OFDI 對制造業企業綠色創新的動態影響研究
——基于環境規制的門檻效應

沈 喆， 惠男男

（浙江科技學院， 浙江 杭州 310000）

0 引言

長期的粗放型發展模式已成為制造業企業的常態，這不但加重了生態環境的負擔，還與可持續發展戰略背道而馳。為此國家提出了碳達峰與碳中和的任務目標，旨在倡導建立低碳循環發展的綠色經濟體系，警示著我們環境問題的緊迫性。在當前背景下，制造業企業的綠色化轉型已成為當務之急，如何實施綠色創新以提高生產技術水平、減少能源消耗和環境污染，已經成為政府和學界的關注焦點之一?！笆奈濉币巹澲赋?，要加快關鍵產業轉型升級進程，完善綠色制造體系，建立健全市場為導向的綠色技術創新體系。

制造業企業是國家經濟的基石，隨著中國在國際投資舞臺上的地位不斷攀升，對外直接投資（OFDI）規模也隨之擴大，為制造業企業提升綠色創新提供了新的機遇。環境規制是企業進行綠色創新的源動力[1]，因此在環境規制視角下，OFDI 如何具體影響制造業企業的綠色創新將是本文的研究重點。

1 理論分析與研究假設

OFDI 對綠色創新的促進效應受諸多因素影響，例如區位選擇、制度環境以及企業吸收能力等[2-4]。環境規制在此過程中同樣扮演著至關重要的角色，其目的是減輕企業生產過程中導致的環境污染問題，體現了政府的干預意圖[5]，凸顯了政府對綠色發展的重視程度。不同強度的環境規制會使OFDI 對企業綠色創新的促進效應不同影響。

1.1 低環境規制下OFDI 對企業綠色創新的影響

低強度環境規制下，市場受到的制度沖擊較小，多數高能耗、高污染的制造業企業受到的影響較為有限。積極參與OFDI 的只有少數致力于進一步實現綠色轉型的環境友好型企業與積極響應國家綠色發展政策的國有企業，其他企業即使進行對外直接投資，更多會選擇向發展中國家進行順梯度OFDI。對發展中國家低端價值鏈的鎖定，可以有效地降低生產成本以及實現資源的高效利用[6]。高能耗、高污染的生產環節向國際市場轉移，促使企業從勞動密集型向技術密集型的轉型，推動了企業結構的優化升級。同時污染行為帶來的資金“擠出效應”逐漸減輕，綠色研發投入得到增加，一定程度上激發了企業綠色創新的可能性[7]。

1.2 高環境規制下OFDI 對企業綠色創新的影響

在高強度環境規制下，制造業企業面臨著成本上升和競爭加劇的巨大挑戰，擁有先進綠色技術的企業可以依靠成本優勢率先占據市場份額。高能耗、高污染企業不得不采取相應措施以應對市場的激烈競爭。生產環節向發展中國家轉移能夠一定程度緩解困境，而生產成本的降低并不會從根本上改變企業的核心競爭力，只有依靠先進的綠色技術與管理經驗，企業才能在多變的市場環境中站穩腳跟，并占據主動地位[8]。因此，以市場、技術尋求為動機的OFDI 成為企業的首選。企業對外直接投資的過程是企業自身與東道國技術網絡相融合的過程，其間便可能引發相似的創新，進而完善企業自身的創新系統[9]。東道國技術網絡的嵌入使企業接觸到來自東道國的綠色知識，對東道國市場的深入參與有助于綠色知識、綠色技術等無形資產得到進一步吸收和消化。最終，通過內部制度安排逆向溢出至母公司，實現有價值的綠色知識和綠色技術的融合[10]，激發了企業內部全新的綠色創新資源的涌現，進一步提升了企業綠色創新水平。

基于上述分析，本文提出假設1：對外直接投資對制造業企業綠色創新水平影響是動態的，具有環境規制的門檻效應。

2 研究設計

2.1 樣本選取和數據來源

考慮到疫情對于企業OFDI 及其經營的沖擊，為了規避疫情對于研究的影響，確保研究的可信度，本文選取2012—2019 年A 股所有制造業上市公司為研究對象。按照以下標準對樣本進行處理：剔除交易異常上市公司（包括ST 以及*ST）；剔除2012 年之后成立的公司避免反向因果關系；剔除核心變量數據缺失的樣本。具體數據源于國家知識產權局、國泰安數據庫《中國城市統計年鑒》及地級市政府工作報告。

2.2 變量定義

2.2.1 被解釋變量：綠色創新（GI）

為更準確地衡量企業當前的實際創新能力，本文采用上市公司綠色創新專利授權數量作為反映綠色創新產出水平的指標。通過國家知識產權局的數據庫(www.pss-system.gov)得到綠色專利數據后，本文借鑒齊紹洲的專利指標構建方法，將企業的綠色專利授權數加1 后進行對數化處理，最終形成企業綠色創新指標。數值越大，表示企業的綠色創新水平越高。

2.2.2 解釋變量：對外直接投資（OFDI）

基于OFD 數據的可得性考慮，本文使用企業當年度OFDI 累計總額的對數反映企業對外直接投資程度。使用OFDI 累計總額的原因在于它能更加貼近企業外國資產的價值，該數值越大，意味著企業在東道國進行學習具有更大的范圍與深度。業在東道國進行學習有著更大的范圍與深度。

2.2.3 閾值變量：環境規制（ER）

本文參考Xie 等的分類方法，將環境規制分為市場激勵型與命令控制型。市場激勵型環境規制是政府借助市場競爭與價格優勢來引導企業的排污決策，主要包括超標排污費、污染治理補貼、環保稅等；命令控制型環境規制是政府通過制定政策法規來硬性約束企業的排污行為，如技術標準、排污標準的設定等。鑒于兩種規制工具的不同特點，本文分別采用不同指標來衡量兩種環境規制的強度。

1）市場激勵型環境規制（ER1）。本文參考了宋德勇等的方法，以企業所在地級市工作報告中與激勵型環境規制相關的詞匯占比與該企業產值占各企業總產值的比重的乘積作為環境規制測度指標，增強了該指標的企業差異性[13]。為了便于觀測，本文將該指標進行10 000 倍放大處理，數值越大則意味著環境規制強度越大。

2）命令控制型環境規制（ER2）。即根據廢水、SO2氣體等多種污染物組成的指標體系來反映政策效果。綜合指標越大，各污染物排放越嚴重，環境規制強度越弱?；诟魑廴疚锱欧诺膰乐爻潭燃皵祿傻眯?，本文選取企業所在地級市的工業廢水、工業SO2和工業煙（粉）塵作為污染物樣本，并借鑒傅京燕和李麗莎的方法衡量環境規制。首先，對各指標進行數學變換，達到標準化處理，以消除指標間不可分度性與矛盾性。

本文以0～1 的取值范圍對各項指標進行線性標準化。

式中：UEij為i 市j 污染物指標的原值；max（UEj）和min（UEij）分別為各省份污染物j 指標的最大值和最小值；UEsij為指標的標準化值。

其次，計算各指標的調整系數，即各指標的權重?？紤]到不同城市之間排污比重不同，對于同一省份內，不同污染物的排放程度也存在差異。因此，對每個城市內各項指標賦予不同權重，以反映各城市污染物治理力度的變化。計算公式如下：

式中：Wj為i 市j 污染物的排放；Eij占全國同類污染物排放總量（∑Ej）的比重（Eij/∑Ej）與i 市的總產值占各城市總產值（∑Qj）的比重（Qi/∑Qj）之比。

最后，將各指標的標準化值和權重進行測算，得出環境規制的綜合指數[14]。

2.2.4 控制變量

為了使研究更具有可靠性，對其他影響企業的變量進行了控制，包括企業規模、總資產周轉率、所有制特征、資本密集度、托賓Q 以及研發強度，具體定義見表1。

表1 控制變量定義

2.3 模型構建

為了檢驗假設1，考察環境規制視角下OFDI 影響制造業企業綠色創新的動態演化特征，本文借鑒了Hansen 提出的面板門檻數據模型，構建了門檻計量模型：

式中：GI 為被解釋變量，表示企業i 在t 年的綠色創新水平；OFDI 為核心解釋變量，表示企業i 在t 年的對外直接投資程度；為企業i 所在地級市在t 年的環境規制強度，γ 為門檻值，為指標函數，該模型以環境規制強度作為門檻變量；Control 為企業層面的控制變量；表示企業固定效應，表示年份固定效應，表示隨機擾動項。

2.4 實證結果與分析

2.4.1 變量描述性統計

表2 是對觀察年期間具有OFDI 行為的制造業企業進行描述性分析，并列出了所有原始變量的觀測數、平均值、中位數、方差以及最大、最小值。在整個樣本中，共包含了具有OFDI 行為的企業525 家，觀測值4 200 個。

表2 變量描述性統計

從描述性統計表可以看出，制造業上市企業的綠色創新水平的均值僅為0.504，中位數更是為0。說明樣本內制造業上市企業的整體綠色創新水平相對較低，甚至超過半數的制造業企業并沒有表現出綠色創新的跡象。核心解釋變量的標準差較大，說明不同企業之間在OFDI 水平方面存在較大的差異。兩項環境規制的平均值分別為0.031 與0.450，說明政府在環境問題的干預程度相對較低。其余變量的描述性統計與現有研究基本一致。

2.4.2 門檻效應檢驗

在門檻回歸前，本文基于漢森的Bootstrap 分析法，進行400 次Bootstrap 自抽樣，得到相應P 值，從而確定OFDI 對綠色創新的影響中環境規制的門檻個數。鑒于市場激勵型與指令控制型環境規制的不同特點，本文分別考察了兩者的門檻效應。結果如表3所示，兩種環境規制的門檻效應均顯著，且均通過了單一門檻檢驗，未通過雙重、三重門檻檢驗。因此，本文將以單一門檻模型為基礎，對上述兩種環境規制進行回歸分析。

表3 門檻檢驗結果

市場激勵型和指令控制型環境規制的單一門檻回歸結果見表4。當市場激勵型環境規制較弱時，OFDI 系數為0.004 5，在5%的水平下顯著為正。隨著環境規制強度的提高，當環境規制強度高于其門檻值0.306 8 時，OFDI 作用顯著且強度明顯增大（0.019 2），表明在高強度的市場激勵型環境規制下，OFDI 更有利于提高企業綠色創新水平。

表4 環境規制門檻回歸結果

命令控制型環境規制的指標值與環境規制強度呈負相關。因此，表4 中OFDI-1 至OFDI-2 的系數反映了命令控制型環境規制從強到弱的變化趨勢。當命令控制型環境規制低于0.014 9（即高強度）時，OFDI系數為0.013 6，在5%水平下顯著為正；當環境規制強度較低時，OFDI 系數下降明顯但仍顯著為正。表明當命令控制型環境規制強度較弱時，OFDI 對企業綠色創新的促進作用有限，而當環境規制較強時，OFDI更能推動企業的綠色創新水平的提升。

無論是市場激勵型環境規制還是命令控制型環境規制，都能在一定程度上推動OFDI 對綠色創新的影響，尤其在高強度的環境規制下，OFDI 對企業綠色創新水平的提升效果更明顯。在環境規制較弱時，環境規制對企業利益、市場競爭的影響有限，只有少數企業會以獲取綠色創新為動機進行OFDI；伴隨著環境規制強度的增強，企業的生產成本上升，市場競爭更為激烈，更多企業會出于提升核心競爭力、減少環境規制帶來的負面影響的考慮，將獲取綠色創新資源作為OFDI 的主要動機。因此，在這種情況下OFDI 對企業綠色創新的促進作用會更明顯。

為提高模型的可信度，本文對比了門檻模型在無控制變量（列2、列4）的情況，結果顯示單一門檻效應仍然存在，且回歸結果與前文的結論保持一致。

2.4.3 門檻模型穩健性檢驗

為確保模型的穩健性以及減少偶然性對結論的影響，本文采用替換核心解釋變量的方法進行穩健性檢驗。本文使用企業OFDI 總額除以企業員工數的余數再取對數來替代企業OFDI 變量。檢驗結果顯示，市場激勵型與命令控制型環境規制仍然表現出單一門檻效應，且門檻區間內OFDI 對企業綠色創新的作用強度與趨勢變化較小，維持了門檻模型研究結果的穩健性。

3 結論與政策建議

本文基于2012—2019 年中國制造業企業面板數據，采用面板門檻模型，研究了環境規制視角下OFDI對企業綠色創新的動態影響。研究結果表明：

1）對外直接投資對企業綠色創新有正向促進作用；

2）無論是市場激勵型還是命令控制型環境規制，環境規制的單一門檻效應均顯著，且在低強度環境規制下，OFDI 對綠色創新的促進作用較弱；在高強度環境規制下，OFDI 更能夠促進企業綠色創新。

本文研究結果在一定程度上豐富了OFDI 與綠色創新的研究，基于環境規制角度揭示了OFDI 對于綠色創新的動態促進效應，對于新時代下OFDI 對于國內制造業企業綠色創新的影響具有一定的參考價值。根據以上結論，本文提出了以下政策建議：第一，由于OFDI 對于企業綠色創新的促進作用的存在，政府應該積極鼓勵制造業企業更多以技術尋求為投資動機進行對外直接投資，通過積極獲取國外先進綠色理念與綠色技術，通過逆向技術溢出促進自身綠色創新水平；第二，由于OFDI 對綠色創新具有顯著的環境規制門檻效應，在不同的環境規制強度下，OFDI 對綠色創新的影響具有差異性。因此，政府應當重視環境規制與投資戰略相協調，選擇適當強度的環境規制，充分發揮環境規制的門檻效應。