外商直接投資的溢出效應研究

柏麗

內容摘要：本文基于商貿流通業的視角，采用2009-2014年省級面板數據構建面板計量模型，探究外商直接投資對國內商貿流通業的溢出效應，并進行區域差異分析，同時進一步研究商貿流通業FDI溢出效應的影響因素。結果發現，商貿流通業的FDI存在正向溢出效應，影響程度按大小梯度劃分為東部、中部和西部，但西部地區溢出效應并不顯著；基礎設施建設、市場化程度對地區商貿流通業FDI溢出效應產生一定程度的影響。最后，基于上述研究提出相關政策建議。

關鍵詞：外商直接投資 溢出效應 商貿流通業 影響因素

中圖分類號：F830 文獻標識碼：A

引言與文獻綜述

隨著我國經濟體制改革的逐步深化，外商來華投資成為拉動經濟發展、提升居民收入水平的重要力量。2011年之后，我國人口紅利的消退，勞動力成本不斷攀升，金融市場改革的推進，商貿流通業需求呈現指數型遞增。外資企業逐步將投資領域深化至零售行業，以家樂福、沃爾瑪為代表的外資零售巨頭開始搶占我國消費市場，加劇了我國零售行業的競爭。商貿流通業作為連接生產與消費的中間環節，對經濟發展具有重要作用，商貿流通業外資企業會擠出內資企業在該行業市場份額，但外商直接投資則在產品供給、區位選擇、管理經驗、企業運營、人才培養等方面產生溢出效應。但溢出效應的影響行為是否有益于地區商貿流通業的發展、上述溢出效應的影響因素又為如何？基于上述問題，本文將通過構建面板計量模型，通過實證分析的方法探究商貿流通業FDI的溢出效應及其影響因素，以期為地區內外資商貿流通業的發展提出建議。

商貿流通業FDI溢出效應的研究相對較少，多數學者是基于制造業、金融業等行業來探究FDI可能存在的溢出效應，但其對本文研究仍有一定的借鑒意義。首先是FDI溢出效應存在性的問題。Aslanoglu（2000）研究FDI對土耳其經濟發展的溢出效應，認為外商直接投資可以顯著地促進土耳其制造業技術水平的提升；但Driffield（2001）認為FDI對于東道國經濟發展存在負向溢出效應和不存在溢出效應。針對中國市場的研究，學者對于不同時期、不同行業、不同方法的研究，同樣得出不同的研究結論（蔣殿春等，2008）。就商貿流通業而言，汪旭暉等（2011）發現我國商貿流通業FDI在行業內存在顯著的正向溢出效應，且存在明顯的區域差異，并認為FDI溢出效應通過示范、競爭、產業關聯和人力資源流動四個途徑對我國商貿流通業的自主創新產生影響；崔日明等（2012）認為我國服務業FDI通過資本補缺、技術外溢、競爭與示范和收入增加促進服務業結構的優化升級；李志波（2013）通過探討FDI溢出效應的機理，研究驅動其發揮作用、產生效能的市場機制，闡述在數據處理、信息決策、現代物流、服務能力等方面如何促進FDI產生高質量、高水平的溢出效應；徐潔（2015）發現FDI對于我國進出口貿易經濟的確產生顯著的影響效應。綜上所述，鮮有學者單獨研究商貿流通業FDI溢出效應及其區域差異、行業差異和影響因素，本文基于上述視角，通過實證分析探究其具體效應，并提出可行性政策建議。

研究設計

（一）模型設定

本文所研究的模型分為兩個，其一是商貿流通業FDI溢出效應模型，其二是商貿流通業FDI溢出效應影響因素探究模型。就前者而言，參考汪旭暉等（2011）的做法，采用內資部門和外資部門體制下的兩部門經濟進行分析。

模型一：商貿流通業FDI溢出效應計量模型。

兩部門經濟體制的基本模型為：

對于上述模型進行取對數，并添加常數項后，計量模型變形為：

式中，Yi表示國內商貿流通業的總產值水平，Li和Ki表示國內商貿流通業的勞動力從業數量和資本存量，K1o表示國內商貿流通業外資企業的資本存量，K2o表示對國內商貿流通業各產生溢出效應的外資企業的資本存量，α，β表示國內商貿流通業行業勞動力從業數量和資本存量的邊際產出彈性，χ，δ表示商貿流通業的行業內和行業間的溢出效應。就溢出效應分類而言，若χ+δ>0，則表示商貿流通業內和行業間存在正向溢出；若χ+δ<0，則表示溢出效應為負；若χ+δ=0，則表示不存在溢出效應。考慮到本文研究的核心是商貿流通業FDI的溢出效應，故剔除K2o，得到如下模型：

剔除K2o之后，χ則表示商貿流通業中外資企業的資本積累對內資企業產出的影響程度。若χ>0，則表示該行業外資企業存在正向溢出效應；若χ<0，則表示存在負向溢出效應；若χ=0，則表示不存在溢出效應。

模型二：商貿流通業FDI溢出效應影響因素探究的計量模型。

商貿流通業FDI外資企業對行業內資企業溢出效應前提是在該地區進行投資，之后對于產生溢出效應的地區，內資企業對于該溢出效應的吸納能力同樣是影響投資的因素。本文同時將地區經濟發展水平、市場化程度、基礎設施建設水平納入計量模型。經濟發展水平越高，地區居民商貿流通業需求和消費潛力越大，外資企業具有相對較強的意愿進行投資；市場化程度越高，外資企業入駐的門檻越低，外資企業入駐的可能性越大；基礎設施建設水平越高，外資企業投資后的交通運輸成本在可控范圍之內，企業交易效率水平均有所保證，外資企業溢出效應產生可能性越大。基于上述分析，構建如下模型：

式中，GDP表示地區經濟發展水平，MAR表示地區市場化程度，FAR表示地區基礎設施水平。

（二）變量說明與數據來源

考慮到數據的可得性和數據統計口徑的一致性，研究時間段設定為2009-2014年。商貿流通業主要指商貿產業及其服務于商貿產業的流通行業，涵蓋范疇較為廣泛，本文選擇批發、零售和餐飲三個行業來替代商貿流通業。商貿流通業總產出水平（Y）采用限額以上批發業、零售業、餐飲業主營業務收入之和表示。商貿流通業內資企業的勞動力從業數量（L）采用內資商貿流通企業年末從業人數衡量。內資商貿流通業資本存量（Ki）采用企業總資產測度，而外資商貿流通業資本存量（Ko）同樣采用相關外資企業的總資產進行測度。經濟發展水平（GDP）采用地區人均國內生產總值表示。市場化程度（MAR）采用商貿流通業中外資企業從業人數與內外資企業從業員工總數之比進行測度。基礎設施水平（FAR）采用地區公路、鐵路、航運貨運量及其里程數兩方面考慮，之后采用熵值法進行客觀賦權重進行測度。所有數據均來源于2010-2015年的《中國統計年鑒》。

實證分析

（一）商貿流通業FDI溢出效應計量分析

區域經濟發展異質性是我國經濟發展的顯著特征，為進一步體現區域差異，本文將研究對象在區域上進行分類，具體為東部地區、中部地區和西部地區。模型一屬于靜態面板計量模型，參數估計方法主要采用面板固定效應（FE）和面板隨機效應（RE）。參考Hausman檢驗結果，表1中參數估計均采用面板固定效應（FE）進行估算。修正的擬合優度（A-R2）均在0.830之上，表征解釋變量至少可以解釋被解釋變量變動范圍的83%，且存在顯著的區域差異，東部地區最高，中部地區和西部地區相近。

商貿流通業從業人數（L）和內資企業資本存量（Ki）的回歸系數均為正，表示勞動力要素和資本要素均是促進商貿流通業發展的主要生產要素，符合基本的經濟增長理論，但存在顯著的區域差異。就從業人數而言，其對商貿流通業總產值的影響系數分別為0.107、0.085、0.223、0.346，均通過了顯著性水平為5%的假設檢驗，但影響程度由大到小依次是西部、中部、東部，主要是因為商貿流通業主要涉及批發、零售、餐飲、住宿及服務于上述行業的流通業等，西部地區地形地貌復雜，經濟發展水平低，居民居住集聚程度小，適合于現代大都市發展的流通體系完善程度偏低，運營成本高。相反中部地區具有明顯的地域優勢，是連接我國東西、南北的重要交通樞紐，地勢平坦，有利于商貿流通業運輸、經營，但其經濟發展水平居中，其商貿流通業需求遠不及東部地區。東部地區經濟發展水平較高，高新園區較多，外資企業投資規模和力度較大。就內資企業資本存量（Ki）而言，其對商貿流通業的影響程度由大到小依次是東部、中部和西部，主要是由于地區經濟發展水平所決定的，這也符合上述從業人數的分析。

就商貿流通業FDI溢出效應（Ko）而言，全國層面的回歸系數為0.204，且通過了顯著性水平為1%的假設檢驗，表明外資商貿流通業的注入雖然增大了本土企業的市場競爭，但它促進內資企業在管理、運營、技術等方面進行創新。統計上看，商貿流通業FDI資本存量每提升1%，其溢出程度達到0.204%。從區域層面來看，三地區商貿流通業FDI溢出效應均為正，但西部地區回歸系數并未通過一定水平的顯著性檢驗。主要是因為西部地區市場需求較小，在地方政府設定貿易門檻的前提下，政府優先發展內資企業，以提升地區居民就業率、增加政府稅收、提升企業稅負。而中東部地區的市場競爭能力較大，針對外資企業的政策優惠力度大，企業投資意愿較強，吸引力中西部地區農村剩余勞動力的轉移，其溢出效應較為明顯。

（二）商貿流通業FDI溢出效應影響因素計量分析

表2給出了商貿流通業FDI溢出效應影響因素模型回歸結果，參數估計時本文采用面板固定效應（FE）模型進行回歸。據表可知，修正的擬合優度（A-R2）達到0.920，表示模型設定的自變量解釋了因變量92%的波動，具有較好的擬合效果。就基本影響因素而言，商貿流通業從業人數（L）和內資企業的資本存量（Ki）的回歸系數分別為0.335和0.769，均通過了顯著性水平為1%的假設檢驗，表明適度的人口紅利和資本投入均可以有效提升商貿流通業的發展規模。但資本存量的邊際產出彈性大于勞動力的邊際產出彈性，隨著社會通信技術水平的提高，個人邊際產出水平增加幅度會更大，生產所需勞動力總人數增加幅度遠小于資本增加幅度。主要是因為，現代通信技術水平比較發達、地區時間距離大幅縮小、貿易談判效率提升、市場交易時間成本和交通成本大幅縮減。資本投入越大，上述效應越明顯。

就溢出效應而言，經濟發展水平（GDP）對商貿流通業FDI溢出效應產生了負向影響，影響系數為-0.094，但并未通過一定顯著性水平的假設檢驗。而市場化程度（MAR）、基礎設施建設水平（FAR）回歸系數為正，分別為0.028和0.019，且均通過了顯著性水平為1%的假設檢驗。呈現出上述回歸結果可能是由于如下原因：其一，經濟發展水平越高，側面體現地區商貿流通業需求越大，但其商貿流通業內資企業也具有一定的規模，且在管理模式、運營體系、技術水平、國際化拓展等方面均處在同行業前端，因此商貿流通業FDI引致的競爭效應大于其示范效應，抑制示范效應的溢出性。其二，地區市場化程度越高，商貿流通業FDI投資門限少，手續辦理壓縮，貿易交易優化，市場競爭性強，引致地區商貿流通業處于螺旋上升的變化趨勢中，由此可以顯著促進本地區和外資企業的學習、模仿、創新。其三，地區基礎設施水平越高，地域之間的交通距離和時間成本均有所壓縮，貿易交易的交通成本甚至是時間成本均會得到有效控制，相比較適宜企業進行產品生產、宣傳與銷售。

政策建議

本文基于2009-2014年省級面板數據，通過構建面板計量模型，探究了商貿流通業FDI溢出效應及其影響因素。基于研究結論，提出如下建議：

第一，拓展商貿流通業FDI利用深度與廣度，統籌東、中、西三地區均衡發展。研究表明商貿流通業FDI存在一定的正向溢出效應，但影響程度和統計檢驗顯著性存在差異。啟示決策當局應進一步采取政策引導的措施，積極引進外資流通業的進入，但中央政府和地方政府應傾向著重支持中西部地區的流通業外商投資，對于東部地區應從重視數量向重視質量轉移。同時，制定均衡合理的城市發展規劃，避免地區盲目惡性競爭。

第二，加強地區交通基礎設施建設，優化商貿流通業FDI投資條件。地區交通基礎設施是流通業FDI投資的前提，政府應聯合企業制定適合于商貿企業發展的綜合物流體系或個體物流網點，盡可能地降低商品運輸時間，提升運營流轉效率。政府應加大基建設施投資，適度革新基建設施使用條例，最大限度提高基建設施使用效率。企業層面可以成立商貿流通業行業協會，綜合協調不同地區間貿易往來問題，降低談判時間和交易成本。同時在征信系統方面，建立信用記錄和合理的調用制度，保證商貿流通業持續健康發展。

第三，注重強化市場化競爭，提升流通內資企業創新力。以沃爾瑪、家樂福為代表的國際知名零售企業開拓我國市場，主要是因為其強大的業務模式和經營能力。一方面刺激我國商貿企業快速發展，迅速占領本地市場份額，拓展行業影響力；另一方面，企業應積極學習外資企業先進的經營模式、物流配送體系、人才培訓等經驗，在提升企業規模的同時，積極涉足國際市場，使我國商貿零售企業走出國門，拓展海外市場。而實現上述目標的關鍵在于進一步強化市場化競爭，提升流通內資企業的創新能力。

參考文獻：

1.蔣殿春，張宇.經濟轉型與外商直接投資技術溢出效應[J].經濟研究，2008（7）

2.孫潔.外商直接投資對我國外貿經濟的影響分析[J].商業經濟研究，2015（34）

3.汪旭暉，黃睿. FDI溢出效應對我國商貿流通業自主創新的影響研究[J].財經問題研究，2011（9）

4.崔日明，張志明.服務業FDI與我國服務業結構優化：機理分析與實證研究[J].遼寧大學學報（哲學社會科學版），2012（1）

5.李志波.零售業FDI溢出效應的影響因素與市場機制研究[J].財會月刊，2013（3）