外商直接投资的溢出效应研究

柏丽

内容摘要：本文基于商贸流通业的视角，采用2009-2014年省级面板数据构建面板计量模型，探究外商直接投资对国内商贸流通业的溢出效应，并进行区域差异分析，同时进一步研究商贸流通业FDI溢出效应的影响因素。结果发现，商贸流通业的FDI存在正向溢出效应，影响程度按大小梯度划分为东部、中部和西部，但西部地区溢出效应并不显著；基础设施建设、市场化程度对地区商贸流通业FDI溢出效应产生一定程度的影响。最后，基于上述研究提出相关政策建议。

关键词：外商直接投资 溢出效应 商贸流通业 影响因素

中图分类号：F830 文献标识码：A

引言与文献综述

随着我国经济体制改革的逐步深化，外商来华投资成为拉动经济发展、提升居民收入水平的重要力量。2011年之后，我国人口红利的消退，劳动力成本不断攀升，金融市场改革的推进，商贸流通业需求呈现指数型递增。外资企业逐步将投资领域深化至零售行业，以家乐福、沃尔玛为代表的外资零售巨头开始抢占我国消费市场，加剧了我国零售行业的竞争。商贸流通业作为连接生产与消费的中间环节，对经济发展具有重要作用，商贸流通业外资企业会挤出内资企业在该行业市场份额，但外商直接投资则在产品供给、区位选择、管理经验、企业运营、人才培养等方面产生溢出效应。但溢出效应的影响行为是否有益于地区商贸流通业的发展、上述溢出效应的影响因素又为如何？基于上述问题，本文将通过构建面板计量模型，通过实证分析的方法探究商贸流通业FDI的溢出效应及其影响因素，以期为地区内外资商贸流通业的发展提出建议。

商贸流通业FDI溢出效应的研究相对较少，多数学者是基于制造业、金融业等行业来探究FDI可能存在的溢出效應，但其对本文研究仍有一定的借鉴意义。首先是FDI溢出效应存在性的问题。Aslanoglu（2000）研究FDI对土耳其经济发展的溢出效应，认为外商直接投资可以显著地促进土耳其制造业技术水平的提升；但Driffield（2001）认为FDI对于东道国经济发展存在负向溢出效应和不存在溢出效应。针对中国市场的研究，学者对于不同时期、不同行业、不同方法的研究，同样得出不同的研究结论（蒋殿春等，2008）。就商贸流通业而言，汪旭晖等（2011）发现我国商贸流通业FDI在行业内存在显著的正向溢出效应，且存在明显的区域差异，并认为FDI溢出效应通过示范、竞争、产业关联和人力资源流动四个途径对我国商贸流通业的自主创新产生影响；崔日明等（2012）认为我国服务业FDI通过资本补缺、技术外溢、竞争与示范和收入增加促进服务业结构的优化升级；李志波（2013）通过探讨FDI溢出效应的机理，研究驱动其发挥作用、产生效能的市场机制，阐述在数据处理、信息决策、现代物流、服务能力等方面如何促进FDI产生高质量、高水平的溢出效应；徐洁（2015）发现FDI对于我国进出口贸易经济的确产生显著的影响效应。综上所述，鲜有学者单独研究商贸流通业FDI溢出效应及其区域差异、行业差异和影响因素，本文基于上述视角，通过实证分析探究其具体效应，并提出可行性政策建议。

研究设计

（一）模型设定

本文所研究的模型分为两个，其一是商贸流通业FDI溢出效应模型，其二是商贸流通业FDI溢出效应影响因素探究模型。就前者而言，参考汪旭晖等（2011）的做法，采用内资部门和外资部门体制下的两部门经济进行分析。

模型一：商贸流通业FDI溢出效应计量模型。

两部门经济体制的基本模型为：

对于上述模型进行取对数，并添加常数项后，计量模型变形为：

式中，Yi表示国内商贸流通业的总产值水平，Li和Ki表示国内商贸流通业的劳动力从业数量和资本存量，K1o表示国内商贸流通业外资企业的资本存量，K2o表示对国内商贸流通业各产生溢出效应的外资企业的资本存量，α，β表示国内商贸流通业行业劳动力从业数量和资本存量的边际产出弹性，χ，δ表示商贸流通业的行业内和行业间的溢出效应。就溢出效应分类而言，若χ+δ>0，则表示商贸流通业内和行业间存在正向溢出；若χ+δ<0，则表示溢出效应为负；若χ+δ=0，则表示不存在溢出效应。考虑到本文研究的核心是商贸流通业FDI的溢出效应，故剔除K2o，得到如下模型：

剔除K2o之后，χ则表示商贸流通业中外资企业的资本积累对内资企业产出的影响程度。若χ>0，则表示该行业外资企业存在正向溢出效应；若χ<0，则表示存在负向溢出效应；若χ=0，则表示不存在溢出效应。

模型二：商贸流通业FDI溢出效应影响因素探究的计量模型。

商贸流通业FDI外资企业对行业内资企业溢出效应前提是在该地区进行投资，之后对于产生溢出效应的地区，内资企业对于该溢出效应的吸纳能力同样是影响投资的因素。本文同时将地区经济发展水平、市场化程度、基础设施建设水平纳入计量模型。经济发展水平越高，地区居民商贸流通业需求和消费潜力越大，外资企业具有相对较强的意愿进行投资；市场化程度越高，外资企业入驻的门槛越低，外资企业入驻的可能性越大；基础设施建设水平越高，外资企业投资后的交通运输成本在可控范围之内，企业交易效率水平均有所保证，外资企业溢出效应产生可能性越大。基于上述分析，构建如下模型：

式中，GDP表示地区经济发展水平，MAR表示地区市场化程度，FAR表示地区基础设施水平。

（二）变量说明与数据来源

考虑到数据的可得性和数据统计口径的一致性，研究时间段设定为2009-2014年。商贸流通业主要指商贸产业及其服务于商贸产业的流通行业，涵盖范畴较为广泛，本文选择批发、零售和餐饮三个行业来替代商贸流通业。商贸流通业总产出水平（Y）采用限额以上批发业、零售业、餐饮业主营业务收入之和表示。商贸流通业内资企业的劳动力从业数量（L）采用内资商贸流通企业年末从业人数衡量。内资商贸流通业资本存量（Ki）采用企业总资产测度，而外资商贸流通业资本存量（Ko）同样采用相关外资企业的总资产进行测度。经济发展水平（GDP）采用地区人均国内生产总值表示。市场化程度（MAR）采用商贸流通业中外资企业从业人数与内外资企业从业员工总数之比进行测度。基础设施水平（FAR）采用地区公路、铁路、航运货运量及其里程数两方面考虑，之后采用熵值法进行客观赋权重进行测度。所有数据均来源于2010-2015年的《中国统计年鉴》。

实证分析

（一）商贸流通业FDI溢出效应计量分析

区域经济发展异质性是我国经济发展的显著特征，为进一步体现区域差异，本文将研究对象在区域上进行分类，具体为东部地区、中部地区和西部地区。模型一属于静态面板计量模型，参数估计方法主要采用面板固定效应（FE）和面板随机效应（RE）。参考Hausman检验结果，表1中参数估计均采用面板固定效应（FE）进行估算。修正的拟合优度（A-R2）均在0.830之上，表征解释变量至少可以解释被解释变量变动范围的83%，且存在显著的区域差异，东部地区最高，中部地区和西部地区相近。

商贸流通业从业人数（L）和内资企业资本存量（Ki）的回归系数均为正，表示劳动力要素和资本要素均是促进商贸流通业发展的主要生产要素，符合基本的经济增长理论，但存在显著的区域差异。就从业人数而言，其对商贸流通业总产值的影响系数分别为0.107、0.085、0.223、0.346，均通过了显著性水平为5%的假设检验，但影响程度由大到小依次是西部、中部、东部，主要是因为商贸流通业主要涉及批发、零售、餐饮、住宿及服务于上述行业的流通业等，西部地区地形地貌复杂，经济发展水平低，居民居住集聚程度小，适合于现代大都市发展的流通体系完善程度偏低，运营成本高。相反中部地区具有明显的地域优势，是连接我国东西、南北的重要交通枢纽，地势平坦，有利于商贸流通业运输、经营，但其经济发展水平居中，其商贸流通业需求远不及东部地区。东部地区经济发展水平较高，高新园区较多，外资企业投资规模和力度较大。就内资企业资本存量（Ki）而言，其对商贸流通业的影响程度由大到小依次是东部、中部和西部，主要是由于地区经济发展水平所决定的，这也符合上述从业人数的分析。

就商贸流通业FDI溢出效应（Ko）而言，全国层面的回归系数为0.204，且通过了显著性水平为1%的假设检验，表明外资商贸流通业的注入虽然增大了本土企业的市场竞争，但它促进内资企业在管理、运营、技术等方面进行创新。统计上看，商贸流通业FDI资本存量每提升1%，其溢出程度达到0.204%。从区域层面来看，三地区商贸流通业FDI溢出效应均为正，但西部地区回归系数并未通过一定水平的显著性检验。主要是因为西部地区市场需求较小，在地方政府设定贸易门槛的前提下，政府优先发展内资企业，以提升地区居民就业率、增加政府税收、提升企业税负。而中东部地区的市场竞争能力较大，针对外资企业的政策优惠力度大，企业投资意愿较强，吸引力中西部地区农村剩余劳动力的转移，其溢出效应较为明显。

（二）商贸流通业FDI溢出效应影响因素计量分析

表2给出了商贸流通业FDI溢出效应影响因素模型回归结果，参数估计时本文采用面板固定效应（FE）模型进行回归。据表可知，修正的拟合优度（A-R2）达到0.920，表示模型设定的自变量解释了因变量92%的波动，具有较好的拟合效果。就基本影响因素而言，商贸流通业从业人数（L）和内资企业的资本存量（Ki）的回归系数分别为0.335和0.769，均通过了显著性水平为1%的假设检验，表明适度的人口红利和资本投入均可以有效提升商贸流通业的发展规模。但资本存量的边际产出弹性大于劳动力的边际产出弹性，随着社会通信技术水平的提高，个人边际产出水平增加幅度会更大，生产所需劳动力总人数增加幅度远小于资本增加幅度。主要是因为，现代通信技术水平比较发达、地区时间距离大幅缩小、贸易谈判效率提升、市场交易时间成本和交通成本大幅缩减。资本投入越大，上述效应越明显。

就溢出效应而言，经济发展水平（GDP）对商贸流通业FDI溢出效应产生了负向影响，影响系数为-0.094，但并未通过一定显著性水平的假设检验。而市场化程度（MAR）、基础设施建设水平（FAR）回归系数为正，分别为0.028和0.019，且均通过了显著性水平为1%的假设检验。呈现出上述回归结果可能是由于如下原因：其一，经济发展水平越高，侧面体现地区商贸流通业需求越大，但其商贸流通业内资企业也具有一定的规模，且在管理模式、运营体系、技术水平、国际化拓展等方面均处在同行业前端，因此商贸流通业FDI引致的竞争效应大于其示范效应，抑制示范效应的溢出性。其二，地区市场化程度越高，商贸流通业FDI投资门限少，手续办理压缩，贸易交易优化，市场竞争性强，引致地区商贸流通业处于螺旋上升的变化趋势中，由此可以显著促进本地区和外资企业的学习、模仿、创新。其三，地区基础设施水平越高，地域之间的交通距离和时间成本均有所压缩，贸易交易的交通成本甚至是时间成本均会得到有效控制，相比较适宜企业进行产品生产、宣传与销售。

政策建议

本文基于2009-2014年省级面板数据，通过构建面板计量模型，探究了商贸流通业FDI溢出效应及其影响因素。基于研究结论，提出如下建议：

第一，拓展商贸流通业FDI利用深度与广度，统筹东、中、西三地区均衡发展。研究表明商贸流通业FDI存在一定的正向溢出效应，但影响程度和统计检验显著性存在差异。启示决策当局应进一步采取政策引导的措施，积极引进外资流通业的进入，但中央政府和地方政府应倾向着重支持中西部地区的流通业外商投资，对于东部地区应从重视数量向重视质量转移。同时，制定均衡合理的城市发展规划，避免地区盲目恶性竞争。

第二，加强地区交通基础设施建设，优化商贸流通业FDI投资条件。地区交通基础设施是流通业FDI投资的前提，政府应联合企业制定适合于商贸企业发展的综合物流体系或个体物流网点，尽可能地降低商品运输时间，提升运营流转效率。政府应加大基建设施投资，适度革新基建设施使用条例，最大限度提高基建设施使用效率。企业层面可以成立商贸流通业行业协会，综合协调不同地区间贸易往来问题，降低谈判时间和交易成本。同时在征信系统方面，建立信用记录和合理的调用制度，保证商贸流通业持续健康发展。

第三，注重强化市场化竞争，提升流通内资企业创新力。以沃尔玛、家乐福为代表的国际知名零售企业开拓我国市场，主要是因为其强大的业务模式和经营能力。一方面刺激我国商贸企业快速发展，迅速占领本地市场份额，拓展行业影响力；另一方面，企业应积极学习外资企业先进的经营模式、物流配送体系、人才培训等经验，在提升企业规模的同时，积极涉足国际市场，使我国商贸零售企业走出国门，拓展海外市场。而实现上述目标的关键在于进一步强化市场化竞争，提升流通内资企业的创新能力。

参考文献：

1.蒋殿春，张宇.经济轉型与外商直接投资技术溢出效应[J].经济研究，2008（7）

2.孙洁.外商直接投资对我国外贸经济的影响分析[J].商业经济研究，2015（34）

3.汪旭晖，黄睿. FDI溢出效应对我国商贸流通业自主创新的影响研究[J].财经问题研究，2011（9）

4.崔日明，张志明.服务业FDI与我国服务业结构优化：机理分析与实证研究[J].辽宁大学学报（哲学社会科学版），2012（1）

5.李志波.零售业FDI溢出效应的影响因素与市场机制研究[J].财会月刊，2013（3）