FDI對(duì)我國(guó)零售業(yè)溢出效應(yīng)的影響*
——基于省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

宋永輝， 程 曉

(沈陽(yáng)工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院， 沈陽(yáng) 110870)

FDI對(duì)我國(guó)零售業(yè)溢出效應(yīng)的影響*
——基于省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

宋永輝， 程 曉

(沈陽(yáng)工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院， 沈陽(yáng) 110870)

以我國(guó)零售業(yè)2005—2011年相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，利用省際面板數(shù)據(jù)對(duì)零售業(yè)FDI溢出效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析。研究結(jié)果表明，F(xiàn)DI的進(jìn)入確實(shí)對(duì)我國(guó)零售業(yè)產(chǎn)生了正向的溢出效應(yīng)，其影響力的大小為中部gt;東部gt;西部；資本密集度對(duì)我國(guó)零售業(yè)產(chǎn)生了較小的負(fù)面效應(yīng)，職工平均工資水平是影響我國(guó)零售業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)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(duì)外直接投資； 零售業(yè)； 溢出效應(yīng)； 面板數(shù)據(jù)； 協(xié)整檢驗(yàn)； 實(shí)證分析

近年來(lái)，隨著我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的迅猛發(fā)展，作為連接生產(chǎn)和銷(xiāo)售的終端環(huán)節(jié)的零售業(yè)呈現(xiàn)出良好的發(fā)展勢(shì)頭。零售業(yè)增加值占第三產(chǎn)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(guó)零售業(yè)的快速發(fā)展吸引了外資的大規(guī)模進(jìn)入，2009年?yáng)|部地區(qū)零售批發(fā)業(yè)新增外商投資企業(yè)4 724家、實(shí)際使用外資金額503 778萬(wàn)美元，分別占全國(guó)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(shè)外商投資企業(yè)191家、實(shí)際使用外資金額10 828萬(wàn)美元，分別占全國(guó)新設(shè)外商投資企業(yè)和實(shí)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(shè)外商投資企業(yè)185家、實(shí)際使用外資金額24 374萬(wàn)美元，分別占全國(guó)新設(shè)外商投資企業(yè)和實(shí)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(nèi)資企業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率、跨國(guó)學(xué)習(xí)效應(yīng)等對(duì)解決我國(guó)就業(yè)、改善社會(huì)福利、增加政府財(cái)政收入等具有積極的作用；另一方面，外資零售業(yè)進(jìn)入不僅帶來(lái)了激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，而且通過(guò)跨國(guó)并購(gòu)我國(guó)本土零售超市壯大其市場(chǎng)份額，對(duì)我國(guó)零售業(yè)形成了較大的沖擊。從整體上來(lái)看，F(xiàn)DI的進(jìn)入對(duì)我國(guó)零售業(yè)到底產(chǎn)生了正的溢出效應(yīng)還是負(fù)的溢出效應(yīng)?這種效應(yīng)在我國(guó)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(guó)零售業(yè)的技術(shù)進(jìn)步?對(duì)這些問(wèn)題的探討，有助于客觀評(píng)價(jià)FDI進(jìn)入零售業(yè)市場(chǎng)產(chǎn)生的作用，對(duì)我國(guó)合理適度有方向性地引資具有積極作用。

一、文獻(xiàn)回顧

二、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)處理

1.模型構(gòu)建

本文以哈佛大學(xué)Caves教授(1974)提出的用于檢驗(yàn)行業(yè)內(nèi)溢出效應(yīng)的經(jīng)驗(yàn)研究模型LPd=f(FDI，X1，X2，…)為基礎(chǔ)，利用2005—2011年省際面板數(shù)據(jù)來(lái)判斷我國(guó)零售業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率與外商直接投資在行業(yè)中參與程度的相關(guān)關(guān)系，進(jìn)而得出FDI對(duì)我國(guó)零售業(yè)的溢出效應(yīng)。因此，本文以零售業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率LP作為被解釋變量，用各地區(qū)零售業(yè)的人均商品銷(xiāo)售額來(lái)表示；以FDI作為解釋變量1說(shuō)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(lái)表示；以資本密集度KI作為解釋變量2來(lái)說(shuō)明零售業(yè)提供的產(chǎn)品及技術(shù)是否有資本密集的傾向，用各地區(qū)固定資產(chǎn)除以各地區(qū)年末從業(yè)人數(shù)來(lái)表示。以職工平均工資SALA作為解釋變量3，效率工資理論認(rèn)為，企業(yè)員工的工資報(bào)酬越高，就越能吸引高素質(zhì)員工和激勵(lì)員工努力工作，從而有利于提高企業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率。由于在統(tǒng)計(jì)年鑒中涉及職工工資的數(shù)據(jù)沒(méi)有將零售業(yè)和批發(fā)業(yè)分開(kāi)，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(lái)表示SALA。由于企業(yè)規(guī)模越大其獲得的規(guī)模報(bào)酬越大，而規(guī)模報(bào)酬能夠促進(jìn)勞動(dòng)生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，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(yíng)業(yè)務(wù)收入除以各地區(qū)零售業(yè)法人數(shù)量來(lái)表示。由于內(nèi)蒙古、西藏、甘肅、青海、寧夏5個(gè)省在這7年里外資進(jìn)入零售業(yè)較少(均小于10個(gè))，本文據(jù)此認(rèn)為剔除這5個(gè)省份的數(shù)據(jù)不會(huì)影響實(shí)證分析的結(jié)果。因此，最終的樣本回歸數(shù)為189個(gè)，建立FDI溢出效應(yīng)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(gè)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(lái)自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易年鑒》和商務(wù)部，樣本數(shù)據(jù)來(lái)自全國(guó)2005—2011年度零售業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)。由于數(shù)據(jù)的自然對(duì)數(shù)變換不改變?cè)瓉?lái)的協(xié)整關(guān)系，并能使其趨勢(shì)線性化，同時(shí)還可以消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，所以本文對(duì)LP、FDI、SALA、SC、KI進(jìn)行自然對(duì)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(jì)量分析

1.面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)

鑒于本文面板數(shù)據(jù)所選取的樣本研究時(shí)間較短，在所有面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)的方法中，Im、Pesaran與Shin(1997)所提出的異質(zhì)面板數(shù)據(jù)(he-terogenous panel data)單位根檢驗(yàn)方法(IPS)在此比較適用。表1給出了本文所研究的5個(gè)變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果，其中單位根檢驗(yàn)公式中滯后長(zhǎng)度的選擇是根據(jù)施瓦池信息準(zhǔn)則(SIC)來(lái)確定的，最大滯后長(zhǎng)度由軟件自動(dòng)選擇。

由于IPS單位根檢驗(yàn)是左側(cè)檢驗(yàn)，因此，以上5個(gè)變量經(jīng)過(guò)二階差分后都通過(guò)了5%臨界值檢驗(yàn)，由此認(rèn)為這幾個(gè)變量是平穩(wěn)的。為了確保時(shí)間序列的平穩(wěn)性，故進(jìn)一步對(duì)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

2.面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)

為了避免“偽回歸”或“虛假回歸”，本文將分兩步對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn):第一步，建立被解釋變量對(duì)解釋變量的面板數(shù)據(jù)回歸模型；第二步，對(duì)各截面回歸方程的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，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(guān)系。Eviews得出的檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表1 面板數(shù)據(jù)的IPS單位根檢驗(yàn)

從表2的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，LLC檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為-14.140 50，其概率值為0.000 0，IPS檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為-4.768 77，其概率值為0.000 0，而且Fish-ADF檢驗(yàn)和Fish-PP檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)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(shè)，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(guān)系。

3.面板數(shù)據(jù)的模型檢驗(yàn)

由于面板數(shù)據(jù)對(duì)截矩項(xiàng)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(lèi)型。

表2 各截面方程回歸殘差序列的單位根檢驗(yàn)

(1)F檢驗(yàn)

由上文可知，對(duì)于面板數(shù)據(jù)模型，在正式回歸之前需要用F統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)要采用哪種模型。下面本文作兩個(gè)假設(shè):

H0:模型(1)中的解釋變量對(duì)于所有的截面成員是相同的，但截矩項(xiàng)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(xiàng)對(duì)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(yàn)統(tǒng)計(jì)量對(duì)以上兩個(gè)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，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(gè)數(shù)；T為樣本觀測(cè)時(shí)期；K為非常數(shù)項(xiàng)解釋變量的個(gè)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(jié)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(yàn)水平下統(tǒng)計(jì)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(jì)量F2大于臨界值，因此在5%的檢驗(yàn)水平下拒絕原假設(shè)H1。繼續(xù)檢驗(yàn)原假設(shè)H0，統(tǒng)計(jì)量F1也大于臨界值，因此拒絕原假設(shè)H0。因此，本研究采取固定效應(yīng)變系數(shù)模型是比較合適的。

(2)Hausman檢驗(yàn)

Hausman檢驗(yàn)用于檢驗(yàn)樣本數(shù)據(jù)究竟應(yīng)該建立隨機(jī)效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型。用Eviews6.0進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)Hausman檢驗(yàn)，得到結(jié)果如表3所示。

表3 Hausman檢驗(yàn)結(jié)果

由F檢驗(yàn)結(jié)果可知，選擇變系數(shù)模型比較合適。由此綜合可見(jiàn)，根據(jù)F檢驗(yàn)及Hausman檢驗(yàn)結(jié)果，最終面板數(shù)據(jù)分析模型應(yīng)該是固定效應(yīng)變系數(shù)模型。

4.面板數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果

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

表4 零售業(yè)FDI溢出效應(yīng)及區(qū)域差異分析

四、結(jié)論與啟示

由以上實(shí)證分析結(jié)果得知，F(xiàn)DI進(jìn)入對(duì)我國(guó)零售業(yè)產(chǎn)生了正的溢出效應(yīng)，F(xiàn)DI每進(jìn)入1%就能帶動(dòng)我國(guó)零售業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率提高0.61%。從我國(guó)東、中、西三大區(qū)域來(lái)看，F(xiàn)DI每進(jìn)入零售業(yè)1個(gè)單位，分別會(huì)帶來(lái)1.112 372、1.225 22、0.169 570個(gè)單位的溢出，而中部地區(qū)略大于東部地區(qū)，且這兩個(gè)地區(qū)零售業(yè)FDI的溢出效應(yīng)均遠(yuǎn)高于全國(guó)的水平。

自2004年中國(guó)零售業(yè)全面對(duì)外資開(kāi)放以來(lái)，外資零售企業(yè)先進(jìn)的技術(shù)管理水平、企業(yè)發(fā)展理念對(duì)東部地區(qū)零售企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生了極大的影響。隨著內(nèi)資企業(yè)吸收能力的增強(qiáng)以及東部市場(chǎng)的飽和，這種溢出作用就會(huì)逐漸減小。隨著國(guó)家“中部崛起”政策的實(shí)施，越來(lái)越多的FDI開(kāi)始進(jìn)入到中部地區(qū)。為了與外資零售企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)，中部本土零售企業(yè)也有足夠的動(dòng)力和壓力積極學(xué)習(xí)外資零售企業(yè)先進(jìn)的管理理念和技術(shù)，這導(dǎo)致了中部地區(qū)零售業(yè)FDI的外溢效應(yīng)最大。零售業(yè)FDI在西部地區(qū)的技術(shù)溢出效應(yīng)不明顯，主要是由于西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后，而國(guó)家“西部大開(kāi)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(lái)；FDI進(jìn)入西部地區(qū)的零售業(yè)時(shí)間相對(duì)較晚，數(shù)量有限，而且西部地區(qū)本土零售企業(yè)相對(duì)落后，與外資零售企業(yè)在技術(shù)方面仍然存在較大差距，且吸收能力有限，因此技術(shù)溢出效應(yīng)呈不明顯態(tài)勢(shì)。

由回歸結(jié)果還可以發(fā)現(xiàn)，從全國(guó)范圍來(lái)看，零售業(yè)職工平均工資水平(SALA)對(duì)零售業(yè)的技術(shù)進(jìn)步也產(chǎn)生了正向的影響，但并不顯著。但是從東、中、西部來(lái)看，3個(gè)區(qū)域職工工資每增加1%，就可以帶動(dòng)勞動(dòng)生產(chǎn)率分別上升0.688 222%、1.228 509%、0.606 345%，說(shuō)明職工工資報(bào)酬的多少也影響著員工工作的積極性。而在全國(guó)，資本密集度(KI)對(duì)零售業(yè)技術(shù)進(jìn)步的正向影響并不明顯，而且在東、中、西部其影響轉(zhuǎn)為負(fù)，這一結(jié)果說(shuō)明在中國(guó)零售業(yè)中存在資本利用效率低下的問(wèn)題。企業(yè)規(guī)模(SC)對(duì)零售業(yè)的技術(shù)進(jìn)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(jìn)FDI的正向溢出效應(yīng)，應(yīng)該做好以下工作:第一，繼續(xù)引進(jìn)外資，但東部地區(qū)要注重引資的質(zhì)量而非數(shù)量，而在中西部地區(qū)更應(yīng)該對(duì)外商實(shí)行優(yōu)惠政策鼓勵(lì)其進(jìn)入。第二，內(nèi)資零售企業(yè)要充分利用國(guó)家高校人才資源，注重培養(yǎng)相關(guān)專(zhuān)業(yè)高素質(zhì)人才，引進(jìn)先進(jìn)的管理理念，鼓勵(lì)自主創(chuàng)新，增強(qiáng)對(duì)先進(jìn)技術(shù)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(kuò)大企業(yè)規(guī)模，平衡區(qū)域發(fā)展，從而促進(jìn)本土零售業(yè)技術(shù)水平的提高和FDI效應(yīng)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(xué)基金資助項(xiàng)目(201102168)。

基金項(xiàng)目: 宋永輝(1964-)，男，遼寧沈陽(yáng)人，教授，主要從事國(guó)際融資與投資等方面的研究。

* 本文已于2013-12-20 05∶26在中國(guó)知網(wǎng)優(yōu)先數(shù)字出版。 網(wǎng)絡(luò)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(zé)任編輯:吉海濤)