负责任的对外投资：三重维度与企业所有权优势研究.pdf

第 39 卷摇 第 1 期2024 年 1 月北京工商大学学报(社会科学版)JOURNAL OF BEIJING TECHNOLOGY AND BUSINESS UNIVERSITY(SOCIAL SCIENCES)Vol.39 No.1Jan.2024doi:10.12085/j.issn.1009鄄6116.2024.01.002引用格式:洪联英,湛惠雯,王梦哲.负责任的对外投资:三重维度与企业所有权优势研究J.北京工商大学学报(社会科学版),2024,39(1):16-29.HONG Lianying,ZHAN Huiwen,WANG Mengzhe.Responsible overseas investment:three dimensions and enterprise own鄄ership advantagesJ.Journal of Beijing Technology and Business University(Social Sciences),2024,39(1):16-29.负责任的对外投资:三重维度与企业所有权优势研究洪联英,摇 湛惠雯,摇 王梦哲(湖南师范大学 商学院,湖南 长沙摇 410081)摇 摇 摘摇 要:如何使对外投资企业出得去、走得稳,在国际竞争中实现高质量发展,是新发展格局下负责任的大国对外投资面临的新课题。基于 Elkington“三重底线冶原则,认为对外投资绩效、与东道国的环境协调和社会责任履行是对外投资高质量发展的三重维度,并利用 20102019 年中国 A 股上市公司对外投资数据实证检验了企业所有权优势与中国对外投资高质量发展三重维度的关系。研究发现,企业所有权优势的提升总体上显著促进了与东道国的环境协调和社会责任履行。机制检验发现,企业所有权优势通过提升对外投资绩效促进了与东道国的环境协调。异质性分析发现,企业所有权优势的环境协调效应和社会责任履行效应在不同所有制性质、不同生产效率、不同投资地域的企业之间存在一定差异。因此,引导企业主动提升对外投资高质量发展的三重维度水平,加大企业所有权优势的培育和提升,引导对外投资企业向“专精特新冶发展,是负责任的对外投资未来需要关注的重点。关键词:对外投资;企业所有权优势;对外投资绩效;环境协调;社会责任履行中图分类号:F741摇 摇 摇 文献标志码:A摇 摇 摇 文章编号:1009鄄鄄6116(2024)01鄄鄄0016鄄鄄14收稿日期:2023鄄鄄02鄄鄄02基金项目:国家社会科学基金项目“国际生产组织视角下我国民营企业对外投资困境化解及高质量发展的推进机制研究冶(19BJL120);湖南省社会科学基金项目“行政审批改革激励民营企业创新的机制与效果研究冶(19YBA222)。作者简介:洪联英(1972),女,湖南怀化人,湖南师范大学商学院教授,博士生导师,博士,研究方向为国际贸易与投资、产业经济;湛惠雯(1994),女,湖南益阳人,湖南师范大学商学院博士研究生,研究方向为世界经济;本文通信作者;王梦哲(1996),女,河南郑州人,湖南师范大学商学院硕士研究生,研究方向为产业经济。一、问题的提出国际可持续发展权威 Elkington 提出了“三重底线冶(经济底线、环境底线、社会底线)原则,认为企业必须履行最基本的经济责任、环境责任和社会责任1,从而引致过去一直奉行的增加私人利润原则2不再是企业投资经营的唯一责任。换言之,对外投资绩效、与东道国的环境协调和社会责任履行,是大国对外投资高质量发展的三重维度。特别是,伴随着各国越发追求可持续发展,负责任的对外投资意味着企业对环境、社会和治理(ESG)的重视,由此构建的 ESG 优势可能成为推动对外投资的新型国际竞争优势3。当前,中国已经成为全球对外直接投资的主要来源国淤,但由于较大规模对外投资起步较晚,中国企业走出去的总体实力较弱、国际化经验不足于。如何基于三重维度培育新型国际竞争优势,使对外投资企业出得去、走得稳,在国际竞争中实现高质量发展,是新发展格局下负责任的大国对外投资面临的新课题。然而,现有文献主要关注对外投资的“前因冶与“后果冶。例如:在微观层面,主要从对外投资企业主体实力4、管理经验5、政策支持度6等方面探寻了对外投资产生的原因;在宏观层面,主要从国际舆论质疑7、外资审查8、政策不确定61第 39 卷摇 第 1 期摇 摇 摇 洪联英,湛惠雯,王梦哲:负责任的对外投资:三重维度与企业所有权优势研究性9、金融发展水平10等方面探讨了影响对外投资的外部环境。关于对外投资质量,现有文献主要从投资效率11、经营绩效12、海外子公司生存13等投资绩效方面进行了评价,但对于对外投资企业如何与东道国相处,或者说如何提升与东道国的环境协调能力和促进社会责任履行等问题的关注不够,而且缺乏相应的理论支持。主流国际投资理论认为,企业所有权优势是解释对外投资产生的核心因素14,并将企业所有权优势等同于垄断优势,认为只有发达国家的跨国公司才具有垄断的企业所有权优势,而发展中国家的跨国企业实力弱、技术水平低、规模小,很少具有垄断的企业所有权优势。这使得主流国际投资理论难以解释发展中国家的对外投资15。现有文献较少从企业所有权优势视角探讨中国对外投资的高质量发展问题,滞后于近些年来中国对外投资迅猛发展的现实。本文认为,要构建对外投资的 ESG 竞争优势,首先要培育企业的所有权优势。基于 Dunning14的 OLI 框架,本文认为,企业所有权优势可以是一种特定的垄断优势,但不等同于垄断优势。只要是一国企业拥有同时国外企业没有或无法获得的特定资源、知识或能力,都可统称为企业所有权优势,无论拥有这一优势的企业主体是实力雄厚的大企业,还是一些专业化或专门化的中小企业。换言之,企业要想在国际市场或对外投资竞争中生存与高质量发展,就要拥有企业所有权优势。鉴于此,本文依据 Elkington1的“三重底线冶原则,探讨企业所有权优势与对外投资绩效、与东道国的环境协调和社会责任履行的关系,为进一步推进中国对外投资高质量发展提供新思路。本文的边际贡献有三点。(1)在理论上提出企业所有权优势对构建对外投资 ESG 竞争优势和高质量发展至关重要这一观点,有助于走出过往认知给发展中国家对外投资实践带来的误区。本文认为,企业所有权优势和对外投资母国发达与否无关,它是对外投资实现可持续发展和高质量发展的前提和内在条件。(2)基于 Elkington1的“三重底线冶原则,厘清了企业所有权优势通过对外投资绩效影响与东道国的环境协调和社会责任履行的机理。(3)丰富了企业所有权优势的量化研究。囿于企业对外投资微观数据的可得性,企业所有权优势的量化研究较少。本文尝试从产品市场优势、要素市场优势和规模经济优势三个层面构建综合评价指标体系,对企业所有权优势进行测度,为培育和提升中国对外投资 ESG 竞争优势提供新路径启示。二、理论分析与研究假说(一)企业所有权优势内涵企业所有权优势(ownership advantage)最早来自 Hymer 的主张。Hymer16指出,“垄断优势冶是跨国企业存在的必要和充分条件:产品市场和要素市场不完全,跨国企业必须建立垄断优势以克服由此带来的不利影响;而源于企业卓越技术和规模经济的先发优势,跨国企业所具有的垄断优势使其能够在跨国经营中获取利润。Dun鄄ning14的 OLI 框架认为,企业要进行对外投资,就需要拥有某些特定优势来克服在东道国经营的不利因素,并在国际市场上形成垄断优势,即企业所有权优势。企业所有权优势是在不完全市场条件下,企业通过对某些资产的独占和使用形成的竞争优势。这些资产因具有“稀缺冶“难以被模仿和替代冶“难以外转冶的特点,而成为决定企业对外投资的关键与核心因素17,进而使企业相对于东道国本土企业具有净竞争优势。这种净竞争优势可以具体表现为企业拥有的可以产生持续收入的专用资产,既包括货币资本和实物资产等有形资产,也包括人力资本、品牌和技术专利等无形资产。基于此,本文将企业所有权优势界定为一国企业拥有的,同时国外企业没有或无法获得的特定资源、知识或能力。具体体现在产品市场优势、要素市场优势和规模经济优势等三个层面上。这三种优势使企业投资更具竞争力,从而提高对外投资三重维度水平。其中:产品市场优势主要指多样化的差异化产品、优质的营销渠道以及品牌等优势;要素市场优势主要指较为雄厚的资本、先进的技术知识、丰富的人力资源以及良好的资本信用等优势;规模经济优势主要指由于扩大海外市场而进行的规模化生产和经营优势,主要体现为资产规模优势和产出规模优势。依据这一内涵,企业所有权优势本质上无关对外投资母国发达与否,只与对外投资企业自身是否拥有专业化专门化的特定资源、知识或能力相关。71北京工商大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 2024 年摇 第 1 期(二)企业所有权优势对与东道国环境协调的影响现有文献认为,对外投资对东道国的环境影响可以归为两类:一类较传统的观点是“污染避难地冶假说,认为对外投资是一种将本国高污染、高排放产业迁移至东道国的生产方式,是造成东道国环境污染的因素之一;另一类是“污染光环冶假说18,认为对外投资能够将成熟的技术和优秀的管理经验引入东道国,进而会改善东道国的环境,减轻东道国的环境污染19。Zugravu鄄Soili鄄ta20利用 19952008 年法国、德国、瑞典和英国的制造业 FDI 的面板数据进行了实证检验,认为在环境管理较严格的东道国,对外投资符合“污染光环冶假说。上述两类观点相反,但都表明与东道国的环境保护相协调是事关对外投资高质量发展的重要一环。任何国家的环境损害或环境保护行为都将通过对外投资作用于其他国家,环境合作和协调将越来越成为国际经济交往中的重要内容。要使企业投资行为与东道国的环境相协调,需要企业合理减少生产经营过程中对环境的污染和损害行为,承担起环境保护的责任,因而要引导企业抛弃过去以破坏生态环境为代价的投资获利方式,协调好对外投资中企业绩效与环境保护之间的关系。为了实现这些目标,企业所有权优势的培育和提升是至关重要的。其一,拥有企业所有权优势的企业可以利用产品市场优势提高与东道国的环境协调水平,如通过实施“产品寿命环境评估冶“绿色增值计划冶“供应链审核制度冶等环保措施,生产和销售绿色产品,建成环境友好型企业。其二,拥有企业所有权优势的企业可以利用要素市场优势提升绿色技术研发水平,吸引绿色治理人才,使用能源型偏向技术和设备设施,更好地提高资源利用效率。其三,企业财务实力决定着企业承担环境责任的态度与能力。拥有企业所有权优势的企业可以利用规模经济优势有效降低单位能耗水平,使用更为先进的绿色技术装备,做好绿色环境治理,直接提高东道国的环境效益和环保水平。总之,企业所有权优势会使企业有能力考虑东道国各方对环境的要求,在防治环境污染、减少生态破坏、改善环境质量方面做出主动努力,进而促进与东道国的环境协调。由此,本文提出以下假说。H1:企业所有权优势能够提升海外子公司与东道国的环境协调能力。(三)企业所有权优势对履行东道国社会责任的影响既有文献认为,对外投资运营状况与履行东道国社会责任之间存在显著的联动性关系。Car鄄roll21将企业社会责任概括为经济责任、法律责任、伦理责任和慈善责任的综合,认为企业履行社会责任不仅会提升企业的社会形象,还会提升企业的财务绩效。由 BUPA 和 Marks&Spencerh 赞助、英国伦敦的社区企业组织执行的一项研究指出,欧洲大部分跨国公司的高层相信,适度地把社会责任整合到企业的经营中,可以改善企业的绩效。Lin et.al22对 1 000 例企业展开深度分析,发现企业的财务数据与社会责任落实之间存在联动关系,后者对企业长期业绩的正向影响更加显著。换言之,对外投资企业在创造利润、维护股东利益的同时,还需要履行对外投资相应的社会责任,如主动承担对东道国的员工、消费者或社区乃至整个社会发展的道德责任23,强调要在生产过程中提升人的价值以及对东道国消费者和社会的贡献。特别是以美国为代表的西方国家实行的公众推动型企业社会责任模式,认为企业是社会责任履行的主要依靠者和推动者,并在很多方面对企业的社会责任做出了较为具体的规范。但是,要促进对外投资企业履行好相应的社会责任,需要有企业所有权优势作为保障。这是因为,只有拥有较大的产品市场优势、要素市场优势或规模经济优势,企业才更有实力在东道国进行慈善捐款、开展志愿者服务和承担公共责任24;同时,也才更有能力履行好对东道国的社会责任,如提高企业在东道国的用工本地化比例、提升在东道国生产经营中人的价值、更好地服务于东道国的消费者等,进而为企业带来良好的社会声誉,并有助于企业获取合法性认同和建立良好的企业形象25。由此,本文提出以下假说。H2:企业所有权优势能够提高海外子公司对东道国的社会责任履行水平。(四)对外投资绩效的中介作用在对外投资三重维度的逻辑关系中,只有对外投资绩效维度是生产性的影响,环境协调维度81第 39 卷摇 第 1 期摇 摇 摇 洪联英,湛惠雯,王梦哲:负责任的对外投资:三重维度与企业所有权优势研究和社会责任维度都是非生产性的影响,后两重维度始终需要对外投资绩效作为物质支持才能产生影响。因此本文认为,对外投资绩效是企业所有权优势影响与东道国环境协调和社会责任履行的主要渠道。具体分析如下。一方面,企业可以从产品市场优势、要素市场优势和规模经济优势三个方面直接影响对外投资绩效,并通过改善对外投资绩效提升与东道国的环境协调水平。具体而言,一是通过推出绿色产品及其差异化策略,以及培育绿色营销理念与产品营销优势,摆脱低层次的同质竞争26,有效提升对外投资绩效,进而提高与东道国的环境协调水平;二是拥有雄厚的资本以及先进的技术、知识和管理经验,使企业更有实力使用先进的环保设备和产品以及环保技术,更好地以绿色产品服务东道国市场,提高与东道国的环境协调水平;三是企业利用规模经济优势,能够降低东道国市场不确定性带来的环境成本,提高市场占有率,提升经营绩效,更好地主动承担起对东道国社会发展的环境责任。由此,本文提出以下假说。H3:企业所有权优势通过提升对外投资绩效提高与东道国的环境协调水平。另一方面,企业可以从产品市场优势、要素市场优势和规模经济优势三个方面提升对外投资绩效,进而提高对东道国的社会责任履行水平。具体而言,一是产品市场专业化的分销网络和品牌战略优势,可为对外投资企业带来更高的竞争力和超额利润,进而既能更好地维护股东利益,又能主动承担起对东道国的员工、消费者或社区乃至整个社会发展的道德责任;二是要素市场雄厚的资本、良好的信用和较强的融资能力,可为企业生产经营和创新发展提供稳定的融资环境,有效提升对外投资绩效,减少与其他利益相关者的利益摩擦,进而带来良好的社会声誉和建立良好的企业形象;三是通过扩大资产规模和产出规模,企业可以降低固定成本,实现规模经济效益,更有实力去实现生产过程中对人的价值以及对消费者和社会的贡献,从而提高对东道国的社会责任履行水平。由此,本文提出以下假说。H4:企业所有权优势通过提升对外投资绩效提高对东道国的社会责任履行水平。三、研究设计(一)样本选择与数据来源考虑到海外经营数据的可得性,本文选取20102019 年中国 A 股上市公司对外投资企业为研究样本。本文将中国研究数据服务平台(CNRDS)数据库、国泰安海外直接投资数据库、和讯网上市公司社会责任报告数据库以及上市公司年报中的数据等进行筛选匹配,删除中国香港、澳门、台湾地区样本,并剔除缺失值的影响,得到本文实证研究样本数据。其中,CNRDS 数据库包含全面详细的上市公司年度信息、财务数据等,可用于度量企业所有权优势;上市公司年报中的环保数据和和讯网上市公司社会责任数据可分别用于度量与东道国的环境协调、社会责任履行;国泰安海外直接投资数据库包含中国上市公司海外子公司的所在东道国、持股比例、部分财务数据等信息,可用于度量本文中介变量和控制变量。(二)变量定义1郾 被解释变量本文被解释变量有两个。(1)与东道国的环境协调(EP)。考虑到数据的可得性,本文借鉴胡珺27的做法,将上市公司“在建工程冶明细项中与环境保护相关的支出加总得到上市公司当年的环保支出数据。同时,借鉴林素燕、程惠芳28对国际化程度的度量方法,以海外业务收入在营业总收入中的占比代表企业的海外产出水平,并将其作为海外子公司发展结构的权重,与上市公司当年的环保支出相乘,以该乘积的自然对数值度量EP。(2)社会责任履行(SP)。Jiang et al.29发现,跨国企业母公司开展企业社会责任活动有利于其海外子公司的运营。母公司发布信息明确社会和环境立场,致力于建立正面工作环境和提高产品质量,并以可持续方式维持发展,这种“信号冶可以为子公司的利益相关者提供信心,为子公司发展奠定良好基础,尤其当子公司在东道国的知名度较低时,由于信息不对称,东道国通常会参照母公司的社会责任履行情况要求子公司。因此,本文参考 Zhou&Wang30的做法,将母公司社会责任履行作为其海外子公司社会责任履行的代理指标。同时,借鉴冯丽艳等31的研究,采用和讯网上市公司社会责任(包含股东责任,员工责任,供应商、客户与消费者权益责任,环境责任,91北京工商大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 2024 年摇 第 1 期以及公共社会责任五个维度)的总得分来衡量企业社会责任履行。由于其中的环境责任维度与本文的环境协调维度重复,本文将其剔除,重新设置权重(各维度均为 0郾 25),并计算得到四个维度的总得分,以该总得分度量 SP。2郾 解释变量本文解释变量为企业所有权优势(OA)。关于企业所有权优势的测度,早期的测度指标注重物质资产方面的所有权优势,后期的测度指标则注重无形资产方面的所有权优势。实际上,企业所有权优势既包括有形的物质资产优势,也包括无形资产优势。因此,结合 Dunning14、Wang et al.32的研究,本文认为,雄厚的货币资本或专门的实物资本是企业进行对外投资的物质资产优势,也是企业实现规模经济优势的前提,因而将资产规模、资本密集度视为物质资产的所有权优势;同时,企业稀缺的、有价值的、难以被模仿或替代的资产是企业通过开发、管理和利用自身的核心技术形成的竞争垄断力,因而将技术能力、营销能力视为无形资产的所有权优势33,并结合企业所有权的三个层面进行具体度量。(1)产品市场优势(OAp)。由产品技术优势和产品营销优势来体现,其中产品技术优势用研发投入/主营业务收入测算,产品营销优势用(销售费用+管理费用+财务费用)/营业总收入测算。(2)要素市场优势(OAf)。可分解为反映企业劳动力要素的人力资本优势和反映企业资本要素的资本信用优势,其中前者用企业本科及以上学历员工数/企业员工总数度量,后者用(应付账款+应付票据+预收款项)/总资产测算。(3)规 模 经 济 优 势(OAm)。Blomstrom&Lipsey34发现,企业规模只有达到一定的门槛值后企业才会进行对外投资。因此,本文将规模经济优势划分为资产规模和产出规模,并用企业资产总额度量企业资产规模,用企业营收总额度量企业产出规模。本文利用主成分分析法整合得到所有权优势综合指数,并用该指数度量 OA。根据因子分析检验结果,KMO 检验值为 0郾 691,大于0郾 6,表明数据集适合进行因子分析。提取 3 个主要因子后,方差解释率达到 76郾 127%,说明具备较好的解释力。3郾 中介变量本文中介变量为对外投资绩效(FP)。为排除母公司对海外子公司经营绩效的影响,本文使用海外子公司净利润之和的自然对数值度量FP。4郾 控制变量借鉴谢红军、吕雪3的做法,本文控制变量包括:(1)企业规模(Size),用员工人数的自然对数值测算;(2)企业年龄(Age),用(统计年份-企业上市年份+1)的自然对数值测算;(3)获利能力(Roe),用净利润/平均净资产测算;(4)财务负债率(Lev),用负债总额/资产总额测算;(5)企业信贷能力(Bank),用(短期借款+长期借款)/总资产测算;(6)流动资产比率(Cr),用流动资产/总资产测算;(7)总资产周转率(AT),用年末营业收入/年 末 资 产 总 额 测 算;(8)股 权 集 中 度(Top1),用第一大股东持股比例测算;(9)托宾 Q值(Tobin蒺q),用市场价值/资产重置成本测算;(10)经营杠杆(Dol),用(息税前利润+固定成本)/息税前利润的自然对数值测算。为避免异常值干扰,本文对连续变量进行了1%和99%分位点的缩尾处理。摇 摇(三)模型构建为实证检验 H1 和 H2,本文分别构建如下回归模型。EPit=琢0+琢1OAhit+A忆Controlsit+滓i+滋t+着it(1)SPit=茁0+茁1OAhit+B忆Controlsit+滓i+滋t+着it(2)其中,下标 h、i 和 t 分别代表中国 A 股上市公司、中国 A 股上市公司的海外子公司和年份,Controls 表示一系列控制变量,滓i表示行业固定效应,滋t表示年份固定效应,着 为残差项。为验证对外投资绩效的中介作用,本文参照温忠麟、叶宝娟35的研究,采用逐步检验法进行中介效应检验,在式(1)和式(2)的基础上构建如下回归模型。FPit=酌0+酌1OAhit+C忆Controlsit+滓i+滋t+着it(3)EPit=啄0+啄1OAhit+啄2FPit+D忆Controlsit+滓i+滋t+着it(4)SPit=兹0+兹1OAhit+兹2FPit+E忆Controlsit+滓i+滋t+着it(5)02第 39 卷摇 第 1 期摇 摇 摇 洪联英,湛惠雯,王梦哲:负责任的对外投资:三重维度与企业所有权优势研究四、实证结果及分析(一)描述性统计分析表 1 报告了本文主要变量的描述性统计结果。EP 均值为 13郾 297,标准差为 2郾 087;SP 均值为 3郾 076,标准差为 0郾 763;FP 均值为 11郾 382,标准差为 8郾 393。而且以上三个变量的最大值与最小值均表现出较大差异,说明中国企业整体对外投资发展质量有待进一步提升。OA 均值为-0郾 129,标准差为 0郾 410,表明中国对外投资企业的所有权优势总体水平较低,亟待提升;但 OA最大值高达 1郾 261,最小值仅为-1郾 285,说明对外投资企业之间所有权优势水平悬殊。表 1摇 主要变量的描述性统计结果变量观测值均值标准差中位数最小值最大值EP1 69213郾 2972郾 08713郾 4223郾 07518郾 752SP2 0013郾 0760郾 7633郾 128-2郾 3034郾 211FP2 00111郾 3828郾 39316郾 0540郾 00020郾 981OA2 001-0郾 1290郾 410-0郾 144-1郾 2851郾 261Size2 0012郾 2640郾 1172郾 2821郾 8802郾 551Age2 0012郾 3250郾 6652郾 4850郾 0003郾 296Roe2 0010郾 0510郾 1360郾 063-1郾 1860郾 310Lev2 0010郾 4160郾 1100郾 4180郾 0790郾 655Bank2 0010郾 1880郾 1070郾 1890郾 0010郾 524Cr2 0010郾 4190郾 1220郾 4200郾 0800郾 650AT2 0010郾 4760郾 2070郾 4590郾 0381郾 415Top12 0013郾 5140郾 3983郾 5442郾 0544郾 495Tobin蒺q1 9280郾 9330郾 2440郾 8830郾 5512郾 139Dol1 8640郾 9770郾 3620郾 8930郾 7109郾 170摇 摇(二)基准回归结果分析企业所有权优势影响与东道国的环境协调和社会责任履行的回归结果如表 2 所示。其中,列(1)、列(2)为总体效应检验结果,列(3)列(8)为分层面效应检验结果。总体效应检验结果中,列(1)、列(2)中 OA均在 1%的水平下显著,系数分别为 1郾 781 和0郾 313,表明企业所有权优势能显著提升与东道国的环境协调水平和社会责任履行水平,支持了 H1和 H2。该结果也表明,中国上市公司对外投资企业总体重视企业所有权优势的培育与提升,进而有效促进了与东道国的环境协调和社会责任履行,体现了中国作为一个负责任的大国对外投资高质量发展的理念。分层面效应检验结果表现出了差异性特征。其一,从环境协调维度看,列(3)中 OAp不显著,但系数为 0郾 202,表明尽管企业所有权优势从总体上提高了与东道国的环境协调水平,但产品市场优势的作用尚未显现;列(5)中 OAf、列(7)中 OAm均在 1%的水平下显著,且系数分别为 1郾 347 和1郾 290,表明要素市场优势和规模经济优势所带来的企业所有权优势能显著提升与东道国的环境协调水平。这一结果符合当前中国对外投资的实践。一方面,目前中国对外投资主要投向“一带一路冶国家等发展中国家,这些投资东道国与中国在产业技术方面存在较大差距。按照边际产业扩张理论,成熟的技术和优秀的管理经验被引入东道国,更容易被东道国产业消化吸收。当前中国对这些国家的对外投资主要面向其劳动密集型产品,因而导致产品市场优势层面对提升与东道国环境协调水平的作用不明显。另一方面,作为负责任的大国,中国一直高度重视对外投资与东12北京工商大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 2024 年摇 第 1 期摇 摇表 2摇 企业所有权优势影响与东道国的环境协调和社会责任履行的回归结果总体效应分层面效应EPSPEPSPEPSPEPSP(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)OA1郾 781*0郾 313*(0郾 498)(0郾 095)OAp0郾 2020郾 064*(0郾 193)(0郾 039)OAf1郾 347*0郾 071(0郾 450)(0郾 104)OAm1郾 290*0郾 111*(0郾 247)(0郾 062)Size5郾 746*0郾 1808郾 339*0郾 733*7郾 385*0郾 597*2郾 5510郾 163(1郾 582)(0郾 287)(1郾 527)(0郾 220)(1郾 427)(0郾 241)(1郾 840)(0郾 327)Age-0郾 331*0郾 005-0郾 2060郾 023-0郾 1880郾 028-0郾 0960郾 035(0郾 199)(0郾 036)(0郾 194)(0郾 036)(0郾 185)(0郾 036)(0郾 194)(0郾 036)Roe-2郾 5903郾 728*-1郾 3573郾 819*-0郾 7313郾 956*-1郾 8493郾 872*(2郾 741)(0郾 429)(2郾 866)(0郾 450)(2郾 816)(0郾 451)(2郾 649)(0郾 451)Lev-3郾 785*-0郾 802*-1郾 780-0郾 626*0郾 743-0郾 241-1郾 117-0郾 336(1郾 665)(0郾 357)(1郾 755)(0郾 366)(1郾 688)(0郾 413)(1郾 545)(0郾 362)Bank3郾 256*0郾 5172郾 1560郾 433-0郾 0360郾 1240郾 6650郾 132(1郾 630)(0郾 349)(1郾 870)(0郾 363)(2郾 043)(0郾 381)(1郾 691)(0郾 346)Cr-0郾 783-0郾 462-1郾 199-0郾 510*-0郾 685-0郾 458-0郾 141-0郾 406(1郾 090)(0郾 290)(1郾 150)(0郾 292)(1郾 168)(0郾 309)(1郾 104)(0郾 282)AT-0郾 345-0郾 118-0郾 781-0郾 194-0郾 105-0郾 144-0郾 205-0郾 138(0郾 694)(0郾 134)(0郾 741)(0郾 130)(0郾 789)(0郾 124)(0郾 588)(0郾 132)Top10郾 679*0郾 0360郾 724*0郾 0430郾 803*0郾 0490郾 691*0郾 042(0郾 331)(0郾 048)(0郾 345)(0郾 050)(0郾 338)(0郾 049)(0郾 300)(0郾 051)Tobin蒺q1郾 154-0郾 276*0郾 890-0郾 302*0郾 780-0郾 327*1郾 024-0郾 303*(0郾 738)(0郾 104)(0郾 754)(0郾 111)(0郾 759)(0郾 109)(0郾 713)(0郾 109)Dol-0郾 174-0郾 047-0郾 169-0郾 051-0郾 106-0郾 043-0郾 182-0郾 047(0郾 299)(0郾 048)(0郾 313)(0郾 050)(0郾 311)(0郾 048)(0郾 323)(0郾 046)行业和年份固定效应是是是是是是是是常数项-0郾 3323郾 193*-6郾 995*1郾 846*-6郾 160*1郾 991*5郾 2832郾 985*(4郾 112)(0郾 726)(3郾 842)(0郾 548)(3郾 683)(0郾 556)(4郾 364)(0郾 795)观测值1 5421 7991 5421 7991 5421 7991 5421 799R20郾 4690郾 4950郾 4440郾 4820郾 4560郾 4790郾 4870郾 485摇 摇 注:*、*和*分别表示在 1%、5%和 10%的水平下显著;括号内为行业年份维度的聚类标准误。22第 39 卷摇 第 1 期摇 摇 摇 洪联英,湛惠雯,王梦哲:负责任的对外投资:三重维度与企业所有权优势研究道国的环境协调问题,母公司的规模经济优势和要素市场优势能够提供有力的环保设备设施保障和绿色环保技术支持,有效减轻东道国的环境污染。这一结果从企业所有权优势视角为 Zugravu鄄Soilita20的“污染光环冶假说提供了新的经验证据。其二,从社会责任履行维度看,列(4)中 OAp、列(8)中 OAm均显著且系数均为正,表明母公司的产品市场优势、规模经济优势对社会责任履行均有显著正向影响;列(6)中 OAf不显著,表明尽管企业所有权优势从总体上提升了对东道国的社会责任履行水平,但要素市场优势的影响不显著。这一结果说明,作为负责任的大国,中国在对外投资中能够利用产品市场优势加强与东道国的消费者、股东、社区及其他利益相关者的联系,形成良好的社会绩效,并利用规模经济优势保障企业有足够的实力支付东道国市场不确定性带来的社会责任履行成本。但是,由于东道国要素市场相对不发达,中国对外投资的要素市场优势受到局限,如技术、知识等高级要素作用的发挥可能受限于技术专利的外溢和知识产权保护以及海外子公司部分高管人员的社会责任理念等,从而使企业所有权优势对东道国社会责任履行的积极作用未得到充分发挥。这也是未来企业对外投资需要正视和提升的方面。摇 摇(三)稳健性检验1郾 内生性问题处理为处理反向因果关系可能带来的内生性问题,提高实证结果可靠性,本文使用工具变量法进行检验。借鉴 Fisman&Svensson36的研究,本文采用同行业企业所有权优势均值(OA_ind)和同省份其他企业所有权优势均值(OA_pro)作为工具变量。同行业企业具有相似的特征,同地区企业则面临相似的外部经营环境,因而企业所有权优势与 OA_ind、OA_pro 之间存在一定相关性,而OA_ind、OA_pro 通常不会对与东道国的环境协调、社会责任履行产生直接的影响,故 OA_ind、OA_pro 满足外生性要求。工具变量法回归结果见表 3。列(1)为第一阶段回归结果,两个工具变量均与 OA 显著相关,表明本文选取的工具变量符合相关性条件。列(2)和列(3)分别为 EP 和SP 的第二阶段回归结果。不可识别检验的Kleibergen鄄Paap rk LM 统计量和弱工具变量检验的 Cragg鄄Donald Wald F 统计量、Kleibergen鄄Paaprk Wald F 统计量均大于10%的临界值,表明不存在不可识别和弱工具变量问题;过度识别检验的Hansen J 检验 p 值均大于 0郾 1,接受原假设,表明本文选择的两个工具变量符合外生性的要求。列(2)、列(3)的结果显示,OA 均显著且系数均为正,与基准回归结果基本一致,表明本文基准回归结果是稳健的。表 3摇 工具变量法回归结果OAEPSP(1)(2)(3)OA_ind0郾 143*(0郾 069)OA_pro0郾 592*(0郾 057)OA1郾 441*0郾 393*(0郾 853)(0郾 137)控制变量是是是行业和年份固定效应是是是观测值1 6401 4151 640R20郾 8820郾 2360郾 277摇 摇 注:*、*和*分别表示在 1%、5%和 10%的水平下显著;括号内为行业年份维度的聚类标准误。摇 摇 2郾 剔除异常值样本一是剔除美国样本。美国通常在外资审查上对中国企业具有极强的针对性,加之总体上中国对外投资企业的所有权优势水平不高,因而对中国企业海外子公司发展的影响较为严重,因此本文剔除了东道国为美国的样本。二是剔除金融行业等样本。剔除了样本中母公司为 ST、PT 公司等以及金融行业的公司,以避免母公司的财务异常对海外子公司的潜在影响。三是剔除避税地退出企业等样本。参照 Dharmapala&Hines37的做法,剔除了在避税地设立的对其他国家进行投资的公司以及退出东道国的海外子公司。剔除异常值样本的回归结果见表 4。表 4 中,OA 均显著且系数均为正,与基准回归结果基本一致,表明基准回归结果具有稳健性。3郾 缓解“遗漏变量偏误冶问题影响与东道国的环境协调和社会责任履行的因素有很多,除本文设定的控制变量外,还可能包32北京工商大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 2024 年摇 第 1 期摇 摇表 4摇 稳健性检验:剔除异常值样本剔除美国样本剔除金融行业等样本剔除避税地退出企业等样本EPSPEPSPEPSP(1)(2)(3)(4)(5)(6)OA1郾 872*0郾 330*1郾 985*0郾 328*2郾 296*0郾 393*(0郾 562)(0郾 100)(0郾 592)(0郾 097)(0郾 607)(0郾 097)控制变量是是是是是是行业和年份固定效应是是是是是是常数项2郾 1683郾 328*0郾 8803郾 293*1郾 7733郾 876*(4郾 049)(0郾 747)(4郾 122)(0郾 762)(4郾 056)(0郾 794)观测值1 2581 4731 2221 3779471 048R20郾 4960郾 5100郾 5070郾 5060郾 5690郾 511摇 摇 注:*、*和*分别表示在 1%、5%和 10%的水平下显著;括号内为行业年份维度的聚类标准误。括母公司管理水平38、资本支出、东道国经济环境39等因素。鉴于此,本文在基准回归模型中分别加入如下控制变量:母公司管理水平(Indep),用独立董事比例度量;资本支出(Invest),用投资支出率度量;东道国经济发展水平(GDP_h),用东道国人均 GDP 度量。表 5 报告了加入上述控制变量后的回归结果。可以发现,OA 均在 1%的水平下显著,且系数均为正,即在解决“遗漏变量偏误冶问题后,检验结果与基准回归结果一致,表明基准回归结果具有较好的稳健性。表 5摇 稳健性检验:解决“遗漏变量偏误冶问题EP(1)SP(2)EP(3)SP(4)EP(5)SP(6)EP(7)SP(8)OA1郾 380*0郾 360*1郾 536*0郾 325*1郾 679*0郾 292*1郾 384*0郾 362*(0郾 477)(0郾 094)(0郾 482)(0郾 096)(0郾 480)(0郾 097)(0郾 477)(0郾 093)Indep6郾 905*-1郾 389*6郾 737*-1郾 444*(2郾 109)(0郾 584)(2郾 126)(0郾 599)Invest1郾 548-0郾 4382郾 905*-0郾 524(1郾 953)(0