一、引　言

“着力推动规则、规制、管理、标准等制度型开放”是当前阶段中国对外开放工作的重点，其中标准化是实现各个领域互联互通的基本前提之一。正如早期学者所指出的，标准是组织市场的重要手段，既可以定义产品、生产过程和贸易的设计和质量，也可以是描述组织和机构行为的规则和指南，既能为国际经济活动提供通用语言，也可以定义和指导政府和国际合作（Timmermans和Epstein，2010）。从2015年3月国务院印发《深化标准化工作改革方案》到2021年10月10日中共中央、国务院印发《国家标准化发展纲要》，中国始终高度重视标准化的发展，并将提升中国标准的国际化水平作为坚定不移的目标，以标准“软联通”推动中国技术优势向国际竞争优势转化，从而扩大中国产品和服务融入全球产业链、价值链和创新链的深度和广度。在2020年11月12日浦东开发开放30周年庆祝大会上，习近平总书记高度重视制度型开放，强调“深入推进高水平制度型开放，增创国际合作和竞争新优势”。

企业是标准国际化工作的利益攸关方。对企业而言，国家之间标准互信互认对消除投资和贸易壁垒具有不可替代的作用（Wright等，2012）。而在以往中国企业对外直接投资的研究中，学者普遍从制度理论和资源基础理论来解释新兴经济体企业对外直接投资问题，着重分析政府提供的政治和金融支持如何帮助企业克服对外直接投资劣势（Buckley等，2007，2018；Luo等，2010）。在建设对外开放新体制的背景下，“制度型开放”的提出意味着国家对企业国际化的支持方针逐渐从单纯的政策支持为主转变为制度保障为主，致力于与先进的国际经贸规则和标准接轨。这无疑是中国扩大高水平对外开放的重要一步，也标志着中国企业将以更加积极主动的姿态走向世界。那么，标准“软联通”这种新的支持方式在企业对外直接投资活动中如何发挥制度保障作用，从而支持企业更稳妥地利用国际市场及其生产要素资源实现高质量发展？解答这一问题有助于更好地理解和认识标准国际化工作的战略意义，并指导企业如何在新的对外开放体制下开展对外直接投资活动。

本文选取国际标准化组织（International Standard Organization，简称ISO）制定的ISO14001环境管理体系（简称ISO14001）和ISO9001质量管理体系（简称ISO9001）作为研究场景，分析和检验了企业获得国际标准认证与对外直接投资的内在关系。研究发现，企业获得国际标准认证与其开展对外直接投资的数量和范围均显著正相关，且这一效应在国有企业和非高新技术企业中更加显著。本文通过分析企业对外直接投资的区位选择和进入模式，发现国际标准认证有利于企业防范和化解东道国政治风险对其跨国投资活动的负面影响。拓展性分析发现，标准互联互通能够有效推动“一带一路”建设，获得国际标准认证的企业更多地在“一带一路”共建国家开展对外直接投资。

本文的研究贡献主要体现在：第一，从国际环境支持力视角拓展了企业对外直接投资影响因素的研究。张为付（2008）将影响对外直接投资的各种作用力归纳为企业内部张力、东道国引力和国际环境支持力。关于中国企业对外直接投资的影响因素，现有文献更多从企业内部张力和东道国引力的视角进行研究（姜广省和李维安，2016；谢红军和吕雪，2022），针对国际环境支持力的研究较少，且大多聚焦于双边政治关系和双边投资协定（宗芳宇等，2012；杨宏恩等，2016）。本文基于“深入推进高水平制度型开放，增创国际合作和竞争新优势”的战略背景，从防范对外投资风险视角，研究了国际标准认证如何影响企业对外直接投资行为。第二，本文从企业对外直接投资视角丰富了标准国际化的经济后果研究。现有研究更多地关注国际标准认证与出口贸易的关系（Goedhuys和Sleuwaegen，2016；杨冕等，2022），较少文献关注国家标准认证与企业对外直接投资的关系。于连超等（2023）研究了环境标准软联通与企业对外直接投资的关系，但他们是从企业内部张力视角出发，发现国际环境标准认证通过改善企业环境绩效和缓解融资约束来促进企业对外直接投资。本文将标准软联通作为一种新型国际环境支持力，从东道国行为和利益的分析框架出发，探讨了国际标准互联互通影响对外直接投资的机制。第三，本文拓展了不同国际环境支持力之间的协作效应研究。关于中国企业对外直接投资的影响因素，现有文献大多只关注某一单项作用力的影响，很少考虑不同作用力之间的协调效应。中国坚定不移推进高水平对外开放新格局，这意味着中国企业对外直接投资活动会同时受到不同作用力的共同影响。本文发现获得国际标准认证的企业更多地在“一带一路”共建国家开展对外直接投资，表明标准软联通与共建“一带一路”倡议在促进中国企业对外直接投资中发挥协作效应。

二、文献回顾

与国内投资活动相比，企业对外直接投资的决策更为复杂，需要同时权衡企业自身、母国政府、东道国政府、东道国产品市场利益相关者以及国际非政府组织等多方主体行为的规制和利益。张为付（2008）在垄断优势理论、内部化理论和国际生产折衷理论等经典对外投资理论的基础上，提出了一个研究中国企业对外直接投资影响因素的研究范式，从跨国企业的内部张力、东道国的外部引力和国际环境的支持力三个维度来分析影响对外直接投资的各种作用力。

（一）东道国引力对企业对外直接投资的影响

东道国的市场机会、资源禀赋和贸易商业政策等因素构成吸引企业开展对外直接投资的外部作用力。但同时，内生于东道国制度环境的风险因素和来源于母国与东道国之间的距离因素会严重削弱东道国区位优势对企业的吸引力。现有文献侧重于从制度理论视角出发，普遍认为政治风险是阻碍企业开展对外直接投资的重要因素（Buckley等，2018）。商务部历年发布的《中国对外投资发展报告》也强调，稳定的政治形势和有序的营商环境是企业实现对外投资目标的必要条件。此外，随着母国与东道国之间地理距离和文化距离的增大，跨国企业面临的不熟悉成本与外来者劣势随之增大，这会增加企业跨国经营的信息成本、运营成本和合规成本（方慧和赵甜，2017）。这意味着企业对外直接投资必须在区位优势与风险成本之间进行权衡。譬如，为了降低安全风险和征收风险，企业倾向于选择到政治稳定和制度成熟的东道国进行投资（蒋冠宏和蒋殿春，2012；王恕立和向姣姣，2015）。为了缓解外来者劣势，降低跨国经营的协调与适应成本，企业较少选择文化距离和地理距离远的东道国作为投资目的国（Li等，2020；綦建红和杨丽，2012）。

（二）内部张力对企业对外直接投资的影响

企业对外直接投资应满足的条件之一是必须具备垄断优势以抵消跨国投资中不利因素的影响（Hymer，1976）。然而，中国企业通常不具备技术、品牌等经典对外投资理论中所描述的所有权优势。不仅如此，中国企业的组织身份还常常被标签化为“低端制造”和“非公平竞争”，导致其对外直接投资面临外来者劣势（杜晓君等，2015）。因此，关于跨国企业内部张力的现有文献主要强调中国制度转型为企业提供的独特优势，以及企业在制度转型过程中积累的应对复杂环境的能力，这种独特优势与能力为中国企业防范与应对跨国投资风险提供了重要支撑（Buckley等，2007；Luo等，2010；姜广省和李维安，2016）。此外，还有文献从中国跨国企业自身出发，探讨企业规模、产权性质、出口经验和社会责任履行等企业特征因素对跨国投资决策的影响（Li等，2020；谢红军和吕雪，2022）。

（三）环境支持力对企业对外直接投资的影响

母国和东道国之间特有的双边联系因素构成了企业在跨国层面上实现内部一体化的外部支持力量。现有研究发现，双边投资协定可以作为东道国政府对签约国投资的承诺，有效降低跨国企业的合规风险和征收风险（宗芳宇等，2012）。友好的双边政治关系可以作为一种替代性的制度安排，缓解企业的外来者劣势（潘镇和金中坤，2015）。随着以全球产业链、价值链为核心的全球经济一体化的深入发展以及数字化革命和新产业革命的兴起，涉及市场准入、技术标准、环境保护、知识产权保护等方面的规则标准逐渐成为新型国际环境支持力。那么，这种新型国际环境支持力是否以及如何影响企业对外直接投资？本文以标准互联互通为切入点展开研究，致力为国家推动规则、管理和标准等制度型开放提供借鉴与启示。

（四）标准互联互通与国际环境支持力

国家发展改革委对外经济研究所课题组（2021）提出，制度型开放的内涵是在具有较强外溢效应的相关机制领域将本国的规则与国际通行规则进行对标，尤其是发达经济体的高标准规则。而标准互联互通的目的是打破国际经贸合作中的标准壁垒，实现国内国际双循环的新发展格局。Mattli和Büthe（2003）指出，全球生产网络的产品集成者能够成功地将不同模块零配件组合为最终产成品，其前提条件是生产网络中的厂商要围绕共同标准建立共同技术体系结构，因此越来越多的国际标准和区域标准成为贸易自由化的重要工具。在管理学领域，国际标准通常被视为一种可观察到的高质量资源（Boiral，2003）。国际标准认证利用独立的外部评估机构来确保企业实施规定的管理实践，通过认证可以有效解决外部利益相关者的信息不对称问题，是企业获取社会合法性的一个重要途径（Djupdal和Westhead，2015）。而在国际商务领域，国际标准被视为一种非正式的国际制度，当正式的政府监管缺失时，国际标准认证可以充当替代制度，让企业在管理实践、商业语言和冲突解决程序方面保持一致，从而缩短国际贸易中的制度距离（Montiel等，2012）。

三、理论分析与研究假设

（一）国际标准认证与企业对外直接投资

对于内部张力相对欠缺的新兴国家企业，国际环境支持力在促进跨国投资活动方面发挥着重要作用。本文提出，标准互联互通可以作为企业在跨国层面上实现内部一体化的外部支持力量，跨国公司通过运用国际标准或者与国际标准进行对标来降低对外直接投资风险。具体地，本文将东道国的利益和行为纳入分析框架中。

随着在全球范围内配置资源和安排生产经营活动，企业在环境保护、劳工权利和人权基本原则、产品质量以及技术规范等不同领域面临与东道国不同的标准体系。在某种程度上，由于早期少数中国境外企业承担社会责任的意识和行动力不足，加之中国企业长期以来被冠以“低端制造”的标签，因此中国企业更难获得东道国利益相关者的认可与信任（Diamantopoulos等，2017）。这意味着中国企业在跨国投资活动中面临更为严重的信息不对称问题。东道国对新进入的中国企业及其产品与服务往往缺乏判断其价值和可靠性的必要知识与信息，处于信息劣势地位。在信息不对称的条件下，拥有更多私人信息可以通过特定的信号将信息可信地传递给交易方，这些特定的信号承载了关于信号发出方不可观察属性的信息，这有利于解决信息不对称所带来的市场运行效率损失问题。而取得国际社会广泛认可的国际标准认证可以作为信号传递载体（Boiral，2003），向东道国政府、非政府组织、企业和消费者等利益相关者传递关于企业合规经营能力及其产品和服务质量的信息。Howell（2017）以及罗连发等（2021）研究发现，政府为企业颁发的质量奖励具有“信号”作用，获得奖励的企业往往更容易在利益相关者心目中建立可靠性，回应利益相关者对其身份和能力的质疑。

全球生产网络结构的复杂性使企业在跨国经营中面临诸多限制和机遇，企业必须在经济效益、环境绩效与社会期望之间实现合适的平衡。尤其是欧美发达经济体不断加大对外资的审查和监管，在环保标准、劳工用人标准、当地法律法规标准以及社会企业责任等方面，对中国企业都提出了更高的要求，中国企业对外投资面临的合规风险日益突出。国际标准能够帮助企业避免和消除运营、供应链及其他业务关系中可能与劳动者、人权、环境、贿赂、消费者和竞争相关的不利影响（Mattli和Büthe，2003）。经济合作发展组织也指出，企业通过将负责任商业实践的共同标准与实践置于业务运营的核心，可以减轻包括整个供应链在内的业务运营对环境与社会造成的实际和潜在不利影响， ¹ 改善与当地社区、工人和其他利益相关者的关系。此外，对集团公司来说，由于其潜在的复杂管理结构分布在多个地点，标准化可能是一种确保管理效率的方法，以应对跨国管理活动中的委托代理问题（He和Shen，2019）。

概言之，通过国际标准认证的企业可以从发出更高质量的信号和减少不确定性中获益，两者都可以对企业对外直接投资产生积极影响。因此，本文提出以下假设：

假设1：假定其他条件不变，国际标准认证与企业对外直接投资呈现显著的正相关关系。

（二） 国际标准认证影响企业对外直接投资的机制

1. 政治风险。如上文所述，企业可以借助国际标准认证向东道国政府和非政府组织传递其在质量管理和环境管理方面遵守良好行为规范的信号，从而改善企业与政府机构和非政府组织的关系，降低企业对外直接投资过程中面临的政治风险。

在东道国政府机构层面，企业进入东道国市场必然面临来自东道国政府的审查压力。国际标准的实施和认证表明企业在质量管理、环境管理等方面正在努力遵守甚至超过当地的行为规范，释放出企业产品和服务质量的积极信号，从而有助于企业化解与外商投资审查相关的政治风险。在跨国经营过程中，企业满足国际标准的认证要求至少意味着企业的生产经营活动和产品质量能够达到东道国当地法律法规和行为规范的基本标准，向东道国的监管机构和执法部门传递和塑造正面的企业形象，从而有助于企业规避与合规风险相关的政治风险（Bansal和Hunter，2003）。此外，Montiel等（2012）发现在政府公共产品供给不足的环境中，国际标准认证具有更高的信号价值，可以帮助企业建立市场信任，从而防范和化解政策不确定性、政府腐败、监管效率低下和市场机制运行缺失所带来的市场风险和运营风险。

在非政府组织层面，Teegen等（2004）认为非政府组织已经成为全球治理的参与者，并参与价值创造过程，它们可以为跨国公司提供国际战略与运营相关的情报和见解，但新兴市场跨国企业往往会忽略非政府组织的重要作用。作为标准化领域中权威的非政府组织之一，ISO发布的标准体系获得全球的广泛认可。企业取得国际标准认证能够作为一种低成本的信号，提高东道国各类非政府组织对企业质量管理和环境管理水平的可观察和认可程度。这有利于企业管理好与各非政府组织的关系，必要时企业能够从各非政府组织处获得资源和支持，降低其面临的政治风险（Henisz等，2014）。因此，本文提出以下假设：

假设2a：国际标准认证通过缓解东道国政治风险的影响来促进企业对外直接投资。

2. 距离因素。国际标准认证的信号传递特性使企业能够以更快的速度和更低的成本获得东道国顾客、供应商、渠道商等市场利益相关者的认可和支持（Boiral，2003；King等，2005）。文化距离和地理距离会提高跨国投资活动的信息不对称程度，而信息不对称是交易成本的一个重要决定因素，因为信息不对称会降低信任。譬如，逆向选择增加了企业在东道国寻找质量最好或价格最低的供应商的成本（信息搜寻成本）以及达成协议的成本（讨价还价成本），道德风险增加了确保双方遵守协议和采取适当行动的成本（Li等，2019）。在某种程度上，国际标准认证可以视为一个高质量的信号，它有助于缓解跨国企业与东道国市场之间的信息不对称。Terlaak和King（2006）强调，供应链全球化使买卖双方更难观察到对方的资质，而标准国际化恰好可以为由此产生的信息不对称问题提供一种解决方案。King等（2005）指出，虽然国际标准认证并不意味着企业在某些方面的绩效改进，但是它传递了有关企业内部管理体系和控制系统的可信信息。这有利于增强供应链合作关系的信任度，降低与信息相关的交易成本。

与国内经营相比，跨国经营在工作流程、管理控制和人力资源管理等方面要经历更多的变化与冲突。国际标准将技术规范、质量管理和环境管理等方面的程序、职责和角色进行标准化，能够保证企业的生产经营与东道国当地的法律法规、行为准则或相关标准趋于一致，减少企业为适应东道国的经营环境而对各项运营流程做出的调整。因此，本文提出以下假设：

假设2b：国际标准认证通过缓解距离因素的影响来促进企业对外直接投资。

四、研究设计

（一）实证策略与样本选取

根据《The ISO Survey》，截至2020年，全球199个国家和地区颁发的有效ISO9001证书91.68万张，有效ISO14001证书34.85万张。 ² 这两套标准体系在世界范围内的高覆盖率奠定了国际标准互联互通的现实基础，这为研究国际经贸规则与标准对接对企业对外直接投资的影响提供了很好的场景。此外，同时采用ISO9001和ISO14001作为研究场景，可以更加全面地分析国际标准互联互通对企业对外直接投资的影响，从而与质量标准认证或环境标准认证单一维度的研究区分开来。

上市企业获得ISO9001和ISO14001认证的数据起始于2008年，本文以2008—2020年A股非金融类上市企业为研究对象。上市企业参控股公司数据、ISO认证数据、财务数据和公司治理数据主要来自CSMAR数据库和Wind数据库。东道国政治风险数据来自政治风险服务集团提供的国际国别风险指南（ICRG），文化距离数据来自霍夫斯泰德官方网站，地理距离数据来自法国国际展望与信息研究中心提供的数据库，其他东道国数据来自世界银行数据库。值得注意的是，本文对模型中自变量和所有控制变量进行滞后一期处理，因此严格来说自变量和控制变量的样本期间为2008—2019年。在删除被特殊处理的公司样本以及变量缺失的研究样本之后，本文最终获得23869个公司—年度数据，并对连续变量进行上下1%的缩尾处理。

（二）研究模型与变量定义

对于假设1，本文借鉴Sun等（2015）的研究，采用Heckman两阶段模型考察来获得ISO标准认证对企业对外直接投资的影响。在第一阶段，本文设置虚拟变量Internationalize_i,t来衡量企业是否开展对外直接投资，采用Logit回归对模型（1）进行估计，并计算出逆米尔斯比率（IMR）。

随后，将第一阶段得到的IMR加入第二阶段的模型（2）中，估计ISO标准认证对企业对外直接投资的影响。

其中，下标i和t分别表示企业和年份。Level_i,t表示企业对外直接投资的数量，采用企业海外参控股公司数量占企业总的参控股公司数量的比重；Scope_i,t表示企业对外直接投资的范围，采用企业开展对外直接投资的东道国数量加1后的自然对数值。ISO_i,t−1包含三个度量指标：当企业t−1年获得质量管理体系认证或者处于认证有效期时，ISO9001_i,t−1取值为1，否则为0；当企业t−1年获得环境管理体系认证或者处于认证有效期时，ISO14001_i,t−1取值为1，否则为0；当企业t−1年同时获得ISO14001认证和ISO9001认证时，ISO_NUM_i,t−1取值为2，获得一项ISO标准认证时取值为1，否则为0。X_i,t−1表示企业层面的控制变量，包括企业规模、资产负债率、资产报酬率、经营活动现金净流量、营业收入增长率、高管团队海外经历、产权性质、企业年龄、是否“四大”审计、全要素生产率、是否披露社会责任报告以及企业对东道国的投资经验。为了缓解潜在的内生性问题，模型（1）和模型（2）中的自变量和控制变量均进行滞后一期处理。η_t表示年份固定效应，η_k表示行业固定效应，η_p表示省份固定效应，ε_i,t表示随机扰动项。

对于假设2a和假设2b，本文通过考察ISO标准认证对企业对外直接投资区位选择和进入模式的影响，采用模型（3）进行检验。

其中，下标i、j和t分别表示企业、东道国和年份。OFDI_i,j,t表示企业对外直接投资的区位选择，当企业i在t年向东道国j进行投资时取值为1，否则为0。Risk_j,t−1表示东道国的风险因素，其中PoliticalRisk为东道国政治风险，采用ICRG国家风险指数中的政治风险指数；CultureDist为文化距离，采用Hofstede文化维度指标；GeoDist为地理距离，采用两国资本中心城市的经纬度计算得到。本文参考Lu等（2014）的研究，以当年及以前年度中国上市企业对外投资东道国作为其潜在投资国集合。由于企业在开曼群岛、英属维尔京群岛等地区设立的离岸公司具有明显的投资目的，本文将此类地区从潜在投资国中删除。同时，本文还从潜在投资国集合中删除了中国港澳台地区以及数据缺失的国家样本。2009—2020年， ³ 共1900家上市企业发生8603个对外直接投资事件，最终得到367551个公司—年度—东道国数据。模型（3）中加入了东道国层面（U_j,t−1）、双边往来（Z_j,t−1）和企业层面（X_i,t−1）三组控制变量，其中东道国层面的控制变量包括国内生产总值、人均生产总值、通货膨胀率、失业率和外资吸引力，双边往来的控制变量包括双边外交访问次数、中国对东道国的投资存量和双边投资协定的签订。模型中还控制了年份固定效应（η_t）、行业固定效应（η_k）、省份固定效应（η_p）和东道国所处板块的固定效应（η_a）。

Wholly_i,j,t表示企业对外直接投资模式，当企业i在t年采用全资控股的方式向东道国j进行投资时取值为1，否则为0。本文以1900家上市企业在海外新增的8603家参控股公司为研究样本，删除持股比例缺失的样本后得到6074个公司—年度—东道国数据。

五、实证结果分析

（一）描述性统计

描述性统计结果显示，Internationalize的均值为0.336，标准差为0.472。这说明样本中约有34%的企业开展了对外直接投资，且样本差异较大。Level的均值为0.063，标准差为0.135，表明样本企业的参控股公司中约有6%的比例设立在境外；Scope的均值为0.375，标准差为0.603，表明样本企业平均向1.46个（e^0.375）国家开展对外直接投资。可以看出，中国上市企业在对外直接投资的数量和范围方面呈现较大的差异，探究导致这些差异的微观因素具有重要的意义。在国际标准认证方面，约有22%的样本企业获得ISO14001标准认证，24%的样本企业获得ISO9001认证。

（二）基准回归分析

表1报告了获得国际标准认证与企业对外直接投资的回归结果。所有关键变量的估计系数均在1%的水平上显著。这表明无论是获得ISO14001认证还是ISO9001认证，抑或是同时获得两项ISO标准认证，标准的国际联通显著促进了企业对外直接投资。从经济意义上看，以列（3）为例，如果企业获得国际标准认证的数量增加一项，则企业对外直接投资数量占总投资数量的比重将增加1.3 个百分点，相对于本文样本期间企业对外直接投资数量占比的均值提升约20.63%。以列（6）为例，如果企业获得国际标准认证的数量增加一项，则企业对外直接投资的范围将增加5个百分点，相对于本文样本期间企业对外直接投资范围的均值提升约13.33%。上述结果表明国际标准认证能够显著促进企业对外直接投资，假设1得到验证。

（三）内生性问题与稳健性检验

第一，为了避免国际标准认证与企业对外直接投资之间可能互为因果所引致的内生性问题，本文手工收集了中国各个省、自治区、直辖市颁布的鼓励和促进企业获得国际标准认证的政策文件，采用滞后一期的地方政府累计颁布的ISO政策文件数量（ISO_policy）和同行业企业获得ISO标准认证数量（ISO14001_Ind和ISO9001_Ind）作为工具变量，使用两阶段工具变量法来克服可能存在的内生性问题。政府累计发文数量衡量了地方对标准化工作和国际对标工作的一贯态度和重视程度，其影响区域内企业申请国际标准认证的决策。同行业企业获得ISO标准认证的数量会形成同侪压力，促使企业积极主动地申请ISO标准认证。本文还剔除在首次获得ISO标准认证之前已经开展对外直接投资的样本企业，仅使用获得ISO标准认证早于对外直接投资与从未获得ISO标准认证的样本重新进行回归，结果见表2。Cragg-Donald Wald检验F值的最小值为301.39，远大于10，工具变量相关性检验通过。在外生性检验中，Hansen J统计量的p值均大于0.1，不具有统计显著性，不能拒绝所有工具变量外生的原假设，且F值明显大于Stock-Yogo弱工具变量检验的临界值，说明工具变量符合外生性要求。所有关键变量的估计系数都在1%的水平上显著为正，这一定程度上可以排除互为因果关系对本文研究结论的干扰。

第二，为了避免企业获得ISO140001和ISO9001认证本身可能存在非随机干预所引致的内生性问题，本文采用倾向得分匹配法（PSM）进行检验。此外，本文进一步控制了企业固定效应。所有关键变量的估计结果与上文保持一致， ⁷ 说明在控制企业层面不可观察的因素之后，获得国际标准认证仍显著促进了企业对外直接投资。

第三，为了避免变量定义可能导致模型估计结果存在偏差的情况，本文使用当年新增的对外直接投资数量和新增的对外直接投资东道国数量重新设置自变量，定义New_OFDI等于当年新增对外直接投资数量占当年新增参控股公司数量的比重，New_Scope等于当年新增的对外直接投资东道国数量。本文重新估计模型（1）和模型（2），研究结果仍保持一致。

（四）企业异质性分析

1. 企业产权性质。国有企业是中国企业“走出去”的排头兵，但东道国及其利益相关者对国有企业存在更为严重的刻板印象和负面标签（Diamantopoulos等，2017），对国有企业合规经营提出更多的质疑。由此推断，国际标准认证对企业对外直接投资的促进效应在国有企业中更加突出。为此，本文构建交互项ISO14001×SOE、ISO9001×SOE和ISO_NUM×SOE，加入模型（2）中进行估计，结果见表3。可以看出，除了列（1）中交互项ISO14001×SOE的系数不显著外，其他的交互项系数至少在10%的水平上显著为正，这支持了上述推断。国际标准认证的信号传递作用在国有企业中更加显著，这有助于扭转东道国及其利益相关者对中国国有企业的刻板印象，降低审查风险和合规风险，从而促进国有企业的对外直接投资。

2. 企业所在行业特征。国际市场对中国传统制造业存在低质量和高污染的刻板印象。因此，在传统行业中，国际标准认证所传递出的高质量信号具有更高的价值，有利于扭转中国传统制造业在国际市场上的固有形象，提升东道国利益相关者对企业的信任度，降低企业对外投资面临的不确定性。由此推断，国际标准认证对企业对外直接投资的促进效应在非高新技术行业企业中更加突出。为此，本文以公司所在行业是否属于国家统计局发布的《高技术产业（制造业）分类》和《高技术产业（服务业）分类》来界定企业是否属于高新技术企业，并构建交互项ISO14001×GXJS、ISO9001×GXJS和ISO_NUM×GXJS，加入模型（2）中进行估计，结果见表4。可以看出，所有的交互项系数至少在5%的水平上显著为负，这支持了上述推断。

六、拓展性分析

（一）影响机制分析

1. 国际标准认证与企业对外直接投资区位选择。本文采用条件Logit对模型（3）进行回归，结果见表5。其中，列（1）仅加入三个风险指标和相关控制变量，检验不同风险因素对企业对外直接投资区位选择的影响；列（2）、列（3）和列（4）分别加入ISO14001、ISO9001和ISO_NUM及其与三个风险指标的交互项，检验企业获得国际标准认证对企业对外直接投资区位选择的影响。

列（1）中PoliticalRisk的系数在1%的水平上显著为正，由于PoliticalRisk的数值越大代表政治风险越小，这一结果表明中国上市企业的对外直接投资具有显著的政治风险规避倾向（蒋冠宏和蒋殿春，2012）。CultureDist和GeoDist的系数在1%的水平上显著为负，表明文化距离和地理距离越大，企业选择作为投资目的地的概率越小（綦建红和杨丽，2012）。列（2）—列（4）中PoliticalRisk×ISO的系数至少在5%的水平上显著为负，假设2a得到验证；而GeoDist×ISO和GeoDist×ISO的结果不符合预期，假设2b没有得到验证。

2. 国际标准认证与企业对外直接投资进入模式。本文采用Logit回归对模型（3）进行估计，结果见表6。列（1）PoliticalRisk的系数在1%的水平上显著为正，说明东道国的政治风险越低，企业采取全资控股模式的概率就越高，这与Cui和Jiang（2012）的研究发现一致。GeoDist的系数在1%的水平上显著为负，说明地理距离越远，企业越不倾向于采取全资控股模式进入东道国，而是通过在股权结构中引进东道国当地企业来缓解外来者劣势。CultureDist的系数不显著，说明文化距离对企业对外直接投资的进入模式没有显著影响，这与綦建红和杨丽（2014）的研究发现一致。列（2）—列（4）中PoliticalRisk×ISO的系数至少在10%的水平上显著为负，假设2a得到验证；CultureDist×ISO和GeoDist×ISO的系数均不显著，假设2b没有得到验证。

少数研究提出，除了带来信息不对称问题外，文化距离和地理距离还会影响东道国市场对企业产品和服务的接受程度（许晖等，2009），以及因交通成本、关税及非关税壁垒等因素而导致企业的投资收益降低（Flores和Aguilera，2007）。而对于上述因素，标准互联互通所发挥的作用是有限的。此外，企业是技术、文化、员工和管理风格特定组合的复杂综合体。这些特征根植于特定的社会、历史和文化中，不同国家的企业之间存在明显差异。这些由国家地理和历史文化所导致的个性化特征不受标准化管理的约束。

（二）标准互联互通与共建“一带一路”倡议

共建“一带一路”倡议以建设更好的全球发展伙伴关系、实现共同繁荣为最终目标，是重要的国际环境支持力。那么，标准互联互通与共建“一带一路”倡议这两种支持力是否共同作用于企业对外投资决策？本文构建变量BRI，将东道国与中国签订共建“一带一路”谅解备忘录的当年及以后年份设定为1，签订之前的年份或者没有签订共建“一带一路”谅解备忘录的国家设定为0。 ⁸ 表7列（1）和列（4）中交互项ISO14001×BRI的系数为正但不显著，而其他四列中交互项的系数至少在10%的水平上显著为正。这说明在中国与其他国家签订了共建“一带一路”谅解备忘录后，获得ISO9001标准认证和同时获得两种标准认证的企业更多地在“一带一路”共建国家开展对外直接投资，且更多采用全资控股的方式进行投资。

七、研究结论与政策启示

在建设对外开放新体制的背景下，厘清标准“软联通”如何影响企业对外直接投资，对于推进以“制度型开放”为重点的高水平开放具有重要的政策意义。本文以2008—2020年A股非金融类上市企业为研究样本，探究了国际标准认证对中国企业对外直接投资的影响及其机制。研究发现，企业获得ISO标准认证与其开展对外直接投资的数量和范围均显著正相关，且这一效应在国有企业和非高新技术企业中更加显著。本文通过分析企业对外直接投资的区位选择和进入模式，发现国际标准认证是通过提高企业在复杂多变的国际环境中的风险应对能力来促进对外直接投资。拓展性分析发现，获得ISO标准认证的企业更多地在“一带一路”共建国家开展对外直接投资。本文的研究结论具有以下政策启示：

首先，国际标准认证对企业对外直接投资具有促进作用，这表明标准互联互通是构建国内国际双循环发展新格局的客观需要。未来可以从两个方面着手，增强中国经济“外循环”的韧性：一方面，鼓励企业制定严于国际标准和国家标准的企业标准，并在全国标准信息公共服务平台上自我声明。政府部门可以利用数字技术赋能标准互联互通，搭建中外标准和检验认证结果互认平台，实现企业标准自我声明的国际互信互认。这有助于缓解国际环境不稳定性和不确定性对企业国际化经营的不利影响。另一方面，本文为龙头企业如何发挥引领作用、带领中小企业开拓海外市场提供了新的思路。政府应充分挖掘龙头企业在国际经贸合作中推广中国标准的潜力，由龙头企业率先在东道国探索实现对标、达标和创标，以标准互联互通带动中小企业对外直接投资。企业可以在“走出去”过程中指定专人负责标准国际互认工作。不仅如此，企业还要加大制定国际标准力度，争夺国际标准话语权，以积极应对发达国家的技术贸易措施，有效防范和化解对外投资风险。

其次，产权性质和行业特征的异质性分析表明，标准国际化是提升传统产业全球竞争力和夯实转型基础的重要抓手。企业应把握全球产业结构和布局调整的机遇乘势而上，加快推动标准与科技创新互动发展以提高产品附加值，彻底撕下国际市场对中国企业“低端制造”和“非公平竞争”的标签，缓解“外来者劣势”对跨国投资的不利影响。

最后，本文发现获得ISO标准认证的企业更多地在“一带一路”共建国家开展对外直接投资，这验证了国家标准委员会提出的《标准联通共建“一带一路”行动计划》的积极作用。政府应充分发挥境外产业园区的产业集聚优势，提升中国标准的国际认可度和影响力，从而最大程度发挥不同国际环境支持力的协同效应，以更高水平外循环促进双循环畅通高效。

1摘自经济合作发展组织2021年发布的《通过负责任商业行为构建更具韧性和更可持续的全球价值链》，https://mneguidelines.oecd.org/building-more-resilient-and-sustainable-global-value-chains-through-responsible-business-conduct-chinese-edition.pdf。

2资料来源于国际标准化组织官方网站，https://www.iso.org/the-iso-survey.html。

3由于研究模型要求对自变量和控制变量进行滞后一期处理，上市企业海外参控股数据起始于2009年。

4其他变量的统计结果与已有研究保持一致，表明研究样本准确性。限于篇幅未全部列示，留存备索。

5限于篇幅，控制变量的回归结果留存备索，下同。

6匹配之后，获得ISO标准认证的企业与未获得认证企业的各匹配变量的差异不再显著。

7受篇幅限制，其他稳健性检验结果未列示，留存备索。

8签订共建“一带一路”谅解备忘录的时间集中在2015—2018年，为了保证样本平衡性，检验只保留2012—2020年的研究样本。