宋永輝， 程 曉

(沈陽工業(yè)大學 經(jīng)濟學院， 沈陽 110870)

FDI對我國零售業(yè)溢出效應的影響*
——基于省際面板數(shù)據(jù)的實證研究

宋永輝， 程 曉

(沈陽工業(yè)大學 經(jīng)濟學院， 沈陽 110870)

以我國零售業(yè)2005—2011年相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)為基礎，利用省際面板數(shù)據(jù)對零售業(yè)FDI溢出效應進行實證分析。研究結果表明，F(xiàn)DI的進入確實對我國零售業(yè)產生了正向的溢出效應，其影響力的大小為中部gt;東部gt;西部；資本密集度對我國零售業(yè)產生了較小的負面效應，職工平均工資水平是影響我國零售業(yè)勞動生產率的重要因素，零售企業(yè)規(guī)模在西部的影響力比在東中部地區(qū)更顯著。

對外直接投資； 零售業(yè)； 溢出效應； 面板數(shù)據(jù)； 協(xié)整檢驗； 實證分析

近年來，隨著我國國民經(jīng)濟的迅猛發(fā)展，作為連接生產和銷售的終端環(huán)節(jié)的零售業(yè)呈現(xiàn)出良好的發(fā)展勢頭。零售業(yè)增加值占第三產業(yè)增加值從2004年的19.3%上升到2011年的21.2%，其占GDP的比重也由2004年的7.8%增加到2011年的9.2%。我國零售業(yè)的快速發(fā)展吸引了外資的大規(guī)模進入，2009年東部地區(qū)零售批發(fā)業(yè)新增外商投資企業(yè)4 724家、實際使用外資金額503 778萬美元，分別占全國同期吸收外資總量的92.63%和93.47%；中部地區(qū)零售批發(fā)業(yè)新設外商投資企業(yè)191家、實際使用外資金額10 828萬美元，分別占全國新設外商投資企業(yè)和實際使用外資金額的3.75%和2.01%；西部地區(qū)零售批發(fā)業(yè)新設外商投資企業(yè)185家、實際使用外資金額24 374萬美元，分別占全國新設外商投資企業(yè)和實際使用外資金額的3.63%和4.52%。

一方面，外資零售企業(yè)憑借其高于內資企業(yè)的勞動生產率、跨國學習效應等對解決我國就業(yè)、改善社會福利、增加政府財政收入等具有積極的作用；另一方面，外資零售業(yè)進入不僅帶來了激烈的市場競爭，而且通過跨國并購我國本土零售超市壯大其市場份額，對我國零售業(yè)形成了較大的沖擊。從整體上來看，F(xiàn)DI的進入對我國零售業(yè)到底產生了正的溢出效應還是負的溢出效應?這種效應在我國東、中、西部又有怎樣的表現(xiàn)?是否還有其他因素影響著我國零售業(yè)的技術進步?對這些問題的探討，有助于客觀評價FDI進入零售業(yè)市場產生的作用，對我國合理適度有方向性地引資具有積極作用。

一、文獻回顧

二、模型構建與數(shù)據(jù)處理

1.模型構建

本文以哈佛大學Caves教授(1974)提出的用于檢驗行業(yè)內溢出效應的經(jīng)驗研究模型LPd=f(FDI，X1，X2，…)為基礎，利用2005—2011年省際面板數(shù)據(jù)來判斷我國零售業(yè)勞動生產率與外商直接投資在行業(yè)中參與程度的相關關系，進而得出FDI對我國零售業(yè)的溢出效應。因此，本文以零售業(yè)勞動生產率LP作為被解釋變量，用各地區(qū)零售業(yè)的人均商品銷售額來表示；以FDI作為解釋變量1說明FDI的參與程度，用各地區(qū)外資零售業(yè)年末從業(yè)人數(shù)除以各地區(qū)零售業(yè)年末從業(yè)人數(shù)來表示；以資本密集度KI作為解釋變量2來說明零售業(yè)提供的產品及技術是否有資本密集的傾向，用各地區(qū)固定資產除以各地區(qū)年末從業(yè)人數(shù)來表示。以職工平均工資SALA作為解釋變量3，效率工資理論認為，企業(yè)員工的工資報酬越高，就越能吸引高素質員工和激勵員工努力工作，從而有利于提高企業(yè)的勞動生產率。由于在統(tǒng)計年鑒中涉及職工工資的數(shù)據(jù)沒有將零售業(yè)和批發(fā)業(yè)分開，因此本文用限額以上批發(fā)零售業(yè)城鎮(zhèn)職工人均工資來表示SALA。由于企業(yè)規(guī)模越大其獲得的規(guī)模報酬越大，而規(guī)模報酬能夠促進勞動生產率的增長，因此，本文將企業(yè)規(guī)模SC作為解釋變量4，用各地區(qū)限額以上零售業(yè)主營業(yè)務收入除以各地區(qū)零售業(yè)法人數(shù)量來表示。由于內蒙古、西藏、甘肅、青海、寧夏5個省在這7年里外資進入零售業(yè)較少(均小于10個)，本文據(jù)此認為剔除這5個省份的數(shù)據(jù)不會影響實證分析的結果。因此，最終的樣本回歸數(shù)為189個，建立FDI溢出效應面板數(shù)據(jù)模型為

ln LPit=αi+β1iln FDI1it+β2iln KI2it+β3iln SC3it+

β4iln SALA4it+ε

(1)

其中i=1，2，3，…，27，表示所選的省市個數(shù)，t代表2005，2006，…，2011年。

2.數(shù)據(jù)處理

本文用于分析的數(shù)據(jù)分別來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國對外經(jīng)濟貿易年鑒》和商務部，樣本數(shù)據(jù)來自全國2005—2011年度零售業(yè)的相關數(shù)據(jù)。由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不改變原來的協(xié)整關系，并能使其趨勢線性化，同時還可以消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，所以本文對LP、FDI、SALA、SC、KI進行自然對數(shù)變換，變換后的變量分別用ln LP、ln FDI、ln SALA、ln SC、ln KI表示。

三、模型的計量分析

1.面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗

鑒于本文面板數(shù)據(jù)所選取的樣本研究時間較短，在所有面板數(shù)據(jù)單位根檢驗的方法中，Im、Pesaran與Shin(1997)所提出的異質面板數(shù)據(jù)(he-terogenous panel data)單位根檢驗方法(IPS)在此比較適用。表1給出了本文所研究的5個變量的單位根檢驗結果，其中單位根檢驗公式中滯后長度的選擇是根據(jù)施瓦池信息準則(SIC)來確定的，最大滯后長度由軟件自動選擇。

由于IPS單位根檢驗是左側檢驗，因此，以上5個變量經(jīng)過二階差分后都通過了5%臨界值檢驗，由此認為這幾個變量是平穩(wěn)的。為了確保時間序列的平穩(wěn)性，故進一步對面板數(shù)據(jù)模型進行協(xié)整檢驗。

2.面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗

為了避免“偽回歸”或“虛假回歸”，本文將分兩步對面板數(shù)據(jù)進行協(xié)整檢驗:第一步，建立被解釋變量對解釋變量的面板數(shù)據(jù)回歸模型；第二步，對各截面回歸方程的殘差進行單位根檢驗，若這些截面殘差序列是平穩(wěn)的，則表明解釋變量與被解釋變量序列之間存在協(xié)整關系。Eviews得出的檢驗結果如表2所示。

表1 面板數(shù)據(jù)的IPS單位根檢驗

從表2的檢驗結果可以看出，LLC檢驗統(tǒng)計量為-14.140 50，其概率值為0.000 0，IPS檢驗統(tǒng)計量為-4.768 77，其概率值為0.000 0，而且Fish-ADF檢驗和Fish-PP檢驗的統(tǒng)計量也非常顯著，其概率值也非常小。因此，拒絕“所有截面回歸方程的殘差序列都有單位根”的原假設，即這些殘差序列是平穩(wěn)的，從而表明面板數(shù)據(jù)序列被解釋變量和解釋變量之間存在協(xié)整關系。

3.面板數(shù)據(jù)的模型檢驗

由于面板數(shù)據(jù)對截矩項和解釋變量系數(shù)的不同有限制，因此將面板數(shù)據(jù)分為混合回歸模型、變截矩模型和變系數(shù)模型3種類型。

表2 各截面方程回歸殘差序列的單位根檢驗

(1)F檢驗

由上文可知，對于面板數(shù)據(jù)模型，在正式回歸之前需要用F統(tǒng)計量檢驗要采用哪種模型。下面本文作兩個假設:

H0:模型(1)中的解釋變量對于所有的截面成員是相同的，但截矩項不同，即該模型形式為變截矩模型，則有

ln LPit=αi+β1ln FDI1it+β2ln KI2it+

β3lnSC3it+β4lnSALA4it+ε

(2)

H1:模型(1)中的解釋變量系數(shù)和截矩項對所有的截面成員都是相同的，即該模型為混合回歸模型，則有

lnLPit=α+β1lnFDI1it+β2lnKI2it+

β3lnSC3it+β4lnSALA4it+ε

(3)

利用F檢驗統(tǒng)計量對以上兩個模型進行檢驗，即有

F[(N-1)(K+1)，NT-N(K+1)]

(4)

F[(N-1)K，NT-N(K+1)]

(5)

式中:N為截面成員個數(shù)；T為樣本觀測時期；K為非常數(shù)項解釋變量的個數(shù)；S1，S2，S3分別為式(1)～(3)的回歸殘差平方和。由Eviews6.0得出:S1=0.867 216，S2=4.502 425，S3=10.663 29。

將以上回歸結果代入式(4)、(5)，其中N=27，T=7，K=4，得

F1=2.176 5 F2=4.692 2

在Eviews中得到5%的檢驗水平下統(tǒng)計量F的臨界值為

F2=(0.95，130，54)=1.486 541

F1=(0.95，104，54)=1.502 511

由于統(tǒng)計量F2大于臨界值，因此在5%的檢驗水平下拒絕原假設H1。繼續(xù)檢驗原假設H0，統(tǒng)計量F1也大于臨界值，因此拒絕原假設H0。因此，本研究采取固定效應變系數(shù)模型是比較合適的。

(2)Hausman檢驗

Hausman檢驗用于檢驗樣本數(shù)據(jù)究竟應該建立隨機效應模型還是固定效應模型。用Eviews6.0進行隨機效應Hausman檢驗，得到結果如表3所示。

表3 Hausman檢驗結果

由F檢驗結果可知，選擇變系數(shù)模型比較合適。由此綜合可見，根據(jù)F檢驗及Hausman檢驗結果，最終面板數(shù)據(jù)分析模型應該是固定效應變系數(shù)模型。

4.面板數(shù)據(jù)的回歸結果

由上文分析可知，本文將使用變系數(shù)的固定效應模型對東、中、西部進行面板數(shù)據(jù)回歸分析，回歸結果如表4所示。

表4 零售業(yè)FDI溢出效應及區(qū)域差異分析

四、結論與啟示

由以上實證分析結果得知，F(xiàn)DI進入對我國零售業(yè)產生了正的溢出效應，F(xiàn)DI每進入1%就能帶動我國零售業(yè)勞動生產率提高0.61%。從我國東、中、西三大區(qū)域來看，F(xiàn)DI每進入零售業(yè)1個單位，分別會帶來1.112 372、1.225 22、0.169 570個單位的溢出，而中部地區(qū)略大于東部地區(qū)，且這兩個地區(qū)零售業(yè)FDI的溢出效應均遠高于全國的水平。

自2004年中國零售業(yè)全面對外資開放以來，外資零售企業(yè)先進的技術管理水平、企業(yè)發(fā)展理念對東部地區(qū)零售企業(yè)的技術進步產生了極大的影響。隨著內資企業(yè)吸收能力的增強以及東部市場的飽和，這種溢出作用就會逐漸減小。隨著國家“中部崛起”政策的實施，越來越多的FDI開始進入到中部地區(qū)。為了與外資零售企業(yè)競爭，中部本土零售企業(yè)也有足夠的動力和壓力積極學習外資零售企業(yè)先進的管理理念和技術，這導致了中部地區(qū)零售業(yè)FDI的外溢效應最大。零售業(yè)FDI在西部地區(qū)的技術溢出效應不明顯，主要是由于西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展落后，而國家“西部大開發(fā)”的扶持政策也是最近幾年才提上日程，其正面作用還未顯現(xiàn)出來；FDI進入西部地區(qū)的零售業(yè)時間相對較晚，數(shù)量有限，而且西部地區(qū)本土零售企業(yè)相對落后，與外資零售企業(yè)在技術方面仍然存在較大差距，且吸收能力有限，因此技術溢出效應呈不明顯態(tài)勢。

由回歸結果還可以發(fā)現(xiàn)，從全國范圍來看，零售業(yè)職工平均工資水平(SALA)對零售業(yè)的技術進步也產生了正向的影響，但并不顯著。但是從東、中、西部來看，3個區(qū)域職工工資每增加1%，就可以帶動勞動生產率分別上升0.688 222%、1.228 509%、0.606 345%，說明職工工資報酬的多少也影響著員工工作的積極性。而在全國，資本密集度(KI)對零售業(yè)技術進步的正向影響并不明顯，而且在東、中、西部其影響轉為負，這一結果說明在中國零售業(yè)中存在資本利用效率低下的問題。企業(yè)規(guī)模(SC)對零售業(yè)的技術進步有正向影響，但在東部和中部地區(qū)這種影響并不顯著。

為了更好地促進FDI的正向溢出效應，應該做好以下工作:第一，繼續(xù)引進外資，但東部地區(qū)要注重引資的質量而非數(shù)量，而在中西部地區(qū)更應該對外商實行優(yōu)惠政策鼓勵其進入。第二，內資零售企業(yè)要充分利用國家高校人才資源，注重培養(yǎng)相關專業(yè)高素質人才，引進先進的管理理念，鼓勵自主創(chuàng)新，增強對先進技術的吸收能力。第三，充分合理地利用零售業(yè)的資本，加快整合步伐，擴大企業(yè)規(guī)模，平衡區(qū)域發(fā)展，從而促進本土零售業(yè)技術水平的提高和FDI效應的正向溢出。

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InfluenceofspillovereffectofFDIonretailindustryinChina:empiricalresearchbasedonprovincialpaneldata

SONG Yong-hui, CHENG Xiao

(School of Economics, Shenyang University of Technology, Shenyang 110870, China)

Based on related statistic data of retail industry in China from 2005 to 2011, empirical study is produced on spillover effect of FDI on retail industry by applying provincial panel data.The results show that FDI actually has a positive spillover effect on retail industry in China, and the influence of it in central region is greater than that in the east region, and influence in the east region is greater than that in the west region.Capital intensity has a smaller negative effect on retail industry in China, the level of workers’ average wage is an important factor that influences the labor productivity of retail industry in China, and influence of the scale of retail enterprises in the west region is more significant than that in the east and central regions.

foreign direct investment (FDI); retail industry; spillover effect; panel data; cointegration test; empirical study

2013-06-13

遼寧省自然科學基金資助項目(201102168)。

基金項目: 宋永輝(1964-)，男，遼寧沈陽人，教授，主要從事國際融資與投資等方面的研究。

* 本文已于2013-12-20 05∶26在中國知網(wǎng)優(yōu)先數(shù)字出版。 網(wǎng)絡出版地址: http://www.cnki.net/kcms/detail/21.1558.C.20131220.0526.005.html

10.7688/j.issn.1674-0823.2014.04.08

F 752

A

1674-0823(2014)04-0326-05

(責任編輯:吉海濤)