论文部分内容阅读
【摘 要】FDI对我国投资产生了很大影响，在起步阶段对我国总体呈现资本互补与带动内资的作用，然而随着中国加入WTO并放宽各项政策之后，FDI挤出了国内投资，宏观层面表现在对总投资的负向关系，微观层面对此可以做出合理的经济解释。文章首先在宏观层面用VAR模型检验FDI与总投资的关系，然后选取消费零售行业给出宏观数据发现的解释，旨在强调引进FDI的同时，要注意国内投资的发展状况。
【关键词】FDI;投资挤出;经济解释
【中图分类号】F830.59 【文献标识码】A 【文章编号】1674-0688（2021）04-0019-05
0 引言
自新冠肺炎疫情暴发以来，中国与西方国家关系日趋紧张，中美贸易摩擦持续。观察近年来的经济关系我们发现，中国必须牢牢掌握主动权与话语权，抓牢经济命脉。在此背景下，有必要重新审视FDI（外商直接投资）给我国带来的影响。自改革开放以来，我国不断引入外资，中国经济发展的现实状况和大量文献实证也都证明外资的引入确实给中国经济带来了巨大的好处，这点不能否认。但是，外商直接投资的直接引入在促进中国经济腾飞的同时，是否存在对中国经济不利的一面值得商榷。本文对此进行了宏观层面的检验，边际贡献在于从微观零售产业给出解释依据。
1 文献综述
FDI理论起源于20世纪60年代，大致分为FDI形成原因、决定因素路径及FDI对东道国经济影响的研究，包括对经济增长、储蓄与投资已经溢出效应的研究。由于各个国家的情况不同，FDI对国内投资的净影响结论不一。
从国外文献来看，较早的是Brecher和Choudhri（1982） [1]拓展了“贫困化增长”的模型，将贫困化增长归因于外国直接投资。经过30年后，Brecher和Findlay（1983） [2]扩展了贫困化增长模型，结论显示外国直接投资会引起东道国贫困的加剧，并给出了具体的传播渠道，从长远来看对东道国不利。
然而实证证据出现了相反的情况，Lubitz（1967） [3]采用加拿大1951—1962年季度数据分析FDI对加拿大资本增量的影响发现，1美元的FDI可以带动3美元资本增量的形成，对东道国是十分有利的。但是，VanLoo（1977） [4]对1948—1966年数据研究表明，加拿大1美元的FDI直接影响仅能带动1.4美元的增长，若算上间接影响，仅能带动0.44～0.99美元的增长。为了拓展研究，Collins（1999） [5]扩大研究范围，对1979—1995年的58个发展中国家的资本流入（FDI、银行贷款及证券投资）进行研究并得出结论：1单位外国资本可以使总投资增加0.5个单位，其中FDI是1比1的关系。更进一步来看，De Mello（1999）[6]对1970—1990年的32个OECD与非OECD国家的FDI对国内资本影响得出更为依赖国家自身条件的结论，即FDI对国内资本影响更多地依赖于国内投资与FDI之间的替代与互补程度，并且与东道国自身条件与投资国差距有很大影响。
国内的相关研究起步较晚，但是研究结论出现了截然相反的情况。朱劲松（2001） [7]用我国FDI数据进行研究表面FDI对当年的投资有挤入效应，然而对下一年的国内投资具有挤出效应。沈国良和杨柳勇（2002） [8]采用时间序列1985—1999年的数据并在总投资方程模型上检验FDI对我国投资的影响做研究，表明从长远来看，FDI对我国投资是挤出效应。然而到底是挤入还是挤出效应？可能依据地区条件不同而结果有所不同。陆建军（2003） [9]采用1987—2001年的数据实证表明20世纪FDI对我国中西部呈现挤入效应，然而在东部地区却是挤出效应占主导，夹杂中性效应。FDI具有区域差别且影响自东向西递减。王志鹏和李子奈（2004） [10]用面板数据得出与陆建军大体一致的结论。王永齐（2005） [11]则通过总量和产业两个层面上进行分析，发现从总量上看，外资对我国国内投资没有形成挤出效应，而在产业层面上存在相对挤出而不是绝对挤出效应，并且FDI倾向于在挤出效应较大的产业进行投资。以上学者大多数认为FDI挤出效应占主导，但是王桂新与毛新雅（2006） [12]依据内生增长理论模型对长三角地区进行回归检验发现了与其他学者不同的结论，即FDI对国内投资产生了挤入效应。
综上，FDI到底是对我国投资是挤出效应占主导还是挤入效应占主导，学界依然没有达成共识，需要进一步检验与寻找新证据支持观点。
2 现实与理论分析
根据2016年的《外商投资报告》，外商在我国的直接投资基本集中在高回报产业，即第二和第三产业，所占比重合计高于95%，而对于农业方面的投资，几乎可以忽略不计。到了2017年，在第三產业投资的占比更是达到了68.1%。外资强力进入我国工业与服务业，除了带来经济增长外，是否产生了对国内投资的不利影响。这样的比重上升情况及往高技术、高回报产业的渗透，究竟是带动了更多的国内投资还是排斥了国内投资？
对于FDI对国内投资影响的理论尚未有一个比较完善的理论框架，众说纷纭，因此本文综合已有研究，先探讨FDI挤入（挤出）效应的作用渠道与机制。
（1）挤入效应。挤入效应在初期的贡献是很大的，就像“双缺口”模型所讲述的那样，外国直接投资对东道国“储蓄缺口”及“外汇缺口”问题的解决是有效的，尤其对后者。除此之外，FDI的进入不是盲目的，它是奔着赚取高额收益率而来的，利用资金的效率必然是较高的，否则也不会选择跨国冒如此大的风险。这样一来，我们就可以推测FDI有着牵头与示范的作用，不仅可以督促本企业的创新与制造效率提高与成本控制，还可以促使此行业中的其他企业进行创新与改造。FDI的正溢出效应已经被很多研究证实是存在的。
（2）挤出效应。根据比较优势和垄断理论，FDI的驱动很重要的一点就是国外企业实力强大，可以拉动本土企业进步，但这样的实力对于本土企业来说是遥不可及的，被挤出市场的可能性很大。基于此，一旦外商在某行业有着强大的势力，凭借着强大资本与技术力量承包了整个上、下游采购销售链，也就不需要国内资本进入了，本国投资就失去了方向，产生了挤出效应。从金融支持方面来看，Alfaro等人（2004） [13]指出，完善的金融市场对于FDI的利用是正面的，而一个有着金融抑制的东道国对FDI的利用并不理想，甚者有害于东道国。“金融抑制”理论认为，发展中国家普遍存在以下现象：①金融服务只服务于少数阶层，而大量的小企业与居民被排斥在正规金融市场之外。②国家银行占据主导，缺乏竞争，汇率与利率双管制。根据这样的理论与事实表明，我国确实处于这样的环境之中，意味着“金融抑制”理论符合我国国情，也就有理由认为FDI对我国有着潜在的不利影响。因此，本文假设认为FDI对我国投资产生了负面影响，即挤出我国国内投资。 3 数据分析与实证模型
3.1 宏观层面的理论分析
现有理论能够较好地说明投资与挤入（挤出）效应的有Mayer与Agosin（2000） [14]的总投资方程模型，而李子奈和王志鹏（2004）指出该模型的缺陷，对于GDP增长率假设相等不符合现实，在此基础上对原模型进行改进，本文参考改进后的模型。
假设t期一国总投资可以分解为国内Id，t与国外If，t，于是t期总资可以表示如下：
It=Id，t+If，t（1）
假设国外投资仅来源于FDI，但考虑时滞的关系，t期的外国投资受前时期投资F的影响，因此Agosin与Mayer选择两阶滞后，于是t期的国外投资如下：
If，t=α1 Ft+α2 Ft-1+α3 Ft-2（2）
根据新古典理论，国内投资Id，t一般受前期产出水平Y与前期总投资影响及利率水平的影响，然而我国利率并不是市场化的，即使到现在，也不能说是真正意义上的市场化，因此根据Agosin的建议各取二阶滞后项，表达式如下：
Id，t=β1 Yt-1+β2 Yt-2+β3 It-1+β4 It-2（3）
在此基础上，李子奈和王志鹏对此继续推导，采用资本加速器假设，可得最后估计方程如下：
It=a+δ1 Ft+δ2 Ft-1+δ3 Ft-2+δ4 Yt+δ5 Yt-1+δ6 It-1+εt（4）
其中，It定义为t期投资，即总投资额;Ft定义为t期FDI流入量，即FDI;Yt定义为t期总产出;其余项依次类推。
对挤入（挤出）效应的定性与定量度量：①由于FDI对投资净效应尚未明确，因此通过观察回归符号做定性推断。②根据Agosin提出的度量指标■=■定量衡量其效应，并称之为长期系数效应。当然，此量必须建立在参数显著的条件下进行估计，若有不显著的，予以剔除即可，不影响结论。构造假设检验为H0：■=1。若在给定显著性水平下不能拒绝原假设，则说明FDI占比对总投资率影响为中性;若在给定显著性水平下拒绝原假设，那么具体看效应的大小。
3.2 数据说明与实证
所有数据均来自国家统计局。原则上应采用GDP平减指数进行通胀调整，但由于中国不曾有过季度性GDP平减指数数据，所以以CPI代替剔除所有名义指标的影响。由于统计的不完全，所以基于所有可得数据，数据区间为1998年第一季度到2016年第三季度，并经过平滑处理。变量描述性统计具体见表1。
原始数据不平稳，故采用一阶差分。即，3个变量在一阶差分后平稳，可以进行差分回归。但由初始理论模型得到的回归效果并不好，其中GDP与总投资有着严重多重共线性，导致原模型系数与经济理论不相符，以及原方程模型存在内生性问题，导致所有经典OLS回归假设均不满足（结果省略）。在此基础上，进行逐步回归剔除不显著的变量，并根据SIC准则选定最终回归方程如下：
△It=a+δ1△Ft+δ2△Yt+δ3△It-1+εt（5）
表2中的回归结果显示，该方程式的估计拟合优度大幅度提高且估计系数在1%置信水平下显著，并且通过所有古典假设，由系数的符号可以判断与现有经济理论相符，比較可信。根据构建wald参数约束统计量估计，可以在1%置信水平下拒绝中性效应假设。该差分模型可以解释为FDI的边际变化对总投资的边际变化影响，即FDI边际变化增加1个单位，相应总投资平均边际减少18.24个单位。根据长期反应系数公式，定量大小为■=-33.16。对此，可以解释为中国在1998—2016年FDI边际变化增加1个单位，长期来看总投资边际平均减少33.16个单位，这的确为FDI侵占国内投资提供了证据。
为了找出FDI与总投资的动态关系，考虑建立VAR模型进行分析。以下着重关注总投资与FDI占比之间的动态关系，根据理论且在数据平稳的条件下，协整性检验与格兰杰因果检验均表明数据存在长期协整关系。
最终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
再次进行VAR模型的格兰杰因果检验，结论依然表明总投资率是FDI占比的格兰杰原因，也为以上模型提供证据支持。在VAR模型稳定有效的基础上，得出脉冲响应函数图进行分析（如图1至图4所示）。
3.3 结果分析
由图1可知，当FDI有一个标准差的冲击时，在当期国内总投资将受到负向冲击，若保持冲击不变，则在再下一个季度冲击反应减小，但之后继续遭受负向冲击，大约在一年后保持进入平稳期。由图2可知，总投资的累积脉冲负向反应在未来将会更大，意味着从长期来看，FDI的增加的确会对我国总投资产生不利影响，更可以说明外商的挤占从长期来看确有侵占中国市场的危险，导致国内总投资的占比下降，从长远来看会对中国不利。由图3可知，FDI对总投资的冲击反应在当期并没有什么反应，但是在半年之后会有一个较小幅度的减少，但很快进入平稳。并且从纵坐标的数值可以看出，FDI受到总投资的冲击的幅度远小于FDI对总投资的冲击幅度。
以上为宏观层面的分析，接下来从微观行业进行研究。
3.4 微观层面——以批发零售行业为例
之所以选择以批发零售业作为代表是因为这个行业在过去的一段时间呈现出完全竞争的市场结构，存在大量的中资和外资企业，过去近20年来，受到的限制相比其他统计局所划分的行业来说相对较少。自1992年我国零售商业正式对外开放，并于2001年加入WTO之后，分销和零售业进一步开放，由此作为研究微观层面的FDI资金挤出国内资本的原因较为充分。对于其余在《中国统计年鉴》上划分的行业，从2003—2016年的《外商投资产业指导目录》中可以发现，例如农林牧副渔、高科技电子通信研发行业中，外资在其中受到的禁止与限制条件过多;在水利设施建设领域，外资涉足的金额过小，尽管可能存在外资产出率高于内资的现实，但在统计上也难以区分。相比较而言，批发零售行业是完全竞争且受限较少、开放较早的行业，从中可以得到一些外资利用率与内资利用率差异用于解释宏观层面所发现的问题。 本文基于样本可得数据，选取1996—2016年批发零售业的外商直接投资、该行业的GDP、该行业的社会固定资产投资及该行业的就业人数。以1978年为基期计算可比价格进行处理。模型方面，先按照宏观检验的方法检验微观层面是否存在负相关关系，进而采用新古典增长理论模型考察原因，借鉴以往文献的研究，将新古典增长理论回归方程设定如下：
Y=AF（K，L）（6）
其中，Y是该行业的GDP，K、L是物质资本存量和劳动力投入量，A为技术贡献。将资本存量K分解为国内投资形成的资本存量D和外国投资形成的资本存量FDI，这样可以得到如下方程：
Y=AF（D，F，L）（7）
对上式两边取对数，可得方程：
lnY=αlnD+βlnF+γlnL（8）
根据估计，依然发现存在显著的负相关关系，见表3。采用公式（8）进行回归估计，结果见表4。
根据D和F的产出弹性，可以计算出各年份两种投入要素边际产出之比，即■=■（■）
从表5计算的FDI与国内投资边际产出之比结果可以看出，与宏观层面的挤出模型一致，从微观层面上也发现了挤出效应存在的证据。从20世纪到21世纪的2016年，FDI与国内投资的边际产出之比呈现逐步上升态势，2004年后差距被放大，之后尽管增量不大，但差距一直保持。从1996年的0.369到2004年的1.337，再到2014年的2.424，在批发与零售行业呈现出FDI边际产出率高于内资的边际产出率，也从一个方面解释了宏观层面所观察到的挤出效应。据此，从微观层面对内外资边际产出之比的计算可以支持挤出效应是存在的。
FDI过去20年来的发展进程，大致可以分为以下3个阶段：？譹？訛1992—2004年。此阶段是批发零售行业引入外资的起步阶段，外资企业在我国数量较少，外资的边际产出弹性与内资的边际产出弹性之比小于1，此阶段仅是外商探索阶段。？譺？訛2005—2013年。2004年之后，我國根据加入WTO的承诺，对地域、股权比例、数量及经营条件方面取消限制，全面开放零售市场。在这样的政策背景之下，外商得以迅速扩张。这一点从实证结果也不难看出，此阶段外商的边际产出率得到了大幅度提高，在资本要素生产率方面超越了内资生产率，这也解释了为什么在这样的背景之下外资得以挤出内资。？譻？訛2014年至今。在电商的冲击之下，以“阿里巴巴”与“天猫超市”为代表的国内电商迅速发展，在一定程度上冲击了传统零售批发业的发展。这个冲击针对的不仅是外商资本，对国内传统零售批发业也是一个较大的冲击。从这个意义上说，如果传统内资企业在资金或者技术上不能尽快适应市场转型，而外资拥有更强的技术与资金支持，那么外资将能更好地迎接此次机遇，对传统内资批发零售企业将是更大的打击。
从以上划分的历史进程和统计数据中可以看出，我国的外商投资鼓励政策确实促进了外资企业在我国的成长。挤出效应得以存在的基础，除了边际产出生产率较高这样的表现之外，还具有更深层次的原因，比如政策制度、金融环境等，本文在此不再赘述。
4 结论与建议
本文从宏观入手，首先考察了基于整体的FDI与国内总投资的关系，结果表明自从1998年以来，FDI与我国总投资之间存在着负相关关系，即FDI对我国投资产生了负面影响，在一定程度上抑制了国内投资，即为挤出效应。然而，在宏观层面的经济解释受诸多因素影响而难以说明其作用机理，经过斟酌考虑，选取政策相对宽松且接近充分竞争的批发零售业作为微观视角考察FDI挤出效应的经济解释。就本文研究结果来看，微观层面上的解释是合理的，也就是说基于微观视角认为FDI确实是对我国国内投资产生了挤出，是以替代的姿态而不是互补的姿态出现。
要想防止外资排挤内资的现象发生，必须从源头审视内资企业自身的问题。先天的管理缺陷、技术差距可以理解，并且外资引进之初也有示范作用与技术溢出效应，可以通过后天学习弥补，但是政策制度与企业自身的问题还是需要努力克服的。在政策方面，对待外资的态度还是应该谨慎，而不能实行超国民待遇，例如免税这样的过度优惠政策，不能在政策制度上给内资企业一个负面的激励;在制度方面，产品监管部门应保持“一套标准”的思想，不能存在“双标准”;在融资方面，除了加大力度引导之外，还需要发展更灵活多样的信贷产品;在企业方面，除了要强化技术层面的发展与改善经营管理，更重要的是要有担当，要强化企业的社会责任意识。
参 考 文 献
[1]Brecher R A，Choudhri E U.Immiserizing investment from abroad：The Singer-Prebisch thesis reconsidered[J].The Quarterly Journal of Economics，1982，97（1）：181-190.
[2]Brecher R A，Findlay R.Tariffs，foreign capital and national welfare with sector-specific factors[J].Journal of International Economics，1983，14（3-4）：277-288.
[3]Lubitz R.United States direct investment in Canada and Canadian capital formation，1950—1962[D].Cambridge：Harvard University，1967.
[4]Van Loo F.The effect of foreign direct investment on investment in Canada[J].The Review of Economics and Statistics，1977（59）：474-481. [5]Collins S M.Capital Flows to Developing Countries：Implications from the Economies in Transition？[J].The World Bank Economic Review，1992，
6（suppl_1）：349-369.
[6]De Mello L R.Foreign direct investment-led growth：
evidence from time series and panel data[J].Oxford economic papers，1999，51（1）：133-151.
[7]朱劲松.外商直接投资在中国资本形成的效应[J].亚太经济，2001（3）：45-48.
[8]杨柳勇，沈国良.外商直接投资对国内投资的挤入挤出效应分析[J].统计研究，2002（3）：6-8.
[9]陆建军.FDI对中国国内投资影响的实证分析[J].财经问题研究，2003（9）：36-40.
[10]王志鹏，李子奈.外商直接投資对国内投资挤入挤出效应的重新检验[J].统计研究，2004（7）：37-43.
[11]王永齐.FDI对国内资本形成的挤出效应研究[M].北京：中国社会科学出版社，2016.
[12]毛新雅，王桂新.长江三角洲地区人口入迁及城市化的区域经济因素分析：基于面板数据的研究[J].市场与人口分析，2006，12（2）：1-8.
[13]Alfaro L，Chanda A，Kalemli-Ozcan S，et al.FDI and economic growth：the role of local financial markets[J].Journal of international economics，2004，64（1）：89-112.
[14]Agosin M R，Machado R.Foreign investment in developing countries：does it crowd in domestic investment？[J].Oxford Development Studies，2005，33（2）：149-162.
【关键词】FDI;投资挤出;经济解释
【中图分类号】F830.59 【文献标识码】A 【文章编号】1674-0688（2021）04-0019-05
0 引言
自新冠肺炎疫情暴发以来，中国与西方国家关系日趋紧张，中美贸易摩擦持续。观察近年来的经济关系我们发现，中国必须牢牢掌握主动权与话语权，抓牢经济命脉。在此背景下，有必要重新审视FDI（外商直接投资）给我国带来的影响。自改革开放以来，我国不断引入外资，中国经济发展的现实状况和大量文献实证也都证明外资的引入确实给中国经济带来了巨大的好处，这点不能否认。但是，外商直接投资的直接引入在促进中国经济腾飞的同时，是否存在对中国经济不利的一面值得商榷。本文对此进行了宏观层面的检验，边际贡献在于从微观零售产业给出解释依据。
1 文献综述
FDI理论起源于20世纪60年代，大致分为FDI形成原因、决定因素路径及FDI对东道国经济影响的研究，包括对经济增长、储蓄与投资已经溢出效应的研究。由于各个国家的情况不同，FDI对国内投资的净影响结论不一。
从国外文献来看，较早的是Brecher和Choudhri（1982） [1]拓展了“贫困化增长”的模型，将贫困化增长归因于外国直接投资。经过30年后，Brecher和Findlay（1983） [2]扩展了贫困化增长模型，结论显示外国直接投资会引起东道国贫困的加剧，并给出了具体的传播渠道，从长远来看对东道国不利。
然而实证证据出现了相反的情况，Lubitz（1967） [3]采用加拿大1951—1962年季度数据分析FDI对加拿大资本增量的影响发现，1美元的FDI可以带动3美元资本增量的形成，对东道国是十分有利的。但是，VanLoo（1977） [4]对1948—1966年数据研究表明，加拿大1美元的FDI直接影响仅能带动1.4美元的增长，若算上间接影响，仅能带动0.44～0.99美元的增长。为了拓展研究，Collins（1999） [5]扩大研究范围，对1979—1995年的58个发展中国家的资本流入（FDI、银行贷款及证券投资）进行研究并得出结论：1单位外国资本可以使总投资增加0.5个单位，其中FDI是1比1的关系。更进一步来看，De Mello（1999）[6]对1970—1990年的32个OECD与非OECD国家的FDI对国内资本影响得出更为依赖国家自身条件的结论，即FDI对国内资本影响更多地依赖于国内投资与FDI之间的替代与互补程度，并且与东道国自身条件与投资国差距有很大影响。
国内的相关研究起步较晚，但是研究结论出现了截然相反的情况。朱劲松（2001） [7]用我国FDI数据进行研究表面FDI对当年的投资有挤入效应，然而对下一年的国内投资具有挤出效应。沈国良和杨柳勇（2002） [8]采用时间序列1985—1999年的数据并在总投资方程模型上检验FDI对我国投资的影响做研究，表明从长远来看，FDI对我国投资是挤出效应。然而到底是挤入还是挤出效应？可能依据地区条件不同而结果有所不同。陆建军（2003） [9]采用1987—2001年的数据实证表明20世纪FDI对我国中西部呈现挤入效应，然而在东部地区却是挤出效应占主导，夹杂中性效应。FDI具有区域差别且影响自东向西递减。王志鹏和李子奈（2004） [10]用面板数据得出与陆建军大体一致的结论。王永齐（2005） [11]则通过总量和产业两个层面上进行分析，发现从总量上看，外资对我国国内投资没有形成挤出效应，而在产业层面上存在相对挤出而不是绝对挤出效应，并且FDI倾向于在挤出效应较大的产业进行投资。以上学者大多数认为FDI挤出效应占主导，但是王桂新与毛新雅（2006） [12]依据内生增长理论模型对长三角地区进行回归检验发现了与其他学者不同的结论，即FDI对国内投资产生了挤入效应。
综上，FDI到底是对我国投资是挤出效应占主导还是挤入效应占主导，学界依然没有达成共识，需要进一步检验与寻找新证据支持观点。
2 现实与理论分析
根据2016年的《外商投资报告》，外商在我国的直接投资基本集中在高回报产业，即第二和第三产业，所占比重合计高于95%，而对于农业方面的投资，几乎可以忽略不计。到了2017年，在第三產业投资的占比更是达到了68.1%。外资强力进入我国工业与服务业，除了带来经济增长外，是否产生了对国内投资的不利影响。这样的比重上升情况及往高技术、高回报产业的渗透，究竟是带动了更多的国内投资还是排斥了国内投资？
对于FDI对国内投资影响的理论尚未有一个比较完善的理论框架，众说纷纭，因此本文综合已有研究，先探讨FDI挤入（挤出）效应的作用渠道与机制。
（1）挤入效应。挤入效应在初期的贡献是很大的，就像“双缺口”模型所讲述的那样，外国直接投资对东道国“储蓄缺口”及“外汇缺口”问题的解决是有效的，尤其对后者。除此之外，FDI的进入不是盲目的，它是奔着赚取高额收益率而来的，利用资金的效率必然是较高的，否则也不会选择跨国冒如此大的风险。这样一来，我们就可以推测FDI有着牵头与示范的作用，不仅可以督促本企业的创新与制造效率提高与成本控制，还可以促使此行业中的其他企业进行创新与改造。FDI的正溢出效应已经被很多研究证实是存在的。
（2）挤出效应。根据比较优势和垄断理论，FDI的驱动很重要的一点就是国外企业实力强大，可以拉动本土企业进步，但这样的实力对于本土企业来说是遥不可及的，被挤出市场的可能性很大。基于此，一旦外商在某行业有着强大的势力，凭借着强大资本与技术力量承包了整个上、下游采购销售链，也就不需要国内资本进入了，本国投资就失去了方向，产生了挤出效应。从金融支持方面来看，Alfaro等人（2004） [13]指出，完善的金融市场对于FDI的利用是正面的，而一个有着金融抑制的东道国对FDI的利用并不理想，甚者有害于东道国。“金融抑制”理论认为，发展中国家普遍存在以下现象：①金融服务只服务于少数阶层，而大量的小企业与居民被排斥在正规金融市场之外。②国家银行占据主导，缺乏竞争，汇率与利率双管制。根据这样的理论与事实表明，我国确实处于这样的环境之中，意味着“金融抑制”理论符合我国国情，也就有理由认为FDI对我国有着潜在的不利影响。因此，本文假设认为FDI对我国投资产生了负面影响，即挤出我国国内投资。 3 数据分析与实证模型
3.1 宏观层面的理论分析
现有理论能够较好地说明投资与挤入（挤出）效应的有Mayer与Agosin（2000） [14]的总投资方程模型，而李子奈和王志鹏（2004）指出该模型的缺陷，对于GDP增长率假设相等不符合现实，在此基础上对原模型进行改进，本文参考改进后的模型。
假设t期一国总投资可以分解为国内Id，t与国外If，t，于是t期总资可以表示如下：
It=Id，t+If，t（1）
假设国外投资仅来源于FDI，但考虑时滞的关系，t期的外国投资受前时期投资F的影响，因此Agosin与Mayer选择两阶滞后，于是t期的国外投资如下：
If，t=α1 Ft+α2 Ft-1+α3 Ft-2（2）
根据新古典理论，国内投资Id，t一般受前期产出水平Y与前期总投资影响及利率水平的影响，然而我国利率并不是市场化的，即使到现在，也不能说是真正意义上的市场化，因此根据Agosin的建议各取二阶滞后项，表达式如下：
Id，t=β1 Yt-1+β2 Yt-2+β3 It-1+β4 It-2（3）
在此基础上，李子奈和王志鹏对此继续推导，采用资本加速器假设，可得最后估计方程如下：
It=a+δ1 Ft+δ2 Ft-1+δ3 Ft-2+δ4 Yt+δ5 Yt-1+δ6 It-1+εt（4）
其中，It定义为t期投资，即总投资额;Ft定义为t期FDI流入量，即FDI;Yt定义为t期总产出;其余项依次类推。
对挤入（挤出）效应的定性与定量度量：①由于FDI对投资净效应尚未明确，因此通过观察回归符号做定性推断。②根据Agosin提出的度量指标■=■定量衡量其效应，并称之为长期系数效应。当然，此量必须建立在参数显著的条件下进行估计，若有不显著的，予以剔除即可，不影响结论。构造假设检验为H0：■=1。若在给定显著性水平下不能拒绝原假设，则说明FDI占比对总投资率影响为中性;若在给定显著性水平下拒绝原假设，那么具体看效应的大小。
3.2 数据说明与实证
所有数据均来自国家统计局。原则上应采用GDP平减指数进行通胀调整，但由于中国不曾有过季度性GDP平减指数数据，所以以CPI代替剔除所有名义指标的影响。由于统计的不完全，所以基于所有可得数据，数据区间为1998年第一季度到2016年第三季度，并经过平滑处理。变量描述性统计具体见表1。
原始数据不平稳，故采用一阶差分。即，3个变量在一阶差分后平稳，可以进行差分回归。但由初始理论模型得到的回归效果并不好，其中GDP与总投资有着严重多重共线性，导致原模型系数与经济理论不相符，以及原方程模型存在内生性问题，导致所有经典OLS回归假设均不满足（结果省略）。在此基础上，进行逐步回归剔除不显著的变量，并根据SIC准则选定最终回归方程如下：
△It=a+δ1△Ft+δ2△Yt+δ3△It-1+εt（5）
表2中的回归结果显示，该方程式的估计拟合优度大幅度提高且估计系数在1%置信水平下显著，并且通过所有古典假设，由系数的符号可以判断与现有经济理论相符，比較可信。根据构建wald参数约束统计量估计，可以在1%置信水平下拒绝中性效应假设。该差分模型可以解释为FDI的边际变化对总投资的边际变化影响，即FDI边际变化增加1个单位，相应总投资平均边际减少18.24个单位。根据长期反应系数公式，定量大小为■=-33.16。对此，可以解释为中国在1998—2016年FDI边际变化增加1个单位，长期来看总投资边际平均减少33.16个单位，这的确为FDI侵占国内投资提供了证据。
为了找出FDI与总投资的动态关系，考虑建立VAR模型进行分析。以下着重关注总投资与FDI占比之间的动态关系，根据理论且在数据平稳的条件下，协整性检验与格兰杰因果检验均表明数据存在长期协整关系。
最终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
再次进行VAR模型的格兰杰因果检验，结论依然表明总投资率是FDI占比的格兰杰原因，也为以上模型提供证据支持。在VAR模型稳定有效的基础上，得出脉冲响应函数图进行分析（如图1至图4所示）。
3.3 结果分析
由图1可知，当FDI有一个标准差的冲击时，在当期国内总投资将受到负向冲击，若保持冲击不变，则在再下一个季度冲击反应减小，但之后继续遭受负向冲击，大约在一年后保持进入平稳期。由图2可知，总投资的累积脉冲负向反应在未来将会更大，意味着从长期来看，FDI的增加的确会对我国总投资产生不利影响，更可以说明外商的挤占从长期来看确有侵占中国市场的危险，导致国内总投资的占比下降，从长远来看会对中国不利。由图3可知，FDI对总投资的冲击反应在当期并没有什么反应，但是在半年之后会有一个较小幅度的减少，但很快进入平稳。并且从纵坐标的数值可以看出，FDI受到总投资的冲击的幅度远小于FDI对总投资的冲击幅度。
以上为宏观层面的分析，接下来从微观行业进行研究。
3.4 微观层面——以批发零售行业为例
之所以选择以批发零售业作为代表是因为这个行业在过去的一段时间呈现出完全竞争的市场结构，存在大量的中资和外资企业，过去近20年来，受到的限制相比其他统计局所划分的行业来说相对较少。自1992年我国零售商业正式对外开放，并于2001年加入WTO之后，分销和零售业进一步开放，由此作为研究微观层面的FDI资金挤出国内资本的原因较为充分。对于其余在《中国统计年鉴》上划分的行业，从2003—2016年的《外商投资产业指导目录》中可以发现，例如农林牧副渔、高科技电子通信研发行业中，外资在其中受到的禁止与限制条件过多;在水利设施建设领域，外资涉足的金额过小，尽管可能存在外资产出率高于内资的现实，但在统计上也难以区分。相比较而言，批发零售行业是完全竞争且受限较少、开放较早的行业，从中可以得到一些外资利用率与内资利用率差异用于解释宏观层面所发现的问题。 本文基于样本可得数据，选取1996—2016年批发零售业的外商直接投资、该行业的GDP、该行业的社会固定资产投资及该行业的就业人数。以1978年为基期计算可比价格进行处理。模型方面，先按照宏观检验的方法检验微观层面是否存在负相关关系，进而采用新古典增长理论模型考察原因，借鉴以往文献的研究，将新古典增长理论回归方程设定如下：
Y=AF（K，L）（6）
其中，Y是该行业的GDP，K、L是物质资本存量和劳动力投入量，A为技术贡献。将资本存量K分解为国内投资形成的资本存量D和外国投资形成的资本存量FDI，这样可以得到如下方程：
Y=AF（D，F，L）（7）
对上式两边取对数，可得方程：
lnY=αlnD+βlnF+γlnL（8）
根据估计，依然发现存在显著的负相关关系，见表3。采用公式（8）进行回归估计，结果见表4。
根据D和F的产出弹性，可以计算出各年份两种投入要素边际产出之比，即■=■（■）
从表5计算的FDI与国内投资边际产出之比结果可以看出，与宏观层面的挤出模型一致，从微观层面上也发现了挤出效应存在的证据。从20世纪到21世纪的2016年，FDI与国内投资的边际产出之比呈现逐步上升态势，2004年后差距被放大，之后尽管增量不大，但差距一直保持。从1996年的0.369到2004年的1.337，再到2014年的2.424，在批发与零售行业呈现出FDI边际产出率高于内资的边际产出率，也从一个方面解释了宏观层面所观察到的挤出效应。据此，从微观层面对内外资边际产出之比的计算可以支持挤出效应是存在的。
FDI过去20年来的发展进程，大致可以分为以下3个阶段：？譹？訛1992—2004年。此阶段是批发零售行业引入外资的起步阶段，外资企业在我国数量较少，外资的边际产出弹性与内资的边际产出弹性之比小于1，此阶段仅是外商探索阶段。？譺？訛2005—2013年。2004年之后，我國根据加入WTO的承诺，对地域、股权比例、数量及经营条件方面取消限制，全面开放零售市场。在这样的政策背景之下，外商得以迅速扩张。这一点从实证结果也不难看出，此阶段外商的边际产出率得到了大幅度提高，在资本要素生产率方面超越了内资生产率，这也解释了为什么在这样的背景之下外资得以挤出内资。？譻？訛2014年至今。在电商的冲击之下，以“阿里巴巴”与“天猫超市”为代表的国内电商迅速发展，在一定程度上冲击了传统零售批发业的发展。这个冲击针对的不仅是外商资本，对国内传统零售批发业也是一个较大的冲击。从这个意义上说，如果传统内资企业在资金或者技术上不能尽快适应市场转型，而外资拥有更强的技术与资金支持，那么外资将能更好地迎接此次机遇，对传统内资批发零售企业将是更大的打击。
从以上划分的历史进程和统计数据中可以看出，我国的外商投资鼓励政策确实促进了外资企业在我国的成长。挤出效应得以存在的基础，除了边际产出生产率较高这样的表现之外，还具有更深层次的原因，比如政策制度、金融环境等，本文在此不再赘述。
4 结论与建议
本文从宏观入手，首先考察了基于整体的FDI与国内总投资的关系，结果表明自从1998年以来，FDI与我国总投资之间存在着负相关关系，即FDI对我国投资产生了负面影响，在一定程度上抑制了国内投资，即为挤出效应。然而，在宏观层面的经济解释受诸多因素影响而难以说明其作用机理，经过斟酌考虑，选取政策相对宽松且接近充分竞争的批发零售业作为微观视角考察FDI挤出效应的经济解释。就本文研究结果来看，微观层面上的解释是合理的，也就是说基于微观视角认为FDI确实是对我国国内投资产生了挤出，是以替代的姿态而不是互补的姿态出现。
要想防止外资排挤内资的现象发生，必须从源头审视内资企业自身的问题。先天的管理缺陷、技术差距可以理解，并且外资引进之初也有示范作用与技术溢出效应，可以通过后天学习弥补，但是政策制度与企业自身的问题还是需要努力克服的。在政策方面，对待外资的态度还是应该谨慎，而不能实行超国民待遇，例如免税这样的过度优惠政策，不能在政策制度上给内资企业一个负面的激励;在制度方面，产品监管部门应保持“一套标准”的思想，不能存在“双标准”;在融资方面，除了加大力度引导之外，还需要发展更灵活多样的信贷产品;在企业方面，除了要强化技术层面的发展与改善经营管理，更重要的是要有担当，要强化企业的社会责任意识。
参 考 文 献
[1]Brecher R A，Choudhri E U.Immiserizing investment from abroad：The Singer-Prebisch thesis reconsidered[J].The Quarterly Journal of Economics，1982，97（1）：181-190.
[2]Brecher R A，Findlay R.Tariffs，foreign capital and national welfare with sector-specific factors[J].Journal of International Economics，1983，14（3-4）：277-288.
[3]Lubitz R.United States direct investment in Canada and Canadian capital formation，1950—1962[D].Cambridge：Harvard University，1967.
[4]Van Loo F.The effect of foreign direct investment on investment in Canada[J].The Review of Economics and Statistics，1977（59）：474-481. [5]Collins S M.Capital Flows to Developing Countries：Implications from the Economies in Transition？[J].The World Bank Economic Review，1992，
6（suppl_1）：349-369.
[6]De Mello L R.Foreign direct investment-led growth：
evidence from time series and panel data[J].Oxford economic papers，1999，51（1）：133-151.
[7]朱劲松.外商直接投资在中国资本形成的效应[J].亚太经济，2001（3）：45-48.
[8]杨柳勇，沈国良.外商直接投资对国内投资的挤入挤出效应分析[J].统计研究，2002（3）：6-8.
[9]陆建军.FDI对中国国内投资影响的实证分析[J].财经问题研究，2003（9）：36-40.
[10]王志鹏，李子奈.外商直接投資对国内投资挤入挤出效应的重新检验[J].统计研究，2004（7）：37-43.
[11]王永齐.FDI对国内资本形成的挤出效应研究[M].北京：中国社会科学出版社，2016.
[12]毛新雅，王桂新.长江三角洲地区人口入迁及城市化的区域经济因素分析：基于面板数据的研究[J].市场与人口分析，2006，12（2）：1-8.
[13]Alfaro L，Chanda A，Kalemli-Ozcan S，et al.FDI and economic growth：the role of local financial markets[J].Journal of international economics，2004，64（1）：89-112.
[14]Agosin M R，Machado R.Foreign investment in developing countries：does it crowd in domestic investment？[J].Oxford Development Studies，2005，33（2）：149-162.