FDI對中國投資擠入擠出的影響

張左敏暘

【摘 要】FDI對我國投資產生了很大影響，在起步階段對我國總體呈現資本互補與帶動內資的作用，然而隨著中國加入WTO并放寬各項政策之后，FDI擠出了國內投資，宏觀層面表現在對總投資的負向關系，微觀層面對此可以做出合理的經濟解釋。文章首先在宏觀層面用VAR模型檢驗FDI與總投資的關系，然后選取消費零售行業給出宏觀數據發現的解釋，旨在強調引進FDI的同時，要注意國內投資的發展狀況。

【關鍵詞】FDI;投資擠出;經濟解釋

【中圖分類號】F830.59 【文獻標識碼】A 【文章編號】1674-0688（2021）04-0019-05

0 引言

自新冠肺炎疫情暴發以來，中國與西方國家關系日趨緊張，中美貿易摩擦持續。觀察近年來的經濟關系我們發現，中國必須牢牢掌握主動權與話語權，抓牢經濟命脈。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，中國經濟發展的現實狀況和大量文獻實證也都證明外資的引入確實給中國經濟帶來了巨大的好處，這點不能否認。但是，外商直接投資的直接引入在促進中國經濟騰飛的同時，是否存在對中國經濟不利的一面值得商榷。本文對此進行了宏觀層面的檢驗，邊際貢獻在于從微觀零售產業給出解釋依據。

1 文獻綜述

FDI理論起源于20世紀60年代，大致分為FDI形成原因、決定因素路徑及FDI對東道國經濟影響的研究，包括對經濟增長、儲蓄與投資已經溢出效應的研究。由于各個國家的情況不同，FDI對國內投資的凈影響結論不一。

從國外文獻來看，較早的是Brecher和Choudhri（1982） [1]拓展了“貧困化增長”的模型，將貧困化增長歸因于外國直接投資。經過30年后，Brecher和Findlay（1983） [2]擴展了貧困化增長模型，結論顯示外國直接投資會引起東道國貧困的加劇，并給出了具體的傳播渠道，從長遠來看對東道國不利。

然而實證證據出現了相反的情況，Lubitz（1967） [3]采用加拿大1951—1962年季度數據分析FDI對加拿大資本增量的影響發現，1美元的FDI可以帶動3美元資本增量的形成，對東道國是十分有利的。但是，VanLoo（1977） [4]對1948—1966年數據研究表明，加拿大1美元的FDI直接影響僅能帶動1.4美元的增長，若算上間接影響，僅能帶動0.44～0.99美元的增長。為了拓展研究，Collins（1999） [5]擴大研究范圍，對1979—1995年的58個發展中國家的資本流入（FDI、銀行貸款及證券投資）進行研究并得出結論：1單位外國資本可以使總投資增加0.5個單位，其中FDI是1比1的關系。更進一步來看，De Mello（1999）[6]對1970—1990年的32個OECD與非OECD國家的FDI對國內資本影響得出更為依賴國家自身條件的結論，即FDI對國內資本影響更多地依賴于國內投資與FDI之間的替代與互補程度，并且與東道國自身條件與投資國差距有很大影響。

國內的相關研究起步較晚，但是研究結論出現了截然相反的情況。朱勁松（2001） [7]用我國FDI數據進行研究表面FDI對當年的投資有擠入效應，然而對下一年的國內投資具有擠出效應。沈國良和楊柳勇（2002） [8]采用時間序列1985—1999年的數據并在總投資方程模型上檢驗FDI對我國投資的影響做研究，表明從長遠來看，FDI對我國投資是擠出效應。然而到底是擠入還是擠出效應？可能依據地區條件不同而結果有所不同。陸建軍（2003） [9]采用1987—2001年的數據實證表明20世紀FDI對我國中西部呈現擠入效應，然而在東部地區卻是擠出效應占主導，夾雜中性效應。FDI具有區域差別且影響自東向西遞減。王志鵬和李子奈（2004） [10]用面板數據得出與陸建軍大體一致的結論。王永齊（2005） [11]則通過總量和產業兩個層面上進行分析，發現從總量上看，外資對我國國內投資沒有形成擠出效應，而在產業層面上存在相對擠出而不是絕對擠出效應，并且FDI傾向于在擠出效應較大的產業進行投資。以上學者大多數認為FDI擠出效應占主導，但是王桂新與毛新雅（2006） [12]依據內生增長理論模型對長三角地區進行回歸檢驗發現了與其他學者不同的結論，即FDI對國內投資產生了擠入效應。

綜上，FDI到底是對我國投資是擠出效應占主導還是擠入效應占主導，學界依然沒有達成共識，需要進一步檢驗與尋找新證據支持觀點。

2 現實與理論分析

根據2016年的《外商投資報告》，外商在我國的直接投資基本集中在高回報產業，即第二和第三產業，所占比重合計高于95%，而對于農業方面的投資，幾乎可以忽略不計。到了2017年，在第三產業投資的占比更是達到了68.1%。外資強力進入我國工業與服務業，除了帶來經濟增長外，是否產生了對國內投資的不利影響。這樣的比重上升情況及往高技術、高回報產業的滲透，究竟是帶動了更多的國內投資還是排斥了國內投資？

對于FDI對國內投資影響的理論尚未有一個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）效應的作用渠道與機制。

（1）擠入效應。擠入效應在初期的貢獻是很大的，就像“雙缺口”模型所講述的那樣，外國直接投資對東道國“儲蓄缺口”及“外匯缺口”問題的解決是有效的，尤其對后者。除此之外，FDI的進入不是盲目的，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，否則也不會選擇跨國冒如此大的風險。這樣一來，我們就可以推測FDI有著牽頭與示范的作用，不僅可以督促本企業的創新與制造效率提高與成本控制，還可以促使此行業中的其他企業進行創新與改造。FDI的正溢出效應已經被很多研究證實是存在的。

（2）擠出效應。根據比較優勢和壟斷理論，FDI的驅動很重要的一點就是國外企業實力強大，可以拉動本土企業進步，但這樣的實力對于本土企業來說是遙不可及的，被擠出市場的可能性很大。基于此，一旦外商在某行業有著強大的勢力，憑借著強大資本與技術力量承包了整個上、下游采購銷售鏈，也就不需要國內資本進入了，本國投資就失去了方向，產生了擠出效應。從金融支持方面來看，Alfaro等人（2004） [13]指出，完善的金融市場對于FDI的利用是正面的，而一個有著金融抑制的東道國對FDI的利用并不理想，甚者有害于東道國。“金融抑制”理論認為，發展中國家普遍存在以下現象：①金融服務只服務于少數階層，而大量的小企業與居民被排斥在正規金融市場之外。②國家銀行占據主導，缺乏競爭，匯率與利率雙管制。根據這樣的理論與事實表明，我國確實處于這樣的環境之中，意味著“金融抑制”理論符合我國國情，也就有理由認為FDI對我國有著潛在的不利影響。因此，本文假設認為FDI對我國投資產生了負面影響，即擠出我國國內投資。

3 數據分析與實證模型

3.1 宏觀層面的理論分析

現有理論能夠較好地說明投資與擠入（擠出）效應的有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，對于GDP增長率假設相等不符合現實，在此基礎上對原模型進行改進，本文參考改進后的模型。

假設t期一國總投資可以分解為國內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）

假設國外投資僅來源于FDI，但考慮時滯的關系，t期的外國投資受前時期投資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）

根據新古典理論，國內投資Id，t一般受前期產出水平Y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化的，即使到現在，也不能說是真正意義上的市場化，因此根據Agosin的建議各取二階滯后項，表達式如下：

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

在此基礎上，李子奈和王志鵬對此繼續推導，采用資本加速器假設，可得最后估計方程如下：

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期總產出;其余項依次類推。

對擠入（擠出）效應的定性與定量度量：①由于FDI對投資凈效應尚未明確，因此通過觀察回歸符號做定性推斷。②根據Agosin提出的度量指標■=■定量衡量其效應，并稱之為長期系數效應。當然，此量必須建立在參數顯著的條件下進行估計，若有不顯著的，予以剔除即可，不影響結論。構造假設檢驗為H0：■=1。若在給定顯著性水平下不能拒絕原假設，則說明FDI占比對總投資率影響為中性;若在給定顯著性水平下拒絕原假設，那么具體看效應的大小。

3.2 數據說明與實證

所有數據均來自國家統計局。原則上應采用GDP平減指數進行通脹調整，但由于中國不曾有過季度性GDP平減指數數據，所以以CPI代替剔除所有名義指標的影響。由于統計的不完全，所以基于所有可得數據，數據區間為1998年第一季度到2016年第三季度，并經過平滑處理。變量描述性統計具體見表1。

原始數據不平穩，故采用一階差分。即，3個變量在一階差分后平穩，可以進行差分回歸。但由初始理論模型得到的回歸效果并不好，其中GDP與總投資有著嚴重多重共線性，導致原模型系數與經濟理論不相符，以及原方程模型存在內生性問題，導致所有經典OLS回歸假設均不滿足（結果省略）。在此基礎上，進行逐步回歸剔除不顯著的變量，并根據SIC準則選定最終回歸方程如下：

△It=a+δ1△Ft+δ2△Yt+δ3△It-1+εt（5）

表2中的回歸結果顯示，該方程式的估計擬合優度大幅度提高且估計系數在1%置信水平下顯著，并且通過所有古典假設，由系數的符號可以判斷與現有經濟理論相符，比較可信。根據構建wald參數約束統計量估計，可以在1%置信水平下拒絕中性效應假設。該差分模型可以解釋為FDI的邊際變化對總投資的邊際變化影響，即FDI邊際變化增加1個單位，相應總投資平均邊際減少18.24個單位。根據長期反應系數公式，定量大小為■=-33.16。對此，可以解釋為中國在1998—2016年FDI邊際變化增加1個單位，長期來看總投資邊際平均減少33.16個單位，這的確為FDI侵占國內投資提供了證據。

為了找出FDI與總投資的動態關系，考慮建立VAR模型進行分析。以下著重關注總投資與FDI占比之間的動態關系，根據理論且在數據平穩的條件下，協整性檢驗與格蘭杰因果檢驗均表明數據存在長期協整關系。

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

再次進行VAR模型的格蘭杰因果檢驗，結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支持。在VAR模型穩定有效的基礎上，得出脈沖響應函數圖進行分析（如圖1至圖4所示）。

3.3 結果分析

由圖1可知，當FDI有一個標準差的沖擊時，在當期國內總投資將受到負向沖擊，若保持沖擊不變，則在再下一個季度沖擊反應減小，但之后繼續遭受負向沖擊，大約在一年后保持進入平穩期。由圖2可知，總投資的累積脈沖負向反應在未來將會更大，意味著從長期來看，FDI的增加的確會對我國總投資產生不利影響，更可以說明外商的擠占從長期來看確有侵占中國市場的危險，導致國內總投資的占比下降，從長遠來看會對中國不利。由圖3可知，FDI對總投資的沖擊反應在當期并沒有什么反應，但是在半年之后會有一個較小幅度的減少，但很快進入平穩。并且從縱坐標的數值可以看出，FDI受到總投資的沖擊的幅度遠小于FDI對總投資的沖擊幅度。

以上為宏觀層面的分析，接下來從微觀行業進行研究。

3.4 微觀層面——以批發零售行業為例

之所以選擇以批發零售業作為代表是因為這個行業在過去的一段時間呈現出完全競爭的市場結構，存在大量的中資和外資企業，過去近20年來，受到的限制相比其他統計局所劃分的行業來說相對較少。自1992年我國零售商業正式對外開放，并于2001年加入WTO之后，分銷和零售業進一步開放，由此作為研究微觀層面的FDI資金擠出國內資本的原因較為充分。對于其余在《中國統計年鑒》上劃分的行業，從2003—2016年的《外商投資產業指導目錄》中可以發現，例如農林牧副漁、高科技電子通信研發行業中，外資在其中受到的禁止與限制條件過多;在水利設施建設領域，外資涉足的金額過小，盡管可能存在外資產出率高于內資的現實，但在統計上也難以區分。相比較而言，批發零售行業是完全競爭且受限較少、開放較早的行業，從中可以得到一些外資利用率與內資利用率差異用于解釋宏觀層面所發現的問題。

本文基于樣本可得數據，選取1996—2016年批發零售業的外商直接投資、該行業的GDP、該行業的社會固定資產投資及該行業的就業人數。以1978年為基期計算可比價格進行處理。模型方面，先按照宏觀檢驗的方法檢驗微觀層面是否存在負相關關系，進而采用新古典增長理論模型考察原因，借鑒以往文獻的研究，將新古典增長理論回歸方程設定如下：

Y=AF（K，L）（6）

其中，Y是該行業的GDP，K、L是物質資本存量和勞動力投入量，A為技術貢獻。將資本存量K分解為國內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，L）（7）

對上式兩邊取對數，可得方程：

lnY=αlnD+βlnF+γlnL（8）

根據估計，依然發現存在顯著的負相關關系，見表3。采用公式（8）進行回歸估計，結果見表4。

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

從表5計算的FDI與國內投資邊際產出之比結果可以看出，與宏觀層面的擠出模型一致，從微觀層面上也發現了擠出效應存在的證據。從20世紀到21世紀的2016年，FDI與國內投資的邊際產出之比呈現逐步上升態勢，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，在批發與零售行業呈現出FDI邊際產出率高于內資的邊際產出率，也從一個方面解釋了宏觀層面所觀察到的擠出效應。據此，從微觀層面對內外資邊際產出之比的計算可以支持擠出效應是存在的。

FDI過去20年來的發展進程，大致可以分為以下3個階段：？譹？訛1992—2004年。此階段是批發零售行業引入外資的起步階段，外資企業在我國數量較少，外資的邊際產出彈性與內資的邊際產出彈性之比小于1，此階段僅是外商探索階段。？譺？訛2005—2013年。2004年之后，我國根據加入WTO的承諾，對地域、股權比例、數量及經營條件方面取消限制，全面開放零售市場。在這樣的政策背景之下，外商得以迅速擴張。這一點從實證結果也不難看出，此階段外商的邊際產出率得到了大幅度提高，在資本要素生產率方面超越了內資生產率，這也解釋了為什么在這樣的背景之下外資得以擠出內資。？譻？訛2014年至今。在電商的沖擊之下，以“阿里巴巴”與“天貓超市”為代表的國內電商迅速發展，在一定程度上沖擊了傳統零售批發業的發展。這個沖擊針對的不僅是外商資本，對國內傳統零售批發業也是一個較大的沖擊。從這個意義上說，如果傳統內資企業在資金或者技術上不能盡快適應市場轉型，而外資擁有更強的技術與資金支持，那么外資將能更好地迎接此次機遇，對傳統內資批發零售企業將是更大的打擊。

從以上劃分的歷史進程和統計數據中可以看出，我國的外商投資鼓勵政策確實促進了外資企業在我國的成長。擠出效應得以存在的基礎，除了邊際產出生產率較高這樣的表現之外，還具有更深層次的原因，比如政策制度、金融環境等，本文在此不再贅述。

4 結論與建議

本文從宏觀入手，首先考察了基于整體的FDI與國內總投資的關系，結果表明自從1998年以來，FDI與我國總投資之間存在著負相關關系，即FDI對我國投資產生了負面影響，在一定程度上抑制了國內投資，即為擠出效應。然而，在宏觀層面的經濟解釋受諸多因素影響而難以說明其作用機理，經過斟酌考慮，選取政策相對寬松且接近充分競爭的批發零售業作為微觀視角考察FDI擠出效應的經濟解釋。就本文研究結果來看，微觀層面上的解釋是合理的，也就是說基于微觀視角認為FDI確實是對我國國內投資產生了擠出，是以替代的姿態而不是互補的姿態出現。

要想防止外資排擠內資的現象發生，必須從源頭審視內資企業自身的問題。先天的管理缺陷、技術差距可以理解，并且外資引進之初也有示范作用與技術溢出效應，可以通過后天學習彌補，但是政策制度與企業自身的問題還是需要努力克服的。在政策方面，對待外資的態度還是應該謹慎，而不能實行超國民待遇，例如免稅這樣的過度優惠政策，不能在政策制度上給內資企業一個負面的激勵;在制度方面，產品監管部門應保持“一套標準”的思想，不能存在“雙標準”;在融資方面，除了加大力度引導之外，還需要發展更靈活多樣的信貸產品;在企業方面，除了要強化技術層面的發展與改善經營管理，更重要的是要有擔當，要強化企業的社會責任意識。

參 考 文 獻

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