企業(yè)OFDI能促進中國經濟高質量發(fā)展嗎？
——基于產能治理視角的實證研究

曹獻飛 裴平

一、引言

中國自加入WTO以來，宏觀經濟一直保持著較高的增長率，這得益于工業(yè)的高速發(fā)展，然而由大規(guī)模投資所推動的工業(yè)高速發(fā)展也帶來了一些潛在的問題，其中最典型的問題就是工業(yè)產能利用率較低。據調查統(tǒng)計，2012年我國鋼鐵行業(yè)產能已達到10億噸左右，實際產量為7.2億噸，約占全球產量的46%，產能利用率僅為72%，而同期水泥、電解鋁、平板玻璃、船舶及光伏等行業(yè)的產能利用率也均不足75%，明顯低于國際通常水平，表明中國工業(yè)行業(yè)產能過剩問題突出[1]。這種由產能過剩所帶來的市場惡性競爭、經濟效益難以提高、企業(yè)倒閉或開工不足、人員下崗失業(yè)及銀行不良資產等一系列問題[2]，已經嚴重影響到宏觀經濟的穩(wěn)定發(fā)展。

形成新的經濟增長點，治理產能過剩問題成為推動中國工業(yè)高質量發(fā)展的必由之路。近年來，中國政府在產能治理過程中積極推進“走出去”戰(zhàn)略，鼓勵企業(yè)發(fā)展對外直接投資以淘汰落后產能和轉移過剩產能，積極推進國際產能和裝備制造合作，促進優(yōu)勢產能對外合作。隨著“走出去”戰(zhàn)略的實施，對外直接投資(OFDI)步伐不斷加快。據商務部統(tǒng)計，截至2017年中國OFDI存量金額為18 090.4億美元，是2002年存量金額的60.5倍，全球排名從25名逐步攀升到第2名。在此背景下，從學術上深入探討如下問題十分必要：企業(yè)OFDI治理產能過剩的作用機制是什么？如果理論上可行，那么實踐上中國企業(yè)OFDI又是否化解了產能過剩問題，從而推動了宏觀經濟向高質量發(fā)展？

二、文獻綜述與作用機制分析

(一)文獻綜述

產能過剩是世界主要經濟體所面臨的普遍現(xiàn)象。早期西方國家產能過剩大多是伴隨經濟危機的一種周期性產能過剩，因此一些學者曾從壟斷競爭[3][4]、經濟波動[5][6]、進入壁壘[7]和信號傳遞[8]等方面對產能過剩進行過系統(tǒng)的分析。然而，當產能過剩問題已不再是西方主流經濟學關注熱點的最近幾年，隨著我國產能過剩問題的蔓延和加劇，這一問題卻引起了中國學者們的熱議。當前中國學術界關于產能過剩的成因主要有市場失靈[2][9][10]、體制扭曲[11][12]、結構失衡[13][14]和需求疲軟[15]等觀點。關于產能治理方面的研究，國外學者普遍認為產能過剩是市場經濟的客觀現(xiàn)象，并不一定損害經濟效率，因而也就不存在產能治理問題，盡管如此，美國和日本政府仍然出臺了一些淘汰落后產能、提高生產率和培育產業(yè)競爭力等方面的產業(yè)政策。中國學者主要從以下方面提出產能治理對策：一是供給側政策，比如淘汰和退出落后產能，推動企業(yè)兼并重組，科學制定產業(yè)布局規(guī)劃，加強企業(yè)科技創(chuàng)新等[16][17]；二是需求側政策，比如擴大國內有效需求，改善需求結構，鼓勵企業(yè)“走出去”等[18][19]；三是政府轉型，比如推進政府改革和規(guī)范政府行為等[20][21]。

隨著中國“走出去”和“一帶一路”戰(zhàn)略的實施，有效開展對外直接投資、加強國際產能合作已成為治理我國產能過剩問題的新途徑[22]。現(xiàn)有相關文獻主要是基于邊際產業(yè)擴張理論闡述企業(yè)OFDI的產能治理效應，但是，中國作為后發(fā)型國家，企業(yè)OFDI中可轉移所有權優(yōu)勢并不顯著。中國企業(yè)投資動機除了當地生產之外，還有商貿服務、資源開發(fā)和技術尋求等多種類型，不同投資動機的企業(yè)OFDI將產生產能轉移、出口貿易、投資分流和逆向技術溢出等多種經濟效應[23-25]，并進而通過生產側或需求側影響企業(yè)的產能利用水平，因此邊際產業(yè)擴張理論不足以解釋我國企業(yè)OFDI的產能治理效應問題，需要根據投資動機對我國企業(yè)OFDI治理產能過剩的作用機制進行深入分析。更進一步，現(xiàn)有相關文獻主要基于我國省級或行業(yè)面板數據測度制造業(yè)產能過剩和考察企業(yè)OFDI績效狀況，這不能體現(xiàn)企業(yè)的異質性特征，而且微觀層面的企業(yè)OFDI行為往往存在自選擇效應，從而需要基于企業(yè)層面的統(tǒng)計數據，采用“準自然實驗”等更為準確和先進的評估方法，進行更深入細致的探索與分析。

(二)作用機制分析

筆者在梳理相關文獻基礎上的進一步研究認為：企業(yè)OFDI能夠通過多種途徑治理產能過剩問題，并進而促進宏觀經濟高質量發(fā)展，且這種促進效應會因企業(yè)類型不同而存在差異性。

1.產能轉移效應。

邊際產業(yè)擴張理論認為在本國趨于比較劣勢的產業(yè)均應通過國際投資依次向國外轉移，企業(yè)OFDI可以利用自身優(yōu)勢將過剩產能轉移到其他國家，利用東道國的生產要素實現(xiàn)國際產能合作，且邊際產業(yè)的轉移有利于母國企業(yè)優(yōu)化配置自身經濟資源和生產要素，將國內資源集中于高技術和高附加值產品的開發(fā)，從而通過促進國內產業(yè)升級化解產能過剩問題[26]。

2.貿易促進效應。

傳統(tǒng)貿易理論認為企業(yè)OFDI在東道國就地生產銷售產品會替代母國的出口貿易[27]，但也有眾多經驗研究表明OFDI與出口貿易會存在貿易互補效應，其原因在于企業(yè)OFDI可以更好地為客戶提供服務以促進母國產品的國外銷售，同時也會促進母國相關原材料和中間投入品等生產要素的出口[23][28]，從而通過擴大母國產品出口規(guī)模化解產能過剩問題。

3.投資分流效應。

由于有發(fā)達國家產業(yè)成功發(fā)展經驗的參照，發(fā)展中國家企業(yè)容易對有前景的產業(yè)產生共識，在該產業(yè)中出現(xiàn)投資潮涌現(xiàn)象，短時間內大量資金涌入同一產業(yè)，從而造成一輪又一輪的產能過剩問題[9]。企業(yè)OFDI則可以分流國內投資資金，使得國內資金供給變得相對稀缺[29]，避免一些新興產業(yè)出現(xiàn)過度投資現(xiàn)象，從而通過提升企業(yè)資金利用能力化解產能過剩問題。

4.逆向技術溢出效應。

獲取先進技術日益成為發(fā)展中國家OFDI的重要目的，企業(yè)OFDI可以在技術資源豐富的國家設立研發(fā)機構，充分利用東道國的技術資源和研發(fā)人員開展創(chuàng)新活動，同時可以在與國外企業(yè)的合作中模仿和學習先進技術和管理經驗，形成國外先進技術對母國企業(yè)的逆向技術溢出[30][31]，從而通過提高母公司的生產效率和產品質量來化解產能過剩問題。

5.國際競爭效應。

異質性貿易理論認為企業(yè)OFDI具有自我選擇效應，即只有市場競爭力強的企業(yè)才會參與國際市場競爭[32]。企業(yè)OFDI進入國際市場后，與其他國家具有競爭力的企業(yè)展開競爭，激烈的國際競爭使得OFDI企業(yè)必須不斷提升產品質量，以滿足市場需求和擴大市場份額[33]，同時也會促進技術創(chuàng)新以提升生產效率和降低生產成本，從而從消費和生產兩方面化解產能過剩問題。

筆者為證實研究論點，在研究方法上主要是基于大樣本的企業(yè)微觀數據，測度中國工業(yè)企業(yè)產能利用率，然后結合馬氏距離匹配倍差法處理樣本選擇偏差問題，實證檢驗企業(yè)OFDI的產能治理效應，旨在為政府制定和調整政策措施提供參考依據。

三、計量模型與數據說明

(一)模型構建

γ=E(γi|dui=1)

(1)

γ=E(γi|dui=1)

(2)

然后，依據倍差法將OFDI企業(yè)和從未OFDI企業(yè)分別作為實驗組和對照組，比較兩組企業(yè)在OFDI前后兩時期產能利用率的變化幅度。如果實驗組企業(yè)在OFDI后產能利用率變化幅度顯著高于對照組企業(yè)，那么我們可以認為OFDI提升了企業(yè)產能利用率。具體的檢驗模型如下：

cuit=α0+β1×du+β2×dt+γ×du×dt+εit

(3)

其中：du和dt的含義與前文一致；下標i和t分別表示企業(yè)和年份；cuit和εit分別表示企業(yè)的產能利用率和誤差項，且E(εit)=0。

=β2+γ-β2=γ

(4)

由式(4)可知交互項du×dt的系數γ即為企業(yè)OFDI對產能利用率的實際影響。如果γ>0則表示OFDI前后兩時期實驗組企業(yè)的產能利用率變化幅度大于對照組企業(yè)，這表明企業(yè)OFDI系統(tǒng)性影響了產能利用率，從而說明企業(yè)OFDI能夠有效促進產能利用率提升。

基于穩(wěn)健考慮我們還在式(3)中加入了其他控制變量和固定效應，其中控制變量包括企業(yè)規(guī)模scale、資本結構caps、經營時間age、政府補貼subsidy，固定效應包括省份固定效應province和行業(yè)固定效應industry。

(二)數據來源和變量設定

本文所采用數據來自《商務部境外投資企業(yè)(機構)名錄》和《中國工業(yè)企業(yè)數據庫》，實驗組企業(yè)來自商務部統(tǒng)計數據庫，對照組企業(yè)來自《中國工業(yè)企業(yè)數據庫》。商務部統(tǒng)計數據庫公布了對外直接投資的境內投資者名稱、境外投資企業(yè)名稱和投資東道國等信息，根據OFDI企業(yè)名稱與《中國工業(yè)企業(yè)數據庫》進行匹配，進而完善OFDI企業(yè)的財務數據。本文樣本為2005—2009年間開始OFDI的企業(yè)，選擇此時間段的原因在于：一是2005年之前我國OFDI還處于起步階段，OFDI企業(yè)數量極少，而之后隨著我國“走出去”戰(zhàn)略的實施OFDI企業(yè)數量迅猛增長；二是2008年前后的國際金融危機導致我國產品外需疲軟，出口貿易增長速度放緩，國內產能過剩狀況較為突出，研究此階段OFDI與產能利用率的關系具有典型意義。本文根據研究目的僅保留本土企業(yè)樣本，并進行了以下數據處理工作：一是刪除企業(yè)總產值、銷售額、固定資產凈值等關鍵財務指標缺失的企業(yè)樣本；二是刪除企業(yè)就業(yè)人員不足8人的企業(yè)樣本；三是刪除固定資產超過總資產等不符合會計準則的指標異常企業(yè)樣本。本文計量模型中變量的設定如下：

1.被解釋變量。

本文的被解釋變量是企業(yè)產能利用率，借鑒Kirkley等(2002)[35]、楊振兵(2016)[36]的研究方法，將企業(yè)產能利用率分解為消費側和供給側產能利用率，詳細計算公式如下：

(5)

2.控制變量。

企業(yè)規(guī)模scale用企業(yè)年銷售額表示；資本結構caps用企業(yè)資產負債率表示；經營時間age用樣本年份減去成立年份表示；政府補貼subsidy用二元虛擬變量表示。

計量模型中被解釋變量與控制變量的詳細定義如表1所示：

四、實證檢驗與結果分析

(一)馬氏距離匹配結果

Dij=(Ui-Uj)TC-1(Ui-Uj)

(6)

其中，Ui和Uj分別表示兩組匹配變量的向量，C為匹配變量的協(xié)方差矩陣。通過計算Dij，其最小值對應的對照組個體j就是與實驗組個體i最接近的對照組個體。因此，對照組個體j就是匹配實驗尋找的對象，即如果Dij滿足如下條件：

Dij=min{(Ui-Uj)TC-1(Ui-Uj);i∈dit,j∈djt}

(7)

則對照組個體j就是馬氏距離匹配的最優(yōu)值。在進行匹配之前首先需要選擇決定兩組個體特征d的變量，本文旨在分析企業(yè)OFDI對產能利用率的影響，根據相關文獻[23][31]選取企業(yè)規(guī)模scale、資本結構caps、企業(yè)類型虛擬變量dtype(國有企業(yè)為1，其他類型為0)及地區(qū)分布虛擬變量darea(東部地區(qū)為1，其他地區(qū)為0)作為匹配變量，從企業(yè)OFDI前一年分年對企業(yè)樣本進行匹配。由于各年份馬氏距離匹配結果相似，本文限于篇幅只報告了2006年企業(yè)樣本的匹配結果，從表2中可以看出匹配前OFDI企業(yè)的企業(yè)規(guī)模、資本結構、企業(yè)類型及地區(qū)分布變量均值均遠高于從未OFDI企業(yè)，從T值檢驗來看高度拒絕兩組企業(yè)匹配變量均值相等的原假設。匹配后兩組企業(yè)的各項匹配變量均極為接近，從T值檢驗來看接受兩組企業(yè)匹配變量均值相等的原假設，馬氏距離匹配結果表明我們找到了與OFDI企業(yè)最相似的從未OFDI企業(yè)。

表22006年樣本的匹配實驗

注：表中T檢驗的原假設為實驗組和對照組的樣本均值相等。

(二)總體樣本檢驗結果

我們首先利用總體樣本檢驗了企業(yè)OFDI對產能利用率cu的影響，回歸結果如表3所示。表3列(1)中是僅包含虛擬變量的基準檢驗，列(2)中加入了企業(yè)特征控制變量和省份行業(yè)固定效應。du的系數衡量了實驗組和對照組企業(yè)產能利用率的系統(tǒng)性差異，從表3列(1)和列(2)可以看出du的系數并不顯著異于0，表明在沒有OFDI的狀態(tài)下實驗組企業(yè)的產能利用率并沒有系統(tǒng)性異于匹配對照組企業(yè)，即馬氏距離匹配法成功解決了OFDI自我選擇效應。dt是表示企業(yè)OFDI前后的二元虛擬變量，從表3列(1)和列(2)可以看出dt的系數顯著為負，表明隨著時間的變化實驗組和對照組企業(yè)的產能利用率均顯著下降，這表明受國際金融危機影響我國的產能過剩問題不斷加重，這與現(xiàn)有研究結論[38][39]保持一致。本文核心檢驗變量為du×dt，在列(1)的基準檢驗中du×dt的系數顯著為正，列(2)中控制企業(yè)特征和省份行業(yè)固定效應后du×dt的系數仍然顯著為正。du×dt的系數顯著為正表明模型(3)中的γ系數為正，γ>0表明企業(yè)OFDI前后實驗組企業(yè)產能利用率提升大于對照組企業(yè)，從而企業(yè)OFDI能夠有效化解產能過剩問題，這同樣與現(xiàn)有研究結論[22][26][33]保持一致。

本文同時從消費側和生產側考察了企業(yè)OFDI對產能利用率的影響，表3列(3)中du×dt的系數顯著為正，表明企業(yè)OFDI能夠通過貿易促進效應提升消費側產能利用率SR，毛其淋和許家云(2015)[40]也研究發(fā)現(xiàn)中國企業(yè)OFDI顯著促進了出口貿易；表3列(4)中du×dt的系數顯著為正，表明企業(yè)OFDI能夠通過逆向技術溢出效應提升生產側產能利用率TE，蔣冠宏和蔣殿春(2014)[31]也研究發(fā)現(xiàn)中國企業(yè)OFDI顯著提升了生產效率。企業(yè)OFDI對產能利用率的影響可能存在滯后效應，比如企業(yè)獲得OFDI核準后從開始投資到企業(yè)正常經營需要一定的周期，同時企業(yè)接觸到國際上先進技術和管理經驗后需要消化吸收才能提升企業(yè)生產效率，因此企業(yè)OFDI對產能利用率的影響可能存在一定的時滯。基于此分析，我們針對企業(yè)OFDI與產能利用率之間的關系進行了滯后性檢驗，回歸估計結果如表4所示，從表4列(5)至列(8)可以看出du×dt滯后一期的系數大于當期系數，du×dt的系數和顯著性均隨滯后期增加而降低，這表明企業(yè)OFDI對產能利用率的影響確實存在一定的滯后性，且這種影響隨時間增加而呈逐步下降趨勢。

關于控制變量的影響。從表3列(1)和列(2)可以看出企業(yè)規(guī)模變量的系數顯著為正，表明企業(yè)規(guī)模與產能利用率之間呈正相關關系，其原因在于大規(guī)模企業(yè)一般因具有規(guī)模經濟而生產效率較高，而且企業(yè)所占市場份額較為穩(wěn)定，因而企業(yè)規(guī)模越大產能利用率越高。企業(yè)資本結構的系數顯著為負，表明企業(yè)資產負債率與產能利用率之間呈負相關關系，其原因在于資產負債率越高則企業(yè)越容易融資，越有可能過度投資，且投資風險被外界所分擔，因而企業(yè)產能利用率越低。企業(yè)成立時間變量的系數顯著為正，表明企業(yè)成立時間與產能利用率之間呈正相關關系，其原因在于企業(yè)成立時間越長則經營管理經驗越豐富，越有能力應對市場變化和維持企業(yè)的穩(wěn)定經營，因而企業(yè)成立時間越長產能利用率越高。政府補貼虛擬變量的系數顯著為負，表明政府補貼與產能利用率之間呈負相關關系，其原因在于政府補貼降低了企業(yè)生產成本，扭曲了生產要素市場價格，作為一種政府干預手段會導致企業(yè)非正常擴大產能，從而導致企業(yè)產能利用率變低。

表3總體樣本檢驗

續(xù)前表

變量(1)(2)(3)(4)dt-0.193???(-4.36)-0.172???(-3.17)-0.236???(6.83)-0.092?(1.76)du×dt0.217???(5.08)0.163???(3.87)0.186???(4.35)0.138???(3.29)scale0.372???(5.81)0.413???(7.12)0.517???(9.16)caps-0.276???(-3.98)-0.327???(-5.02)-0.168??(-2.19)age0.172???(3.45)0.207???(4.86)0.231???(6.52)subsidy-0.267???(-3.76)-0.291???(-4.95)-0.138?(-1.72)_Cons2.136???(6.31) 1.827???(5.18) 1.932???(5.35) 1.763???(3.96)provinceNoYesYesYesindustryNoYesYesYes

表4滯后效應檢驗

注：表4至表6中企業(yè)特征變量的估計系數與表3中估計結果保持一致，為節(jié)約篇幅未列出。

(三)分樣本檢驗結果

為了更深入地分析企業(yè)OFDI對產能利用率的影響，本文對樣本數據進行分組，進一步比較分析在不同類型企業(yè)中企業(yè)OFDI對產能利用率影響的差異性，估計結果如表5和表6所示，對不同分組估計結果的詳細分析如下。

1.所有制性質。

根據所有制情況將企業(yè)樣本劃分為國有和民營企業(yè)兩類，進行分樣本回歸以檢驗OFDI對不同所有制企業(yè)產能利用率影響的差異性，表5列(9)國有企業(yè)樣本中變量du×dt的系數顯著大于列(10)民營企業(yè)樣本的系數，回歸結果表明與民營企業(yè)相比OFDI更能促進國有企業(yè)提升產能利用率。其原因可能在于：國有企業(yè)的產權性質使其具有產能過度擴張的內部激勵，基于所有制的政策優(yōu)惠和資源支持又為其產能擴張?zhí)峁┝送獠考睿覈衅髽I(yè)因擔負就業(yè)稅收等多重社會責任而面臨更高的退出壁壘，這使得國有企業(yè)產能只能擴張，難以縮減，面臨的產能過剩問題更為嚴重[12][14]，因而國有企業(yè)OFDI對產能利用率的提升作用較高；而民營企業(yè)則難以獲得足夠外部資金以支持其產能擴張，面臨激烈市場競爭時可以自由進出市場，面臨的產能過剩問題較小，因而民營企業(yè)OFDI對產能利用率的提升作用較低。

2.地區(qū)分布。

根據地區(qū)分布將企業(yè)樣本劃分為東部和中西部企業(yè)兩類，進行分樣本回歸以檢驗OFDI對不同地區(qū)企業(yè)產能利用率影響的差異性，表5列(11)東部企業(yè)樣本中變量du×dt的系數顯著小于列(12)中西部企業(yè)樣本的系數，回歸結果表明與東部企業(yè)相比OFDI更能促進中西部企業(yè)提升產能利用率。其原因可能在于：我國的財政分權和GDP考核體制使得地方政府有強烈動機干預企業(yè)投資，中西部地區(qū)政府為了彌補區(qū)位劣勢往往會以低價供地、犧牲環(huán)境及協(xié)助融資等手段競爭資本流入，這些地方政府對企業(yè)投資的補貼性競爭扭曲了生產要素市場，導致企業(yè)面臨的產能過剩問題更為嚴重[10][38]，因而中西部企業(yè)OFDI對產能利用率的提升作用較高；而我國東部地區(qū)市場化程度普遍較高，地方政府對企業(yè)投資的干預較少，且民營企業(yè)比例較高，面臨的產能過剩問題較小，因而東部企業(yè)OFDI對產能利用率的提升作用較低。

3.行業(yè)特征。

根據行業(yè)特征將企業(yè)樣本劃分為資本密集型和勞動密集型企業(yè)兩類，進行分樣本回歸以檢驗OFDI對不同行業(yè)企業(yè)產能利用率影響的差異性，表6列(13)資本密集型企業(yè)樣本中變量du×dt的系數顯著大于列(14)勞動密集型企業(yè)樣本的系數，回歸結果表明，與勞動密集型企業(yè)相比OFDI更能促進資本密集型企業(yè)提升產能利用率。其原因可能在于：資本密集型行業(yè)沉沒成本一般較高，企業(yè)難以自由退出市場，具有一定壟斷競爭的性質，且政府產業(yè)扶持政策較多，行業(yè)過度投資問題突出，企業(yè)面臨的產能過剩問題更為嚴重[39][41]，因而資本密集型企業(yè)OFDI對產能利用率的提升作用較高；勞動密集型行業(yè)企業(yè)數量眾多，市場競爭激烈，具有一定完全競爭的性質，企業(yè)可以自由進出市場，且勞動密集型行業(yè)具有較高的產品出口比例，企業(yè)面臨的產能過剩問題普遍較小，因而勞動密集型企業(yè)OFDI對產能利用率的提升作用較低。

4.投資東道國。

根據經濟發(fā)展水平將投資東道國劃分為發(fā)達國家和發(fā)展中國家兩類，進行分樣本回歸以檢驗企業(yè)投資于不同類型國家對產能利用率影響的差異性，表6列(15)投資于發(fā)達國家企業(yè)樣本中變量du×dt的系數顯著大于列(16)投資于發(fā)展中國家企業(yè)樣本的系數，回歸結果表明，與投資于發(fā)展中國家相比企業(yè)投資于發(fā)達國家更能提升產能利用率。其原因可能在于：發(fā)達國家一般市場規(guī)模較大和技術水平較高，企業(yè)投資于發(fā)達國家主要出于市場和技術導向型動機，這既可以通過貿易促進效應來提升企業(yè)產品產銷率，又能通過學習國外先進技術和管理經驗來提升企業(yè)生產效率[23][31]，因而企業(yè)投資于發(fā)達國家對產能利用率的提升作用較高；發(fā)展中國家一般市場規(guī)模較小，生產要素成本較低，企業(yè)投資于發(fā)展中國家主要出于資源導向型動機，則企業(yè)OFDI的貿易促進效應和逆向技術溢出效應均較小，因而企業(yè)投資于發(fā)展中國家對產能利用率的提升作用較低。

表5分樣本檢驗(一)

表6分樣本檢驗(二)

五、研究結論與展望

(一)研究結論

筆者在采用《商務部境外投資企業(yè)(機構)名錄》和《中國工業(yè)企業(yè)數據庫》合并的大樣本企業(yè)微觀數據，結合馬氏距離匹配法為OFDI企業(yè)尋找可供比較的對照組企業(yè)的基礎上，利用倍差法實證檢驗了企業(yè)OFDI對產能利用率的影響，并進一步比較分析了這種影響在不同類型企業(yè)中的差異性，得出如下研究結論。

第一，我國企業(yè)OFDI能夠治理產能過剩。馬氏距離匹配法成功解決了企業(yè)OFDI自我選擇效應，γ>0表明企業(yè)OFDI前后實驗組企業(yè)產能利用率提升大于對照組企業(yè)，從而企業(yè)OFDI能夠有效化解產能過剩問題。穩(wěn)健性檢驗表明企業(yè)OFDI能夠通過貿易促進和逆向技術溢出效應分別提升消費側和生產側產能利用率，企業(yè)OFDI對產能利用率的影響存在一定的滯后性，且這種影響隨時間增加而呈逐步下降趨勢。

第二，不同類型企業(yè)OFDI的產能治理效應存在差異性。不同類型企業(yè)面臨的產能過剩水平不同，從而導致企業(yè)OFDI的產能治理效應存在差異，其中OFDI對國有、中西部地區(qū)和資本密集型企業(yè)產能利用率的提升效應顯著大于民營、東部地區(qū)和勞動密集型企業(yè)。企業(yè)投資動機不同也導致產能治理效應存在差異，其中OFDI對投資于發(fā)達國家企業(yè)產能利用率的提升效應顯著大于投資于發(fā)展中國家企業(yè)。

(二)管理啟示

我們從上述研究結論中可以得到以下管理啟示。

第一，在當前我國已從階段性和結構性產能過剩演化成持續(xù)性和全面性產能過剩的環(huán)境下，政府可以通過鼓勵企業(yè)OFDI以化解產能過剩問題，這在微觀上可以提升企業(yè)經營效益，在宏觀上則可以推動我國經濟高質量發(fā)展。

第二，不同類型企業(yè)OFDI對產能利用率的影響存在差異性，政府應分類做好企業(yè)對外投資的合理引導工作，優(yōu)先促進國有企業(yè)、中西部地區(qū)、資本密集行業(yè)及投資于發(fā)達國家企業(yè)的對外投資。

第三，政府應該加快雙邊投資談判以減少對外投資壁壘和障礙，制定和完善推動企業(yè)對外投資的政策措施，在項目審批、資金支持及法律援助等方面為企業(yè)對外投資保駕護航，支持真正具有比較優(yōu)勢的企業(yè)對外投資以治理產能過剩問題。

(三)局限與展望

本文限于統(tǒng)計數據中關鍵變量的可獲得性，僅驗證了企業(yè)OFDI的貿易促進和逆向技術溢出兩種作用機制，并沒有驗證其他作用機制的存在性。未來的相關研究可以分析企業(yè)產能過剩的異質性成因，科學測度企業(yè)產能過剩水平，深入分析和驗證企業(yè)OFDI治理產能過剩的多種作用機制，并比較分析不同作用機制的有效性，從而構建更具針對性的政策框架。