一、 引言

自2004年我国商贸流通业全行业对外开放以来，以家乐福、沃尔玛为代表的外资商贸企业在中国市场实现了快速扩张。尽管国内电子商务的井喷式发展对实体流通业造成了巨大冲击，使外资流通企业在华影响力下降，但外资流通企业并未因此而停止在中国市场扩展的步伐，大量外资企业在三、四线市场快速扩展。^①这意味着外资商业对我国商业的影响渗透至了中小城市甚至乡镇，流通业外资进入对我国商业的影响范围也进一步深入并持续扩大。

①注：根据《2014年度中国零售百强榜》显示，以近两年在中国开店铺数量较多的沃尔玛和家乐福为例，2013年其新开设门店中三线及以下城市占比分别为70%和40%，2014年这一比例分别为64%和44%。数据来源于联商网，《重磅：2014中国零售百强图解及数据分析》，详见http://www.linkshop.com.cn/web/archives/2015/329105.shtml。

黄国雄(2005) 指出，作为国民经济的基础产业和先导产业，流通业的一个重要特点是具有极强的就业吸纳能力和就业带动能力。其以较低的安置成本和进入门槛成为目前解决城镇劳动力就业的主要行业之一(谢莉娟和吴中宝，2011)。持续、大规模的流通业外资进入打破并重塑了我国流通业的行业生态和市场竞争格局，极大地促进了我国流通业的发展，因而也对劳动力市场产生了重要影响。尽管目前理论界对零售业外资进入影响的研究比较丰富，但多数研究聚焦于流通业FDI对行业内(行业产出、技术水平) 产生的溢出效应或挤出效应(黄漫宇，2011；汪旭辉和杨东星，2011；陈福中和刘向东，2013)。且遵循的是传统的制造业FDI溢出效应的分析框架，忽视了流通业自身具有的强大产业关联以及就业带动能力的特点。这在一定程度上导致我们无法全面、客观地评价流通业外资进入对国内市场产生的总体影响。

就业是保证经济发展、社会稳定的基础，忽视流通业外资进入所产生的就业效应很可能会给国内经济社会的稳定运行留下隐患。荆林波(2003)，李飞和汪旭辉(2006) 等人的研究也都提及了零售业外资进入对国家经济安全、尤其是就业问题可能产生的负面影响。宋则等(2010) 从产业安全的角度指出，外商零售企业在我国的大规模扩张，一定程度上直接或间接抑制了中小商业企业的发展和就业的增长，产生了严重的就业挤出效应。因此，本文认为，出于产业安全的考虑，有必要将外资进入的就业影响作为衡量外资进入产生影响的重要评价因素进行研究。但现有关于外资进入产生的就业效应研究十分有限，且仅限于理论层面的讨论，缺乏实证研究的支持。

本文的主要研究贡献有两点：首先，综合讨论了流通业外资进入对行业内就业产生的影响及影响机制，并进行了实证检验，这有助于深化对于流通业外资进入效应的理解。其次，本研究有助于推动流通业相关政策法规的完善。自我国流通行业对外开放以来，外资商业一度享受超国民待遇，地方政府为追求政绩大力招商引资，对外资商业的市场进入缺乏必要的规制和规范的评估；相较于发达国家健全的商业法律法规，我国流通领域的相关政策法规亟待完善。本文的研究结论为政策制定部门科学合理地决策提供了一定参考借鉴。

二、 流通业外资进入对就业的影响机制分析

制造业的外资进入为我国的相关产业直接创造了大量就业，我国利用廉价的劳动力资源参与到国际分工中，使外向型经济成为经济增长的动力(毛日昇，2009；刘宏和李述晟，2013)。而同样作为劳动密集型产业的流通业的外资进入则对相关产业的就业产生了更为复杂的影响。

(一) 流通业外资进入对就业的直接影响。流通业的外资进入以绿地投资和跨国并购两种模式为主，这两种模式都会对就业产生直接影响。首先，流通业外资进入会直接创造新的就业岗位。一方面，绿地投资模式下，外资流通企业在我国布局零售网点，建立物流、仓储、配送中心，直接创造大量劳动力需求。以沃尔玛为例，截止2015年，沃尔玛已在中国开设了416家商场、9家干仓配送中心和11家鲜食配送中心，雇佣超过10万名员工。^①Hopkins (2003) 在总结沃尔玛20世纪的发展情况时就指出，相比于其他类型企业，沃尔玛创造了更多就业岗位。另一方面，大型跨国流通企业对内资流通企业进行并购，可以产生规模效益和协同效应(Hopkins，2003)，并购后的企业拥有更雄厚的实力，在快速扩张中能够创造更多就业。因此，无论是外资流通企业的绿地投资还是跨国并购，都可以直接创造大量就业(樊秀峰和韩亚峰，2012)。其次，外资流通企业的进入会导致流通业由劳动密集型向“管理”和“技术”密集型转变。外资流通企业普遍具有较高的效率，其通过模仿示范效应以及竞争效应对行业内其他零售企业产生正向的技术溢出(黄漫宇，2013)，促使其他零售企业技术进步和提高管理效率。但是，技术水平的进步和效率的提高意味着零售企业单位销售额所需劳动力的减少(Bascer，2006)。Foster等(2002) 就指出，近十年来零售部门生产力水平的增长主要归功于新企业进入导致的劳动力资源的再分配。因此，外资流通企业的进入又会直接导致行业内其他竞争者提升经营效率，降低劳动力的使用。

①数据来源于沃尔玛中国官网：http://www.wal-martchina.com/walmart/index.htm。

(二) 流通业外资进入对就业的间接影响。FDI流入对东道国就业数量的间接影响体现在两个方面:一是FDI流入对同行业的其他企业就业产生影响；二是通过产业关联作用对前向或者后向关联产业的就业产生影响(薛敬孝和韩燕，2006)。对于流通行业而言，我国流通业外资进入以跨国连锁零售商为主，且以大型综合超市、仓储会员店和便利店等为主力业态。这些外资零售企业与我国零售行业内中小零售商及个体商贩直接竞争，对行业内就业产生影响；同时，外资零售企业对与其横向联系的其他业态零售商和与其具有后相关联的批发行业的发展也会产生影响，从而影响这些部门的就业情况。

流通产业的外资进入主要是由跨国连锁企业引领的。这些企业普遍具有较高的供应链管理水平、掌握先进的信息技术、具有雄厚的资本优势以及丰富的管理经验，能够以低于同行业竞争者的价格和相对更加优质的分销服务在市场上进行竞争，因此会对现有行业内的竞争者造成极大的冲击，导致行业内部分零售商退出市场，从而导致部分劳动力失业。Haltiwanger等(2010) 的研究证实，大型连锁超市的进入会负向影响区域内的个体零售商、尤其是小零售商的增长，并降低后者的雇佣人数。但Igami (2011) 在研究中将店铺规模作为产品差异化的重要维度，研究发现，大企业的进入会导致现有大中型竞争对手退出，但会提高小超市的生存率。Basker (2005) 指出，沃尔玛的进入会增加当年零售业的就业人数，但在接下来的五年内，随着其他零售商的退出或缩小经营规模，其对就业的增加效应降低。由此可见，大型商业企业的进入会对行业内竞争者产生挤出效应，这些企业或缩小经营规模、或退出市场，从而导致企业原有的部分员工失业。而我国零售业目前市场集中度较低，市场上(尤其是三、四级城市) 存在大量中小零售企业，外资商业的进入极有可能对这些中小零售商产生冲击，迫使他们退出市场，造成大量失业。

同时，外资进入会通过商业自身的集聚特点影响相关行业的就业。商业集聚有利于降低单个店铺的设施成本和营销成本，且商业集聚降低了消费者的搜寻成本从而对消费者具有更强的吸引力，因此，商业呈现出明显的集聚趋势(Oppew和Holyoake，2004)。商业店铺的集聚很有可能产生搭便车的行为，即商业集聚中的主力店会产生正的外部性，商圈中有名气的主力店会极大增加该商圈的客流量，从而使商圈内其他店铺收益增加(Pashigian和Gould，1998)。进入我国市场的外资流通企业往往是实力雄厚的大型跨国公司，具有丰富的零售业经营经验，对消费者具有极强的吸引力，体现出明显的“主力店效应”。Basker (2005) 的研究就指出，如果沃尔玛增加了其商店临近地区的客流量，那么其他零售商的数量和规模都会增加，从而导致零售业雇佣人数的增加。因此，外资商业进入本地市场会显著增加其店铺所在区域以及邻近区域的客流量。考虑到外资商业进入我国市场的主要业态是超市和大卖场，因此，外资零售企业会吸引其他类型的商业业态和与流通业密切相关的餐饮、娱乐等产业在其周围开店，从而导致这些部门的劳动力雇佣人数增加。Cho等(2015) 对韩国外资进入就业效应的研究认为，外国大型连锁超市通过提供方便、现代化的购物设施满足了消费者对现代化购物环境的需求，并吸引了小的、专业店的集聚。

此外，外资零售企业的大量进入不仅对零售业以及与流通业横向关联的其他类型商业产生了直接影响，也对与零售业后向关联的批发行业产生影响，从而影响流通行业整体的雇用情况。跨国零售集团在进入中国后，采取超低价大额订单机制和巨额采购方式控制了部分产品的流通渠道(宋则和王水平，2010)，国内原有的“供应商-批发商-零售商”的纵向商品流通体系被外资企业“网状采购-销售”渠道所替代，这导致国内批发行业进一步衰落，大量批发商被迫退出市场，批发商及其雇佣劳动力被迫失业。从这一角度分析，流通业外资进入加剧了我国批发行业的衰弱，并对批发行业产生了严重的就业挤出效应。

三、 基本模型、数据与变量描述

(一) 基本模型。本文设定流通行业的生产函数为C-D生产函数，即Y=AK^αL^β。其中，Y_it表示总产出，A是行业技术指标，K代表资本，L代表劳动力，α与β分别表示资本和劳动力的产出弹性。进一步将资本分为内资和外资，则有Y=AK^α₁K_FDI^α₂L^β。对方程的左右两边取对数形式，可得：lnY=lnA+α₁lnK+α₂lnK_FDI+βlnL，将方程进一步变形，则有：

$\begin{align} & \text{ln}L=\frac{1}{\beta }\text{ln}Y-\frac{1}{\beta }\text{ln}A-\frac{{{\alpha }_{1}}}{\beta }\text{ln}K-\frac{{{\alpha }_{2}}}{\beta }\text{ln}{{K}_{FDI}} \\ & ={{\gamma }_{1}}\text{ln}A+{{\gamma }_{2}}\text{ln}Y+{{\gamma }_{3}}\text{ln}K+{{\gamma }_{4}}\text{ln}{{K}_{FDI}} \\ \end{align}$

由于零售行业的技术水平受到外资进入的技术溢出效应的影响，设A=a^η₀K_FDI^η₁e^μ，其中a表示平均技术水平，μ表示与个体异质性有关的技术差异，K_FDI表示外资进入对技术水平产生的影响。由此可得：

$\text{ln}L={{\eta }_{0}}{{a}_{0}}+{{\gamma }_{2}}\text{ln}Y++{{\gamma }_{3}}\text{ln}K+{{\Phi }_{1}}\text{ln}{{K}_{FDI}}+\mu $

(1)

其中，Φ₁=γ₄+γ₁η₁。

(二) 模型扩展。(1) 式为本研究的基本模型。结合零售业外资进入的具体特点对模型进行进一步扩展：首先，零售业外资进入对就业的影响可能具有时间滞后性，故将外资进入的滞后一阶、滞后二阶变量加入式(1) 右侧。其次，当期零售业外资进入对就业同时存在着正向促进和负向挤出效应，那么当期零售业外资进入对就业总体效应的影响可能是非线性的。基于此，将lnK_FDI²加入原模型右侧，用以表示外资进入对就业影响的非线性。此外，工资水平也作为解释变量加入方程右侧。综上，本文的基本待估计方程为式(2)：

$\begin{align} & \text{ln}{{L}_{it}}={{\gamma }_{0}}{{a}_{0}}+{{\gamma }_{2}}\text{ln}{{Y}_{it}}+{{\gamma }_{3}}\text{ln}{{K}_{it}}+{{\gamma }_{4}}\text{ln}{{W}_{it}}+{{\Phi }_{1}}\text{ln}{{K}_{FDI}}_{it}+ \\ & {{\Phi }_{2}}\text{ln}{{K}_{FDIit}}^{2}+{{\Phi }_{3}}\text{ln}{{K}_{FDIi(t-1)}}+{{\Phi }_{4}}\text{ln}{{K}_{FDIi(t-2)}}+{{\mu }_{i}}+{{\varepsilon }_{it}} \\ \end{align}$

(2)

(三) 数据来源与变量描述。本文将流通业界定为批发业和零售业，相关流通行业的数据均采用批发业和零售业数据的加总得出。我国自2004年开始实行流通业的全面对外开放，因此本文选取了流通业全面开放后2005-2012年的统计数据。之所以选择到2012年的数据，主要基于以下考虑：一方面，从2005年以来全国流通业合同利用外资项目数和实际利用外资金额情况来看，在2005-2012年这一阶段总量变化的趋势是比较稳定的。另一方面，从国内流通行业发展的整体环境来看，2012年以后，国内零售环境出现了较大变化，首先，2012年以来，我国总体经济增速和消费增速放缓；其次，2013年开始，我国电子商务呈现更加迅猛的增长，^①移动端消费兴起并对传统流通行业形成强大冲击，伴随而来的是零售业关店现象频繁；最后，伴随宏观流通环境的变化，在2012年以后，主要外资流通企业相继进行重大的战略调整。^②可见，在2013年以后数据本身存在着比较严重的结构断裂问题，鉴于上述原因，本研究最终选择了2005-2012年的数据。

① 2013年，中国内地网络零售市场交易规模首次突破1.88万亿元，较2012年1.32万亿元的成绩大幅增长42.8%，成为全球最大网络零售市场。

②例如，沃尔玛于2013年进行中国中长期发展战略的调整；家乐福在2015年进行了入华20年来最大的一次战略调整和架构巨变。

在计量模型中，Y_it表示流通业的总产出水平，用地区流通业生产总值来衡量；L_it表示流通业的劳动力数量，用地区流通行业城镇单位就业人数来衡量；W_it表示劳动力工资水平，用职工平均工资水平衡量；K_it与K_FDIit分别代表内资企业的资本存量和外资企业的资本存量，用以反映流通业的国内投资水平和外商进入水平，根据汪旭辉和杨东星(2011) 的研究，分别用内资流通企业和外商投资企业的资产总计来衡量。职工平均工资水平的数据来源于国泰安经济金融研究数据库；城镇批发和零售业就业人数和总产出水平的数据来源于《中国统计年鉴》；而内资流通企业资产总计和外商投资企业资产总计的数据则来源于《中国贸易外经统计年鉴》。其中，内资流通企业资产由批发业和零售业内资企业资产总计的加总得到，而外资流通企业资产则由批发业和零售业外商投资企业资产总计的加总得到。

通过描述性统计结果可见：我国地区间经济发展十分不平衡，不同省份流通业内资投资水平、流通业外资进入水平以及流通业就业人数均呈现非常大的差异。而在本文的基本估计方程中，对方程左、右两侧的变量同时取对数形式，这样可以缩小数据范围，使得离群点不会对方程估计造成很大影响。^③

③由于篇幅所限，描述统计结果未列出，如有需要可向作者索要。

四、 实证研究结论与分析

(一) 流通业FDI对就业的非线性影响。表 1是面板数据的混合估计(OLS) 和固定效应模型(FE) 的估计结果。在模型I中考虑了流通业FDI对就业效应可能存在的滞后影响，将流通业FDI的二阶滞后项作为解释变量加入模型，估计系数并不显著。并且，滞后项的加入导致了流通业总产值和工资前的系数均不显著，方程总体拟合优度下降。因此，在模型II中将滞后项移除并对模型重新进行估计。混合估计与固定效应模型的估计结果显示，流通业外资进入对流通业的就业呈现出“U”形的非线性影响，在固定效应模型中加入时间虚拟变量后，流通业外资进入的平方项系数仍然是显著的。而考虑到外资进入水平可能与残差存在相关而导致内生性问题，选取外商投资企业资产总计的一阶滞后项以及一阶滞后项的平方项进行恰好识别的两阶段最小二乘估计(2SLS)；进一步，选择外商投资企业资产总计的一阶滞后项、二阶滞后项以及一阶滞后项的平方项、二阶滞后项的平方项作为工具变量，进行过度识别的GMM估计。流通业外资进入水平的一阶滞后项及二阶滞后项与当期的残差不相关，但是与当期外资进入水平相关。因此，是较为合理的工具变量。基本估计结果显示，当FDI数量较小时，流通业FDI对就业有着负向影响；而当FDI数量超过一定量时，流通业FDI对就业呈现出正向的拉动作用。由此，对方程的初步估计结果证实了流通业FDI对国内流通业的就业存在着非线性的影响。

但是，模型II中直接在方程右侧加入流通业FDI的平方项表示非线性影响，这一做法本身存在问题：首先，FDI的平方项与FDI本身存在高度的相关性从而会产生多重共线性，导致估计结果偏误；其次，平方项的加入只能表示流通业FDI产生的“U”形影响，而无法表示出更复杂的非线性影响。因此，本文采用门限回归的方法对流通业FDI的就业效应进行进一步检验。

(二) 流通业FDI就业效应的门限回归模型及检验。根据Hansen (1999) 的基本模型，假设本研究存在两个门限变量；考虑面板数据中时间因素同样会产生影响，将时间虚拟变量加入模型，有(3) 式：

$\begin{align} & \text{ln}L={{\eta }_{0}}{{a}_{0}}+\lambda YearDummy+{{\gamma }_{2}}\text{ln}Y+{{\gamma }_{3}}\text{ln}K+{{\Phi }_{1}}\text{ln}{{K}_{FDI}}\cdot 1(\text{ln}{{K}_{FDI}}\le {{q}_{1}}) \\ & +{{\Phi }_{2}}\text{ln}{{K}_{FDI}}\cdot 1({{q}_{1}}＜\text{ln}{{K}_{FDI}}\le {{q}_{2}})+{{\Phi }_{3}}\text{ln}{{K}_{FDI}}\cdot 1(\text{ln}{{K}_{FDI}}>{{q}_{2}})+{{\mu }_{i}}+{{\varepsilon }_{it}} \\ \end{align}$

(3)

其中，1(·) 为示性函数，即若括号里的表达式为真，则取值为1；反之，取值为0。Φ₁、Φ₂、Φ₃、q₁、q₂、ε_it均为待估参数，而q₁、q₂则是待估计的门限值。在估计门限值的过程中，利用连玉君(2006) 提到的网格搜索的办法对门槛值进行搜索；根据Hansen (1999) 的研究，先搜索第一个门槛q₁，然后固定第一个门槛搜索第二个门槛q₂，之后再固定第二个门槛并对第一个门槛进行重新搜索，从而确定最终的门槛值。在得到门限估计值后，利用Bootstrap方法模拟F统计量的渐进分布及其临界值以确定是否存在门限效应。再使用似然比统计量来检验估计的门槛值是否为真实的门槛值。

运用stata13检验流通业FDI对就业影响的门限效应。依次对一个门槛、两个门槛和三个门槛设定下的模型进行估计，得到的F统计量和采用Bootstrap方法得到的P值见表 2。结果显示，单一门槛在5%的水平下显著，双重门槛在1%的水平下显著，三重门槛在10%的水平下显著。相应的自抽样P值分别为0.014、0.004和0.056。笔者进一步通过LR统计量来检验估计值是否为真实值。

本文估计出的前两个门槛值分别为5.599和8.553，置信区间分别为[3.782，6.039]和[8.553，8.553](见图 1、图 2中曲线与虚线相交处)，但是三重门槛中第三个门槛的估计值为3.851，其置信区间为[-0.511，7.534]，包含了第一个门槛估计值所在的置信区间，是不合理的，因此确定本研究中存在两个门槛值，分别为5.599和8.553。

以下将按照双重门限模型进行分析。同时，根据估计出的两个门槛值，可以将流通业FDI的水平分为低水平区间(lnK_FDIx≤5.599)、中等水平区间(5.599＜lnK_FDI≤8.553) 和高水平区间(lnK_FDI＞8.553)。值得注意的是，当不包含时间虚拟变量时，对FDI的就业效应进行门槛检验时，得到的两门门槛值分别为5.605和8.553，与包含时间虚拟变量时的门槛值结果十分接近，这一定程度印证了本研究所得门槛值的稳健性。

根据之前估计出的门槛值，进一步对门限回归模型进行估计，并得到基本估计结果(见表 4)。考虑到外资进入水平与残差之间可能存在相关，这里用滞后一期的外商投资企业资产总计作为工具变量，进行两阶段最小二乘估计以及对弱工具变量更不敏感的有限信息最大似然估计(LIML)，从而解决模型可能存在的内生性问题。第一、二列是固定效应模型的估计结果，第三、四列是两阶段最小二乘法和有限信息最大似然法的估计结果。通过对比可见，自变量的估计结果并不存在较大差异，估计系数差异均较小，在使用工具变量后，d₁lnK_FDIit的显著性水平有所下降，但仍然在P＜0.1的水平上显著。可见，门限回归的估计结论是稳健的。根据估计结果，当lnK_FDI≤5.599时，流通业FDI的增加会导致负的就业挤出效应，流通业FDI每增加1%，流通部门就业人数会降低0.023%；当5.599＜lnK_FDI≤8.553时，流通业的FDI并不会对流通业就业产生显著的影响；而当lnK_FDI＞8.553时，流通业的FDI会对流通部门的就业人数产生正向的拉动效应。FDI每增加1%，就业将增加0.094%。同时，计量结果也表明，流通业内资对就业存在显著的正向拉动效应，内资每增加1%，行业内就业将增加0.163%。

(三) 研究结果。基本的回归模型与门限回归模型的结论均显示出我国流通业外资进入水平与流通业就业存在着非线性关系，但外资进入对行业内就业不存在时间上的滞后影响；门限回归模型进一步估计出了流通业FDI对就业存在“门槛效应”。估计结果表明，流通业FDI对就业有着近“漏斗形”的影响：当流通业FDI小于270.16亿时，流通业FDI对行业内就业有着挤出效应；当流通业FDI处于270.16亿至5182.28亿时，流通业FDI对行业内就业不存在显著影响；当流通业FDI水平高于5182.28亿时，流通业FDI对行业内就业有着正向拉动作用。根据估计出的门槛值，笔者对2012年我国31个省(市、自治区) 的流通业外资进入水平及其就业效应进行划分，结果见表 5。目前，我国绝大多数地区处于低流通业外资进入水平，即流通业外资进入对流通业就业水平呈现出明显的就业挤出效应；而少数地区处于中等流通业外资进入水平阶段，流通业外资进入对流通业就业并不存在显著影响；仅有北京、上海两地区处于较高的流通业外资进入水平，流通业外资进入对流通业就业呈现出拉动效应。实证研究的结果表明，目前我国流通业外资进入在大多数地区呈现出明显的就业挤出效应，而在少数地区并未有显著影响；只有当流通业FDI达到较大规模(流通业FDI超过2980亿元)，流通业FDI的就业拉动效应才能够显现。本文进一步运用职工人数这一指标来代替城镇单位就业人员数量，作为模型中的Y_it对原模型进行验证，实证检验的结果依然是稳健的，门限回归估计出的门限值与最终的估计系数均是高度一致的。这也证实了本文模型结论的稳健性。

同时，计量结果也表明，流通业的国内投资具有明显的就业拉动效应。流通业国内投资每增加1%将拉动0.16%的行业内就业。流通业国内投资对就业的影响要远远高于外资。对此的可能解释为：一方面，外资企业具有更高的经营管理效率，凭借先进的零售业信息技术手段，其单位面积内所需的劳动者数量要低于内资企业。另一方面，外资零售企业的人力资源管理方式倾向于减少工作人数、提高工作负荷与工资待遇，这在一定程度上导致了外资流通企业的就业效应要低于内资流通企业。

综上所述，虽然实证研究的结论表明，当流通业FDI达到一定水平后，其对就业的负向效应不再存在，甚至会产生正向的拉动效应。但是，考虑到当前我国经济进入到中速发展的新常态，无论从地区经济发展可承担的外资容量还是从实际流通业外资增长速度来看，流通业FDI对就业的正向拉动效应难以在短期内实现。我国多数地区仍然处在流通业外资进入的“就业挤出”效应区间。

五、 进一步讨论：流通业外资进入影响行内就业的机制

通过上文的实证分析可见，流通业的外资进入对我国流通业就业具有非线性的影响—就业挤出效应与就业吸纳效应同时存在；且从目前来看，多数地区处于流通业外资进入的“就业挤出效应”区间，目前我国流通业的外资进入对就业的挤出效应更大。为了进一步探究其中原因，本文对零售业外资进入影响行业就业的具体路径和机制进行检验，包括直接效应和间接效应。具体地，分别对外资进入对批发业和零售业的劳效、^①内资零售企业数量及就业人数、内资批发企业数量及就业人数以及批发零售、私营和个体就业人数的影响进行分析。表 6列出了两阶段最小二乘估计的结果，同前文一致，选取外商投资企业资产总计的一阶滞后项作为工具变量。

①劳效即劳动效率，是用来衡量流通业劳动效率的重要指标，计算方式为：劳效=销售总额/员工总数。

实证分析的结果显示：首先，流通业外资进入对于零售行业劳效的影响是不显著的，但是对批发行业的劳效具有显著的正向影响，这说明外资流通业的进入显著促进了批发行业效率的提升—每个劳动者销售额的提升也就意味着单位销售额所需劳动力的数量减少，流通业外资进入所产生的劳动力资源再分配效应在批发行业得到验证。其次，流通业外资进入对内资零售企业数量的影响不显著，但是对内资批发企业数量呈“U”形的影响；对内资零售企业就业人数呈现倒“U”形的影响；对内资批发企业就业人数呈正“U”形影响；且对批发企业就业的边际影响要高于对零售企业。对于零售业就业人数的倒“U”形影响表明，零售业外资进入在短期内会激活市场、促进市场竞争，通过商业集聚效应促进零售行业的整体发展；但随着竞争的加剧，外资零售企业的优势逐渐显现，越来越多内资零售资源在竞争中退出市场，由此导致外资流通业的进入对内资流通企业就业人数产生了先上升、后下降的影响效果。与对内资零售业的影响相反，流通业的外资进入会对内资批发企业的数量和就业人数产生先下降、后上升的正“U”形影响。这与现实中我国批发业的发展是一致的—批发行业经历了传统批发商萎缩、传统的“一、二、三、零”^②的商品流通体系衰落，而新兴的批发模式及批发企业产生的过程，即流通业的外资进入通过影响生产商的分销模式从而直接对我国商品流通体系产生了影响。外资流通企业的大订单采购模式以及高效的供应链运作模式后向影响了生产者的商品分销模式，直接导致大量传统内资批发企业由于不适应生产者主导的分销渠道而被迫退出市场，从而降低了内资批发企业就业人数；而随着流通业外资进入的进一步增加，国内生产企业逐渐形成新型分销渠道，适应新型分销渠道的批发商组织模式也得以发展和完善，从而内资批发企业就业人数得以提升。最后，外资进入对批发和零售业私营和个体就业人数的影响同样是倒“U”形的，这反映了外资进入对内资零售业相同的影响路径—在外资进入前期，其商业集聚效应明显，激活了消费市场；但随着竞争的加剧，外资企业的优势凸显，中小流通企业由于缺乏竞争优势而不得不退出市场。

②指“一级批发商—二级批发商—三级批发商—零售商”的传统商品流通体系。

综上所述，流通业外资进入影响就业的机制是多样且复杂的。总体来看，理论上提出的外资进入影响就业的直接路径和间接路径均在我国流通实践中被验证。总体上，流通业的外资进入对于内资批发企业的影响要高于对于内资零售企业，流通业外资进入的就业效应主要是通过对内资批发企业的影响而产生的。从目前来看，多数地区的批发行业受到外资进入的负向冲击，新型批发组织模式尚未发育起来，导致传统批发企业产生大量失业。而这些地区内资零售企业的发展也相对缓慢，不足以吸收批发行业的失业人群。由此，尽管流通业的外资进入本身会吸收一部分就业，但其进入导致大量流通企业退出市场，即就业挤出效应更加严重。事实上，处于“非挤出效应”区间的地区往往是自身内资流通企业发展较发达的地区。这些地区的流通企业在对抗外资流通企业的过程中相对具有竞争能力，且由于外资的进入，市场竞争环境被进一步激活，市场规模不断扩大，流通业整体发展水平得以提高，尤其是新型批发商组织得以发展，连锁经营规模得以扩大，这些都会直接导致地区流通行业发展水平的提高以及就业人数的增加。

六、 结论与讨论

基于2005-2012年的省级面板数据，本文通过面板数据的门限回归模型，对流通业外资进入的就业效应进行了实证分析。结果表明，我国流通业的外资进入对就业存在着明显的门槛效应，并总体呈现出类“漏斗形”的非线性影响。当流通业FDI小于270.16亿时，流通业FDI每增加1%，就业人数降低0.023%；当流通业FDI处于270.16亿到5182.28亿之间时，流通业FDI的就业效应不显著；当流通业FDI超过5182.28亿时，流通业FDI每增加1%，流通业内部就业人数增加0.094%。将本文研究结论与我国各省2012年流通业FDI的进入水平对比可见：我国大多数地区处于低流通业进入水平区间，流通业FDI对就业呈现出显著的挤出效应。尽管本文的实证研究结论显示，当流通业FDI达到一定规模后，其对就业的负向挤出效应会消失、甚至转变为正向拉动效应。但是，从经济发展实践看，对于目前处于低流通业FDI区间的地区，若想由流通业FDI负向效应区间转变为正向效用区间，流通业外资进入水平要增加近20倍，这个数量在短期内难以实现。同时，实证结论也指出，内资流通企业对就业存在着显著的吸纳能力，且内资企业对就业的影响要远远高于外资企业。此外，本文还尝试对流通业外资进入影响就业的机制进行了分析，验证了外资进入影响就业的几个主要路径—提升效率、导致劳动力资源再分配、市场竞争效应、商业集聚效应以及改造商品流通渠道。流通业外资进入的就业效应主要是通过对内资批发业的影响而产生的。

综上所述，流通业外资进入存在的“就业陷阱”值得警惕—在相当长时间内，流通业外资进入对我国绝大多数地区的行业内就业会产生负向挤出效应。从实践发展情况来看，尽管在2012年之后，由于国内流通环境的变化导致流通业外资进入受到一定程度的影响，但从2013-2015年间批发和零售行业实际利用外资金额的变化上可见，在经历了2014年的总量降低后，2015年流通业利用外资水平重新恢复，并超过了2013年的水平；而2016年前7个月的累计值就已经超过2015年整体水平。由此可见，伴随着外资流通企业在华战略的调整和重新规划，流通业外资进入的总量仍然会继续增加，其影响将进一步渗透到三、四线城市，因而流通业外资进入对于三、四线城市的行业内就业会产生深远影响。因此，本文的研究结论对于不同地区，尤其是三、四线市场吸纳外资的态度和政策都具有一定指导意义，主要体现在以下三个方面：

首先，处于低水平流通业FDI区间的地区需要重视外资进入产生的就业挤出效应，并对流通业的外资进入进行全面的评估和较为严格的管制。在就业形势严峻的背景下，处于低水平流通业FDI地区的就业压力将继续增大。因此，对于处于低水平流通业FDI区间的地区，要在坚持对外开放的前提下理性对待外资流通企业的进一步渗透，尤其是在三、四线城市甚至乡镇市场的扩展。当区域内流通企业整体竞争力较弱、市场集中度很低时，对于大型外资流通企业的进入要采取审慎的态度，要对其进入产生的影响进行综合评估，减少由于外资流通业进入本地市场导致原有流通企业退出市场，从而产生大量员工失业进而影响社会稳定的情况。

其次，对于处于中等和高等流通业FDI的地区，应该完善公平竞争的市场环境，继续坚持并扩大流通业的对外开放。在与外资企业进行竞争时，这些地区现有的在位企业已经通过前期外资进入的溢出效应掌握了先进的零售业运营管理经验和技术，且多数区域性流通企业更了解本地市场、具有在位者优势。在坚持对外开放的过程中，外资流通企业的进入会在当地市场产生“鲶鱼效应”，即外资进入不会导致这些地区在位流通企业的大规模倒闭或退出市场，但有助于提升区域内市场竞争活力、进而激活区域市场。同时，继续扩大流通业的对外开放、吸引流通业外资也有助于这些地区充分利用流通业FDI对我国国内就业的拉动效应，进而有助于缓解当前经济转型过程中失业率增加的问题。

最后，政府必须加大力鼓励内资流通企业的发展。实证结果表明，内资企业在就业吸纳能力上要远远高于外资流通企业。因此，建议继续鼓励培育大型商贸流通企业，支持内资中小商贸流通企业发展。充分发挥内资流通企业对就业的强大吸纳能力，以稳定当前就业形势。

当然，本研究还存在一定的不足。首先，对内生性问题的考虑不全。其次，因为流通业基期资本存量及资本折旧率较难确定，因而未通过永续盘存法等传统方法进行估计，而直接用内资与外资流通企业的资产总计衡量资本存量。这可能会对本文研究结论产生一定影响。此外，在未来研究中，将尝试运用双重差分法对外资进入对本地区中小内资零售企业就业情况进行细致的分析和讨论。