外資進入如何影響制造業市場勢力?

□ 龔新蜀 趙 賢 李丹怡 董依婷

(石河子大學 經濟與管理學院, 新疆 石河子 832000)

[基金項目]國家社科基金項目:南疆民族地區農村產業融合多維效應與發展研究(21XMZ062);新疆生產建設兵團社會科學基金重點項目:兵團農產品加工業轉型升級路徑研究(21ZD03)。

一、引 言

自改革開放以來,外商直接投資(Foreign Direct Investment,FDI)企業對中國經濟的發展帶來了不容忽視的貢獻,“十四五”規劃更是指出,堅持實施更大范圍、更寬領域、更深層次的對外開放,健全外商投資管理制度,推進投資自由化和便利化。盡管外資準入原則調整的總體方向是進一步擴大對外開放,但我國還沒有形成能夠準確估計外資進入對市場勢力影響的定量研究方法,致使學者們對外商直接投資的“負面清單”邊界調整以及是否應該繼續降低外資準入門檻存在爭議。盲目的鼓勵或限制外資進入可能保護了行業內低效率企業和既得利益者,不能形成內資與外資良性競爭的經濟格局。合理有效的識別外資進入的市場效應,進而制定相應的外資政策和產業政策才能使外資在中國的市場經濟環境中持續迸發新的活力。

壟斷主要表現為企業的市場勢力溢價水平提高,它反映了企業擁有市場勢力導致的企業價格與邊際成本的偏離程度。有關市場勢力的研究對于改善市場競爭環境、完善市場競爭秩序、進一步提高我國對外開放水平和構建現代化經濟體系具有重要意義。學者們對外資進入與市場勢力溢價的關系一直都在討論中,外商直接投資已經深刻地影響了中國產業市場結構的變化,企業間的競爭關系也因外資進入而變得日益激烈,并在很大程度上影響了市場勢力溢價水平。例如,外商直接投資所帶來的水平溢出效應、垂直關聯效應對企業科研投入、技術創新以及績效均產生影響[1]。制造業是實體經濟的主體,也是外商直接投資的重要領域,在外資大量涌入的情形下,對中國制造業市場勢力溢價水平的研究尤為重要。以往研究主要圍繞外商直接投資的溢出效應對企業生產率的影響,而直接考察對不同產業層面市場勢力影響的研究較少。不同產業層面因其市場規模、企業生產規模、國家產業政策不同,外商直接投資的效應也各有所異。同時,現有研究發現市場勢力與市場集中度[2]、資本密集度[3]有著密切關系。因此,本文旨在辨析外商直接投資在不同產業層面對市場勢力的影響,并在研究過程中考慮了市場集中度與資本密集度在不同產業層面的反應,同時考慮到不同產業之間的差異,在異質性檢驗中根據不同類型資本密集度產業進一步分析外商直接投資、市場集中度與資本密集度對市場勢力的影響,以期為我國制定合理的外資政策和產業政策提供實證經驗與政策指導。

二、文獻回顧與理論分析

外商直接投資對東道國市場勢力影響的研究屬于外商投資理論與產業組織理論研究領域的交叉話題,最早源自于美國經濟學家斯蒂芬·海默提出的壟斷優勢理論。近年來關于外商直接投資對東道國市場競爭影響的研究越來越多,大量研究表明外資進入會對東道國市場競爭產生影響,但對于變化方向卻有所爭議。

部分研究者認為外資企業通常可以憑借其跨國公司資金雄厚、技術先進、成本低廉等各方面優勢,加速低效率企業退出市場,同時通過水平溢出效應與垂直關聯效應創造新的市場生存空間,激勵存活企業持續創新,提高企業生產率,加強東道國企業市場競爭,降低市場勢力溢價水平[4]。但也有研究發現外商直接投資在東道國市場競爭中,競爭效應并不總是占據主導地位,會因外資進入方式、時間長短、產業層面、產業與地區等的不同對東道國市場競爭造成差異性影響。外資借助跨國并購的方式進入對提升中國企業競爭力的直接效應并不顯著,間接效應僅在長期顯著為正,并且從長期來看,外資并購對于中國企業的競爭力總體存在抑制效應[5]。同時,外資進入在同一產業內的上游產業中反競爭效應占據主導地位,但在下游產業卻表現出更強的競爭性。在不同區域中,也僅在東部地區與中部地區表現出明顯的競爭效應。進一步研究發現,外資進入通過水平溢出效應降低了東道國水平行業內企業市場勢力溢價水平,而通過垂直關聯效應提高了東道國同行業內上下游企業市場勢力溢價水平,在總體上提升了東道國企業市場勢力溢價水平[6]。最后,外資進入與制造業市場勢力也具有非線性關系[7]。

結合國內外現有文獻,將外商直接投資對東道國市場勢力的影響機制歸納為水平溢出效應和垂直關聯效應。

水平溢出效應包含競爭效應、培訓效應和示范效應。外資進入東道國市場首先會發揮競爭效應,外資企業憑借母國優勢與本土企業搶奪市場份額和優質生產資料,本土企業在技術、質量、成本等劣勢情況下為了生存只能降價競爭,這時東道國市場勢力溢價水平趨向于降低。經歷初期的市場競爭,外資企業容易在部分市場規模較小的行業獲取市場勢力,市場規模較大的行業中本土企業實力更強,能夠在相當長的時間與外資企業競爭,但外資進入的培訓效應與示范效應也會在這個時期吸引東道國本土企業的觀察學習。一方面,在市場競爭中存活下來的本土企業為了生存,促使本土企業學習外資企業的生產技術、營銷策略、管理方式;另一方面,外資企業在東道國市場占據優勢地位后并不愿意出現新的競爭者,但由于企業高管與技術人才經常會離開外資企業進入本土企業或自己創建公司,而外資企業面對這種情況沒有有效解決方式,因此外溢效應的發生不可避免。

垂直關聯效應包含前向關聯與后向關聯。外資企業進入東道國市場對本土企業的影響更多是處于同一行業的上下游企業[8]。處于上游行業的外資企業會緊緊抓住高附加值產品的生產環節,為下游本地企業提供高質量中間產品[9]。同時,外資企業通過技術溢出效應對本土企業產生技術轉移,本地企業獨立研發成本大于引進成本,由此對外資企業技術產生依賴性,隨著外資企業技術研發速度加快,本土企業技術不能實現趕超,技術被鎖定在低端產品。處于行業下游的外資企業通常會將技術轉讓給東道國本土供應商以提高供應商的產品質量與生產率,降低采購成本,同時通過技術指導、知識培訓等方式降低供應商的進入門檻,并將相應技術提供給多家供應商,促使上游供應企業競爭加劇,被鎖定在低端生產環節。因此,外資企業憑借在上下游行業的市場勢力抬升產品價格,致使整個行業的市場勢力溢價水平提高。

相較于已有文獻,本文的邊際貢獻在于:第一,以往文獻主要研究單一行業外資進入對本土企業的影響,對于宏觀層面外資進入與市場勢力的研究較少,本文從兩位數與四位數產業層面實證分析制造業外資進入的市場勢力溢價水平。第二,以往研究市場勢力的文獻年代較早,數據范圍小,市場競爭環境已發生巨大改變,過去的研究結論可能不再適合指導如今的外資政策和產業政策。本文研究的時間區間為2001—2015年,能更好的解釋外資進入以來制造業市場勢力溢價水平的變化,為制定相關外資政策和產業政策提供可靠的經驗證據。第三,本文在現有研究的基礎上,加入了市場集中度、資本密集度對制造業市場勢力溢價水平的考察,希望能為中國深化對外開放制定外資政策和產業政策提供更充分詳實的實證依據。

三、研究設計與數據處理

(一)市場勢力測度模型

以Roeger[10]的市場勢力測度模型為主體。首先從一個標準的生產函數開始:

Qit=AitF(Nit,Kit,Mit)

(1)

其中,i表示產業,t表示時間,Q為總產出,F為一個生產函數,A為希克斯技術中性,N是勞動投入,K是資本投入,M是中間投入。

索羅總產出增長率可以分解為:

(2)

(3)

這里是高于邊際成本的溢價的形式,可以轉變為另一種形式:

(4)

為了免于尋找工具變量,Roeger采用以要素價格為基礎的對偶法來計算索羅余值,可以寫為:

(5)

在完全競爭的市場條件下,邊際成本應該等于市場價格,根據方程(4)和(5)計算出來的結果應該一致,βit=0。但在實際情況中,由于非完全競爭,兩者并不一致。

由(4)-(5)得:

(6)

Roeger證明了兩者之間的差異可以通過市場勢力來解釋。改寫方程(6)可以得到:

g(PitQit)-αNitg(PNitNit)-αMitg(PMitMit)-

(1-αNit-αMit)g(PKitKit)=

βit[g(PitQit)-g(PKitKit)]

(7)

其中,g(·)表示括號內部分的增長率。方程(7)左手項可以記為Yit,右手項加入隨機擾動項得:

Yit=βitXit+εit

(8)

(二)模型的擴展

結合現有研究,嘗試在模型中控制以下三方面因素對產業市場勢力的影響,以便更準確的估計市場勢力。

第一,參考陳甬軍和楊振[7]的做法,在(8)式的基礎上加入外資。隨著中國加入WTO,外資涌入對產業市場的影響不容忽視,這可能會系統性的改變我國的市場勢力結構,進而影響市場勢力溢價水平。由此,考慮外資水平溢出效應與垂直關聯效應的模型可進一步擴展為:

Yit=β1Xit+β2FDIitXit+β3FORitXit+

β4BACKitXit+εit

(9)

第二,借鑒Konings模型[11],在(9)式的基礎上加入市場集中度,并引入市場集中度與外資溢出效應的交互項。這代表產業內市場的競爭程度,特別是外資企業的進入能通過改變市場集中度的水平來影響市場勢力溢價水平。這里使用赫芬達爾—赫希曼指數作為市場集中度的衡量指標,擴展后的模型為:

Yit=β1Xit+β2FDIitXit+β3FORitXit+

β4BACKitXit+β5HHIitXit+γ1FDIitHHIit+

γ2FORitHHIit+γ3BACKitHHIit+εit

(10)

第三,考慮到資本密集度的影響,在(10)式的基礎上加入資本密集度。資本密集度是衡量產業進入壁壘的重要指標,它反映了該產業是勞動密集型產業還是資本密集型產業,資本密集度對市場結構的影響不可小覷。

Yit=β1Xit+β2FDIitXit+β3FORitXit+

β4BACKitXit+β5HHIitXit+β6CAPitXit+

γ1FDIitHHIit+γ2FORitHHIit+

γ3BACKitHHIit+εit

(11)

(三)數據來源與處理及變量設定

1. 數據來源與處理

本文樣本數據來自于2001—2007年與2011—2015年中國工業企業數據庫。其中2008—2010年的數據因為關鍵變量缺失,且無法尋找到替代指標,因此將其剔除。對于數據的基本處理,因所選數據產業代碼經過兩輪變動,將所選樣本數據統一轉化為2011年國民經濟行業分類標準。同時,參考朱沛華和陳林[12]的數據處理方式,對數據進行基礎處理以及對缺失的關鍵變量“中間投入”重新估算。在此基礎上,構造出兩個面板數據:制造業兩位數代碼29個產業、四位數代碼403個產業。

2. 變量設定

表1 變量設定

其中,國內生產總值價格指數來自《中國統計年鑒》,實際利率假定不隨產業變動,數據來源于世界銀行數據庫。折舊率,所有產業均采用每年折舊5%的標準。

外資水平溢出。本文將實收資本中有外商資本和港澳臺資本的企業視為外資投資企業。采用兩種方式來測度外資投資比例。第一種,外資投資企業總產值占產業總產值的比重;第二種,外資投資企業固定資產占產業總固定資產的比重。

外資前向溢出。定義為上游產業u中外資對下游產業j的溢出效應:

其中δjut為t年產業j生產所消耗上游產業u生產的中間產品占產業j全部中間投入的比例,該參數可從投入產出表的直接消耗系數表中各列取得(排除對角線上的元素,因為水平溢出已經考慮行業內效應)。

外資后向溢出。定義為下游產業b中外資對上游產業j的溢出效應:

其中δjbt為t年產業j生產所消耗下游產業b生產的中間產品占產業j全部中間投入的比例,該參數可從投入產出表的直接消耗系數表中各行取得(排除對角線上的元素)。

市場集中度。其中,Z表示產業總銷售收入;Zi表示企業i的銷售收入;Si表示企業i在所屬產業內的市場占有率;n表示該產業內的企業數。由此可得市場結構分類,HHI<1000為競爭型,1000≤HHI<1 800為低寡占型,HHI≥1 800為高寡占型。

資本密集度。使用總資產/銷售收入來衡量產業資本密集度水平。

同時,為了便于數據的運算、避免共線性、異方差等問題,對以上數據做對數處理。

表2 主要變量的描述性統計

四、實證結果及分析

為觀察前文所述重要變量可能產生的影響,本文設計如下4個模型分兩個時間區間進行回歸:2001—2007年、2001—2015年,分為兩個時間段主要是考慮到:第一,2001—2007年這一區間涵蓋中國加入WTO到金融危機之前的數據,既能避開金融危機對市場的沖擊,又能較好的捕捉中國對外開放以來市場勢力溢價水平的變化;第二,2001—2015年這一區間能從更長的時間跨度來探究外資進入對中國市場勢力溢價水平的影響,但其中剔除了2008—2010年的數據。一方面是因為數據質量的原因必須剔除,另一方面是金融危機確實在很大程度上沖擊了市場勢力溢價水平[7]。

(一)兩位數代碼產業市場勢力分析

根據Hall對市場勢力溢價水平的分類研究:勒納指數β<0.167為市場勢力較弱;0.167<β<0.5為市場勢力較強;β>0.5為市場勢力極強。根據這一標準,由階段1可知我國市場勢力溢價水平為22%,處于較強階段,2001—2007年與2001—2015年中國制造業宏觀層面市場勢力溢價水平較為接近。考慮到中國加入WTO時間較短,經濟正處于轉型期,不少行業仍然是國有企業處于優勢地位,市場競爭度還比較低,因此2001—2007年這一時間段得到較高的市場勢力溢價水平可以理解。而在2001—2015年這一時段中,雖然我們剔除了金融危機這三年的數據,但是考慮到以下原因,得到較高市場勢力溢價水平不足為奇:一方面,國家“4萬億計劃”從實施到見效有一定的時滯性;另一方面,金融危機下國內企業的并購熱度不降反升,在危機中存活下來的企業往往具有雄厚的經濟實力,再借助政府的救助資金迅速走出低谷,并開始并購重組市場中其他破產企業。

在階段2中觀察了外資進入對市場勢力溢價的影響。在兩個時間區間中,外資水平溢出效應都在1%的顯著性水平下為負,表示在兩位數代碼產業層面顯著促進了市場競爭;而外資的前向溢出效應則在1%的顯著性水平下為正,抑制了市場競爭;外資的后向溢出效應則并不顯著。得到這個結論可能是由于以下原因:第一,中國在2001年才加入WTO,政策實施各方面都處于初級探索階段,國有企業、集體企業憑借其資本、人員、技術優勢在市場競爭中處于優勢地位,市場化程度較低;第二,外資進入的行業有其自身偏好性,大部分是勞動密集型行業和中度技術勞動密集型行業,而這些行業大部分是國企、集體企業占據優勢的行業,外資進入挑戰了它們在行業內的地位,引入了競爭活力;第三,兩位數代碼產業層面分析屬于宏觀層面,市場規模更大,外資進入時間較短,獲得市場勢力還需要時間的積累;第四,外資進入的同時水平溢出效應已開始發揮作用,行業內部分企業開始學習外資企業的經營策略、管理方式、生產技術,市場內將會形成長期競爭的局面;第五,外資的垂直關聯效應聚集于同一產業上下游企業,前向溢出效應表明外資已經利用自身技術、資金等優勢在同一產業內部取得了部分優勢。

在階段3中觀察了市場集中度及市場集中度與外資溢出效應交互項對市場勢力溢價的影響。在兩個時間區間中,HHI都在1%的顯著性水平下抑制市場勢力溢價。根據傳統產業組織理論,市場集中度越高,代表少數企業占據了更大的市場份額,這些企業對市場定價有更多話語權,意味著他們有更強的市場勢力。實際上,市場集中并不一定會導致更高的市場勢力溢價。市場集中度對市場勢力主要有兩種效應:一種是壟斷效應,少數企業占有大部分市場份額,提升市場勢力溢價水平;一種是規模經濟,少數企業擁有更強的市場勢力,意味著他們擁有更大的生產規模,能更快達到生產的規模經濟。我國制造業產業中勞動密集型產業居多,且技術使用量較少,還沒有達到生產的規模經濟。同時,外資進入帶來的技術在一定程度上彌補了空缺,使得生產向規模經濟接近。因此,市場集中度目前抑制了市場勢力溢價。同時,外資水平溢出效應與市場集中度的交互項在2001—2015年中通過10%顯著性檢驗,且系數為正。說明市場集中度對外資水平溢出效應有顯著的調節作用,外資企業進入國內市場通過水平溢出效應搶占市場份額,進而增加市場競爭程度,降低市場勢力溢價水平。而市場集中度對外資的前向溢出效應與后向溢出效應的調節作用并不顯著,可能與我國外資管理政策與產業保護政策有關。

在階段4中觀察了資本密集度對市場勢力溢價的影響。兩個時間區間所得結果并不一致。考慮到加入WTO初期,我國產業結構發展并不均衡,勞動密集型產業在產業結構中比例較高,這類產業對資本、技術要求相對較低,因此在較短的時間范圍內,產業進入壁壘對市場勢力的影響并不明顯。在更長的時間范圍中,伴隨著我國產業結構升級,產業進入壁壘對市場勢力的影響開始凸顯,高資本密集度產業具有更高的進入限制,產業內競爭較小,易形成天然壟斷或寡頭壟斷,一家或少數幾家大企業壟斷整個產業內市場。

表3 兩位數代碼產業估計結果

(二)四位數代碼產業市場勢力分析

與兩位數代碼產業估計相似,這里同樣分4個階段來估計四位數代碼產業市場勢力溢價水平。與兩位數代碼產業估計不同的是,四位數代碼產業屬于更微觀的層面,因此對影響市場勢力溢價水平變動的因素的敏感程度有差別。在階段1中,四位數代碼產業的市場勢力溢價水平更高,即使從較長時間范圍內看,仍然高于兩位數代碼產業層面。這一結論與Hall[13]的發現一致,宏觀產業層面的實證分析會低估市場勢力溢價水平。根據孫瑞[14]的研究,產業間和產業內的資源配置效率有著高低之分,資源會從低配置效率產業流向高配置效率產業,資源配置效率高的產業內企業的規模和壟斷勢力更強,產業間的資源重配最終使得微觀層面的市場勢力溢價水平提高。

理論上來看,加入WTO是中國市場化改革的重要舉措,外資進入沖擊了原有市場結構,打破了國企、集體企業占優的市場局面,增加了競爭活力,這一結論在宏觀層面得到了證實。值得注意的是,外資水平溢出效應在四位數代碼產業層面估計結果與兩位數代碼產業層面估計結果相反,增加了壟斷勢力。這一結果看似矛盾,實則不然:一方面,不同產業層面對影響市場勢力溢價水平變動的因素的敏感程度不盡相同;另一方面,四位數代碼產業層面屬于微觀層面,市場規模相對較小,產業內企業數量更少,外資企業同時擁有母國的資金、技術優勢,更容易在市場競爭中擊敗本土企業,并通過垂直關聯效應在上下游行業中獲得市場勢力。這一點也通過外資前向溢出效應與后向溢出效應的表現得到印證,兩者均抑制了市場競爭,增加了市場勢力溢價水平。

同時,也注意到市場集中度、外資溢出效應與市場集中度的交互項及資本密集度在2001—2007年并不顯著。可能的原因在于:第一,時間長度較短,四位數產業層面對市場集中度、資本密集度的反應不敏感;第二,由于國企改革、外資管理放松政策和貿易自由化政策引起了更高的競爭性,使得產業進入壁壘的門檻降低,新的企業進入市場;第三,產業層面的市場勢力還取決于需求的價格彈性和企業戰略,在更微觀的市場中進行詳細的公司層面的分析也許會有更好的見解。

表4 四位數代碼產業估計結果

(三)穩健性檢驗

1. 兩位數代碼產業

在兩位數產業代碼層面的穩健性檢驗中,替換外資進入的衡量方法,使用外資投資企業固定資產占產業總固定資產的比重來重新測度外資對市場勢力溢價水平的影響。所得結果同基準回歸一致,外資水平溢出效應估計系數仍顯著為負,外資前向溢出效應估計系數仍顯著為正。

2. 四位數代碼產業

四位數代碼產業因其所屬產業層面不同,產業劃分更為細致,產業間及產業內市場資源配置情況差異大,對國家政策反應程度、執行程度也有著層面差異,在進行穩健性檢驗時需要考慮的方面更多。

同樣變換主要變量的計算方式。赫芬達爾指數(HHI)與行業集中率(CRn)為主要兩種衡量市場集中度的工具。前文已經使用HHI指數,因此這里采用產業內銷售額前1%企業的市場份額之和來進行穩健性檢驗。

四位數產業因國家分類更為細致,國家貿易自由化政策與外資管理放松政策在實施時是漸進、有序、逐步開放,并非同一時間全部開放。因此部分產業可能由于政策等多方面原因,外資并未進入這些細分產業。本文保留了自2001年就已有外資進入的產業數據,剔除了外資沒有涉足的產業的數據再進行回歸。

結果如表5所示,更換變量后所得結果與表4中基準回歸一致,市場集中度的估計系數仍然顯著為負。替換估計樣本后,結論仍然與表4基準回歸一致,再次證實了上述結論具有較強的穩健性。

(四)異質性檢驗

由于不同產業資本密集度差異較大,本文采用分組檢驗法。首先計算2001—2015年各個產業的平均資本密集度,然后再從低到高排序,最后分為低資本密集度、中資本密集度與高資本密集度產業3組進行分組回歸。從表6第(1)～(3)列得到的回歸結果可以發現,外資水平溢出效應在低資本密集度產業中促進了市場競爭,在中高資本密集度產業不顯著。國內市場中資本相較勞動更為稀缺,因此低資本密集度產業企業數量更多,外資進入促進了市場競爭;而中高資本密度產業企業數量較少,外資憑借資本、技術能較快在市場競爭中取得優勢地位,獲得壟斷勢力。HHI所得結論同表3基準回歸結果一致,在低、高資本密集度產業中顯著促進了市場競爭。CAP在不同資本密集度產業中系數皆為正,表明抑制了市場競爭,但并不顯著。

表5 穩健性檢驗

表6第(4)～(6)列為四位數代碼產業分組回歸結果。外資前向溢出效應在中資本密集度產業中顯著抑制了市場競爭,所得結論與表4基礎回歸一致。HHI所得結論同表4基準回歸結果一致,促進了市場競爭。CAP的結果同表4結果基本一致,抑制了市場競爭。

表6 異質性檢驗估計結果

五、結論與政策建議

本文以2001—2015年中國工業企業數據庫構造出制造業兩位數代碼產業面板數據與四位數代碼產業面板數據,實證檢驗了中國制造業對外開放的市場勢力效應。研究結論表明:中國制造業存在顯著的市場勢力且四位數代碼產業層面市場勢力溢價水平大于兩位數代碼產業層面;外資水平溢出效應在兩位數代碼產業層面促進了市場競爭,但在四位數代碼產業層面抑制了市場競爭;外資前向溢出效應在兩個層面都抑制了市場競爭;HHI在各個層面顯著促進了市場競爭;CAP在兩位數代碼產業層面結論更顯著;穩健性檢驗結論表明上述結論具有較強的可靠性;異質性檢驗發現外資前向溢出效應在中資本密集度產業中抑制了市場競爭。基于以上結論,可以提出以下政策建議:

(1)對外開放是我國長期國策,對于外資的管理是我國的工作重點。上述研究表明外資進入總體上促進了我國市場競爭,因此本文認為應按照“十四五”規劃的部署,堅持實施更大范圍、更寬領域、更深層次的對外開放,健全外商投資管理制度,推進投資自由化便利化,夯實國內市場經濟基礎,加快形成對外開放新格局,合理利用外資,繼續減少外資進入限制,加大高新技術產業對外資的吸引,充分發揮外資的水平溢出效應。同時也要加強對外資的管理,部分產業外資進入抑制市場競爭的情況不可忽視,外資管理政策需要根據實際情況進行合理調整。

(2)目前市場集中度對制造業市場競爭主要發揮競爭效應。市場集中度主要通過在市場競爭中擊敗競爭對手以及企業兼并來實現。適度的提高市場集中度有利于企業實現生產的規模效應并促進市場競爭,但也需要警惕企業為了利潤與增強市場勢力而不斷并購市場中其他企業來干擾市場競爭。目前市場集中度促進了市場競爭,但仍需加強對企業兼并的管理,制定相關產業政策,防止資本無序擴張。

(3)現有文獻發現資本密集度與企業生產率有顯著的相關性,資本密集度提高將增加市場勢力溢價水平,本文也證實這一結論。資本密集度是市場生產的重要條件之一,擁有較高的資本密集度意味著擁有更多的機器設備、更高的生產率。提高生產率固然重要,但控制市場勢力溢價在一個合理的水平也極其重要。因此,政府在制定產業相關政策時也需要考慮相應的形勢,既要考慮促進社會經濟發展,也要合理促進市場競爭,針對不同產業的政策設計應有針對性,某些細分產業適當的放寬外資進入準則有利于促進市場競爭。□