人民币汇率视角下国际产能合作对企业产能利用率的作用机制研究

■ 邓建军

一、引言

2020年以来，我国提出构建“国内国际双循环”格局，即深化供给侧结构性改革，充分发挥中国超大规模市场优势和内需潜力，逐步形成以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局。这就要求我国企业必须着眼于全球资源和市场，更好地利用国内国际技术、人才、管理等各方面资源，全面提升自身的国际竞争力，同时也意味着企业将面临更加复杂与包含不确定性国际环境。那么在倡导“双循环”的开放背景下，企业通过国际产能合作是否能缓解企业产能过剩问题、提升企业产能利用率？具体的国际产能合作形式对企业产能利用率的影响是否存在差异？人民币汇率的变化是否会通过影响国际产能合作进而对企业产能利用率产生作用？针对以上问题，将国际产能合作进行详细划分，完善其对企业产能利用率影响的相关研究，并且揭示人民币汇率变动这一因素，在国际产能合作与企业产能利用率之间发挥的作用。本文不仅有助于缓解当前企业存在的产能过剩，而且能为央行制定汇率制度、政府促进国际产能合作提供参考。

二、文献综述

从人民币汇率与国际产能合作看，汇率升值与汇率波动均对企业出口贸易与对外直接投资具有显著地负面影响（赵晓涛和邱斌，2020），但同时企业生产率的提升、融资状况的改善以及人民币国际化水平的提高可增强人民币汇率贬值所带来的出口改善效应，缓释汇率波动对出口贸易的抑制作用（吴功亮等，2020；余博等，2020）。韩永辉等（2020）发现人民币汇率波动的历史数据对当期FDI 波动、OFDI 波动分别具有短期促进、长期抑制以及长短期抑制的传导效应，并提出应注重利用人民币汇率升贬值的区间波段机制推动企业FDI与OFDI协同发展，优化双向国际投资策略。

从国际产能合作影响产能利用率的研究看，国际产能合作通过实现产业转型升级、优化资本配置效率来化解传统产业产能过剩，进而对行业产能利用率产生积极效果（韩永楠等，2020）。也有文献从微观企业层面展开研究，熊勇清和李鑫（2016）应用国际产能合作重点行业相关上市企业数据，实证分析得出国际产能合作战略实施对企业微观绩效具有促进作用，在一定程度上可提升企业产能利用率水平。杨振兵和严兵（2020）提出企业出口贸易和对外直接投资具有优化产业链、提高资源配置效率的作用，进而促进国内投资和技术进步，从生产侧和消费侧两方面达到化解企业产能过剩、提高企业产能利用率的效果。

从人民币汇率与产能利用率的相关研究看，王自锋和白玥明（2015）分析得出，人民币实际汇率升值通过市场势力和进口渗透率两个渠道对中国工业产能利用率产生了显著的负向影响。田朔和齐丹丹（2019）认为人民币汇率变动可通过进出口贸易影响企业的产能利用水平，人民币升值在一定程度上会抑制企业产出增长。潘若懿等（2021）认为本国货币升值可促进外商直接投资的流入，外商投资的间接溢出效应对企业的产能利用水平具有促进作用（唐宜红等，2019）。

综上可以看出，现有文献针对微观企业的研究还较少，关于对外承包工程的研究仍停留在定性分析层面，尚未有研究将人民币汇率、国际产能合作及产能利用率三者纳入统一的理论框架。本文可能的创新之处在于：第一，基于微观视角，对中国上市企业的产能利用率进行了测算，并在此基础上分析了国际产能合作对企业产能利用率的影响效应；第二，运用PSM-DID方法分别探讨了国际产能合作三种主要方式对企业产能利用率的影响，以求全方位地比较分析不同的国际产能合作方式对企业产能利用率的差异化影响；第三，探究了当人民币汇率处于不同的水平时，国际产能合作对企业产能利用率的影响，从汇率视角提出提升企业产能利用率的新思路。

三、理论分析与研究假设

（一）国际产能合作对企业产能利用率的影响

国际产能合作以对外直接投资、出口贸易以及对外承包工程三种方式为主。对外直接投资对企业产能利用率的影响存在三种效应：一是产业转移效应，通过对外直接投资将本国即将或已处于比较劣势但在东道国具备比较优势的边际企业转移至国外，促使资源集中至最具比较优势的产业，提高企业的经营效率；二是逆向技术溢出效应，对外直接投资通过建立国外子公司、合资企业等方式获取国外先进技术，倒逼企业转向技术创新和产品升级，提升企业生产率水平，进而淘汰落后产能，提高企业产能利用率；三是出口关联效应，企业对外直接投资建立的子公司、合资企业等，会带动直接产成品、设备等及企业原材料、中间投入品等生产要素的出口，扩大企业出口贸易规模，进而加快化解企业产能过剩。因此，对外直接投资对企业产能利用率具有正向促进作用。

刘航等（2016）指出，出口贸易对企业产能利用率的影响存在两种效应：一是“销售效应”，当国际市场需求上升时，出口销量增加，有助于企业将国内超额产出转移至国外，提高产能利用率；二是“竞争效应”，出口上升引发行业内竞争加剧，原有企业增加产能投资、加大产品输出，新企业则纷纷加入。在这种情况下，企业将由于无法立即调整生产与投资以适应逐渐恢复常态的外部需求而导致产能过剩。综上，出口贸易对企业产能利用率的影响取决于何种效应占主导作用。出口贸易对产能利用率的影响在大型企业及国有资本比重较高的行业主要以“竞争效应”为主（刘航等，2016）。由于国际产能合作对企业生产率、研发水平及融资能力均有要求（陶长琪和杨雨晴，2019），能够主动参与国际产能合作的企业大多为国有及大型企业。因此，在这些企业中出口贸易对企业产能利用率具有负向影响。

对于对外承包工程而言，一方面，由于其业务与出口贸易紧密相关，对国内设备、原材料及技术服务的出口带动作用明显，有助于缓解企业所存在的产能过剩。另一方面，对外承包工程可通过工程换资源、升级业务模式等方式带动对外直接投资来提升企业产能利用率（蔡阔等，2013）。因此，从理论上来说，对外承包工程能在一定程度上间接促进企业产能利用率的提高。然而，我国对外承包工程目前还处于起步阶段，且由于项目点在东道国，需要以复合的方式将资本、劳务、技术、管理等要素整体跨国输出，相较出口贸易、对外直接投资而言具有更大、更复杂的风险。综上，由于对外承包工程业务尚未形成健全成熟的机制，难以判断其对企业产能利用率的作用效果。

综合来看，对外直接投资较之出口贸易而言能拓宽国外市场、增强企业国际竞争力，有利于企业产能利用率的提高。对外承包工程较之出口贸易，具有生产与销售一体化的特点，更能提升企业的产能利用率，而国际产能合作企业中以对外直接投资与对外承包工程企业数目居多。因此，国际产能合作对企业产能利用率具有正向促进作用。基于以上分析，提出假设1。

假设1：国际产能合作正向提升企业产能利用率，并且国际产能合作的三种主要方式的影响程度存在差异，对外直接投资提升作用较大，出口贸易对企业产能利用率具有负向影响，对外承包工程对企业产能利用率的影响不显著。

（二）基于人民币汇率的国际产能合作对企业产能利用率的影响

一方面，人民币汇率可通过出口贸易影响企业产能利用率水平。汇率水平变动决定了国外销售价格，影响了产品在国际市场的需求，进而影响企业的产能情况。由于汇率变动对不同类别的商品具有不同的汇率传递率，这种影响在出口产品市场竞争力较弱以及出口依赖度较高的企业中更为显著（王自锋和白玥明，2015）。另一方面，人民币汇率可通过对外直接投资影响企业产能利用率水平。人民币汇率变动会通过相对生产成本效应和相对财富效应对外商直接投资流入量产生影响，使企业对外直接投资水平产生变化，进而影响企业产能利用率。综上，人民币汇率可通过国际产能合作对企业产能利用率产生一定影响。而且，这种影响在汇率水平的不同区间可能存在阶段性差异。当汇率较低时，企业出口产品价格在国际市场上偏低。此时，即使人民币升值，企业产品国际需求仍然偏多，企业倾向于扩大生产规模，产品到产业链的不断输出使得企业对外合作活动增加、实际产出上升，产能合作对企业产能利用率的促进作用增强。当汇率达到一定值时，企业出口产品价格在国际市场上偏高。此时，随着人民币的升值，企业产品国际需求减少，企业出口贸易、对外直接投资及对外承包工程规模均缩小，而由于人民币升值对出口贸易的影响存在出口改善效应，出口量的下降慢于对外直接投资和对外承包工程的下降。此时出口对企业产能利用率的负向影响起主要作用，因此国际产能合作对企业产能利用率可能产生抑制效果。基于以上判断，提出假设2。

假设2：人民币汇率对国际产能合作与企业产能利用率之间的因果关系存在门槛效应。当人民币汇率升值时，国际产能合作会促进企业产能利用率的提升，而当人民币汇率达到门槛值后，国际产能合作将抑制企业产能利用率。

图1 作用路径图

四、研究设计

（一）模型设定与估计

针对研究假设1，采取倾向得分匹配方法，将进行国际产能合作的企业视为实验组，将从未进行国际产能合作的企业视为对照组，并运用多期双重差分模型来模拟国际产能合作对企业产能利用率的影响。具体检验模型如式（1）所示：

其中，du 为国际产能合作二元虚拟变量，du=1 表示企业参与产能合作，du=0 表示企业不参与产能合作；dt 为时间二元虚拟变量，dt=1 表示企业参与产能合作后的时期，dt=0表示企业参与产能合作前的时期；i 和t 分别表示企业和时间；被解释变量cu表示企业产能利用率；Z表示一系列控制变量；ξ则表示模型误差项。本文还在模型中加入了年度、行业和地区虚拟变量，分别控制年度、行业和地区方面的外部冲击。

针对研究假设2，使用静态面板门槛模型，以人民币汇率为门槛变量，具体的门槛模型如式（2）所示：

其中，被解释变量与式（1）相同，为企业的产能利用率；门槛依赖变量du×dt 为虚拟变量，当企业进行国际产能合作时，du×dt=1，当企业未进行国际产能合作时，du×dt=0；门槛变量reer为企业层面的人民币实际有效汇率；Z表示一系列控制变量；ξ表示误差项；I（*）为指示函数；τ为门槛值。

（二）变量定义与说明

被解释变量：产能利用率（cu）。本文采取Aigner et al.（1977）、Meeusen & Broeck（1977）提出的随机前沿生产函数法，以实际产出与前沿产出水平的比值来衡量企业产能利用率。参考李雪松等（2017）研究，产能利用率的测算公式如下：

其中，y 为企业产出，由于上市公司不披露工业总产值，本文采用企业主营业务收入近似替代其对企业产出进行衡量；k 为资本投入，采用企业总资产衡量；l为劳动力投入，采用企业年均从业人数衡量；v 为随机误差项，表示不可控的影响因素；u 为技术损失误差项，用以计算技术非效率。

解释变量：国际产能合作（du×dt）。前文中构造的两个虚拟变量交乘项，即双重差分项，代表国际产能合作对企业产能利用率的政策效应。

门槛变量：人民币实际有效汇率（reer）。参考许家云等（2015）研究，采取算术加权算法，以实际有效汇率来衡量汇率水平。首先应计算一国层面的实际有效汇率，国家k 在t 期的实际有效汇率可表示为：rer0=（E）×（P/P），E表示以间接标价法衡量的t期人民币与货币k的名义汇率，P为t 期中国的居民消费价格指数（2013 年=100）；其次以2013 年为基期折算每个国家的实际有效汇率：rer=（rer0/rer）×100；最后企业i在t期的实际有效汇率可表示为：

控制变量：企业年龄（age），采用样本年份与企业开业年份之差来衡量；企业资本密集度（kl），采用资本劳动比即企业固定资产净值与企业年均从业人数之比来衡量；企业所有制类型（state），把所有制分为国有（dum_gy）、外资（dum_wz）及民营（dum_my）3 种类型，并且以民营企业为主要参照设置虚拟变量，用以衡量与民营企业对比之下的国有和外资企业的产能利用率情况；政府补贴（dum_bt），通过设置企业是否受政府补贴的虚拟变量来进行衡量。主要变量的定义与说明如表1所示。

表1 主要变量的定义与说明

（三）数据来源与处理方法

全文数据选自2014—2017年商务部统计的《境外投资企业（机构）名录》《对外承包工程企业名录》（以下简称《名录》）与Wind 上市企业数据。由于《名录》中未披露出口贸易企业名单，因此通过Wind上市企业数据库中以地区分类的企业主营构成数据来确定哪些企业具有出口贸易业务。综合得到的出口贸易、对外直接投资及对外承包工程企业名单，只要企业参与了其中一种国际产能合作方式，即可标记为当年参与了国际产能合作。此外剔除已确定的国际产能合作企业中参与了两项及以上产能合作方式的企业，进而将样本精确为只进行出口贸易、只进行对外直接投资与只进行对外承包工程的企业。还剔除了样本期内连续两年及以上参与国际产能合作的企业及参与了却又退出的企业，只选择首次参与的企业，以精确划分企业进行国际产能合作前后的时间段。对于样本异常值，参考陶长琪和杨雨晴（2019）进行了常规处理。最终，获得样本期内进行了产能合作的企业3300 家，只进行了出口贸易的企业336 家，只进行了对外直接投资的企业2700 家，只进行了对外承包工程的企业128家。

五、实证结果与分析

（一）国际产能合作对企业产能利用率的影响效应

1.整体样本的回归分析

由于参与国际产能合作的企业普遍具有更高的产能利用率，即具有更高产能利用率的企业更倾向于对外开展国际产能合作，这说明可能存在样本自选择效应。为解决这些问题，本文遵循1：1 的匹配比例，选取企业年龄、企业规模、企业所有制性质、企业资本密集度、企业所属行业等变量为匹配变量，运用倾向得分匹配-双重差分模型（PSM-DID）对样本进行估计。全文数据在实证之前已通过共同支撑假设和平衡性假设的检验。

表2 为整体样本的倾向得分匹配结果。可以看出，匹配前实验组与对照组产能利用率的均值相差较大，经过匹配后均值差异普遍接近，且t值有所减少，表示匹配为进行国际产能合作的企业找到了与之尽可能接近的未进行过国际产能合作的企业，样本同质性大幅度提高，说明样本自选择效应得到有效缓解，样本不会影响回归结果。从企业各年的产能利用率均值看，随着年份增长企业产能利用率呈现下降趋势，表明当前产能过剩现象依然存在，需要进一步加大政策力度、采取有效措施削减企业过剩产能。

表2 倾向得分匹配结果

表3 是利用倾向得分匹配后的样本进行双重差分估计的回归结果。从列（1）可以看出，核心变量du×dt 的回归系数为0.010，在5%的水平下显著，说明国际产能合作可以提升企业产能利用率，这意味着国际产能合作政策确实有助于企业向国际市场转移过剩产能，能够有效提高企业的产能利用率水平。从列（2）—（5）可以看到du×dt 的回归系数始终显著为正。再次证明国际产能合作对企业产能利用率具有明显的促进作用。

表3 整体样本的双重差分模型回归结果

从其他控制变量看，企业年龄的系数显著为正，说明企业年龄促进了企业产能利用率的提升，可能是因为企业在生产经营活动中存在学习效应。企业资本密集度的系数在1%的水平下显著为负，说明企业资本密集度与企业产能利用率负相关，可能是因为企业集中投资于资本密集的资产而形成高技能人力资源的匮乏，从而造成企业技术创新滞后，拉低了企业生产效率以及资源配置效率，使企业无法及时消化过剩产能进而抑制了企业产能利用率的增长。从企业所有制性质看，国有企业的回归系数在1%的水平下显著为正，外资企业的回归系数则不显著，主要是因为国有企业对比民营企业而言具有更优质的资源、技术、劳动力，能够更有效地提升生产效率，进而促进产能利用率的提高，而民营企业对比外资企业而言在信息获取上更具优势，因此可以及时进行产能调整以适应市场环境。政府补贴的回归系数只在未控制行业、地区固定效应时在10%的水平下显著为正，说明政府补贴能够微弱地提升企业产能利用率，但提升效果不是很显著。

2.不同国际产能合作方式对企业产能利用率的比较分析

对按国际产能合作方式分类的样本进行倾向得分匹配，具体匹配结果如表4所示。结果显示，对外直接投资及对外承包工程的实验组和对照组产能利用率的均值，在匹配后差异均明显接近，且检验结果显著性降低，说明样本同质性提高，样本自选择效应消除。出口贸易的企业样本则与之相反，虽然匹配后实验组和对照组的产能利用率均值差异减小，但t值存在微弱提升，且匹配前后对照组企业的产能利用率均高于实验组，说明产能利用率与出口贸易之间可能存在负相关关系。另外，从表中还可以看出，对外直接投资企业的产能利用率均值明显高于出口贸易企业及对外承包工程企业，说明国际产能合作企业当中产能利用率较高的企业基本集中于对外直接投资企业。

表4 按国际产能合作方式分类样本的倾向得分匹配结果

表5 是以上分类样本的双重差分回归结果。从列（1）和列（2）可以看出，解释变量du×dt的回归系数分别为-0.040 和-0.036，分别在1%和5%的水平下显著，说明企业参与出口贸易显著降低了企业的产能利用率。这与前文的分析一致，即由于国际产能合作企业对于自身生产率、研发水平及融资能力均有一定要求，能够主动参与国际产能合作的企业大多为具有先进技术、充足劳动力与资本实力的国有及大型企业，也就是说出口贸易企业里国有及大型企业居多，出口贸易对于产能利用率的影响主要以“竞争效应”为主，因此出口贸易与企业产能利用率呈负向关系。列（3）和列（4）中，du×dt 的回归系数分别为0.015 和0.014，且均在1%的水平下显著。说明对外直接投资对企业产能利用率具有显著的正向促进作用。这也验证了前文所提出的假设，即与出口贸易及对外承包工程相比，对外直接投资对企业产能利用率的提升作用更大。由于中国企业在对外直接投资方面经验丰富，样本期内对外直接投资企业的数目占全部参与国际产能合作企业数目的80%，且对外直接投资具有产业转移、逆向技术溢出以及出口关联三种效应，均对企业产能利用率产生正向影响，因此相比出口贸易与对外承包工程，对外直接投资对企业产能利用率的提升作用较大。列（5）和列（6）中，du×dt的回归系数一正一负，且存在不显著的情况。这可能是因为对外承包工程仍处于初级阶段，与出口贸易、对外直接投资相比缺乏经验积累，而且有能力进行对外承包工程的企业还很少，对外承包工程削减过剩产能的作用尚未发挥。样本数据也显示，2014—2017年进行对外承包工程的企业数目仅占对外直接投资企业数目的4.5%，因此相比对外直接投资，对外承包工程对企业产能利用率的提升作用不大，其效果也并不明显。研究假设1 成立。从控制变量看，列（2）和列（4）中企业资本密集度分别在1%的水平下显著为正和显著为负，这也体现了出口贸易企业注重资本密集而在技术创新方面较为薄弱，再次证明出口贸易对企业产能利用率的正向促进作用不及对外直接投资。

表5 按国际产能合作方式分类样本的双重差分模型回归结果

（二）基于人民币汇率的国际产能合作对企业产能利用率的门槛效应

首先对静态面板门槛模型进行自抽样（Bootstrap）检验，人民币汇率在5%的水平下通过了单门槛检验，表明模型具有单门槛。人民币汇率的门槛值为2.612，因此可将人民币汇率对国际产能合作与企业产能利用率之间因果关系的门槛效应区间划分为两个区间。具体门槛回归结果如表6 所示。可以看到，当lnreer≤2.612 时，国际产能合作对企业产能利用率的回归系数为0.011，在10%的水平下显著，说明当人民币汇率较低时，国际产能合作对企业产能利用率具有正向促进作用。当lnreer＞2.6121 时，国际产能合作对企业产能利用率的回归系数为-0.023，在1%的水平下显著，说明当人民币汇率超过一定门槛值时，国际产能合作转而对企业产能利用率产生显著的负向抑制作用。综合分析，随着人民币汇率的上升，国际产能合作对企业产能利用率的影响呈现先增后减的倒“U”形结构。这表明当人民币汇率较低时，国内企业面临的国际市场需求较大，此时企业对外合作意愿增强，企业进行国际产能合作能够有效转移过剩产能，提高自身的产能利用率。当人民币汇率高达一定水平之后，国际市场需求面临减少的趋势，这种情况下国际产能合作的持续将对企业产能利用率产生负向抑制作用。研究假设2成立。

表6 人民币汇率的静态面板门槛模型回归结果

（三）稳健性检验①限于篇幅，结果留存备索。

第一，采取企业总资产周转率替代产能利用率进行PSM-DID分析。得到关键变量系数的正负和显著性与表3和表5基本保持一致，假设通过了稳健性检验。第二，为进一步验证门槛回归结果的准确性，以人民币汇率分为高低组对其进行检验。结果显示du×dt 的回归系数在低人民币汇率组显著为正，在高人民币汇率组显著为负，再次验证了人民币汇率对国际产能合作于企业产能利用率之间的因果关系存在门槛效应，表明前文结果稳健可靠。第三，以企业总资产周转率替代产能利用率进行静态面板门槛模型回归。结果与前文保持一致，表明估计结果通过了稳健性检验。

六、结论与对策启示

本文基于企业微观视角，运用中国上市企业2014—2017 年的数据，采取PSM-DID 方法探究国际产能合作对企业产能利用率的影响，并在此基础上进一步构建静态面板门槛模型分析人民币汇率对国际产能合作与企业产能利用率之间因果关系的非线性门槛效应。研究结论如下：第一，国际产能合作对企业产能利用率具有正向促进作用。其中，对外直接投资对企业产能利用率具有较大的提升作用，出口贸易对企业产能利用率具有负面影响，对外承包工程对企业产能利用率的影响不显著。第二，人民币汇率对国际产能合作与企业产能利用率之间的因果关系具有门槛效应。当人民币汇率小于或等于门槛值时，国际产能合作能够促进企业产能利用率的提高；当产能利用率高于门槛值时，国际产能合作对企业产能利用率产生显著的抑制效应。综合来看，随着人民币的持续升值，国际产能合作对企业产能利用率的影响呈现先促进后抑制的倒“U”形结构。

上述结论表明，国际产能合作有助于企业转移过剩产能，提升企业自身的产能利用率，但通过具体分析得知，不同的国际产能合作形式对其产能利用率具有差异化的影响，企业需作出合理转变以提升国际产能合作效率，使其能够更好地促进企业转型升级。同时，人民币汇率的变化也与国际产能合作作用于企业产能利用率的影响机制息息相关，人民币升值在人民币汇率较低时有利于国际产能合作企业的产能利用率提升，在人民币汇率高于一定值时则产生抑制作用，这在某种程度上也顺应了当前人民币汇率形成机制改革与人民币升值的趋势。因此，本文提出以下对策建议：一是鼓励和引导企业进行国际产能合作，注重发展对外直接投资与对外承包工程。要尽量简化国际产能合作程序，降低对外合作门槛，加大对国际产能合作企业的资金倾斜力度，完善企业融资体系并适当调整贷款利率；在开展对外贸易的同时，要注重发展对外直接投资与对外承包工程，提高国际产能合作对企业产能利用率的推升效果。企业自身也应积极响应国家政策，努力提升自身技术水平，提高技术研发的资金比重，引导加工贸易产业向高技术投资和承包工程转型。二是灵活有效调节人民币汇率，促使人民币汇率运行在有利于国际产能合作的合理区间。在坚持好以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度基础上，应注意根据国际产能合作企业的产能利用率水平，确定合理的人民币汇率双向浮动区间，防止过高或过低的人民币汇率对国际产能合作产生严重负面影响，使其在企业对外合作方面发挥积极作用，增强国际产能合作的去产能效果，促进企业加入国际经济循环。