田凱旋 李美娟

摘 要： 隨著零售商市場勢力不斷擴(kuò)張，主導(dǎo)零售商市場勢力逐漸受到重視，其對該行業(yè)市場績效的影響效應(yīng)成為關(guān)注焦點(diǎn)。利用2013-2017年全國零售業(yè)市場相關(guān)數(shù)據(jù)，建立面板數(shù)據(jù)模型，對零售市場整體與主導(dǎo)零售商市場勢力與零售市場績效的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明，零售業(yè)市場整體市場勢力對該行業(yè)市場績效有促進(jìn)作用，而主導(dǎo)零售企業(yè)的市場勢力對零售業(yè)市場績效有削弱作用。

關(guān)鍵詞： 主導(dǎo)零售商 市場勢力 市場績效

一、引言

隨著產(chǎn)品市場由原來供不應(yīng)求逐漸轉(zhuǎn)為供可應(yīng)求甚至供過于求，零供關(guān)系轉(zhuǎn)變?yōu)橐粤闶凵虨橹鲗?dǎo)，全球各地零售行業(yè)的市場集中度顯著上升。2018年我國零售百強(qiáng)企業(yè)中，前10名企業(yè)銷售規(guī)模合計為574萬億元，占百強(qiáng)整體銷售規(guī)模的比重為781%，同比上升了35%?？梢?，大型零售商對零售市場起到了主導(dǎo)作用，被視為主導(dǎo)零售商。將主導(dǎo)零售商從零售市場分離，探究其市場勢力對該行業(yè)的績效影響效應(yīng)對零售市場有著重要意義。

二、實(shí)證模型

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

采用2013-2017年5年間全國31個省、自治區(qū)、直轄市的155個面板觀測值作為研究對象?？紤]數(shù)據(jù)的可得性與代表性，以連鎖零售商作為主導(dǎo)零售商的代理變量，相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國零售和餐飲連鎖企業(yè)統(tǒng)計年鑒》《2018大中型批發(fā)零售和住宿餐飲企業(yè)統(tǒng)計年鑒》及國家統(tǒng)計局。

（二）變量選取

本文用總資產(chǎn)收益率表示被解釋變量市場績效（perf）：市場績效=零售業(yè)企業(yè)主營業(yè)務(wù)利潤/零售業(yè)企業(yè)資產(chǎn)總額。解釋變量分別為零售企業(yè)整體市場勢力（pow）和主導(dǎo)零售商市場勢力（apow）。前者用主營業(yè)務(wù)的收入和成本代替價格和成本，即：零售市場勢力（pow）=（零售業(yè)企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入-零售業(yè)企業(yè)主營業(yè)務(wù)成本）/零售業(yè)企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入。后者用連鎖零售企業(yè)商品銷售額與社會消費(fèi)品零售總額的比代理，計算如下：主導(dǎo)零售企業(yè)市場勢力（apow）=連鎖零售企業(yè)商品銷售額/社會消費(fèi)品零售總額?？刂谱兞堪闶蹣I(yè)資產(chǎn)規(guī)模（size）、居民消費(fèi)能力（y）、主導(dǎo)零售市場從業(yè)規(guī)模（n）、主導(dǎo)零售門店規(guī)模（m）、零售價格變動趨勢（p）、零售企業(yè)負(fù)債率（lev）、商品購進(jìn)總額（buy）、勞動成本（labor） ?零售業(yè)資產(chǎn)規(guī)模指零售業(yè)總資產(chǎn)的數(shù)額（億元）。居民消費(fèi)能力用居民人均可支配收入（元）替代。從業(yè)規(guī)模和門店規(guī)模，分別指連鎖零售業(yè)年末從業(yè)人數(shù)（萬人）和連鎖零售企業(yè)門店總數(shù)（個）。零售價格變動趨勢為該年的零售價格指數(shù)（上年=100）。零售企業(yè)負(fù)債率為零售業(yè)負(fù)債合計與資產(chǎn)總額之比。勞動力成本為批發(fā)和零售業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資（元）。 。

（三）模型構(gòu)建

考慮到抵消各變量的異方差性，使回歸系數(shù)明確地表示各變量間彈性關(guān)系，對各變量取對數(shù)分析，并引入零售市場勢力的二次項(xiàng)lnpow2及零售業(yè)與主導(dǎo)零售商市場勢力交互項(xiàng)lnapowlnpow進(jìn)行討論。初步模型如下：

lnperfit =β0+β1lnpowit +β2lnpow2it +β3lnapowit +β4lnapowlnpowit+β5 Xit+ui+εit式中：i、t分別表示地區(qū)和年份;ui為個體效應(yīng)項(xiàng);εit為誤差項(xiàng)。結(jié)合以上數(shù)據(jù)，使用軟件Stata14作為工具進(jìn)行面板實(shí)證分析。

三、實(shí)證模型分析

（一）描述性統(tǒng)計

本文數(shù)據(jù)個體變量31個，時間變量5個，為平衡短面板。各變量相關(guān)統(tǒng)計性描述由表1可知。我國零售行業(yè)中主導(dǎo)零售商在各省、自治區(qū)、直轄市之間的市場勢力分布不均，也可以看出我國該行業(yè)的市場績效在各地區(qū)間也存在較大差異，兩者間是否存在一定的關(guān)聯(lián)值得探究。

（二）靜態(tài)面板回歸分析

面板回歸模型包括混合回歸、固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型。表2報告了三種模型不同變量下的系數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)誤，根據(jù)本文模型假設(shè)得到列（1）、（3）、（5）。在各回歸模型中零售市場勢力lnpow的系數(shù)除（3）列在5%水平顯著為正以外，其余都在1%水平顯著為正，表明零售業(yè)的整體生產(chǎn)勢力將顯著提升該行業(yè)的市場績效，且該指標(biāo)的二次項(xiàng)系數(shù)lnpow2也在各顯著性水平上顯著為正，可見其對績效的促進(jìn)作用存在加速性，可以用產(chǎn)業(yè)組織理論中規(guī)模經(jīng)濟(jì)來解釋。而主導(dǎo)零售商市場勢力lnapow則在相應(yīng)水平上顯著為負(fù)，可見主導(dǎo)零售商的市場勢力的增加將減弱零售市場整體績效。此外，兩市場勢力的交互項(xiàng)lnapowlnpow系數(shù)為負(fù)，且系數(shù)絕對值小于lnapow的絕對值，可理解為主導(dǎo)零售商的市場勢力一定程度上拉低了零售企業(yè)整體勢力對市場績效的促進(jìn)作用。

對三種模型選擇，首先對固定效應(yīng)模型回歸時采用F檢驗(yàn)，結(jié)果P值為0000，故在5%的顯著性水平上強(qiáng)烈拒絕“所有個體效應(yīng)都為0”的假設(shè)。在進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)與固定效應(yīng)的Hausman檢驗(yàn)時，同樣P值為0000，在5%顯著性水平上強(qiáng)烈拒絕個體效應(yīng)項(xiàng)與擾動項(xiàng)不相關(guān)，即應(yīng)使用固定效應(yīng)模型。表2（3）列為包括所有變量的固定效應(yīng)模型，控制變量中居民的消費(fèi)能力、門店規(guī)模和零售價格指數(shù)都在5%水平上顯著為正，可見這三項(xiàng)指標(biāo)都顯著地促進(jìn)了零售業(yè)的市場績效。此外，零售業(yè)資產(chǎn)規(guī)模和從業(yè)規(guī)模雖然系數(shù)不顯著，但為正，對績效同樣存在著促進(jìn)作用。然而資產(chǎn)負(fù)債率、商品購進(jìn)總額和勞動成本系數(shù)均為負(fù)，商品的購進(jìn)可能造成貨物的積壓，與負(fù)債率和勞動力成本共同拉低市場績效。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)與模型修正

考慮本文數(shù)據(jù)的時間跨度較短，解釋與被解釋變量間可能存在內(nèi)生性問題，使回歸結(jié)果產(chǎn)生偏誤，故對動態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸，在解釋變量中加入被解釋變量滯后項(xiàng)。該滯后項(xiàng)可能與不可觀測的截面異質(zhì)性效應(yīng)產(chǎn)生相關(guān)性，經(jīng)過選擇使用系統(tǒng)GMM法進(jìn)行回歸。

對表2中（3）列的回歸過程以及系統(tǒng)GMM檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，盡管其通過了擾動項(xiàng)的自相關(guān)性檢驗(yàn)和過度識別檢驗(yàn)，但是被解釋變量滯后一期結(jié)果不夠顯著。故模型設(shè)定有誤，在對市場勢力的二次項(xiàng)、不夠顯著的交互項(xiàng)以及部分控制變量進(jìn)行取舍后，重新確定了表2中（2）、（4）、（6）列?？梢?，零售企業(yè)整體市場勢力在1%水平下顯著為正，主導(dǎo)零售商市場勢力在10%水平下顯著為負(fù)，與上文結(jié)論相同，此時模型表示為：

lnperfit =β0+β1lnpowit +β2lnapowit +β3 Xit+ui+εit

式中：i、t分別表示地區(qū)和年份;ui為個體效應(yīng)項(xiàng);εit為誤差項(xiàng)。

對該模型進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)，用市場績效的滯后一期Llnperf作為工具變量進(jìn)行系統(tǒng)廣義矩估計，檢驗(yàn)結(jié)果見表3。該動態(tài)面板回歸中，其擾動項(xiàng)的自相關(guān)性檢驗(yàn)得出AR（2）統(tǒng)計量的p值為03779，故在5%的顯著性水平下不能拒絕擾動項(xiàng)無自相關(guān)的原假設(shè)，即滿足GMM的要求。此外，在進(jìn)行過度識別檢驗(yàn)時，Sargan統(tǒng)計量顯示p值為AR（2），同樣在5%的水平下不能拒絕原假設(shè)，即所有工具變量都有效。經(jīng)過穩(wěn)健性檢驗(yàn)，此時模型正確。在控制了內(nèi)生性問題后，零售企業(yè)整體市場勢力仍然顯著為正，主導(dǎo)零售企業(yè)市場勢力雖然不夠顯著地為負(fù)數(shù)，表明零售業(yè)整體市場勢力對于市場績效存在促進(jìn)作用，而主導(dǎo)零售商市場勢力則削弱其績效。且該動態(tài)模型的被解釋變滯后項(xiàng)Llnperf在10%水平下顯著為正，可以表明零售市場的市場績效具有自我強(qiáng)化的作用。

四、結(jié)論與建議

本文利用2013-2017年5年間我國31個省、自治區(qū)和直轄市的零售企業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)，就零售市場整體市場勢力、主導(dǎo)零售商市場勢力對零售市場績效影響效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析，研究結(jié)果表明：零售企業(yè)整體的市場勢力對于該行業(yè)的市場績效存在促進(jìn)作用;主導(dǎo)零售商勢力在各地區(qū)之間存在著一定的差異，在一定程度上削弱了該行業(yè)的市場績效，削弱了整體市場勢力對市場績效的促進(jìn)作用。此外，零售業(yè)企業(yè)的資金規(guī)模、從業(yè)規(guī)模、門店規(guī)模和零售價格指數(shù)以及居民消費(fèi)能力都為產(chǎn)業(yè)績效的增長提供動力，而資本負(fù)債率、勞動力成本、商品購進(jìn)總額降低了該行業(yè)市場的績效水平;動態(tài)地看，我國零售市場的市場績效水平有顯著的自我強(qiáng)化作用。

根據(jù)所得結(jié)論得出如下建議：一是平衡零售市場勢力，阻止地域性集中、控制并購行為，制衡大型主導(dǎo)零售商;二是扶持邊緣零售商，進(jìn)行宣傳補(bǔ)貼，提高零售市場的競爭程度;三是強(qiáng)化零售業(yè)的法律法規(guī)建設(shè)，界定違法行為、落實(shí)懲罰措施、確立相關(guān)反壟斷機(jī)構(gòu)等。

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〔本文系國家社會科學(xué)基金項(xiàng)目“區(qū)域性壟斷背景下互聯(lián)網(wǎng)骨干網(wǎng)網(wǎng)間互聯(lián)規(guī)制研究”（編號：17BJY082）;云南師范大學(xué)2019年度研究生科研創(chuàng)新基金一般項(xiàng)目“主導(dǎo)零售商市場勢力的規(guī)制研究”（編號：ysdyjs2019028）研究成果〕

〔田凱旋、李美娟（通訊作者），云南師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院〕