中，跨國并購對綠色創新的影響系數在1%的顯著水平上呈正相關。然而，在非制造業中，并購的回歸系數并不顯著。這表明制造業企業進行跨國并購對綠色創新能力有顯著的提升作用，但這種作用在非制造業企業中是不顯著的。可能的原因在于，制造業往往涉及技術密集型的生產和制造過程，且在生產過程中對環境的影響較大，因此對于綠色創新技術有更迫切的需求，相比之下，非制造業企業可能更注重服務、信息等領域的創新，對環境友好型創新的需求相對較低。此外，制造業受到更多來自市場和法規對環保的壓力，因此進行跨國并購可以是一種戰略選擇，以適應全球范圍內的環保標準。

5 結語

本文以在2010—2022年進行了跨國并購行為的中國A股上市公司為樣本，實證檢驗跨國并購對綠色創新能力的影響，并引入“企業社會責任”作為中介變量來檢驗其影響機制。同時，考察跨國并購對綠色創新的影響是否在不同企業性質和不同所屬行業的企業中存在差異。本文得出以下結論：（1）企業跨國并購能顯著提高綠色創新能力。（2）企業社會責任在跨國并購與綠色創新能力之間起部分中介作用，即跨國并購通過提高企業社會責任表現促進綠色創新的提升。（3）不同企業性質受跨國并購影響不同，相比非國有企業，跨國并購更能顯著提高國有企業的綠色創新能力。（4）所屬行業不同的企業受跨國并購的影響不同，跨國并購能顯著提高制造業企業的綠色創新能力，但對于非制造業企業則不顯著。

基于上述結論，本文得出如下啟示。第一，政府需加強企業對國際綠色市場的認知，為國際市場中的企業提供便利和政策支持，推動企業通過跨國并購進行國際合作以獲取先進技術和資源。第二，政府應制定并推廣跨國并購領域的監管政策，提倡信息透明度，要求企業公開并購過程中的社會責任計劃和實施情況，從而確保企業在全球范圍內遵循一致的社會責任準則，倒逼企業進行綠色技術創新。第三，企業需從企業文化和價值觀出發，強化綠色轉型意識，將社會責任融入企業戰略和并購計劃，以實現綠色創新與經營目標的一致性。第四，政府應為非國有企業制定激勵政策，如稅收和貸款優惠、科研資助、市場準入支持等，以降低其綠色研發投入的機會成本，并通過設定更強制性的環境標準和法規，鼓勵非國有企業更好地履行社會責任。第五，政府應制定綠色投資或并購導向基金，為制造業企業提供政策支持，鼓勵其參與國際綠色創新合作。

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