對外直接投資的動機差異如何影響母公司綠色創新

范紅忠　劉洋　魏新彥

摘 要：對外直接投資（OFDI）是推動母公司綠色創新發展的重要因素，投資動機是分析跨國企業OFDI影響的一個基本角度。文章以A股上市企業2008—2019年數據作為樣本，根據海外子公司的經營范圍手工整理了企業對外直接投資的動機，利用PSM-DID方法實證檢驗不同投資動機下對外直接投資如何影響母公司綠色創新。結果發現：（1）整體上對外直接投資顯著促進了母公司綠色創新，多種穩健性檢驗證明該結論的可靠性；（2）區分OFDI動機的研究發現，商貿服務型OFDI和當地生產型OFDI對母公司綠色創新均有顯著的促進作用，技術研發型OFDI和資源開發型OFDI對母公司綠色創新的影響均不顯著；（3）機制檢驗發現，商貿服務型OFDI通過規模經濟效應和綠色競爭效應兩種途徑來促進母公司綠色創新，當地生產型OFDI通過提高利潤、資本配置效應和環境合規效應三種途徑來促進母公司綠色創新。技術研發型OFDI無法增加企業研發投入，進而難以促進母公司綠色創新。資源開發型OFDI不能提高企業利潤，進而對母公司綠色創新的促進作用不顯著。文章為中國政府制定針對性的OFDI政策來促進母公司綠色創新，實現中國綠色發展提供了重要的經驗證據。

關鍵詞：對外直接投資 綠色創新 投資動機

DOI：10.19592/j.cnki.scje.410304

JEL分類號：F21，F23，O13? ?中圖分類號：F125

文獻標識碼：A? ?文章編號：1000 - 6249（2024）06 - 120 - 18

一、引 言

綠色創新是提高資源利用效率和改善環境的技術創新，是實現可持續發展的重要途徑（李旭，2015）。然而，考慮到綠色創新具有“創新溢出”和“環境溢出”的雙重正外部性，以及投入高、風險大和周期長等特點，企業實際上并沒有強烈的動機進行綠色創新。近年來，在“走出去”戰略的背景下，大量中國企業進行對外直接投資（Outward Foreign Direct Investment，簡稱OFDI）。2021年，中國對外直接投資流量和存量分別為1788.2億美元和2.79萬億美元，分別位列全球第二和全球第三。對外直接投資給中國跨國企業帶來了東道國的市場、勞動力、技術和資源等，進而影響到跨國企業的環境責任、技術和財務情況等各個方面，最終可能改變母公司的綠色創新水平。例如，東道國的環境法規與中國可能存在差異，東道國子公司可能與母公司競爭綠色研發資源，跨國公司的海外經營績效充滿不確定性等，這些情況對母公司的綠色創新既是一種機遇也是一種挑戰。那么，中國跨國企業OFDI能否促進母公司綠色創新？哪些OFDI可以促進母公司綠色創新？OFDI影響母公司綠色創新的機制是什么？對于上述問題的回答無疑對中國政府制定針對性的OFDI政策來促進母公司綠色創新有重要現實意義。

投資動機是分析跨國企業OFDI影響的一個基本角度（Makino et al.， 2002），其代表企業差異化的國際化策略（Blonigen，2005）。根據中國商務部統計，中國企業對外直接投資動機主要包括商貿服務型、當地生產型、技術研發型和資源開發型。企業對外直接投資的動機不同，可能會使得OFDI對母公司綠色創新產生差異化影響。例如，商貿服務型OFDI企業為了提高自身的綠色競爭力，必然有動力加大自身的綠色研發投入（Attig et al.， 2016），進而提高母公司的綠色創新水平。當地生產型OFDI企業將生產部門轉移到東道國后，資本配置效率得到提高（劉娟等，2020），可以騰出更多資源用于綠色創新技術的研發。而技術研發型OFDI企業可以獲取東道國先進的綠色技術（Piperopoulos et al.， 2018），但是也可能將科研資源轉移到東道國子公司（Desyllas and Hughes，2008），所以對母公司綠色創新的影響是不確定的。中國的資源開發型OFDI企業存在非市場動機（蔣冠宏、蔣殿春，2014a；孫傳旺、張文悅，2022），可能會因為投資項目的虧損而減少綠色研發投入，最終抑制母公司的綠色創新。綜上，企業對外直接投資的動機不同，可能會使得OFDI對母公司綠色創新產生差異化影響，因此有必要將OFDI動機因素納入既有的研究框架。

與本文研究主題相關的文獻主要包括三個部分。一部分文獻關注對外直接投資對母國創新的影響。這些研究發現，對外直接投資既可以通過將低附加值產業轉移到國外（Branstetter，2006）、優化人力資本結構（閻虹戎等，2018）和逆向技術溢出（毛其淋、許家云，2014；明秀南等，2019）等途徑促進母國創新，也可以通過擠出國內研發投資來抑制母國創新（Desyllas and Hughes，2008）。另一部分文獻關注對外直接投資對母國污染排放、綠色創新效率、綠色全要素生產率和社會責任等環境相關因素的影響。一些學者認為，對外直接投資既可以通過規模效應來增加母國的污染排放，也可以通過技術效應和結構效應來減少母國的污染排放（周力、龐辰晨，2013；Hao et al.， 2020）。另一些學者發現，對外直接投資可以顯著提高母國綠色創新效率（龔新蜀等，2017；韓先鋒等，2020）和綠色全要素生產率（張建、李占風，2020；張偉科、葛堯，2021）。此外，一些學者研究發現，對外直接投資可以通過東道國消費者所帶來的綠色競爭效應（Kang，2013；Attig et al.， 2016）和東道國制度壓力所帶來的環境合規效應（Marano et al.， 2017；王全景，2018）等機制來提高企業社會責任。與本文最相關的是研究對外直接投資對母國綠色創新的影響文獻。李國祥等（2016）基于環境規制視角實證發現，環境規制力度較強時，對外直接投資對母國綠色創新具有顯著的促進作用。賈軍等（2017）采用系統GMM方法實證發現，投資到發達國家和發展中國家的對外直接投資對母國綠色創新均有積極影響。Liu et al.（2021）側重于考察OFDI影響綠色創新的機制，實證發現對外直接投資通過規模效應、結構效應和技術效應三個渠道促進母國綠色創新。

通過分析以上文獻，本文發現現有文獻存在三個方面的問題：第一，較少有文獻研究不同動機的OFDI對母國（或母公司）綠色創新的影響，鑒于投資動機是分析跨國企業OFDI影響的一個基本角度（Makino et al.， 2002），不考慮OFDI動機異質性，就無法識別哪部分OFDI對母國（或母公司）綠色創新有影響或者不同動機OFDI對母國（或母公司）綠色創新的差異性影響，最終無法揭示對外直接投資對母國（或母公司）綠色創新影響的深層原因。第二，考慮到對外直接投資可能與母國（或母公司）創新及綠色創新之間存在一定的互為因果關系（毛其淋、許家云，2014），現有文獻使用的計量方法缺乏對OFDI與母國（或母公司）綠色創新進行因果識別，可能存在內生性問題。第三，現有文獻實證檢驗對外直接投資與母國（或母公司）綠色創新的關系時幾乎都采用省際層面的OFDI面板數據，缺乏微觀層面的實證證據。

為了克服以上研究的不足，本文使用更為微觀的企業層面數據實證考察對外直接投資對母公司綠色創新的影響。具體而言，首先借鑒劉莉亞等（2015），楊連星等（2020）的做法，從國泰安CSMAR中國上市公司海外關聯公司數據庫獲得企業對外直接投資的東道國及經營范圍等相關信息和數據，并借鑒蔣冠宏、蔣殿春（2014b）和余靜文等（2021）的研究，利用企業海外子公司的經營范圍來區分對外投資動機。其次，為了克服可能存在的內生性問題，本文將企業對外直接投資決策作為準自然實驗，借鑒蔣冠宏、蔣殿春（2014b）和余靜文等（2021）克服內生性的方法，利用PSM-DID來實證考察OFDI對母公司綠色創新的影響。

本文的邊際貢獻主要如下：第一，盡我們所知，本文較早從不同OFDI動機視角來研究對外直接投資對母公司綠色創新的影響。OFDI動機是分析跨國企業OFDI影響的一個基本角度，通過考察不同動機OFDI對母公司綠色創新的差異化影響，本文豐富了OFDI的母公司綠色創新效應的相關研究。第二，本文深入分析了不同動機OFDI影響母公司綠色創新的不同渠道，有助于深化對對外直接投資與母公司綠色創新內在關系的認識，也為構建對外直接投資促進母公司綠色創新的路徑提供了理論和經驗支持。第三，本文使用PSM-DID評估對外直接投資對母公司綠色創新的影響，相對于現有文獻的研究方法，可以有效識別對外直接投資與母公司綠色創新之間的因果效應，緩解內生性問題，使得研究結論更可信。

本文的剩余部分安排如下：第二部分對不同動機OFDI的母公司綠色創新效應進行理論分析；第三部分是研究設計；第四部分是實證分析與結果；最后是結論與政策建議。

二、理論分析

鑒于投資動機是分析跨國企業OFDI影響的一個基本角度（Makino et al.， 2002），本文借鑒蔣冠宏、蔣殿春（2014b）等研究，分別分析四種不同動機的OFDI對母公司綠色創新的影響機理。

（一）商貿服務型OFDI對母公司綠色創新的影響機理

商貿服務型OFDI的目的是通過開拓和擴大海外市場來增加出口。具體而言，商貿服務型OFDI的主要職能有產品銷售和推廣、聯絡和維持客戶、為產品提供售后服務等（蔣冠宏、蔣殿春，2014b）。商貿服務型OFDI并不需要在東道國生產產品，而是將母公司生產的產品和服務拿到東道國市場上出售。商貿服務型OFDI對母公司綠色創新的影響機理包括兩個方面。

一是規模經濟效應。蔣冠宏、蔣殿春（2014b）和吳金龍等（2021）的實證研究均證實，商貿服務型OFDI可以擴大企業出口。母公司通過擴大出口可以生產更多產品，實現規模經濟效應。規模經濟效應降低了企業單位產品的平均生產成本，進而使企業獲得更多利潤（趙偉等，2006）。同時，與其他技術創新相比，綠色創新具有投資周期更長和投資風險更高的特征，因此更容易出現資金問題（顧海峰、高水文，2022；武力超等，2022；廖果平、王文華，2023）。而利潤的提高可以為企業綠色創新提供更多的資金保障。具體而言，商貿服務型OFDI增加的利潤可以給母公司綠色研發活動提供資金，雇傭更多的高科技人才以及購買更多的綠色研發活動所需的設備，進而促進母公司綠色創新。

二是綠色競爭效應。跨國公司在競爭激烈的全球化大背景下，不僅面臨來自本土企業的挑戰，在國際上也要和擁有先進綠色技術的企業展開競爭。現有研究表明，對環境責任的履行有利于企業提高品牌美譽度，向消費者傳遞自身信譽良好的積極信號，促使自己區別于其他競爭對手，進而吸引更多的消費者（Kang，2013；Attig et al.， 2016）。因此，跨國企業為了提高自身的綠色競爭力，必然有動力提高自身的環境責任感以增加產品的銷售。提高環境責任感意味著跨國企業需要加大自身的綠色研發投入，以提高產品的綠色技術含量，最終母公司的綠色創新水平得以提高。綜上，商貿服務型OFDI對母公司綠色創新的影響為正。

（二）當地生產型OFDI對母公司綠色創新的影響機理

當地生產型OFDI主要指跨國公司通過對外直接投資在東道國建立工廠并生產產品，其目的主要有規避東道國貿易壁壘，降低貿易成本、節省人工及環境成本等（蔣冠宏、蔣殿春，2014b）。當地生產型OFDI對母公司綠色創新的影響機理包括三個方面。

一是資本配置效應。Lee and Wang（2021）研究認為，企業的資源包括人力資本、財務資源、管理資源、信息資源等，這些資源都是有限的。當地生產型OFDI將企業的高污染、高能耗以及低技術含量的生產環節轉移到東道國，有助于企業去庫存和去產能，進而促進企業資源的優化配置和高效利用，最終實現企業資本的高效配置（劉娟等，2020）。資本配置效率的提高有助于企業獲得更多的投資回報，母公司可以騰出更多資源用于節能環保類綠色產品的研發和設計，從而提升母公司綠色創新水平。

二是利潤回饋效應。母公司將生產環節轉移到東道國后，貿易成本、人工成本、原料成本和環境成本等得到降低，促使母公司的生產成本降低，在產品價格不變的情況下，母公司的利潤得到提升（羅軍、馮章偉，2018），進而促進母公司可以投入更多資金用于綠色技術的研發，最終提升母公司綠色創新水平。

三是環境合規效應。當地生產型OFDI在東道國進行生產活動的過程中，必然會產生一定的污染排放。不容忽視的是，東道國和母國（中國）在環境相關的法律、制度和文化等方面存在顯著差異，跨國公司在東道國生產過程中會面臨一定環境方面的法律和道德風險。為了讓生產活動所產生的污染排放符合東道國的環境法律法規，以及減少污染排放造成的惡性環境事件的發生，跨國公司可以通過承擔更多環境責任來降低在東道國經營的復雜性和不確定性（Attig et al.， 2016；Liu et al.， 2021）。同樣，提高環境責任感意味著跨國企業需要加大自身的綠色研發投入，以通過綠色技術來減少生產過程的污染排放，最終企業的綠色創新水平得以提高。綜上，當地生產型OFDI對母公司綠色創新的影響為正。

（三）技術研發型OFDI對母公司綠色創新的影響機理

技術研發型OFDI主要指在東道國設立研發機構或者并購東道國擁有核心技術的企業，其目的是獲取東道國科學技術、專利、管理經驗等先進生產要素（蔣冠宏、蔣殿春，2014b）。東道國子公司自身的綠色技術儲備，以及當地高科技人才、科研設備、知識產權保護制度和科研基礎設施等良好的外部環境，均有助于提高東道國子公司的綠色創新效率，促進東道國子公司的綠色創新（Anderson and Sutherland，2015；Piperopoulos et al.， 2018）。母公司通過企業內部渠道，可以以較低成本在較少時間獲得東道國子公司的先進綠色技術創新成果，并對這些綠色技術進行消化、吸收和使用（Bruhn et al.， 2017）。技術研發型OFDI對母公司綠色創新的影響機理如下。

一是學習模仿效應。“學習模仿—創新”模式一直是中國企業創新的重要模式。如果母公司在對東道國子公司先進綠色技術的運用過程中產生了知識積累，并且基于這些知識積累進行各種綠色研發投資，那么對外直接投資可以促進母公司的綠色創新。

二是研發替代效應。如果母公司只是單純地依賴東道國子公司的綠色技術創新成果，并且將研發資金、設備等科研資源轉移到東道國子公司（Desyllas and Hughes，2008），那么東道國子公司將替代母公司進行綠色創新活動，進而擠出了母公司的綠色研發投資。此時，技術研發型OFDI對母公司的綠色創新有抑制作用。綜上，技術研發型OFDI對母公司綠色創新的影響是不確定的。

（四）資源開發型OFDI對母公司綠色創新的影響機理

資源開發型OFDI的主要目的是獲取東道國的能源及礦產等自然資源（蔣冠宏、蔣殿春，2014a）。隨著經濟快速發展，中國對能源及礦產等自然資源的需求急劇上升，中國的資源開發型OFDI大多進入澳大利亞、加拿大、非洲、拉美等資源豐富的國家或地區，一般由中國企業提供資金、勞務、技術和開采設備，與東道國企業共同開發當地資源。資源開發型OFDI對綠色創新的影響機理如下。

一是資源補充效應。資源開發型OFDI給母公司提供東道國豐富和較為低廉的自然資源。這些低廉和優質自然資源的使用極大地降低了母公司的原料成本，促使母公司的發展不再受資源短缺的限制，有助于企業擴大生產和銷售，進而獲得更多的利潤。當母公司將新增的利潤用于綠色新技術的研發時，母公司的綠色創新水平得以提高。

二是非市場動機。不少學者研究認為，中國的資源開發型OFDI可能存在非市場動機（蔣冠宏、蔣殿春，2014a；賈妮莎等，2020；孫傳旺、張文悅，2022）。母公司在進行資源開發型對外投資時，通常以資源戰略保障為出發點，而不是利潤最大化。同時母公司還會獲得軟預算約束、低息融資等政府政策支持（Duanmu，2012）。因而，母公司對自身的經營狀況有較高的容忍度，甚至還可能因海外子公司的投資項目虧損而增加企業的資金壓力，進而削減企業的綠色研發投入，最終抑制母公司的綠色創新。綜上，資源開發型OFDI對母公司綠色創新的影響是不確定的。

根據以上分析，總體上看對外直接投資對母公司綠色創新的影響是不確定的，不同動機OFDI對母公司綠色創新的影響機理如圖1所示。

三、研究設計

（一）樣本選擇及數據來源

本文以2008—2019年間所有A股上市企業為研究對象，數據主要包括上市企業對外直接投資相關數據、綠色專利相關數據、環保支出數據、環境責任數據和主要財務數據，本文數據來源如下。

上市公司對外直接投資相關數據來源于國泰安CSMAR海外關聯公司數據庫。海外關聯公司數據庫包含上市公司海外關聯公司的公司名稱、與上市公司關系、經營范圍、注冊地和持股比例等基本信息。如果上市公司有海外關聯公司，則視為該上市公司開展了對外直接投資活動（劉莉亞等，2015；楊連星等，2020）。本文搜集了2008—2019年A股上市企業的海外關聯公司數據，借鑒劉莉亞等（2015），楊連星等（2020）的做法，對數據做以下處理：（1）剔除注冊地為中國香港、英屬維爾京群島、開曼群島以及百慕大群島等地的海外關聯公司，因為上市企業對這些注冊地進行對外直接投資的動機多為避稅；（2）僅保留上市公司持股比例大于10%的海外關聯公司；（3）如果某個上市企業存在多條對外直接投資信息，只保留該企業首次對外直接投資的信息。經過以上篩選，本文共得到1525條OFDI信息，即1525個對外直接投資上市企業。

上市企業綠色專利數據。借鑒徐佳、崔靜波（2020），李青原、肖澤華（2020）和王馨、王營（2021）的做法，本文首先從中國國家知識產權局（CNIPA）獲得上市企業專利數據，然后將其與世界知識產權組織（WIPO）發布的國際專利分類綠色清單（IPC Green Inventory）1進行匹配，從而得到企業歷年綠色發明專利申請數、綠色實用新型專利申請數、綠色發明專利授權數和綠色實用新型專利授權數，并將前兩者相加得到企業的綠色專利申請數，后兩者相加得到綠色專利授權數。

環保支出數據來源于上市公司年度財務報告，環境責任數據來源于和訊網公布的上市公司CSR得分中的環境責任（ENV），上市企業主要財務數據來源于國泰安CSMAR數據庫。最后，本文利用上市公司證券代碼對三個數據庫進行合并。

本文對樣本做以下處理：（1）剔除行業為金融和房地產的上市公司；（2）剔除非正常交易的上市公司（包括ST、ST*以及PT）；（3）為控制極端值的影響，對所有連續變量進行上下 1% 的縮尾處理（Winsorize）。

（二）變量及測度

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為企業綠色創新水平。現有文獻主要選用綠色專利申請數、綠色專利授權數和綠色發明專利申請數（或授權數）等作為企業綠色創新水平的測度變量。一種觀點認為，專利技術在申請過程中就可以對企業生產經營產生影響，專利申請后往往需要花費1—2年才能得到授權。因此，專利申請數比專利授權數更及時、可靠（黎文靖、鄭曼妮，2016）。另一種觀點認為，專利申請數只能反映企業對綠色技術的積極態度和重視程度，而專利授權數更能代表企業的實際綠色技術水平（齊紹洲等，2018）。還有一種觀點認為，發明專利更能代表企業的創新性。綜合以上三種觀點，本文借鑒徐佳、崔靜波（2020），李青原、肖澤華（2020），王馨、王營（2021）和郭豐等（2023）等研究，以綠色專利申請數來衡量企業綠色創新水平。同時，本文使用綠色專利授權數、綠色發明專利申請數作為被解釋變量的替代變量進行穩健性檢驗。借鑒王馨、王營（2021）的做法，將綠色專利申請數、綠色專利授權數和綠色發明專利申請數加1并進行對數化處理。

2.解釋變量

本文采用對外直接投資決策[OFDIit]作為解釋變量。由于國泰安CSMAR的海外關聯公司數據庫并沒有披露上市企業的對外投資金額，因此借鑒現有研究（蔣冠宏、蔣殿春，2014a；賈妮莎等，2020；余靜文等，2021），本文使用對外直接投資的虛擬變量[OFDIit]作為解釋變量。具體而言，當企業首次進行了對外直接投資，即企業首次建立海外關聯公司的之后年份，[OFDIit]為1，否則為0。[OFDIit]代表企業進行對外直接投資的狀態，其系數代表對外直接投資對企業綠色創新的影響。

3.控制變量

為剔除其他因素可能對企業綠色創新造成的潛在影響，借鑒徐佳、崔靜波（2020），李青原、肖澤華（2020），王馨、王營（2021）等研究，本文選取的一系列控制變量，具體包括：資產總額、員工人數、企業年齡、固定資產比例、資產負債率、賬面市值比、研發投入、研發人員數量占比、環保支出和環境責任，所有控制變量都進行對數化處理。

4.對外直接投資動機的識別

借鑒毛其淋、許家云（2014）和余靜文等（2021）等研究，本文通過上市公司海外關聯公司的經營范圍來識別企業對外直接投資動機1。根據對外直接投資動機，本文設置了商貿服務型OFDI、當地生產型OFDI、技術研發型OFDI和資源開發型OFDI四個虛擬變量。具體來說，當企業對外直接投資動機為商貿服務型時，虛擬變量商貿服務型OFDI為1，其他為0。類似地，當企業對外直接投資動機分別為當地生產型、技術研發型和資源開發型時，虛擬變量當地生產型OFDI、技術研發型OFDI和資源開發型OFDI分別為1，反之為0。

不同動機的對外直接投資分布情況如表11。從對外直接投資動機來看，商貿服務型OFDI、當地生產型OFDI、技術研發型OFDI和資源開發型OFDI的數量分別為852、362、160和52，中國商貿服務型OFDI數量占比最大，高達56%。從對外直接投資的東道國發展程度來看，中國上市企業的海外子公司主要集中在發達國家，其占比為71%。同時區分對外直接投資動機和國家發展程度發現，商貿服務型OFDI主要集中在發達國家，占比76%；當地生產型OFDI基本平均分布在發達國家和發展中國家；技術研發型OFDI大部分集中于發達國家，占比93%；56%的資源開發型OFDI集中在發達國家，44%的資源開發型OFDI集中在發展中國家。

（三）模型設定

本文選擇多期PSM-DID來實證檢驗對外直接投資對母公司綠色創新的影響。選擇PSM-DID基于以下原因：已有研究結果表明，企業做出對外直接投資決策并不是隨機的，生產率及創新水平高的企業更傾向于對外直接投資（田巍、余淼杰，2012；周茂等，2015），而對外直接投資反過來又影響企業創新和生產率（毛其淋、許家云，2014）。綠色創新作為創新的一個子集，有理由認為對外直接投資與母公司綠色創新之間存在著雙向因果關系，直接用OLS等方法估計，實證估計結果可能有偏。為了緩解上述問題，本文借鑒蔣冠宏、蔣殿春（2014b）和余靜文等（2021）等研究，首先利用傾向得分匹配（PSM）使處理組（對外直接投資企業）和對照組（未對外直接投資企業）具有相似特征，再運用雙重差分法（DID）檢驗對外直接投資對母公司綠色創新的影響。

此外，由于不同企業進行對外直接投資的時間是不同的，無法運用傳統的單一時間節點的DID方法檢驗對外直接投資對母公司綠色創新的影響，故運用多期PSM-DID方法評估對外直接投資對母公司綠色創新的影響，具體做法分如下兩步。

1.對所選樣本進行逐年傾向得分匹配（PSM）

借鑒宋德勇等（2021）的研究，本文采用逐年傾向得分匹配的方法分別為2008—2019各年首次進行對外直接投資的上市企業進行匹配，以獲得對照組企業。首先，將上市企業分為兩組，一組為處理組，為當年首次進行對外直接投資的企業；另外一組為對照組，為2008—2019年樣本期間未進行對外直接投資的企業。接下來，建立以下Logit模型（1），估計每一個企業對外直接投資決策的概率，再采用近鄰匹配將預測概率值相近的企業進行配對，從而得到對照組企業。

模型（1）中，[OFDIit]代表企業對外直接投資，[Xit-1]表示滯后一期的匹配變量，包括資產總額、員工人數、企業年齡、固定資產比例、資產負債率、賬面市值比、研發投入、研發人員數量占比、環保支出和環境責任。此外，模型（1）中[εit]代表隨機誤差項。

2.采用多期DID方法估計對外直接投資決策的母公司綠色創新效應。

在傾向得分匹配后處理樣本的基礎上，本文構建如下多期DID模型：

模型（2）中，[LnPatentit]代表企業i在第t年的綠色創新水平。[OFDIit]是我們關注的核心解釋變量，表示企業i在第t年是否存在對外直接投資。我們關注核心解釋變量的系數[β1]，其經濟含義可解釋為對外直接投資決策對母公司綠色創新的影響。模型（2）的其他變量與模型（1）基本一致，[Xit]表示企業特征的控制變量組合，包括資產總額、員工人數、企業年齡、固定資產比例、資產負債率、賬面市值比、研發投入、研發人員數量占比、環保支出和環境責任，[δi]代表企業固定效應，[δt]代表時間固定效應，[εit]代表隨機誤差項。

四、實證分析與結果

（一）傾向得分匹配法的處理結果

本文通過Logit模型（1）得到中國企業進行對外直接投資的傾向得分，然后采用最近鄰傾向得分匹配法（PSM）為企業匹配到特征相似的對照組企業，匹配比例為1∶2。以2015年的匹配過程為例，將2015年首次進行對外直接投資的企業作為處理組，通過PSM方法構建對照組。為保證匹配質量，需要進行平衡性檢驗，2015年處理組匹配的平衡性檢驗結果如表2。表2顯示，匹配后企業資產總額、員工人數、企業年齡、固定資產比例、資產負債率、賬面市值比、研發投入、研發人員數量占比、環保支出和環境責任各個匹配變量的標準化差異均大幅下降；而t檢驗結果進一步表明，匹配后的處理組和對照組不存在顯著差異。綜上，選擇匹配比例1∶2的最近鄰傾向得分匹配的結果較為理想，滿足平衡性假設。另外，逐年匹配后樣本的描述性統計見表3。

（二）基準回歸結果

根據上述構建的模型，本部分考察對外直接投資對母公司綠色創新的整體影響，回歸結果見表4。結果顯示，無論模型中是否添加控制變量，DID交互項[OFDIit]的系數至少在5%的水平上顯著為正，說明對外直接投資對母公司綠色創新有顯著的促進作用。列（2）中DID交互項[OFDIit]的系數為0.033，表明對外直接投資促使母公司的綠色創新水平提升了3.3%。雖然理論上，由于存在不同投資動機，對外直接投資對綠色創新的影響可能為正也可能為負，但是本文的基準結果表明，整體上對外直接投資可以提高母公司綠色技術水平，與賈軍等（2017）和Liu et al.（2021）等研究的結論一致。

（三）平行趨勢檢驗

雙重差分估計（DID）方法的估計結果的有效性取決于這樣一個假設：在政策實施前處理組和對照組的樣本具有共同的變化趨勢。因此，借鑒Beck et al.（2010）的做法，我們構建如下模型（3）來驗證樣本是否滿足平行趨勢。

其中[OFDIi，t+m]是一系列虛擬變量，如果時間距離企業對外直接投資有m年，則[OFDIi，t+m]取值為1，反之為0。例如，企業對外直接投資前2年，[OFDIi，t-2]取值為1，其他年份取值為0。企業對外直接投資后的第3年，[OFDIi，t+3]取值為1，其他年份取值為0。[β-4]至[β-1]代表企業對外直接投資前1—4期的實施效果，[β0]至[β4]代表企業對外直接投資后當期至第4期的實施效果。此外，我們將企業對外直接投資的前一年作為政策實施的基準年。模型（3）中其他變量的含義與模型（2）相同。

圖2匯報了平行趨勢檢驗的結果。從結果來看，[β-4]至[β-2]在5%的水平上均不顯著，表明企業對外直接投資之前，處理組和對照組企業綠色創新的變化趨勢是一致的，不存在顯著差異。在企業對外直接投資之后，[β1]至[β4]在5%的水平上均顯著為正，說明對外直接投資顯著促進了母公司綠色創新。因此，樣本通過了雙重差分法（DID）估計所需的平行趨勢檢驗。

（四）穩健性檢驗

1.更換被解釋變量

根據研究設計部分的分析，本文使用綠色專利授權數和綠色發明專利申請數作為企業綠色創新的替代指標進行穩健性檢驗。表5列（1）和列（2）的結果顯示，對外直接投資顯著提高了企業的綠色專利授權數和綠色發明專利申請數。可見，即使使用不同綠色創新的測度指標，實證結果依然表明對外直接投資可以促進母公司綠色創新。

2.更改PSM的匹配比例

本文PSM匹配過程中，使用的匹配比例為1：2。為排除匹配比例對實證結果的影響，本文將匹配比例設定為1：1，按照上述匹配規則對樣本進行重新匹配和回歸分析。表5列（3）的結果表明，即使將匹配比例設定為1：1，對外直接投資對母公司綠色創新的影響依然顯著為正，與基準回歸結果保持一致。

3.更改匹配方法

為排除匹配方法對實證結果的影響，本文利用馬氏匹配法代替傾向得分匹配法對樣本重新匹配和回歸分析。表5列（4）顯示，對外直接投資對母公司綠色創新有顯著的促進作用。可見，即使更改了樣本匹配方法，基準回歸的結論依然穩健。

4.更改計量方法

Cameron and Trivedi（2005）指出，由于企業專利申請數據為非負整數，使用一般的 FE、OLS 估計，回歸結果會產生偏誤。當被解釋變量為非負整數，可以采用負二項回歸模型或者泊松回歸模型解決以上偏誤。而使用泊松回歸模型需要滿足的條件是被解釋變量的均值和方差一定相等，即“均等分散”。經過計算，企業綠色發明專利申請數的方差大于均值，存在“過度分散”。因此本文采用負二項回歸模型對對外直接投資的綠色創新效應進行穩健性檢驗。表5列（5）的結果顯示，核心解釋變量[OFDIit]的系數依然顯著為正，即對外直接投資對母公司綠色創新具有顯著的促進作用，與基準回歸結果得出一致的結論。

5.內生性問題

本文的基準回歸模型（2）使用了PSM-DID方法來緩解對外直接投資與母公司綠色創新之間存在互為因果的內生性問題，但為了驗證結論的穩健性，本文進一步采用系統GMM方法來緩解可能存在的內生性問題。具體而言，借鑒孫傳旺、張文悅（2022）的做法，本文采用企業每年對外直接投資次數的存量來測度企業的對外直接投資，然后利用系統GMM方法估計對外直接投資對母公司綠色創新的影響。表5列（6）的結果顯示，對外直接投資可以顯著促進母公司綠色創新，再次說明本文研究結論的穩健性。

（五）不同動機OFDI對母公司綠色創新影響的回歸結果

本部分實證考察不同動機的OFDI對母公司綠色創新影響的異質性。首先，按照研究設計部分的介紹，本文根據海外關聯公司的經營范圍信息，將對外直接投資動機分為商貿服務型、當地生產型、技術研發型和資源開發型四種。接下來，本文按照前述PSM原則，分別對不同OFDI動機的企業進行逐年PSM，然后根據模型（2）的雙重差分法依次對不同OFDI動機的企業及其匹配樣本進行回歸分析，回歸結果見表6。

表6的回歸結果顯示，不同動機的OFDI對母公司綠色創新的影響并不一致。列（1）中核心解釋變量[OFDIit]的系數顯著為正，表明商貿服務型OFDI可以顯著提升母公司的綠色創新水平。同樣，列（2）的回歸結果顯示，當地生產型OFDI對母公司綠色創新有顯著的促進效應。不過，列（3）中[OFDIit]的系數不顯著為負，說明技術研發型OFDI對母公司綠色創新的影響不顯著。列（4）的結果表明，資源開發型OFDI對母公司綠色創新的影響也不顯著。以上回歸結果與理論預期保持一致。

（六）不同動機OFDI影響母公司綠色創新的機制檢驗

上述回歸分析結果表明，商貿服務型OFDI和當地生產型OFDI對母公司綠色創新的影響顯著為正，而技術研發型OFDI和資源開發型OFDI對母公司綠色創新影響不顯著。那么不同動機OFDI為什么對母公司綠色創新有差異性影響，將是本小節探討的問題。參考溫忠麟等（2004）的研究，本小節采用逐步回歸法來檢驗不同動機OFDI影響母公司綠色創新的機制。

1.商貿服務型OFDI影響母公司綠色創新的機制檢驗

根據理論分析部分的解釋，商貿服務型OFDI可能通過規模經濟效應和綠色競爭效應兩種途徑來促進母公司綠色創新。首先，為了驗證規模經濟效應這個機制，本文使用企業利潤總額的對數來作為模型（2）的被解釋變量，然后進行回歸檢驗。表7列（1）的結果顯示，對外直接投資可以顯著增加企業的利潤。該結果與趙偉等（2006）的研究結果一致，說明商貿服務型OFDI實現了規模經濟效應，進而提高了企業利潤。同時，表7列（8）的結果顯示，企業利潤的提高可以顯著促進企業綠色創新。列（1）和列（8）的結果表明，商貿服務型OFDI可以通過規模經濟效應增加的利潤來促進母公司綠色創新。

其次，為了驗證綠色競爭效應這一機制，我們將環境責任取對數，作為模型（2）的被解釋變量，然后進行回歸檢驗。表7列（2）為[OFDIit]對企業環境責任影響的實證結果。該結果顯示，商貿服務型OFDI顯著增加了企業的環保責任。同時，表7列（8）的結果顯示，企業環境責任的提高顯著促進了企業綠色創新。列（2）和列（8）的結果表明，跨國企業為了提高自身的綠色競爭力，會提高自身環保責任，最終促進母公司綠色創新。綜上，列（1）、列（2）和列（8）的結果表明，商貿服務型OFDI可以通過規模經濟效應和綠色競爭效應來促進母公司綠色創新。

2.當地生產型OFDI影響母公司綠色創新的機制檢驗

理論分析表明，當地生產型OFDI會通過利潤回饋效應、資本配置效應和環境合規效應三種機制來促進母公司綠色創新。表7的列（3）驗證了利潤回饋效應這一渠道。列（3）中[OFDIit]的系數顯著為正，表明對外直接投資對企業利潤有顯著的促進作用。該結果說明，當地生產型OFDI可以降低企業生產成本，進而提高企業利潤。同樣，表7列（8）的結果顯示，企業利潤的提高可以顯著促進企業綠色創新。列（3）和列（8）的結果表明，當地生產型OFDI也可以通過利潤回饋效應來促進母公司綠色創新。

為了驗證資本配置效應這一機制，借鑒代昀昊、孔東民（2017）的方法，我們測算出企業的資本配置效率。接下來本文將資本配置效率作為模型（2）的被解釋變量來進行回歸檢驗。表7列（4）的結果表明，當地生產型OFDI可以顯著提高企業的資本配置效率。跨國企業將高污染、高能耗以及低技術含量的生產環節轉移到東道國后，其資本配置效率確實得到提高，這個結果與劉娟等（2020）的研究結論一致。同時，表7列（8）的結果顯示，資本配置效率的提高顯著促進了企業綠色創新。列（4）和列（8）的結果表明，當地生產型OFDI可以通過資本配置效應來提高母公司綠色創新。

為了驗證環境合規效應，我們將環境責任取對數，作為模型（2）的被解釋變量，然后進行回歸檢驗。表7列（5）的結果顯示，當地生產型OFDI顯著增加了企業的環境責任。同樣，表7列（8）的結果顯示，企業環境責任的提高顯著促進了企業綠色創新。列（5）和列（8）的結果表明，跨國企業為了讓生產活動所產生的污染排放符合東道國的環境法律法規，會提高自身環境責任，最終促進母公司綠色創新。綜上，列（3）、列（4）、列（5）和列（8）的結果表明，當地生產型OFDI通過利潤回饋效應、資本配置效應和環境合規效應三種途徑提高了母公司綠色創新。

3.技術研發型OFDI影響母公司綠色創新的機制檢驗

理論分析表明，技術研發型OFDI對母公司研發投資的影響是不確定的，進而對母公司綠色創新的影響也不確定。為了驗證該渠道是否存在，我們將企業研發投入金額取對數，然后作為模型（2）的被解釋變量，進行回歸檢驗。表7列（6）的結果顯示，對外直接投資對研發投入的影響是不顯著的。雖然技術研發型OFDI促使跨國企業可以較低成本地獲得海外子公司的綠色技術，有助于企業基于這些綠色技術進行綠色創新活動。但是另一方面，技術研發型OFDI可能促使企業依賴海外子公司的綠色技術成果，海外子公司將替代母公司進行綠色研發，進而擠出母公司的綠色研發投入。同時，表7列（8）的結果顯示，企業研發投入的增加顯著促進了企業綠色創新。然而，由于技術研發型OFDI不能促進企業進行研發投資，最終無法促進企業綠色創新。

4.資源開發型OFDI影響母公司綠色創新的機制檢驗

由理論分析可知，資源開發型OFDI對母公司綠色創新的影響也是不確定的，其影響取決于資源開發型OFDI是否能提高企業利潤。為了驗證該渠道，我們繼續將企業利潤的對數作為模型（2）的被解釋變量，然后進行回歸分析。表7列（7）的結果顯示，資源開發型OFDI對企業利潤的影響是不顯著的。雖然資源開發型OFDI一方面可以降低企業的原材料成本，但另一方面也存在非市場動機，最終資源開發型OFDI無法提高企業利潤。同時，表7列（8）的結果顯示，企業利潤的增加顯著促進了企業綠色創新。可見，資源開發型OFDI并不能促進提高企業利潤，最終無法促進母公司綠色創新。

五、結論與政策建議

對外直接投資（OFDI）是推動企業母公司綠色創新發展的重要因素，投資動機是分析跨國企業OFDI影響的一個基本角度。本文以A股上市企業2008—2019年數據作為樣本，根據海外子公司的經營范圍手工整理了企業對外直接投資的動機，利用PSM-DID方法實證檢驗對外直接投資及其動機異質性對綠色創新的影響。結果發現：（1）全樣本實證檢驗發現，對外直接投資顯著促進了企業綠色創新；（2）區分OFDI動機的異質性研究發現，商貿服務型OFDI對綠色創新具有顯著的促進作用，當地生產型OFDI對綠色創新的影響顯著為正，技術研發型OFDI和資源開發型OFDI對綠色創新的影響均不顯著；（3）機制檢驗發現，商貿服務型OFDI通過規模經濟效應和綠色競爭效應兩種途徑來促進企業綠色創新，當地生產型OFDI通過資本配置效應、利潤回饋效應和環境合規效應來促進企業綠色創新。技術研發型OFDI和資源開發型OFDI難以促進企業綠色創新，是由于技術研發型OFDI無法增加企業研發投入，資源開發型OFDI不能提高企業利潤。

本文的研究結論表明，對外直接投資是推動母公司綠色創新發展的重要因素，各級政府應該進一步支持企業“走出去”，以推動中國經濟可持續發展。為了更好地利用“走出去”戰略的母公司綠色創新效應，政府部門應該根據企業不同對外直接投資動機制定差異化的鼓勵政策，具體如下：

第一，大力推動中國企業進行商貿服務型OFDI。鼓勵中國企業在世界各國建立商貿機構或者收購東道國擁有分銷渠道的公司，通過規模經濟效應和綠色競爭效應來促進母公司綠色創新。第二，大力支持中國企業進行當地生產型OFDI。利用東道國低廉的勞動力成本、環境成本和貿易成本，中國的跨國企業可以將國內低附加值和資源消耗大的落后產能和過剩產能轉移到國外，以提高企業資本配置效率和利潤，進而推動國內企業騰出更多資源用于綠色技術的研發。第三，加大對技術研發型OFDI企業的綠色創新激勵。技術研發型OFDI雖然可以通過學習模仿效應促進中國企業綠色創新，但是考慮東道國子公司對中國母公司研發資源的擠占，中國企業通過獲取東道國先進創新要素來促進自身綠色創新水平的美好愿望不一定能實現。政策部門應該增加科研激勵以引導技術研發型OFDI企業將綠色研發資源留在國內母公司，以提高中國企業的綠色創新能力。

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How Motivational Differences in OFDI Affect the Green Innovation

of the Parent Company

Fan Hongzhong? Liu Yang? ?Wei Xinyan

Abstract： Outward foreign direct investment （OFDI） is an important factor in promoting the development of green innovation of parent companies， and investment motivation is a basic angle to analyze the impact of OFDI of multinational enterprises. Taking the 2008—2019 data of A-share listed enterprises as a sample， this paper manually organizes the motives of OFDI according to the business scope of overseas subsidiaries， and empirically tests how OFDI affects the green innovation of the parent company under different investment motives by using the PSM-DID method. The research conclusions are as follows. （1） Overall OFDI significantly promotes the parent company's green innovation，and a variety of robustness tests prove the reliability of this conclusion. （2） The research that distinguishes the motivation of OFDI finds that both commercial and service OFDI and local production OFDI significantly promote the parent company's green innovation， while technology R&D OFDI and resource development OFDI have insignificant effects on the parent company's green innovation. （3） The mechanism test finds that commercial and service OFDI promotes the parent company's green innovation through both the economy of scale effect and the green competition effect， while local production OFDI promotes the parent company's green innovation through the profit return effect， the capital allocation effect and environmental compliance effects. Technology R&D OFDI cannot increase R&D investment of enterprises， which makes it difficult to promote green innovation of the parent company. Resource development OFDI cannot increase enterprise profits，and thus does not have a significant effect on the promotion of green innovation in parent companies. This paper provides important empirical evidence for the Chinese government to formulate targeted OFDI policies to promote parent companies' green innovation and realize China's green development.

Keywords： OFDI; Green Innovation; Investment Motivation

（責任編輯：徐久香）

* 范紅忠，華中科技大學經濟學院，E-mail：hongzhong@hust.edu.cn，通訊地址：湖北省武漢市洪山區華中科技大學，郵編：430074；劉洋（通訊作者），湖北經濟學院，E-mail：docly@hust.edu.cn，通訊地址：湖北省武漢市江夏區楊橋湖大道8號，郵編：430205；魏新彥，華中農業大學經濟管理學院，E-mail：weixinyan@webmail.hzau.edu.cn。作者文責自負。

基金項目：本文受國家社會科學基金一般項目“基于互利共贏的中美雙邊對外直接投資的貿易效應”（19BJL107）和國家社會科學基金一般項目“開放型經濟新體制、全球價值鏈重塑與中國出口質量升級研究”（17BJL108）資助。

1 世界知識產權組織（WIPO）于2010年推出“國際專利分類綠色清單”，該綠色清單根據《聯合國氣候變化框架公約》中對綠色專利的劃分標準制定，包括七大類：交通運輸類（Transportation）、廢棄物管理類（Waste Management）、能源節約類（Energy Conservation）、替代能源生產類（Alternative Energy Production）、行政監管與設計類（Administrative Regulatory or Design Aspects）、農林類（Agriculture or Forestry）和核電類（Nuclear Power Generation）。

1 具體而言，當海外關聯公司的經營范圍里面包括 “貿易”“銷售”“經銷”“批發”“售后”和“零售”等關鍵詞時，則視為商貿服務型OFDI；當包含“制造”“生產”“加工”和“組裝”等關鍵詞時，則視為當地生產型OFDI；當包含“研發”“技術開發”“研究”“科研”和“科技”等關鍵詞，則視為技術研發型OFDI；當包含“采礦”“資源開發”“油田開發”和“能源開發”等關鍵詞時，則視為資源開發型OFDI。借鑒余靜文等（2021），當企業對外直接投資的經營范圍存在多種動機，本文將存在多種動機的情況依次劃分到對應的類別中，如經營范圍包括“生產制造”和“研究開發”關鍵詞，那么該企業對外直接投資動機既是當地生產型同時也是技術研發型。

1 東道國是否為發達國家的評判標準來源于世界銀行。重污染行業名單的認定主要根據生態環境部 2010 年發布的《上市公司環境信息披露指南》和證監會2012年修訂的《上市公司行業分類指引》。高科技行業名單的認定主要根據《戰略性新興產業分類（2012）》（試行）、經濟合作與發展組織（OECD）相關文件和證監會2012年修訂的《上市公司行業分類指引》。