国际化扩张促进跨国企业绿色创新了吗——环境规制与行业规范的调节作用

王 辰，吕孟丽，乔朋华

(1.昆明理工大学 管理与经济学院，云南 昆明 650000；2.上海财经大学 商学院，上海 200433)

0 引言

原有粗放型发展方式不仅导致国内各种资源浪费严重，而且造成严重的生态问题[1]。在这种境遇下，经济与环境协同并进成为我国企业发展的新命题，绿色创新成为企业可持续发展的重中之重。在2020年9月联合国大会上，习近平主席提出力争2030年前二氧化碳排放达到峰值，努力争取2060年前实现碳中和的目标。“碳中和”的提出将推动我国经济高质量发展，有利于我国生态文明建设，并倒逼我国优化能源结构、产业结构，打破传统工业导致的一系列生态问题，带动绿色增长。但受限于国内技术水平与绿色知识储备，企业在绿色转型过程中面临各种艰难险阻，因而明确有利于我国企业绿色创新的影响因素至关重要。

现有企业绿色创新驱动因素研究主要基于资源基础理论，探索组织资源与能力[2]、企业管理者[3, 4]等内部因素的驱动效应。一些学者基于制度理论探讨制度环境(如规制压力[5-7])等外部环境的驱动作用。近年来，随着全球化进程加快，我国企业纷纷开启国际化扩张之路。在国际化扩张过程中，跨国企业不可避免地会接触、学习海外绿色先进技术，后者对企业原有生产方式和产品性能具有冲击力[8]。然而，鲜有学者关注国际化扩张对本国跨国企业绿色创新的影响[8]，大多数研究基于污染避难所[9]与污染光环[10]假说，分析外商投资对本国企业绿色创新的影响[11]。事实上，“走出去”战略与“引进来”战略对企业的影响存在较大差异，尤其是国际化活动一直被视为跨国企业通过引进海外前沿技术和稀缺资源，提升本国创新水平的关键途径[12]。因此，研究国际化扩张对跨国企业绿色创新的影响机理，对我国跨国企业获取国际化扩张红利，实现企业绿色转型与可持续发展具有重要意义。此外，本土制度环境的作用不容忽视，制度环境具有复杂性和多样性，制度实施和变革成效具有显著差异。那么，它对国际化扩张与绿色创新的关系具有何种影响？跨国企业所处行业特征和产权性质有所不同，是否存在部分企业能够更有效地利用国际化扩张进行绿色创新增值，实现绿色创新先行?

基于此，本文整合组织学习理论和制度理论，揭示国际化扩张对跨国企业绿色创新的影响机理，厘清环境规制和行业规范所体现的制度环境在两者间的作用，并进一步开展异质性分析，为促进我国跨国企业绿色创新，实现可持续发展提供理论支持和经验借鉴。本文潜在贡献在于：第一，绿色创新研究引起学术界和实务界的广泛关注，但由于绿色创新数据难以衡量，以往文献大多基于质性研究、问卷调查或专利数据对绿色创新进行研究[5]，对绿色创新系统的量化分析鲜见。本文采用文本分析法，利用中国上市公司社会责任报告对跨国公司绿色创新文本数据进行量化挖掘，为绿色创新相关理论提供新的研究视角和经验证据。第二，结合组织学习理论与制度理论，构建国际化扩张与跨国企业绿色创新关系模型，并基于我国特定制度情境引入制度环境(环境规制和行业规范)的调节变量，深入剖析制度环境在国际化扩张与绿色创新间的潜在作用，拓展国际化与企业绿色创新理论研究边界。第三，我国正处于向高质量发展转型攻坚期，跨国企业扩张优势对绿色创新的重要性凸显，本文能够弥补国内区域制度差异性和多元化研究的不足，对促进绿色创新发展具有重要实践指导价值。

1 理论分析与研究假设

1.1 绿色创新

绿色创新是技术创新与绿色生态概念相结合的产物，也被称为环境创新、生态创新、可持续创新[7]。Braun&Wield[13]最早提出绿色创新概念，认为绿色创新是指能够提高能源使用效率的工艺、技术和产品的总称，可以减少环境污染。此后，部分学者认为，绿色创新是指在减少或避免环境污染过程中，所形成的产品生产、服务或管理等新方法[14-16]。随后，学者们从协调发展角度进一步对绿色创新展开探讨，发现绿色创新是企业在经营领域促进技术、生产流程等转变的过程，旨在促进资源协调，实现经济与环境和谐发展[17-18]。我国对绿色生态越来越关注，国内学者们从不同视角对绿色创新概念进行界定。例如，从产品生命周期角度出发，学者们提出绿色创新是指降低产品或工艺成本的研发创新，是绿色技术从思想阶段到走向市场的过程[19, 20]；从创新对象视角出发，部分学者认为，绿色创新包括工艺创新和产品创新[21]。学术界对绿色创新概念的界定虽存在差异，但基本内涵一致，均以绿色技术为基础，遵循绿色生态环保原则，以实现绿色可持续发展为目标。在现有文献的基础上，本文认为，绿色创新是指以可持续发展观为指导，将绿色产品、绿色工艺及绿色管理应用于企业生产经营各环节，以期实现经济、环境与社会协同绿色发展目标的新技术。

1.2 国际化扩张与跨国企业绿色创新

组织学习理论常被用于国际化与企业创新逻辑体系研究，后者认为跨国企业能够从国外市场获取、学习大量先进经验，进而提高企业技术创新能力[22]，激发企业创新动力。绿色创新作为企业创新的具体形式，同样遵循从国际市场获取学习能力的逻辑。具体而言，首先，国际化扩张可以为跨国企业提供大量的学习机会。跨国公司能够嵌入当地知识网络和绿色创新系统[22]，近距离观察和模仿国际先进做法，进而在国际市场上学习与绿色创新相关的知识和技能[23]，增加绿色创新知识储备。其次，国际化扩张能够激发跨国企业绿色创新动力[23]。相比于本土企业，跨国企业能够通过组织学习将新知识和绿色创新经验进行整合，有效激发企业研发人员的绿色意识和创新思维，节约探索时间与成本，提高绿色创新能力与绿色创新效率，从而提升自身绿色创新能力。此外，跨国企业需要迎合国际市场需求改善产品环境性能，如国际市场中ISO14001、全面质量环境管理和生态审计等绿色环保要求，才能获得持续竞争力，进而获得海外消费者青睐。因此，在国际化扩张过程中，跨国企业会通过技术资源共享、研发人才流动、干中学等途径，加速学习与生产活动相关的绿色标准和技术，从而促进绿色创新。基于以上分析，本文提出以下假设：

H1：国际化扩张对跨国企业绿色创新具有显著正向影响。

1.3 环境规制与行业规范的调节作用

从制度理论视角考虑，企业组织行为和经济活动受本国制度环境的高度制约[24]。面对环境问题，国家相关法规、经济规则等管制制度，以及行业准则、社会规范等规范制度所产生的制度压力显得尤为重要[6,24]。在我国，环境规制作为管制制度的重要内容，能够体现企业在生态保护方面所受的管制性制度压力[5]；行业规范作为制度压力中规范制度的重要维度，能够反映对成员企业行为的合法性压力[25]。因此，本文从环境规制与行业规范展开分析，进一步在制度环境下探讨其在国际化扩张与跨国企业绿色创新间的调节效应。

环境规制代表政府管制压力，能够影响企业绿色创新行为。我国对绿色经济高度重视，相关部门出台了一系列关于环境保护与绿色发展的管制性措施，如环境标准、排污治理等环境规制工具，无形中给企业带来较大的环境规制压力[5]。为了适应严苛的环境规制准则，企业倾向于通过绿色创新活动形成先动优势[5, 6]。在上述情景下，跨国企业更加注重对国际市场上绿色知识与技术的搜寻与学习，以期先于国内企业获得海外先进绿色创新经验，进而激发自身绿色创新能力。此外，环境规制压力越大，越容易推动企业树立绿色创新意识并构建应对机制，进而在国际化扩张过程中主动了解和遵守国际规则，积极开展有利于环境的生产活动，有效减少绿色壁垒，以获得国内外合法性地位。

行业规范代表制度规范压力[25]，行业协会通过制定行业绿色标准与规则指导和规范成员企业行为，从而对企业产生规范合法性压力[4]。行业规范压力越大，企业感知到的行业绿色化转型与发展压力越大，就越会积极进行绿色创新以获得行业合法性认可。为了维持或者进一步获得行业合法性支持，跨国企业绿色创新动力更加强烈。跨国企业利用国际化扩张优势，早于国内企业接触到国际市场绿色创新知识与技术，成为绿色创新的先行者，进而获得行业合法认可。此外，行业规范压力越大，越能为跨国企业带来专业背书，海外市场对企业的认可度越高，跨国企业获得的专业背书就越容易得到海外合法性地位[26]。此时，跨国企业在国际市场上能够获取与学习绿色先进技术，而且行业规范背书有利于企业应对国际市场变化，从而促进跨国企业绿色创新。基于以上分析，本文提出以下研究假设：

H2：环境规制强化国际化扩张与跨国企业绿色创新的正向关系；

H3：行业规范强化国际化扩张与跨国企业绿色创新的正向关系。

本文概念模型构建如图 1 所示。

图1 国际化扩张与绿色创新概念模型Fig.1 Conceptual model of international expansion and green innovation

2 研究设计

2.1 样本与数据

本文选取2010—2020年A股上市跨国企业为研究对象，参考Verson[27]的研究观点，将拥有一个以上境外投资事业的公司定义为跨国企业。考虑到研究样本的有效性，对候选样本进行如下处理：剔除上市时间不足两年的公司，以避免在首次公开发行(IPO)后出现异常现金持有水平；剔除资产、资本结构、经营特点与其它行业显著不同的金融保险行业；剔除财务状况不良或其它异常情况的ST公司；剔除无法从数据库或者搜索引擎获取完整、准确的企业样本。

本文数据来源：①利用文本分析法对跨国企业每年披露的《社会责任报告》或《可持续发展报告》进行量化分析，得到绿色创新数据；②以国泰安数据库中的海外关联公司表为基础，根据Wind数据库中历年控股和参股公司名称，以及注册地和对外直接投资目标国信息，得到跨国企业初始对外投资年份与海外子公司数据，以此作为国际化扩张数据；③环境规制数据来自《中国环境统计年鉴》的年度数据，行业规范数据来源于国泰安数据库；④其余变量包括控制变量如公司规模、海外销售收入强度等，通过Wind数据库和国泰安数据库得到。

2.2 变量测量

(1)因变量：绿色创新。借鉴Xie等[28]的做法，本研究采用文本分析法获取跨国企业绿色创新数据。具体做法如下：①手工收集各跨国企业每年披露的《社会责任报告》或《可持续发展报告》，通过文献查找并结合小组研讨、专家讨论，将绿色创新划分为绿色产品、绿色工艺以及绿色管理创新3个维度[14]，并确认反映绿色创新各维度的关键词；②利用Python编程对样本企业年度报告中的关键词进行文本抓取、分析，统计出绿色创新关键词频数与年报总字数，形成企业年度信息汇总表；③根据汇总表对同企业或同行业差距较大的数据进行核对，确保数据挖掘的准确性与可信性；④根据最终数据进行绿色创新指标量化计算，具体计算公式如表1所示。

(2)自变量：国际化扩张。为避免企业单纯往返投资或以逃避税收为投资目的的扩张策略，本文不考虑跨国企业在港澳台地区及境外参控股子公司情况。以跨国公司首次对外直接投资到样本研究截止日期的总年数，即投资年数(TOFDI)作为自变量的代理变量，投资年数越多，跨国企业对国际市场的深入度越高，受到国际市场的影响就越显著。此外，借鉴代彬等[29]的观点，将跨国公司当年海外子公司数(NOFDI)与海外销售收入强度(DOI)作为国际化扩张的替代变量。

(3)调节变量：①环境规制，考虑到数据可获取性和完整性，借鉴以往研究[30-32]，选取省级环境污染治理投资额的自然对数作为环境规制代理指标，根据企业注册地进行年度匹配，数值越大表明地区环境投入金额越多，环境规制压力就越大；②行业规范，行业协会对企业具有规范性压力[4]，囿于行业协会数据难以获取，本文整理上市公司高管参与行业协会的信息，并剔除重复行业协会，考虑到各行业样本数据差异，以同行业企业高管参与的非重复的协会数与同一行业的总样本企业数量的比值衡量行业规范压力。

(4)控制变量：①企业层面，选取公司年龄、公司规模、偿债能力、独董比例、股权集中度，以及两职合一反映企业自身发展水平与治理结构；②行业层面，通过行业集中度反映行业竞争程度，一般情况下，行业集中度越低，企业间竞争越激烈，就越容易促进跨国企业绿色创新；③区域层面，区分注册地位于中国(内地)东部、中部与西部地区企业发现，东部地区企业拥有相对丰富的资源和较大的技术优势，绿色创新倾向度较高；④进一步纳入年份和行业虚拟变量，以揭示不同跨国企业绿色创新差异。本文所涉及的变量定义与具体测量方式如表1所示。

2.3 模型设计

根据研究假设与模型适用条件，构建计量模型如下：

G_innovationit=β0+β1TOFDIit+β2Cit+∑Industry+∑Year+εit

(1)

G_innovationit=β0+β1TOFDIit+β2Mit+β3TOFDIit*Mit+β4Cit+∑Industry∑Year+εit

(2)

模型(1)为主效应模型，检验假设H1，即国际化扩张是否正向促进跨国企业绿色创新；模型(2)检验假设H2、H3，即环境规制和行业规范所体现的制度环境在国际化扩张与跨国企业绿色创新间是否起正向调节作用。式(1)和(2)中，G_innovation代表本文因变量，即绿色创新；OFDI为自变量国际化扩张；C表示本文控制变量；M表示调节变量，分别为环境规制和协会规范；ε为随机干扰项；模型中i、t分别代表样本企业和年份；β0为截距项，β1—β4为模型参数。

表1 变量定义与计算方法Tab.1 Variable definitions and calculation methods

3 实证分析

3.1 描述性统计与相关性分析

为了提升实证分析结果的一致性与有效性，本文对数据进行如下处理：①对主要连续变量在1% 的水平上进行缩尾处理，以规避极端值的影响；②在建立交互项前对解释变量和调节变量进行中心化处理，以增强结果解释力。表2为各主要变量均值、标准差及变量间的相关系数。绿色创新与国际化扩张的标准差小于其均值，表明跨国企业间的绿色创新，以及国际化扩张离散差异较小，且两者存在正相关关系，初步验证本文研究假设，为下文回归检验奠定了基础。此外，各变量方差膨胀因子值(VIF)远小于10，表明各变量间不存在显著共线性问题。

表2 主要变量描述性统计结果与相关系数矩阵Tab.2 Descriptive statistics and correlation coefficient matrix of the main variables

3.2 假设检验

表3为实证模型估计结果。模型(1)为基准模型，在控制年份和行业效应的基础上，对控制变量进行回归，直接观察控制变量与绿色创新间的关系。模型(2)加入自变量，由回归结果看，国际化扩张对跨国企业绿色创新具有显著正向影响(β=0.004，p<0.01)。卡方检验显示，与模型(1)相比，模型(2)拟合度得到提升，有效印证了假设H1。模型(3)在基准模型中加入环境规制的调节效应，结果显示，国际化扩张与环境规制的交乘项(OFDI*Regulation)对绿色创新具有显著正向作用(β=0.006，p<0.01)，表明环境规制能够强化国际化扩张与绿色创新间的正向关系，支持假设H2。模型(4)结果显示，国际化扩张与行业规范的交乘项(OFDI*Normalization)在1%的水平上负向显著(β=-0.002，p<0.01)，而行业规范对绿色创新具有显著正向影响(β=0.008，p<0.01)。实证结果表明，行业规范在国际化扩张与跨国企业绿色创新间具有替代作用，拒绝了假设H3。进一步分析，本文认为，原因可能在于行业协会在对成员企业进行规范的同时，也具有强大的服务功能。行业协会不仅能够搭建资源共享网络平台[33]，让企业足不出户就能了解最新绿色创新资讯，而且可以为企业提供专业技术咨询与指导服务[34]，助力企业形成最优创新效应[35]。因此，行业协会提供的专业网络平台与资源在一定程度上等同于通过国际化扩张获取的绿色资源，即起替代作用。

表3 回归分析结果Tab.3 Regression analysis results

模型(5)为全模型，相对于其它模型，其拟合优度更高，而且结果与模型(2)～(4)的回归结果基本一致，即国际化扩张对跨国企业绿色创新具有促进作用，环境规制能够强化两者间的正向关系，而行业规范在国际化扩张与跨国企业绿色创新间起替代作用。

此外，本文分别绘制环境规制与行业规范的调节效应图。其中，图2(环境规制调节效应)显示，相比于低环境规制(low Regulation)，高环境规制(High Regulation)上升趋势更显著，说明高环境规制能够强化企业国际化扩张与绿色创新间的正向显著关系，支持假设H1。图3(行业规范调节效应)显示，在行业规范(Low Normalization)水平较低时，国际化扩张对绿色创新的正向影响显著，但随着行业规范(High Normalization)水平提升，国际化扩张的正向作用逐渐降低，说明行业规范能够削弱国际化扩张对企业绿色创新的正向影响，表明行业规范和国际化扩张在企业绿色创新方面存在显著替代作用，进一步支持本文实证结果。

3.3 稳健性检验

3.3.1 指标敏感度分析

为了考察上述结果的稳健性，避免指标设定的影响，本文对自变量进行指标敏感性检验。本研究将跨国企业当年境外子公司数(NOFDI)和海外业务收入与营业总收入的比值(DOI)作为国际化扩张的替代指标，检验结果与前文基本一致。此外，针对绿色创新的3个维度进行敏感性分析，即国际化扩张与绿色产品、绿色工艺及绿色管理间的关系，回归结果与前文基本一致，研究结果得到有效验证(限于篇幅未呈现，可向笔者索取，下同)。

3.3.2 因变量提前两期

从国际化扩张与跨国企业绿色创新的互动逻辑看，两者间可能存在反向因果关系，绿色创新水平可能影响其国际化扩张。将因变量提前两期是解决内生性问题的常用办法，为了缓解可能存在的反向因果问题，减少样本数据处理过程中的误差，本研究采用提前两期的绿色创新(G_innovationt+2)作为因变量，并确保自变量、调节变量以及控制变量数据的完整性。回归结果显示，自变量和调节变量对跨国企业绿色创新仍具有良好的解释作用，说明反向因果问题并不会对研究结论造成影响。此外，将因变量提前一期，结果并无较大改变。

3.3.3 Heckman两阶段检验

为充分解决研究中的内生性问题，本文采用Heckman两步法对样本进行检验。第一阶段Probit模型中，设置自变量为虚拟变量OFDIdum，即大于对外直接投资年数均值(Mean=7)的取值为1，否则为0，并将本文控制变量纳入Probit回归模型。此外，跨国企业海外认知程度与不同地区贸易开放度对国际化扩张决策具有重要影响。因此，本文将跨国企业中具有海外背景的高管数(Overseas)与地区贸易开放度(Open)纳入一阶段Probit回归模型。其中，地区贸易开放度为该公司注册地所在地区进出口贸易额与当地GDP的比值。第一阶段多元概率比模型构建如下：

Proit(OFDIdumit)=β0+β1Overseasit+β2Openit+β3Cit+∑Industry+∑Year+εit

(3)

基于第一阶段回归结果计算出逆米斯比率(IMR)，以此作为控制变量代入第二阶段模型进行回归，两阶段回归结果如表4所示。阶段一回归结果表明，Overseas和Open对跨国企业国际化扩张具有正向显著影响；第二阶段回归结果显示，逆米斯比率与绿色创新在1%的水平上显著负相关，表明存在内生性问题。在控制内生性问题后，模型估计结果与原回归结果一致，进一步支持本文研究假设。

表4 Heckman两阶段回归结果Tab.4 Heckman's two-stage regression results

4 异质性分析

环境问题已经成为制约我国经济可持续发展的瓶颈。2015年，国务院出台《中国制造2025》规划，明确提出加快对传统制造业的绿色改造升级。面对资源环境约束，传统重污染行业绿色转型成为必然，绿色创新成为重污染行业实现绿色转型的关键[36]。同年，《中共中央、国务院关于深化国有企业改革的指导意见》明确提出，到2020年，国有资本配置效率显著提高，国有经济布局结构不断优化、主导作用有效发挥，国有企业在提升自主创新能力、保护资源环境、加快转型升级、履行社会责任中的引领和表率作用充分发挥。国有企业作为国民经济的中坚力量和重要支柱，是发展绿色经济、倡导生态文明的重要主体，因而需要发挥绿色创新的主导作用。

随着绿色创新、生态创新、可持续发展成为搜索热词，国家发展和改革委员会于2016年“十三五”规划中第一次明确提出，绿色是永恒发展的重要基础，要始终坚持绿色发展理念。绿色发展不仅是关系中国人民福祉的重要工程，也是关乎全人类未来的长远大计，应作为政策基础长期实践。考虑到我国目前绿色创新重点与政策实施节点，结合跨国企业所处行业特征及产权性质差异，本文进一步作异质性分析。

4.1 行业分析

本文借鉴Zhang等[37]的研究成果，依据《上市公司环境信息披露指南》将重污染行业划分为火电、钢铁、水泥、电解铝、煤炭、冶金、化工、石化、建材、造纸、酿造、制药、发酵、纺织、制革和采矿业等16类，最终得到653个重污染样本和1 829个非重污染样本，异质性检验结果见表5模型(1)和(2)。从实证结果看，相比于非重污染行业跨国企业，重污染行业跨国企业国际化扩张对其绿色创新具有显著正向影响(重污染行业：β=0.015，p<0.01 ；非重污染行业：β=0.001，p>0.10)，充分说明重污染行业跨国企业更加重视绿色创新发展，能够有效利用国际化扩张推动产业转型升级。

4.2 产权性质

根据跨国企业产权性质，将样本划分为国有企业和非国有企业，其中国有企业有1 331个观测样本，非国有企业有1 151个观测样本，异质性分析结果见表5模型(3)和(4)。由回归结果可以发现，跨国企业样本中，国有企业国际化扩张正向促进其绿色创新，且在1%的水平上显著，而非国有企业国际化扩张与绿色创新在10%的水平上显著(国有企业：β=0.005，p<0.01；非国有企业：β=0.003，p<0.10)，邹检验结果(Chow test：P-Value = 0.000)拒绝了无结构性改变的原假设，充分反映出国有企业积极履行社会责任，勇担绿色创新先锋，在我国绿色创新事业中发挥着极其重要的作用。

4.3 政策影响

“十三五”规划第一次明确提出绿色这一发展概念，鼓励企业积极进行生态发展与绿色创新，成为指引企业未来发展方向与关注重点的重大政策，故本文将“十三五”规划出台时间作为绿色政策提出节点，即以2016年以前的研究样本作为未实施“十三五”规划样本(取值为0)，以2016年及以后的研究样本作为已实施“十三五”规划样本(赋值为1)，异质性分析结果见表5模型(5)和(6)。本文发现，“十三五”规划实施前后，跨国企业国际化扩张对绿色创新均具有显著正向影响(已实施：β=0.004，p<0.01；未实施：β=0.004，p<0.10)，表明在“十三五”规划明确提出绿色概念以前，我国跨国企业已认识到绿色发展的重要性，国际化扩张早已激发跨国企业绿色发展意识。本文进一步对该组样本进行邹检验(Chow test：P-Value = 0.0019)，检验结果拒绝了无结构性改变的原假设，说明我国“十三五”规划能够强化国际化扩张与绿色创新的正向关系，在绿色政策指引下，跨国企业更加注重绿色创新。此外，为充分检验“十三五”规划的冲击，本文进一步利用PSM-DID方法进行检验，检验结果与前文结果一致(限于篇幅未呈现，可索取)。

表5 异质性分析结果Tab.5 Heterogeneity analysis results

5 影响机制分析

自2009年哥本哈根气候大会以来，全球大多数国家明确了节能环保发展方略与标准。随着公众环保意识加强，越来越多的跨国公司有意识地向公众披露其责任履行情况，积极践行环境保护，体现其环保责任意识。

现有相关研究表明，社会环保责任、意识增强可以促进企业绿色创新。例如，Kesidou&Demirel[38]认为，严格的环境约束会敦促企业履行环保社会责任，从而促进企业绿色创新；Doran&Ryan[39]提出，消费者对产品的环保意识提升会影响企业绿色创新；Carrasco&Buendia[40]研究表明，企业在积极履行社会责任过程中，会逐渐构建绿色创新机制；刘益和付强(2013)认为，即使企业不情愿开展绿色创新，但为了迎合公众诉求，也会投资环境保护和可持续发展项目，从而促进绿色创新。因此，跨国企业环保责任意识及实践能否在国际化扩张与技术创新绩效间发挥中介作用值得进一步探讨。

为了检验上述影响机制，本文选取企业是否披露环境与可持续发展的虚拟变量，以及是否通过ISO4001国际化环境管理标准的虚拟变量，以此反映跨国企业是否具有绿色环保责任意识与实践。利用中介效应检验模型对跨国企业环保意识及实践的中介作用路径进行检验，回归结果如表6所示。其中，第(1)列结果说明，国际化扩张能够显著促进跨国企业绿色创新；第(2)-(3)列实证结果表明，跨国企业环保责任意识在国际化扩张与绿色创新间起部分中介作用；第(4)-(5)列表明，国际化扩张能够促进跨国企业环保实践，虽然列(5)中ISO4001的回归系数不显著，但通过了Sobel检验，说明跨国企业环保实践在国际化扩张与绿色创新间的中介效应显著。

表6 中介机制检验结果Tab.6 Mediation mechanism verification results

6 结语

6.1 主要结论

本文以跨国企业为研究对象，利用文本分析法解析跨国企业绿色创新实证数据，结合组织学习理论与制度理论，探讨国际化扩张与跨国企业绿色创新的关系，揭示环境规制与行业规范等制度压力在两者间的调节作用。结果表明，国际化扩张对跨国企业绿色创新具有显著促进作用，说明国际化扩张能够带来绿色创新红利，有助于激励跨国企业绿色创新行为；环境规制能够强化国际化扩张与绿色创新间的正向关系，体现出环境规制的强制性以及跨国企业积极响应相关环境政策的行动力；行业规范在国际化扩张与绿色创新间具有替代作用，揭示了行业规范的双重效用，既具有规范作用，又能够为跨国企业绿色创新提供服务，增强其绿色创新能力。

6.2 管理建议

本研究对有效发挥国际化扩张的创新增值作用，实现跨国企业产业绿色转型，以及优化我国绿色发展政策具有启示意义。因此，本文提出以下建议：

(1)跨国企业应采用有效的国际学习模式，积极培育与转化国际化扩张优势。环境友好型企业形象有利于企业强化国际合作，克服海外市场的外来者劣势[41]。跨国企业在国际化扩张过程中，应积极树立绿色形象，拓宽绿色知识与创新资源获取渠道，以更加主动的姿态进行学习。但在借助海外市场实现绿色创新的同时，企业需要警惕严重的路径依赖，应结合自身特色形成可持续绿色竞争力，并建立相应的保护机制，从而真正发挥国际化扩张的绿色创新增值作用。

(2)随着民众环保意识不断提高，消费者更青睐环境友好型产品(原毅军、陈喆，2019)。面对市场需求，跨国企业应主动为绿色发展与技术改进注入新的生机。尤其是重污染行业企业，应构建有效的追踪、学习和评估机制，拓展绿色技术创新深度，主动发挥绿色创新的主体作用，为民众提供清洁无污染的绿色产品，从而实现经济、环境、社会效益。

(3)地方政府与组织应加快探索步伐，构建绿色创新多元化政策格局与运行机制。绿色创新的高投入、高风险是企业望而却步的重要原因，而当地制度环境是促使企业转变技术发展方式的关键，相关部门的支持显得尤为重要。①政府部门应建立差异化区域绿色发展机制，引导消费者的绿色消费观，制定适度的环境规制政策，加大绿色创新支持力度，对表现良好的企业给予资金支持与税收优惠，并提供完善的外部制度支持与保障；②绿色创新是多主体、多路径的交互学习过程，当地行业组织应充分发挥自身在行业中的规范引导作用，为行业内跨国企业提供专业化支持与服务，帮助企业适应新的规则标准；③国有企业作为绿色创新体系中的重要一环，应积极承担环境保护责任，按照政策要求及时调整自身发展战略，坚持“大方向保持一致，小方向持续改进”的绿色发展道路。

6.3 不足与展望

本文存在一定的局限性，未来需要作进一步探讨。首先，现有文献主要基于问卷调查或一般性指标替代方法进行绿色创新研究，未来可以构建更加客观的绿色创新指标体系与绿色创新数据库，在绿色创新测量方面采用更多的稳健性检验方法，提升绿色创新理论依据的概化性；其次，国际市场、绿色创新机制与过程具有不确定性，线性思想并不能对其进行有效的阐释，未来研究过程中，应对国际化阶段与绿色创新过程进行动态跟踪，从动态研究中寻找静态的一般性战略；再次，跨国企业绿色学习能力是国际化扩张与绿色创新的关键机制，但绿色学习能力衡度难度较大，未来需要提炼绿色学习能力核心要点，并采用科学的评估方法进一步打开国际化扩张与绿色创新关系的“黑箱”；最后，制度环境存在多个维度，制度之间可能存在多重交互影响，采用单个指标难以衡量其复杂性，未来可以充分探索制度环境的多维交互作用，进一步深化制度环境机制分析。