我国商贸流通业外资进入的就业门槛效应研究

龙金茹 钟昌标

1 引 言

商贸流通业因其具有较强的就业带动能力和就业吸纳能力，被国内外学者冠以“就业机器”的称号。不管是国外发达国家，还是仍处于发展中的中国，商贸流通业在推动社会充分就业方面都做出了巨大的贡献。如我国的邻国韩国，2017年商贸流通业的就业贡献率就达到了23.5%，日本为22.2%①商贸流通业的就业贡献率=商贸流通业当年就业人数增量/全行业当年就业人数增量×100%，数据来源于https://www.wto.org/。。中国国家统计局的统计资料显示，2017年我国商贸流通业创造就业岗位1686.7万个，占全国就业总人口的9.56%，是第三产业就业的重要组成部分。此外，商贸流通业还是贯穿产品生产和消费的中枢产业，具有较强的产业关联度，能够极大地带动关联产业的就业，这也就决定了商贸流通业在国民经济中的基础地位和先导地位。

然而，随着经济全球化浪潮席卷世界，我国商贸流通业于2004年12月全面对外资开放，以沃尔玛、家乐福为代表的外资商贸流通企业以井喷之势抢占中国市场，近年来更是加快了布局我国三、四线城市的步伐。来自中经网的数据显示，2004年我国商贸流通业FDI总额为5012.3亿元，而2017年该数值达到了30182.4亿元，14年间外资进入规模增长了将近6倍。大量外资涌入给我国商贸流通业带来了新的经营模式和管理理念，重塑了商贸流通业的产业生态，在促进我国商贸流通业发展的同时，也极有可能对就业市场造成复杂的影响。

关于外资进入对商贸流通业的影响，国内外学者研究观点存在较大的分歧。部分学者认为外资进入能够促进东道主国家商贸流通业的发展，认为国外资本投资于东道国的商贸流通业，在缓解东道国商贸流通业技术、资金和管理等方面的缺陷具有积极的正面效应，带动了东道国商贸流通业走向世界前列水平。如Mundra等（2013）［1］考察了FDI对印度商贸流通业安全造成的影响，通过实证分析作者发现印度商贸流通业引入FDI能够大幅度地刺激经济增长，虽然引入FDI的同时也对印度商贸流通业生态造成了一定的威胁，但总体而言，引入FDI的正面作用要明显高于其弊端。Desti（2014）［2］研究了东南亚国家引入FDI对商贸流通业的影响，作者采用问卷调查的研究方法，走访调查了1000多家制造业企业，得出的结论是引入FDI对商贸流通业的正面作用要高于其负面作用。林霜（2019）［3］研究了外资进入我国商贸流通业的合资、跨国并购、独资和委托管理四种方式，及其对我国商贸流通业的影响，作者研究发现外资以跨国并购和独资的方式进入我国，会给流通业带来一些正面效应，包括带来雄厚的资本，提升了国内流通企业的技术运用水平，创造大量的就业机会等。

与此同时，部分学者认为，商贸流通业外资的进入也带来了一些负面影响，如损害了东道国商贸流通业的渠道资源，导致东道国民族工业的边缘化，同时也对东道国的就业市场造成一定的冲击。Atkin（2015）［4］以墨西哥制造业零售商为研究样本，通过采用福利分析范式研究了墨西哥制造业零售商引入FDI的经济后果，研究发现墨西哥制造业零售商引入FDI带来了两种负面的后果，一是零售商利润降低，二是本地零售商被迫挤出市场。 Prior和Sykes（2016）［5］以中国商贸流通业为研究对象，采用因子分析法分析了商贸流通业引入FDI的经济学后果，研究发现随着中国商贸流通业不断地引入FDI，中国商贸流通业安全性也随之降低，呈现出一种不安全的状态。我国学者黄漫宇（2012）［6］研究了我国商贸流通业引入FDI对商贸流通业安全的影响，作者研究认为我国商贸流通业引入FDI对商贸流通业的控制力、竞争力和发展力都造成负面影响，对产业控制力造成的影响主要通过资本、所有权和市场实现，对产业竞争力造成的影响主要包括技术影响、地段影响和品牌影响，对产业发展力造成的影响主要体现为对生存与发展环境的负面影响和渠道垄断的作用。陈福中和刘向东（2013）［7］基于开放经济条件，以批发和零售业企业为研究样本，研究了引入FDI对我国流通企业的影响，实证研究发现，引入FDI整体上并不会对我国流通企业造成负面冲击，但是一旦区分FDI的来源和地区开放程度，部分地区（以西部地区为主）的流通企业则可能受到负面影响。黄雨婷（2017）［8］研究了我国流通业引入外资对就业的影响，作者采用面板门槛回归模型，以我国各省市商贸流通业为研究样本，研究发现了流通业引入外资会对流通业就业造成“漏斗形”的非线性影响，会给我国大部分地区造成就业危机。

此外，还有一部分研究学者秉持着中立的观点看待东道国商贸流通业引入FDI的效应，如Bhattacharyya（2018）［9］以印度商贸流通业为研究对象，综合运用理论分析和价值判断的研究方法，探索了印度商贸流通业引入FDI造成的影响，作者研究发现印度商贸流通业引入FDI存在正反两个方面的效应，正面效应体现为引入FDI能够促进本土商贸流通企业现代化发展，从而带动经济增长；负面效应体现为引入FDI可能带来垄断，并引发恶性竞争。Suyant和Salim（2020）［9］根据南亚新兴劳动力市场的数据，研究了商贸流通业就业与外资流入的关系，发生两者之间的关系受到其他变量的调节。

综合以上文献，关于商贸流通业外资进入对就业的影响，国外的研究成果比较丰硕，且理论分析与实证分析均比较丰富，但是国内的研究就比较有限，且以理论分析为主，鲜有学者从实证计量的角度考察商贸流通业外资进入对就业的影响。有鉴于此，本文基于我国商贸流通业的省级面板数据，采用门限回归模型，量化分析外资进入对我国商贸流通业就业的影响。本文的边际贡献主要体现在：一是，研究视角上，正视了我国商贸流通业外资进入的负面效应，采用实证的研究方法考量了这种负面效应，有助于引起政策制定者的关注，从维护国家产业安全的视角出台政策妥善应对商贸流通业的外资进入行为。二是，研究方法上，本文采用面板门槛回归，检验了外资进入对我国商贸流通业就业的非线性效应，有助于深刻理解我国商贸流通业引入外资的经济学效应。三是，研究结论上，鉴别了我国30个省市商贸流通业引入外资对就业的不同影响，有助于各地区因地制宜引入外资发展商贸流通业。

2 外资进入对商贸流通业就业的影响机制

2.1 外资进入对就业的正向影响

在我国，外资通常以绿地投资和跨国并购两种主流模式进入我国商贸流通业，两种模式都会对就业产生直接的影响。以绿地投资为例，外资企业在我国境内广泛布局零售网点，创建大量的仓储、配送、物流、零售网点，直接带动了当地的就业。比如，沃尔玛自1996年布局中国深圳市场，并创建第一家沃尔玛购物商场以来，经过23年的发展，截止2018末，已经在全国180多个城市创设了400多家沃尔玛购物商场、20多家物流配送中心，雇佣员工将近10万名，其中99.9%的员工来自中国本土。以跨国并购为例，国际大型流通企业与国内流通企业的并购重组，会带来并购协同效应和规模效益，重组后的实体具备更加强大的实力，能够在快速扩张中创造丰富的就业岗位需求。樊秀峰等（2012）［11］的实证研究就指出，不管外资采取何种方式（绿地投资或跨国并购）进入我国市场，都会创造大量的就业机会。此外，商贸流通业的外资进入主要由大型跨国连锁企业引领，这些大型跨国连锁企业本身就是商业明星企业，一旦入驻内地城市，就可以较好地发挥“主力店效应”，吸引其他商贸流通企业入驻，从而增长雇佣的劳动力数量。Basker（2005）［12］的研究就发现，沃尔玛会增加附近商业区的客流量，推动其他零售企业入驻附近商业区，最终会增加商贸流通业的就业人数。

2.2 外资进入对就业的负向效应

外资进入对商贸流通业就业的负面影响主要通过示范效应、竞争效应和重塑产业链三个渠道实现。示范效应方面，商贸流通企业在我国素有“就业机器”的称号，属于典型的劳动密集型产业。与此相反，外资商贸流通企业比较重视新兴技术和先进管理方法的运用，因而具有较高的生产效率。外资的进入，会通过示范效应对本地商贸流通企业产生技术溢出，并由此引发我国商贸流通业由劳动密集型转向技术或管理密集型，这就意味着商贸流通企业所需要的劳动力会大幅减少。黄漫宇（2012）［6］的研究就指出，近十年来外资进入我国商贸流通业在提升企业经营效率的同时，也降低了劳动力的使用。竞争效应方面，中小零售商和个体商贩是我国商贸流通业的主力军，而外资商贸流通企业往往以仓储会员店、大型超市和优质便利店等形式入驻本地，并借助先进的信息技术和良好的供应链管理水平与本地商贸流通企业展开竞争。双方实力对比悬殊，其竞争结果可想而知，往往以本地中小零售商和个体商贩退出市场而告终。可见，大型外资商贸流通企业会对当地中小零售企业带来挤出效应，导致失业增加。重塑产业链方面，大型外资商贸流通企业入驻中国后，凭借着雄厚的资本实力通过巨额采购和大额订单两者方式控制产品的流通渠道，打破原有的“供应商—批发商—零售商”流通体系，重塑商贸流通业“网状采购—分块销售”的产业链。在新的产业链环节，批发商将进一步衰弱并退出市场，导致批发业大量的失业。

3 研究设计

3.1 面板门槛回归模型

为探求流通业引入外资对就业的非线性影响，我们采用Hansen（1999）［13］提出的面板门槛回归模型，并以流通业外资进入程度为门槛变量进行回归模型的分析。其模型公式如下：

其中，i、t分别表示研究个体和时间，yit为被解释变量，在本文中特指流通业就业量；xit为解释变量，qit为门槛变量，在本文中解释变量和门槛变量为同一变量，即流通业外资进入程度变量。γ为模型中等待估计的门槛值，μi衡量个体不可观测的特征，εit～iid.N(0,δ2)是随机扰动项。I(·)为指示函数，即在括号中的表达式为真的时候，指示函数取值为1；反之指示函数取值为0。

对所有的观测值累叠，采用矩阵形式将(2)式化为：

对于给定的门槛值，采用OLS估计(5)式进而得到β的估计值：

得到参数的估计值后，需进行两方面检验：一是门槛效果是否显著，二是门槛估计值是否等于其真实值。

检验一的原假设为H0：β1=β2，对应的备择假设为H1：β1≠β2，对应的检验统计量为：

以上只是假设仅存在单一门槛，但实际可能存在多重门槛。需要重复以上步骤进行多重门槛值检验直到不能拒绝原假设为止，最终确定相应的门槛值个数。

3.2 变量设计

我国商贸流通业从2004年开始全面对外开放，外资从此可以自由进出中国市场。因此，本文选取我国2005～2018年各省市商贸流通业的相关数据展开实证研究，因缺失西藏和港澳台的相关数据，未包含在样本范围内。

本文的实证研究主要涉及以下几个变量：商贸流通业外资进入fdi、商贸流通业就业labor以及控制变量。参考以往学者的研究，我国商贸流通业包括批发业和零售业。因此，商贸流通业外资进入fdi定义为批发业和零售业外商投资企业总资产之和。商贸流通业就业labor定义为批发业和零售业的就业总人数。本文还引入了其他可能影响商贸流通业就业的一系列控制变量，包括商贸流通业的产出gdp，用各省市批发业和零售业的生产总值来衡量；地区工资水平wage，用各省市城镇职工平均工资水平来衡量；地区商贸流通业内资投资水平capital，用批发业和零售业内资企业总资产之和来衡量。商贸流通业就业labor和产出gdp的数据来源于《中国统计年鉴》，地区工资水平wage的数据来源于国家统计局，商贸流通业外资进入fdi和内资投资水平capital的数据来源于《中国贸易外经统计年鉴》。考虑到各变量数值较大，对其进行取对数处理。变量定义和数据来源如表1所示。

表1 变量定义和数据来源

（三）计量模型构建

根据前文的描述，外资进入对我国商贸流通业就业可能存在非线性影响。为了验证两者之间的非线性关系，首先通过引入外资进入水平fdi的平方项，构建面板回归模型：

为进一步探索外资进入对我国商贸商贸流通业就业的非线性影响，运用Hansen（1999）提出的面板门槛回归模型，以外资进入水平fdi为门槛变量，构建如下门槛回归模型。

上述两个模型中，i、t分别表示各省市和研究年度，labor为被解释变量，fdi为解释变量，同时也是门槛变量，γ为待估门槛值，ε是随机扰动项。在第二个模型中只设置了一个门槛值，但实际上可能存在多个门槛值。根据Hansen（1999）［13］和连玉君（2006）［14］的研究，先搜索第一个门槛值，再通过固定前一个门槛值搜索第二个门槛值，以此类推，并进行多重门槛值检验，最终确定门槛值的个数和精确值。

4 实证结果与分析

4.1 描述性统计信息和相关系数检验

表2汇报了本文选取变量的描述性统计信息，需要注意的是，表中的数据都经过取对数处理。如表4.1所示，商贸流通业就业的均值为10.198，最小值为6.283，最大值为12.082，标准差为1.392，可见不同省市不同时期商贸流通业就业存在一定的差距。商贸流通业外商直接投资的均值为8.829，最小值为0.783，最大值为15.382，标准差为2.886，可见不同省市不同时期商贸流通业外商直接投资存在一定的差距。商贸流通业产出均值为12.003，最小值为1.683，最大值为18.927，标准差为2.081，可见不同省市不同时期商贸流通业产出存在一定的差距。地区工资水平均值为8.033，最小值为6.936，最大值为8.653，标准差为1.237，可见不同省市不同时期地区工资水平存在一定的差距。地区商贸流通业内资投资水平均值为13.843，最小值为9.273，最大值为16.783，标准差为1.384，可见不同省市不同时期商贸流通业内资投资水平存在一定的差距。

表2 变量描述性统计信息

表3汇报了本文主要变量的相关系数矩阵。如表4.2所示，主要变量之间的相关系数较小，除了lnlabor和lnfdi的相关系数为0.332，超过0.3外，其他变量两者之间的相关系数均小于0.3。由此可以看出，本文选取的变量不存在严重的多重共线性问题。

表3 主要变量Pearson相关系数检验

4.2 外资进入对商贸流通业就业的非线性影响

采用普通最小二乘估计（OLS），固定效应模型（FE），两阶段最小二乘估计（2SLS）和广义矩估计（GMM）四种估计方法对模型（1）进行估计，估计结果如表4所示。如表所示，重点考察lnfdi和lnfdi2两个变量的估计系数。在普通最小二乘估计（OLS）中，lnfdi2的系数为负， 且通过5%显著性水平的检验；lnfdi的系数为正，且通过5%显著性水平的检验。这说明，外资进入水平lnfdi与我国商贸流通业的就业lnlabor存在倒“U形”关系。具体地，当外资进入lnfdi处于较低水平区间，随着外资的进入，商贸流通业的就业不断增加；当外资进入lnfdi超过某个临界值时，随着外资的不断进入，会对商贸流通业的就业造成负面冲击。在固定效应模型（FE），两阶段最小二乘估计（2SLS）和广义矩估计（GMM）三个估计模型中，外资进入水平lnfdi与我国商贸流通业就业lnlabor的倒“U形”关系依旧显著存在。由此，我们可以推断，外资进入水平lnfdi较低时，外资进入对就业的正向效应发挥主要作用；外资进入水平lnfdi较高时，外资的示范效应、竞争效应和重塑产业链效应发挥主要作用。需要注意的是，模型（1）中引入lnfdi和lnfdi2两个高度相关的变量，可能引发模型的多重共线性问题，导致估计结果不精确。下一步，本文采用更加科学合理的面板门槛回归模型研究外资进入对商贸流通业就业的非线性影响，并确定门槛值的个数和数值。

表4 普通面板回归模型的估计结果

4.3 外资进入对商贸流通业就业的门槛效应

运用面板门槛模型的前提是，要确定门槛值的个数。根据Hansen（1999）和连玉君的研究，依次对单一门槛、双重门槛和三重门槛进行估计。具体地，先搜索第一个门槛值，再通过固定前一个门槛值搜索第二个门槛值，以此类推，并采用Bootstrap反复抽样500次得到相应的P值，门槛值的估计结果表5所示。如表所示，单一门槛通过10%显著性水平的检验，双重门槛通过1%显著性水平的检验，三重门槛没有通过显著性水平的检验。因此，可以确定本文存在双重门槛，分别为5.678和8.637。

表5 门槛个数的确定

根据门槛个数，本文按照双重门槛展开后续分析，并对前文的模型（8）进行修正，得到模型（9）。

γ1和γ2为两个门槛值，其中γ1等于5.678，γ2等于8.637。采用固定效应模型（FE）和两阶段最小二乘估计（2SLS）估计模型（3），表4.5汇报了模型3的估计结果。如表6所示，在固定效应模型中，lnfdi×I（lnfdi≤γ1）的系数为0.031，且通过1%显著性水平的检验；lnfdi×I（γ18.637时，即商贸流通业外资进入高于5636.40亿元时，商贸流通业外资进入会带来就业挤出效应，平均而言，外资进入每增加1%，会挤出就业0.043%。在以滞后一期的外商投资企业总资产为工具变量的两阶段最小二乘估计（2SLS）估计模型中，lnfdi×I的估计系数并没有显著的变化，只是数值上略有差距，说明模型估计具有稳健性。

表6 双重门槛模型的估计结果

续表

双重门槛模型的估计结果进一步说明，商贸流通业的外资进入对就业产生了倒“U形”影响。当外资进入处于较低水平时，外资商贸流通企业通过在我国境内广泛布局零售网点，创建仓储、配送、物流、零售网点，直接拉动当地的就业，还通过发挥“主力店效应”，吸引其他商贸流通企业入驻，从而增加雇佣的劳动力数量。由于此时外资商贸流通企业规模较小，示范效应和竞争效应不够明显，重塑产业链的能力尚不具备，因此难以发挥其对就业的负面效应。随着商贸流通业外资的不断涌入，示范效应和竞争效应开始显现，重塑产业链的能力开始积累，抵消了商贸流通业外资进入对就业的拉动作用，此时商贸流通业外资进入对就业不存在显著影响。随着商贸流通业外资的进一步增加，示范效应和竞争效应开始发挥决定性作用，重塑产业链的能力也达到足以影响产业生态的地步，此时，商贸流通业外资进入对就业造成挤出效应。

下面，结合两阶段最小二乘估计（2SLS）分析其他控制变量对商贸流通业就业的影响。lngdp的系数为0.158，且通过1%显著性水平的检验，平均而言商贸流通业的生产总值每增加1%，就业随之增加0.158%。究其原因，商贸流通业的生产总值是产出，就业是人力投入，伴随着产出的增长人力投入必然随之增长。lnwage的系数为-0.632，没有通过显著性检验。lncapital的系数为0.113，且通过1%显著性水平的检验，平均而言，商贸流通业内资企业总资产每增加1%，会拉动就业增长0.113%。由此可见，相对于外资，内资对就业的拉动作用更加明显。

进一步地，以γ1和γ2两个门槛值为界限，将我国各省市划分为商贸流通业外资进入低水平地区、商贸流通业外资进入中等水平地区和商贸流通业外资进入高水平地区，从而明确各省市外资进入对就业产生的不同效应。表7汇报了划分结果。如表所示，我国大部分中西部省市属于商贸流通业外资进入低水平地区，商贸流通业外资进入会带来就业拉动效应。浙江、江苏、山东、天津、辽宁、福建、湖北7个省市属于商贸流通业外资进入中等水平地区，商贸流通业外资进入的就业效应不明显。北京、上海、广东3个省市属于商贸流通业外资进入高水平地区，商贸流通业外资进入会带来就业挤出效应。

表7 我国各省市商贸流通业外资进入的就业效应

5 结论与建议

5.1 研究结论

本文通过构建面板门槛回归模型，基于我国2005-2018年商贸流通业的省级面板数据，研究了对外资进入对我国商贸流通业就业的影响。研究发现，外资进入对我国商贸流通业的就业具有倒“U形”的非线性影响：当商贸流通业外资进入低于292.36亿元时，商贸流通业外资进入会带来就业拉动效应；当商贸流通业外资进入处于292.36亿元至5636.40亿元区间时，商贸流通业外资进入对就业不存在显著的影响；当商贸流通业外资进入高于5636.40亿元时，商贸流通业外资进入会带来就业挤出效应。

5.1 政策建议

第一，结合地区特征，因地制宜引入外资发展商贸流通业。对于商贸流通业外资进入低水平的地区，要积极吸纳外资，充分利用外资商贸流通企业拉动当地就业的能力和“主力店效应”的发挥，从而最大化的活跃地区经济，缓解经济转型中的就业问题。对于商贸流通业外资进入中等水平和高水平的地区，要重注学习外资商贸流通企业的先进管理技术和管理理念，强化自身的市场竞争力。面对我国商贸流通业普遍存在的企业规模小、数量多、服务质量差的缺点，政府部门要积极做好商贸流通业发展规划，引导我国商贸流通业实现转型升级。要毫不动摇地坚持制定商贸流通业发展标准，抓好相关产业政策的落实，引导我国商贸流通业小规模企业走向服务智能化。对于处于生命周期不同阶段的流通企业，要明确企业的发展目标，有针对性地出台相应的扶持政策。

第二，优化营商环境，推动本土中小商贸流通企业发展。从稳定就业的角度看，地方政府应大力支持内资商贸流通企业的发展，尤其是要对容易受到外资冲击的中小商贸流通企业给予一定的政策扶持。要适当降低我国商贸流通业对外资的依赖，随着我国全面对外开放，国外资本开始广泛布局我国商贸流通业，我国商贸流通业外资比重不断增加，导致内资流通企业发展空间受到一定的阻碍。对此，我们要主动评估外资对我国商贸流通业的控制力度，认真评估可能造成的负面影响；要合理规划我国商贸流通业外资企业的区域布局，从外资企业的数量、产业规模和市场影响力加以限制，从而为内资流通企业的发展提供空间，降低商贸流通业对外资的依赖。

第三，不断增强我国商贸流通业的市场竞争力。在当前的国际经济金融背景下，我国要进一步减轻外部环境对国内经济发展的负面冲击，本着安全可持续的原则发展本土商贸流通业。首先，要坚持市场化和竞争化，充分发挥自由市场在商贸流通业资源配置中的决定性作用，利用自由市场的调节功能，淘汰落实不适应市场环境的流通企业，增强在位流通企业的市场竞争力。但是，要鼓励公平竞争，就要反对垄断，警惕特别是沃尔玛、家乐福等国际巨头商贸流通企业对本国流通业市场的垄断，积极培育有市场竞争力的本土流通企业。其次，适当鼓励商贸流通业并购重组。我国商贸流通业目前的现状是，市场高度分散缺乏竞争力，劳动生产率低行业生态恶化，主管部门要出台政策鼓励商贸流通业并购重组，通过并购重组激活流通企业的市场活力，形成具有较强市场竞争力的几家大型流通企业，从而增强我国商贸流通业的市场竞争力。