2021第47卷第7期
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2. 福建师范大学 竞争力研究中心，福建 福州 350117
2. Competitiveness Research Center，Fujian Normal University，Fuzhou 350117，China
一、引 言
由于全球利益争端问题不断出现，以及诸多国家内部的收入分配不公平趋势不断恶化，近年来“逆全球化”现象开始形成并逐步加深（万广华和朱美华，2020），其中在国际投资领域的重要体现是全球范围内的外资限制政策不断增加，这意味着国际投资保护行为的蔓延。根据联合国贸易和发展会议的统计，2019年限制型外资政策占新出台外资政策的比重为24%，远高于2004年的12%（UNCTAD，2020），对全球跨国投资的正常发展产生了极为不利的影响。类似于国际贸易保护，国际投资保护被定义为东道国采取各类政策措施限制外资的行为（Sauvant，2009），随着2008年全球金融危机的爆发而不断加剧（UNCTAD，2012），并有可能在新冠肺炎疫情蔓延中进一步恶化（UNCTAD，2020）。在形式上，国际投资保护行为体现为外资壁垒增加、安全审查严格化、社会责任要求苛刻以及政策措施执行过程中的主观随意性增加等。作为国际投资的新兴力量，我国跨国企业近年来在国际市场上表现活跃，对外直接投资增长迅速，国际化程度不断提升（万志宏和王晨，2020）。与此同时，因遭受针对性限制，我国跨国企业也成为国际投资保护行为的最大受害者（UNCATD，2018），不仅导致对外直接投资项目受阻（王碧珺和肖河，2017；余官胜等，2020），而且还影响海外子公司的正常经营。在这种背景下，应对国际投资保护成为了提升我国企业对外直接投资安全性的当务之急。
企业社会责任标准是东道国限制外资进入的手段之一，已成为国际投资保护的主要形式，使我国企业在对外直接投资中面临较大的社会责任风险（于鹏和李丽，2016）。在管理学理论中，社会责任指的是企业除了利益相关者外，还需为社会和公众承担相应的责任（Carroll，1996），也是企业声誉和社会形象的重要体现（Brickson，2007；齐丽云等，2017）。在理论上，社会责任作为企业无形战略资产有助于提升企业的长期绩效表现（Luo和Du，2015；Ding，2016）。改革开放以来，我国企业的社会责任得到了较大程度的提升，但与发达国家的成熟跨国企业相比仍存在一定差距（肖红军和阳镇，2018），这也成为诸多东道国阻碍我国跨国企业投资的理由。比如，2011年中资企业因劳工问题遭到南非政府处罚；2014年中铝因环境污染问题而被秘鲁政府叫停铜矿项目；美国政府在中美贸易摩擦发生后也经常以社会责任问题制裁我国企业，等等。尽管在特定情况下社会责任问题是东道国实施国际投资保护行为而限制我国企业的借口，但同时也折射出我国跨国企业提升社会责任的重要性和紧迫性。根据《中国企业社会责任研究报告（2019）》显示，我国300强企业的社会责任平均发展指数为32.7分，相比2018年下降了1.7分，整体仍处于起步阶段，同时也意味着存在较大发展空间。
本文以海外子公司的经营绩效为视角考察我国跨国企业应对国际投资保护的效果。在国际商务研究中，企业社会责任被认为具有向利益相关者传递信号的作用，有助于克服信息不对称而促进绩效表现（Dhaliwal等，2011；Zerbini，2017），母公司社会责任对海外子公司绩效也有类似的作用（El Ghoul等，2017）。一方面，跨国企业通过社会责任承担能获得更高的国际赞誉，更易于融入东道国社会；另一方面，承担并披露社会责任能使跨国企业获得更多的媒体关注报道，无论以何种语言披露报道，在信息化时代均能传递至市场所在地，形成企业的无形资产。同理，东道国对我国企业进行投资经营限制的原因之一就是因缺乏必要的信息而不了解我国企业的社会责任履行情况，因而母公司社会责任的提升有助于缓解国际投资保护行为对我国跨国企业海外子公司的不利影响。为此，本文匹配和讯网的“上市公司社会责任数据库”、国泰安的“海外直接投资数据库”以及OECD的“外资限制指数数据库”等进行实证研究，发现我国企业社会责任的提升不仅直接有利于海外子公司增加绩效，而且能间接缓解国际投资保护对海外子公司的不利影响。在应对效果的异质性上，由于发达国家和发展中国家对企业社会责任要求有所差异（晁罡，2014）以及我国不同所有制企业受国际投资保护的针对程度不同（胡振虎等，2017），因此东道国为发达国家和国有的跨国企业提升社会责任能有效应对国际投资保护，而东道国为发展中国家和非国有的跨国企业不具有此效果。进一步地，本文还发现，企业社会责任提升通过增加具有海外背景的高管和抑制高管过度自信而缓解国际投资保护对海外子公司绩效产生的不利影响。
与近期研究企业社会责任影响海外子公司绩效的文献相比，本文的相似之处在于也考虑了东道国宏观制度因素（Jiang等，2020），不同之处在于不仅关注直接影响，而且重在阐述企业社会责任提升产生的间接调节作用。同时，不同于国内针对国际投资保护影响我国企业的研究（葛顺奇，2019；张怀岭，2019），本文更加关注企业微观层面的应对措施与效果。本文的边际贡献主要体现在：第一，从有效应对国际投资保护的角度拓宽了企业社会责任正向影响的研究范围；第二，为新兴市场国家的跨国企业提升社会责任克服不利的国际经济政治环境提供了微观层面证据；第三，以企业社会责任为纽带拓展了母公司特征与海外子公司绩效之间的关联性分析；第四，以母公司高管为中介构建了企业社会责任影响海外子公司绩效的新传导机制。
二、相关文献与理论假说
(一) 国际投资保护行为
为了吸引外资，20世纪末至21世纪初各国基本上都采取鼓励促进型的外资政策，直到2008年全球金融危机爆发后才引发限制型政策的不断出台，从而导致国际投资保护行为在全球蔓延（Sauvant，2009；UNCTAD，2012）。东道国实施国际投资保护行为存在多种动机。Karabay（2010）认为对外资采取一定的限制能使政府缩小与跨国公司之间的信息不对称而获得更多剩余；Owen（2013）则认为跨国投资流入通过增加劳动需求降低了劳动者议价能力，对此进行限制是为了保护劳动组织；Lebrand（2016）强调政府出于防范跨国公司转移收益的原因而增加对外资的限制。国际投资保护行为的蔓延在政策层面上增加了不确定性，相比于国内投资，跨国公司对外直接投资具有更大的政策敏感性（Dixit，2011），因而国际投资保护阻碍了跨国投资规模的增长（Julio和Yook，2016；Quang等，2018）。
随着我国企业国际化程度的不断提高和对外直接投资规模的不断增长，国内学术界对国际投资保护行为危害的研究也持续增多。卢进勇和李锋（2012）强调东道国国际投资保护行为所带来的超政策范围限制措施对我国企业的对外直接投资造成了极大的阻碍；张中元（2017）表明东道国的外资限制政策会对我国企业参与全球价值链构建产生严重干扰；余官胜（2020）则发现国际投资保护在宏观上会加剧我国对外直接投资的波动。另外，较多文献从东道国安全审查角度阐述国际投资保护对我国跨国企业的不利影响，指出欧美国家逐渐严格的外资审查是“逆全球化”和国际投资保护行为的主要体现，并对我国企业造成不利影响（石岩，2018；董静然，2019）。其中，美国及部分欧洲国家专门针对我国企业的特征改革其外资安全审查条例（潘圆圆和张明，2018；赵家章和丁国宁，2020），加大了我国跨国企业的对外投资和经营风险。
(二) 海外子公司绩效的东道国影响因素
与对外直接投资类似，跨国企业海外子公司的绩效也受到东道国各类因素的影响，尤其是制度和宏观政策等。海外子公司作为“外来者”进入东道国，存在适应者劣势，因而东道国制度质量对其绩效存在关键影响（Xu和Shenkar，2002）。基于此，Tian和Slocum（2014）在一体化反应框架内研究了中国企业海外子公司的商业行为策略，发现东道国的整体环境是影响海外子公司绩效的重要因素；Liu等（2016）也利用中国企业数据发现东道国的政策环境风险会通过干扰跨国企业区位选择策略而对海外子公司绩效产生不利影响；Das和Mahalik（2020）利用印度采掘业跨国企业数据发现东道国制度质量、腐败和投资政策等因素会影响海外子公司的绩效表现。
国内研究也较为关注东道国因素对我国跨国企业海外子公司的绩效影响。魏江等（2016）基于制度理论框架发现制度环境压力会通过海外子公司同构焦点而影响绩效表现；许晖等（2017）则表明东道国制度压力会通过海外子公司的市场适应性演化而影响绩效表现；衣长军等（2019）利用上市公司数据发现制度距离对海外子公司的生存会产生负面影响；林花等（2019）则结合社会网络和制度理论发现东道国制度环境会通过资源获取而对海外子公司绩效产生影响；陈初昇等（2020）发现东道国的营商环境能调节国际化速度对海外子公司生存的影响。
综上所述，高质量的东道国制度和营商环境有助于提高海外子公司绩效，而国际投资保护行为作为不确定因素降低了外资的营商质量。因此，本文提出如下研究假说：
研究假说1：国际投资保护行为会对我国跨国企业海外子公司的绩效产生负面影响。
(三) 企业社会责任与海外子公司绩效
企业社会责任被广泛认可为竞争战略的一部分（Poter，2008），是企业无形竞争优势的重要来源（Melo和Galan，2011），因而会对绩效产生重要影响。国内外文献从多个维度对此进行了研究，认为社会责任提升能推动企业技术进步（Luo和Du，2015；吴迪等，2020）、缓解融资约束（Cheng等，2014；顾雷雷等，2020）、增加企业价值（Ding，2016；张璇等，2019）等。在国际化进程中，企业社会责任也发挥着重要作用，能对战略实施产生正向影响（Han和Park，2017；王站杰和买生，2019），因而也有助于提升海外子公司绩效。对于海外子公司而言，作为外来投资者，与东道国的本土企业相比存在信息劣势（Leuz等，2010），而社会责任提升能通过信息传递在一定程度上消除这一劣势并促进对外投资（Cai等，2019）。对于发展中国家的跨国企业而言，由于母国制度环境存在不利因素，社会责任提升更能发挥信号传递作用而协助海外子公司获取更多资源（Su等，2016；El Ghoul等，2017）。同时，社会责任在不同制度环境下发挥不同的作用，并有助于海外子公司规避不利制度的影响而提升绩效表现（Jiang等，2020）。对于我国跨国企业而言，尽管国际化和对外直接投资发展推动了社会责任提升（王全景，2018；潘镇等，2020），但仍被诸多东道国针对社会责任问题而实施各类审查和限制，从而影响了海外子公司绩效（张中元，2015）。由于国际投资保护是东道国制度环境恶化的体现，因此本文综合以上文献，可进一步提出如下研究假说：
研究假说2：社会责任提升能直接提高我国跨国企业海外子公司的绩效。
研究假说3：社会责任提升能间接应对国际投资保护对我国跨国企业海外子公司绩效的不利影响。
企业社会责任对海外子公司绩效的影响也存在异质性，这是因为不同类型的东道国对社会责任的重视程度以及我国不同类型企业所受国际投资保护的针对程度存在差异。一方面，相比于发达国家，企业社会责任在发展中国家被关注的时间较短，对企业绩效的影响重要性也较低（Jamal和Karam，2018），因而跨国企业社会责任提升对东道国为发展中国家的海外子公司绩效的影响较弱（Preuss等，2016）；另一方面，对于我国跨国企业而言，国有企业因与政府的关系更加密切而更易被东道国实施针对性限制措施，相比非国有企业，其海外子公司经营受国际投资保护行为的不利影响更大（宗芳宇，2019；胡子南和秦一，2020），因而国有企业更需提升社会责任来消除与东道国之间的信息不对称。因此，本文进一步提出如下异质性研究假说：
研究假说4：相比于发展中国家东道国，企业社会责任提升对海外子公司绩效的正向影响及应对国际投资保护的效果在发达国家东道国中更为明显。
研究假说5：相比于非国有企业，国有企业的社会责任提升对海外子公司绩效的正向影响及应对国际投资保护的效果更为明显。
除东道国的制度与政策因素外，对我国企业海外子公司经营绩效产生负面影响的主要因素是过快的国际化扩张速度所带来的风险（钟熙等，2018；陈初昇等，2020），而国际化速度则是企业管理层的决策结果，受高管个人特征的影响较大。由于涉及国际化经营，海外子公司面临更大的市场风险，并需要更加熟悉国际规则进行应对，高管行为和特征在该过程中也发挥着重要作用（杨栋旭和张先锋，2018；任鸽等，2019）。一方面，具有海外背景的高管不仅能促进企业的风险承担（宋建波等，2017），还能提高海外投资效率（綦建红，2020），两者均有利于海外子公司的绩效增加，而企业社会责任与具有海外背景的高管之间存在正向关系（文雯和宋建波，2017），聘用更多具有海外背景的高管能有效地传递社会责任信号；另一方面，在对外直接投资中，高管的过度自信会导致国际化扩张速度过快（田曦和王晓敏，2019），并在一定程度上会降低海外投资效率，从而对海外子公司绩效产生负面影响（冉启斌等，2020），而企业社会责任提升则可以通过兼顾多方面利益而抑制高管内幕交易（曾爱民等，2020），约束高管过度自信对海外子公司产生的负面影响。综上所述，本文在传导机制上提出如下研究假说：
研究假说6：企业社会责任提升应对国际投资保护的传导机制是增加具有海外背景的高管数量和抑制高管的过度自信。
三、研究设计
(一) 样本匹配
本文主要涉及三个关键变量，即企业社会责任、海外子公司绩效和国际投资保护。企业社会责任数据来自和讯网的“上市公司社会责任报告数据库”，该数据库包含了上市公司社会责任的股东责任、员工责任、供应商责任、环境责任和社会责任等五个分项的得分、总得分以及排序等，近年来该数据库被广泛用于量化分析我国的企业社会责任（王全景，2018；林宏妹等，2020）。海外子公司绩效数据来自于国泰安的“海外直接投资数据库”，该数据库包含了我国上市公司海外子公司的基本信息与财务信息等。出于样本数量的考虑，本文使用海外子公司净利润指标衡量绩效。对于国际投资保护，本文利用OECD的“外资限制指数数据库”进行计算与衡量。该数据库以赋值的方式对各国各行业的外资限制程度展开衡量并进行汇总，越大的数值代表越高的国际投资保护程度，覆盖36个OECD国家和32个非OECD国家，已被用于量化分析国际投资保护程度（余官胜，2020）。为了对企业社会责任提升能否有助于应对国际投资保护展开实证研究，本文将上述数据库按上市公司股票代码和年份匹配和讯网的“上市公司社会责任数据库”和国泰安的“海外直接投资数据库”，再按东道国和年份匹配OECD的“外资限制指数数据库”。在删除缺乏其他控制变量数据的样本后，共得到2013—2017年可用于实证研究的样本2 645个。
(二) 回归方程与变量说明
为了检验社会责任提升对我国跨国企业海外子公司的直接影响和应对国际投资保护的间接影响，本文分别构建如下回归方程：
| $\ln {P_{it}} = {\alpha _0} + {\alpha _1}CS{R_{it}} + {\alpha _2}IV{P_{it}} + {\rm }{AX_{it}} + {\varepsilon _{it}}$ | (1) |
| $\ln {P_{it}} = {\beta _0} + {\beta _1}IV{P_{it}} + {\beta _2}CS{R_{it}} \times IV{P_{it}} + {\rm }{BX_{it}} + {\varepsilon _{it}}$ | (2) |
其中，下标t代表年份，i为海外子公司及其对应的母公司或东道国。被解释变量
被解释变量和核心解释变量的数据也都来自上述三个数据库。在控制变量中，东道国GDP和人均GDP数据来源于世界银行的“世界发展数据库”，政府治理效率根据世界银行“全球治理指标数据库”中的六个维度指标计算平均值得到，我国与东道国文化距离的数据来源于Lankuhuizan和Groot（2006）的度量，我国对东道国的对外直接投资规模来源于商务部历年的《中国对外直接投资统计公报》。表1列出了本文变量的基本信息。
| 变量 | 含义 | 均值 | 标准差 | 数据来源 |
|
$\ln {P_{it}}$
|
海外子公司净利润 | −0.278 | 6.594 | 国泰安“海外直接投资数据库” |
|
$CS{R_{it}}$
|
跨国企业社会责任 | 25.18 | 17.06 | 和讯网“上市公司社会责任报告数据库” |
|
$IV{P_{it}}$
|
国际投资保护 | 0.101 | 0.076 | OECD“外资限制指数数据库” |
|
$\ln KA{P_{it}}$
|
海外子公司总资产 | 17.67 | 2.77 | 国泰安“海外直接投资数据库” |
|
$\ln GD{P_{it}}$
|
东道国GDP | 28.50 | 1.72 | 世界银行“世界发展数据库” |
|
$\ln PGD{P_{it}}$
|
东道国人均GDP | 10.23 | 1.11 | 世界银行“世界发展数据库” |
|
$WG{I_{it}}$
|
东道国政府治理效率 | 0.98 | 0.72 | 世界银行“全球治理指标数据库” |
|
$DC{L_{it}}$
|
中国与东道国文化距离 | 11.83 | 1.66 | Lankuhuizan和Groot（2006） |
|
$\ln OFD{I_{it}}$
|
中国对东道国对外直接投资 | 17.67 | 2.77 | 商务部《中国对外直接投资统计公报》 |
四、实证研究结果
(一) 基准回归结果
在本文的样本中，由于设立年份不同，海外子公司的数据年份并不一致，且较多海外子公司的数据并不连贯，因此本文的样本并不具备面板特征。基于此，本文将各年份数据进行混合回归，同时加入年份虚拟变量对时间维度的影响进行控制。本文分别用企业社会责任五个分项得分值和总得分值对方程（1）和方程（2）进行回归，得到基准回归结果。
从表2中可以发现，
| 变量 | 股东责任 | 员工责任 | 供应商责任 | 环境责任 | 社会责任 | 综合得分 |
| C | −2.255（−0.61） | −0.942（−0.25） | −1.161（−0.31） | −1.165（−0.31） | −1.168（−0.32） | −1.143（−0.31） |
|
$CS{R_{it}}$
|
0.134***（6.83） | 0.101***（2.55） | 0.050*（1.81） | 0.037（1.45） | 0.078***（2.68） | 0.037***（4.79） |
|
$IV{P_{it}}$
|
−4.617**（−2.01） | −4.876**（−2.10） | −4.745**（−2.05） | −4.697**（−2.03） | −4.686**（−2.02） | −5.031**（−2.18） |
|
$\ln KA{P_{it}}$
|
0.555***（11.78） | 0.532***（11.02） | 0.545***（11.42） | 0.548***（11.47） | 0.538***（11.23） | 0.524***（10.97） |
|
$\ln GD{P_{it}}$
|
−0.533（−1.60） | −0.120（−1.09） | −0.118（−1.07） | −0.121（−1.10） | −0.111（−1.00） | −0.119（−1.08） |
|
$\ln PGD{P_{it}}$
|
−0.161（−1.47） | −0.586*（−1.74） | −0.567*（−1.69） | −0.565*（−1.68） | −0.598*（−1.78） | −0.592*（−1.77） |
|
$WG{I_{it}}$
|
−0.033（−0.08） | −0.010（−0.08） | −0.039（−0.10） | −0.048（−0.12） | −0.033（−0.88） | −0.004（−0.01） |
|
$DC{L_{it}}$
|
−0.229*（−1.66） | −0.249*（−1.79） | −0.258*（−1.86） | −0.251*（−1.81） | −0.255*（−1.84） | −0.250*（−1.81） |
|
$\ln OFD{I_{it}}$
|
0.158（1.44） | 0.185*（1.68） | 0.181*（1.65） | 0.182*（1.65） | 0.168（1.53） | 0.170（1.55） |
| 年份 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
|
${R^2}$
|
0.082 | 0.068 | 0.067 | 0.066 | 0.068 | 0.074 |
| 样本量 | 2 645 | 2 645 | 2 645 | 2 645 | 2 645 | 2 645 |
| 注：括号内为回归T值；上标***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著。 | ||||||
在控制变量中，
在表3中，
| 变量 | 股东责任 | 员工责任 | 供应商责任 | 环境责任 | 社会责任 | 综合得分 |
| C | −0.645（−0.17） | −1.119（−0.30） | −1.303（−0.35） | −1.354（−0.37） | −0.865（−0.23） | −0.834（−0.22） |
|
$IV{P_{it}}$
|
15.376***（−4.70） | −6.290**（−2.41） | −4.519*（−1.90） | −4.276*（−1.80） | −6.780***（−2.66） | −7.926***（−2.82） |
|
$ CS{R}_{it}\times IV{P}_{it} $
|
0.752***（4.67） | 0.695**（2.43） | −0.014（−0.07） | −0.107（−0.55） | 0.461**（2.07） | 0.120**（2.12） |
|
$\ln KA{P_{it}}$
|
0.550***（11.62） | 0.550***（11.45） | 0.556***（11.64） | 0.558***（11.70） | 0.544***（11.38） | 0.543***（11.36） |
|
$\ln GD{P_{it}}$
|
−0.130（−1.18） | −0.445（−1.29） | −0.125（−1.13） | −0.128（−1.15） | −0.110（−0.99） | −0.116（−1.01） |
|
$\ln PGD{P_{it}}$
|
−0.594*（−1.77） | −0.318***（−2.85） | −0.558*（−1.66） | −0.591（−1.64） | −0.611*（−1.83） | −0.605*（−1.80） |
|
$WG{I_{it}}$
|
0.045（0.11） | −0.005（−0.01） | −0.040（−0.10） | −0.041（−0.10） | 0.033（0.08） | 0.005（0.01） |
|
$DC{L_{it}}$
|
−0.221（−1.60） | −0.204（−1.43） | −0.252*（−1.82） | −0.253*（−1.82） | −0.249*（−1.79） | −0.242*（−1.74） |
|
$\ln OFD{I_{it}}$
|
0.162（1.48） | 0.222**（1.98） | 0.182*（1.65） | 0.183*（1.66） | 0.175（1.59） | 0.172（1.56） |
| 年份 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
|
${R^2}$
|
0.073 | 0.066 | 0.066 | 0.066 | 0.067 | 0.067 |
| 样本量 | 2 645 | 2 645 | 2 645 | 2 645 | 2 645 | 2 645 |
| 注：括号内为回归T值；上标***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著。 | ||||||
(二) 分样本回归结果
为了检验企业社会责任提升对海外子公司绩效的影响异质性，本文分别按东道国类别将样本分为发达国家和发展中国家，以及按母公司特征将样本分为国有企业和非国有企业，再次进行回归。
表4的前两列为发达国家东道国分样本的回归结果。第一列结果显示，
在表5中，前两列是国有企业分样本的回归结果。第一列的结果显示，
| 变量 | 发达国家东道国分样本 | 发展中国家东道国分样本 | ||
| C | 8.101（0.74） | 8.836（0.80） | −5.657（−0.89） | −5.723（−0.89） |
|
$CS{R_{it}}$
|
0.044***（5.08） | 0.003（0.15） | ||
|
$IV{P_{it}}$
|
−11.121***（−2.94） | −18.544***（−4.10） | 1.260（0.32） | 1.469（0.33） |
|
$ CS{R}_{it} $
×
$ IV{P}_{it} $
|
0.290***（3.13） | −0.005（−0.08） | ||
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 年份 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
|
${R^2}$
|
0.060 | 0.053 | 0.140 | 0.140 |
| 样本量 | 2 063 | 2 063 | 582 | 582 |
| 注：括号内为回归T值；上标***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著。 | ||||
| 变量 | 国有企业分样本 | 非国有企业分样本 | ||
| C | −0.511（−0.07） | −1.124（−0.15） | −1.482（−0.34） | −1.150（−0.27） |
|
$CS{R_{it}}$
|
0.060***（4.45） | 0.023**（2.35） | ||
|
$IV{P_{it}}$
|
−12.430***（−3.06） | −21.179***（−4.28） | −1.148（−0.40） | −1.038（−0.30） |
|
$CS{R_{it}}\times IV{P_{it}}$
|
0.268***（3.22） | 0.008（0.10） | ||
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 年份 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
|
${R^2}$
|
0.083 | 0.070 | 0.075 | 0.072 |
| 样本量 | 702 | 702 | 1 942 | 1 942 |
| 注：括号内为回归T值；上标***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著。 | ||||
(三) 工具变量回归结果
在国际商务研究中，企业社会责任被认为受到国际化因素的影响（潘镇等，2020），因而就本文而言，存在海外子公司绩效反向影响母公司社会责任的可能性，进而产生内生性问题。为了消除内生性问题对回归结果的干扰，需构建企业社会责任的工具变量对方程再次进行回归确认。理想的工具变量应具备两个特征，一是与内生变量存在相关性，二是不直接影响被解释变量。基于此，本文采用上市公司诉讼涉案件数和涉案金额（对数值）作为社会责任的工具变量，这是因为诉讼涉案情况反映出企业与各利益相关者之间的冲突状况。由于社会责任在很大程度上包含了对利益相关者的责任承担，企业与利益相关者之间的诉讼增加将会减弱这一动机，从而在整体上降低社会责任承担程度；同时，母公司诉讼涉案情况与海外子公司相互独立，并不产生直接影响，因而工具变量的选择是恰当的。上市公司诉讼涉案件数和金额数据来源于国泰安“上市公司数据库”。
表6列出了工具变量二阶段最小二乘法的回归结果和广义矩回归结果。从表中回归结果可以发现，过度识别检验均不显著，拒绝了工具变量存在过度识别的原假设；同时，本文使用第一阶段回归的F统计量作为弱工具变量检验，结果拒绝了工具变量和内生变量的弱相关性，两者反映出本文工具变量的选择是恰当的。二阶段最小二乘法和广义矩回归的第一列均显示
| 变量 | 2SLS | GMM | ||
| C | −0.364（−0.08） | 12.496（1.30） | −0.364（−0.08） | 12.850（1.34） |
|
$CS{R_{it}}$
|
0.351**（2.52） | 0.349***（2.67） | ||
|
$IV{P_{it}}$
|
−8.129**（−2.36） | −116.92*（−1.94） | −8.097**（−2.38） | −120.381**（−2.06） |
|
$ CS{R}_{it}\times IV{P}_{it} $
|
4.175*（1.88） | 4.301**（2.03） | ||
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 年份 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 过度识别检验 | 0.013（0.909） | 0.128（0.720） | 0.012（0.911） | 0.134（0.714） |
| 弱工具变量检验 | 17.031（0.000） | 12.663（0.007） | 17.531（0.001） | 12.806（0.006） |
| 样本量 | 2 489 | 2 489 | 2 489 | 2 489 |
| 注：括号内为回归T值，过度识别检验括号内为P值；上标***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著。 | ||||
(四) 稳健性检验
在本文的数据样本中，存在两个维度的异常值。首先是企业维度的异常值，体现在母公司是经营状况较差的ST企业以及因各类原因从东道国退出的海外子公司；其次是东道国维度的异常值，体现在虽然美国的国际投资保护程度并不高，但其对我国企业的对外直接投资存在针对性限制。这两个维度的异常值可能会对本文的回归结果产生干扰。为了进一步确认回归的稳健性，本文分别在企业维度删除了母公司是ST企业和从东道国退出的海外子公司样本，以及在东道国维度删除了在美国的海外子公司样本，排除异常值后再次进行回归。结果显示，核心解释变量
进一步地，为了检验本文回归结果在指标测度维度上的稳健性，本文分别用不同的方式对海外子公司绩效和企业社会责任进行测度，再次进行回归。首先，在海外子公司绩效上，本文采用海外子公司是否盈利的二元指标再次进行度量，当海外子公司净利润为正值时取值为1，而当净利润为负值时则取值0。其次，在企业社会责任上，本文采用排序指标替代得分指标再次进行度量。为使更大的排序值代表更高的社会责任，本文采用逆排序方式，即用样本中排序最后的序位数减原排序进行度量。按此再次进行回归，结果显示，核心解释变量
(五) 传导机制检验
本文的理论部分提出，企业社会责任提升应对国际投资保护的中介传导途径是增加具有海外背景的高管数量和抑制高管的过度自信。为了对此进行检验，本文进一步建立如下回归方程：
| $ME{D_{it}} = {\alpha _0} + {\alpha _1}CS{R_{it}} + {\alpha _2}IV{P_{it}} + {\rm }{AX_{it}} + {\delta _{it}}$ | (3) |
| $ \mathrm{l}\mathrm{n}{P}_{it}={\beta }_{0}+{\beta }_{1}ME{D}_{it}+{\beta }_{2}CS{R}_{it}+{\beta }_{3}IV{P}_{it}+{\beta }_{4}CS{R}_{it}\times IV{P}_{it}+B{X}_{it}+{\tau }_{it} $ | (4) |
| $ \mathrm{l}\mathrm{n}{P}_{it}={r}_{0}+{r}_{1}ME{D}_{it}\times IV{P}_{it}+{r}_{2}CS{R}_{it}+{r}_{3}IV{P}_{it}+R{X}_{it}+{\upsilon }_{it} $ | (5) |
其中，
| 变量 | 第一步回归 | 第二步回归 | |||
| OLS | IV-2SLS | ||||
| C | −0.283*（−1.94） | −0.283（−1.32） | −0.534（−0.14） | −0.189（−0.05） | −0.208（−0.06） |
|
$OVERSE{A_{it}}$
|
1.411***（2.98） | 1.546***（3.26） | |||
|
$CS{R_{it}}$
|
0.002***（5.34） | 0.019***（3.11） | 0.035***（4.54） | 0.035***（4.55） | |
|
$IV{P_{it}}$
|
−0.005（−0.06） | −0.274*（−1.74） | −5.011**（−2.17） | −8.269***（−3.26） | −7.615***（−2.72） |
|
$ OVERSE{A}_{it}\times IV{P}_{it} $
|
12.788***（3.09） | ||||
|
$ CS{R}_{it}\times IV{P}_{it} $
|
0.108*（1.92） | ||||
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 年份 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
|
${R^2}$
|
0.051 | 0.059 | 0.077 | 0.077 | 0.071 |
| 样本量 | 2 642 | 2 599 | 2 642 | 2 642 | 2 642 |
| 注：括号内为回归T值；上标***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著。 | |||||
表7中第一列和第二列的被解释变量为具有海外背景高管的相对数量。回归结果显示，
表8中第一列和第二列的被解释变量为高管过度自信，结果显示
| 变量 | 第一步回归 | 第二步回归 | |||
| OLS | IV-2SLS | ||||
| C | −1.121（−0.70） | −0.614（−0.27） | −0.936（−0.25） | −0.938（−0.25） | −0.640（−0.17） |
|
$OVERCO{N_{it}}$
|
−1.120***（−2.75） | −1.238***（−3.03） | |||
|
$CS{R_{it}}$
|
−0.002***（−4.68） | −0.017**（−2.60） | 0.033***（4.24） | 0.034***（4.35） | |
|
$IV{P_{it}}$
|
0.088（0.81） | 0.327*（1.83） | −5.23**（−2.25） | −4.410*（−1.84） | −7.447***（−2.62） |
|
$ OVERCO{N}_{it}\times IV{P}_{it} $
|
−6.037*（−1.71） | ||||
|
$ CS{R}_{it}\times IV{P}_{it} $
|
0.096*（1.68） | ||||
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 年份 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
|
${R^2}$
|
0.057 | 0.113 | 0.076 | 0.075 | 0.071 |
| 样本量 | 2 580 | 2 536 | 2 580 | 2 580 | 2 580 |
| 注：括号内为回归T值；上标***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著。 | |||||
本文的传导机制结果也有助于我们进一步解释东道国类别的异质性分析结果。由于相比于发展中国家，近年来发达国家的外资安全审查政策变化更为频繁，国际投资保护行为对我国企业的针对性更强，因此对发达国家进行直接投资的企业随着社会责任程度的提升，更有动机增加聘用具有海外背景的高管并抑制高管的过度自信投资行为，以防范发达国家的国际投资保护行为产生的不确定性风险，进而提升了企业社会责任应对国际投资保护的效果。
五、结论与启示
国际投资保护行为的蔓延阻碍了全球对外直接投资的有序发展，对跨国企业的生产经营活动产生了极大干扰，其中我国跨国企业所受的不利影响最为典型。在这种背景下，如何有效应对国际投资保护成为了政府部门和跨国企业共同关注的当务之急。本文以企业社会责任提升为切入点，并通过匹配多个数据库构建样本数据进行实证研究，基于海外子公司绩效的视角研究发现：企业社会责任提升不仅能直接增加海外子公司的净利润，而且也能间接降低国际投资保护对海外子公司净利润的负面影响，即能起到有效应对国际投资保护的效果。同时，企业社会责任提升应对国际投资保护的效果也存在异质性，体现在国有企业社会责任提升的应对效果高于非国有企业，母公司社会责任的提升应对国际投资保护的效果在发达国家海外子公司要高于发展中国家海外子公司。进一步地，本文发现企业社会责任提升应对国际投资保护的中介传导机制是增加具有海外背景的高管数量和抑制高管的过度自信。因此，企业通过提升社会责任能增加海外子公司绩效，并能有效应对国际投资保护的不利影响，这在理论上拓宽了企业社会责任产生效益的研究领域，在实践上能为应对国际投资保护提供新的思路。
本文的研究结果对于政府部门和跨国企业应对国际投资保护行为以及促进海外子公司可持续发展具有一定的启示。对于政府部门而言，首先应在宏观层面上充分强调社会责任提升对我国跨国企业开展对外直接投资的重要性，在政策激励上引导跨国企业实施高水平的社会责任战略；其次，政府部门在实施对外直接投资报告的管理措施时，应强调海外子公司的社会责任报告，防范企业海外经营中出现的社会责任风险；再次，应加强与东道国之间的文化合作，增强双边与多边之间的文化交融，以此促进东道国对我国企业社会责任的认同；最后，应为我国的跨国企业搭建社会责任学习交流平台，增加国际化对我国企业社会责任提升的辐射效应，缩短我国的跨国企业与成熟跨国企业之间的社会责任差距。
对于跨国企业自身而言，应充分重视社会责任因素的长期重要作用，切实有效实施企业社会责任战略。首先，应将提升社会责任视为企业可持续发展的重要组成部分，在企业生产经营中主动承担社会责任，与社会各界建立良好关系，提升企业社会形象；其次，应及时、合规披露社会责任报告，有效传递社会责任状况，缓解海外子公司与东道国相关利益群体之间的社会责任信息不对称；再次，我国的跨国企业海外子公司在东道国生产经营过程中应主动融入当地，重视并实施本土化战略，遵守当地法律法规与文化传统，并做好社会因素干预正常经营的预案应对措施；最后，应充分熟知并掌握东道国的外资政策和其中的社会责任规范要求，设立专门的业务部门来处理东道国的政府外资审查和社会关系，提高应对国际投资保护行为在企业常规业务中的重要性。
① 因篇幅所限，文中未列出稳健性回归结果，详见本文的工作论文版本。
② 因篇幅所限，文中未列出稳健性回归结果，详见本文的工作论文版本。
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