高質量對外直接投資與企業社會責任提升
——基于上市公司數據的實證研究*

余官勝

（福建師范大學經濟學院，福州 350117）

一、引言

承擔社會責任是企業提升聲譽和社會形象的重要舉措(Brickson，2007；齊麗云等，2017)，也是企業競爭戰略的重要組成部分(Poter，2008；Melo & Galan，2011)，并能在多個維度助力企業長期發展(Luo & Du，2015；Ding et al.，2016；吳迪等，2020)。改革開放以來，盡管我國企業愈發重視社會責任承擔，但與發達國家企業相比仍存在一定差距(肖紅軍和陽鎮，2018)。根據中國社科院發布的《企業社會責任藍皮書(2020)》，當前我國企業社會責任發展處于起步階段，多數企業仍是社會責任的“旁觀者”。在這種情況下，提升社會責任已成為我國企業強化全球競爭優勢的迫切要求。企業社會責任受諸多因素的影響，其中外向的國際化發展能通過學習效應和企業身份意識轉變產生正向影響(Cheung et al., 2015；潘鎮等，2020)，基于此，本文研究對外直接投資能否提升企業社會責任及其影響方式。

在內外多重因素的推動下，對外直接投資已成為當前我國企業參與國際化的重要方式(Luo et al., 2010；洪俊杰和張宸妍，2020)。根據商務部統計，我國對外直接投資規模多年穩居世界前列，是全球跨國投資的重要影響力量。在對外直接投資的作用下，我國企業深度融入全球價值鏈，并因此獲得正向的效益反饋(羅長遠和陳智韜，2021；余靜文等，2021)。盡管我國對外直接投資規模迅速增長，但質量仍有待提高，一方面過快的國際化速度降低了海外子公司效益(陳初昇等，2020)；另一方面部分對外直接投資抑制了企業收益(楊連星等，2021)。高質量對外直接投資指的是在東道國能獲得正向收益的投資，本文將其定義為海外子公司凈利潤為正的對外直接投資，并按此定義進行量化測度。相對而言，高質量對外直接投資能更有效反哺母公司，因而對母國經濟的作用更為顯著。在雙循環新發展格局下，對利用外循環推動內循環通暢存在更高的要求，對外直接投資高質量發展的時代性和重要性也更為突出。鑒于企業社會責任是內循環可持續性的重要因素，本文研究高質量對外直接投資是否能提升企業社會責任并檢驗其傳導機制，為內外雙循環互動發展提供必要參考。

本文通過海外子公司視角界定企業是否存在對外直接投資及其質量如何，并與上市公司微觀數據庫進行匹配開展實證研究。本文的研究表明對外直接投資本身并不能提升企業社會責任，只有在高質量發展的狀況下才能發揮社會責任提升效應。高質量對外直接投資的企業社會責任提升效應也存在企業所有權性質和海外子公司區位多元化方面的異質性，僅在非國有控股企業和單一區位的企業中存在這種效應。進一步地，本文的研究也表明高質量對外直接投資提升企業社會責任的傳導機制是增加資本收益和改善管理效率。本文的研究從企業社會責任維度表明了對外直接投資高質量發展的重要性，其創新點可能在于：第一，從對外直接投資角度發現提升企業社會責任的新途徑，豐富國際商務研究素材；第二，從海外子公司視角對高質量對外直接投資進行量化界定，拓寬對外直接投資異質性研究范圍；第三，融合企業外循環和內循環發展戰略，為以外促內策略提供新思路。

二、相關文獻與理論假說

企業社會責任存在較為廣泛的定義，意指企業除了承擔與自身經濟利益相關的責任外，還需要為社會與公眾承擔一定程度的責任(Carroll，1996)，并受到多重因素的驅動。在管理學中，企業社會責任外部影響的理論大體可以分為兩類。第一類理論強調利益相關者的推動，與企業相關的消費者、員工、供應商、投資者等企業績效的相關者推動其執行社會責任。在這個維度上，來自利益相關者的諸多壓力被認為能促成企業社會責任的提升，作用途徑在于通過影響企業效益間接產生(Rowley，1997；Hansen et al.,2011；趙天驕等，2019)。第二類理論強調為制度驅動，包括正式的合規制度和非正式制度，認為社會文化層面的因素和高管個人特征等也能有效推動企業執行社會責任。在此框架內，非正式制度的作用也會驅動企業提升社會責任，體現在傳統文化、社會信任以及媒體關注等多個方面的作用渠道(Bushee et al., 2010；徐莉萍等，2011；唐亮等，2018；鄒萍，2020)。此外，高層梯度理論認為，由于企業行為決策來自高管，因而高管團隊及個人特征異質性（包括背景經歷特征和工作任職特征等）也是影響社會責任的重要因素(Yuan et al., 2017；Liao et al., 2018；李心斐等，2020；林宏妹等，2020)。

在企業社會責任研究中，與本文最為相關的是有關國際化產生影響的文獻。在理論上，根據上述第一類理論，國際化將企業的利益相關者衍生至國際市場，將面臨更多更廣的社會責任約束因素。在上述第二類理論范疇內，國際化使企業接觸更廣的商業文化，能通過重塑管理者觀念影響社會責任。盡管國際化對新興市場企業而言具有突出的學習作用，但因此而產生的社會責任影響尚未明確，采用不同樣本研究得出的結論存在差異。較早的研究發現國際化程度增加雖然有助于高管更為關注企業道德問題，但并不必然提升企業社會責任承擔(Waston & Weaver，2003；Strike et al.,2006)。也有研究表明國際化會產生負面影響，原因在于國際多元化發展分散了企業承擔社會責任的能力(Cho et al., 2015; Liu et al., 2018)。較近的文獻則發現國際化發展能顯著提升社會責任，而東道國良好的制度環境則能起到進一步的推動作用(Attig et al., 2016; Zhang et al., 2021)。對于中國企業而言，國際化經歷較短，融入國際市場能夠通過身份意識的轉變提升社會責任承擔(潘鎮等，2020)，但也可能導致慈善捐贈減少而降低社會責任程度(陳永強和潘奇，2016)。

當前，對外直接投資是我國企業國際化經營的重要表現形式，被廣泛認為有助于通過學習效應獲取國外先進技術和戰略理念(肖慧敏和劉輝煌，2014；Kang et al.,2021)，并對企業經營效益產生正向影響(邱立成等，2016；張海波和李彥哲，2020)。與此同時，對外直接投資也存在異質性，在不同背景及特征下開展對外直接投資會對企業產生截然相反的影響，體現在行業生產率、區位選擇、管理效率等維度的異質性也可能會對企業產生負面影響(楊平麗和曹子瑛，2017；余官勝等，2018；楊連星等，2021)。我國企業在對外直接投資過程中面臨諸多的外部不利因素，從而也會導致部分項目受阻(王碧珺和肖河，2017；余官勝等，2020)，降低了對外直接投資質量。這些項目不僅難以對企業產生有益作用，反而可能通過風險承擔加大企業負擔(蘇莉等，2019)。企業社會責任受包括經營效益在內的多重因素影響，因此盡管有研究表明海外投資能提升企業社會責任(王全景，2018)，但由于異質性特征的存在，對外直接投資本身并不必然能提升企業社會責任，只有提升企業績效的高質量對外直接投資才能對社會責任產生正向影響。企業社會責任是內外部因素共同作用的結果，一方面高質量對外直接投資能通過內部資源增加為企業社會責任提升提供了保障，另一方面高質量對外直接投資也增強了企業相關利益者和經濟社會的關注，同時也為企業承擔更多的社會責任提供相應的商業與制度環境，因此為企業社會責任表現創造了外在動力。綜上可得本文的第一個理論假說：

H1：對外直接投資本身并不必然提升企業社會責任，只有高質量對外直接投資才能發揮企業社會責任提升效應。

在我國，國有企業和非國有企業在對外直接投資上存在動機和區位選擇差異，國有企業傾向資源獲取，而非國有企業則傾向市場和戰略資產獲取(邱立成和楊德彬，2015)，這也使國有企業面臨更大的對外直接投資風險及阻礙(宋利芳和武睆，2018)。同時，國有企業歷來與政府關系密切，并承擔相應的社會事務，社會責任建設程度高于非國有企業(肖紅軍，2018)。因此，相比于國有企業，非國有企業為了彌補該差距，在對外直接投資中更傾向于學習獲取社會責任無形戰略資產，由此形成了高質量對外直接投資影響社會責任在企業所有制性質上的異質性。企業對外直接投資的區位多元化也會對績效產生影響(曹杰和劉娟，2021)。對于我國跨國公司而言，由于國際化經驗不足，單一區位比多元化區位戰略更易于掌控，因而也能獲取更大的效益(孫維峰和黃祖輝，2013；吳冰等，2016)。在社會責任上更是如此，對外直接投資的多元化區位不僅使企業在多個國家面臨社會責任風險，而且也因管理分散而降低學習效率，由此形成高質量對外直接投資影響企業社會責任在區位多元化上的異質性。因此，本文提出以下兩個假說：

H2：高質量對外直接投資提升企業社會責任存在所有制性質上的異質性特征。

H3：高質量對外直接投資提升企業社會責任存在區位多元化上的異質性特征。

與簡單的規模增長不同，高質量對外直接投資具有新的內涵，其導向能在多個方位對企業效益產生正向的長期影響(劉洪愧，2020；范鵬輝等，2020)。一方面，高質量對外直接投資有助于提高企業投資收益和盈利能力(王澤宇等，2019；周健等，2020)，而更高的收益和盈利水平恰好有助于企業在履行社會責任上投入更多資源，進而起到提升社會責任的作用。另一方面，高質量對外直接投資也能通過學習、競爭等渠道改善企業內部治理和管理效率，高效的內部管理也有助于企業社會責任機制的完善(李志斌和章鐵生，2017；秦續忠等，2018)。因此，高質量對外直接投資能從資產收益和管理效率兩個維度提升企業社會責任。故本文提出第四個假說：

H4：高質量對外直接投資提升企業社會責任的傳導機制在于增加資本收益和改善管理效率。

三、研究設計

本文基于上市公司樣本開展實證研究，一方面檢驗對外直接投資是否能提升企業社會責任，另一方面進一步分析高質量對外直接投資如何影響企業社會責任。因此，本文需要界定上市公司是否開展對外直接投資，并在此基礎上判斷其所開展的對外直接投資是否屬于高質量，再將界定分類結果與社會責任指標進行匹配構建樣本數據進行實證研究。

(一)指標界定

高質量發展包含多重內涵，難以直接進行單一的量化測度，為此本文通過跨國企業海外子公司經營收益狀況綜合界定對外直接投資是否屬于高質量范疇。為保持測度的一致性，本文通過企業是否擁有海外子公司界定其是否開展對外直接投資。國泰安《海外直接投資數據庫》列出了上市公司海外子公司的基本信息，部分樣本包含經營績效信息。本文依據數據庫中是否包含某上市公司的海外子公司信息界定該公司是否開展對外直接投資。為了進一步界定高質量對外直接投資，本文選取各年份海外子公司凈利潤數據值均完整的樣本，將同一上市公司相同年份的所有海外子公司凈利潤額進行匯總。在此基礎上，將海外子公司凈利潤總額為正的上市公司所開展的對外直接投資界定為高質量；反之將凈利潤額總和為負的界定為非高質量對外直接投資。因此，在本文的研究中，對外直接投資指標和高質量對外直接投資指標均是取值為1或0的二元指標，并且因數據質量問題在樣本量上存在較大的差距。為此按如下方式構造，其中下標t代表年份，i代表上市公司，OFDIit為對外直接投資二元指標，HOFDIit為高質量對外直接投資指標；下標j代表海外子公司，πjt表示t年第j個海外子公司的凈利潤。

企業社會責任數據來自于和訊網《上市公司社會責任報告數據庫》，該數據庫采用得分方式對社會責任程度進行界定。數據庫包含了上市公司股東責任、員工責任、供應商責任、環境責任以及社會責任等五個分項的得分及排序，本文使用此五個分項的總和界定企業社會責任程度，較高的總得分值反映較高的企業社會責任。

(二)回歸方程與數據特征

為了分別檢驗對外直接投資本身以及高質量對外直接投資能否提升企業社會責任，本文分別構建如下兩個回歸方程：

其中，下標i和t分別代表上市公司和年份。被解釋變量lnCSRit為上市公司社會責任總得分值得對數值；方程(1)的核心解釋變量OFDIit為上市公司是否開展對外直接投資的二值虛擬變量，1值代表開展對外直接投資，0值代表未開展對外直接投資；方程(2)的核心解釋變量HOFDIit為上市公司是否開展高質量對外直接投資二值虛擬變量，1值代表高質量對外直接投資，0值代表非高質量對外直接投資。Xit為控制變量集合，包含如下變量：企業總資產(萬元人民幣)對數值lnSCALit，控制企業規模對社會責任產生的影響；企業營業利潤率(RYit)，控制經營狀況對社會責任的影響；企業長期和短期負債率(LFit和SFit)，分別從長期和短期角度控制財務狀況對社會責任的影響；企業年齡對數值(lnAGEit)，控制成立時長對社會責任產生的影響；企業托賓Q值(TQit)，控制股市價值表現對社會責任的影響。

本文通過上市公司證券代碼分別對2013～2017年間的國泰安《海外直接投資數據庫》《上市公司數據庫》以及和訊網《上市公司社會責任報告數據庫》進行匹配構建本文實證研究樣本數據庫。在刪除缺失數據信息的樣本后，本文共得到用于回歸方程(1)的樣本11997個，用于回歸方程(2)的樣本1247個。表1列出了兩個回歸方程樣本的基本數據信息。

表1 變量基本數據信息

四、研究結果

(一)基準回歸結果

在本文的樣本中，較多海外子公司缺乏凈利潤額數據，致使方程(2)中多數樣本的起止年份不一致，并且多數樣本僅有一年數據，因而無法開展面板數據回歸?；诖?，本文將方程(2)中不同年份的樣本進行混合回歸，為保持一致性對方程(1)也做類似處理，并將面板數據回歸作為兩個方程的穩健性檢驗方式。表2列出了方程(1)和(2)的基準回歸結果。

表2 當期值基準回歸結果

表2前兩列對方程(1)進行回歸，核心解釋變量為企業是否進行對外直接投資二元虛擬指標OFDIit，結果顯示OFDIit在兩列中均不顯著，說明對外直接投資本身并不影響企業社會責任。后兩列對方程(2)進行回歸，核心解釋變量為是否高質量對外直接投資二元虛擬指標HOFDIit，結果顯示HOFDIit在兩列中均顯著為正，說明高質量對外直接投資能提升企業社會責任。因而表2的回歸結果有效驗證了本文的理論假說H1。在控制變量中，lnSCALit的系數均顯著為正，說明規模越大的企業承擔越高的社會責任，這是因為大企業有更大的實力并更在意聲譽和形象；RYit的系數均顯著為正，這是因為經營狀況越好的企業越有能力進行社會責任投入；LFit和SFit的系數均顯著為負，說明不管是長期還是短期，負債增加均不利于企業社會責任提升；lnAGEit在前兩列顯著為負，在后兩列不顯著，說明影響并不穩健，即年齡并不是企業社會責任的主要影響因素；TQit在前兩列顯著為正，在后兩列顯著為負，說明股市價值表現對企業社會責任的影響并不確定，存在多種可能性。

進一步地，為了檢驗對外直接投資及高質量對外直接投資對企業社會責任的影響是否存在滯后性，本文分別用OFDIit和HOFDIit的滯后一期值替代當期值對方程(1)和(2)再次進行回歸，得到表3的結果。在表3前兩列回歸中，OFDIit的系數仍不顯著；在后兩列回歸中，HOFDIit的系數仍顯著為正。該結果說明對外直接投資并不會對企業社會責任存在滯后影響，而高質量對外直接投資的企業社會責任提升效應則存在滯后延續性。

表3 滯后一期值基準回歸結果

(二)內生性與傾向得分匹配

在本文的回歸中，存在其他變量同時影響企業開展對外直接投資和社會責任承擔的可能性，從而產生內生性問題。為了消除內生性問題對回歸結果產生的干擾，分別將方程(1)中的對外直接投資企業樣本和方程(2)中的高質量對外直接投資企業樣本作為處理組，采用傾向得分匹配方法從相應的樣本中選取最接近處理組的樣本作為對照組。在此基礎上對比處理組和對照組的社會責任指標，以此判斷處理效應是否提升了企業社會責任。表4分別列出了該匹配方法得到的是否開展對外直接投資和是否高質量對外直接投資作為處理方式的協變量匹配效果。

表4 協變量匹配效果

表4的前四列為按是否對外直接投資作為處理方式進行的匹配結果，后四列為按是否高質量對外直接投資作為處理方式進行的匹配結果。從表中可以發現，通過匹配，各協變量處理組和對照組均值的差異都有所減小，并且匹配后T檢驗均不再顯著。該結果說明通過匹配消除了協變量處理組和對照組之間的差異，即匹配效果較為理想。在此基礎上，本文對比處理組和對照組的企業社會責任指標，以確定在消除協變量差異的內生性問題后，方程(1)中的對外直接投資和方程(2)中的高質量對外直接投資是否影響企業社會責任。表5列出了對比檢驗結果。

表5 傾向得分匹配對比檢驗結果

從表5可以發現，前兩列對外直接投資處理效應中的ATT值T統計量不顯著，即匹配后處理組和對照組在企業社會責任上并無差異，說明對外直接投資本身并不影響企業社會責任。后兩列高質量對外直接投資處理效應中的ATT值T統計量在5%的水平上顯著，并且處理組的企業社會責任指標值大于對照組，說明高質量對外直接投資顯著提升了企業社會責任。由此可得表5的結果與表2的基準回歸結果保持一致，在控制內生性問題后進一步驗證了本文的理論假說H1。

為了更進一步消除內生性問題，本文采用工具變量回歸再次對基準方程回歸結果進行驗證。本文分別選取企業研發人數占比和研發投入金額作為是否對外直接投資以及是否高質量對外直接投資的工具變量，這是因為一方面研發人數增加能通過未來競爭力提升預期而推動企業對外直接投資意愿，另一方面研發投入增加在一定程度上能轉化成技術優勢助力跨國企業海外子公司在東道國的效益提升，產生對外直接投資的正向影響。同時，研發人數和投入金額屬于企業內部決策，并不直接影響企業社會責任，因此可作為本文研究的工具變量。在本文中，內生解釋變量是取值為1或0的虛擬變量，無法直接采用工具變量回歸命令進行處理?；诖?，本文首先用二值選擇模型將內生解釋變量對工具變量進行第一階段回歸，取回歸擬合值替代內生解釋變量再進行第二階段回歸，得到表6的結果。從表中可以發現OFDIit的系數不顯著，HOFDIit的系數顯著為正，與基準回歸結果保持一致，說明在采用工具變量控制內生性問題后，回歸結果仍是穩健的。

表6 工具變量回歸結果

(三)穩健性檢驗

本文的基準回歸將上市公司不同年份數據合并處理進行混合回歸，以進一步確保不同回歸方法不干擾實證研究結果。這里采用面板數據方式對方程(1)和(2)再次進行回歸，結果如表7第(1)～(4)列所示。從中可以發現，OFDIit的系數在第(1)～(2)列回歸中仍不顯著，HOFDIit的系數在第(3)～(4)列中仍顯著為正，說明采用不同回歸方法后仍顯示出對外直接投資本身并不影響企業社會責任，而高質量對外直接投資存在企業社會責任提升效應，即本文的回歸結果在方法上是穩健的。

表7 穩健性檢驗

在和訊網《上市公司社會責任報告數據庫》中，除了企業社會責任得分值外，還包含了企業社會責任排序，越低的排序代表企業承擔越高的社會責任。因此，這里使用排序指標度量企業社會責任對方程(1)和(2)再次進行回歸，以確保本文研究結果在指標度量上的穩健性。由于排序數值為非負整數，故使用計數模型中的負二項回歸方法對方程進行回歸，結果如表7第(5)～(8)列所示。表中OFDIit的系數在第(5)～(6)列中仍不顯著，HOFDIit的系數在第(7)～(8)列中顯著為負，說明對外直接投資本身并不影響企業社會責任，而高質量對外直接投資能提升企業社會責任排序，即本文的回歸結果在被解釋變量度量方法上是穩健的。

(四)異質性回歸結果

本文的理論假說H2和H3說明高質量對外直接投資所產生的企業社會責任提升效應存在異質性，分別存在于企業所有制性質和多元化區位上。為此，這里將方程(2)的樣本再次進行分類回歸檢驗：一是按上市公司是否國有控股進行分類，二是按上市公司海外子公司分布在單個或兩個及以上國家(地區)進行分類。結果見表8。

在表8 中，HOFDIit的系數在第(1)～(2)列國有企業樣本回歸中不顯著，在第(3)～(4)列非國有企業樣本回歸中顯著為正，說明高質量對外直接投資不影響國有企業社會責任，但會提升非國有企業社會責任。該結果體現出在企業所有制性質上的異質性，有效驗證了本文的理論假說H2。在表8中，HOFDIit的系數在第(5)～(6)列單區位海外子公司樣本回歸中顯著為正，在第(7)～(8)列多區位海外子公司樣本回歸中不顯著，說明高質量對外直接投資不影響多區位海外子公司企業的社會責任，但能顯著提升單區位海外子公司企業的社會責任。該結果體現出在海外子公司多元化區位選擇上的異質性，有效驗證了本文的理論假說H3。

(五)傳導機制

本文的理論假說H4分析了高質量對外直接投資通過增加資產收益和改善管理效率對企業社會責任產生正向影響，為檢驗這兩個傳導機制，構建如下回歸方程：

其中方程(3)和(4)檢驗資產收益傳導機制，RKit為上市公司總資產凈利潤率，衡量資產收益狀況。方程(3)檢驗高質量對外直接投資對資產收益的影響，方程(4)在控制資產收益后再檢驗高質量對外直接投資對企業社會責任的影響。結果見表9。

表9 增加資產收益傳導機制回歸結果

表9 中前兩列為方程(3)的回歸結果，被解釋變量為企業資產收益，結果顯示HOFDIit顯著為正，說明高質量對外直接投資能增加企業資產收益。后兩列為方程(4)的回歸結果，被解釋變量為企業社會責任，結果顯示RKit的系數顯著為正，說明高資本收益有助于企業承擔更高的社會責任。HOFDIit的系數仍顯著為正，但系數值比表2 和表3 基準回歸結果中相應的系數值有所減小。綜合兩個方程的回歸結果可以發現，一方面高質量對外直接投資增加了資產收益，而資產收益提升了企業社會責任；另一方面在控制資產收益后，高質量對外直接投資對企業社會責任的提升效應有所減小，反映出增加資產收益是高質量對外直接投資提升企業社會責任的傳導機制之一。

類似地，方程(5)和(6)檢驗管理效率傳導機制，其中RMit為上市公司管理費用支出占營業成本的比重，越低的指標值反映越高的內部管理效率。方程(5)檢驗高質量對外直接投資對管理效率的影響，方程(6)在控制管理效率后再檢驗高質量對外直接投資對企業社會責任的影響。表10列出了兩個方程的回歸結果。

表10 改善管理效率傳導機制回歸結果

表10前兩列為方程(5)的回歸結果，被解釋變量為管理效率，結果顯示HOFDIit的系數顯著為負，說明高質量對外直接投資降低了管理費用支出比重，即改善了管理效率。后兩列為方程(6)的回歸結果，被解釋變量為企業社會責任，結果顯示RMit的系數顯著為負，說明高管理效率能提升企業社會責任。HOFDIit的系數仍顯著為正，但系數值比表2和表3基準回歸中相應的系數值有所減小。綜合兩個方程的回歸結果說明，一方面高質量對外直接投資改善了管理效率，而高管理效率有助于提升企業社會責任；另一方面在控制管理效率后，高質量對外直接投資的企業社會責任提升效應有所減小，反映出改善管理效率是高質量對外直接投資提升企業社會責任的傳導機制之一。表9和表10的回歸結果共同檢驗了高質量對外直接投資提升企業社會責任的傳導機制，有效驗證了本文的理論假說H4。

五、結論與啟示

承擔社會責任是當代經濟社會對企業的要求，也是企業提高競爭力的重要發展戰略之一。同時，對外直接投資是當前我國企業國際化的重要形式，主要動機之一是學習獲取無形戰略資產。鑒于社會責任是無形戰略資產中的一種，本文從高質量發展視角研究對外直接投資對社會責任的影響。通過匹配國泰安《海外直接投資數據庫》《上市公司數據庫》以及和訊網《上市公司社會責任報告數據庫》構建樣本數據，從海外子公司及其經營狀況測度界定是否開展對外直接投資及其發展質量，并以此為基礎進行實證研究。本文研究發現對外直接投資本身并不影響企業社會責任，僅有高質量對外直接投資才能起到提升企業社會責任的作用，并通過傾向得分匹配方法和穩健性檢驗確認了研究結果。同時，高質量對外直接投資對企業社會責任的影響也存在所有制性質和海外子公司區位多元化上的異質性。進一步地，本文也檢驗了高質量對外直接投資提升企業社會責任的資產收益增加和管理效率改善傳導機制。本文的研究結論從社會責任角度表明僅有高質量對外直接投資才有助于企業獲取無形戰略資產，從而為我國對外直接投資提供了高質量發展的方向。

在內外雙循環發展新格局下，如何利用對外直接投資推動企業社會責任提升是保障內循環通暢的重要舉措，因此本文在高質量發展上也具有相應的管理啟示。在宏觀層面上，首先，商務管理部門在對外直接投資政策頂層設計上應更為注重高質量因素，加大對戰略資產獲取型對外直接投資的激勵引導，同時加強對外直接投資事中事后監測，通過防范和降低風險的方式切實保障高質量發展。其次，金融部門應加大對高質量對外直接投資項目的融資支持，推出專項優惠信貸服務產品，降低對外直接投資高質量發展的資金成本，切實保障高質量項目的資金來源。最后，商務管理部門應聯合外交部門與東道國建立更為廣泛的經貿合作，加強與東道國政府及社會的溝通，一方面確保我國對外直接投資企業在東道國的合法權益得到有效維護，另一方面推動我國企業與東道國的有效融合。

在微觀層面上，首先，企業應以質量提升為導向開展對外直接投資，消除盲目的海外擴張，通過海外經營收益加強對外直接投資的溢出效應，增加在海外經營中學習，獲取高端經營管理理念。其次，企業在國際化發展過程中應加強長期戰略規劃，緊密結合對外直接投資和社會責任發展戰略，注重海外項目對企業社會責任建設的推進作用，防范因社會責任缺失加大企業經營風險。最后，對外直接投資企業在海外經營過程中應進一步實施本土化戰略，強化在東道國的社會責任承擔，增加與東道國先進企業家的社會責任交流合作，提升東道國戰略資產的利用吸收效率，加強對國內社會責任建設的溢出作用。