周 偉

(武漢大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北 武漢 430072)

引 言

FDI對(duì)一國經(jīng)濟(jì)增長的影響是當(dāng)前學(xué)術(shù)界研究的熱門問題。這些經(jīng)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)資企業(yè)在從FDI中獲得技術(shù)外溢效應(yīng)的同時(shí)，也面臨著來自跨國公司的激烈競爭(Aitken and Harrison，1999)。到目前為止，關(guān)于FDI對(duì)一國經(jīng)濟(jì)增長的影響尚未取得一致的結(jié)論。以不同國家、地區(qū)、行業(yè)或企業(yè)為研究對(duì)象的實(shí)證分析，得出了不一樣的結(jié)論，部分學(xué)者認(rèn)為FDI對(duì)一國經(jīng)濟(jì)增長具有顯著地正影響(Driffield，2001；Lee，2006；Todo，2006)，另一部分學(xué)者認(rèn)為東道國內(nèi)資企業(yè)并不能從FDI中獲益，甚至受到負(fù)面影響(Aitken and Harrison, 1999;Hu and Jefferson, 2002 ; Konings, 2001; Xu and Sheng, 2011)。為什么會(huì)有如此截然不同的結(jié)論呢？本文將通過理論模型來分析導(dǎo)致兩種不同結(jié)論的深層原因，并實(shí)證分析近20年來FDI對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)態(tài)影響。

R&D能促進(jìn)一國或企業(yè)提升技術(shù)實(shí)力，增強(qiáng)創(chuàng)新能力，但是，技術(shù)基礎(chǔ)薄弱和R&D投入偏低會(huì)導(dǎo)致一國或企業(yè)的R&D效率不高(孫敬水，岳牡娟，2009)。故而，R&D對(duì)一國經(jīng)濟(jì)增長的影響有可能因技術(shù)基礎(chǔ)薄弱或R&D投入偏低而不顯著。因此，分析R&D對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)態(tài)影響具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

雖然，以往的文獻(xiàn)分別探究了FDI或R&D對(duì)一國經(jīng)濟(jì)增長的影響，但較少有文獻(xiàn)同時(shí)研究FDI和R&D對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。而且，F(xiàn)DI和R&D對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的長期影響和短期影響是否一致，也有待于進(jìn)一步深入研究。本文采用1991-2010年中國地區(qū)層次的面板數(shù)據(jù)，將FDI和R&D納入同一研究框架，利用二階段最小二乘法(2SLS)對(duì)生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行固定影響模型工具變量法估計(jì)，來探討FDI和R&D在過去20年中對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)態(tài)影響。

一、文獻(xiàn)回顧

在以往的文獻(xiàn)中，國內(nèi)外學(xué)者從不同層次、以不同研究對(duì)象分別探討了FDI、R&D與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。

(一)FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響

FDI通過外溢、示范效應(yīng)和競爭影響等方式向東道國轉(zhuǎn)移技術(shù) (Aitken and Harrison, 1999; Keller, 2004)。在跨國公司工作過的員工進(jìn)入當(dāng)?shù)仄髽I(yè)工作或者自己創(chuàng)辦公司都可能帶來技術(shù)、管理等方面知識(shí)的外溢。而且，跨國公司為提高子公司的競爭力通常會(huì)向其傳輸技術(shù)信息，而這些信息很可能“泄漏”到東道國(Hoekman et al., 2004)。FDI向發(fā)展中國家提供了許多有效的技術(shù)并產(chǎn)生了技術(shù)外溢(Hoekman et al., 2004)。但是，在以往的研究中FDI對(duì)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)乃至東道國經(jīng)濟(jì)增長的影響并沒有取得一致的結(jié)論。

部分文獻(xiàn)證實(shí)，外資企業(yè)的直接投資(FDI)對(duì)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)產(chǎn)生正的積極影響。Driffield (2001)證明了外資企業(yè)的生產(chǎn)性優(yōu)勢(shì)大大促進(jìn)了當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的生產(chǎn)力增長。Lee (2006)分析了1981-2000年間流入16個(gè)OECD國家的FDI，他指出FDI產(chǎn)生的知識(shí)外溢對(duì)一國經(jīng)濟(jì)增長具有顯著正的影響。Todo (2006)調(diào)查了日本制造業(yè)公司層面的數(shù)據(jù)，他認(rèn)為從外資企業(yè)向國內(nèi)企業(yè)的知識(shí)外溢通常被認(rèn)為是東道國技術(shù)進(jìn)步和生產(chǎn)力增長的源泉，外資企業(yè)在日本的R&D活動(dòng)對(duì)日本當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的生產(chǎn)率增長產(chǎn)生積極的正效應(yīng)。Yasar和Paul (2007)發(fā)現(xiàn)那些擁有較多國際聯(lián)系的行業(yè)、企業(yè)具有更高的生產(chǎn)力水平。王成岐和張嫚(2005)對(duì)中國的研究也發(fā)現(xiàn)，內(nèi)資企業(yè)在1995-2001年間績效的改善與同期FDI的流入緊密相關(guān)。

然而，另一部分針對(duì)發(fā)展中國家的實(shí)證分析卻發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI有可能對(duì)一國經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)面的影響(Aitken and Harrison, 1999;Hu and Jefferson, 2002 ; Konings, 2001; Xu and Sheng, 2011)。Haddad和Harrison (1993)分析了1985-1989年外資企業(yè)在摩洛哥制造業(yè)的投資，結(jié)果表明FDI與企業(yè)生產(chǎn)力增長之間存在弱的負(fù)相關(guān)性。Aitken和Harrison (1999)研究了1976-1989年間委內(nèi)瑞拉制造業(yè)的FDI，實(shí)證發(fā)現(xiàn)本土企業(yè)的生產(chǎn)力增長與FDI之間是負(fù)相關(guān)的。Damijan等人 (2003) 以1994-1998年間中東歐八個(gè)轉(zhuǎn)型國家為研究對(duì)象，分析了FDI對(duì)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)生產(chǎn)率增長的影響。結(jié)果表明，F(xiàn)DI 不能對(duì)本土企業(yè)產(chǎn)生正的行業(yè)內(nèi)外溢，而且從外資企業(yè)向本土企業(yè)的外溢是負(fù)的、不顯著的。Konings (2001) 通過對(duì)三個(gè)中東歐新興經(jīng)濟(jì)體的研究發(fā)現(xiàn)，在保加利亞和羅馬尼亞的FDI對(duì)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)產(chǎn)生負(fù)的外溢影響，而FDI對(duì)波蘭當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的外溢影響不顯著。

部分實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI對(duì)中國一些行業(yè)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)的影響。Hu和Jefferson (2002) 分析了中國19個(gè)電子行業(yè)1995-1999年間的數(shù)據(jù)，他們發(fā)現(xiàn)FDI對(duì)中國電子行業(yè)存在負(fù)的、顯著性的影響。Xu和Sheng (2011)對(duì)中國2000-2003年間制造業(yè)企業(yè)的調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行了研究，他們發(fā)現(xiàn)FDI存在顯著的、負(fù)的水平外溢影響。一些國內(nèi)學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI不僅帶來積極的技術(shù)外溢效應(yīng)，還會(huì)引致負(fù)向的競爭效應(yīng)(馬明申, 2007; 趙奇?zhèn)?、張誠，2007)。

(二)R&D在經(jīng)濟(jì)增長中的貢獻(xiàn)

R&D在經(jīng)濟(jì)增長中的作用被國外學(xué)者廣泛研究(Branstetter and Chen，2006；Bronzini and Piselli，2009；Kuo and Yang，2008；O’Mahony and Vecchi, 2009；Wakelin，2001等)，他們基于公司、行業(yè)或國家層面的數(shù)據(jù)調(diào)查了R&D對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響。Wakelin(2001)基于170多個(gè)英國企業(yè)的樣本，Hu(2001)基于中國813家高新技術(shù)企業(yè)的數(shù)據(jù)，Branstetter 和 Chen (2006)基于臺(tái)灣電子行業(yè)2636家企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，O’Mahony 和 Vecchi (2009)對(duì)五個(gè)OECD國家(美國、英國、日本、法國和德國)的公司層面數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究等。Madden 和 Savage (2000)以O(shè)ECD國家和一些亞洲國家為研究對(duì)象，Kuo 和 Yang (2008)分析了中國省級(jí)面板數(shù)據(jù)，Bronzini和Piselli (2009)調(diào)查了意大利地區(qū)層面的數(shù)據(jù)等。這些實(shí)證研究普遍證明R&D對(duì)一國經(jīng)濟(jì)增長具有正影響，只是R&D彈性各有不同。國內(nèi)學(xué)者也分析了R&D對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長的影響。劉飛和王德發(fā)(2009)對(duì)我國1983-2006年經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析, 結(jié)果表明國內(nèi)R&D對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的顯著性。靳濤和褚敏(2011)、孫敬水和岳牡娟(2009)等人也得出了類似的結(jié)論。但是，這些研究大多獨(dú)立分析R&D對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響，很少將FDI和R&D作為經(jīng)濟(jì)增長的要素同時(shí)進(jìn)行研究?；谝陨显?，本文將在以往經(jīng)驗(yàn)性研究 (Bronzini and Piselli, 2009; Kuo and Yang, 2008； O’Mahony and Vecchi，2009)的基礎(chǔ)上，選取1991-2010年間30*中國目前有31個(gè)省級(jí)地區(qū)，但重慶數(shù)據(jù)從1997年開始才有，故將重慶數(shù)據(jù)并入四川省。個(gè)省級(jí)地區(qū)為研究對(duì)象，探討FDI和R&D對(duì)中國20年來經(jīng)濟(jì)增長的影響，并比較FDI和R&D對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長的影響在1991-2000年和2001-2010年這兩個(gè)時(shí)間段的變化。

二、計(jì)量模型與數(shù)據(jù)來源

(一)計(jì)量模型

本文運(yùn)用如下生產(chǎn)函數(shù)(1)來分析一國的經(jīng)濟(jì)增長問題。

Qjt=Ajtf(Kjt,Ljt)

(1)

這里Qjt指的是j地區(qū)第t年的產(chǎn)出；Kjt代表j地區(qū)t年末的固定資產(chǎn)存量；L指勞動(dòng)力投入，用j地區(qū)t年末的就業(yè)人口數(shù)來衡量。本文假設(shè)技術(shù)參數(shù)A是R&D和FDI的函數(shù)，即：

Ajt=f(RDjt,FDIjt)

(2)

其中，RDjt為j地區(qū)t年末的R&D存量，F(xiàn)DIjt代表j地區(qū)t年末的累計(jì)外商直接投資。與Bronzini 和 Piselli(2009)、 Kuo和Yang(2008)等的經(jīng)驗(yàn)性研究相一致，本文假設(shè)關(guān)于地區(qū)經(jīng)濟(jì)的生產(chǎn)函數(shù)近似于Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，把(1)式和(2)式進(jìn)行整合，構(gòu)建如下計(jì)量模型：

(3)

為了對(duì)(3)式進(jìn)行估計(jì)，對(duì)原有模型取對(duì)數(shù)，使它變?yōu)榫€性回歸模型(4)：

lnQjt=αlnKjt+βlnLjt+φlnRDjt+γlnFDIjt+ujt

(4)

其中ujt由兩個(gè)部分組成

ujt=αj+εjt

(5)

參數(shù)αj是體現(xiàn)各地區(qū)之間差異的非觀測效應(yīng)，該效應(yīng)不隨時(shí)間而變化；參數(shù)εjt是隨機(jī)誤差項(xiàng)。本文先通過Hausman檢驗(yàn)來決定是采用固定影響模型還是隨機(jī)影響模型，然后，識(shí)別模型和變量的內(nèi)生性問題，對(duì)內(nèi)生性問題進(jìn)行工具變量法估計(jì)。

(二)數(shù)據(jù)來源

本文的研究數(shù)據(jù)包括各地區(qū)的GDP及其指數(shù)、固定資產(chǎn)投資及其價(jià)格指數(shù)、就業(yè)人數(shù)、R&D支出和外商投資總額(FDI)等。需要指出的是，回歸分析中所有貨幣變量的單位是億元，并且以1990年為基準(zhǔn)年通過平減指數(shù)法來控制價(jià)格通脹的影響。本文采用的大多數(shù)數(shù)據(jù)來源于1991-2011年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》；R&D支出數(shù)據(jù)來源于1991-2011年的《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》?，F(xiàn)有出版的數(shù)據(jù)中沒有各地區(qū)固定資產(chǎn)投資存量，只有各地區(qū)的年度固定資產(chǎn)投資額。沿著Kuo和Yang (2008)的思路, 本文用永續(xù)盤存法計(jì)算固定資產(chǎn)投資存量K和R&D支出存量。

三、實(shí)證檢驗(yàn)

(一)檢驗(yàn)結(jié)果

本文先采用1991～2010年20年的面板數(shù)據(jù)，對(duì)(4)式進(jìn)行估計(jì)。在對(duì)(4)式進(jìn)行回歸之前，對(duì)模型進(jìn)行了Hausman檢驗(yàn)(如表1所示)。整體估計(jì)值χ2(4)的概率為0，所以，Hausman檢驗(yàn)拒絕隨機(jī)影響估計(jì)能獲得一致性估計(jì)的零假設(shè)，從而本文的模型適合采用固定影響模型。同時(shí)，單位根檢驗(yàn)表明本文采用的數(shù)據(jù)是靜態(tài)的。

表1 Hausman檢驗(yàn)

由于有關(guān)生產(chǎn)函數(shù)和經(jīng)濟(jì)增長的變量可能存在潛在的內(nèi)生性問題(Kuo and Yang, 2008)，本文采用Davidson-MacKinnon 檢驗(yàn)來判定模型和各個(gè)解釋變量的內(nèi)生性。沿著Lin 和Ma (2012)的思路，本文用L的一階滯后值作為L的工具變量；用各地區(qū)當(dāng)年專利申請(qǐng)授權(quán)數(shù)P作為RD的工具變量(Hu, 2001)；采用FDI的一階滯后值作為FDI的工具變量；引入能反映地區(qū)生產(chǎn)率的代理變量RO(用各地區(qū)當(dāng)年運(yùn)輸線路長度中的公路里程數(shù)來衡量)，它反映了各地區(qū)在基礎(chǔ)設(shè)施方面的區(qū)位優(yōu)勢(shì)。Davidson-MacKinnon 檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)僅RD變量存在內(nèi)生性問題(表2所示)。

因此，本文采用固定影響模型的工具變量法解決RD變量的內(nèi)生性問題。將P作為RD的工具變量，采用二階段最小二乘法(2SLS)進(jìn)行估計(jì)，實(shí)證結(jié)果如表3所示。表3的回歸結(jié)果顯示，在過去的20年中，F(xiàn)DI和R&D對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長都存在顯著的正影響，其中，R&D投入每增加1%，產(chǎn)出增加0.254%；FDI每增加1%，產(chǎn)出增加0.141%?？梢姡?991-2010年間R&D對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)高于FDI。因此，在今后的發(fā)展中，我國應(yīng)增加R&D投入，加強(qiáng)R&D國際合作，充分發(fā)揮R&D在經(jīng)濟(jì)增長中作用。

表2 Davidson-MacKinnon檢驗(yàn)

表3 1991—2010年全部樣本數(shù)據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果

接著，我們分1991-2000年和2001-2010年兩個(gè)時(shí)期考察FDI和R&D對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長的影響，實(shí)證結(jié)果如表4所示。與整個(gè)時(shí)期的樣本檢驗(yàn)結(jié)果略有不同，1991-2000年的10年間，F(xiàn)DI對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的正影響，但該時(shí)期內(nèi)R&D對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響不顯著；而在2001-2010年的最近10年中，R&D對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的正影響較為顯著，但FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響變?yōu)榱素?fù)效應(yīng)，且不顯著。

表4 1991—2000年、2001—2010年分時(shí)期檢驗(yàn)結(jié)果

(二)檢驗(yàn)結(jié)果解釋

分時(shí)期和整個(gè)時(shí)期的不同檢驗(yàn)結(jié)果表明，F(xiàn)DI對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)盡管在整個(gè)時(shí)期內(nèi)顯著為正，但與前10年相比，在最近10年中，F(xiàn)DI對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長的影響卻具有不顯著的負(fù)效應(yīng)。這是因?yàn)樵谏鲜兰o(jì)90年代，外資企業(yè)剛剛進(jìn)入中國市場，在中國的投資比重較小。1990年，外商投資企業(yè)工業(yè)產(chǎn)值僅為448.95億元，占全國工業(yè)總產(chǎn)值的2.28%*數(shù)據(jù)來源：2011年《中國商務(wù)年鑒》。。而之后，外商投資企業(yè)工業(yè)產(chǎn)值占全國工業(yè)總產(chǎn)值的比重不斷上升，并在2003年達(dá)到峰值35.87%，2004年開始小幅回落，但依然保持在30%左右*數(shù)據(jù)來源：2011年《中國商務(wù)年鑒》。。到了21世紀(jì)，我國加入WTO以后，進(jìn)一步開放了受管制的行業(yè)和領(lǐng)域，放寬了外資企業(yè)的進(jìn)入限制、經(jīng)營范圍和開業(yè)條件。這樣，外資加大了對(duì)我國的直接投資，我國工業(yè)經(jīng)濟(jì)對(duì)外資的依賴程度逐漸增大。進(jìn)入中國的外資企業(yè)憑借技術(shù)、管理、品牌和資本上的相對(duì)優(yōu)勢(shì)將當(dāng)?shù)仄髽I(yè)逐步擠出市場或使其陷入發(fā)展困境，壓縮了國內(nèi)企業(yè)的生存空間，迫使國內(nèi)企業(yè)不得不減少生產(chǎn)。而且，自20世紀(jì)90年代以來，外商不斷兼并、收購或控股我國大中型企業(yè)，這一發(fā)展趨勢(shì)使外資企業(yè)迅速占領(lǐng)我國市場，并以先進(jìn)技術(shù)、規(guī)模生產(chǎn)和充裕資金等優(yōu)勢(shì)提高了行業(yè)的進(jìn)入壁壘，擠壓了我國國內(nèi)企業(yè)的發(fā)展空間，制約了它們的發(fā)展。由于這些原因，外資對(duì)我國當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的市場競爭負(fù)效應(yīng)正在逐漸增大。

而另一方面，為了更好地防止技術(shù)外溢，保持技術(shù)壟斷性，外商投資企業(yè)越來越傾向于以獨(dú)資和控股的方式在我國直接投資。1984年，我國新增外商獨(dú)資企業(yè)26家，僅占外商投資企業(yè)總數(shù)的1.2%*數(shù)據(jù)來源：1986年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。；但是到了2010年，我國新增的外商獨(dú)資企業(yè)達(dá)到22，085家，比重增加到70.85%，分別是當(dāng)年中外合資企業(yè)和中外合作企業(yè)數(shù)量的4.4倍和73.6倍*數(shù)據(jù)來源：2011年《中國商務(wù)年鑒》。。外商投資企業(yè)獨(dú)資和控股趨勢(shì)的加強(qiáng)，使內(nèi)資企業(yè)較難從外部獲得技術(shù)外溢。從而，使得FDI對(duì)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的技術(shù)外溢正效應(yīng)在逐漸減弱。

由于FDI對(duì)我國企業(yè)競爭負(fù)效應(yīng)的加強(qiáng)和技術(shù)外溢正效應(yīng)的減弱，使得2001-2010年間FDI對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長的影響由1991-2000年的顯著正效應(yīng)轉(zhuǎn)為不顯著的負(fù)效應(yīng)。盡管從1991-2010年的整個(gè)樣本期來看，F(xiàn)DI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響仍然顯著為正，但值得注意的是FDI對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長的影響正在發(fā)生階段性的變化。因此，我國企業(yè)應(yīng)及早采取相應(yīng)的措施，逆轉(zhuǎn)FDI對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長的競爭效應(yīng)和技術(shù)外溢效應(yīng)的變化。

另外，我國企業(yè)的R&D實(shí)力也在不斷加強(qiáng)，R&D對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的正影響已經(jīng)從1991-2000年的不顯著，轉(zhuǎn)變成了2001-2010年的顯著?？梢?，在以后的發(fā)展中，我國企業(yè)更應(yīng)該增加R&D投入，培養(yǎng)一批高水平的R&D人才，加強(qiáng)R&D國際合作，從多方位、多層面提高我國企業(yè)的R&D水平。

四、總結(jié)與討論

本文在文獻(xiàn)回顧和理論模型分析的基礎(chǔ)上，采用我國1991-2010年20年的省際面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，考察了FDI和R&D在整個(gè)樣本期、1991-2000年和2001-2010年分時(shí)期內(nèi)對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長的影響。根據(jù)上述計(jì)量模型和實(shí)證分析結(jié)果，可以看出：

在過去的20年中，R&D對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)經(jīng)歷了一個(gè)從不顯著到顯著的正影響過程。而且，R&D產(chǎn)出彈性大于FDI的產(chǎn)出彈性。可見，在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，R&D投資對(duì)我國技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)增長的作用要大于跨國公司在我國直接投資的作用。與發(fā)達(dá)國家相比，我國R&D投入占GDP的比重仍然較低。為了實(shí)現(xiàn)民族復(fù)興的“中國夢(mèng)”，我國企業(yè)和各級(jí)政府還需加大對(duì)R&D活動(dòng)的投入力度，培養(yǎng)國際一流的技術(shù)研發(fā)人才，積極吸引國外優(yōu)秀人才來華工作；同時(shí)，鼓勵(lì)國內(nèi)企業(yè)積極開展R&D國際合作，以合作促發(fā)展。從而有效地促進(jìn)和發(fā)揮R&D在我國當(dāng)前經(jīng)濟(jì)增長中的作用。

從整個(gè)樣本期來看，20年來，F(xiàn)DI在我國經(jīng)濟(jì)增長中發(fā)揮了有效的正作用。我國企業(yè)通過跨國公司的示范、學(xué)習(xí)和模仿效應(yīng)，獲取了一些先進(jìn)的管理經(jīng)驗(yàn)、技術(shù)技能等，正是這些正效應(yīng)推動(dòng)了我國企業(yè)的進(jìn)步和發(fā)展。在我國市場進(jìn)一步開放的今天，跨國公司紛紛對(duì)華直接投資，這類投資活動(dòng)的增加加劇了跨國公司對(duì)我國本土市場的爭奪。競爭加劇的直接結(jié)果是跨國公司將原來屬于當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的市場份額擠占，迫使我國當(dāng)?shù)仄髽I(yè)面臨市場占有率的下降而減少生產(chǎn)。另一方面，跨國公司為了保持自身技術(shù)優(yōu)勢(shì)，越來越傾向于采用獨(dú)資或控股的方式在華直接投資。同時(shí)，通過高薪減少人員向當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的流動(dòng)，從而，使得當(dāng)?shù)仄髽I(yè)很難從跨國公司獲得相應(yīng)的技術(shù)外溢。

FDI競爭負(fù)效應(yīng)的加強(qiáng)和技術(shù)外溢正效應(yīng)的減弱能夠解釋為什么1991-2000年間FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長是顯著的正影響，而2001-2010年間FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響轉(zhuǎn)成了不顯著的負(fù)效應(yīng)。盡管在1991-2010年的整個(gè)樣本期內(nèi)，F(xiàn)DI對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)仍然顯著為正，但我們?nèi)匀恍枰杩鐕驹谌A競爭狀況和投資方式的變化，深刻認(rèn)識(shí)到我國企業(yè)面臨的嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。當(dāng)前我國部分企業(yè)已經(jīng)開始通過并購國外企業(yè)、與國外R&D機(jī)構(gòu)合作等方式把握技術(shù)進(jìn)步的趨勢(shì)，力圖通過并購學(xué)習(xí)和R&D創(chuàng)新來提高自身的競爭實(shí)力，從而扭轉(zhuǎn)FDI對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長的不顯著負(fù)影響局面。因此，我國政府還需采取多項(xiàng)政策鼓勵(lì)我國企業(yè)通過跨國并購的方式“走出去”，“走進(jìn)去”，積極與國外R&D機(jī)構(gòu)合作，以接觸技術(shù)發(fā)展的前沿，迅速提升我國企業(yè)的技術(shù)實(shí)力和國際競爭力。

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