高质量对外直接投资与企业社会责任提升
——基于上市公司数据的实证研究*

余官胜

（福建师范大学经济学院，福州 350117）

一、引言

承担社会责任是企业提升声誉和社会形象的重要举措(Brickson，2007；齐丽云等，2017)，也是企业竞争战略的重要组成部分(Poter，2008；Melo & Galan，2011)，并能在多个维度助力企业长期发展(Luo & Du，2015；Ding et al.，2016；吴迪等，2020)。改革开放以来，尽管我国企业愈发重视社会责任承担，但与发达国家企业相比仍存在一定差距(肖红军和阳镇，2018)。根据中国社科院发布的《企业社会责任蓝皮书(2020)》，当前我国企业社会责任发展处于起步阶段，多数企业仍是社会责任的“旁观者”。在这种情况下，提升社会责任已成为我国企业强化全球竞争优势的迫切要求。企业社会责任受诸多因素的影响，其中外向的国际化发展能通过学习效应和企业身份意识转变产生正向影响(Cheung et al., 2015；潘镇等，2020)，基于此，本文研究对外直接投资能否提升企业社会责任及其影响方式。

在内外多重因素的推动下，对外直接投资已成为当前我国企业参与国际化的重要方式(Luo et al., 2010；洪俊杰和张宸妍，2020)。根据商务部统计，我国对外直接投资规模多年稳居世界前列，是全球跨国投资的重要影响力量。在对外直接投资的作用下，我国企业深度融入全球价值链，并因此获得正向的效益反馈(罗长远和陈智韬，2021；余静文等，2021)。尽管我国对外直接投资规模迅速增长，但质量仍有待提高，一方面过快的国际化速度降低了海外子公司效益(陈初昇等，2020)；另一方面部分对外直接投资抑制了企业收益(杨连星等，2021)。高质量对外直接投资指的是在东道国能获得正向收益的投资，本文将其定义为海外子公司净利润为正的对外直接投资，并按此定义进行量化测度。相对而言，高质量对外直接投资能更有效反哺母公司，因而对母国经济的作用更为显著。在双循环新发展格局下，对利用外循环推动内循环通畅存在更高的要求，对外直接投资高质量发展的时代性和重要性也更为突出。鉴于企业社会责任是内循环可持续性的重要因素，本文研究高质量对外直接投资是否能提升企业社会责任并检验其传导机制，为内外双循环互动发展提供必要参考。

本文通过海外子公司视角界定企业是否存在对外直接投资及其质量如何，并与上市公司微观数据库进行匹配开展实证研究。本文的研究表明对外直接投资本身并不能提升企业社会责任，只有在高质量发展的状况下才能发挥社会责任提升效应。高质量对外直接投资的企业社会责任提升效应也存在企业所有权性质和海外子公司区位多元化方面的异质性，仅在非国有控股企业和单一区位的企业中存在这种效应。进一步地，本文的研究也表明高质量对外直接投资提升企业社会责任的传导机制是增加资本收益和改善管理效率。本文的研究从企业社会责任维度表明了对外直接投资高质量发展的重要性，其创新点可能在于：第一，从对外直接投资角度发现提升企业社会责任的新途径，丰富国际商务研究素材；第二，从海外子公司视角对高质量对外直接投资进行量化界定，拓宽对外直接投资异质性研究范围；第三，融合企业外循环和内循环发展战略，为以外促内策略提供新思路。

二、相关文献与理论假说

企业社会责任存在较为广泛的定义，意指企业除了承担与自身经济利益相关的责任外，还需要为社会与公众承担一定程度的责任(Carroll，1996)，并受到多重因素的驱动。在管理学中，企业社会责任外部影响的理论大体可以分为两类。第一类理论强调利益相关者的推动，与企业相关的消费者、员工、供应商、投资者等企业绩效的相关者推动其执行社会责任。在这个维度上，来自利益相关者的诸多压力被认为能促成企业社会责任的提升，作用途径在于通过影响企业效益间接产生(Rowley，1997；Hansen et al.,2011；赵天骄等，2019)。第二类理论强调为制度驱动，包括正式的合规制度和非正式制度，认为社会文化层面的因素和高管个人特征等也能有效推动企业执行社会责任。在此框架内，非正式制度的作用也会驱动企业提升社会责任，体现在传统文化、社会信任以及媒体关注等多个方面的作用渠道(Bushee et al., 2010；徐莉萍等，2011；唐亮等，2018；邹萍，2020)。此外，高层梯度理论认为，由于企业行为决策来自高管，因而高管团队及个人特征异质性（包括背景经历特征和工作任职特征等）也是影响社会责任的重要因素(Yuan et al., 2017；Liao et al., 2018；李心斐等，2020；林宏妹等，2020)。

在企业社会责任研究中，与本文最为相关的是有关国际化产生影响的文献。在理论上，根据上述第一类理论，国际化将企业的利益相关者衍生至国际市场，将面临更多更广的社会责任约束因素。在上述第二类理论范畴内，国际化使企业接触更广的商业文化，能通过重塑管理者观念影响社会责任。尽管国际化对新兴市场企业而言具有突出的学习作用，但因此而产生的社会责任影响尚未明确，采用不同样本研究得出的结论存在差异。较早的研究发现国际化程度增加虽然有助于高管更为关注企业道德问题，但并不必然提升企业社会责任承担(Waston & Weaver，2003；Strike et al.,2006)。也有研究表明国际化会产生负面影响，原因在于国际多元化发展分散了企业承担社会责任的能力(Cho et al., 2015; Liu et al., 2018)。较近的文献则发现国际化发展能显著提升社会责任，而东道国良好的制度环境则能起到进一步的推动作用(Attig et al., 2016; Zhang et al., 2021)。对于中国企业而言，国际化经历较短，融入国际市场能够通过身份意识的转变提升社会责任承担(潘镇等，2020)，但也可能导致慈善捐赠减少而降低社会责任程度(陈永强和潘奇，2016)。

当前，对外直接投资是我国企业国际化经营的重要表现形式，被广泛认为有助于通过学习效应获取国外先进技术和战略理念(肖慧敏和刘辉煌，2014；Kang et al.,2021)，并对企业经营效益产生正向影响(邱立成等，2016；张海波和李彦哲，2020)。与此同时，对外直接投资也存在异质性，在不同背景及特征下开展对外直接投资会对企业产生截然相反的影响，体现在行业生产率、区位选择、管理效率等维度的异质性也可能会对企业产生负面影响(杨平丽和曹子瑛，2017；余官胜等，2018；杨连星等，2021)。我国企业在对外直接投资过程中面临诸多的外部不利因素，从而也会导致部分项目受阻(王碧珺和肖河，2017；余官胜等，2020)，降低了对外直接投资质量。这些项目不仅难以对企业产生有益作用，反而可能通过风险承担加大企业负担(苏莉等，2019)。企业社会责任受包括经营效益在内的多重因素影响，因此尽管有研究表明海外投资能提升企业社会责任(王全景，2018)，但由于异质性特征的存在，对外直接投资本身并不必然能提升企业社会责任，只有提升企业绩效的高质量对外直接投资才能对社会责任产生正向影响。企业社会责任是内外部因素共同作用的结果，一方面高质量对外直接投资能通过内部资源增加为企业社会责任提升提供了保障，另一方面高质量对外直接投资也增强了企业相关利益者和经济社会的关注，同时也为企业承担更多的社会责任提供相应的商业与制度环境，因此为企业社会责任表现创造了外在动力。综上可得本文的第一个理论假说：

H1：对外直接投资本身并不必然提升企业社会责任，只有高质量对外直接投资才能发挥企业社会责任提升效应。

在我国，国有企业和非国有企业在对外直接投资上存在动机和区位选择差异，国有企业倾向资源获取，而非国有企业则倾向市场和战略资产获取(邱立成和杨德彬，2015)，这也使国有企业面临更大的对外直接投资风险及阻碍(宋利芳和武睆，2018)。同时，国有企业历来与政府关系密切，并承担相应的社会事务，社会责任建设程度高于非国有企业(肖红军，2018)。因此，相比于国有企业，非国有企业为了弥补该差距，在对外直接投资中更倾向于学习获取社会责任无形战略资产，由此形成了高质量对外直接投资影响社会责任在企业所有制性质上的异质性。企业对外直接投资的区位多元化也会对绩效产生影响(曹杰和刘娟，2021)。对于我国跨国公司而言，由于国际化经验不足，单一区位比多元化区位战略更易于掌控，因而也能获取更大的效益(孙维峰和黄祖辉，2013；吴冰等，2016)。在社会责任上更是如此，对外直接投资的多元化区位不仅使企业在多个国家面临社会责任风险，而且也因管理分散而降低学习效率，由此形成高质量对外直接投资影响企业社会责任在区位多元化上的异质性。因此，本文提出以下两个假说：

H2：高质量对外直接投资提升企业社会责任存在所有制性质上的异质性特征。

H3：高质量对外直接投资提升企业社会责任存在区位多元化上的异质性特征。

与简单的规模增长不同，高质量对外直接投资具有新的内涵，其导向能在多个方位对企业效益产生正向的长期影响(刘洪愧，2020；范鹏辉等，2020)。一方面，高质量对外直接投资有助于提高企业投资收益和盈利能力(王泽宇等，2019；周健等，2020)，而更高的收益和盈利水平恰好有助于企业在履行社会责任上投入更多资源，进而起到提升社会责任的作用。另一方面，高质量对外直接投资也能通过学习、竞争等渠道改善企业内部治理和管理效率，高效的内部管理也有助于企业社会责任机制的完善(李志斌和章铁生，2017；秦续忠等，2018)。因此，高质量对外直接投资能从资产收益和管理效率两个维度提升企业社会责任。故本文提出第四个假说：

H4：高质量对外直接投资提升企业社会责任的传导机制在于增加资本收益和改善管理效率。

三、研究设计

本文基于上市公司样本开展实证研究，一方面检验对外直接投资是否能提升企业社会责任，另一方面进一步分析高质量对外直接投资如何影响企业社会责任。因此，本文需要界定上市公司是否开展对外直接投资，并在此基础上判断其所开展的对外直接投资是否属于高质量，再将界定分类结果与社会责任指标进行匹配构建样本数据进行实证研究。

(一)指标界定

高质量发展包含多重内涵，难以直接进行单一的量化测度，为此本文通过跨国企业海外子公司经营收益状况综合界定对外直接投资是否属于高质量范畴。为保持测度的一致性，本文通过企业是否拥有海外子公司界定其是否开展对外直接投资。国泰安《海外直接投资数据库》列出了上市公司海外子公司的基本信息，部分样本包含经营绩效信息。本文依据数据库中是否包含某上市公司的海外子公司信息界定该公司是否开展对外直接投资。为了进一步界定高质量对外直接投资，本文选取各年份海外子公司净利润数据值均完整的样本，将同一上市公司相同年份的所有海外子公司净利润额进行汇总。在此基础上，将海外子公司净利润总额为正的上市公司所开展的对外直接投资界定为高质量；反之将净利润额总和为负的界定为非高质量对外直接投资。因此，在本文的研究中，对外直接投资指标和高质量对外直接投资指标均是取值为1或0的二元指标，并且因数据质量问题在样本量上存在较大的差距。为此按如下方式构造，其中下标t代表年份，i代表上市公司，OFDIit为对外直接投资二元指标，HOFDIit为高质量对外直接投资指标；下标j代表海外子公司，πjt表示t年第j个海外子公司的净利润。

企业社会责任数据来自于和讯网《上市公司社会责任报告数据库》，该数据库采用得分方式对社会责任程度进行界定。数据库包含了上市公司股东责任、员工责任、供应商责任、环境责任以及社会责任等五个分项的得分及排序，本文使用此五个分项的总和界定企业社会责任程度，较高的总得分值反映较高的企业社会责任。

(二)回归方程与数据特征

为了分别检验对外直接投资本身以及高质量对外直接投资能否提升企业社会责任，本文分别构建如下两个回归方程：

其中，下标i和t分别代表上市公司和年份。被解释变量lnCSRit为上市公司社会责任总得分值得对数值；方程(1)的核心解释变量OFDIit为上市公司是否开展对外直接投资的二值虚拟变量，1值代表开展对外直接投资，0值代表未开展对外直接投资；方程(2)的核心解释变量HOFDIit为上市公司是否开展高质量对外直接投资二值虚拟变量，1值代表高质量对外直接投资，0值代表非高质量对外直接投资。Xit为控制变量集合，包含如下变量：企业总资产(万元人民币)对数值lnSCALit，控制企业规模对社会责任产生的影响；企业营业利润率(RYit)，控制经营状况对社会责任的影响；企业长期和短期负债率(LFit和SFit)，分别从长期和短期角度控制财务状况对社会责任的影响；企业年龄对数值(lnAGEit)，控制成立时长对社会责任产生的影响；企业托宾Q值(TQit)，控制股市价值表现对社会责任的影响。

本文通过上市公司证券代码分别对2013～2017年间的国泰安《海外直接投资数据库》《上市公司数据库》以及和讯网《上市公司社会责任报告数据库》进行匹配构建本文实证研究样本数据库。在删除缺失数据信息的样本后，本文共得到用于回归方程(1)的样本11997个，用于回归方程(2)的样本1247个。表1列出了两个回归方程样本的基本数据信息。

表1 变量基本数据信息

四、研究结果

(一)基准回归结果

在本文的样本中，较多海外子公司缺乏净利润额数据，致使方程(2)中多数样本的起止年份不一致，并且多数样本仅有一年数据，因而无法开展面板数据回归。基于此，本文将方程(2)中不同年份的样本进行混合回归，为保持一致性对方程(1)也做类似处理，并将面板数据回归作为两个方程的稳健性检验方式。表2列出了方程(1)和(2)的基准回归结果。

表2 当期值基准回归结果

表2前两列对方程(1)进行回归，核心解释变量为企业是否进行对外直接投资二元虚拟指标OFDIit，结果显示OFDIit在两列中均不显著，说明对外直接投资本身并不影响企业社会责任。后两列对方程(2)进行回归，核心解释变量为是否高质量对外直接投资二元虚拟指标HOFDIit，结果显示HOFDIit在两列中均显著为正，说明高质量对外直接投资能提升企业社会责任。因而表2的回归结果有效验证了本文的理论假说H1。在控制变量中，lnSCALit的系数均显著为正，说明规模越大的企业承担越高的社会责任，这是因为大企业有更大的实力并更在意声誉和形象；RYit的系数均显著为正，这是因为经营状况越好的企业越有能力进行社会责任投入；LFit和SFit的系数均显著为负，说明不管是长期还是短期，负债增加均不利于企业社会责任提升；lnAGEit在前两列显著为负，在后两列不显著，说明影响并不稳健，即年龄并不是企业社会责任的主要影响因素；TQit在前两列显著为正，在后两列显著为负，说明股市价值表现对企业社会责任的影响并不确定，存在多种可能性。

进一步地，为了检验对外直接投资及高质量对外直接投资对企业社会责任的影响是否存在滞后性，本文分别用OFDIit和HOFDIit的滞后一期值替代当期值对方程(1)和(2)再次进行回归，得到表3的结果。在表3前两列回归中，OFDIit的系数仍不显著；在后两列回归中，HOFDIit的系数仍显著为正。该结果说明对外直接投资并不会对企业社会责任存在滞后影响，而高质量对外直接投资的企业社会责任提升效应则存在滞后延续性。

表3 滞后一期值基准回归结果

(二)内生性与倾向得分匹配

在本文的回归中，存在其他变量同时影响企业开展对外直接投资和社会责任承担的可能性，从而产生内生性问题。为了消除内生性问题对回归结果产生的干扰，分别将方程(1)中的对外直接投资企业样本和方程(2)中的高质量对外直接投资企业样本作为处理组，采用倾向得分匹配方法从相应的样本中选取最接近处理组的样本作为对照组。在此基础上对比处理组和对照组的社会责任指标，以此判断处理效应是否提升了企业社会责任。表4分别列出了该匹配方法得到的是否开展对外直接投资和是否高质量对外直接投资作为处理方式的协变量匹配效果。

表4 协变量匹配效果

表4的前四列为按是否对外直接投资作为处理方式进行的匹配结果，后四列为按是否高质量对外直接投资作为处理方式进行的匹配结果。从表中可以发现，通过匹配，各协变量处理组和对照组均值的差异都有所减小，并且匹配后T检验均不再显著。该结果说明通过匹配消除了协变量处理组和对照组之间的差异，即匹配效果较为理想。在此基础上，本文对比处理组和对照组的企业社会责任指标，以确定在消除协变量差异的内生性问题后，方程(1)中的对外直接投资和方程(2)中的高质量对外直接投资是否影响企业社会责任。表5列出了对比检验结果。

表5 倾向得分匹配对比检验结果

从表5可以发现，前两列对外直接投资处理效应中的ATT值T统计量不显著，即匹配后处理组和对照组在企业社会责任上并无差异，说明对外直接投资本身并不影响企业社会责任。后两列高质量对外直接投资处理效应中的ATT值T统计量在5%的水平上显著，并且处理组的企业社会责任指标值大于对照组，说明高质量对外直接投资显著提升了企业社会责任。由此可得表5的结果与表2的基准回归结果保持一致，在控制内生性问题后进一步验证了本文的理论假说H1。

为了更进一步消除内生性问题，本文采用工具变量回归再次对基准方程回归结果进行验证。本文分别选取企业研发人数占比和研发投入金额作为是否对外直接投资以及是否高质量对外直接投资的工具变量，这是因为一方面研发人数增加能通过未来竞争力提升预期而推动企业对外直接投资意愿，另一方面研发投入增加在一定程度上能转化成技术优势助力跨国企业海外子公司在东道国的效益提升，产生对外直接投资的正向影响。同时，研发人数和投入金额属于企业内部决策，并不直接影响企业社会责任，因此可作为本文研究的工具变量。在本文中，内生解释变量是取值为1或0的虚拟变量，无法直接采用工具变量回归命令进行处理。基于此，本文首先用二值选择模型将内生解释变量对工具变量进行第一阶段回归，取回归拟合值替代内生解释变量再进行第二阶段回归，得到表6的结果。从表中可以发现OFDIit的系数不显著，HOFDIit的系数显著为正，与基准回归结果保持一致，说明在采用工具变量控制内生性问题后，回归结果仍是稳健的。

表6 工具变量回归结果

(三)稳健性检验

本文的基准回归将上市公司不同年份数据合并处理进行混合回归，以进一步确保不同回归方法不干扰实证研究结果。这里采用面板数据方式对方程(1)和(2)再次进行回归，结果如表7第(1)～(4)列所示。从中可以发现，OFDIit的系数在第(1)～(2)列回归中仍不显著，HOFDIit的系数在第(3)～(4)列中仍显著为正，说明采用不同回归方法后仍显示出对外直接投资本身并不影响企业社会责任，而高质量对外直接投资存在企业社会责任提升效应，即本文的回归结果在方法上是稳健的。

表7 稳健性检验

在和讯网《上市公司社会责任报告数据库》中，除了企业社会责任得分值外，还包含了企业社会责任排序，越低的排序代表企业承担越高的社会责任。因此，这里使用排序指标度量企业社会责任对方程(1)和(2)再次进行回归，以确保本文研究结果在指标度量上的稳健性。由于排序数值为非负整数，故使用计数模型中的负二项回归方法对方程进行回归，结果如表7第(5)～(8)列所示。表中OFDIit的系数在第(5)～(6)列中仍不显著，HOFDIit的系数在第(7)～(8)列中显著为负，说明对外直接投资本身并不影响企业社会责任，而高质量对外直接投资能提升企业社会责任排序，即本文的回归结果在被解释变量度量方法上是稳健的。

(四)异质性回归结果

本文的理论假说H2和H3说明高质量对外直接投资所产生的企业社会责任提升效应存在异质性，分别存在于企业所有制性质和多元化区位上。为此，这里将方程(2)的样本再次进行分类回归检验：一是按上市公司是否国有控股进行分类，二是按上市公司海外子公司分布在单个或两个及以上国家(地区)进行分类。结果见表8。

在表8 中，HOFDIit的系数在第(1)～(2)列国有企业样本回归中不显著，在第(3)～(4)列非国有企业样本回归中显著为正，说明高质量对外直接投资不影响国有企业社会责任，但会提升非国有企业社会责任。该结果体现出在企业所有制性质上的异质性，有效验证了本文的理论假说H2。在表8中，HOFDIit的系数在第(5)～(6)列单区位海外子公司样本回归中显著为正，在第(7)～(8)列多区位海外子公司样本回归中不显著，说明高质量对外直接投资不影响多区位海外子公司企业的社会责任，但能显著提升单区位海外子公司企业的社会责任。该结果体现出在海外子公司多元化区位选择上的异质性，有效验证了本文的理论假说H3。

(五)传导机制

本文的理论假说H4分析了高质量对外直接投资通过增加资产收益和改善管理效率对企业社会责任产生正向影响，为检验这两个传导机制，构建如下回归方程：

其中方程(3)和(4)检验资产收益传导机制，RKit为上市公司总资产净利润率，衡量资产收益状况。方程(3)检验高质量对外直接投资对资产收益的影响，方程(4)在控制资产收益后再检验高质量对外直接投资对企业社会责任的影响。结果见表9。

表9 增加资产收益传导机制回归结果

表9 中前两列为方程(3)的回归结果，被解释变量为企业资产收益，结果显示HOFDIit显著为正，说明高质量对外直接投资能增加企业资产收益。后两列为方程(4)的回归结果，被解释变量为企业社会责任，结果显示RKit的系数显著为正，说明高资本收益有助于企业承担更高的社会责任。HOFDIit的系数仍显著为正，但系数值比表2 和表3 基准回归结果中相应的系数值有所减小。综合两个方程的回归结果可以发现，一方面高质量对外直接投资增加了资产收益，而资产收益提升了企业社会责任；另一方面在控制资产收益后，高质量对外直接投资对企业社会责任的提升效应有所减小，反映出增加资产收益是高质量对外直接投资提升企业社会责任的传导机制之一。

类似地，方程(5)和(6)检验管理效率传导机制，其中RMit为上市公司管理费用支出占营业成本的比重，越低的指标值反映越高的内部管理效率。方程(5)检验高质量对外直接投资对管理效率的影响，方程(6)在控制管理效率后再检验高质量对外直接投资对企业社会责任的影响。表10列出了两个方程的回归结果。

表10 改善管理效率传导机制回归结果

表10前两列为方程(5)的回归结果，被解释变量为管理效率，结果显示HOFDIit的系数显著为负，说明高质量对外直接投资降低了管理费用支出比重，即改善了管理效率。后两列为方程(6)的回归结果，被解释变量为企业社会责任，结果显示RMit的系数显著为负，说明高管理效率能提升企业社会责任。HOFDIit的系数仍显著为正，但系数值比表2和表3基准回归中相应的系数值有所减小。综合两个方程的回归结果说明，一方面高质量对外直接投资改善了管理效率，而高管理效率有助于提升企业社会责任；另一方面在控制管理效率后，高质量对外直接投资的企业社会责任提升效应有所减小，反映出改善管理效率是高质量对外直接投资提升企业社会责任的传导机制之一。表9和表10的回归结果共同检验了高质量对外直接投资提升企业社会责任的传导机制，有效验证了本文的理论假说H4。

五、结论与启示

承担社会责任是当代经济社会对企业的要求，也是企业提高竞争力的重要发展战略之一。同时，对外直接投资是当前我国企业国际化的重要形式，主要动机之一是学习获取无形战略资产。鉴于社会责任是无形战略资产中的一种，本文从高质量发展视角研究对外直接投资对社会责任的影响。通过匹配国泰安《海外直接投资数据库》《上市公司数据库》以及和讯网《上市公司社会责任报告数据库》构建样本数据，从海外子公司及其经营状况测度界定是否开展对外直接投资及其发展质量，并以此为基础进行实证研究。本文研究发现对外直接投资本身并不影响企业社会责任，仅有高质量对外直接投资才能起到提升企业社会责任的作用，并通过倾向得分匹配方法和稳健性检验确认了研究结果。同时，高质量对外直接投资对企业社会责任的影响也存在所有制性质和海外子公司区位多元化上的异质性。进一步地，本文也检验了高质量对外直接投资提升企业社会责任的资产收益增加和管理效率改善传导机制。本文的研究结论从社会责任角度表明仅有高质量对外直接投资才有助于企业获取无形战略资产，从而为我国对外直接投资提供了高质量发展的方向。

在内外双循环发展新格局下，如何利用对外直接投资推动企业社会责任提升是保障内循环通畅的重要举措，因此本文在高质量发展上也具有相应的管理启示。在宏观层面上，首先，商务管理部门在对外直接投资政策顶层设计上应更为注重高质量因素，加大对战略资产获取型对外直接投资的激励引导，同时加强对外直接投资事中事后监测，通过防范和降低风险的方式切实保障高质量发展。其次，金融部门应加大对高质量对外直接投资项目的融资支持，推出专项优惠信贷服务产品，降低对外直接投资高质量发展的资金成本，切实保障高质量项目的资金来源。最后，商务管理部门应联合外交部门与东道国建立更为广泛的经贸合作，加强与东道国政府及社会的沟通，一方面确保我国对外直接投资企业在东道国的合法权益得到有效维护，另一方面推动我国企业与东道国的有效融合。

在微观层面上，首先，企业应以质量提升为导向开展对外直接投资，消除盲目的海外扩张，通过海外经营收益加强对外直接投资的溢出效应，增加在海外经营中学习，获取高端经营管理理念。其次，企业在国际化发展过程中应加强长期战略规划，紧密结合对外直接投资和社会责任发展战略，注重海外项目对企业社会责任建设的推进作用，防范因社会责任缺失加大企业经营风险。最后，对外直接投资企业在海外经营过程中应进一步实施本土化战略，强化在东道国的社会责任承担，增加与东道国先进企业家的社会责任交流合作，提升东道国战略资产的利用吸收效率，加强对国内社会责任建设的溢出作用。