人民幣匯率視角下國際產(chǎn)能合作對企業(yè)產(chǎn)能利用率的作用機制研究

■ 鄧建軍

一、引言

2020年以來，我國提出構(gòu)建“國內(nèi)國際雙循環(huán)”格局，即深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，充分發(fā)揮中國超大規(guī)模市場優(yōu)勢和內(nèi)需潛力，逐步形成以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局。這就要求我國企業(yè)必須著眼于全球資源和市場，更好地利用國內(nèi)國際技術(shù)、人才、管理等各方面資源，全面提升自身的國際競爭力，同時也意味著企業(yè)將面臨更加復雜與包含不確定性國際環(huán)境。那么在倡導“雙循環(huán)”的開放背景下，企業(yè)通過國際產(chǎn)能合作是否能緩解企業(yè)產(chǎn)能過剩問題、提升企業(yè)產(chǎn)能利用率？具體的國際產(chǎn)能合作形式對企業(yè)產(chǎn)能利用率的影響是否存在差異？人民幣匯率的變化是否會通過影響國際產(chǎn)能合作進而對企業(yè)產(chǎn)能利用率產(chǎn)生作用？針對以上問題，將國際產(chǎn)能合作進行詳細劃分，完善其對企業(yè)產(chǎn)能利用率影響的相關(guān)研究，并且揭示人民幣匯率變動這一因素，在國際產(chǎn)能合作與企業(yè)產(chǎn)能利用率之間發(fā)揮的作用。本文不僅有助于緩解當前企業(yè)存在的產(chǎn)能過剩，而且能為央行制定匯率制度、政府促進國際產(chǎn)能合作提供參考。

二、文獻綜述

從人民幣匯率與國際產(chǎn)能合作看，匯率升值與匯率波動均對企業(yè)出口貿(mào)易與對外直接投資具有顯著地負面影響（趙曉濤和邱斌，2020），但同時企業(yè)生產(chǎn)率的提升、融資狀況的改善以及人民幣國際化水平的提高可增強人民幣匯率貶值所帶來的出口改善效應，緩釋匯率波動對出口貿(mào)易的抑制作用（吳功亮等，2020；余博等，2020）。韓永輝等（2020）發(fā)現(xiàn)人民幣匯率波動的歷史數(shù)據(jù)對當期FDI 波動、OFDI 波動分別具有短期促進、長期抑制以及長短期抑制的傳導效應，并提出應注重利用人民幣匯率升貶值的區(qū)間波段機制推動企業(yè)FDI與OFDI協(xié)同發(fā)展，優(yōu)化雙向國際投資策略。

從國際產(chǎn)能合作影響產(chǎn)能利用率的研究看，國際產(chǎn)能合作通過實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級、優(yōu)化資本配置效率來化解傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)能過剩，進而對行業(yè)產(chǎn)能利用率產(chǎn)生積極效果（韓永楠等，2020）。也有文獻從微觀企業(yè)層面展開研究，熊勇清和李鑫（2016）應用國際產(chǎn)能合作重點行業(yè)相關(guān)上市企業(yè)數(shù)據(jù)，實證分析得出國際產(chǎn)能合作戰(zhàn)略實施對企業(yè)微觀績效具有促進作用，在一定程度上可提升企業(yè)產(chǎn)能利用率水平。楊振兵和嚴兵（2020）提出企業(yè)出口貿(mào)易和對外直接投資具有優(yōu)化產(chǎn)業(yè)鏈、提高資源配置效率的作用，進而促進國內(nèi)投資和技術(shù)進步，從生產(chǎn)側(cè)和消費側(cè)兩方面達到化解企業(yè)產(chǎn)能過剩、提高企業(yè)產(chǎn)能利用率的效果。

從人民幣匯率與產(chǎn)能利用率的相關(guān)研究看，王自鋒和白玥明（2015）分析得出，人民幣實際匯率升值通過市場勢力和進口滲透率兩個渠道對中國工業(yè)產(chǎn)能利用率產(chǎn)生了顯著的負向影響。田朔和齊丹丹（2019）認為人民幣匯率變動可通過進出口貿(mào)易影響企業(yè)的產(chǎn)能利用水平，人民幣升值在一定程度上會抑制企業(yè)產(chǎn)出增長。潘若懿等（2021）認為本國貨幣升值可促進外商直接投資的流入，外商投資的間接溢出效應對企業(yè)的產(chǎn)能利用水平具有促進作用（唐宜紅等，2019）。

綜上可以看出，現(xiàn)有文獻針對微觀企業(yè)的研究還較少，關(guān)于對外承包工程的研究仍停留在定性分析層面，尚未有研究將人民幣匯率、國際產(chǎn)能合作及產(chǎn)能利用率三者納入統(tǒng)一的理論框架。本文可能的創(chuàng)新之處在于：第一，基于微觀視角，對中國上市企業(yè)的產(chǎn)能利用率進行了測算，并在此基礎上分析了國際產(chǎn)能合作對企業(yè)產(chǎn)能利用率的影響效應；第二，運用PSM-DID方法分別探討了國際產(chǎn)能合作三種主要方式對企業(yè)產(chǎn)能利用率的影響，以求全方位地比較分析不同的國際產(chǎn)能合作方式對企業(yè)產(chǎn)能利用率的差異化影響；第三，探究了當人民幣匯率處于不同的水平時，國際產(chǎn)能合作對企業(yè)產(chǎn)能利用率的影響，從匯率視角提出提升企業(yè)產(chǎn)能利用率的新思路。

三、理論分析與研究假設

（一）國際產(chǎn)能合作對企業(yè)產(chǎn)能利用率的影響

國際產(chǎn)能合作以對外直接投資、出口貿(mào)易以及對外承包工程三種方式為主。對外直接投資對企業(yè)產(chǎn)能利用率的影響存在三種效應：一是產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應，通過對外直接投資將本國即將或已處于比較劣勢但在東道國具備比較優(yōu)勢的邊際企業(yè)轉(zhuǎn)移至國外，促使資源集中至最具比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)，提高企業(yè)的經(jīng)營效率；二是逆向技術(shù)溢出效應，對外直接投資通過建立國外子公司、合資企業(yè)等方式獲取國外先進技術(shù)，倒逼企業(yè)轉(zhuǎn)向技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)品升級，提升企業(yè)生產(chǎn)率水平，進而淘汰落后產(chǎn)能，提高企業(yè)產(chǎn)能利用率；三是出口關(guān)聯(lián)效應，企業(yè)對外直接投資建立的子公司、合資企業(yè)等，會帶動直接產(chǎn)成品、設備等及企業(yè)原材料、中間投入品等生產(chǎn)要素的出口，擴大企業(yè)出口貿(mào)易規(guī)模，進而加快化解企業(yè)產(chǎn)能過剩。因此，對外直接投資對企業(yè)產(chǎn)能利用率具有正向促進作用。

劉航等（2016）指出，出口貿(mào)易對企業(yè)產(chǎn)能利用率的影響存在兩種效應：一是“銷售效應”，當國際市場需求上升時，出口銷量增加，有助于企業(yè)將國內(nèi)超額產(chǎn)出轉(zhuǎn)移至國外，提高產(chǎn)能利用率；二是“競爭效應”，出口上升引發(fā)行業(yè)內(nèi)競爭加劇，原有企業(yè)增加產(chǎn)能投資、加大產(chǎn)品輸出，新企業(yè)則紛紛加入。在這種情況下，企業(yè)將由于無法立即調(diào)整生產(chǎn)與投資以適應逐漸恢復常態(tài)的外部需求而導致產(chǎn)能過剩。綜上，出口貿(mào)易對企業(yè)產(chǎn)能利用率的影響取決于何種效應占主導作用。出口貿(mào)易對產(chǎn)能利用率的影響在大型企業(yè)及國有資本比重較高的行業(yè)主要以“競爭效應”為主（劉航等，2016）。由于國際產(chǎn)能合作對企業(yè)生產(chǎn)率、研發(fā)水平及融資能力均有要求（陶長琪和楊雨晴，2019），能夠主動參與國際產(chǎn)能合作的企業(yè)大多為國有及大型企業(yè)。因此，在這些企業(yè)中出口貿(mào)易對企業(yè)產(chǎn)能利用率具有負向影響。

對于對外承包工程而言，一方面，由于其業(yè)務與出口貿(mào)易緊密相關(guān)，對國內(nèi)設備、原材料及技術(shù)服務的出口帶動作用明顯，有助于緩解企業(yè)所存在的產(chǎn)能過剩。另一方面，對外承包工程可通過工程換資源、升級業(yè)務模式等方式帶動對外直接投資來提升企業(yè)產(chǎn)能利用率（蔡闊等，2013）。因此，從理論上來說，對外承包工程能在一定程度上間接促進企業(yè)產(chǎn)能利用率的提高。然而，我國對外承包工程目前還處于起步階段，且由于項目點在東道國，需要以復合的方式將資本、勞務、技術(shù)、管理等要素整體跨國輸出，相較出口貿(mào)易、對外直接投資而言具有更大、更復雜的風險。綜上，由于對外承包工程業(yè)務尚未形成健全成熟的機制，難以判斷其對企業(yè)產(chǎn)能利用率的作用效果。

綜合來看，對外直接投資較之出口貿(mào)易而言能拓寬國外市場、增強企業(yè)國際競爭力，有利于企業(yè)產(chǎn)能利用率的提高。對外承包工程較之出口貿(mào)易，具有生產(chǎn)與銷售一體化的特點，更能提升企業(yè)的產(chǎn)能利用率，而國際產(chǎn)能合作企業(yè)中以對外直接投資與對外承包工程企業(yè)數(shù)目居多。因此，國際產(chǎn)能合作對企業(yè)產(chǎn)能利用率具有正向促進作用。基于以上分析，提出假設1。

假設1：國際產(chǎn)能合作正向提升企業(yè)產(chǎn)能利用率，并且國際產(chǎn)能合作的三種主要方式的影響程度存在差異，對外直接投資提升作用較大，出口貿(mào)易對企業(yè)產(chǎn)能利用率具有負向影響，對外承包工程對企業(yè)產(chǎn)能利用率的影響不顯著。

（二）基于人民幣匯率的國際產(chǎn)能合作對企業(yè)產(chǎn)能利用率的影響

一方面，人民幣匯率可通過出口貿(mào)易影響企業(yè)產(chǎn)能利用率水平。匯率水平變動決定了國外銷售價格，影響了產(chǎn)品在國際市場的需求，進而影響企業(yè)的產(chǎn)能情況。由于匯率變動對不同類別的商品具有不同的匯率傳遞率，這種影響在出口產(chǎn)品市場競爭力較弱以及出口依賴度較高的企業(yè)中更為顯著（王自鋒和白玥明，2015）。另一方面，人民幣匯率可通過對外直接投資影響企業(yè)產(chǎn)能利用率水平。人民幣匯率變動會通過相對生產(chǎn)成本效應和相對財富效應對外商直接投資流入量產(chǎn)生影響，使企業(yè)對外直接投資水平產(chǎn)生變化，進而影響企業(yè)產(chǎn)能利用率。綜上，人民幣匯率可通過國際產(chǎn)能合作對企業(yè)產(chǎn)能利用率產(chǎn)生一定影響。而且，這種影響在匯率水平的不同區(qū)間可能存在階段性差異。當匯率較低時，企業(yè)出口產(chǎn)品價格在國際市場上偏低。此時，即使人民幣升值，企業(yè)產(chǎn)品國際需求仍然偏多，企業(yè)傾向于擴大生產(chǎn)規(guī)模，產(chǎn)品到產(chǎn)業(yè)鏈的不斷輸出使得企業(yè)對外合作活動增加、實際產(chǎn)出上升，產(chǎn)能合作對企業(yè)產(chǎn)能利用率的促進作用增強。當匯率達到一定值時，企業(yè)出口產(chǎn)品價格在國際市場上偏高。此時，隨著人民幣的升值，企業(yè)產(chǎn)品國際需求減少，企業(yè)出口貿(mào)易、對外直接投資及對外承包工程規(guī)模均縮小，而由于人民幣升值對出口貿(mào)易的影響存在出口改善效應，出口量的下降慢于對外直接投資和對外承包工程的下降。此時出口對企業(yè)產(chǎn)能利用率的負向影響起主要作用，因此國際產(chǎn)能合作對企業(yè)產(chǎn)能利用率可能產(chǎn)生抑制效果?；谝陨吓袛?，提出假設2。

假設2：人民幣匯率對國際產(chǎn)能合作與企業(yè)產(chǎn)能利用率之間的因果關(guān)系存在門檻效應。當人民幣匯率升值時，國際產(chǎn)能合作會促進企業(yè)產(chǎn)能利用率的提升，而當人民幣匯率達到門檻值后，國際產(chǎn)能合作將抑制企業(yè)產(chǎn)能利用率。

圖1 作用路徑圖

四、研究設計

（一）模型設定與估計

針對研究假設1，采取傾向得分匹配方法，將進行國際產(chǎn)能合作的企業(yè)視為實驗組，將從未進行國際產(chǎn)能合作的企業(yè)視為對照組，并運用多期雙重差分模型來模擬國際產(chǎn)能合作對企業(yè)產(chǎn)能利用率的影響。具體檢驗模型如式（1）所示：

其中，du 為國際產(chǎn)能合作二元虛擬變量，du=1 表示企業(yè)參與產(chǎn)能合作，du=0 表示企業(yè)不參與產(chǎn)能合作；dt 為時間二元虛擬變量，dt=1 表示企業(yè)參與產(chǎn)能合作后的時期，dt=0表示企業(yè)參與產(chǎn)能合作前的時期；i 和t 分別表示企業(yè)和時間；被解釋變量cu表示企業(yè)產(chǎn)能利用率；Z表示一系列控制變量；ξ則表示模型誤差項。本文還在模型中加入了年度、行業(yè)和地區(qū)虛擬變量，分別控制年度、行業(yè)和地區(qū)方面的外部沖擊。

針對研究假設2，使用靜態(tài)面板門檻模型，以人民幣匯率為門檻變量，具體的門檻模型如式（2）所示：

其中，被解釋變量與式（1）相同，為企業(yè)的產(chǎn)能利用率；門檻依賴變量du×dt 為虛擬變量，當企業(yè)進行國際產(chǎn)能合作時，du×dt=1，當企業(yè)未進行國際產(chǎn)能合作時，du×dt=0；門檻變量reer為企業(yè)層面的人民幣實際有效匯率；Z表示一系列控制變量；ξ表示誤差項；I（*）為指示函數(shù)；τ為門檻值。

（二）變量定義與說明

被解釋變量：產(chǎn)能利用率（cu）。本文采取Aigner et al.（1977）、Meeusen & Broeck（1977）提出的隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)法，以實際產(chǎn)出與前沿產(chǎn)出水平的比值來衡量企業(yè)產(chǎn)能利用率。參考李雪松等（2017）研究，產(chǎn)能利用率的測算公式如下：

其中，y 為企業(yè)產(chǎn)出，由于上市公司不披露工業(yè)總產(chǎn)值，本文采用企業(yè)主營業(yè)務收入近似替代其對企業(yè)產(chǎn)出進行衡量；k 為資本投入，采用企業(yè)總資產(chǎn)衡量；l為勞動力投入，采用企業(yè)年均從業(yè)人數(shù)衡量；v 為隨機誤差項，表示不可控的影響因素；u 為技術(shù)損失誤差項，用以計算技術(shù)非效率。

解釋變量：國際產(chǎn)能合作（du×dt）。前文中構(gòu)造的兩個虛擬變量交乘項，即雙重差分項，代表國際產(chǎn)能合作對企業(yè)產(chǎn)能利用率的政策效應。

門檻變量：人民幣實際有效匯率（reer）。參考許家云等（2015）研究，采取算術(shù)加權(quán)算法，以實際有效匯率來衡量匯率水平。首先應計算一國層面的實際有效匯率，國家k 在t 期的實際有效匯率可表示為：rer0=（E）×（P/P），E表示以間接標價法衡量的t期人民幣與貨幣k的名義匯率，P為t 期中國的居民消費價格指數(shù)（2013 年=100）；其次以2013 年為基期折算每個國家的實際有效匯率：rer=（rer0/rer）×100；最后企業(yè)i在t期的實際有效匯率可表示為：

控制變量：企業(yè)年齡（age），采用樣本年份與企業(yè)開業(yè)年份之差來衡量；企業(yè)資本密集度（kl），采用資本勞動比即企業(yè)固定資產(chǎn)凈值與企業(yè)年均從業(yè)人數(shù)之比來衡量；企業(yè)所有制類型（state），把所有制分為國有（dum_gy）、外資（dum_wz）及民營（dum_my）3 種類型，并且以民營企業(yè)為主要參照設置虛擬變量，用以衡量與民營企業(yè)對比之下的國有和外資企業(yè)的產(chǎn)能利用率情況；政府補貼（dum_bt），通過設置企業(yè)是否受政府補貼的虛擬變量來進行衡量。主要變量的定義與說明如表1所示。

表1 主要變量的定義與說明

（三）數(shù)據(jù)來源與處理方法

全文數(shù)據(jù)選自2014—2017年商務部統(tǒng)計的《境外投資企業(yè)（機構(gòu)）名錄》《對外承包工程企業(yè)名錄》（以下簡稱《名錄》）與Wind 上市企業(yè)數(shù)據(jù)。由于《名錄》中未披露出口貿(mào)易企業(yè)名單，因此通過Wind上市企業(yè)數(shù)據(jù)庫中以地區(qū)分類的企業(yè)主營構(gòu)成數(shù)據(jù)來確定哪些企業(yè)具有出口貿(mào)易業(yè)務。綜合得到的出口貿(mào)易、對外直接投資及對外承包工程企業(yè)名單，只要企業(yè)參與了其中一種國際產(chǎn)能合作方式，即可標記為當年參與了國際產(chǎn)能合作。此外剔除已確定的國際產(chǎn)能合作企業(yè)中參與了兩項及以上產(chǎn)能合作方式的企業(yè)，進而將樣本精確為只進行出口貿(mào)易、只進行對外直接投資與只進行對外承包工程的企業(yè)。還剔除了樣本期內(nèi)連續(xù)兩年及以上參與國際產(chǎn)能合作的企業(yè)及參與了卻又退出的企業(yè)，只選擇首次參與的企業(yè)，以精確劃分企業(yè)進行國際產(chǎn)能合作前后的時間段。對于樣本異常值，參考陶長琪和楊雨晴（2019）進行了常規(guī)處理。最終，獲得樣本期內(nèi)進行了產(chǎn)能合作的企業(yè)3300 家，只進行了出口貿(mào)易的企業(yè)336 家，只進行了對外直接投資的企業(yè)2700 家，只進行了對外承包工程的企業(yè)128家。

五、實證結(jié)果與分析

（一）國際產(chǎn)能合作對企業(yè)產(chǎn)能利用率的影響效應

1.整體樣本的回歸分析

由于參與國際產(chǎn)能合作的企業(yè)普遍具有更高的產(chǎn)能利用率，即具有更高產(chǎn)能利用率的企業(yè)更傾向于對外開展國際產(chǎn)能合作，這說明可能存在樣本自選擇效應。為解決這些問題，本文遵循1：1 的匹配比例，選取企業(yè)年齡、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)所有制性質(zhì)、企業(yè)資本密集度、企業(yè)所屬行業(yè)等變量為匹配變量，運用傾向得分匹配-雙重差分模型（PSM-DID）對樣本進行估計。全文數(shù)據(jù)在實證之前已通過共同支撐假設和平衡性假設的檢驗。

表2 為整體樣本的傾向得分匹配結(jié)果?？梢钥闯觯ヅ淝皩嶒灲M與對照組產(chǎn)能利用率的均值相差較大，經(jīng)過匹配后均值差異普遍接近，且t值有所減少，表示匹配為進行國際產(chǎn)能合作的企業(yè)找到了與之盡可能接近的未進行過國際產(chǎn)能合作的企業(yè)，樣本同質(zhì)性大幅度提高，說明樣本自選擇效應得到有效緩解，樣本不會影響回歸結(jié)果。從企業(yè)各年的產(chǎn)能利用率均值看，隨著年份增長企業(yè)產(chǎn)能利用率呈現(xiàn)下降趨勢，表明當前產(chǎn)能過?，F(xiàn)象依然存在，需要進一步加大政策力度、采取有效措施削減企業(yè)過剩產(chǎn)能。

表2 傾向得分匹配結(jié)果

表3 是利用傾向得分匹配后的樣本進行雙重差分估計的回歸結(jié)果。從列（1）可以看出，核心變量du×dt 的回歸系數(shù)為0.010，在5%的水平下顯著，說明國際產(chǎn)能合作可以提升企業(yè)產(chǎn)能利用率，這意味著國際產(chǎn)能合作政策確實有助于企業(yè)向國際市場轉(zhuǎn)移過剩產(chǎn)能，能夠有效提高企業(yè)的產(chǎn)能利用率水平。從列（2）—（5）可以看到du×dt 的回歸系數(shù)始終顯著為正。再次證明國際產(chǎn)能合作對企業(yè)產(chǎn)能利用率具有明顯的促進作用。

表3 整體樣本的雙重差分模型回歸結(jié)果

從其他控制變量看，企業(yè)年齡的系數(shù)顯著為正，說明企業(yè)年齡促進了企業(yè)產(chǎn)能利用率的提升，可能是因為企業(yè)在生產(chǎn)經(jīng)營活動中存在學習效應。企業(yè)資本密集度的系數(shù)在1%的水平下顯著為負，說明企業(yè)資本密集度與企業(yè)產(chǎn)能利用率負相關(guān)，可能是因為企業(yè)集中投資于資本密集的資產(chǎn)而形成高技能人力資源的匱乏，從而造成企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新滯后，拉低了企業(yè)生產(chǎn)效率以及資源配置效率，使企業(yè)無法及時消化過剩產(chǎn)能進而抑制了企業(yè)產(chǎn)能利用率的增長。從企業(yè)所有制性質(zhì)看，國有企業(yè)的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為正，外資企業(yè)的回歸系數(shù)則不顯著，主要是因為國有企業(yè)對比民營企業(yè)而言具有更優(yōu)質(zhì)的資源、技術(shù)、勞動力，能夠更有效地提升生產(chǎn)效率，進而促進產(chǎn)能利用率的提高，而民營企業(yè)對比外資企業(yè)而言在信息獲取上更具優(yōu)勢，因此可以及時進行產(chǎn)能調(diào)整以適應市場環(huán)境。政府補貼的回歸系數(shù)只在未控制行業(yè)、地區(qū)固定效應時在10%的水平下顯著為正，說明政府補貼能夠微弱地提升企業(yè)產(chǎn)能利用率，但提升效果不是很顯著。

2.不同國際產(chǎn)能合作方式對企業(yè)產(chǎn)能利用率的比較分析

對按國際產(chǎn)能合作方式分類的樣本進行傾向得分匹配，具體匹配結(jié)果如表4所示。結(jié)果顯示，對外直接投資及對外承包工程的實驗組和對照組產(chǎn)能利用率的均值，在匹配后差異均明顯接近，且檢驗結(jié)果顯著性降低，說明樣本同質(zhì)性提高，樣本自選擇效應消除。出口貿(mào)易的企業(yè)樣本則與之相反，雖然匹配后實驗組和對照組的產(chǎn)能利用率均值差異減小，但t值存在微弱提升，且匹配前后對照組企業(yè)的產(chǎn)能利用率均高于實驗組，說明產(chǎn)能利用率與出口貿(mào)易之間可能存在負相關(guān)關(guān)系。另外，從表中還可以看出，對外直接投資企業(yè)的產(chǎn)能利用率均值明顯高于出口貿(mào)易企業(yè)及對外承包工程企業(yè)，說明國際產(chǎn)能合作企業(yè)當中產(chǎn)能利用率較高的企業(yè)基本集中于對外直接投資企業(yè)。

表4 按國際產(chǎn)能合作方式分類樣本的傾向得分匹配結(jié)果

表5 是以上分類樣本的雙重差分回歸結(jié)果。從列（1）和列（2）可以看出，解釋變量du×dt的回歸系數(shù)分別為-0.040 和-0.036，分別在1%和5%的水平下顯著，說明企業(yè)參與出口貿(mào)易顯著降低了企業(yè)的產(chǎn)能利用率。這與前文的分析一致，即由于國際產(chǎn)能合作企業(yè)對于自身生產(chǎn)率、研發(fā)水平及融資能力均有一定要求，能夠主動參與國際產(chǎn)能合作的企業(yè)大多為具有先進技術(shù)、充足勞動力與資本實力的國有及大型企業(yè)，也就是說出口貿(mào)易企業(yè)里國有及大型企業(yè)居多，出口貿(mào)易對于產(chǎn)能利用率的影響主要以“競爭效應”為主，因此出口貿(mào)易與企業(yè)產(chǎn)能利用率呈負向關(guān)系。列（3）和列（4）中，du×dt 的回歸系數(shù)分別為0.015 和0.014，且均在1%的水平下顯著。說明對外直接投資對企業(yè)產(chǎn)能利用率具有顯著的正向促進作用。這也驗證了前文所提出的假設，即與出口貿(mào)易及對外承包工程相比，對外直接投資對企業(yè)產(chǎn)能利用率的提升作用更大。由于中國企業(yè)在對外直接投資方面經(jīng)驗豐富，樣本期內(nèi)對外直接投資企業(yè)的數(shù)目占全部參與國際產(chǎn)能合作企業(yè)數(shù)目的80%，且對外直接投資具有產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、逆向技術(shù)溢出以及出口關(guān)聯(lián)三種效應，均對企業(yè)產(chǎn)能利用率產(chǎn)生正向影響，因此相比出口貿(mào)易與對外承包工程，對外直接投資對企業(yè)產(chǎn)能利用率的提升作用較大。列（5）和列（6）中，du×dt的回歸系數(shù)一正一負，且存在不顯著的情況。這可能是因為對外承包工程仍處于初級階段，與出口貿(mào)易、對外直接投資相比缺乏經(jīng)驗積累，而且有能力進行對外承包工程的企業(yè)還很少，對外承包工程削減過剩產(chǎn)能的作用尚未發(fā)揮。樣本數(shù)據(jù)也顯示，2014—2017年進行對外承包工程的企業(yè)數(shù)目僅占對外直接投資企業(yè)數(shù)目的4.5%，因此相比對外直接投資，對外承包工程對企業(yè)產(chǎn)能利用率的提升作用不大，其效果也并不明顯。研究假設1 成立。從控制變量看，列（2）和列（4）中企業(yè)資本密集度分別在1%的水平下顯著為正和顯著為負，這也體現(xiàn)了出口貿(mào)易企業(yè)注重資本密集而在技術(shù)創(chuàng)新方面較為薄弱，再次證明出口貿(mào)易對企業(yè)產(chǎn)能利用率的正向促進作用不及對外直接投資。

表5 按國際產(chǎn)能合作方式分類樣本的雙重差分模型回歸結(jié)果

（二）基于人民幣匯率的國際產(chǎn)能合作對企業(yè)產(chǎn)能利用率的門檻效應

首先對靜態(tài)面板門檻模型進行自抽樣（Bootstrap）檢驗，人民幣匯率在5%的水平下通過了單門檻檢驗，表明模型具有單門檻。人民幣匯率的門檻值為2.612，因此可將人民幣匯率對國際產(chǎn)能合作與企業(yè)產(chǎn)能利用率之間因果關(guān)系的門檻效應區(qū)間劃分為兩個區(qū)間。具體門檻回歸結(jié)果如表6 所示?？梢钥吹?，當lnreer≤2.612 時，國際產(chǎn)能合作對企業(yè)產(chǎn)能利用率的回歸系數(shù)為0.011，在10%的水平下顯著，說明當人民幣匯率較低時，國際產(chǎn)能合作對企業(yè)產(chǎn)能利用率具有正向促進作用。當lnreer＞2.6121 時，國際產(chǎn)能合作對企業(yè)產(chǎn)能利用率的回歸系數(shù)為-0.023，在1%的水平下顯著，說明當人民幣匯率超過一定門檻值時，國際產(chǎn)能合作轉(zhuǎn)而對企業(yè)產(chǎn)能利用率產(chǎn)生顯著的負向抑制作用。綜合分析，隨著人民幣匯率的上升，國際產(chǎn)能合作對企業(yè)產(chǎn)能利用率的影響呈現(xiàn)先增后減的倒“U”形結(jié)構(gòu)。這表明當人民幣匯率較低時，國內(nèi)企業(yè)面臨的國際市場需求較大，此時企業(yè)對外合作意愿增強，企業(yè)進行國際產(chǎn)能合作能夠有效轉(zhuǎn)移過剩產(chǎn)能，提高自身的產(chǎn)能利用率。當人民幣匯率高達一定水平之后，國際市場需求面臨減少的趨勢，這種情況下國際產(chǎn)能合作的持續(xù)將對企業(yè)產(chǎn)能利用率產(chǎn)生負向抑制作用。研究假設2成立。

表6 人民幣匯率的靜態(tài)面板門檻模型回歸結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗①限于篇幅，結(jié)果留存?zhèn)渌鳌?/h3>

第一，采取企業(yè)總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率替代產(chǎn)能利用率進行PSM-DID分析。得到關(guān)鍵變量系數(shù)的正負和顯著性與表3和表5基本保持一致，假設通過了穩(wěn)健性檢驗。第二，為進一步驗證門檻回歸結(jié)果的準確性，以人民幣匯率分為高低組對其進行檢驗。結(jié)果顯示du×dt 的回歸系數(shù)在低人民幣匯率組顯著為正，在高人民幣匯率組顯著為負，再次驗證了人民幣匯率對國際產(chǎn)能合作于企業(yè)產(chǎn)能利用率之間的因果關(guān)系存在門檻效應，表明前文結(jié)果穩(wěn)健可靠。第三，以企業(yè)總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率替代產(chǎn)能利用率進行靜態(tài)面板門檻模型回歸。結(jié)果與前文保持一致，表明估計結(jié)果通過了穩(wěn)健性檢驗。

六、結(jié)論與對策啟示

本文基于企業(yè)微觀視角，運用中國上市企業(yè)2014—2017 年的數(shù)據(jù)，采取PSM-DID 方法探究國際產(chǎn)能合作對企業(yè)產(chǎn)能利用率的影響，并在此基礎上進一步構(gòu)建靜態(tài)面板門檻模型分析人民幣匯率對國際產(chǎn)能合作與企業(yè)產(chǎn)能利用率之間因果關(guān)系的非線性門檻效應。研究結(jié)論如下：第一，國際產(chǎn)能合作對企業(yè)產(chǎn)能利用率具有正向促進作用。其中，對外直接投資對企業(yè)產(chǎn)能利用率具有較大的提升作用，出口貿(mào)易對企業(yè)產(chǎn)能利用率具有負面影響，對外承包工程對企業(yè)產(chǎn)能利用率的影響不顯著。第二，人民幣匯率對國際產(chǎn)能合作與企業(yè)產(chǎn)能利用率之間的因果關(guān)系具有門檻效應。當人民幣匯率小于或等于門檻值時，國際產(chǎn)能合作能夠促進企業(yè)產(chǎn)能利用率的提高；當產(chǎn)能利用率高于門檻值時，國際產(chǎn)能合作對企業(yè)產(chǎn)能利用率產(chǎn)生顯著的抑制效應。綜合來看，隨著人民幣的持續(xù)升值，國際產(chǎn)能合作對企業(yè)產(chǎn)能利用率的影響呈現(xiàn)先促進后抑制的倒“U”形結(jié)構(gòu)。

上述結(jié)論表明，國際產(chǎn)能合作有助于企業(yè)轉(zhuǎn)移過剩產(chǎn)能，提升企業(yè)自身的產(chǎn)能利用率，但通過具體分析得知，不同的國際產(chǎn)能合作形式對其產(chǎn)能利用率具有差異化的影響，企業(yè)需作出合理轉(zhuǎn)變以提升國際產(chǎn)能合作效率，使其能夠更好地促進企業(yè)轉(zhuǎn)型升級。同時，人民幣匯率的變化也與國際產(chǎn)能合作作用于企業(yè)產(chǎn)能利用率的影響機制息息相關(guān)，人民幣升值在人民幣匯率較低時有利于國際產(chǎn)能合作企業(yè)的產(chǎn)能利用率提升，在人民幣匯率高于一定值時則產(chǎn)生抑制作用，這在某種程度上也順應了當前人民幣匯率形成機制改革與人民幣升值的趨勢。因此，本文提出以下對策建議：一是鼓勵和引導企業(yè)進行國際產(chǎn)能合作，注重發(fā)展對外直接投資與對外承包工程。要盡量簡化國際產(chǎn)能合作程序，降低對外合作門檻，加大對國際產(chǎn)能合作企業(yè)的資金傾斜力度，完善企業(yè)融資體系并適當調(diào)整貸款利率；在開展對外貿(mào)易的同時，要注重發(fā)展對外直接投資與對外承包工程，提高國際產(chǎn)能合作對企業(yè)產(chǎn)能利用率的推升效果。企業(yè)自身也應積極響應國家政策，努力提升自身技術(shù)水平，提高技術(shù)研發(fā)的資金比重，引導加工貿(mào)易產(chǎn)業(yè)向高技術(shù)投資和承包工程轉(zhuǎn)型。二是靈活有效調(diào)節(jié)人民幣匯率，促使人民幣匯率運行在有利于國際產(chǎn)能合作的合理區(qū)間。在堅持好以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度基礎上，應注意根據(jù)國際產(chǎn)能合作企業(yè)的產(chǎn)能利用率水平，確定合理的人民幣匯率雙向浮動區(qū)間，防止過高或過低的人民幣匯率對國際產(chǎn)能合作產(chǎn)生嚴重負面影響，使其在企業(yè)對外合作方面發(fā)揮積極作用，增強國際產(chǎn)能合作的去產(chǎn)能效果，促進企業(yè)加入國際經(jīng)濟循環(huán)。