开放经济条件下外资进入对中国流通企业的影响——基于批发和零售业企业省级面板数据的实证考察，本文主要内容关键词为：实证论文,条件下论文,零售业论文,中国论文,省级论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、问题的提出
作为基础性及先导性产业，流通产业在国民经济增长、消费结构调整以及产业间协调等方面发挥着重要作用，相应的产业安全及流通企业发展问题开始受到广泛关注。自2004年12月以来，中国根据WTO规则放开了外资进入流通产业的一系列限制，包括地域、股本占比以及数量等。据中经网统计数据库显示，以批发和零售业为例，外资进入的绝对量分别从2005年的2211.40亿元和789.30亿元增长至2010年的9970.70亿元和3499.90亿元，与2005年相比各增长了3.51倍和3.43倍，远高于这两个行业的总资产增长比例；同时，批发和零售业外资资产占比分别从2005年的7.87%和9.37%增长至2010年的11.87%和14.25%，较2005年各增长了4个百分点和4.88个百分点。由此可见，中国流通产业已深入置身于开放经济条件下，这必然会对中国流通企业的发展带来深刻影响。
流通产业全面开放之初，就有学者指出这有可能会危及中国流通企业的平稳发展（马龙龙等，2003；杜丹清，2005;冉净斐和文启湘，2005;等）；然而，也有学者认为，外资进入会在某些业态上出现外资垄断的可能性，但外资进入的地方性饱和、挤占当地零售业市场份额和就业以及“零售倾销”等问题尚待进一步讨论（荆林波，2005）。由于受到流通企业统计数据的局限，已有研究分析外资进入对于中国流通企业的影响多处于理论分析和价值判断层面（马龙龙等，2003；纪宝成和李陈华，2012），或处于构建指标评价体系进行评价的角度（姜红和曾锵，2009;张丽淑和樊秀峰，2011；等），并且此类评价体系中对于各类指标纳入与否以及权重的判定均未能形成统一的看法。在中国转型与开放经济的宏观背景下，流通企业的发展除受技术要素驱动外，还同时受到资本要素驱动（刘向东等，2009）。因此，外资进入中国流通产业，必将改变流通企业既有的资本构成，从而可能对其发展产生深刻影响。鉴于资本对于流通企业发展的重要性，本文采用大中型批发和零售企业相关数据，将开放经济条件纳入研究框架中，从传统经济学理论模型出发构建外资进入对中国流通企业影响的实证计量模型，量化考察“资本来源差异性”和外资进入的“东道国经济地理差异性”两个维度，研究外资进入对中国流通企业所带来影响的效应及程度。
二、文献综述
产业发展与经济增长，在封闭经济条件下主要取决于消费（C）、投资（I）及政府支出（G）等因素，而开放经济分析框架则需将原有三部门经济向四部门经济进行扩展，即需将对外经济部门包含进来。对外经济部门的活动涵盖对外贸易部门的进口和出口，以及外资部门的直接与间接投资等方面。外资进入所带来的影响，主要通过技术扩散的溢出效应（Spillover Effects）以及对于东道国国内资本竞争性“挤出”或者推动性“挤入”等方式实现。发展中国家通过接受发达国家的资本投资以及技术扩散，可实现技术的进步和升级（代谦和别朝霞，2006）。资本进入作为占领世界市场份额的主要方式之一，还可实现产业在国际范围内的转移，如发达国家通过外商直接投资的方式将产业转移到发展中国家（Helpman等，2004）。然而，外资进入流通产业，是实现溢出效应有利于中国流通企业发展，还是挤占国内流通产业市场、形成市场控制从而威胁流通产业乃至于总体经济的安全，其影响存在着异常复杂的作用与实现机制（汪旭晖和杨东星，2011），进一步研究需考虑诸如外资来源差异性、东道国国内经济地理差异性以及其他多方面因素。
研究外资进入流通产业需引入外资来源差异性是依据于流通产业的本土化服务特征，需要对外资商业的母国结构进行考察（纪宝成和李陈华，2012）。外资来源地的不同对东道国产业及企业的差异化影响，常表现在文化相似程度及技术差距等方面。外资进入流通产业，一方面会带来信息技术、物流技术、数据挖掘技术等“硬件技术”，另一方面还需运用诸如供应链管理、品类管理、品牌管理、战略联盟管理以及人力资源管理等“管理技术”，这一系列管理技术能否伴随外资进入东道国持续保持竞争力，则在很大程度上取决于资本的来源地与东道国的文化相似程度。孙焱林和胡松（2004）使用引力模型对中国FDI的来源地及数量进行了研究，得到80%来自亚洲国家和地区，并且在文化因素主导下60%来自中国香港、中国台湾及新加坡的结论。文化相似程度越高，外资越易于进入并迅速渗透当地市场，且在管理技术方面保持持续的比较优势，从而与当地同类或近似行业企业形成竞争关系，挤占甚至逐步形成市场的外资控制；反之，外商在管理技术等方面的优势很难得到发挥，则更倾向于采取合资模式，共同促进当地产业发展（潘镇和鲁明泓，2006）。东道国和外资母国之间技术差距的大小，决定了技术溢出效应的方向和程度（代谦和别朝霞，2006）。在流通产业中，硬件技术的差距会因为资本的注入在短期内缩小，而管理技术的运用必须根据东道国的市场态势、消费习惯与文化差异。然而在已有文献中，鲜有研究对整体外资进行分解，并且讨论不同来源地外资母国与东道国文化差异及技术差距对于特定产业的差异性影响。
外资进入东道国的经济地理差异性对流通企业的差异性影响，需要考虑东道国各区域间的区位及经济发展政策等与开放程度有关的诸多因素。外资企业的区位选择，常受到产业集聚状况及产业分布是否均衡等的影响。张俊妮和陈玉宇（2006）对2001—2002年在中国投资的1万多个外资企业进行分析发现，产业集聚效应在很大程度上影响了外商投资的区位选择。同时，他们的研究还发现，特定地区在特定时期所实施或提供的有利于吸引外资政策和机遇，会对外资在今后相当长一段时期内进入起到推动作用。中国地区间的经济地理特征具有明显的差异，外资进入对流通企业的影响也将表现出极大的不同。汪旭晖和杨东星（2011）的研究发现，外资对中国流通企业的溢出效应呈现东中西部依次减弱的特征。同时，外资商业对于中国流通产业的影响，需将地区布局均衡性作为重要因素来考虑（纪宝成和李陈华，2012）。但是，已有文献未有同时考察经济地理差异性和外资构成对中国流通企业影响的差异性。
基于上述对已有文献的讨论，本文尝试回答三个方面的问题：一是明确整体外资进入对中国流通企业影响的方向和程度，为外资进入是否会挤占从而阻碍中国本土流通企业发展提供判断依据；二是在外资来源差异性视角下，外资构成及结构比例对中国流通企业的影响可否通过文化差异及技术差距进行解释；三是在考察外资构成及东道国经济地理差异性因素的共同作用时，外资进入如何影响中国的流通企业发展。为此，本文采用批发和零售业相关统计数据，构建考虑外资来源地及东道国经济地理差异性的面板数据模型，量化分析外资进入对中国流通企业的影响。
三、模型、数据及结果修正
（一）计量模型
在Hicks中性技术条件下，本文基于Cobb-Douglas生产函数构建外资进入对中国流通产业影响的分析框架。假定流通经济系统主要由总产出（Toupt）、劳动（L）、资本（K）以及代表“知识”的全要素生产率（Total Factor Productivity，TFP）（A）组成（Solow，1957），那么新古典主义语境下的封闭经济分析框架可表示为：
Toupt=A·F（L（t）,K（t））（1）
其中，t表示时间，对应的劳动（L）和资本（K）分别表示为t的函数。然而，在开放经济条件下，式（1）所表示的自给自足经济（Autarky Economy）分析框架已不足以反映对外贸易部门和外资部门的经济活动，其中外资部门的活动可由进入的外资（forinvst）表示，因此式（1）中的资本可进一步分解为内资（dominvst）及外资两个部分。同时，模型需对对外贸易部门的经济活动（Trade（t））进行控制，而Trade（t）则主要涵盖进口（impt）和出口（expt）等两个方面。此外，假定劳动力要素不能在国际间自由流动，那么开放经济条件下外资进入对中国流通企业影响的分析框架可进一步拓展为：
本文采用批发和零售业数据，分析外资进入对于中国流通企业的影响，而流通产业主要包括从事商品流通及为商品流通提供服务的各个行业。商业资本具有明显本土化服务特征，因为外资进入的本质是外商进入，而外商进入的核心是技术进入，因此商业技术的进入是硬件技术与管理技术的共同进入。管理技术的进入具有文化相似性特征，而具有文化相似性的外商的进入会对本土企业形成“挤出效应”。一般地，流通企业的总产出（Toupt）可由在流通过程中带来的价值增值以及提供的各种服务所反映，具体则可由流通企业的主营业务收入（mincome）所表示（汪旭晖和杨东星，2011），进而分析开放经济条件下外资进入为中国流通企业所带来的以总产出为代理变量的整体影响。劳动力要素（L）对流通企业发展的影响，主要体现在实际的劳动力供给为企业带来的产值实现，因此本文以年末的从业人数（empyt）反映历年劳动力要素投入对流通企业增长的影响。此外，为简化模型及便于模拟估计，同时考虑实收资本（rcapt）对企业投资活动的综合反映，本文选取流通企业实收资本作为本文构建分析框架中的资本（K）代理变量。基于此，若暂不区分内资和外资，则可将式（2）写成显函数形式（见式（3）），同时对该方程两边取自然对数（见式（4）），可分别表示为：
其中，i表示地区，β，κ，γ，λ分别表示劳动力要素、资本要素以及开放经济部门中进口和出口对流通产业企业的总体影响。以此为基础，分别对时间和地区进行固定，将（4）改写为计量分析模型形式，即可构建外资进入对中国流通企业影响的基准分析模型：
因此，可通过分析本文所构建模型相关代理变量的系数正负及大小考察开放经济条件下外资进入对中国流通企业的总体影响。若将资本要素细分为内资和外资，则式（6）可进一步扩展为：
在式（8）考察差异性来源外资绝对量进入的基础上，为准确测算外资进入对中国流通企业的影响，尚需从资本构成角度进行深入探讨。假设总的外资进入占总资本投入比例为fratio，而第j个来源地的外资占总资本投入的比例为
。因此，可从外资进入相对比例角度来构建其对中国流通企业的影响模型，即：
在对从业人数、进口和出口变量进行控制的前提下，式（9）表示总的外资进入比例相对于内资比例来说对中国流通企业的影响，式（10）则表示差异性来源的外资进入比例相对于内资投入比例来说所带来的差异化影响，影响的效应及程度可由相关的系数估计结果所反映。
由于外资进入以及其所引致的影响，通常表现出非常强的区位性特征（Dunning，1998），同时还受到其他包括政治、经济、社会环境，特别是开放程度等因素在内的经济地理因素的影响，本文进一步构建经济地理差异性视角下的外资进入对中国流通企业的影响模型。将中国各省（直辖市或自治区）按东部、中部及西部进行划分（m=1，2，3），同时为简化分析，假设不同地区差异性经济地理因素可由其所在区域差异性所反映，进而可将式（7）进一步拓展为：
（二）数据来源及描述
研究数据来源于中国统计局公布的2007—2010年《大中型批发零售和住宿餐饮企业统计年鉴》，而研究区间的选择则局限于中国统计局迄今为止仅公布的2006—2009年相关数据，研究对象包括全国31个省（直辖市或自治区）。①根据研究模型设定的需要，对所选取变量进行取自然对数处理，从而可得所选变量数据的描述性统计结果（见表1）。
（三）计量结果修正
本文以批发和零售业为例，分析开放经济条件下外资进入对中国流通企业的影响。然而，肇始于2008年的国际金融危机，为全球经济带来了巨大冲击，同时也对中国的国内需求以及商品流通产生了显著影响（谷克鉴和陈福中，2012）。由此可见，受国际金融危机外部因素的影响，该时期无论对总体经济还是对各个行业来说，都具有明显的时期效应（Time Effects）（陈福中和陈诚，2012）。而时期效应的存在，必然影响面板数据模型估计结果的精确性（Hsiao，2003）。因此，本文首先对所构建模型可能存在的时期效应进行检验，从而据以对模型估计结果进行修正。判定所构建的面板数据模型是否具有时期效应，常使用似然比（Likelihood Ratio，LR）检验的方法（张晓峒，2009）。②本文检验所构建模型的时期效应步骤如下：第一，假定基准模型没有时期效应并进行回归，并记录此时包含模型系数及误差项方差在内的相关回归结果（nonteffect）；第二，对基准模型施加时期效应限制，并记录回归后的模型设定信息及相关回归结果（teffect）；第三，构造似然比LR统计量，并对其显著性水平进行检验。假设没有时期效应和存在时期效应模型极大似然估计的系数向量和误差项方差分别为和那么nonteffect及teffect可分别表示为：
和
，
，那么nonteffect及teffect可分别表示为：
进一步地，对应的似然比LR统计量可表示为：
因此，根据LR统计量的计算方法及前文对时期效应检验的设定，似然比LR检验应用于本研究的零假设（
）与备择假设（
）分别为：
具体来看，若接受零假设，则说明模型不具有时期效应；反之，则说明模型具有时期效应。
四、实证分析
（一）模型检验与构建
对于横截面维度较大（Large N）、时间维度较小（Small T）的经典面板（Classical Panel），估计偏误（Estimation Bias）常可被忽略，可近似认为相应的回归结果渐近无偏（Asymptotic Unbiased）（Hsiao，2003）。本文所构建的模型对所选取的中国31省（直辖市或自治区）2006—2009年的面板数据进行回归估计，具有横截面维度较大且时间维度较小的经典面板的数据结构特征，因此无需对面板数据的平稳性以及回归结果的协整性进行检验。在面板数据模型的构建过程中，还需对模型是否适用于混合面板（Pooled Panel）、固定效应（Fixed Effects）以及随机效应（Random Effects）进行判定。首先，假定基准模型（见式（6）具有固定效应并对其进行回归估计，可得到判定截面个体差异显著性的F-统计量，即F（30，89）=4.48，说明截面个体存在显著差异。其次，使用Hausman检验对固定效应或随机效应进行判定，可得到该检验的卡方统计量，即
（4）=11.42，模型系数存在非系统性差异的零假设被拒绝。因此，本文所构建的外资进入对中国流通企业的影响模型应进行固定效应回归估计（见表2模型Ⅰ）。
由于本文所选择的数据区间为2006—2009年，正好与本轮国际金融危机存在交集，需对模型是否具有时期效应进行检验，并据此对模型结果进行修正。如前文所述，使用似然比LR检验对模型是否存在时期效应进行判定。结果显示，卡方统计量（3）=27.35，接受零假设的概率为0.0000。因此，本文所构建的外资进入对中国流通企业影响的计量模型存在显著的时期效应，应增加与时期相关的模型设定对回归结果进行修正（见表2模型Ⅱ至Ⅶ）。根据计量分析结果，各模型控制变量（从业人数、进口和出口代理变量）基本都具有较高的显著性水平；在考虑了本轮金融危机可能带来的时期效应之后，各控制变量的数值基本保持稳定（见表2）。
（二）外资进入对中国流通企业的影响：资本来源差异性视角
基于来源差异性视角，同时受数据来源的限制，本文将进入中国流通产业资本分解为“国内资本”、“港澳台资本”以及“外商资本”，后两者统称为“外资”。③根据模型Ⅲ估计结果，进入中国的整体外资并不会对中国流通企业产生显著负面影响。然而，对资本来源差异性进行考察发现，来源于港澳台等地的资本进入，则会对中国流通企业产生5.05%的负面效应；而外商资本对于中国流通企业的影响则不显著（见模型Ⅳ）。港澳台与中国内地有着相似程度非常高的文化背景，这些来源地的资本更易于进入中国内地市场并在管理技术等方面保持持续优势，其资本进入更可能与当地流通企业形成竞争，甚至于挤占当地的市场份额，从而形成外资进入对本土企业的“挤出效应”。港澳台等地与内地的流通企业之间可能存在硬件技术差距，但是这一差距并不明显，或者是没有大到足以使由此而产生的溢出正向效应与文化高度相似而带来的负面影响相抵消的程度。此外，外商资本对中国流通企业的影响回归结果为正，但并不显著。由此可看出，尽管资本其他来源地与中国内地的文化差距大于港澳台等地，但是同时也可能存在比较大的技术差距（如美国和欧盟等发达国家和地区），特别是在仅考虑外资进入的绝对量时，两者对中国流通企业本来就比较小的影响，极有可能彼此正负抵消。同时，尽管其他亚洲国家和地区，如日本、韩国、泰国以及新加坡等与中国的文化差异也较小，但是将这些国家和地区进入中国流通产业的外资与欧美等国家和地区进行加总后，也很有可能降低相应影响的显著性水平。因此，基于资本投入的总量角度，外商资本并不会对中国流通企业产生显著的负面影响，而由于文化相似度较高的原因，港澳台等地资本的进入对于国内流通企业发展则有显著的负效应。
进一步地，本文从相对投入比例的角度，讨论不同来源地资本对中国流通企业的差异性影响。根据模型Ⅴ的估计结果，包括港澳台等地在内的所有外资总投入比例的变化（fratio）对于中国流通企业没有显著影响，这与前文基于绝对量角度的分析结果一致（见模型Ⅲ）。但港澳台等地的资本投入比例（
）增加相对于国内资本投入比例来说，会对流通企业产生显著的负面影响。同时，来源于其他国家和地区的外商资本投入比例（
）增加相对于国内资本来说，则会促进中国流通企业的发展（见模型Ⅵ）。这验证了前文对于绝对量视角下可能存在外资母国与东道国之间文化差异及技术差距所引致的外商资本影响于流通企业效应相互抵消的讨论，同时说明了外商资本进入可能由于较大的技术扩散效应而对中国流通企业发展产生正向促进作用。
（三）外资进入对中国流通企业的影响：东道国经济地理差异性视角
为考察资本来源及东道国经济地理差异性因素的共同作用下外资进入对中国流通企业的差异性影响，本文在控制本轮金融危机所带来的时期效应的同时，设定了不同来源地的外资构成与经济地理差异性（主要是区域差异）的交互项变量。根据模型Ⅶ的估计结果，来源于港澳台等地的资本进入，会对分布于开放程度较高的中国东部及中部地区流通企业产生显著的负面影响，而对西部地区的影响则不明显；而来源于其他国家和地区的外商资本对于中国东中西部地区的流通企业发展的影响都不显著；国内资本对于流通企业的促进作用在中部地区表现较为显著。这说明，港澳台资本进入会“挤出”国内资本对流通企业的投资，但这一负面效应受到经济地理因素，亦即区位和经济发展政策差异等与开放程度相关的因素影响。港澳台等地的资本在东部沿海及中部地区对中国流通企业的影响分别为-8.03%和-9.02%，对应的显著性水平均为5%；而在西部地区对应的影响则不显著。尽管其他来源地的外资进入在各区域对中国流通企业没有显著影响，但这依然可以说明开放程度越高且越是实施鼓励外资进入政策的区域，当地流通企业可能遭受的负面影响越严重。最后，注意到仅中部地区国内资本对流通企业有显著正向影响，可能的原因是东部沿海地区流通企业发展已经达到一定的水平，边际国内资本投入对于流通企业产出的影响不够明显；而西部地区可能流通企业发展不足，国内资本投入对于流通企业发展将具有重要推动作用。
五、研究结论与展望
在开放经济条件下，本文采用2006—2009年中国批发和零售业面板数据，从资本来源差异性及东道国经济地理差异性角度分析外资进入对中国流通企业的影响。考虑到本轮国际金融危机可能带来的时期效应，本文进行了相关检验和模型结果修正。研究发现，无论从总量还是从相对投入比例来看，整体外资进入对中国流通企业均不存在显著负面影响。然而，若资本来源地与东道国文化相似度较高，相应的资本进入就可能与当地流通企业形成竞争，挤占当地市场份额，从而带来负面影响。实证结果表明，港澳台等地资本进入无论从总量还是从相对投入比例来说都会对中国流通企业产生显著的负面影响，而其他来源地外商资本对于中国流通企业不存在显著影响，甚至还可能由于技术扩散效应对中国流通企业有正向的促进作用。同时，若地区开放程度较高，当地流通企业也可能会受到外资进入的冲击。如研究就发现来源于港澳台等地的资本进入会对分布于中国东部及中部地区流通企业产生显著的负面影响，而对西部地区的影响则不明显，而来源于其他国家和地区的外商资本对于中国各地区的流通企业的影响都不显著。本文作者已将以上研究结论与业界一些资深管理者沟通，他们从自身的经营与竞争状况评价，多数人士支持上述结论。
自2004年12月以来，中国流通产业逐步向外资开放，所受到的影响也随着经济开放程度的提高而发生着深刻变化。中国流通企业如何应对外资进入所带来的冲击并促进该产业平稳发展，将成为今后较长时期内学界与业界亟待解决的问题。尽管本文从外资来源差异性以及东道国经济地理差异性两个角度，讨论开放经济条件下外资进入对中国流通企业的影响并得到了具有重要价值的结论，但尚未解决外资进入是否会影响中国消费者福利及是否会影响流通产业安全等方面的问题。因此，后续研究可考虑从如下方面进行拓展：一是构建开放经济条件下的外资进入对中国消费者福利的影响函数，测算外资进入对中国流通企业以及对应消费者的关联性影响；二是对本文模型进行拓展，分析外资进入对中国流通产业的影响，并讨论外资进入对该产业的产业安全的作用大小和方向；三是构建外资进入对消费者——流通企业——流通产业影响的一般均衡分析系统，模拟外资进入变化对中国流通体系可能带来的全方位影响，为相关政策制定提供意见和建议。
注释：
①各省（直辖市或自治区）分别如下：北京市、天津市、河北省、山西省、内蒙古自治区、辽宁省、吉林省、黑龙江省、上海市、江苏省、浙江省、安徽省、福建省、江西省、山东省、河南省、湖北省、湖南省、广东省、广西壮族自治区、海南省、四川省、重庆市、贵州省、云南省、西藏自治区、陕西省、甘肃省、青海省、宁夏回族自治区、新疆维吾尔自治区等。部分省（直辖市或自治区），特别是位于西部地区的批发和零售业外资与进出口数据缺失严重，如西藏自治区、宁夏回族自治区及新疆维吾尔自治区等。因此，为保证样本数量及计量结果准确性，若该省（直辖市或自治区）在研究区间内所有年份对应数据全部缺失，则让对应指标为1，取自然对数后为0，防止取自然对数后出现负值影响估计结果；若并非所有年份数据缺失的，则对变量缺失值赋以均值。
②实际上是对无时期效应的模型施加了一个时期变量系数为0的限制，并在此基础上检验根据时期效应与无时期效应模型极大似然估计结果所构建的LR统计量的显著性水平。LR检验的基本原理是若施加的限制条件成立，那么施加限制后的模型与未施加限制的模型的对数似然函数极大值应相等。
③由于《大中型批发零售和住宿餐饮企业统计年鉴》对其他来源地外资的统计并未给出具体的国别统计资料，本文无法对外资来源地进一步进行细分，同时港澳台资本投入与外商资本投入共同构成前文所述之外资总投入。
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