張左敏暘

【摘 要】FDI對(duì)我國投資產(chǎn)生了很大影響，在起步階段對(duì)我國總體呈現(xiàn)資本互補(bǔ)與帶動(dòng)內(nèi)資的作用，然而隨著中國加入WTO并放寬各項(xiàng)政策之后，F(xiàn)DI擠出了國內(nèi)投資，宏觀層面表現(xiàn)在對(duì)總投資的負(fù)向關(guān)系，微觀層面對(duì)此可以做出合理的經(jīng)濟(jì)解釋。文章首先在宏觀層面用VAR模型檢驗(yàn)FDI與總投資的關(guān)系，然后選取消費(fèi)零售行業(yè)給出宏觀數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)的解釋，旨在強(qiáng)調(diào)引進(jìn)FDI的同時(shí)，要注意國內(nèi)投資的發(fā)展?fàn)顩r。

【關(guān)鍵詞】FDI;投資擠出;經(jīng)濟(jì)解釋

【中圖分類號(hào)】F830.59 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A 【文章編號(hào)】1674-0688（2021）04-0019-05

0 引言

自新冠肺炎疫情暴發(fā)以來，中國與西方國家關(guān)系日趨緊張，中美貿(mào)易摩擦持續(xù)。觀察近年來的經(jīng)濟(jì)關(guān)系我們發(fā)現(xiàn)，中國必須牢牢掌握主動(dòng)權(quán)與話語權(quán)，抓牢經(jīng)濟(jì)命脈。在此背景下，有必要重新審視FDI（外商直接投資）給我國帶來的影響。自改革開放以來，我國不斷引入外資，中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)實(shí)狀況和大量文獻(xiàn)實(shí)證也都證明外資的引入確實(shí)給中國經(jīng)濟(jì)帶來了巨大的好處，這點(diǎn)不能否認(rèn)。但是，外商直接投資的直接引入在促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)騰飛的同時(shí)，是否存在對(duì)中國經(jīng)濟(jì)不利的一面值得商榷。本文對(duì)此進(jìn)行了宏觀層面的檢驗(yàn)，邊際貢獻(xiàn)在于從微觀零售產(chǎn)業(yè)給出解釋依據(jù)。

1 文獻(xiàn)綜述

FDI理論起源于20世紀(jì)60年代，大致分為FDI形成原因、決定因素路徑及FDI對(duì)東道國經(jīng)濟(jì)影響的研究，包括對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、儲(chǔ)蓄與投資已經(jīng)溢出效應(yīng)的研究。由于各個(gè)國家的情況不同，F(xiàn)DI對(duì)國內(nèi)投資的凈影響結(jié)論不一。

從國外文獻(xiàn)來看，較早的是Brecher和Choudhri（1982） [1]拓展了“貧困化增長(zhǎng)”的模型，將貧困化增長(zhǎng)歸因于外國直接投資。經(jīng)過30年后，Brecher和Findlay（1983） [2]擴(kuò)展了貧困化增長(zhǎng)模型，結(jié)論顯示外國直接投資會(huì)引起東道國貧困的加劇，并給出了具體的傳播渠道，從長(zhǎng)遠(yuǎn)來看對(duì)東道國不利。

然而實(shí)證證據(jù)出現(xiàn)了相反的情況，Lubitz（1967） [3]采用加拿大1951—1962年季度數(shù)據(jù)分析FDI對(duì)加拿大資本增量的影響發(fā)現(xiàn)，1美元的FDI可以帶動(dòng)3美元資本增量的形成，對(duì)東道國是十分有利的。但是，VanLoo（1977） [4]對(duì)1948—1966年數(shù)據(jù)研究表明，加拿大1美元的FDI直接影響僅能帶動(dòng)1.4美元的增長(zhǎng)，若算上間接影響，僅能帶動(dòng)0.44～0.99美元的增長(zhǎng)。為了拓展研究，Collins（1999） [5]擴(kuò)大研究范圍，對(duì)1979—1995年的58個(gè)發(fā)展中國家的資本流入（FDI、銀行貸款及證券投資）進(jìn)行研究并得出結(jié)論：1單位外國資本可以使總投資增加0.5個(gè)單位，其中FDI是1比1的關(guān)系。更進(jìn)一步來看，De Mello（1999）[6]對(duì)1970—1990年的32個(gè)OECD與非OECD國家的FDI對(duì)國內(nèi)資本影響得出更為依賴國家自身?xiàng)l件的結(jié)論，即FDI對(duì)國內(nèi)資本影響更多地依賴于國內(nèi)投資與FDI之間的替代與互補(bǔ)程度，并且與東道國自身?xiàng)l件與投資國差距有很大影響。

國內(nèi)的相關(guān)研究起步較晚，但是研究結(jié)論出現(xiàn)了截然相反的情況。朱勁松（2001） [7]用我國FDI數(shù)據(jù)進(jìn)行研究表面FDI對(duì)當(dāng)年的投資有擠入效應(yīng)，然而對(duì)下一年的國內(nèi)投資具有擠出效應(yīng)。沈國良和楊柳勇（2002） [8]采用時(shí)間序列1985—1999年的數(shù)據(jù)并在總投資方程模型上檢驗(yàn)FDI對(duì)我國投資的影響做研究，表明從長(zhǎng)遠(yuǎn)來看，F(xiàn)DI對(duì)我國投資是擠出效應(yīng)。然而到底是擠入還是擠出效應(yīng)？可能依據(jù)地區(qū)條件不同而結(jié)果有所不同。陸建軍（2003） [9]采用1987—2001年的數(shù)據(jù)實(shí)證表明20世紀(jì)FDI對(duì)我國中西部呈現(xiàn)擠入效應(yīng)，然而在東部地區(qū)卻是擠出效應(yīng)占主導(dǎo)，夾雜中性效應(yīng)。FDI具有區(qū)域差別且影響自東向西遞減。王志鵬和李子奈（2004） [10]用面板數(shù)據(jù)得出與陸建軍大體一致的結(jié)論。王永齊（2005） [11]則通過總量和產(chǎn)業(yè)兩個(gè)層面上進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)從總量上看，外資對(duì)我國國內(nèi)投資沒有形成擠出效應(yīng)，而在產(chǎn)業(yè)層面上存在相對(duì)擠出而不是絕對(duì)擠出效應(yīng)，并且FDI傾向于在擠出效應(yīng)較大的產(chǎn)業(yè)進(jìn)行投資。以上學(xué)者大多數(shù)認(rèn)為FDI擠出效應(yīng)占主導(dǎo)，但是王桂新與毛新雅（2006） [12]依據(jù)內(nèi)生增長(zhǎng)理論模型對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)進(jìn)行回歸檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)了與其他學(xué)者不同的結(jié)論，即FDI對(duì)國內(nèi)投資產(chǎn)生了擠入效應(yīng)。

綜上，F(xiàn)DI到底是對(duì)我國投資是擠出效應(yīng)占主導(dǎo)還是擠入效應(yīng)占主導(dǎo)，學(xué)界依然沒有達(dá)成共識(shí)，需要進(jìn)一步檢驗(yàn)與尋找新證據(jù)支持觀點(diǎn)。

2 現(xiàn)實(shí)與理論分析

根據(jù)2016年的《外商投資報(bào)告》，外商在我國的直接投資基本集中在高回報(bào)產(chǎn)業(yè)，即第二和第三產(chǎn)業(yè)，所占比重合計(jì)高于95%，而對(duì)于農(nóng)業(yè)方面的投資，幾乎可以忽略不計(jì)。到了2017年，在第三產(chǎn)業(yè)投資的占比更是達(dá)到了68.1%。外資強(qiáng)力進(jìn)入我國工業(yè)與服務(wù)業(yè)，除了帶來經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)外，是否產(chǎn)生了對(duì)國內(nèi)投資的不利影響。這樣的比重上升情況及往高技術(shù)、高回報(bào)產(chǎn)業(yè)的滲透，究竟是帶動(dòng)了更多的國內(nèi)投資還是排斥了國內(nèi)投資？

對(duì)于FDI對(duì)國內(nèi)投資影響的理論尚未有一個(gè)比較完善的理論框架，眾說紛紜，因此本文綜合已有研究，先探討FDI擠入（擠出）效應(yīng)的作用渠道與機(jī)制。

（1）擠入效應(yīng)。擠入效應(yīng)在初期的貢獻(xiàn)是很大的，就像“雙缺口”模型所講述的那樣，外國直接投資對(duì)東道國“儲(chǔ)蓄缺口”及“外匯缺口”問題的解決是有效的，尤其對(duì)后者。除此之外，F(xiàn)DI的進(jìn)入不是盲目的，它是奔著賺取高額收益率而來的，利用資金的效率必然是較高的，否則也不會(huì)選擇跨國冒如此大的風(fēng)險(xiǎn)。這樣一來，我們就可以推測(cè)FDI有著牽頭與示范的作用，不僅可以督促本企業(yè)的創(chuàng)新與制造效率提高與成本控制，還可以促使此行業(yè)中的其他企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新與改造。FDI的正溢出效應(yīng)已經(jīng)被很多研究證實(shí)是存在的。

（2）擠出效應(yīng)。根據(jù)比較優(yōu)勢(shì)和壟斷理論，F(xiàn)DI的驅(qū)動(dòng)很重要的一點(diǎn)就是國外企業(yè)實(shí)力強(qiáng)大，可以拉動(dòng)本土企業(yè)進(jìn)步，但這樣的實(shí)力對(duì)于本土企業(yè)來說是遙不可及的，被擠出市場(chǎng)的可能性很大。基于此，一旦外商在某行業(yè)有著強(qiáng)大的勢(shì)力，憑借著強(qiáng)大資本與技術(shù)力量承包了整個(gè)上、下游采購銷售鏈，也就不需要國內(nèi)資本進(jìn)入了，本國投資就失去了方向，產(chǎn)生了擠出效應(yīng)。從金融支持方面來看，Alfaro等人（2004） [13]指出，完善的金融市場(chǎng)對(duì)于FDI的利用是正面的，而一個(gè)有著金融抑制的東道國對(duì)FDI的利用并不理想，甚者有害于東道國?！敖鹑谝种啤崩碚撜J(rèn)為，發(fā)展中國家普遍存在以下現(xiàn)象：①金融服務(wù)只服務(wù)于少數(shù)階層，而大量的小企業(yè)與居民被排斥在正規(guī)金融市場(chǎng)之外。②國家銀行占據(jù)主導(dǎo)，缺乏競(jìng)爭(zhēng)，匯率與利率雙管制。根據(jù)這樣的理論與事實(shí)表明，我國確實(shí)處于這樣的環(huán)境之中，意味著“金融抑制”理論符合我國國情，也就有理由認(rèn)為FDI對(duì)我國有著潛在的不利影響。因此，本文假設(shè)認(rèn)為FDI對(duì)我國投資產(chǎn)生了負(fù)面影響，即擠出我國國內(nèi)投資。

3 數(shù)據(jù)分析與實(shí)證模型

3.1 宏觀層面的理論分析

現(xiàn)有理論能夠較好地說明投資與擠入（擠出）效應(yīng)的有Mayer與Agosin（2000） [14]的總投資方程模型，而李子奈和王志鵬（2004）指出該模型的缺陷，對(duì)于GDP增長(zhǎng)率假設(shè)相等不符合現(xiàn)實(shí)，在此基礎(chǔ)上對(duì)原模型進(jìn)行改進(jìn)，本文參考改進(jìn)后的模型。

假設(shè)t期一國總投資可以分解為國內(nèi)Id，t與國外If，t，于是t期總資可以表示如下：

It=Id，t+If，t（1）

假設(shè)國外投資僅來源于FDI，但考慮時(shí)滯的關(guān)系，t期的外國投資受前時(shí)期投資F的影響，因此Agosin與Mayer選擇兩階滯后，于是t期的國外投資如下：

If，t=α1 Ft+α2 Ft-1+α3 Ft-2（2）

根據(jù)新古典理論，國內(nèi)投資Id，t一般受前期產(chǎn)出水平Y(jié)與前期總投資影響及利率水平的影響，然而我國利率并不是市場(chǎng)化的，即使到現(xiàn)在，也不能說是真正意義上的市場(chǎng)化，因此根據(jù)Agosin的建議各取二階滯后項(xiàng)，表達(dá)式如下：

Id，t=β1 Yt-1+β2 Yt-2+β3 It-1+β4 It-2（3）

在此基礎(chǔ)上，李子奈和王志鵬對(duì)此繼續(xù)推導(dǎo)，采用資本加速器假設(shè)，可得最后估計(jì)方程如下：

It=a+δ1 Ft+δ2 Ft-1+δ3 Ft-2+δ4 Yt+δ5 Yt-1+δ6 It-1+εt（4）

其中，It定義為t期投資，即總投資額;Ft定義為t期FDI流入量，即FDI;Yt定義為t期總產(chǎn)出;其余項(xiàng)依次類推。

對(duì)擠入（擠出）效應(yīng)的定性與定量度量：①由于FDI對(duì)投資凈效應(yīng)尚未明確，因此通過觀察回歸符號(hào)做定性推斷。②根據(jù)Agosin提出的度量指標(biāo)■=■定量衡量其效應(yīng)，并稱之為長(zhǎng)期系數(shù)效應(yīng)。當(dāng)然，此量必須建立在參數(shù)顯著的條件下進(jìn)行估計(jì)，若有不顯著的，予以剔除即可，不影響結(jié)論。構(gòu)造假設(shè)檢驗(yàn)為H0：■=1。若在給定顯著性水平下不能拒絕原假設(shè)，則說明FDI占比對(duì)總投資率影響為中性;若在給定顯著性水平下拒絕原假設(shè)，那么具體看效應(yīng)的大小。

3.2 數(shù)據(jù)說明與實(shí)證

所有數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計(jì)局。原則上應(yīng)采用GDP平減指數(shù)進(jìn)行通脹調(diào)整，但由于中國不曾有過季度性GDP平減指數(shù)數(shù)據(jù)，所以以CPI代替剔除所有名義指標(biāo)的影響。由于統(tǒng)計(jì)的不完全，所以基于所有可得數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)區(qū)間為1998年第一季度到2016年第三季度，并經(jīng)過平滑處理。變量描述性統(tǒng)計(jì)具體見表1。

原始數(shù)據(jù)不平穩(wěn)，故采用一階差分。即，3個(gè)變量在一階差分后平穩(wěn)，可以進(jìn)行差分回歸。但由初始理論模型得到的回歸效果并不好，其中GDP與總投資有著嚴(yán)重多重共線性，導(dǎo)致原模型系數(shù)與經(jīng)濟(jì)理論不相符，以及原方程模型存在內(nèi)生性問題，導(dǎo)致所有經(jīng)典OLS回歸假設(shè)均不滿足（結(jié)果省略）。在此基礎(chǔ)上，進(jìn)行逐步回歸剔除不顯著的變量，并根據(jù)SIC準(zhǔn)則選定最終回歸方程如下：

△It=a+δ1△Ft+δ2△Yt+δ3△It-1+εt（5）

表2中的回歸結(jié)果顯示，該方程式的估計(jì)擬合優(yōu)度大幅度提高且估計(jì)系數(shù)在1%置信水平下顯著，并且通過所有古典假設(shè)，由系數(shù)的符號(hào)可以判斷與現(xiàn)有經(jīng)濟(jì)理論相符，比較可信。根據(jù)構(gòu)建wald參數(shù)約束統(tǒng)計(jì)量估計(jì)，可以在1%置信水平下拒絕中性效應(yīng)假設(shè)。該差分模型可以解釋為FDI的邊際變化對(duì)總投資的邊際變化影響，即FDI邊際變化增加1個(gè)單位，相應(yīng)總投資平均邊際減少18.24個(gè)單位。根據(jù)長(zhǎng)期反應(yīng)系數(shù)公式，定量大小為■=-33.16。對(duì)此，可以解釋為中國在1998—2016年FDI邊際變化增加1個(gè)單位，長(zhǎng)期來看總投資邊際平均減少33.16個(gè)單位，這的確為FDI侵占國內(nèi)投資提供了證據(jù)。

為了找出FDI與總投資的動(dòng)態(tài)關(guān)系，考慮建立VAR模型進(jìn)行分析。以下著重關(guān)注總投資與FDI占比之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，根據(jù)理論且在數(shù)據(jù)平穩(wěn)的條件下，協(xié)整性檢驗(yàn)與格蘭杰因果檢驗(yàn)均表明數(shù)據(jù)存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。

最終VAR模型建立如下：

It=0.309 9+0.749 6Ft-1-5.753 5Ft-2+0.475 1It-1+0.110 1It-2+1.198 9Yt

Ft=0.018 8-0.011 96It-1-0.000 6It-2+0.276 1Ft-1+0.292 5Ft-2-0.007 1Yt

再次進(jìn)行VAR模型的格蘭杰因果檢驗(yàn)，結(jié)論依然表明總投資率是FDI占比的格蘭杰原因，也為以上模型提供證據(jù)支持。在VAR模型穩(wěn)定有效的基礎(chǔ)上，得出脈沖響應(yīng)函數(shù)圖進(jìn)行分析（如圖1至圖4所示）。

3.3 結(jié)果分析

由圖1可知，當(dāng)FDI有一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊時(shí)，在當(dāng)期國內(nèi)總投資將受到負(fù)向沖擊，若保持沖擊不變，則在再下一個(gè)季度沖擊反應(yīng)減小，但之后繼續(xù)遭受負(fù)向沖擊，大約在一年后保持進(jìn)入平穩(wěn)期。由圖2可知，總投資的累積脈沖負(fù)向反應(yīng)在未來將會(huì)更大，意味著從長(zhǎng)期來看，F(xiàn)DI的增加的確會(huì)對(duì)我國總投資產(chǎn)生不利影響，更可以說明外商的擠占從長(zhǎng)期來看確有侵占中國市場(chǎng)的危險(xiǎn)，導(dǎo)致國內(nèi)總投資的占比下降，從長(zhǎng)遠(yuǎn)來看會(huì)對(duì)中國不利。由圖3可知，F(xiàn)DI對(duì)總投資的沖擊反應(yīng)在當(dāng)期并沒有什么反應(yīng)，但是在半年之后會(huì)有一個(gè)較小幅度的減少，但很快進(jìn)入平穩(wěn)。并且從縱坐標(biāo)的數(shù)值可以看出，F(xiàn)DI受到總投資的沖擊的幅度遠(yuǎn)小于FDI對(duì)總投資的沖擊幅度。

以上為宏觀層面的分析，接下來從微觀行業(yè)進(jìn)行研究。

3.4 微觀層面——以批發(fā)零售行業(yè)為例

之所以選擇以批發(fā)零售業(yè)作為代表是因?yàn)檫@個(gè)行業(yè)在過去的一段時(shí)間呈現(xiàn)出完全競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)，存在大量的中資和外資企業(yè)，過去近20年來，受到的限制相比其他統(tǒng)計(jì)局所劃分的行業(yè)來說相對(duì)較少。自1992年我國零售商業(yè)正式對(duì)外開放，并于2001年加入WTO之后，分銷和零售業(yè)進(jìn)一步開放，由此作為研究微觀層面的FDI資金擠出國內(nèi)資本的原因較為充分。對(duì)于其余在《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》上劃分的行業(yè)，從2003—2016年的《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》中可以發(fā)現(xiàn)，例如農(nóng)林牧副漁、高科技電子通信研發(fā)行業(yè)中，外資在其中受到的禁止與限制條件過多;在水利設(shè)施建設(shè)領(lǐng)域，外資涉足的金額過小，盡管可能存在外資產(chǎn)出率高于內(nèi)資的現(xiàn)實(shí)，但在統(tǒng)計(jì)上也難以區(qū)分。相比較而言，批發(fā)零售行業(yè)是完全競(jìng)爭(zhēng)且受限較少、開放較早的行業(yè)，從中可以得到一些外資利用率與內(nèi)資利用率差異用于解釋宏觀層面所發(fā)現(xiàn)的問題。

本文基于樣本可得數(shù)據(jù)，選取1996—2016年批發(fā)零售業(yè)的外商直接投資、該行業(yè)的GDP、該行業(yè)的社會(huì)固定資產(chǎn)投資及該行業(yè)的就業(yè)人數(shù)。以1978年為基期計(jì)算可比價(jià)格進(jìn)行處理。模型方面，先按照宏觀檢驗(yàn)的方法檢驗(yàn)微觀層面是否存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，進(jìn)而采用新古典增長(zhǎng)理論模型考察原因，借鑒以往文獻(xiàn)的研究，將新古典增長(zhǎng)理論回歸方程設(shè)定如下：

Y=AF（K，L）（6）

其中，Y是該行業(yè)的GDP，K、L是物質(zhì)資本存量和勞動(dòng)力投入量，A為技術(shù)貢獻(xiàn)。將資本存量K分解為國內(nèi)投資形成的資本存量D和外國投資形成的資本存量FDI，這樣可以得到如下方程：

Y=AF（D，F(xiàn)，L）（7）

對(duì)上式兩邊取對(duì)數(shù)，可得方程：

lnY=αlnD+βlnF+γlnL（8）

根據(jù)估計(jì)，依然發(fā)現(xiàn)存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，見表3。采用公式（8）進(jìn)行回歸估計(jì)，結(jié)果見表4。

根據(jù)D和F的產(chǎn)出彈性，可以計(jì)算出各年份兩種投入要素邊際產(chǎn)出之比，即■=■（■）

從表5計(jì)算的FDI與國內(nèi)投資邊際產(chǎn)出之比結(jié)果可以看出，與宏觀層面的擠出模型一致，從微觀層面上也發(fā)現(xiàn)了擠出效應(yīng)存在的證據(jù)。從20世紀(jì)到21世紀(jì)的2016年，F(xiàn)DI與國內(nèi)投資的邊際產(chǎn)出之比呈現(xiàn)逐步上升態(tài)勢(shì)，2004年后差距被放大，之后盡管增量不大，但差距一直保持。從1996年的0.369到2004年的1.337，再到2014年的2.424，在批發(fā)與零售行業(yè)呈現(xiàn)出FDI邊際產(chǎn)出率高于內(nèi)資的邊際產(chǎn)出率，也從一個(gè)方面解釋了宏觀層面所觀察到的擠出效應(yīng)。據(jù)此，從微觀層面對(duì)內(nèi)外資邊際產(chǎn)出之比的計(jì)算可以支持?jǐn)D出效應(yīng)是存在的。

FDI過去20年來的發(fā)展進(jìn)程，大致可以分為以下3個(gè)階段：？譹？訛1992—2004年。此階段是批發(fā)零售行業(yè)引入外資的起步階段，外資企業(yè)在我國數(shù)量較少，外資的邊際產(chǎn)出彈性與內(nèi)資的邊際產(chǎn)出彈性之比小于1，此階段僅是外商探索階段。？譺？訛2005—2013年。2004年之后，我國根據(jù)加入WTO的承諾，對(duì)地域、股權(quán)比例、數(shù)量及經(jīng)營(yíng)條件方面取消限制，全面開放零售市場(chǎng)。在這樣的政策背景之下，外商得以迅速擴(kuò)張。這一點(diǎn)從實(shí)證結(jié)果也不難看出，此階段外商的邊際產(chǎn)出率得到了大幅度提高，在資本要素生產(chǎn)率方面超越了內(nèi)資生產(chǎn)率，這也解釋了為什么在這樣的背景之下外資得以擠出內(nèi)資。？譻？訛2014年至今。在電商的沖擊之下，以“阿里巴巴”與“天貓超市”為代表的國內(nèi)電商迅速發(fā)展，在一定程度上沖擊了傳統(tǒng)零售批發(fā)業(yè)的發(fā)展。這個(gè)沖擊針對(duì)的不僅是外商資本，對(duì)國內(nèi)傳統(tǒng)零售批發(fā)業(yè)也是一個(gè)較大的沖擊。從這個(gè)意義上說，如果傳統(tǒng)內(nèi)資企業(yè)在資金或者技術(shù)上不能盡快適應(yīng)市場(chǎng)轉(zhuǎn)型，而外資擁有更強(qiáng)的技術(shù)與資金支持，那么外資將能更好地迎接此次機(jī)遇，對(duì)傳統(tǒng)內(nèi)資批發(fā)零售企業(yè)將是更大的打擊。

從以上劃分的歷史進(jìn)程和統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中可以看出，我國的外商投資鼓勵(lì)政策確實(shí)促進(jìn)了外資企業(yè)在我國的成長(zhǎng)。擠出效應(yīng)得以存在的基礎(chǔ)，除了邊際產(chǎn)出生產(chǎn)率較高這樣的表現(xiàn)之外，還具有更深層次的原因，比如政策制度、金融環(huán)境等，本文在此不再贅述。

4 結(jié)論與建議

本文從宏觀入手，首先考察了基于整體的FDI與國內(nèi)總投資的關(guān)系，結(jié)果表明自從1998年以來，F(xiàn)DI與我國總投資之間存在著負(fù)相關(guān)關(guān)系，即FDI對(duì)我國投資產(chǎn)生了負(fù)面影響，在一定程度上抑制了國內(nèi)投資，即為擠出效應(yīng)。然而，在宏觀層面的經(jīng)濟(jì)解釋受諸多因素影響而難以說明其作用機(jī)理，經(jīng)過斟酌考慮，選取政策相對(duì)寬松且接近充分競(jìng)爭(zhēng)的批發(fā)零售業(yè)作為微觀視角考察FDI擠出效應(yīng)的經(jīng)濟(jì)解釋。就本文研究結(jié)果來看，微觀層面上的解釋是合理的，也就是說基于微觀視角認(rèn)為FDI確實(shí)是對(duì)我國國內(nèi)投資產(chǎn)生了擠出，是以替代的姿態(tài)而不是互補(bǔ)的姿態(tài)出現(xiàn)。

要想防止外資排擠內(nèi)資的現(xiàn)象發(fā)生，必須從源頭審視內(nèi)資企業(yè)自身的問題。先天的管理缺陷、技術(shù)差距可以理解，并且外資引進(jìn)之初也有示范作用與技術(shù)溢出效應(yīng)，可以通過后天學(xué)習(xí)彌補(bǔ)，但是政策制度與企業(yè)自身的問題還是需要努力克服的。在政策方面，對(duì)待外資的態(tài)度還是應(yīng)該謹(jǐn)慎，而不能實(shí)行超國民待遇，例如免稅這樣的過度優(yōu)惠政策，不能在政策制度上給內(nèi)資企業(yè)一個(gè)負(fù)面的激勵(lì);在制度方面，產(chǎn)品監(jiān)管部門應(yīng)保持“一套標(biāo)準(zhǔn)”的思想，不能存在“雙標(biāo)準(zhǔn)”;在融資方面，除了加大力度引導(dǎo)之外，還需要發(fā)展更靈活多樣的信貸產(chǎn)品;在企業(yè)方面，除了要強(qiáng)化技術(shù)層面的發(fā)展與改善經(jīng)營(yíng)管理，更重要的是要有擔(dān)當(dāng)，要強(qiáng)化企業(yè)的社會(huì)責(zé)任意識(shí)。

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