李国兰（副教授），周裕欣，陈 静（博士）

一、引言

当前全球经济桎梏于发展环境恶化、区域保护主义盛行，我国经济进入机遇和风险并存的发展时期。为推进经济向高效、节约的可持续发展方式转变，以创新、绿色、协调、开放、合作为核心理念的革新成为我国深化推动“双循环经济”、实现经济高质量发展的必然战略抉择，要加快发展方式绿色转型，必须走以开放促改革这一必由之路。正如习近平总书记所说：“我们要扎实推进高水平对外开放，既用好全球市场和资源发展自己，又推动世界共同发展。”据联合国《世界投资报告》统计，截至2021年，我国吸收外资规模连续五年保持全球第二，对外直接投资流量连续十年位列全球前三。双向FDI 的蓬勃发展深化了高质量发展理念与各类资源流之间的相互作用与融合衍化（田素华等，2019），但企业内双向FDI的协同发展是否促进或抑制企业绿色转型？前者对后者的内在影响机制是什么？这些问题亟待探究。

如何衡量绿色转型？以往研究多以产业、经济等为主体，探究中、宏观层面绿色转型的机制、战略、政策等，与企业相关的微观研究主要集中于两个视角：一是“技术推动转型”的前驱视角，认为绿色技术创新是企业绿色转型的内在核心动力，多以研发投入费用和专利产出数量等绿色技术创新指标评估企业绿色转型（Aghion等，2019）；二是“转型提升效益”的结果视角，强调企业绿色转型最终落实在污染排放减少和资源使用效率提升上，多从减排、增效等维度量化企业绿色转型（刘胜等，2023）。得益于前人在驱动因素和实施效益上的探索，本文从战略变革视角进一步阐释企业绿色转型的内核本质。有学者认为，企业绿色转型是一种追求自身可持续发展且与外部环境相匹配的战略转型，它将绿色发展理念内化于企业战略决策，获得环境效益、经济效益和社会效益的多赢。事实上，企业绿色转型是在绿色发展理念指导下完成战略层面的绿色化治理并推进生产方式绿色化变革的自上而下的全面转型。其中，绿色治理是指企业围绕绿色可持续发展目标，通过增加环保投资、制定环保管理机制、构建绿色供应链等方式改革传统治理体系，与利益相关方积极合作共同实现生态文明建设。绿色生产则是企业在绿色治理的引导、助力下，进一步将可持续发展思想嵌入整个产品生命周期，通过优化生产流程、改进产品设计等方式，实现全方位的污染最小化、资源消耗最少化。为深入理解企业绿色转型的实现机制，本文遵循“绿色战略理念→治理生产行为→绿色转型效果”研究逻辑，考察绿色治理之于转型的支撑、激励能力，以及绿色生产之于转型的技术吸收和创收增效能力。

双向FDI 如何影响企业绿色转型？早期研究发现，IFDI 和OFDI 既可能通过增加创新资金与引进先进生产技术而推动企业绿色发展（叶琴等，2018），也可能引发外资股东转移污染产业、对外投资挤占发展资源等风险而阻碍企业绿色转型（Balsalobre-Lorente 等，2022）。受上述相悖结论的启发，部分学者从企业创新这一更为宽泛的层面研究双向FDI 的互动发展关系及其产生的创新效应。研究发现：当IFDI和OFDI合作协同时，相较于单向FDI，所形成的双向技术溢出效应和交互创新溢出效应更具有创新驱动作用（李勃昕等，2021）；当IFDI和OFDI竞争对抗时，将彼此削弱对创新的正向影响（陈丹和梁运吉，2022）。尽管学者们关注到双向FDI 对企业创新产生的“同频相长、对抗相消”的协同关系，但并未进一步探究双向FDI 耦合协调程度对企业绿色转型的影响效应及其机制途径。

综上，本文利用2012 ～2021 年我国非金融类A 股上市企业数据，采用最小二乘法和逐步回归法，从绿色治理和绿色生产两个维度，分析双向FDI 与企业绿色转型的关系，并进一步验证双向FDI 影响企业绿色转型的中介机制。本文可能的贡献在于：第一，立足IFDI和OFDI之间的耦合协调程度探究双向FDI 对企业绿色转型的影响，丰富了“走出去”和“引进来”发展背景下投资活动对我国企业绿色转型影响效应的研究。第二，检验管理者短视和资源挤占的中介作用，有助于加深对于双向FDI对企业绿色转型影响机制的理解。第三，为平衡企业投资活动效益与风险、推动区域经济绿色发展提供了理论与经验支撑，为解决经济全球化与可持续性发展的现实矛盾提供了战略参考。

二、文献综述与研究假设

尽管全球范围内逆全球化思潮抬头，单边主义、保护主义趋势明显上升，但我国的开放水平持续提升，企业在面对东道国或母国贸易政策、投资双方网络关系、资源流动体系等不稳定因素时将适时调整经营策略。由双向FDI引发的经营策略变化，既可能推动企业形成绿色治理和绿色生产，加速企业绿色转型；也可能阻碍企业推行绿色治理和绿色生产，抑制企业绿色转型。

目前大部分研究认为，双向FDI 能够巩固企业绿色发展理念、实现资源流动良性循环。这是因为：其一，双向FDI 是企业接触并学习发达市场可持续发展模式和管理经验的重要渠道。通过IFDI，外商投资者成熟的绿色发展经验与长远的绿色发展理念对企业形成示范；通过OFDI，我国企业学习和模仿东道国企业成功实施的绿色治理方案并内化于企业文化和经营管理，从而推动企业绿色治理体系的形成与完善。由此形成的示范—学习效应帮助企业吸收不同地区企业环境理念与治理经验，优化绿色治理体系，推动企业绿色转型（王紫绮等，2020）。其二，双向FDI 通常伴随着双向技术转移效应，即IFDI外资股东将先进技术转移至本土企业的同时，企业亦可通过OFDI 利用与海外组织的交流合作获取东道国清洁生产技术和绿色发展信息（刘乃郗等，2018）。其三，经济规模扩张引致的规模收益递增效应和利润反馈效应亦能为企业带来充裕的资本要素，有利于企业绿色转型（孙传旺和张文悦，2022）。

但是，从另一个角度看，双向FDI对企业绿色转型的影响效应也并非全然是积极的。首先，母国与东道国制度距离（如环境规制）、要素资源成本差距越大，越容易吸引为攫取利润而转移污染产业的外商，导致企业陷入发展污染密集型产业的困境。类似地，我国企业也存在利用OFDI寻找“污染天堂”市场的可能，且东道国环境规制力度越弱，“逐底竞争”越严重。这种“弱约束高收益”的对外投资可能导致企业懒于绿色创新、忽视长期高质量发展绩效。其次，在融资水平一定的情况下，双向FDI可能诱发资源配置失衡，迫使企业减少绿色资本投入。过于乐观的OFDI投资或长期挤占企业的发展资源，或因东道国本土保护主义致使投资回收风险剧增；IFDI 的无序涌入有可能造成企业因外资股东的非理性偏好而盲目进行低水平扩张，放弃转型升级（龚梦琪和刘海云，2018）。此外，上述诸多情景下诱发的绿色转型活动停滞，将使企业更加缺少搜寻和利用绿色资源的动机（胡琰欣等，2018），双向FDI 的技术转移、学习—示范等溢出效应将难以发挥作用，进一步抑制企业绿色转型，形成恶性循环。

必须承认的是，实务中企业绿色转型受到双向FDI的影响是错综复杂的，IFDI 与OFDI 形成的效应各有不同且并非独立存在，相互作用时可能发生正向叠加或负向抵消。因此，双向FDI的影响结果若仅通过IFDI和OFDI影响效应的简单累计来判断就略显偏颇，可遵循“绿色战略理念→绿色治理和生产行为→绿色转型结果”逻辑，从上而下探究双向FDI 对绿色转型产生的各子效应及其交互作用，进而解释整体效应的表征及成因。受绿色战略理念指引，企业通过IFDI与OFDI能够实现“学习经验—技术移入—规模经济1.0—提供经验—技术转出—规模经济2.0”这一良性发展路径。双向FDI 带来的示范—学习效应、技术转移效应与经济增长效应等正向效应减低或抵消投资者逐利动机、逐底竞争等负面影响，为企业绿色治理和绿色生产提供经验、技术、资源等各方面的有力支持，提高绿色战略的执行效率，带动企业开展绿色转型。示范—学习效应、技术转移效应与经济增长效应为企业绿色治理和绿色生产提供经验、技术、资源等各方面的有力支持，从而整体协同推动企业实现绿色转型目标。相反地，如果双向FDI与绿色战略理念相悖，则可能在治理和生产的过程中产生异化行为，例如管理者短视、资源挤占，前者无助于示范—学习效应和技术转型效应的发挥，而后者阻滞经济增长效应的提升。此外，绿色转型作为企业的整体绿色化变革，需要同步推进治理方式与生产方式转型，如果绿色治理与绿色生产任一方因受到负面影响而停滞，都将牵制另一方的发展，导致负面效应不断扩大加深。由此，双向FDI 对企业绿色转型的影响效应可能呈现为抑制影响。因此提出竞争性假设：

H1a：双向FDI促进企业绿色转型。

H1b：双向FDI抑制企业绿色转型。

三、研究设计

（一）样本数据

考虑到数据的可获得性和可靠性，选取我国2012 ～2021 年A股上市企业中拥有海外关联公司或境外投资者的企业作为研究样本，实证检验双向FDI 对企业绿色转型的影响。本文的主要解释变量为双向FDI，主要被解释变量为企业绿色转型。其中所需的企业海外关联公司数据、境外投资者数据、绿色治理和绿色生产相关数据来源于CSMAR 数据库，绿色专利数据来自CNRDS 数据库。借鉴已有研究的做法，对初始样本进行如下处理：（1）剔除金融保险类上市公司；（2）剔除ST 和*ST 公司；（3）剔除财务数据异常样本和重要财务数据缺失样本。经筛选，得到2266 家上市公司共计11412 个年度—样本观测值的非平衡面板数据。为了排除极端值的影响，对连续变量均进行上下1%的缩尾处理。

（二）变量选择

1.被解释变量：企业绿色转型（Gre）。根据企业绿色转型的定义，从绿色生产和绿色治理两方面对企业绿色转型进行综合量化：

（1）绿色治理水平（GreScore）。参照鲁惠中等（2023）的测度方法，结合CSMAR 数据库中上市公司环境管理统计项目，从以下8个方面构建指标评价体系：企业是否披露环保理念及其他绿色发展内容、是否具有明确的环保目标、是否制定相关环保管理制度体系、是否参与环保专项行动、是否建立环境应急机制、是否执行“三同时”制度、是否参与环保相关教育与培训、当年是否获得环保荣誉或奖励。若企业符合上述条件中的某一项，则计1分，实际得分与总分（8分）之比采用GreScore表示，该值越大说明企业绿色治理水平越高。

（2）绿色生产水平（GreTfp）。参考刘晓丹和闫帅（2023）的做法，选用企业全要素生产率衡量企业生产的绿色水平，全要素生产率采用LP法进行测算。

2.解释变量。

（1）对外直接投资（OFDI）。采用上市企业历年海外关联公司数衡量企业对外直接投资水平。

（2）外商直接投资（IFDI）。采用境外投资者持股比例衡量企业外商直接投资水平。

（3）双向FDI（IOFDI）。参照黄凌云等（2018）的做法，使用耦合系统模型衡量双向FDI耦合度，并进一步引入协调发展指标，最终得到耦合协调模型如下：

IOFDIit=｛（IFDIit×OFDIit）/［（IFDIit+OFDIit）/2］｝1/2

其中：IFDIit和OFDIit为i企业t年份的IFDI和OFDI。IOFDI 值越大，表明双向FDI 规模越大且二者变动趋势相近。

3.控制变量。借鉴孙传旺和张文悦（2022）的研究，主要控制如下与企业财务和治理特征相关的变量，包括账面市值比（MtB）、现金流水平（Cfo）、资产收益率（ROA）、现金比率（Cashr）、企业成长性（Growth）、固定资产比例（Fix）、股东权利（Top）、董事会规模（Brd）、企业年龄（Age），以及年份固定效应（Year）和行业固定效应（Industry）。主要变量及其定义如表1所示。

表1 主要变量定义

（三）模型设定

为了验证双向FDI 对企业绿色转型的影响，本文设定模型（1）：

其中，被解释变量Gre包括绿色生产水平（GreTfp）和绿色治理水平（GreScore），解释变量FDI 包括双向FDI（IOFDI）、外商直接投资（IFDI）与对外直接投资（OFDI）、Control为控制变量，ɛ为模型的随机误差项，i为企业，t为时间。

四、实证分析

（一）描述性统计

表2 列示了主要变量的描述性统计结果。在绿色转型方面，GreScore 的平均值仅为0.194，表明我国上市企业绿色治理整体水平不高；GreTfp 的最小值为6.396，最大值为11.35，标准差为1.072，体现出我国企业绿色生产水平呈现不均衡状态。在双向FDI方面，样本中OFDI的中位数为2，说明我国大部分上市企业具有2个以上海外关联企业，对外投资比较活跃；IOFDI 与IFDI 的中位数均为0，平均外商持股比例为1.9%，说明我国上市企业中仅有少部分接受外商投资，且外商持股比例普遍偏低，同时具有双向投资的企业更在少数。其他控制变量中，企业财务数据和治理情况等变量分布特征不尽相同。

表2 描述性统计

（二）相关性分析

本文采用Pearson 系数对主要变量进行相关性检验（见表3）。IOFDI 与GreScore、GreTfp 的相关系数都在1%的水平上显著为负，H1b 得到初步验证。为了确定不存在严重多重共线性问题，在检验中加入方差膨胀因子（VIF），结果显示主要变量中VIF 最大值为3.36，均小于5，VIF 平均值为1.49，远低于可接受水平10，可以认为变量之间不存在严重的多重共线性问题，实证结果有效。

表3 主要变量的Pearson相关系数

（三）基准回归分析

基于模型（1），采用最小二乘法（OLS）对两组被解释变量和三组解释变量分别进行回归，考察企业OFDI、IFDI以及IOFDI对企业绿色转型的影响。回归结果如表4 所示，各组解释变量与被解释变量之间均在1%的水平上显著相关，其中列（3）和列（6）显示IOFDI 与绿色治理水平、绿色生产水平的系数分别为-0.053、-0.341，均表现出显著的抑制作用，符合H1b。进一步研究发现，IFDI与OFDI 对绿色转型的影响效应呈现相悖结果。根据列（1）和列（4）所示，OFDI与绿色治理水平和绿色生产水平的系数分别为0.005和0.037，呈显著正向影响，表明对外直接投资提升了企业绿色发展意识，并通过技术升级、资源优化等方式减少资源浪费、提高生产效率，推动企业治理方式和生产方式的绿色转型；由列（2）和列（5）可以发现，IFDI 与绿色治理水平和绿色生产水平的系数分别为-0.107 和-1.001，均呈现显著负向影响，表明IFDI 引入了投资者转移的低端产业，挤占了企业绿色发展投入，阻碍企业向更高水平的绿色治理、绿色生产进行转型升级。

表4 基准回归结果

原因可能在于，充分发挥双向FDI 对绿色转型的促进效应，不仅需要IFDI 与OFDI 之间在数量层面上的协同发展，还有待其在经济效益、价值理念等方面进行“质”的提升。Dunning（1981）的投资发展周期理论认为，随着人均GDP 的增加，双向FDI 规模增大，且IFDI 增速先是快于OFDI而后趋缓，直至两者之差形成净对外直接投资且其规模不断扩大，最终达到质量层面的高级平衡状态。但我国双向FDI仍处于由非平衡状态向平衡状态逐步演化的过程中，IFDI数量规模大于OFDI且在双向FDI中起主导作用，二者正在从“竞争”迈向“协作”。这或许能够解释当IFDI 的负向效应与OFDI 的正向效应同时存在时，双向FDI 虽在规模上趋于平衡但仍与企业绿色转型负相关的现况。

双向FDI“质”的失衡可能体现在：

第一，国际投资环境趋于复杂化，面对东道国更高的绿色发展质量要求，我国OFDI 企业仍有应对的积极性。据国家统计局统计，我国OFDI流量占比前三位的地区大致为亚洲（以中国香港、新加坡为主）、欧洲（以英国、德国为主）和拉丁美洲，且主要集中于制造业和房地产业等以开拓市场为主要目的的水平型投资①。一方面，相对拉美国家，德国等发达国家和地区对外资设置的环境许可和审批、环境税、环境影响评估等环保门槛较高，尤其在政治意识形态、民族经济保护主义等影响下，这些条款可能更为严格；另一方面，在逐利机制和声誉机制的影响下，OFDI企业也有意愿通过遵守东道国环境规制要求、自觉履行企业社会责任等方式完善治理和生产行为，以减少国际竞争劣势、获取差异化合法性优势（Sun等，2021）。

第二，吸引外资中的异化行为可能加剧IFDI 的负面效应。据国家统计局统计，我国外商直接投资主要来自中国香港、新加坡、德国等发达地区，且大多为垂直型投资。该类投资以规避高环境限制、降低环境成本、攫取廉价利润等为目的，进入批发、零售等劳动密集型行业，以及房地产、制造等资本密集型行业。如果企业过分依赖此类外资，可能通过转移污染物排放、减少研发资金配套等异化行为在短期内迅速降低环境成本、积累财富。此外，地方政府之间可能因财政压力、政绩压力产生“逐底竞争”（赵路，2020），如在招商引资时设置更低的环境门槛、更宽松的招投标条件吸引外资，后续监管中执行环境规制不力等，变相减少企业在环境方面的责任和义务，可能诱使企业的治理体系偏离绿色发展轨道。

（四）稳健性检验和内生性检验

1.稳健性检验。为了确保基准模型回归结果的可靠性，通过变量替换、调整样本期间进行稳健性检验。

其一，更换被解释变量。考虑到企业绿色转型的核心在于绿色创新，使用企业绿色创新指标作为企业绿色转型的替代变量重新进行回归。企业绿色创新指标采用绿色专利申请数（GreInva）与绿色专利授权数（GreIng）分别加1取自然对数计算。基于模型（1）进行回归，结果如表5列（1）、（2）所示，双向FDI对企业绿色专利申请指标和绿色专利授权指标的影响都在1%的水平上显著，且系数为负，与基准回归结果一致。

表5 稳健性检验

其二，调整样本期。“十三五”规划时期，我国规划目标由“强调经济持续较快发展”逐渐转为“经济较快发展与经济发展可持续性并重”，环境保护相关政策不断完善，政府与社会对经济发展中环境问题的关注度提高。宏观发展方向的转变和外部规制增强可能会对研究结果产生影响，因此截取2016 ～2020年的子样本检验。结果如表5列（3）、（4）所示，在“十三五”期间，双向FDI与绿色治理水平和绿色生产水平的系数依然为负，证明双向FDI 对企业绿色转型具有抑制作用的结论在不同样本期间稳健。

2.内生性检验。基准回归分析发现，双向FDI 对绿色转型存在显著影响。但绿色转型水平也可能对企业对外投资或接受外部投资的决策产生影响，即双向FDI 与企业绿色转型可能存在互为因果的内生性问题。鉴于此，采用上市企业办公地所在城市到最近港口的距离（Dist）作为双向FDI的工具变量，使用两阶段最小二乘法（2SLS）进行工具变量回归分析，以期得到双向FDI 对企业绿色转型影响的一致性估计。选取该指标的原因在于：与港口距离较近的区域通常交通更加通达，对外开放程度更高，对企业都具有一定的影响，与内生变量双向FDI高度相关；该变量由地理位置因素决定，不受企业绿色转型程度的直接影响，满足外生性要求。此外，为确保在统一研究框架下进行实证分析，保持一致性和连续性，工具变量回归与基准回归模型（1）的设定相同。

回归结果如表6所示。表中列（1）为第一阶段的相关性检验，结果表明上市企业办公地所在城市到最近港口的距离（Dist）与双向FDI存在显著的负相关关系，即距离越远，企业双向FDI活动越不活跃，满足相关性假设。且根据Kleibergen-Paap rk Wald F 检验结果可知，不存在弱工具变量问题。列（2）、（3）为第二阶段双向FDI 分别对绿色治理水平和绿色生产水平的回归结果，两组数据均显示双向FDI对企业绿色转型依然存在显著抑制效应。

表6 内生性检验

（五）异质性分析

1.区域异质性。由于各地区之间存在经济发展水平不平衡、地理环境多样化的特征，双向FDI对不同地区企业的影响效应可能存在差异。因此，按照省份经济分区划分企业进行区域异质性分析，实证结果如表7、表8 中列（1）～（3）所示，可见双向FDI对企业绿色转型的影响存在区域差异：双向FDI 主要对东部地区企业绿色转型有显著抑制作用，对中部地区企业在绿色治理方面呈现显著负向影响；各地区OFDI均显著促进企业绿色转型，东部地区IFDI 与企业绿色转型显著负相关，中部地区IFDI对企业绿色转型存在显著负向影响。可能的原因在于：东部产业发展成熟且具有沿海地理优势，更容易吸引IFDI转移低端生产环节，抑制企业绿色转型。随着东部地区生产要素价格上涨、投资利润下降，IFDI 向成本更低的中西部地区转移，其中中部地区发展水平更具优势、吸引IFDI 更多，因此IFDI 对企业绿色转型的制约效应逐渐显现，主要表现在绿色生产环节；双向FDI下，双向技术转移的技术交流可能缓解了IFDI 带来的低端生产环节负担，然而企业战略定位可能偏重对短期利润的追求，忽视了长期绿色发展的必要性，导致双向FDI 的负面影响在绿色治理方面显现。西部地区由于地理位置偏远、经济发展相对滞后，对外资吸引力弱，导致IFDI规模较小，一定程度上减小了双向FDI 的影响力，保障了企业绿色转型的自主性。因此，双向FDI 对企业绿色转型的抑制效应在中部和东部地区更显著。

表7 分样本下IFDI、OFDI、双向FDI对企业绿色治理水平（GreScore）的影响

表8 分样本下IFDI、OFDI、双向FDI对企业绿色生产水平（GreTfp）的影响

2.行业异质性。受行业特质影响，重污染企业与其他企业在生产模式和发展理念上存在一定的差异，这可能导致双向FDI 及其影响效应呈现行业特征，进而导致企业绿色转型受到差异性影响。因此，按照企业所在行业将样本划分为重污染企业和其他企业进行异质性分析，实证结果如表7、表8 中列（4）、（5）所示。分行业回归并进行系数组间差异检验后，发现组间差异显著，即双向FDI 对企业绿色转型的影响作用产生了行业差异：双向FDI 与企业绿色转型的系数在重污染企业和其他企业样本中均显著为负，但重污染企业中绿色治理受到的抑制作用相对其他行业更强、绿色生产受到的负面影响相对其他行业更弱。可能的原因在于：重污染行业相对其他企业具有生产规模更大、污染排放更高的特征，因此这类企业更易成为污染型IFDI 的投资目标，导致管理层基于外资依赖和短期利润动机放弃长期绿色治理的现象更常见。通常重污染企业的厂房设备规模庞大、产品加工程序复杂，生产过程较稳定，因此企业绿色生产受到的影响不会迅速、完全在投资当期呈现。

3.企业规模异质性。一般而言，规模较大的企业财务状况更稳定，对创新等长期投资及其回报持有较积极的态度，这可能造成双向FDI 的影响效应在不同规模企业中存在差异。参考肖红军等（2022）的研究，以样本中企业总资产平均数为标准，将企业划分为大型企业和小型企业，实证结果如表7、表8 中列（6）、（7）所示。可以看到双向FDI 对企业绿色转型的负面影响在小规模样本中显著存在，而在大规模样本中不显著。可能的原因在于：资本规模大的企业通常资金来源广泛、现金流稳定，对外资的依赖性更弱，不易受到外商投资者影响，且管理者更具备长远眼光，重视企业未来的发展效益。大型企业通常具备足够的吸收能力，能够从双向FDI 中高效获取并应用有利信息及资源，有效消解双向FDI 对企业造成的绿色发展困境。

五、进一步讨论：双向FDI 抑制企业绿色转型的机制检验

双向FDI 可能通过管理者短视和挤占研发投入间接影响企业绿色转型。从管理者短视来看，当企业存在来自非环境友好型投资者的IFDI或进入弱环境规制市场的OFDI时，则可能诱发双向FDI经济利益的实现方式与企业绿色转型理念背道而驰。因为绿色投资往往需要投入大量研发成本且利润转化周期长，企业管理者极易为迎合投资者的非理性偏好或快速抢占市场，采取削减环保投资、放弃长期战略布局等短视行为（尚航标等，2023），侵蚀潜在的长期利益和绿色持续发展的可能性。双向FDI“量高质低”时，以攫取低成本利润为目的的IFDI 可能诱导企业盲目扩张劣势产能，这不仅消耗IFDI 资金，甚至可能占用企业原有资本存量；过度的OFDI项目投入亦会导致企业有限资源大量流向东道国，可能导致企业资产结构失衡，创新研发投入被挤占。

综上，在双向FDI显著抑制企业绿色转型的前提下，采用逐步回归法构建中介效应模型，进一步考察管理者短视和资源挤占的中介作用，如模型（2）和模型（3）所示：

M 为中介变量。其中：参照余伟和郭小艺（2023）的做法，选取企业年报MD&A总词频中短视词汇词频占比乘以1000 作为管理者短视（MD）的代理变量；参照孙传旺和张文悦（2022）的研究，选取企业研发投入总额加1取自然对数作为资源挤占（RD）的代理变量。具体回归结果见表9。

表9 双向FDI抑制企业绿色转型的机制检验

管理者短视的中介检验结果如列（1）～（3）所示。列（1）中双向FDI 与变量MD 的系数为0.514，在1%的水平上显著，表明双向FDI 显著加重了管理层短视程度。列（2）、（3）列示了模型（3）的回归结果：双向FDI 经由管理者短视间接影响企业绿色治理和绿色生产的具体数值为列（1）中IOFDI的系数（0.514）与列（2）、（3）中MD的系数（-0.017、-0.029）的 乘积，分 别 约 等 于-0.0087 和-0.0149，与直接效应（-0.044、-0.322）作用方向相同，且上述影响效应均在1%的水平上显著，验证了管理者短视程度在企业双向FDI与企业绿色转型之间的中介效应。

资源挤占的中介检验结果如表9 列（4）～（6）所示。列（4）中双向FDI与变量RD的系数为-0.519，在1%的水平上显著，表明双向FDI 对企业研发投入具有显著的负向影响。结合列（5）、（6）中对模型（3）的回归结果，双向FDI 经由资源挤占间接影响企业绿色治理和绿色生产的数值为列（4）中IOFDI的系数（-0.519）与列（5）、（6）中RD系数（0.048、0.375）的乘积，分别约等于-0.0249和-0.1946，与直接效应（-0.027、-0.136）作用方向相同。

综合可见，双向FDI加剧了管理者短视情况、挤占了有限的创新研发资源，导致以创新、变革为基础的企业绿色转型受到抑制。为确保中介效应估计结果的稳健性，采用bootstrap 法检验管理者短视和资源挤占在双向FDI与绿色转型之间的中介效应。结果表明，各组变量的中介效应在95%水平的置信区间内不包含0，进一步表明管理者短视和资源挤占在双向FDI 与企业绿色转型之间存在中介作用。

六、结论和启示

（一）结论

在“双循环经济”和“双碳”目标并行的新发展格局下，双向FDI如何影响绿色发展、该影响效应在微观层面如何表现？基于治理和生产视角，利用2012 ～2021 年我国非金融类A 股上市企业数据探究微观情境下双向FDI对企业绿色转型的影响效应，并进一步检验其中介路径。研究发现：（1）双向FDI整体对企业绿色转型存在显著抑制作用；IFDI 对企业绿色转型存在抑制效应，OFDI能够促进企业绿色转型。（2）双向FDI 对企业绿色治理的抑制作用在中部地区企业、重污染行业企业与小规模企业中更强；双向FDI 对企业绿色生产的抑制作用在东部地区企业、其他行业企业与小规模企业中更强。（3）管理层短视和资源挤占在双向FDI 对企业绿色转型的影响效应中具有中介作用，即双向FDI将加剧管理者短视、挤占研发资源，进而抑制企业绿色转型。综上说明，双向FDI对我国企业绿色转型产生负面影响，对外开放与经济可持续发展尚未达到“和谐共赢”的平衡状态。

（二）启示

第一，在实施“引进来”和“走出去”双向开放战略的背景下，我国应当坚持高质量发展，促进双向FDI质量协同，充分发挥其对经济绿色发展的积极作用。国际化产业交流合作与大规模资源流入为我国经济绿色转型提供了有力支持，应当继续扩大对外经济交往，学习发达国家的先进经验，推行绿色新政，改善经济贫困和碳依赖情况，加大绿色投资并扩大绿色产业就业。同时，对于外资“引进来”带来的经济和文化冲击，企业“走出去”面临的贸易壁垒、外来者劣势等问题，政府应维护我国企业的经营自主性与长期发展利益。对外要利用生态税收等政策建立有效的投资约束和监管机制，对内要在复杂的国际局势中捍卫我国企业权益，并积极促进我国企业与其他各国进行绿色研发合作等高质量经济活动。

第二，针对国内企业绿色发展的实际情况，政府需进行合理规划。重污染行业是环境治理的重点对象，政府推动重污染企业绿色转型需从源头抓起，要培养重污染企业的可持续发展理念，促进企业进行绿色治理，以长期绿色发展战略带动企业绿色生产的逐步转型。政府可以将顺利推行绿色转型的大型企业作为核心，推动企业间就绿色发展进行经验交流并开展相关合作，由点及面带动行业、区域绿色转型，打造绿色化产业集群。根据区域特征，针对性地对企业经营活动进行规制和引导。

第三，企业作为经济活动关键主体，应具备长期发展意识，注重经济、社会、环境和谐发展。在实施双向FDI前，企业应对该投资活动的经济价值和发展风险进行充分评估，实施过程中应把控发展战略走向、合理配置资源降低财务风险。避免对IFDI 形成资源依赖，保持经营自主性；对OFDI 要进行充分的市场调研和全面策略制定，以应对海外复杂多变的市场环境，积极搜寻前沿资讯与各类资源。同时完善对管理层的监督和激励机制，避免管理者短视倾向产生的道德风险和逆向选择阻碍企业可持续发展。此外，顺应当前数字化转型的快速发展，企业可以应用成熟的数字化工具跟踪分析可持续进展，进一步增强资源吸收能力及提高使用效率，这将有助于企业更好地推动绿色转型和实现可持续发展。

【注 释】

①参照Yeaple（2003）的标准，发达国家之间的直接投资为水平型投资，发达国家对发展中国家的直接投资为垂直型投资。

【 主要参考文献】

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