在可持续发展要求带来的社会责任挑战日趋严格的情境下，那些重视环境、社会和治理因素并在践行ESG理念的实践过程中逐渐积累、建立起特定ESG优势的企业，将会构筑起不同于以往的跨国投资竞争优势。这种ESG优势超越了利润最大化动机（只对股东负责），是在提升企业自身满足社会责任要求，积极响应各方利益相关者的过程中实现的（ＭcWilliams & Siegel, 2001）。具体而言，文章所讨论的ESG优势指的是企业在ESG 实践中建立起的有价值的、稀缺的资源、制度和能力的总和，诸如绿色技术、品牌、社会责任制度等ESG资产优势和制度优势。由于ESG 优势强调满足股东、消费者、供应商、社区等利益相关者的诉求，追求包容性发展，因此不同于传统的垄断优势，它不仅创造经济价值，还通过与非市场因素的互动不断创造社会价值。

由此可以推断，ESG 优势之所以能成为企业海外投资新的竞争优势，其根源在于：第一，突破了传统所有权优势的界限，形成新的资产优势。第二，也是更为重要的，提升跨国投资的合法性。需要注意的是，ESG优势虽然依赖母国资源构建，属于母公司的竞争优势，但因ESG理念的合法性得到普遍认可，所以通过ESG 实践获得的绿色技术、品牌声誉和制度机制具有较低的转移成本，能够比较容易地移植给东道国子公司，实现ESG优势的本地化。除了内部可转移之外，OFDI 在企业范围内利用ESG优势，可以将公开市场交易的成本内部化从而获得内部化优势。当采用市场机制交易时，企业会面临诸如技术授权双方之间的信息不对称、品牌分享引起的横向外部性等市场失灵问题。OFDI通过将关键资产置于共同治理，既避免了市场交易成本又可利用组织内的规模和范围经济。综上，文章提出：

假说１：ESG优势是可持续发展背景下促进企业OFDI 的重要竞争优势。

理论和经验上的证据表明，具有ESG 优势的企业会吸引更多具有社会责任感的投资者和债权人，从而有助于降低企业的资本成本和借贷成本（El Ghoul et al., 2011; Goss & Roberts, 2011）。首先，具有ESG优势的企业会积极披露环保、社会责任等非财务信息，以便向投资者传递负责任企业形象。非财务信息的披露能够有效缓解融资过程中的信息不对称问题，降低融资成本和约束（Goss & Roberts, 2011; 吴红军等，2017）。其次，ESG 优势常与较低的企业特质风险相联系，可以为企业融资创造便利，而ESG表现差的企业出现产品安全、财务造假等问题的风险较高，则容易被投资者和债权人排除在投资和放贷名单之外。最后，具有ESG优势的企业因更顾及利益相关者收益，有助于降低企业的委托代理问题，改善内外部融资环境。综上分析，文章提出：

假说２：企业ESG优势可以通过降低融资成本、缓解融资约束促进对外直接投资。

当面对不同ESG水平和壁垒的东道国市场时，ESG优势使得企业既可以顺势进入低ESG水平的东道国，又有能力克服高壁垒进入高ESG水平的国家。因ESG优势获得的投资区位选择上的灵活性，无疑有利于企业开展对外投资活动。因此，文章提出：

假说３：ESG优势可以通过外来者劣势克服或强化优势利用进而促进对外直接投资。

为了系统探究企业ESG 优势对其OFDI 的影响，文章利用微观数据同时从投资决策和投资规模两个角度展开分析。以企业是否开展OFDI 作为二值被解释变量（Decision），构建probit模型讨论ESG优势对企业OFDI 决策的影响，同时以对数化的企业投资金额作为被解释变量（ln（Amount+1）），探讨ESG优势对OFDI 规模的影响。由于投资金额非负且呈现出零值堆积的分布特征，常规的线性估计会导致投资规模的预测出现负值，统计推断也只能是渐进合理。为此，文章选用左侧受限点为零的Tobit 模型估计投资规模方程。两组方程如下：

其中，下标i、t、pro、ind分别代表公司、年份、省份和行业。当企业ｉ 在ｔ 年发生对外直接投资时，Decision 取１，否则取０。ｙ∗为潜在的对数投资规模，它应服从正态分布。考虑到Tobit模型的非线性特征，根据 McDonald & Moffitt （1980）的做法，计算ESG 的平均边际效应为β１Ф（Ｘit β′ ／ σ） ＝ β1 F（ｚ），其中Ф（·）为正态分布的累积分布函数，Ｘit和β 依次为变量列向量和对应的系数列向量。两组方程中的ESGit代表上市公司i在第t年的ESG评级，评级越高表示企业的ESG 优势越明显。华证ESG评级将所有上市企业评为9档，等级由低至高依次为C、CC、CCC、B、BB、BBB、A、AA、AAA。参考Lin et al., (2021)的做法，基准分析对企业ESG评级从低到高依次赋值1至9，数值越大代表ESG评级越高。稳健性分析还考虑了不同的ESG测度方式和替代性指标。根据假说1，ESG优势越明显，企业对外投资的可能性越高，投资规模越大，预期两组方程中的核心系数α1 和β1均显著为正。为了缓解遗漏变量的影响，本文在模型中加入了系列企业层面的控制变量，包括企业规模、资产收益率、资产负债率、企业年龄、所有制类型、研发密度（Ｒ＆Ｄ）和资本密度。文献中常用研发和资本密度衡量驱动企业OFDI的传统垄断优势。此外，文章还控制了行业—时间（λind，t ）和省份（λpro ）固定效应，并汇报企业维度的聚类标准误。

首先考察ＥＳＧ 优势对企业对外直接投资决策的影响，估计结果如表2第（1）—（3）列所示。为便于解释估计系数的含义，第（1）至（3）列汇报的是probit模型的边际效应。第（1）、（2）列控制了企业层面的部分变量，不同的是前者控制行业、年份和省份固定效应，后者则控制了行业—年份和省份固定效应。结果显示，两列中ESG量的系数均显著为正且大小相差无几，初步证实了ESG优势对投资可能性的正向影响。第（２）列的ESG边际系数为0.00757，这意味着保持其他条件不变，平均而言，ESG 评级每上升一个等级，企业投资可能性将显著增加0.757％。考虑到样本的投资可能性，这一数值已具有较高的经济意义。

为了说明ESG优势不同于常规的垄断优势或所有权优势，第（2）列在第（3）列的基础上加入了研发密度（R＆D）、资本密度（Capital）这两个常用的反映所有权优势的代理变量。结果显示，研发密度和资本密度的系数均显著为正，与所有权优势驱动企业对外直接投资的理论预期相符。考虑了研发和资本密度的影响后，ESG系数大小下降约13％，但依旧显著，说明ESG 优势不同于传统的决定企业OFDI的所有权优势因素，其自身能够发挥重要作用。

除投资决策外，第（4）至（6）列还利用Tobit 模型探讨了ESG优势对投资规模的影响。首先，使用条件矩检验对Tobit模型的适用性进行验证，结果显示条件矩统计量小于临界值，不能拒绝模型误差服从正态分布的原假设，表明选用Tobit模型是适当的。继续观察表中的估计结果，结果显示，Tobit变量在三组投资规模方程中均显著为正，采用不同的固定效应以及是否考虑传统所有权优势对估计结果均没有显著影响。为进一步理解估计系数的经济含义，参考McDonald & Moffitt （1980）的方法计算平均边际效应。以第（６） 列为例，计算得到的平均边际效应为0.0256 (0.562 ×0.0456 )，这说明保持其他条件不变，ESG评级每上升一个等级，企业对外投资规模平均提高2.56％。类似地，企业ESG、研发和资本密度依次增加一个标准差，投资规模将分别上升2.77％、3.92％和3.96％。ESG的解释力度大约为研发和资本密度的70％，与前文一致。

总之，基准结果表明，当ESG评级更高时，企业OFDI 的可能性和投资规模均会显著增加，证实了ESG优势对上市企业海外投资的积极影响，假设１ 得到初步验证。

融资约束对企业OFDI的制约已经得到普遍验证，而ESG在缓解企业资本约束方面的作用将有利于企业的对外直接投资活动。企业的外部融资方式以债务融资和权益融资为主，因此本文首先分别从债务融资成本和权益资本成本两个维度探究ESG的作用，然后从融资约束角度展开进一步分析。为此，文章以机制变量作为被解释变量，ESG作为核心解释变量，构建模型：

其中，Ｍit是衡量资本约束的机制变量。参考既有文献的做法，采用利息支出与总负债的比值测度债务融资成本（DebtCost）；借鉴更符合中国情形的PEG模型（毛新述等，2012）衡量权益资本成本（EquityCost），并选择WW指数测度融资约束。根据理论预测，若模型（3）的ESG系数θ1显著为负，则表明ESG 优势能够通过缓解资本约束进而促进企业的对外投资。

表４ 汇报了模型（3）的估计结果。第（1）至（3）列分别讨论了债务成本、权益资本成本和融资约束路径。第（1）列的结果显示，ＥＳＧ 变量的系数显著为负，即企业ESG 水平越高，其债务融资成本越低。第（3）列汇报的ESG系数显著为负，表明企业ESG优势能够显著缓解其融资约束，成为影响企业OFDI 的可能路径。总之，ESG优势可能主要通过降低债务成本、缓解融资约束的途径促进ESG，假说2成立。

 首先利用世界银行ESG 数据库提供的67 个指标，以ESG 核心内涵及国内外ESG评价体系为基础，采用全局熵值法从E（环境）、S（社会）和G（治理）三个维度测算国家—时间维度可比的ESG指标，然后利用企业投资目的地或所在行业信息，构建了企业可能面临的东道国ESG指数。对于非OFDI企业，则使用该指标同年同行业的均值作为企业潜在面临的东道国ESG水平。东道国ESG指数越大，代表其ESG水平越高，投资企业越有可能面临由于国家ESG水平引起的外来者劣势；反之，东道国ESG指数越小，代表其ESG发展水平越落后，对跨国企业而言，自身的ESG优势可能会使其在参与该市场时更具竞争力。为检验企业ESG优势与相关区位因素的互动作用，文章在基准模型中加入企业ESG 评级与东道国ESG指数的交互项进行检验，回归结果见表５。

表５ 的Ｐanel Ａ 和Ｐanel Ｂ 结果显示，ESG变量的系数全部显著为正，但是交互项的符号和显著性则有所区别。第（１）列中企业ESG与东道国ESG 指数的交互项系数显著为负，说明总体上企业更愿意利用自身的ESG 优势在ESG 水平相对较低的国家开展ＯＦＤＩ，符合优势利用假说，假说３ 得到验证。