我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)外資進(jìn)入的就業(yè)門(mén)檻效應(yīng)研究

龍金茹 鐘昌標(biāo)

1 引 言

商貿(mào)流通業(yè)因其具有較強(qiáng)的就業(yè)帶動(dòng)能力和就業(yè)吸納能力，被國(guó)內(nèi)外學(xué)者冠以“就業(yè)機(jī)器”的稱(chēng)號(hào)。不管是國(guó)外發(fā)達(dá)國(guó)家，還是仍處于發(fā)展中的中國(guó)，商貿(mào)流通業(yè)在推動(dòng)社會(huì)充分就業(yè)方面都做出了巨大的貢獻(xiàn)。如我國(guó)的鄰國(guó)韓國(guó)，2017年商貿(mào)流通業(yè)的就業(yè)貢獻(xiàn)率就達(dá)到了23.5%，日本為22.2%①商貿(mào)流通業(yè)的就業(yè)貢獻(xiàn)率=商貿(mào)流通業(yè)當(dāng)年就業(yè)人數(shù)增量/全行業(yè)當(dāng)年就業(yè)人數(shù)增量×100%，數(shù)據(jù)來(lái)源于https://www.wto.org/。。中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的統(tǒng)計(jì)資料顯示，2017年我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)創(chuàng)造就業(yè)崗位1686.7萬(wàn)個(gè)，占全國(guó)就業(yè)總?cè)丝诘?.56%，是第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)的重要組成部分。此外，商貿(mào)流通業(yè)還是貫穿產(chǎn)品生產(chǎn)和消費(fèi)的中樞產(chǎn)業(yè)，具有較強(qiáng)的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度，能夠極大地帶動(dòng)關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)的就業(yè)，這也就決定了商貿(mào)流通業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的基礎(chǔ)地位和先導(dǎo)地位。

然而，隨著經(jīng)濟(jì)全球化浪潮席卷世界，我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)于2004年12月全面對(duì)外資開(kāi)放，以沃爾瑪、家樂(lè)福為代表的外資商貿(mào)流通企業(yè)以井噴之勢(shì)搶占中國(guó)市場(chǎng)，近年來(lái)更是加快了布局我國(guó)三、四線城市的步伐。來(lái)自中經(jīng)網(wǎng)的數(shù)據(jù)顯示，2004年我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)FDI總額為5012.3億元，而2017年該數(shù)值達(dá)到了30182.4億元，14年間外資進(jìn)入規(guī)模增長(zhǎng)了將近6倍。大量外資涌入給我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)帶來(lái)了新的經(jīng)營(yíng)模式和管理理念，重塑了商貿(mào)流通業(yè)的產(chǎn)業(yè)生態(tài)，在促進(jìn)我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展的同時(shí)，也極有可能對(duì)就業(yè)市場(chǎng)造成復(fù)雜的影響。

關(guān)于外資進(jìn)入對(duì)商貿(mào)流通業(yè)的影響，國(guó)內(nèi)外學(xué)者研究觀點(diǎn)存在較大的分歧。部分學(xué)者認(rèn)為外資進(jìn)入能夠促進(jìn)東道主國(guó)家商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展，認(rèn)為國(guó)外資本投資于東道國(guó)的商貿(mào)流通業(yè)，在緩解東道國(guó)商貿(mào)流通業(yè)技術(shù)、資金和管理等方面的缺陷具有積極的正面效應(yīng)，帶動(dòng)了東道國(guó)商貿(mào)流通業(yè)走向世界前列水平。如Mundra等（2013）［1］考察了FDI對(duì)印度商貿(mào)流通業(yè)安全造成的影響，通過(guò)實(shí)證分析作者發(fā)現(xiàn)印度商貿(mào)流通業(yè)引入FDI能夠大幅度地刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，雖然引入FDI的同時(shí)也對(duì)印度商貿(mào)流通業(yè)生態(tài)造成了一定的威脅，但總體而言，引入FDI的正面作用要明顯高于其弊端。Desti（2014）［2］研究了東南亞國(guó)家引入FDI對(duì)商貿(mào)流通業(yè)的影響，作者采用問(wèn)卷調(diào)查的研究方法，走訪調(diào)查了1000多家制造業(yè)企業(yè)，得出的結(jié)論是引入FDI對(duì)商貿(mào)流通業(yè)的正面作用要高于其負(fù)面作用。林霜（2019）［3］研究了外資進(jìn)入我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)的合資、跨國(guó)并購(gòu)、獨(dú)資和委托管理四種方式，及其對(duì)我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)的影響，作者研究發(fā)現(xiàn)外資以跨國(guó)并購(gòu)和獨(dú)資的方式進(jìn)入我國(guó)，會(huì)給流通業(yè)帶來(lái)一些正面效應(yīng)，包括帶來(lái)雄厚的資本，提升了國(guó)內(nèi)流通企業(yè)的技術(shù)運(yùn)用水平，創(chuàng)造大量的就業(yè)機(jī)會(huì)等。

與此同時(shí)，部分學(xué)者認(rèn)為，商貿(mào)流通業(yè)外資的進(jìn)入也帶來(lái)了一些負(fù)面影響，如損害了東道國(guó)商貿(mào)流通業(yè)的渠道資源，導(dǎo)致東道國(guó)民族工業(yè)的邊緣化，同時(shí)也對(duì)東道國(guó)的就業(yè)市場(chǎng)造成一定的沖擊。Atkin（2015）［4］以墨西哥制造業(yè)零售商為研究樣本，通過(guò)采用福利分析范式研究了墨西哥制造業(yè)零售商引入FDI的經(jīng)濟(jì)后果，研究發(fā)現(xiàn)墨西哥制造業(yè)零售商引入FDI帶來(lái)了兩種負(fù)面的后果，一是零售商利潤(rùn)降低，二是本地零售商被迫擠出市場(chǎng)。 Prior和Sykes（2016）［5］以中國(guó)商貿(mào)流通業(yè)為研究對(duì)象，采用因子分析法分析了商貿(mào)流通業(yè)引入FDI的經(jīng)濟(jì)學(xué)后果，研究發(fā)現(xiàn)隨著中國(guó)商貿(mào)流通業(yè)不斷地引入FDI，中國(guó)商貿(mào)流通業(yè)安全性也隨之降低，呈現(xiàn)出一種不安全的狀態(tài)。我國(guó)學(xué)者黃漫宇（2012）［6］研究了我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)引入FDI對(duì)商貿(mào)流通業(yè)安全的影響，作者研究認(rèn)為我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)引入FDI對(duì)商貿(mào)流通業(yè)的控制力、競(jìng)爭(zhēng)力和發(fā)展力都造成負(fù)面影響，對(duì)產(chǎn)業(yè)控制力造成的影響主要通過(guò)資本、所有權(quán)和市場(chǎng)實(shí)現(xiàn)，對(duì)產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力造成的影響主要包括技術(shù)影響、地段影響和品牌影響，對(duì)產(chǎn)業(yè)發(fā)展力造成的影響主要體現(xiàn)為對(duì)生存與發(fā)展環(huán)境的負(fù)面影響和渠道壟斷的作用。陳福中和劉向東（2013）［7］基于開(kāi)放經(jīng)濟(jì)條件，以批發(fā)和零售業(yè)企業(yè)為研究樣本，研究了引入FDI對(duì)我國(guó)流通企業(yè)的影響，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，引入FDI整體上并不會(huì)對(duì)我國(guó)流通企業(yè)造成負(fù)面沖擊，但是一旦區(qū)分FDI的來(lái)源和地區(qū)開(kāi)放程度，部分地區(qū)（以西部地區(qū)為主）的流通企業(yè)則可能受到負(fù)面影響。黃雨婷（2017）［8］研究了我國(guó)流通業(yè)引入外資對(duì)就業(yè)的影響，作者采用面板門(mén)檻回歸模型，以我國(guó)各省市商貿(mào)流通業(yè)為研究樣本，研究發(fā)現(xiàn)了流通業(yè)引入外資會(huì)對(duì)流通業(yè)就業(yè)造成“漏斗形”的非線性影響，會(huì)給我國(guó)大部分地區(qū)造成就業(yè)危機(jī)。

此外，還有一部分研究學(xué)者秉持著中立的觀點(diǎn)看待東道國(guó)商貿(mào)流通業(yè)引入FDI的效應(yīng)，如Bhattacharyya（2018）［9］以印度商貿(mào)流通業(yè)為研究對(duì)象，綜合運(yùn)用理論分析和價(jià)值判斷的研究方法，探索了印度商貿(mào)流通業(yè)引入FDI造成的影響，作者研究發(fā)現(xiàn)印度商貿(mào)流通業(yè)引入FDI存在正反兩個(gè)方面的效應(yīng)，正面效應(yīng)體現(xiàn)為引入FDI能夠促進(jìn)本土商貿(mào)流通企業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展，從而帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；負(fù)面效應(yīng)體現(xiàn)為引入FDI可能帶來(lái)壟斷，并引發(fā)惡性競(jìng)爭(zhēng)。Suyant和Salim（2020）［9］根據(jù)南亞新興勞動(dòng)力市場(chǎng)的數(shù)據(jù)，研究了商貿(mào)流通業(yè)就業(yè)與外資流入的關(guān)系，發(fā)生兩者之間的關(guān)系受到其他變量的調(diào)節(jié)。

綜合以上文獻(xiàn)，關(guān)于商貿(mào)流通業(yè)外資進(jìn)入對(duì)就業(yè)的影響，國(guó)外的研究成果比較豐碩，且理論分析與實(shí)證分析均比較豐富，但是國(guó)內(nèi)的研究就比較有限，且以理論分析為主，鮮有學(xué)者從實(shí)證計(jì)量的角度考察商貿(mào)流通業(yè)外資進(jìn)入對(duì)就業(yè)的影響。有鑒于此，本文基于我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，采用門(mén)限回歸模型，量化分析外資進(jìn)入對(duì)我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)就業(yè)的影響。本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：一是，研究視角上，正視了我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)外資進(jìn)入的負(fù)面效應(yīng)，采用實(shí)證的研究方法考量了這種負(fù)面效應(yīng)，有助于引起政策制定者的關(guān)注，從維護(hù)國(guó)家產(chǎn)業(yè)安全的視角出臺(tái)政策妥善應(yīng)對(duì)商貿(mào)流通業(yè)的外資進(jìn)入行為。二是，研究方法上，本文采用面板門(mén)檻回歸，檢驗(yàn)了外資進(jìn)入對(duì)我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)就業(yè)的非線性效應(yīng)，有助于深刻理解我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)引入外資的經(jīng)濟(jì)學(xué)效應(yīng)。三是，研究結(jié)論上，鑒別了我國(guó)30個(gè)省市商貿(mào)流通業(yè)引入外資對(duì)就業(yè)的不同影響，有助于各地區(qū)因地制宜引入外資發(fā)展商貿(mào)流通業(yè)。

2 外資進(jìn)入對(duì)商貿(mào)流通業(yè)就業(yè)的影響機(jī)制

2.1 外資進(jìn)入對(duì)就業(yè)的正向影響

在我國(guó)，外資通常以綠地投資和跨國(guó)并購(gòu)兩種主流模式進(jìn)入我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)，兩種模式都會(huì)對(duì)就業(yè)產(chǎn)生直接的影響。以綠地投資為例，外資企業(yè)在我國(guó)境內(nèi)廣泛布局零售網(wǎng)點(diǎn)，創(chuàng)建大量的倉(cāng)儲(chǔ)、配送、物流、零售網(wǎng)點(diǎn)，直接帶動(dòng)了當(dāng)?shù)氐木蜆I(yè)。比如，沃爾瑪自1996年布局中國(guó)深圳市場(chǎng)，并創(chuàng)建第一家沃爾瑪購(gòu)物商場(chǎng)以來(lái)，經(jīng)過(guò)23年的發(fā)展，截止2018末，已經(jīng)在全國(guó)180多個(gè)城市創(chuàng)設(shè)了400多家沃爾瑪購(gòu)物商場(chǎng)、20多家物流配送中心，雇傭員工將近10萬(wàn)名，其中99.9%的員工來(lái)自中國(guó)本土。以跨國(guó)并購(gòu)為例，國(guó)際大型流通企業(yè)與國(guó)內(nèi)流通企業(yè)的并購(gòu)重組，會(huì)帶來(lái)并購(gòu)協(xié)同效應(yīng)和規(guī)模效益，重組后的實(shí)體具備更加強(qiáng)大的實(shí)力，能夠在快速擴(kuò)張中創(chuàng)造豐富的就業(yè)崗位需求。樊秀峰等（2012）［11］的實(shí)證研究就指出，不管外資采取何種方式（綠地投資或跨國(guó)并購(gòu)）進(jìn)入我國(guó)市場(chǎng)，都會(huì)創(chuàng)造大量的就業(yè)機(jī)會(huì)。此外，商貿(mào)流通業(yè)的外資進(jìn)入主要由大型跨國(guó)連鎖企業(yè)引領(lǐng)，這些大型跨國(guó)連鎖企業(yè)本身就是商業(yè)明星企業(yè)，一旦入駐內(nèi)地城市，就可以較好地發(fā)揮“主力店效應(yīng)”，吸引其他商貿(mào)流通企業(yè)入駐，從而增長(zhǎng)雇傭的勞動(dòng)力數(shù)量。Basker（2005）［12］的研究就發(fā)現(xiàn)，沃爾瑪會(huì)增加附近商業(yè)區(qū)的客流量，推動(dòng)其他零售企業(yè)入駐附近商業(yè)區(qū)，最終會(huì)增加商貿(mào)流通業(yè)的就業(yè)人數(shù)。

2.2 外資進(jìn)入對(duì)就業(yè)的負(fù)向效應(yīng)

外資進(jìn)入對(duì)商貿(mào)流通業(yè)就業(yè)的負(fù)面影響主要通過(guò)示范效應(yīng)、競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)和重塑產(chǎn)業(yè)鏈三個(gè)渠道實(shí)現(xiàn)。示范效應(yīng)方面，商貿(mào)流通企業(yè)在我國(guó)素有“就業(yè)機(jī)器”的稱(chēng)號(hào)，屬于典型的勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)。與此相反，外資商貿(mào)流通企業(yè)比較重視新興技術(shù)和先進(jìn)管理方法的運(yùn)用，因而具有較高的生產(chǎn)效率。外資的進(jìn)入，會(huì)通過(guò)示范效應(yīng)對(duì)本地商貿(mào)流通企業(yè)產(chǎn)生技術(shù)溢出，并由此引發(fā)我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)由勞動(dòng)密集型轉(zhuǎn)向技術(shù)或管理密集型，這就意味著商貿(mào)流通企業(yè)所需要的勞動(dòng)力會(huì)大幅減少。黃漫宇（2012）［6］的研究就指出，近十年來(lái)外資進(jìn)入我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)在提升企業(yè)經(jīng)營(yíng)效率的同時(shí)，也降低了勞動(dòng)力的使用。競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)方面，中小零售商和個(gè)體商販?zhǔn)俏覈?guó)商貿(mào)流通業(yè)的主力軍，而外資商貿(mào)流通企業(yè)往往以倉(cāng)儲(chǔ)會(huì)員店、大型超市和優(yōu)質(zhì)便利店等形式入駐本地，并借助先進(jìn)的信息技術(shù)和良好的供應(yīng)鏈管理水平與本地商貿(mào)流通企業(yè)展開(kāi)競(jìng)爭(zhēng)。雙方實(shí)力對(duì)比懸殊，其競(jìng)爭(zhēng)結(jié)果可想而知，往往以本地中小零售商和個(gè)體商販退出市場(chǎng)而告終?？梢?jiàn)，大型外資商貿(mào)流通企業(yè)會(huì)對(duì)當(dāng)?shù)刂行×闶燮髽I(yè)帶來(lái)擠出效應(yīng)，導(dǎo)致失業(yè)增加。重塑產(chǎn)業(yè)鏈方面，大型外資商貿(mào)流通企業(yè)入駐中國(guó)后，憑借著雄厚的資本實(shí)力通過(guò)巨額采購(gòu)和大額訂單兩者方式控制產(chǎn)品的流通渠道，打破原有的“供應(yīng)商—批發(fā)商—零售商”流通體系，重塑商貿(mào)流通業(yè)“網(wǎng)狀采購(gòu)—分塊銷(xiāo)售”的產(chǎn)業(yè)鏈。在新的產(chǎn)業(yè)鏈環(huán)節(jié)，批發(fā)商將進(jìn)一步衰弱并退出市場(chǎng)，導(dǎo)致批發(fā)業(yè)大量的失業(yè)。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 面板門(mén)檻回歸模型

為探求流通業(yè)引入外資對(duì)就業(yè)的非線性影響，我們采用Hansen（1999）［13］提出的面板門(mén)檻回歸模型，并以流通業(yè)外資進(jìn)入程度為門(mén)檻變量進(jìn)行回歸模型的分析。其模型公式如下：

其中，i、t分別表示研究個(gè)體和時(shí)間，yit為被解釋變量，在本文中特指流通業(yè)就業(yè)量；xit為解釋變量，qit為門(mén)檻變量，在本文中解釋變量和門(mén)檻變量為同一變量，即流通業(yè)外資進(jìn)入程度變量。γ為模型中等待估計(jì)的門(mén)檻值，μi衡量個(gè)體不可觀測(cè)的特征，εit～iid.N(0,δ2)是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。I(·)為指示函數(shù)，即在括號(hào)中的表達(dá)式為真的時(shí)候，指示函數(shù)取值為1；反之指示函數(shù)取值為0。

對(duì)所有的觀測(cè)值累疊，采用矩陣形式將(2)式化為：

對(duì)于給定的門(mén)檻值，采用OLS估計(jì)(5)式進(jìn)而得到β的估計(jì)值：

得到參數(shù)的估計(jì)值后，需進(jìn)行兩方面檢驗(yàn)：一是門(mén)檻效果是否顯著，二是門(mén)檻估計(jì)值是否等于其真實(shí)值。

檢驗(yàn)一的原假設(shè)為H0：β1=β2，對(duì)應(yīng)的備擇假設(shè)為H1：β1≠β2，對(duì)應(yīng)的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：

以上只是假設(shè)僅存在單一門(mén)檻，但實(shí)際可能存在多重門(mén)檻。需要重復(fù)以上步驟進(jìn)行多重門(mén)檻值檢驗(yàn)直到不能拒絕原假設(shè)為止，最終確定相應(yīng)的門(mén)檻值個(gè)數(shù)。

3.2 變量設(shè)計(jì)

我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)從2004年開(kāi)始全面對(duì)外開(kāi)放，外資從此可以自由進(jìn)出中國(guó)市場(chǎng)。因此，本文選取我國(guó)2005～2018年各省市商貿(mào)流通業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)展開(kāi)實(shí)證研究，因缺失西藏和港澳臺(tái)的相關(guān)數(shù)據(jù)，未包含在樣本范圍內(nèi)。

本文的實(shí)證研究主要涉及以下幾個(gè)變量：商貿(mào)流通業(yè)外資進(jìn)入fdi、商貿(mào)流通業(yè)就業(yè)labor以及控制變量。參考以往學(xué)者的研究，我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)包括批發(fā)業(yè)和零售業(yè)。因此，商貿(mào)流通業(yè)外資進(jìn)入fdi定義為批發(fā)業(yè)和零售業(yè)外商投資企業(yè)總資產(chǎn)之和。商貿(mào)流通業(yè)就業(yè)labor定義為批發(fā)業(yè)和零售業(yè)的就業(yè)總?cè)藬?shù)。本文還引入了其他可能影響商貿(mào)流通業(yè)就業(yè)的一系列控制變量，包括商貿(mào)流通業(yè)的產(chǎn)出gdp，用各省市批發(fā)業(yè)和零售業(yè)的生產(chǎn)總值來(lái)衡量；地區(qū)工資水平wage，用各省市城鎮(zhèn)職工平均工資水平來(lái)衡量；地區(qū)商貿(mào)流通業(yè)內(nèi)資投資水平capital，用批發(fā)業(yè)和零售業(yè)內(nèi)資企業(yè)總資產(chǎn)之和來(lái)衡量。商貿(mào)流通業(yè)就業(yè)labor和產(chǎn)出gdp的數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，地區(qū)工資水平wage的數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，商貿(mào)流通業(yè)外資進(jìn)入fdi和內(nèi)資投資水平capital的數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)年鑒》?？紤]到各變量數(shù)值較大，對(duì)其進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理。變量定義和數(shù)據(jù)來(lái)源如表1所示。

表1 變量定義和數(shù)據(jù)來(lái)源

（三）計(jì)量模型構(gòu)建

根據(jù)前文的描述，外資進(jìn)入對(duì)我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)就業(yè)可能存在非線性影響。為了驗(yàn)證兩者之間的非線性關(guān)系，首先通過(guò)引入外資進(jìn)入水平fdi的平方項(xiàng)，構(gòu)建面板回歸模型：

為進(jìn)一步探索外資進(jìn)入對(duì)我國(guó)商貿(mào)商貿(mào)流通業(yè)就業(yè)的非線性影響，運(yùn)用Hansen（1999）提出的面板門(mén)檻回歸模型，以外資進(jìn)入水平fdi為門(mén)檻變量，構(gòu)建如下門(mén)檻回歸模型。

上述兩個(gè)模型中，i、t分別表示各省市和研究年度，labor為被解釋變量，fdi為解釋變量，同時(shí)也是門(mén)檻變量，γ為待估門(mén)檻值，ε是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。在第二個(gè)模型中只設(shè)置了一個(gè)門(mén)檻值，但實(shí)際上可能存在多個(gè)門(mén)檻值。根據(jù)Hansen（1999）［13］和連玉君（2006）［14］的研究，先搜索第一個(gè)門(mén)檻值，再通過(guò)固定前一個(gè)門(mén)檻值搜索第二個(gè)門(mén)檻值，以此類(lèi)推，并進(jìn)行多重門(mén)檻值檢驗(yàn)，最終確定門(mén)檻值的個(gè)數(shù)和精確值。

4 實(shí)證結(jié)果與分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)信息和相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)

表2匯報(bào)了本文選取變量的描述性統(tǒng)計(jì)信息，需要注意的是，表中的數(shù)據(jù)都經(jīng)過(guò)取對(duì)數(shù)處理。如表4.1所示，商貿(mào)流通業(yè)就業(yè)的均值為10.198，最小值為6.283，最大值為12.082，標(biāo)準(zhǔn)差為1.392，可見(jiàn)不同省市不同時(shí)期商貿(mào)流通業(yè)就業(yè)存在一定的差距。商貿(mào)流通業(yè)外商直接投資的均值為8.829，最小值為0.783，最大值為15.382，標(biāo)準(zhǔn)差為2.886，可見(jiàn)不同省市不同時(shí)期商貿(mào)流通業(yè)外商直接投資存在一定的差距。商貿(mào)流通業(yè)產(chǎn)出均值為12.003，最小值為1.683，最大值為18.927，標(biāo)準(zhǔn)差為2.081，可見(jiàn)不同省市不同時(shí)期商貿(mào)流通業(yè)產(chǎn)出存在一定的差距。地區(qū)工資水平均值為8.033，最小值為6.936，最大值為8.653，標(biāo)準(zhǔn)差為1.237，可見(jiàn)不同省市不同時(shí)期地區(qū)工資水平存在一定的差距。地區(qū)商貿(mào)流通業(yè)內(nèi)資投資水平均值為13.843，最小值為9.273，最大值為16.783，標(biāo)準(zhǔn)差為1.384，可見(jiàn)不同省市不同時(shí)期商貿(mào)流通業(yè)內(nèi)資投資水平存在一定的差距。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)信息

表3匯報(bào)了本文主要變量的相關(guān)系數(shù)矩陣。如表4.2所示，主要變量之間的相關(guān)系數(shù)較小，除了lnlabor和lnfdi的相關(guān)系數(shù)為0.332，超過(guò)0.3外，其他變量?jī)烧咧g的相關(guān)系數(shù)均小于0.3。由此可以看出，本文選取的變量不存在嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題。

表3 主要變量Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)

4.2 外資進(jìn)入對(duì)商貿(mào)流通業(yè)就業(yè)的非線性影響

采用普通最小二乘估計(jì)（OLS），固定效應(yīng)模型（FE），兩階段最小二乘估計(jì)（2SLS）和廣義矩估計(jì)（GMM）四種估計(jì)方法對(duì)模型（1）進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表4所示。如表所示，重點(diǎn)考察lnfdi和lnfdi2兩個(gè)變量的估計(jì)系數(shù)。在普通最小二乘估計(jì)（OLS）中，lnfdi2的系數(shù)為負(fù)， 且通過(guò)5%顯著性水平的檢驗(yàn)；lnfdi的系數(shù)為正，且通過(guò)5%顯著性水平的檢驗(yàn)。這說(shuō)明，外資進(jìn)入水平lnfdi與我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)的就業(yè)lnlabor存在倒“U形”關(guān)系。具體地，當(dāng)外資進(jìn)入lnfdi處于較低水平區(qū)間，隨著外資的進(jìn)入，商貿(mào)流通業(yè)的就業(yè)不斷增加；當(dāng)外資進(jìn)入lnfdi超過(guò)某個(gè)臨界值時(shí)，隨著外資的不斷進(jìn)入，會(huì)對(duì)商貿(mào)流通業(yè)的就業(yè)造成負(fù)面沖擊。在固定效應(yīng)模型（FE），兩階段最小二乘估計(jì)（2SLS）和廣義矩估計(jì)（GMM）三個(gè)估計(jì)模型中，外資進(jìn)入水平lnfdi與我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)就業(yè)lnlabor的倒“U形”關(guān)系依舊顯著存在。由此，我們可以推斷，外資進(jìn)入水平lnfdi較低時(shí)，外資進(jìn)入對(duì)就業(yè)的正向效應(yīng)發(fā)揮主要作用；外資進(jìn)入水平lnfdi較高時(shí)，外資的示范效應(yīng)、競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)和重塑產(chǎn)業(yè)鏈效應(yīng)發(fā)揮主要作用。需要注意的是，模型（1）中引入lnfdi和lnfdi2兩個(gè)高度相關(guān)的變量，可能引發(fā)模型的多重共線性問(wèn)題，導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果不精確。下一步，本文采用更加科學(xué)合理的面板門(mén)檻回歸模型研究外資進(jìn)入對(duì)商貿(mào)流通業(yè)就業(yè)的非線性影響，并確定門(mén)檻值的個(gè)數(shù)和數(shù)值。

表4 普通面板回歸模型的估計(jì)結(jié)果

4.3 外資進(jìn)入對(duì)商貿(mào)流通業(yè)就業(yè)的門(mén)檻效應(yīng)

運(yùn)用面板門(mén)檻模型的前提是，要確定門(mén)檻值的個(gè)數(shù)。根據(jù)Hansen（1999）和連玉君的研究，依次對(duì)單一門(mén)檻、雙重門(mén)檻和三重門(mén)檻進(jìn)行估計(jì)。具體地，先搜索第一個(gè)門(mén)檻值，再通過(guò)固定前一個(gè)門(mén)檻值搜索第二個(gè)門(mén)檻值，以此類(lèi)推，并采用Bootstrap反復(fù)抽樣500次得到相應(yīng)的P值，門(mén)檻值的估計(jì)結(jié)果表5所示。如表所示，單一門(mén)檻通過(guò)10%顯著性水平的檢驗(yàn)，雙重門(mén)檻通過(guò)1%顯著性水平的檢驗(yàn)，三重門(mén)檻沒(méi)有通過(guò)顯著性水平的檢驗(yàn)。因此，可以確定本文存在雙重門(mén)檻，分別為5.678和8.637。

表5 門(mén)檻個(gè)數(shù)的確定

根據(jù)門(mén)檻個(gè)數(shù)，本文按照雙重門(mén)檻展開(kāi)后續(xù)分析，并對(duì)前文的模型（8）進(jìn)行修正，得到模型（9）。

γ1和γ2為兩個(gè)門(mén)檻值，其中γ1等于5.678，γ2等于8.637。采用固定效應(yīng)模型（FE）和兩階段最小二乘估計(jì)（2SLS）估計(jì)模型（3），表4.5匯報(bào)了模型3的估計(jì)結(jié)果。如表6所示，在固定效應(yīng)模型中，lnfdi×I（lnfdi≤γ1）的系數(shù)為0.031，且通過(guò)1%顯著性水平的檢驗(yàn)；lnfdi×I（γ18.637時(shí)，即商貿(mào)流通業(yè)外資進(jìn)入高于5636.40億元時(shí)，商貿(mào)流通業(yè)外資進(jìn)入會(huì)帶來(lái)就業(yè)擠出效應(yīng)，平均而言，外資進(jìn)入每增加1%，會(huì)擠出就業(yè)0.043%。在以滯后一期的外商投資企業(yè)總資產(chǎn)為工具變量的兩階段最小二乘估計(jì)（2SLS）估計(jì)模型中，lnfdi×I的估計(jì)系數(shù)并沒(méi)有顯著的變化，只是數(shù)值上略有差距，說(shuō)明模型估計(jì)具有穩(wěn)健性。

表6 雙重門(mén)檻模型的估計(jì)結(jié)果

續(xù)表

雙重門(mén)檻模型的估計(jì)結(jié)果進(jìn)一步說(shuō)明，商貿(mào)流通業(yè)的外資進(jìn)入對(duì)就業(yè)產(chǎn)生了倒“U形”影響。當(dāng)外資進(jìn)入處于較低水平時(shí)，外資商貿(mào)流通企業(yè)通過(guò)在我國(guó)境內(nèi)廣泛布局零售網(wǎng)點(diǎn)，創(chuàng)建倉(cāng)儲(chǔ)、配送、物流、零售網(wǎng)點(diǎn)，直接拉動(dòng)當(dāng)?shù)氐木蜆I(yè)，還通過(guò)發(fā)揮“主力店效應(yīng)”，吸引其他商貿(mào)流通企業(yè)入駐，從而增加雇傭的勞動(dòng)力數(shù)量。由于此時(shí)外資商貿(mào)流通企業(yè)規(guī)模較小，示范效應(yīng)和競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)不夠明顯，重塑產(chǎn)業(yè)鏈的能力尚不具備，因此難以發(fā)揮其對(duì)就業(yè)的負(fù)面效應(yīng)。隨著商貿(mào)流通業(yè)外資的不斷涌入，示范效應(yīng)和競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)開(kāi)始顯現(xiàn)，重塑產(chǎn)業(yè)鏈的能力開(kāi)始積累，抵消了商貿(mào)流通業(yè)外資進(jìn)入對(duì)就業(yè)的拉動(dòng)作用，此時(shí)商貿(mào)流通業(yè)外資進(jìn)入對(duì)就業(yè)不存在顯著影響。隨著商貿(mào)流通業(yè)外資的進(jìn)一步增加，示范效應(yīng)和競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)開(kāi)始發(fā)揮決定性作用，重塑產(chǎn)業(yè)鏈的能力也達(dá)到足以影響產(chǎn)業(yè)生態(tài)的地步，此時(shí)，商貿(mào)流通業(yè)外資進(jìn)入對(duì)就業(yè)造成擠出效應(yīng)。

下面，結(jié)合兩階段最小二乘估計(jì)（2SLS）分析其他控制變量對(duì)商貿(mào)流通業(yè)就業(yè)的影響。lngdp的系數(shù)為0.158，且通過(guò)1%顯著性水平的檢驗(yàn)，平均而言商貿(mào)流通業(yè)的生產(chǎn)總值每增加1%，就業(yè)隨之增加0.158%。究其原因，商貿(mào)流通業(yè)的生產(chǎn)總值是產(chǎn)出，就業(yè)是人力投入，伴隨著產(chǎn)出的增長(zhǎng)人力投入必然隨之增長(zhǎng)。lnwage的系數(shù)為-0.632，沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。lncapital的系數(shù)為0.113，且通過(guò)1%顯著性水平的檢驗(yàn)，平均而言，商貿(mào)流通業(yè)內(nèi)資企業(yè)總資產(chǎn)每增加1%，會(huì)拉動(dòng)就業(yè)增長(zhǎng)0.113%。由此可見(jiàn)，相對(duì)于外資，內(nèi)資對(duì)就業(yè)的拉動(dòng)作用更加明顯。

進(jìn)一步地，以γ1和γ2兩個(gè)門(mén)檻值為界限，將我國(guó)各省市劃分為商貿(mào)流通業(yè)外資進(jìn)入低水平地區(qū)、商貿(mào)流通業(yè)外資進(jìn)入中等水平地區(qū)和商貿(mào)流通業(yè)外資進(jìn)入高水平地區(qū)，從而明確各省市外資進(jìn)入對(duì)就業(yè)產(chǎn)生的不同效應(yīng)。表7匯報(bào)了劃分結(jié)果。如表所示，我國(guó)大部分中西部省市屬于商貿(mào)流通業(yè)外資進(jìn)入低水平地區(qū)，商貿(mào)流通業(yè)外資進(jìn)入會(huì)帶來(lái)就業(yè)拉動(dòng)效應(yīng)。浙江、江蘇、山東、天津、遼寧、福建、湖北7個(gè)省市屬于商貿(mào)流通業(yè)外資進(jìn)入中等水平地區(qū)，商貿(mào)流通業(yè)外資進(jìn)入的就業(yè)效應(yīng)不明顯。北京、上海、廣東3個(gè)省市屬于商貿(mào)流通業(yè)外資進(jìn)入高水平地區(qū)，商貿(mào)流通業(yè)外資進(jìn)入會(huì)帶來(lái)就業(yè)擠出效應(yīng)。

表7 我國(guó)各省市商貿(mào)流通業(yè)外資進(jìn)入的就業(yè)效應(yīng)

5 結(jié)論與建議

5.1 研究結(jié)論

本文通過(guò)構(gòu)建面板門(mén)檻回歸模型，基于我國(guó)2005-2018年商貿(mào)流通業(yè)的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，研究了對(duì)外資進(jìn)入對(duì)我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)就業(yè)的影響。研究發(fā)現(xiàn)，外資進(jìn)入對(duì)我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)的就業(yè)具有倒“U形”的非線性影響：當(dāng)商貿(mào)流通業(yè)外資進(jìn)入低于292.36億元時(shí)，商貿(mào)流通業(yè)外資進(jìn)入會(huì)帶來(lái)就業(yè)拉動(dòng)效應(yīng)；當(dāng)商貿(mào)流通業(yè)外資進(jìn)入處于292.36億元至5636.40億元區(qū)間時(shí)，商貿(mào)流通業(yè)外資進(jìn)入對(duì)就業(yè)不存在顯著的影響；當(dāng)商貿(mào)流通業(yè)外資進(jìn)入高于5636.40億元時(shí)，商貿(mào)流通業(yè)外資進(jìn)入會(huì)帶來(lái)就業(yè)擠出效應(yīng)。

5.1 政策建議

第一，結(jié)合地區(qū)特征，因地制宜引入外資發(fā)展商貿(mào)流通業(yè)。對(duì)于商貿(mào)流通業(yè)外資進(jìn)入低水平的地區(qū)，要積極吸納外資，充分利用外資商貿(mào)流通企業(yè)拉動(dòng)當(dāng)?shù)鼐蜆I(yè)的能力和“主力店效應(yīng)”的發(fā)揮，從而最大化的活躍地區(qū)經(jīng)濟(jì)，緩解經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型中的就業(yè)問(wèn)題。對(duì)于商貿(mào)流通業(yè)外資進(jìn)入中等水平和高水平的地區(qū)，要重注學(xué)習(xí)外資商貿(mào)流通企業(yè)的先進(jìn)管理技術(shù)和管理理念，強(qiáng)化自身的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力。面對(duì)我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)普遍存在的企業(yè)規(guī)模小、數(shù)量多、服務(wù)質(zhì)量差的缺點(diǎn)，政府部門(mén)要積極做好商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展規(guī)劃，引導(dǎo)我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級(jí)。要毫不動(dòng)搖地堅(jiān)持制定商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展標(biāo)準(zhǔn)，抓好相關(guān)產(chǎn)業(yè)政策的落實(shí)，引導(dǎo)我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)小規(guī)模企業(yè)走向服務(wù)智能化。對(duì)于處于生命周期不同階段的流通企業(yè)，要明確企業(yè)的發(fā)展目標(biāo)，有針對(duì)性地出臺(tái)相應(yīng)的扶持政策。

第二，優(yōu)化營(yíng)商環(huán)境，推動(dòng)本土中小商貿(mào)流通企業(yè)發(fā)展。從穩(wěn)定就業(yè)的角度看，地方政府應(yīng)大力支持內(nèi)資商貿(mào)流通企業(yè)的發(fā)展，尤其是要對(duì)容易受到外資沖擊的中小商貿(mào)流通企業(yè)給予一定的政策扶持。要適當(dāng)降低我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)對(duì)外資的依賴(lài)，隨著我國(guó)全面對(duì)外開(kāi)放，國(guó)外資本開(kāi)始廣泛布局我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)，我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)外資比重不斷增加，導(dǎo)致內(nèi)資流通企業(yè)發(fā)展空間受到一定的阻礙。對(duì)此，我們要主動(dòng)評(píng)估外資對(duì)我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)的控制力度，認(rèn)真評(píng)估可能造成的負(fù)面影響；要合理規(guī)劃我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)外資企業(yè)的區(qū)域布局，從外資企業(yè)的數(shù)量、產(chǎn)業(yè)規(guī)模和市場(chǎng)影響力加以限制，從而為內(nèi)資流通企業(yè)的發(fā)展提供空間，降低商貿(mào)流通業(yè)對(duì)外資的依賴(lài)。

第三，不斷增強(qiáng)我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力。在當(dāng)前的國(guó)際經(jīng)濟(jì)金融背景下，我國(guó)要進(jìn)一步減輕外部環(huán)境對(duì)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的負(fù)面沖擊，本著安全可持續(xù)的原則發(fā)展本土商貿(mào)流通業(yè)。首先，要堅(jiān)持市場(chǎng)化和競(jìng)爭(zhēng)化，充分發(fā)揮自由市場(chǎng)在商貿(mào)流通業(yè)資源配置中的決定性作用，利用自由市場(chǎng)的調(diào)節(jié)功能，淘汰落實(shí)不適應(yīng)市場(chǎng)環(huán)境的流通企業(yè)，增強(qiáng)在位流通企業(yè)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力。但是，要鼓勵(lì)公平競(jìng)爭(zhēng)，就要反對(duì)壟斷，警惕特別是沃爾瑪、家樂(lè)福等國(guó)際巨頭商貿(mào)流通企業(yè)對(duì)本國(guó)流通業(yè)市場(chǎng)的壟斷，積極培育有市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力的本土流通企業(yè)。其次，適當(dāng)鼓勵(lì)商貿(mào)流通業(yè)并購(gòu)重組。我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)目前的現(xiàn)狀是，市場(chǎng)高度分散缺乏競(jìng)爭(zhēng)力，勞動(dòng)生產(chǎn)率低行業(yè)生態(tài)惡化，主管部門(mén)要出臺(tái)政策鼓勵(lì)商貿(mào)流通業(yè)并購(gòu)重組，通過(guò)并購(gòu)重組激活流通企業(yè)的市場(chǎng)活力，形成具有較強(qiáng)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力的幾家大型流通企業(yè)，從而增強(qiáng)我國(guó)商貿(mào)流通業(yè)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力。