胡 超，趙邦錦，王宣迪

（廣西民族大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，廣西 南寧 530006）

一、引言

進(jìn)入21 世紀(jì)，中國(guó)在部分制造領(lǐng)域出現(xiàn)產(chǎn)能利用率不高，甚至產(chǎn)能過(guò)剩的問(wèn)題，嚴(yán)重影響了制造業(yè)健康發(fā)展。一方面，在國(guó)際能源供應(yīng)日益緊張、國(guó)際能源價(jià)格節(jié)節(jié)攀升的背景下，低效的產(chǎn)能利用率增加了中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的成本與風(fēng)險(xiǎn)，降低了資源配置效率，不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)。另一方面，在中國(guó)政府2030 年“碳達(dá)峰”和2060 年“碳中和”的承諾下，低效的產(chǎn)能利用率不僅不利于“碳達(dá)峰”“碳中和”目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)，也與中國(guó)堅(jiān)持的綠色發(fā)展理念相悖。因此，提高企業(yè)產(chǎn)能利用率，抑制和化解產(chǎn)能過(guò)剩一直是中國(guó)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的焦點(diǎn)，是經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的目標(biāo)，也是兌現(xiàn)“碳達(dá)峰”“碳中和”承諾的必然要求。

近年來(lái)，伴隨中國(guó)“走出去”戰(zhàn)略的實(shí)施，尤其是“一帶一路”倡議的提出，到海外投資的中國(guó)企業(yè)越來(lái)越多。據(jù)商務(wù)部統(tǒng)計(jì)，2000 年中國(guó)對(duì)外投資企業(yè)0.6 萬(wàn)家，2012 年增長(zhǎng)至2.2 萬(wàn)家①數(shù)據(jù)來(lái)源：中華人民共和國(guó)商務(wù)部。。2013 年“一帶一路”倡議提出后，中國(guó)對(duì)外投資的企業(yè)數(shù)量進(jìn)一步增加。截至2018 年，中國(guó)有2.7 萬(wàn)境內(nèi)投資者在全球188 個(gè)國(guó)家和地區(qū)設(shè)立了4.3 萬(wàn)對(duì)外投資企業(yè)，對(duì)外直接投資流量達(dá)1 430.4 億美元，存量19 822.7 億美元，分別位居世界第二和第三②數(shù)據(jù)來(lái)源：中華人民共和國(guó)商務(wù)部《2018 年度中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。。企業(yè)“走出去”到海外投資生產(chǎn)，一方面，可以充分利用國(guó)內(nèi)國(guó)外兩個(gè)市場(chǎng)、兩種資源，擴(kuò)大企業(yè)市場(chǎng)選擇的范圍，拓展資源配置面。另一方面，面對(duì)東道國(guó)的激烈競(jìng)爭(zhēng)，為克服外來(lái)者劣勢(shì)，“走出去”企業(yè)也會(huì)加強(qiáng)學(xué)習(xí)，積極融入東道國(guó)，提高生產(chǎn)水平。因此，理論上，企業(yè)到海外投資可以緩解國(guó)內(nèi)狹小市場(chǎng)限制和資源約束，學(xué)習(xí)東道國(guó)先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，繼而促進(jìn)產(chǎn)能利用率的提升。

隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)從高速增長(zhǎng)階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，提高產(chǎn)能利用率成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)，如推進(jìn)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)體制改革（江飛濤等，2012［1］），加強(qiáng)對(duì)地方政府的競(jìng)爭(zhēng)性引資監(jiān)管（楊振，2013［2］），以及建立嚴(yán)格有效的環(huán)境保護(hù)體制等（耿強(qiáng)等，2011［3］）。但是，從對(duì)外直接投資視角對(duì)企業(yè)產(chǎn)能利用率展開(kāi)研究的相對(duì)較少，更多研究是從經(jīng)濟(jì)宏觀層面，如“需求疲軟”的工業(yè)生產(chǎn)變動(dòng)（張新海，2010［4］）、“市場(chǎng)失靈”下的“潮涌現(xiàn)象”（林毅夫，2007［5］）、地方政府行為的需求沖擊（郭慶旺等，2006［6］）等。區(qū)別以往文獻(xiàn)，本文基于越來(lái)越多中國(guó)企業(yè)赴海外投資的現(xiàn)實(shí)，將中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)與境外投資企業(yè)（機(jī)構(gòu)）名錄數(shù)據(jù)匹配，實(shí)證檢驗(yàn)對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)產(chǎn)能利用率的影響，并從逆向技術(shù)溢出和規(guī)模經(jīng)濟(jì)渠道深入探析了對(duì)外直接投資促進(jìn)企業(yè)產(chǎn)能利用率提升的機(jī)制。理論上，本文基于對(duì)外直接投資角度對(duì)產(chǎn)能利用率影響的研究，豐富了企業(yè)產(chǎn)能利用率影響因素；現(xiàn)實(shí)上，從逆向技術(shù)溢出和規(guī)模經(jīng)濟(jì)角度探析企業(yè)“走出去”提升產(chǎn)能利用率的機(jī)制，為中國(guó)構(gòu)建全面開(kāi)放新發(fā)展格局，高質(zhì)量推動(dòng)“走出去”戰(zhàn)略，不斷提高企業(yè)產(chǎn)能利用率水平提供了參考。

二、文獻(xiàn)綜述

提高產(chǎn)能利用率，首要任務(wù)是分析哪些因素影響了產(chǎn)能利用。地方政府競(jìng)爭(zhēng)視角下，包群等（2017）［7］認(rèn)為中國(guó)經(jīng)濟(jì)開(kāi)發(fā)區(qū)內(nèi)企業(yè)產(chǎn)能利用率低下并不是由于單一的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)選擇，而是在地方政府競(jìng)爭(zhēng)壓力下，同一行政轄區(qū)內(nèi)部的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)重復(fù)設(shè)置導(dǎo)致的。政績(jī)壓力視角下，徐業(yè)坤等（2019）［8］根據(jù)中國(guó)地方官員數(shù)據(jù)實(shí)證發(fā)現(xiàn)，部分地方官員迫于政績(jī)壓力，會(huì)對(duì)轄區(qū)內(nèi)的稅收、銀行貸款、政府補(bǔ)貼等關(guān)鍵資源的配置進(jìn)行干預(yù)，從而推動(dòng)轄區(qū)內(nèi)企業(yè)產(chǎn)能擴(kuò)張，尤其對(duì)非產(chǎn)能過(guò)剩行業(yè)的企業(yè)影響更大，加劇了轄區(qū)內(nèi)企業(yè)產(chǎn)能利用率的下降。席鵬輝等（2017）［9］研究提出，地方政府存在因增值稅分成減少而帶來(lái)的財(cái)政壓力，在這種“壓力式”財(cái)政激勵(lì)下，當(dāng)?shù)卣畷?huì)傾向于發(fā)展能夠有效緩解財(cái)政壓力的產(chǎn)能過(guò)剩行業(yè)。從行為經(jīng)濟(jì)學(xué)視角來(lái)看，林毅夫等（2010）［10］和韓國(guó)高等（2011）［11］將產(chǎn)能利用率低下和產(chǎn)能過(guò)剩視為“潮涌”行為的結(jié)果，是社會(huì)投資過(guò)多流入人們主觀判斷“前景好”的企業(yè)造成的。面對(duì)需求的不確定性，企業(yè)預(yù)期生產(chǎn)的產(chǎn)能往往與需求不一致，導(dǎo)致產(chǎn)能利用率低下（Paraskevopoulos et al.，1991［12］）。Banerjee（1992）［13］認(rèn)為，非理性預(yù)期下，企業(yè)決策具有“羊群效應(yīng)”，即會(huì)受其他企業(yè)行為影響產(chǎn)生“從眾”行為，進(jìn)而導(dǎo)致產(chǎn)能過(guò)剩。

近年來(lái)，從對(duì)外貿(mào)易和對(duì)外投資角度研究產(chǎn)能利用率成為學(xué)者們關(guān)注的熱點(diǎn)。從對(duì)外貿(mào)易的角度，田賢亮（2019）［14］通過(guò)考察中國(guó)企業(yè)出口參與度，對(duì)世界銀行中國(guó)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)的數(shù)據(jù)抽樣，證明出口參與能夠提升企業(yè)的產(chǎn)能利用率。張艷等（2013）［15］以中國(guó)制造業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù)實(shí)證得出貿(mào)易自由化有利于提高制造業(yè)的產(chǎn)能利用率的結(jié)論，且區(qū)別于以往文獻(xiàn)多研究貨物貿(mào)易自由化的影響，發(fā)現(xiàn)服務(wù)貿(mào)易自由化同樣能促進(jìn)企業(yè)產(chǎn)能利用率的提升。隨著以中間品貿(mào)易為特征的全球價(jià)值鏈分工的興起，也有學(xué)者從中間品貿(mào)易角度研究產(chǎn)能利用率問(wèn)題，如張先鋒等（2019）［16］研究發(fā)現(xiàn)，中間品進(jìn)口有利于企業(yè)產(chǎn)能利用率的提升，因此中間品貿(mào)易自由化能促進(jìn)企業(yè)產(chǎn)能利用率提升。進(jìn)一步地，毛其淋等（2021）［17］通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)表明，中間品貿(mào)易自由化主要通過(guò)中間品關(guān)稅減讓激勵(lì)企業(yè)的創(chuàng)新，進(jìn)而推動(dòng)了中國(guó)企業(yè)產(chǎn)能利用率的提升。對(duì)外直接投資角度的相關(guān)實(shí)證研究表明，企業(yè)對(duì)外直接投資不僅能推動(dòng)產(chǎn)能利用率提升（溫湖煒，2017［18］），且存在企業(yè)異質(zhì)性（李雪松 等，2017［19］）。楊振兵 等（2020）［20］采用隨機(jī)前沿法測(cè)算企業(yè)產(chǎn)能利用率，并驗(yàn)證了對(duì)外直接投資能通過(guò)促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步提升產(chǎn)能利用率的機(jī)制。

相較于部分僅從單一技術(shù)溢出渠道展開(kāi)的機(jī)制檢驗(yàn)，本文不僅實(shí)證研究了對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)產(chǎn)能利用率影響的效應(yīng)，還分別基于逆向技術(shù)溢出和規(guī)模經(jīng)濟(jì)的視角探討了對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)產(chǎn)能利用率的影響機(jī)制，豐富了對(duì)外直接投資促進(jìn)產(chǎn)能利用率提升的認(rèn)識(shí)。此外，與一些文獻(xiàn)采用兩種實(shí)證模型和兩套數(shù)據(jù)進(jìn)行技術(shù)溢出和規(guī)模經(jīng)濟(jì)機(jī)制檢驗(yàn)不同，本文的兩種機(jī)制檢驗(yàn)采用的是同一實(shí)證模型、同一數(shù)據(jù)，不僅能更準(zhǔn)確識(shí)別兩種機(jī)制，且結(jié)果更穩(wěn)健、可信度更高，還可對(duì)兩種機(jī)制的影響效應(yīng)進(jìn)行比較，一定程度上豐富了現(xiàn)有研究。

三、影響效應(yīng)

（一）計(jì)量模型與數(shù)據(jù)來(lái)源

中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資是否能夠有效促進(jìn)企業(yè)產(chǎn)能利用率提升有賴(lài)于實(shí)證檢驗(yàn)。為此，本文實(shí)證檢驗(yàn)的基準(zhǔn)模型設(shè)定為：

其中，Energyit為被解釋變量，代表企業(yè)產(chǎn)能利用率（下標(biāo)i代表企業(yè)，t代表年份，下同）；OFDIit為解釋變量，代表企業(yè)是否存在對(duì)其他國(guó)家的對(duì)外直接投資；Xit為控制變量，包括企業(yè)生產(chǎn)效率增長(zhǎng)（Productivity）、杠桿率（Leverage）、利潤(rùn)率（Profit）、企業(yè)年齡（Age）和企業(yè)實(shí)際稅率（Tax）。θit代表企業(yè)—年份層面的固定效應(yīng)，用于控制不可觀測(cè)變量影響。εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。α，β1，β2為擬合系數(shù)。

本文實(shí)證檢驗(yàn)的數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)和中國(guó)境外投資企業(yè)（機(jī)構(gòu)）名錄數(shù)據(jù)，根據(jù)企業(yè)名稱(chēng)是否相同，將兩個(gè)數(shù)據(jù)庫(kù)匹配合并，測(cè)算企業(yè)產(chǎn)能利用率（Energy）時(shí)，主要有時(shí)變和時(shí)不變兩種隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)計(jì)算法，隨機(jī)前沿的柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)形式為：InY=αInK+βInL+ε。實(shí)證檢驗(yàn)中，本文首先參考曲玥（2015）［21］的方法，采用時(shí)變的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)法計(jì)算企業(yè)的產(chǎn)能利用率，并在穩(wěn)健性檢驗(yàn)時(shí)采用時(shí)不變隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)方法測(cè)算的企業(yè)產(chǎn)能利用率作為被解釋變量。

關(guān)鍵解釋變量——企業(yè)對(duì)外直接投資（OFDI），采用虛擬變量的形式表示。其中，企業(yè)開(kāi)展對(duì)外投資設(shè)定為1，否則為0。參照相關(guān)文獻(xiàn)做法，為避免遺漏變量，在實(shí)證分析對(duì)外投資對(duì)企業(yè)產(chǎn)能利用率影響時(shí)，還加入了如下控制變量（見(jiàn)表1）：（1）企業(yè)年齡（Age），用當(dāng)前年份減去企業(yè)開(kāi)業(yè)年份的差值來(lái)表示，實(shí)證分析中用企業(yè)年齡對(duì)數(shù)表示；（2）企業(yè)生產(chǎn)效率增長(zhǎng)（Productivity），企業(yè)生產(chǎn)效率增長(zhǎng)能夠在一定程度上代表企業(yè)當(dāng)前的發(fā)展階段處于規(guī)模經(jīng)濟(jì)還是規(guī)模不經(jīng)濟(jì)；（3）杠桿率（Leverage），杠桿率會(huì)影響企業(yè)在研發(fā)方面的投入，從而影響企業(yè)的創(chuàng)新能力；（4）利潤(rùn)率（Profit），利潤(rùn)率能在一定程度上體現(xiàn)企業(yè)的生產(chǎn)效率；（5）企業(yè)實(shí)際稅率（Tax），企業(yè)的實(shí)際稅率可以一定程度上代表企業(yè)的發(fā)展水平?？紤]到可能存在多重共線性的問(wèn)題，本文計(jì)算了解釋變量的膨脹因子（VIF），得到VIF最大值為2.68，小于10，因此可以認(rèn)為不存在嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題①限于篇幅，此處并未展示VIF 結(jié)果圖。。

表1 相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（二）基準(zhǔn)回歸

表2 報(bào)告了基準(zhǔn)模型的估計(jì)結(jié)果。其中，第（1）列為混合效應(yīng)估計(jì)，僅納入對(duì)外直接投資解釋變量，其系數(shù)在1%水平上顯著為正（0.0482）。第（2）-（4）列為固定效應(yīng)估計(jì)，并依次加入企業(yè)年齡（Age）和其他控制變量，發(fā)現(xiàn)在加入控制變量后，解釋變量企業(yè)對(duì)外直接投資（OFDI）的系數(shù)依然在1%水平上顯著為正，說(shuō)明中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資（OFDI）能夠有效促進(jìn)中國(guó)企業(yè)產(chǎn)能利用率的提升。

表2 對(duì)外直接投資與產(chǎn)能利用率：基準(zhǔn)回歸

從控制變量的系數(shù)看，各控制變量系數(shù)和顯著性均與預(yù)期相符。其中，企業(yè)年齡（Age）與產(chǎn)能利用率正相關(guān)，即隨著企業(yè)成立的時(shí)間增長(zhǎng)，企業(yè)的產(chǎn)能利用率越高。楊振兵（2015）［22］認(rèn)為產(chǎn)能過(guò)剩有著明顯的“慣性”特征，即每個(gè)生產(chǎn)年度開(kāi)始前，廠商一般會(huì)根據(jù)過(guò)去經(jīng)驗(yàn)預(yù)估生產(chǎn)投入。但是，當(dāng)市場(chǎng)形勢(shì)發(fā)生變化時(shí)，如果企業(yè)無(wú)法及時(shí)調(diào)整生產(chǎn)投入，便形成了產(chǎn)能過(guò)剩。隨著企業(yè)成立時(shí)間增長(zhǎng)，尤其有過(guò)多次生產(chǎn)投入調(diào)整的累積經(jīng)驗(yàn)，企業(yè)進(jìn)行預(yù)估投入時(shí)將會(huì)更加準(zhǔn)確，進(jìn)而有利于促進(jìn)企業(yè)產(chǎn)能利用率的提升。其次，企業(yè)成立時(shí)間越長(zhǎng)，資金實(shí)力可能更為雄厚，在設(shè)備更新改造方面的投入力度可能更大，亦有利于促進(jìn)企業(yè)產(chǎn)能利用率的提升。企業(yè)生產(chǎn)效率增長(zhǎng)（Productivity）系數(shù)顯著為正，意味著企業(yè)生產(chǎn)效率增長(zhǎng)越快，企業(yè)產(chǎn)能利用率越高。企業(yè)利潤(rùn)率（Profit）以及杠桿率（Leverage）是衡量企業(yè)盈利能力的重要指標(biāo)，二者越高意味著企業(yè)能有更多的資金投入生產(chǎn)以及生產(chǎn)研發(fā)，能進(jìn)一步提升產(chǎn)能利用率，因此二者的系數(shù)顯著為正。企業(yè)稅負(fù)（Tax）系數(shù)顯著為負(fù)，即企業(yè)稅負(fù)越大，企業(yè)的生產(chǎn)成本也就越高，利潤(rùn)就越少，導(dǎo)致企業(yè)提升產(chǎn)能利用率的技術(shù)投入的減少，進(jìn)而降低了企業(yè)的產(chǎn)能利用率。

（三）雙重差分

考慮到可能存在潛在的逆向因果問(wèn)題，即對(duì)外直接投資有利于提升企業(yè)的產(chǎn)能利用率，同時(shí)也可能存在企業(yè)產(chǎn)能利用率的提升，使得企業(yè)生產(chǎn)率不斷提高并獲得更大市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，從而增加對(duì)外直接投資。為克服可能存在的雙向因果關(guān)系導(dǎo)致的計(jì)量偏誤，本文采用雙重差分的方法進(jìn)一步檢驗(yàn)企業(yè)對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)能利用率的影響。本文引入中國(guó)2002 年加入世界貿(mào)易組織（WTO）作為外生沖擊，并將對(duì)外投資企業(yè)作為實(shí)驗(yàn)組，非對(duì)外投資企業(yè)作為參照組。2002 年中國(guó)正式加入WTO，意味著中國(guó)對(duì)外開(kāi)放邁上新臺(tái)階，更加有利于促進(jìn)企業(yè)對(duì)外投資，從而也更加有利于提高企業(yè)產(chǎn)能利用率。因此，本文構(gòu)造雙重差分變量didit=OFDIit×dummy，其中，dummy為中國(guó)加入WTO的時(shí)間虛擬變量，2002 年后取值為1，2002 年以前取值為0。與基準(zhǔn)模型一致，雙重差分回歸中依然納入可能影響回歸結(jié)果的系列控制變量，雙重差分計(jì)量模型設(shè)置為①雙重差分檢驗(yàn)之前，需要進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。在2002 年前，控制組與參照組企業(yè)的產(chǎn)能利用率具有顯著的平行趨勢(shì)。限于篇幅，這里并未展示平行趨勢(shì)檢驗(yàn)的圖。：

表3 是采用雙重差分法計(jì)量的結(jié)果。第（1）列是未加入控制變量的雙重差分結(jié)果，其中，雙重差分變量did的結(jié)果在1%的水平上顯著為正，意味著在克服內(nèi)生性的情況下，中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資對(duì)提高企業(yè)產(chǎn)能利用率確實(shí)有一定的促進(jìn)作用。第（2）列是考慮企業(yè)—年份固定效應(yīng)的計(jì)量結(jié)果；第（3）列是加入了其余控制變量的計(jì)量結(jié)果。結(jié)果顯示，第（2）-（3）列雙重差分變量did的結(jié)果依然顯著為正，說(shuō)明對(duì)外直接投資對(duì)中國(guó)企業(yè)提高產(chǎn)能利用率影響顯著存在。

表3 對(duì)外直接投資與產(chǎn)能利用率：雙重差分

（四）異質(zhì)性檢驗(yàn)

為更全面考察企業(yè)對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)能利用率的影響，本文還根據(jù)企業(yè)所在區(qū)位進(jìn)行了系列異質(zhì)性檢驗(yàn)。根據(jù)對(duì)外投資企業(yè)在國(guó)內(nèi)區(qū)位分布劃分為三種情況：一是根據(jù)對(duì)外投資企業(yè)所在省區(qū)市位于東部還是中西部進(jìn)行比較（當(dāng)企業(yè)位于東部地區(qū)時(shí)，虛擬變量為1，否則為0）；二是根據(jù)企業(yè)所在地省區(qū)市位于沿邊地區(qū)還是腹地區(qū)域進(jìn)行比較（當(dāng)企業(yè)在沿邊地區(qū)時(shí)，虛擬變量為1，否則為0）；三是根據(jù)企業(yè)所在城市是沿海地區(qū)還是內(nèi)陸地區(qū)進(jìn)行比較（當(dāng)企業(yè)位于沿海地區(qū)時(shí)，虛擬變量為1，否則為0）。此外，由于企業(yè)成立運(yùn)營(yíng)的時(shí)間長(zhǎng)短不一，可能存在學(xué)習(xí)效應(yīng)，使得成立時(shí)間長(zhǎng)的企業(yè)能夠根據(jù)過(guò)往的經(jīng)驗(yàn)，更好地調(diào)整產(chǎn)出，從而提高企業(yè)產(chǎn)能利用率。為此，本文還比較了不同成立時(shí)長(zhǎng)企業(yè)對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)能利用率的異質(zhì)性（當(dāng)企業(yè)成立時(shí)長(zhǎng)大于樣本均值時(shí)長(zhǎng)時(shí)，虛擬變量為1，否則為0）。

異質(zhì)性檢驗(yàn)的結(jié)果如表4 所示，其中，第（1）列是根據(jù)企業(yè)所在省區(qū)市是否屬于東部地區(qū)的實(shí)證結(jié)果，第（2）列是根據(jù)企業(yè)所在省區(qū)市是否為沿邊地區(qū)的實(shí)證結(jié)果，第（3）列是根據(jù)企業(yè)所在省區(qū)市是否為沿海地區(qū)的實(shí)證結(jié)果，第（4）列是根據(jù)企業(yè)成立時(shí)長(zhǎng)是否大于樣本均值企業(yè)時(shí)長(zhǎng)的實(shí)證結(jié)果。結(jié)果顯示，東部地區(qū)對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)產(chǎn)能利用率的促進(jìn)作用要顯著高于中西部地區(qū)；沿邊地區(qū)對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)產(chǎn)能利用率的促進(jìn)作用要顯著高于非沿邊地區(qū)；沿海地區(qū)對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)產(chǎn)能利用率的影響要顯著高于非沿海地區(qū)企業(yè)；企業(yè)成立時(shí)長(zhǎng)越長(zhǎng)，對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)產(chǎn)能利用率提升效果越顯著。

表4 對(duì)外直接投資與產(chǎn)能利用率：異質(zhì)性檢驗(yàn)

四、影響機(jī)制

（一）機(jī)制分析

對(duì)外直接投資是企業(yè)充分利用國(guó)內(nèi)國(guó)外兩個(gè)市場(chǎng)、兩種資源，不斷調(diào)整資源配置方式，提高資源配置效率的過(guò)程。因此，對(duì)外直接投資通常伴隨著企業(yè)經(jīng)營(yíng)規(guī)模的擴(kuò)大。但是，企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大既可能產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，也可能產(chǎn)生規(guī)模不經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。一方面，如果現(xiàn)有企業(yè)已經(jīng)達(dá)到最優(yōu)規(guī)模經(jīng)濟(jì)的平衡點(diǎn)，再進(jìn)行對(duì)外直接投資擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，則可能會(huì)因企業(yè)規(guī)模過(guò)大，運(yùn)營(yíng)協(xié)調(diào)成本增加而產(chǎn)生規(guī)模不經(jīng)濟(jì)，不利于企業(yè)產(chǎn)能利用率的提升。另一方面，如果現(xiàn)有企業(yè)尚未達(dá)到其最優(yōu)規(guī)模經(jīng)濟(jì)的平衡點(diǎn)，企業(yè)對(duì)外直接投資擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模的邊際收益大于邊際成本，則產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，從而提高企業(yè)生產(chǎn)率，有利于企業(yè)產(chǎn)能利用率的提升。

假說(shuō)一：中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資通過(guò)規(guī)模經(jīng)濟(jì)影響企業(yè)生產(chǎn)率，但對(duì)企業(yè)產(chǎn)能利用率是正向或負(fù)向影響有待實(shí)證檢驗(yàn)。

企業(yè)之所以“走出去”，一個(gè)重要目的是通過(guò)對(duì)外直接投資參與全球競(jìng)爭(zhēng)，使企業(yè)更好掌握和了解國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)動(dòng)態(tài)，處于技術(shù)前沿，在激烈競(jìng)爭(zhēng)中培育企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。因?yàn)橄鄬?duì)東道國(guó)本土企業(yè)，“走出去”的企業(yè)往往面臨一定的外來(lái)者劣勢(shì)。為融入東道國(guó)市場(chǎng)，“走出去”企業(yè)通常通過(guò)學(xué)習(xí)東道國(guó)先進(jìn)技術(shù)，以提高企業(yè)生產(chǎn)效率，充分利用東道國(guó)人力資源與物質(zhì)資源，以此研究生產(chǎn)技術(shù)升級(jí)；模仿東道國(guó)先進(jìn)企業(yè)管理模式，以取得合法性等方式來(lái)克服外來(lái)者劣勢(shì)，繼而深度嵌入東道國(guó)的商業(yè)網(wǎng)絡(luò)。借助海外子公司與國(guó)內(nèi)母公司緊密的業(yè)務(wù)聯(lián)系，海外子公司在東道國(guó)學(xué)習(xí)掌握的先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)會(huì)通過(guò)技術(shù)研發(fā)合作、人員交流、貿(mào)易尤其是中間產(chǎn)品貿(mào)易等形式逆向溢出到國(guó)內(nèi)母公司，進(jìn)而提升母公司的技術(shù)水平，促進(jìn)母公司產(chǎn)能利用率的提升。

假說(shuō)二：中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資可以通過(guò)逆向技術(shù)溢出影響企業(yè)生產(chǎn)率，促進(jìn)企業(yè)產(chǎn)能利用率的提升。

無(wú)論是逆向技術(shù)溢出還是規(guī)模經(jīng)濟(jì)機(jī)制，都是通過(guò)影響企業(yè)生產(chǎn)率間接影響企業(yè)的產(chǎn)能利用率。因此，本文構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型以檢驗(yàn)對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)產(chǎn)能利用率影響的機(jī)制。

其中，方程（3）是對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)產(chǎn)能利用率的基準(zhǔn)回歸，方程（4）是對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)規(guī)模的影響，方程（5）對(duì)外直接投資和企業(yè)規(guī)模共同對(duì)產(chǎn)能利用率的影響。根據(jù)中介效應(yīng)檢驗(yàn)機(jī)理，如果方程（3）中企業(yè)對(duì)外直接投資變量（OFDI）的系數(shù)β1顯著為正，方程（4）企業(yè)對(duì)外直接投資變量（OFDI）的系數(shù)β2顯著為正，方程（5）企業(yè)對(duì)外直接投資變量（OFDI）的系數(shù)β3也顯著為正，但相對(duì)方程（3）企業(yè)對(duì)外直接投資變量（OFDI）的系數(shù)β1下降，則意味著企業(yè)對(duì)外直接投資產(chǎn)生的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)促進(jìn)了企業(yè)產(chǎn)能利用率這一機(jī)制的存在。如表5 所示，第（1）列為方程（3）的回歸結(jié)果，OFDI的系數(shù)（0.038 8）顯著為正；第（2）列為方程（4）的回歸結(jié)果，OFDI的系數(shù)（0.612 0）顯著為正，說(shuō)明企業(yè)規(guī)模與對(duì)外直接投資具有較強(qiáng)的正向關(guān)聯(lián)；第（3）列為方程（5）的回歸結(jié)果，OFDI的系數(shù)（0.032 3）顯著為正，但小于方程（3）OFDI系數(shù)（0.032 3<0.038 8）。因此，證實(shí)了中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資通過(guò)規(guī)模經(jīng)濟(jì)影響企業(yè)產(chǎn)能利用率機(jī)制的存在，且規(guī)模經(jīng)濟(jì)對(duì)企業(yè)產(chǎn)能利用率產(chǎn)生了正向促進(jìn)作用，驗(yàn)證了假說(shuō)一。

同理，方程（6）是對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，方程（7）是對(duì)外直接投資和逆向技術(shù)溢出共同對(duì)產(chǎn)能利用率的影響。如果方程（6）企業(yè)對(duì)外直接投資變量（OFDI）的系數(shù)β4顯著為正，方程（7）企業(yè)對(duì)外直接投資變量（OFDI）的系數(shù)β5也顯著為正，但相對(duì)方程（3）的系數(shù)β1下降，則意味著逆向技術(shù)溢出促進(jìn)企業(yè)產(chǎn)能利用率提升機(jī)制的存在。如表5 所示，第（4）列為方程（6）的回歸結(jié)果，企業(yè)對(duì)外直接投資變量（OFDI）的系數(shù)（3.022 0）顯著為正，顯示企業(yè)創(chuàng)新與對(duì)外直接投資具有較強(qiáng)的關(guān)聯(lián)；第（5）列為方程（7）的回歸結(jié)果，企業(yè)對(duì)外直接投資變量（OFDI）的系數(shù)（0.030 7）顯著為正，且小于方程（3）企業(yè)對(duì)外直接投資變量（OFDI）的系數(shù)（0.030 7<0.032 8）。因此，證實(shí)了中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資通過(guò)逆向技術(shù)溢出影響企業(yè)生產(chǎn)率繼而促進(jìn)企業(yè)產(chǎn)能利用率提升機(jī)制的存在，驗(yàn)證了假說(shuō)二。

表5 對(duì)外直接投資與企業(yè)產(chǎn)能利用率：機(jī)制分析

綜上，中介效應(yīng)模型的實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，中國(guó)企業(yè)對(duì)外投資之所以能夠促進(jìn)企業(yè)產(chǎn)能利用率提升，主要是通過(guò)逆向技術(shù)溢出和規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，且兩種機(jī)制都具有正向的促進(jìn)作用。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.穩(wěn)健性檢驗(yàn)一：滯后變量

考慮到對(duì)外直接投資與企業(yè)產(chǎn)能利用率可能存在的內(nèi)生性，為進(jìn)一步明確對(duì)外直接投資影響企業(yè)產(chǎn)能利用率是否由逆向技術(shù)溢出和規(guī)模經(jīng)濟(jì)機(jī)制產(chǎn)生，本文將企業(yè)規(guī)模（Scale）和企業(yè)創(chuàng)新能力（Innovation）中介變量分別滯后1 期和2 期做進(jìn)一步的中介效應(yīng)檢驗(yàn)，即：

如表6 所示，第（1）-（2）列為企業(yè)創(chuàng)新能力（Innovation）分別滯后1 期、2 期的計(jì)量結(jié)果。其中，無(wú)論是衡量滯后1 期還是滯后2 期，對(duì)外直接投資變量（OFDI）的系數(shù)均顯著為正，但與表5 中第（1）列對(duì)外直接投資變量（OFDI）的系數(shù)（0.038 8）相比，均有所下降，驗(yàn)證了對(duì)外投資可通過(guò)逆向技術(shù)溢出機(jī)制對(duì)企業(yè)產(chǎn)能利用率產(chǎn)生影響。同理，表6 中第（3）-（4）列為企業(yè)規(guī)模（Scale）依次滯后1期和2 期的計(jì)量結(jié)果。其OFDI的系數(shù)也同樣顯著為正，同樣，與表5 中第（1）列對(duì)外直接投資變量（OFDI）的系數(shù)（0.038 8）相比，有所下降。由此，驗(yàn)證了對(duì)外直接投資可通過(guò)規(guī)模經(jīng)濟(jì)機(jī)制對(duì)企業(yè)產(chǎn)能利用率產(chǎn)生影響。

表6 對(duì)外直接投資與產(chǎn)能利用率機(jī)制分析的穩(wěn)健性檢驗(yàn)：滯后變量

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)二：替換變量

進(jìn)一步上述兩種機(jī)制存在的可信性，本文還通過(guò)替換規(guī)模經(jīng)濟(jì)與逆向技術(shù)溢出測(cè)度指標(biāo)的方法進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由于企業(yè)規(guī)模的改變，企業(yè)的管理費(fèi)用（AK）也會(huì)隨之改變。一般情況下，企業(yè)規(guī)模越大，管理費(fèi)用越高，兩者一定程度上具有較強(qiáng)的相關(guān)性。因此，本文將企業(yè)管理費(fèi)用（AK）作為規(guī)模經(jīng)濟(jì)的替換變量進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。企業(yè)出口增加值（EDV）一定程度上可以反映企業(yè)技術(shù)水平。通常，企業(yè)技術(shù)水平越高，企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力就越強(qiáng)，出口產(chǎn)品中的增加值就越大。因此，本文將企業(yè)出口增加值（EDV）作為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的替換變量進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。如表7 第（1）-（2）列所示，對(duì)外直接投資變量（OFDI）的系數(shù)顯著為正，但系數(shù)大小相對(duì)表5 中第（1）列對(duì)外直接投資變量（OFDI）的系數(shù)（0.038 8）均有所下降，亦再次驗(yàn)證了規(guī)模經(jīng)濟(jì)和逆向技術(shù)溢出作為中介效應(yīng)影響企業(yè)產(chǎn)能利用率機(jī)制。

表7 對(duì)外直接投資與產(chǎn)能利用率機(jī)制分析的穩(wěn)健性檢驗(yàn)：替換變量與變換測(cè)度方法

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)三：變換測(cè)度方法

測(cè)度企業(yè)產(chǎn)能利用率的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)主要有時(shí)變模型和時(shí)不變兩種模型。在基準(zhǔn)檢驗(yàn)中，本文在測(cè)度企業(yè)產(chǎn)能利用率時(shí)采用的是時(shí)變模型時(shí)，進(jìn)一步地，本文采用了時(shí)不變模型重新對(duì)企業(yè)產(chǎn)能利用率進(jìn)行測(cè)度，并進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)。此時(shí)，由于被解釋變量是時(shí)不變的，擬采用隨機(jī)效應(yīng)中的可變最小二乘法（FGLS）進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)，結(jié)果如表7 第（3）-（5）列所示。實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，對(duì)外直接投資變量（OFDI）的系數(shù)依然顯著為正，且第（4）列對(duì)外直接投資變量（OFDI）的系數(shù)（0.011 4）相對(duì)第（3）列基準(zhǔn)回歸中對(duì)外直接投資變量（OFDI）的系數(shù)（0.018 2）有所下降，證明了規(guī)模經(jīng)濟(jì)中介效應(yīng)機(jī)制的存在。第（5）列對(duì)外直接投資變量（OFDI）的系數(shù)（0.008 8）相對(duì)第（3）列對(duì)外直接投資變量（OFDI）的系數(shù)（0.018 2）也有所下降，證明逆向技術(shù)溢出中介效應(yīng)機(jī)制的存在。由此，采用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)的時(shí)不變模型測(cè)度的產(chǎn)能利用率的回歸結(jié)果再次驗(yàn)證了規(guī)模經(jīng)濟(jì)和逆向技術(shù)溢出兩種機(jī)制在企業(yè)對(duì)外直接投資促進(jìn)企業(yè)產(chǎn)能利用率提升效應(yīng)的存在。

五、結(jié)論與啟示

本文使用中國(guó)企業(yè)的微觀數(shù)據(jù)，采用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)法測(cè)算了中國(guó)企業(yè)產(chǎn)能利用率。在此基礎(chǔ)上，檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)產(chǎn)能利用率具有顯著的促進(jìn)作用，采用克服內(nèi)生性的雙重差分方法結(jié)果顯示對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)產(chǎn)能利用率提升的促進(jìn)作用依然穩(wěn)健。在考慮企業(yè)異質(zhì)性的情形下，發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)企業(yè)相比非東部地區(qū)企業(yè)，沿海地區(qū)企業(yè)相比非沿海地區(qū)企業(yè)，沿邊地區(qū)企業(yè)相比非沿邊地區(qū)企業(yè)，以及成立時(shí)間更長(zhǎng)企業(yè)相比成立時(shí)間較短企業(yè)的對(duì)外直接投資對(duì)其產(chǎn)能利用率的提升促進(jìn)作用更顯著。中介效應(yīng)的機(jī)制檢驗(yàn)表明，對(duì)外直接投資提升企業(yè)產(chǎn)能利用率存在規(guī)模經(jīng)濟(jì)和逆向技術(shù)溢出渠道，且無(wú)論是滯后變量、替換變量還是變換測(cè)度方法，規(guī)模經(jīng)濟(jì)和逆向技術(shù)溢出的中介效應(yīng)依然顯著。

高質(zhì)量發(fā)展是“十四五”時(shí)期乃至更長(zhǎng)時(shí)期中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的主題?！半p碳”目標(biāo)承諾下，不斷提升企業(yè)產(chǎn)能利用率、不斷降低能耗是中國(guó)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的必由之路。對(duì)外直接投資已成為促進(jìn)企業(yè)產(chǎn)能利用率提升的一種有效方式，且規(guī)模經(jīng)濟(jì)和逆向技術(shù)溢出是提升企業(yè)產(chǎn)能利用率的兩種重要渠道，本文研究對(duì)政策的啟示在于：

一是實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展，要以加快構(gòu)建以國(guó)內(nèi)大循環(huán)為主體、國(guó)內(nèi)國(guó)際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局為契機(jī)，在持續(xù)深入推動(dòng)?xùn)|部地區(qū)、沿海地區(qū)、沿邊地區(qū)擴(kuò)大開(kāi)放的同時(shí)，持續(xù)深入推動(dòng)中西部地區(qū)、內(nèi)陸地區(qū)和腹地區(qū)域的經(jīng)濟(jì)開(kāi)放步伐，全面提高中國(guó)經(jīng)濟(jì)開(kāi)放水平，不斷提升產(chǎn)能利用水平。

二是實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展，要牢牢把握共建“一帶一路”命運(yùn)共同體的機(jī)遇，堅(jiān)定不移推動(dòng)“一帶一路”走深走實(shí)，廣泛搭建各類(lèi)合作平臺(tái)，及時(shí)發(fā)布“一帶一路”沿線國(guó)家產(chǎn)能合作需求信息，分享成功經(jīng)驗(yàn)，助推更多國(guó)內(nèi)企業(yè)尤其是中小企業(yè)“走出去”，從而促進(jìn)資源配置的優(yōu)化和規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的提升，不斷提升我國(guó)產(chǎn)能利用水平［23］。

三是實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展，要進(jìn)一步深化改革開(kāi)放，對(duì)標(biāo)高標(biāo)準(zhǔn)國(guó)際經(jīng)貿(mào)規(guī)則，探索更高水平的制度型開(kāi)放，持續(xù)提高貿(mào)易自由化、投資便利化水平，為更多企業(yè)“走出去”參與全球產(chǎn)業(yè)鏈、價(jià)值鏈和供應(yīng)鏈分工，共享技術(shù)逆向溢出和規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)創(chuàng)造良好條件［24］，不斷提升中國(guó)產(chǎn)能利用水平。