對外直接投資能否提升企業(yè)投資效率？
——基于中國上市能源公司的實證檢驗

李 冰，周美瑩

（上海理工大學(xué) 管理學(xué)院，上海 200093）

一、引言

中國對外直接投資（OFDI）的影響力不斷擴(kuò)大。商務(wù)部數(shù)據(jù)顯示：截至2020 年末，中國對外直接投資流量1 537.1 億美元，流量規(guī)模首次位居全球第一；2020 年中國對外直接投資存量2.58 萬億美元，僅次于美國和荷蘭①數(shù)據(jù)來源：《中國對外投資合作發(fā)展報告2020，http://www.mofcom.gov.cn/article/news/202109/20210903203247.shtml》.。在能源對外投資方面，根據(jù)中國全球投資追蹤數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計，2005—2020 年中國能源對外投資額占當(dāng)年中國對外投資的比例，均值約為37.4%②數(shù)據(jù)來源：http://www.aei.org/china-global-investment-tracker.。圖1 反映了能源OFDI 總額、中國對外投資總額以及能源OFDI 占比的年度變化趨勢，可以看出，從2005—2017 年中國對外投資總額保持不斷上升趨勢，2017 年后有大幅下降；能源OFDI 在中國OFDI 總額的占比也有較大波動，在2009 年達(dá)到最大值61.4%后，開始下降至2017 年達(dá)到近年來低點12.0%。

圖1 能源OFDI 總額、中國對外投資總額以及能源OFDI 占比的年度變化

隨著制造業(yè)與城市化建設(shè)的不斷發(fā)展，中國能源進(jìn)口量已居世界首位，能源已成為影響中國未來發(fā)展的重要因素。2020 年，全年我國原油、天然氣的表觀消費量分別為7.36 億噸與3 253.6 億立方米，而原油和天然氣的產(chǎn)量分別為19 492 萬噸和1 888.5億立方米③《中國油氣產(chǎn)業(yè)發(fā)展分析與展望報告藍(lán)皮書（2020—2021）》。。由此可知，我國石油、天然氣的對外依存度分別攀升至約73.5%和41.9%。結(jié)合中國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢，能源投資仍將是中國對外投資的重要領(lǐng)域之一，而能源企業(yè)是能源OFDI 的重要經(jīng)濟(jì)主體。因此，研究能源OFDI 對能源企業(yè)投資效率的影響，將關(guān)系到能源企業(yè)的經(jīng)營績效以及我國對外投資的方向。

二、文獻(xiàn)綜述

企業(yè)作為經(jīng)濟(jì)活動的主體之一，其投資決策既影響自身的投資效率和發(fā)展方向，也作用于經(jīng)濟(jì)市場的運行與發(fā)展。關(guān)于企業(yè)投資效率的影響因素，現(xiàn)有研究多參照Richardson（2006）[1]的實際投資水平模型，用回歸殘差絕對值大小來測度企業(yè)投資效率，即企業(yè)實際投資水平與預(yù)期投資水平之間的偏差程度。韋琳等（2021）[2]在考察“一帶一路”倡議對企業(yè)投資效率的影響時，基于實際投資水平模型測度企業(yè)投資效率。許晨曦等（2020）[3]將托賓Q 作為企業(yè)成長機(jī)會的代理變量，建立了期望投資回歸模型。寧金輝和苑澤明（2020）[4]、張友棠和常瑜 洺（2020）[5]利用營業(yè)收入增長率來構(gòu)建實際投資回歸方程，以回歸殘差絕對值大小來衡量企業(yè)投資的非效率水平。也有學(xué)者用DEA 模型測度企業(yè)綠色投資效率（肖黎明和李秀清，2020）[6]以及用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型測度企業(yè)全要素生產(chǎn)率（聶飛和劉海云，2017）[7]。劉曉丹和衣長軍（2017）[8]用經(jīng)營績效和生產(chǎn)效率來衡量新興經(jīng)濟(jì)體OFDI 的微觀績效。

關(guān)于OFDI 對外投資對企業(yè)投資效率的影響，目前學(xué)者們從企業(yè)是否進(jìn)行OFDI 以及投資深度視角展開，側(cè)重于企業(yè)自身因素、企業(yè)投資方式以及東道國經(jīng)濟(jì)水平等方面進(jìn)行分析。陳曄婷等（2016）[9]實證研究發(fā)現(xiàn)高技術(shù)企業(yè)對外投資可以增強(qiáng)企業(yè)創(chuàng)新效率，且這種促進(jìn)作用隨著東道國發(fā)達(dá)程度的增加而顯著。聶飛和劉海云（2017）[7]研究表明OFDI中國企業(yè)生產(chǎn)效率高于非OFDI 企業(yè)，且生產(chǎn)效率與生產(chǎn)率之間存在倒“U”型關(guān)系。劉曉丹和衣長軍（2017）[8]、李平和馬曉輝（2019）[10]認(rèn)為對外投資可以緩解企業(yè)要素錯配，投向高收入國家、貿(mào)易銷售型企業(yè)、多樣化型企業(yè)的OFDI 的緩解作用更顯著。何彬和范碩（2019）[11]以2010—2017 年中國A 股上市公司作為研究樣本，采用反事實和匹配的方法研究發(fā)現(xiàn)，雖然總體上中國企業(yè)對外投資行為對企業(yè)創(chuàng)新效率無顯著影響，但國有企業(yè)以及采取綠地投資的企業(yè)的OFDI 行為會惡化企業(yè)創(chuàng)新效率，而非國有企業(yè)和跨國并購企業(yè)的OFDI 行為有助于提高創(chuàng)新效率。劉娟等（2020）[12]的研究表明OFDI 對當(dāng)期企業(yè)資本配置效率存在提升作用，同時當(dāng)OFDI 投向發(fā)達(dá)國家以及進(jìn)行OFDI 的企業(yè)為地方高企和民企時，其作用更顯著。曹杰和劉娟（2021）[13]從投資深度和廣度視角來研究OFDI 對企業(yè)資本配置效率的影響，研究發(fā)現(xiàn)總投資規(guī)模以及投資深度（平均規(guī)模）對企業(yè)資本配置效率存在顯著倒“U”型影響，投資廣度有助于提高企業(yè)資本配置效率，在投資過度情況下結(jié)果依然穩(wěn)健，而在投資不足情況下，OFDI將降低企業(yè)投資效率。

通過對已有研究的梳理可以看出，研究對外投資影響企業(yè)效率的文獻(xiàn)較多，但現(xiàn)有研究多集中于OFDI 對全行業(yè)企業(yè)效率的影響，也多研究企業(yè)自身因素、企業(yè)不同投資方式以及東道國制度環(huán)境、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及文化距離對企業(yè)效率的影響，而忽略了對OFDI 進(jìn)行分行業(yè)研究以及東道國經(jīng)濟(jì)風(fēng)險對企業(yè)投資效率的影響。因此，本文基于能源上市企業(yè)數(shù)據(jù)以及能源OFDI 行為數(shù)據(jù)來實證研究能源OFDI 行為對能源企業(yè)投資效率的影響，并進(jìn)一步分析了東道國經(jīng)濟(jì)風(fēng)險的調(diào)節(jié)效應(yīng)，以期為能源企業(yè)降低投資風(fēng)險與提高投資效率提供決策參考。

三、理論基礎(chǔ)與假設(shè)

（一）能源OFDI 提升企業(yè)投資效率的機(jī)制分析

企業(yè)的非效率投資水平可以通過企業(yè)實際投資水平（Richardson，2006）[1]與企業(yè)預(yù)期投資水平之間的偏差程度來度量。相關(guān)文獻(xiàn)指出，能源OFDI 通過邊際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、逆向技術(shù)溢出、優(yōu)化要素配置等方式提高海外子公司效率，從而提高企業(yè)投資效率。

1.邊際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。OFDI 能夠?qū)崿F(xiàn)母國比較劣勢產(chǎn)業(yè)的國際轉(zhuǎn)移，有利于母國在本國優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)配置更多的生產(chǎn)要素，從而實現(xiàn)母國資本的有效配置（Kojima，1978）[14]。對發(fā)展中國家的OFDI 有助于本國轉(zhuǎn)移劣勢產(chǎn)業(yè)與消耗富余產(chǎn)能，并利用本國資源稟賦優(yōu)勢換取交換價值（王桂軍和盧瀟瀟，2019）[15]。同時發(fā)展中國家更廣闊的市場、良好的基礎(chǔ)設(shè)施有利于企業(yè)實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)與成本優(yōu)勢，進(jìn)而提升企業(yè)利潤、合理配置資本（楊先明和王巧然，2018）[16]。

2.逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。企業(yè)向發(fā)達(dá)國家的OFDI可以產(chǎn)生逆向技術(shù)溢出效益，即OFDI 能夠借助逆向技術(shù)溢出效應(yīng)促進(jìn)投資國的技術(shù)創(chuàng)新（Philippe和Laura，2015）[17]。OFDI 可以使跨國企業(yè)嵌入東道國R&D 資源和相關(guān)產(chǎn)業(yè)聚集地，通過技術(shù)網(wǎng)絡(luò)獲取東道國的技術(shù)；同時，東道國的子公司獲得的收益也將增強(qiáng)母公司的實力，并能夠給母公司帶來前沿性的專利、管理經(jīng)驗和上下游渠道，從而使母公司獲得國際R&D 溢出（杜江和宋躍剛，2015）[18]。發(fā)展中國家的企業(yè)通過OFDI 嵌入全球價值鏈，利用全球生產(chǎn)創(chuàng)新的聯(lián)結(jié)來提高自身技術(shù)能力與獲取發(fā)展機(jī)會（楊銳和劉志彪，2015）[19]。Vahter 和Masso（2006）[20]的實證研究結(jié)果顯示OFDI 會對投資公司產(chǎn)生顯著的技術(shù)逆向溢出效應(yīng)，但不確定OFDI 對其他類型的企業(yè)是否也產(chǎn)生外溢效應(yīng)。Yang 等（2013）[21]、付永萍和馬永（2015）[22]的研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，企業(yè)OFDI 行為可以顯著地促進(jìn)公司創(chuàng)新績效的提高。

3.要素優(yōu)化配置。OFDI 可以改善資本錯配的現(xiàn)象，生產(chǎn)資源通過OFDI 跨越國境進(jìn)行優(yōu)化配置，可提高企業(yè)投資效率（白俊紅和劉宇英，2018）[23]。對于資源型企業(yè)，其生產(chǎn)可能受到本國資源的制約，而在開放條件下，資源型企業(yè)可以通過OFDI，利用東道國充裕的資源來尋求更好的發(fā)展前景（丁志國等，2012）[24]。同時，在開放條件以及激烈的市場競爭機(jī)制下，低效率企業(yè)將退出市場，其生產(chǎn)要素向高效率企業(yè)轉(zhuǎn)移，從而實現(xiàn)資源的優(yōu)化配置（王文等，2014）[25]。

基于以上機(jī)制分析，可以看出OFDI 可提升企業(yè)投資效率。結(jié)合我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展對能源的巨大需求，同時受制于國內(nèi)存量相對不足的現(xiàn)狀，特提出如下研究假設(shè)：

H1：能源OFDI 可以提高能源企業(yè)的投資效率；

H2：能源OFDI 的次數(shù)越多，企業(yè)投資效率越高。

（二）東道國經(jīng)濟(jì)風(fēng)險的調(diào)節(jié)機(jī)制

OFDI 會受到東道國經(jīng)濟(jì)風(fēng)險的影響。王海軍和齊蘭（2011）[26]通過實證研究，證實了國家經(jīng)濟(jì)風(fēng)險會減弱我國企業(yè)的OFDI 效率。李原和汪紅駒（2018）[27]對經(jīng)濟(jì)風(fēng)險和我國對“一帶一路”國家投資效益的研究表明，經(jīng)濟(jì)風(fēng)險通過市場風(fēng)險、運營風(fēng)險以及貨幣風(fēng)險等渠道影響外商直接投資的融資渠道以及投資決策的成本收益預(yù)估。此外，能源企業(yè)的對外投資本身存在投資金額大、回收周期長、短期邊際回報低等特點，而且能源企業(yè)對外投資往往需要長期持續(xù)性投資，投資對象也較為集中（梁瑩，2015）[28]，所以東道國經(jīng)濟(jì)風(fēng)險對能源OFDI 效率的負(fù)面影響可能較大。因此，東道國的經(jīng)濟(jì)風(fēng)險會減弱能源OFDI 對企業(yè)投資效率的提升作用，特提出如下研究假設(shè)：

H3：東道國經(jīng)濟(jì)風(fēng)險越高，對于能源OFDI 促進(jìn)企業(yè)投資效率的抑制作用越強(qiáng)。

四、模型與數(shù)據(jù)

（一）企業(yè)投資效率的測度

本文借鑒Richardson（2006）[1]模型測度方法，以企業(yè)預(yù)期投資量與企業(yè)實際投資量之間的偏差程度來間接度量企業(yè)投資效率。由于模型引入被解釋變量的滯后項作為解釋變量，因此本文選擇動態(tài)面板模型測算企業(yè)投資效率，企業(yè)預(yù)期資本投資水平的估計模型如下：

其中，被解釋變量是invi，t為企業(yè)當(dāng)年總資產(chǎn)變化除以當(dāng)年資產(chǎn)平均值，即（本年年末總資產(chǎn)-上一年年末總資產(chǎn)）/（（上一年年末總資產(chǎn)+本年年末總資產(chǎn)）/2），其中總資產(chǎn)是固定資產(chǎn)、長期投資、無形資產(chǎn)和其他投資四者的總額；解釋變量revgri，t為當(dāng)期營業(yè)總收入增長率，invi，t-1為滯后一期的被解釋變量，invi，t-2為滯后兩期的被解釋變量；controli，t－1為控制變量，采取滯后一期，具體包括企業(yè)上市年齡（age）、資產(chǎn)負(fù)債率（lar）、企業(yè)規(guī)模（size）和上市公司股票年回報率（eps，每股收益）。ui表示個體效應(yīng)，εi.t是擾動項。其中，i 表示企業(yè)，t 表示年份。

相關(guān)變量定義如表1 所示，對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行5%縮尾處理后，描述性統(tǒng)計如表2 所示①表中inv、revgr、lar、size、age、eps 等變量已進(jìn)行了5%的縮尾處理。。利用相關(guān)數(shù)據(jù)對式（1）進(jìn)行回歸，用回歸方程的殘差絕對值測度企業(yè)投資效率inveff。回歸殘差絕對值越大，企業(yè)投資效率越低。考慮到殘差絕對值的量綱以及與投資效率的負(fù)向關(guān)系，將殘差絕對值乘以負(fù)100，并進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

表1 所有變量的定義

表2 所有變量的描述性統(tǒng)計

（二）能源OFDI 對企業(yè)投資效率的影響

將一年中企業(yè)是否進(jìn)行能源OFDI 與年度能源OFDI 的次數(shù)分別作為企業(yè)能源OFDI 行為的代理變量，建立如下模型：

其中，inveffi，t為能源企業(yè)的投資效率；式（2）中的ofdii，t-1是企業(yè)能源OFDI 的代理變量，采用滯后一期值，即如果在上一年度企業(yè)進(jìn)行了能源OFDI，則取值為1，否則取值為0；式（3）中的nofdii，t-1為滯后一期企業(yè)進(jìn)行能源OFDI 的次數(shù)。ui為個體效應(yīng)，ut為時間效應(yīng)。i 表示企業(yè)，t 表示年份。

控制變量進(jìn)行了5%的縮尾處理，采取滯后一期。控制變量主要包括上市年齡（age）、公司規(guī)模（size）、營業(yè)總收入增長率（revgr）、資本密集度（inten）。

各變量定義以及描述性統(tǒng)計結(jié)果（見表1、表2）。

（三）樣本與數(shù)據(jù)

本文選取在2005—2020 年期間進(jìn)行能源海外投資的46 家上市能源企業(yè)，能源OFDI 數(shù)據(jù)來源于中國全球投資追蹤數(shù)據(jù)庫①數(shù)據(jù)來源：http://www.aei.org/china-global-investment-tracker/.，相關(guān)的企業(yè)數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。關(guān)于能源上市企業(yè)的定義，參考相關(guān)文獻(xiàn)（楊先明和王巧然，2018）[16]，本文選擇主營業(yè)務(wù)范圍涉及能源行業(yè)的上市企業(yè)作為研究對象。首先，篩選存在能源OFID 行為的能源上市企業(yè)，從國泰安數(shù)據(jù)庫得到相關(guān)的財務(wù)數(shù)據(jù)，得到累計觀測樣本603 條。然后，基于企業(yè)年度財務(wù)數(shù)據(jù)，采用動態(tài)面板模型測算企業(yè)投資效率。接著，利用已有數(shù)據(jù)整理，獲得每年企業(yè)是否發(fā)生能源OFDI 以及進(jìn)行能源OFDI 的次數(shù)，作為企業(yè)進(jìn)行能源OFDI 的度量指標(biāo)。

模型（1）、模型（2）和模型（3）中涉及變量的相關(guān)系數(shù)如表3 所示。

表3 投資效率測度模型的變量相關(guān)系數(shù)

表4 能源OFDI 行為對能源企業(yè)投資效率影響模型的變量相關(guān)系數(shù)

五、能源OFDI 與投資效率的實證分析

（一）企業(yè)投資效率分析

根據(jù)式（1）測度企業(yè)投資效率，由于解釋變量中包括被解釋變量的滯后期，所以選取動態(tài)面板模型，分別使用差分GMM 模型和系統(tǒng)GMM 模型進(jìn)行檢驗和比較。

差分GMM 模型能夠進(jìn)行一致估計的前提是，擾動項{εi，t}的差分雖然存在一階自相關(guān)，但不存在二階或者更高階相關(guān)。

差分GMM 如表5 中的Model1.1 所示，分析結(jié)果表明擾動項{εi，t}的差分存在一階自相關(guān)，但不存在二階自相關(guān)。過度識別檢驗通過，差分GMM 模型有效。類似地，系統(tǒng)GMM 模型也有效。

表5 測度企業(yè)投資效率模型

通過表5 以及表6 的比較可知，系統(tǒng)GMM 系數(shù)的估計值與差分GMM 接近，由于系統(tǒng)GMM 模型的標(biāo)準(zhǔn)誤更小（表6 括號內(nèi)數(shù)值是標(biāo)準(zhǔn)誤），所以選擇使用系統(tǒng)GMM 模型來估計能源企業(yè)的投資效率。考慮到殘差絕對值與投資效率的負(fù)向關(guān)系以及量綱問題，將殘差絕對值取負(fù)數(shù)，并乘以100，然后進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，處理后的值用來測度能源企業(yè)投資效率inveff。

表6 投資效率模型的標(biāo)準(zhǔn)誤

（二）能源OFDI 對企業(yè)投資效率的影響分析

1.能源OFDI 對企業(yè)投資效率的影響（假設(shè)1）。表7 分別給出混合回歸、個體固定效應(yīng)、雙向固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型的實證結(jié)果。被解釋變量為當(dāng)期企業(yè)投資效率（inveffi，t）；解釋變量ofdii，t-1表示企業(yè)是否進(jìn)行能源OFDI（虛擬變量，有則取1，無則取0），并取滯后一期的值。異方差檢驗顯示，存在組間異方差。組間檢驗顯示無一階自相關(guān)。個體效應(yīng)檢驗結(jié)果拒絕不存在個體效應(yīng)的原假設(shè)，所以相比于混合回歸，選擇固定效應(yīng)模型。隨機(jī)效應(yīng)檢驗結(jié)果表明，應(yīng)選擇“固定效應(yīng)”模型。

表7 能源OFDI 對企業(yè)投資效率的影響

從實證結(jié)果看，除混合回歸模型外，解釋變量ofdi 的系數(shù)為正，且在5%的水平上顯著。可見進(jìn)行能源OFDI 對企業(yè)的投資效率具有正向作用。控制變量中，企業(yè)規(guī)模size 的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明能源企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大對其投資效率存在顯著的促進(jìn)作用，可見能源行業(yè)存在規(guī)模經(jīng)濟(jì)，企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大可以降低投資成本以及提升生產(chǎn)要素的使用效率，從而提升企業(yè)投資效率。

2.能源OFDI 次數(shù)對企業(yè)投資效率的影響（假設(shè)2）。表8 給出了相關(guān)的實證結(jié)果。與表7 相比，解釋變量nofdii，t-1是能源OFDI 年度投資次數(shù)，取滯后一期值，其他變量相同。檢驗結(jié)果顯示，應(yīng)選擇個體固定效應(yīng)模型。

表8 能源OFDI 次數(shù)對企業(yè)投資效率的影響

解釋變量nofdi 的系數(shù)顯著為正，表明能源OFDI次數(shù)的增加對企業(yè)投資效率具有促進(jìn)作用。可能原因是：第一，隨著能源OFDI 次數(shù)的增加，以尋求資源為目的的企業(yè)在自然資源豐裕的國家配置要素，從而提升企業(yè)資本配置效率（丁志國等，2012）[24]；第二，能源企業(yè)通過將我國一些勞動密集型的傳統(tǒng)能源產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移至成本相對低的被投資國，可以降低企業(yè)成本；第三，目前而言，能源行業(yè)需要長期投入大量的資金，但我國能源企業(yè)資金利用效率低（梁瑩，2015）[28]，所以能源企業(yè)可以借助投資對象多元化來降低資金過于集中的風(fēng)險；第四，我國能源企業(yè)對外投資經(jīng)驗不足（梁瑩，2015）[28]，能源OFDI 次數(shù)的增加有利于企業(yè)積累投資經(jīng)驗以及拓展海外業(yè)務(wù)。

3.東道國經(jīng)濟(jì)風(fēng)險的影響（假設(shè)3）。東道國的經(jīng)濟(jì)因素會影響能源OFDI 對企業(yè)投資效率的作用（假設(shè)3）。東道國的經(jīng)濟(jì)風(fēng)險（risk）使用該國消費者物價指數(shù)（CPI）的波動率來度量，具體數(shù)值由東道國CPI 的月度值計算年度標(biāo)準(zhǔn)差而得①CPI 數(shù)據(jù)來自IMF，由于澳大利亞的CPI 數(shù)據(jù)只有季度數(shù)據(jù)，因此用季度CPI 的年度標(biāo)準(zhǔn)差來測度其經(jīng)濟(jì)風(fēng)險。。

企業(yè)一年可能對多個國家進(jìn)行能源OFDI，此時，以對不同國家的能源OFDI 投資額占當(dāng)年該企業(yè)能源OFDI 總額的比重為權(quán)重，計算加權(quán)后的經(jīng)濟(jì)風(fēng)險（risk）。

能源企業(yè)之間存在共同能源OFDI，但無法獲得各企業(yè)具體投資金額，所以計算權(quán)重時僅統(tǒng)計企業(yè)單獨能源OFDI。此外，此部分的樣本，也去除了企業(yè)對經(jīng)濟(jì)風(fēng)險數(shù)據(jù)缺失的國家的能源OFDI 數(shù)據(jù)，并重新統(tǒng)計企業(yè)單獨進(jìn)行能源OFDI 的次數(shù)（nofdi）。同時，在模型中，先對交互項的各變量做了去中心化處理，再加入交互項nofdi*risk，來檢驗東道國經(jīng)濟(jì)風(fēng)險的調(diào)節(jié)效應(yīng)。回歸模型如下：

雙向固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果如表9 所示，交乘項nofdi*risk 的系數(shù)在時間固定效應(yīng)模型中為負(fù)且在5%的水平上顯著，支持假設(shè)3。東道國經(jīng)濟(jì)風(fēng)險較高，物價波動頻繁，會增加投資風(fēng)險，降低投資效率。

表9 東道國經(jīng)濟(jì)風(fēng)險的調(diào)節(jié)效應(yīng)

（三）穩(wěn)健性檢驗

重新采用托賓Q 值測度企業(yè)投資效率（inveff_tq）。參考許晨曦等（2020）[3]測算企業(yè)投資效率的方法，使用托賓Q 替代營業(yè)收入總增長率（revgr）作為解釋變量來測度企業(yè)投資效率，采用托賓Q 值測算的投資效率替換原來的投資效率，作為被解釋變量回歸模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，個體固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果如表10 所示，結(jié)論與前文一致。

六、結(jié)論與建議

本文基于中國上市能源企業(yè)樣本，考察能源OFDI 對企業(yè)投資效率的影響，同時進(jìn)一步分析東道國經(jīng)濟(jì)因素的調(diào)節(jié)效應(yīng)。研究中選取2005—2020 年期間進(jìn)行能源OFDI 的46 家能源上市企業(yè)作為研究對象，首先采用動態(tài)面板模型計算企業(yè)投資效率，然后建立能源OFDI 和企業(yè)投資效率的回歸模型來研究能源OFDI 對企業(yè)投資效率的影響，并進(jìn)一步檢驗東道國經(jīng)濟(jì)風(fēng)險的調(diào)節(jié)效應(yīng)。實證研究結(jié)果表明：（1）能源OFDI 可以提升企業(yè)的投資效率，能源OFDI 次數(shù)的增加可以提高企業(yè)投資效率；（2）東道國經(jīng)濟(jì)風(fēng)險對能源OFDI 提升企業(yè)投資效率有抑制作用。

結(jié)合本文實證研究結(jié)果，提出以下建議：首先，我國能源企業(yè)應(yīng)當(dāng)積極拓展海外投資業(yè)務(wù)、積累投資經(jīng)驗、充分利用東道國優(yōu)勢，來實現(xiàn)企業(yè)投資效率提升。再者，我國能源企業(yè)在對外投資時，既要考慮投資規(guī)模、投資期限以及被投資國的資源稟賦等因素，也要重視東道國經(jīng)濟(jì)風(fēng)險的影響。同時，政府應(yīng)當(dāng)鼓勵能源企業(yè)開展對外投資，加強(qiáng)OFDI 政策扶持力度，解決企業(yè)對外投資中面臨的資金以及國際風(fēng)險問題，為企業(yè)對外投資保駕護(hù)航。