零售产业FDI行业内效应研究_溢_省略__基于我国省级面板数据的经验证据_魏修建

第9期总第251期

2012年9月

商业经济与管理

JOURNAL OF BUSINESS ECONOMICS

No．9Vol．251Sep．2012

收稿日期：2012－03－22

基金项目：国家社会科学基金项目（08XJY036）

作者简介：魏修建（1962－），男，陕西兴平人，西安交通大学经济与金融学院教授，博士生导师，研究方向为市场组织与产业发展、物流与电子商务；张丽淑（1982－），女，河北邢台人，西安交通大学经济与金融学院博士研究生，研究方向为产业经济。

零售产业FDI 行业内效应研究：溢出还是挤出？

———基于我国省级面板数据的经验证据

魏修建，张丽淑

（西安交通大学经济与金融学院，陕西西安710061）

摘

要：在商贸流通业FDI 效应研究相对薄弱的背景下，文章以一般性FDI 行业内溢出效

应理论框架为基石，并结合零售产业特质，提出了关于我国零售产业FDI 行业内效应的四个理论

假说，进而采用1999－2010年我国省级区域面板数据对假说进行了经验实证。研究结果表明：（1）零售产业FDI 行业内效应在我国区域之间呈现了明显的异质性，“溢出”与“挤出”并存，且区域分布呈现明显的规律性；（2）高“质”的FDI 所带来的溢出效应显著于依靠FDI “量”的集聚

所产生的溢出效应，

且“适量”的FDI 参与程度是“溢出”效应产生的重要前提；（3）FDI 规制政策变革，以及由此引发的竞争环境变化等对本土零售企业绩效产生了显著影响。文中提出的四个假说均被证实。

关键词：零售产业；FDI ；溢出效应；挤出效应

中图分类号：F724．2文献标识码：A 文章编号：1000-

2154（2012）09-0005-07一、引言及文献回顾

FDI 溢出效应问题自Caves （1974）的开创性研究以来获得了国内外不少学者的关注，其中包括对FDI

溢出效应的存在性及经验证据的寻找（Globerman ，

1979；Blomstrom ，1983；Kokoo ，1994；Driffield ，2001等）、从行业内溢出效应向行业间溢出效应的扩展（Kugler ，2000；Javorcik ，2004；杨亚平，2007；巫景飞、林暐，

2009等），以及溢出效应影响因素的探寻（Blomstrom ，1996；Lipsey ，2002；Meyer ，2003；陈涛涛，2006；王玲、涂勤，2007等）等几个重要研究方向，研究的行业重点主要集中在制造业，研究结论呈现出多样性：既存在

显著“溢出”的证据，也不乏溢出不显著甚至是“挤出”的发现。另外，学者们针对我国所进行的研究也证实：FDI 溢出效应不是随着FDI 的进入而自动产生的，溢出效应的显现是需要条件的（赖明勇，2005；王玲、涂勤，2007）［1－2］、与行业特征紧密相连的，且具有明显的阶段性特征（陈涛涛、狄瑞鹏，2008）［3］174－178。零售产业FDI 溢出效应是一般性FDI 溢出效应理论在商贸流通业的一个具体体现，也属于跨国零售影响理论的范畴。国内外学者对于此问题的定量研究主要集中于行业间层面，如Javorcik 等（2008）以案例

研究的方式分析了沃尔玛进入对墨西哥肥皂、洗涤剂和表面活性剂类产品制造商的影响［4］

。

Iacovone 等（2011）也以墨西哥为研究对象，通过构建动态产业模型分析了沃尔玛扩张对本土供应商生产效率及创新

频率的影响，研究发现：不同规模和产品质量的制造企业的市场行为差异很大，甚至截然相反

［5］

。我国学

6商业经济与管理2012年

者盛朝迅（2011）基于零售商与制造商交互影响的视角考察了大型零售商对产业链绩效的提升作用［6］。巫景飞、林暐（2009）研究了商贸流通业FDI对我国制造业绩效的影响，研究认为：短期而言，商贸流通业FDI 进入对于本土制造业和周边地区制造业的效率会带来负面影响，但长期而言会有积极作用，产生纵向技术溢出效应［7］。赵霞（2011）的研究则表明：商业FDI对我国本土制造业的影响具有明显的地区差异，溢出效应发生的途径也不同［8］。零售产业FDI行业内溢出效应研究方面，国际上比较有代表性的研究有：Coe和Wrigley（2007）构建了跨国零售企业对东道国零售主体影响的理论分析框架［9］，Cedric Durand（2007）做了类似的分析，并对墨西哥零售业进行了具体研究，研究发现：零售产业FDI促进了本土零售的现代化，但是，其对本土零售企业绩效及行业工人的薪酬水平产生了负面影响［10］。总之，现有的零售产业FDI行业内效应研究仍以定性为主，如我国学者陈涛涛（2007）就FDI对我国超市大卖场业态“溢出”还是“挤出”效应进行了探讨，其认为：无论过去、现在还是将来，FDI都对我国企业存在不容置疑的溢出潜力，然而也存在着溢出效应转向挤出效应的可能［11］40。

但是总体来说，在FDI行业内溢出效应理论框架比较成熟的背景下，制造业一直被默认为经典的研究对象而得到了充分的研究和论证。相比之下，对于商贸流通业FDI溢出效应，尤其是行业内效应的研究却依然薄弱，尚处于初级的定性描述与争论阶段，定量研究非常少见，这就使得现有观点和主张的说服力大打折扣。鉴于商贸流通业与制造业在行业特质上的差异，以及近年来零售产业FDI在我国迅猛扩张，由此引发了学术和产业界对本土零售企业生存状况的担忧、对产业安全问题的争论与疑惑，因此，对零售产业FDI行业内效应进行深入的研究非常必要，用以解答：外资零售商的进入到底对我国本土零售商绩效产生了怎样的影响？是溢出还是挤出？在不同的地理区域，此效应是否存在差异？现有的针对一般行业FDI溢出效应的研究结论是否适用于零售业？充分发挥零售业FDI溢出效应的机制和途径又是什么？等疑问，本文拟以定量研究的方法对上述问题作出初步的解答，弥补现有研究的不足，以期为我国彻底开放了的零售产业规制提供参考。

二、假说提出

从国内外学者们所达成的一般性、共识性理论来讲，FDI可以通过“示范—模仿”、“竞争机制”和“人才培训及流动”三种机制对本土行业内企业产生正的溢出效应。而且与制造行业相比，零售业属于直接面向广大消费者的开放性服务，其本质是交易的专业化生产者/提供者（李陈华、柳思维，2005）［12］，并且具有“类似性活动”的业务属性（聂正安，2005）［13］，所以，零售企业比生产企业更容易利用品牌和统一经营模式进行复制。这也就同时决定了其经营技术、管理模式等显性的专有知识比较容易被同行业的其他企业所借鉴和模仿（如店面的陈列布置、促销手段，零售技术等），进而产生溢出效应。因此，单从“示范—模仿”的理论角度分析，零售产业FDI行业内的溢出效应应该比较明显。进一步来分析，上个世纪九十年代末，当外资零售企业初入中国市场时，我国仍处于百货店主导的零售阶段，外资零售的进入不但为我国植入了现代的零售业态、先进的经营管理模式，而且为我国零售市场引入了竞争，刺激了本土零售企业的创新和崛起。因此，从“竞争机制”的理论角度来分析，零售业FDI所引致的竞争也可能激活了本土企业的发展潜力，进而促使其经营绩效的提高。基于以上两个角度的分析，提出本文的第一个假说。

假说1：零售产业FDI可以对我国行业内本土企业产生正的“溢出”效应。

如前文所述，FDI溢出效应并不是并自动、必然产生的，而是需要条件的，如“适度竞争”的机制有利于溢出效应的发生（陈涛涛，2007）［11］40－41。但是，过度竞争必然使那些资本规模小、竞争能力不足的小企业首先被淘汰，也可能使中等规模企业经营举步维艰，我国各大城市都不乏在外资零售巨头辐射范围内，本土中小型零售企业生存极为困难甚至停业倒闭的鲜活案例。另外，若内外资企业“能力差距”过大，或者内资企业“吸收能力”不足也可能阻碍FDI溢出效应的产生。当然，外资企业也可能通过主动挤垮竞争对手、控制市场等行为对行业内本土企业产生负的挤出效应。因此，无论从“过度竞争”的可能性来看，还是从“能力差距”较大、“吸收能力”不足的现实来讲，甚至从外资企业行为角度来说，零售产业FDI都有可能对具

有竞争关系的本土零售企业产生负面影响，这构成了假说2的理论基础。

假说2：零售产业FDI 也可能对我国行业内本土企业产生负的“挤出”效应。

其次，自Caves （1974）［14］176－193

的经典研究以来，“FDI 参与程度”一直被当做重要解释变量来研究FDI

行业内溢出效应，不同的“FDI 参与程度”所产生的溢出或挤出效应不尽相同。由于零售业外商直接投资在

我国不同区域选择上是有所侧重的，区域之间的投资“量”是不平衡的，如以“外资零售商销售额比重”来

作为衡量标准时，“FDI 参与程度”在我国部分地区已经超过了30%，而在另外某些地区却不足5%，差异比较悬殊，外资零售企业对投资区域的重点选择行为自然造成了区域之间“FDI 参与程度”的差异。再者，不

同区域的本土零售企业吸收能力存在差异，区域商业竞争环境和政策导向也不尽相同，即使相同“量”的零售产业“FDI 参与程度”，也可能产生不同的溢出效应。据此提出本文的第三个假说。

假说3：零售产业FDI 产生的行业内效应在我国各区域之间存在异质性。

最后，受诸多因素的影响，FDI 行业内溢出效应往往是具有阶段性特征的（陈涛涛、狄瑞鹏，

2008）［3］174－178，此观点与国际学者早期针对印度、韩国、越南等典型的发展中国家所进行的研究结论是吻合的（Kumar ，

1994；Murali Patibandla ，2000；Santanu Sarkar ，2006）。即FDI 行业内的溢出效应在开放早期是比较“充分”的，但随着政策制度的改变或者开放时间的延续可能会出现“减弱或消失”的迹象。我国于2004年底彻底取消了对商贸流通业FDI 的政策限制，2005年以来外资零售商在投资数量、股权和地域方面的约束大大降低，内外资零售企业的竞争环境、竞争策略和竞争格局等都发生了明显变化，FDI 溢出效应的强度和潜力也可能随之改变，以上诸多因素必然对本土零售企业绩效产生影响，鉴于以上分析提出本文的第四个假说。

假说4：零售产业FDI 规制政策变革，以及由此引发的诸多因素改变会对本土企业绩效产生影响。

三、研究设计：模型、变量及数据

（一）模型设定

为了对上述假说进行验证，研究需要设计合理的模型、选择适当的变量，并且对相关数据进行处理。FDI 行业内溢出效应模型仍然可以追溯到Caves （1974）［14］185－188的经典研究，即以行业中“本土企业劳动生产率”

为被解释变量，以“FDI 参与程度”和其他控制变量为解释变量，若模型检验结果表明“本土企业劳动生产率”与“FDI 参与程度”之间呈显著的正相关关系，那么，就说明FDI 对本土企业产生了正的“溢出”效应。

Kokko 等（1996）［15］

对上述思想进行了扩展性补充，其认为：除了“FDI 参与程度”

，“内外资企业竞争”也可能直接导致溢出效应的产生。据此，我国学者陈涛涛、陈娇（2005）［16］

把原有的“单一机制”检验模

型拓展为“双机制”模型。

承继前人的研究思路与成果，以“本土零售企业绩效”为被解释变量，以“外资零售企业参与程度”和

“外资零售企业绩效”为主要解释变量，分别表示FDI 参与的“量”和“质”，同时，以“本土零售企业人均资本”为主要控制变量。另外，根据新经济增长理论，诸如政策制度变革等外生的技术因素也会使得企业绩

效发生明显变化。如假说4所阐述，2004年底我国零售产业保护性政策的彻底取消，故在模型中引入FDI 规制政策虚拟解释变量。

（二）变量及数据

基于数据的可获得性、口径的统一性，以及零售企业作为专业化交易提供者的角色，被解释变量“本

土零售企业绩效”用“内资零售企业人均销售额”来表示。主要解释变量“外资零售企业绩效”用“外资零售企业人均销售额”来表示、“外资零售企业参与程度”用外资零售企业从业人员占全行业的比重来表示，

“内资零售企业人均资本”控制变量由内资零售企业资本总额与从业人员数目的比值得到。借鉴国内外主流研究方法，采用各变量的自然对数形式进行建模。同时，由于FDI 溢出效应的显现往往具有一定的滞后

性，为此，将关键解释变量“外资零售企业绩效”和“外资零售企业参与程度”的数据滞后于被解释变量一

7

第9期魏修建，张丽淑：零售产业FDI 行业内效应研究：溢出还是挤出？

年。另外，考虑到零售产业FDI规制政策的变革时间，把政策虚拟变量D在2005年之前的值设为0，2006年开始为1。

本文以1999－2010年我国31个省级区域零售产业相关指标所组成的面板数据为基础（2004年统计缺失），同时为了保持数据的完整统一，剔除了几个样本地区，最终保留了数据完整的24个省级地区作为样本。本文采用面板数据分析方法对零售产业FDI行业内溢出效应进行测度，一方面可以从时间维度上验证零售产业FDI规制政策对本土企业绩效的影响，另一方面，可以从横截面维度上发现零售产业FDI溢出效应在不同区域的异质性，以达到对前文假说进行检验的目的。本文最终设定的模型如式（1）所示。

ln（ED）

it =α

i

+β

1i

ln（FDI）

i，t－1

+β

2i

ln（EF）

i，t－1

+β

3i

ln（AD）

it

+β

4i

D

it

+u

it

（1）

其中，ED为内资零售企业绩效；FDI为外资零售企业参与程度；EF为外资零售企业绩效；AD为内资零售企业人均资本；D为政策虚拟变量；u为随机扰动项。i为地区标志，t为时间标志①，实证数据主要来源于2000－2011年《中国贸易外经统计年鉴》。

四、经验实证

利用上文所构建的模型对本文所提出的假说进行如下经验实证，分析工具以Eviews6．0为主。

（一）平稳性检验

实证分析的第一步是对样本面板数据的平稳性进行检验，本文以最为常用的ADF单位根检验方法分别对ED、FDI、EF和AD变量样本数据的自然对数进行了平稳性检验。结果显示：在5%的显著性水平下，以上变量均为平稳数据，即是I（0）序列，因此，变量之间是同阶单整的。

（二）协整关系检验

协整检验通过对回归方程残差序列稳定性的检验，来判断解释变量与被解释变量之间是否存在稳定的均衡关系，以及回归方程设定是否合理，避免伪回归。本文以Kao检验方法对样本进行检验：

表1变量协整关系检验及Hausman检验结果

ADF t-Statistic

－8．1743

Prob．

0．0000

Correlated Random Effects-Hausman Test

Test cross-section random effects

Residual variance0．0433Test Summary Chi-Sq．Statistic Chi-Sq d．f．Prob．HAC variance0．0391Cross-section random96．577440．0000

结果如表1左侧所示，因为概率P接近于0，所以拒绝变量之间无协整关系的原假设，接受变量之间存在协整关系的备则假设。

（三）面板数据模型的确定

面板数据模型的确定包括两方面的内容，一方面是随机效应与固定效应的选择，另一方面是模型形式的设定，即模型参数α，β等是否对所有截面成员都是一样的。由于样本数据中的截面成员包括了全国大部分的省级区域，故从理论上来讲采用固定效应模型是比较合理的［17］。同时，利用Hausman检验方法对随机效应模型检验的结果如表1右侧所示，由于概率P接近于0，故拒绝随机效应影响模型的原假设，应采用固定效应模型，这与理论判断是一致的。

对模型形式的设定，通常是通过协方差分析检验来实现的。原假设为H1：β1=β2=β3=β4，H2：α1=α2

=α

3=α

4

，β

1

=β

2

=β

3

=β

4

。在假设H

2

下，检验统计量F2=

（S

3

－S

1

）/［（N－1）（k+1）］

S

1

/（NT－N（k+1））

服从自由度为

8商业经济与管理2012年①由于被解释变量滞后于主要解释变量一年，同时2004年统计缺失，故共损失三年样本量，t=1，2……9。

［（N －1）（k +1），N （T －k －1）］的F 分布；在H 1假设下，F 1=

（S 2－S 1）/［（N －1）K ］

S 1/（NT －N （K +1））

服从自由度为

［（N －1）k ，N （T －k －1）］的F 分布。其中，S 1，S 2，S 3分别为变系数模型、变截距模型和不变系数模型的残差平方和

［17］322－323

，本文中N =24，

T =9，k =4。根据上述公式计算得F 2=3．31，F 1=1．95，在给定5%的显著性水平下，通过Eviews 命令获得F 分布

临界值为F （115，96）=1．39，F （92，96）=1．41，由于F 2＞1．39，所以拒绝假设H 2。又由于F 1＞1．41，所以也拒绝H 1。因此，结合以上分析应该采用固定效应变系数模型。

（四）实证结果及解释

表2FDI 效应实证结果地区i 截距项a i FDI 参与程度效应（β1i ）FDI 绩效效应（β2i ）FDI 规制政策虚拟变量（β4i ）

北京（BJ ）

－2．87050．37351．11730．0845天津（TJ ）－0．75940．81571．02990．3350河北（HB ）－0．11220．21040．22141．2783内蒙古（NMG ）0．2489－0．2042－0．01890．9586辽宁（LN ）－3．4482－0．14521．09490．3606吉林（JL ）－1．3371－0．07460．40110．6359上海（SH ）9．54981．4913－1．50300．8239江苏（JS ）0．88710．41970．27780．3721浙江（ZJ ）1．14970．30510．29970．4377安徽（AH ）0．49950．41970．42310．3139福建（FJ ）0．6620－0．15740．08380．6367山东（SD ）0．50560．50730．35570．2696河南（HN ）－1．5011－0．03680．47590．6271湖北（HUB ）1．32140．58210．11520．5679湖南（HUN ）－1．88410．24360．75460．7801广东（GD ）－0．69450．44290．68080．2039广西（GX ）1．05440．55490．48520．3239海南（HN ）1．52930．27220．08150．2328重庆（CQ ）1．07440．47770．47780．4335四川（SC ）－2．50230．64801．21490．4710云南（YN ）－2．0378－0．12450．8075－0．1480陕西（SX ）0．34560．13040．12400．6962甘肃（GS ）0．6442－0．0427－0．00671．1106新疆（XJ ）－2．3247

－0．3845

0．24060．8565

Adjusted R 20．9616F 统计量46．2090Hausman 检验统计量（W ）96．5774DW 统计量2．3469观察值个数

216

为了避免异方差，采用截面加权的广义最小二乘估计法对模

型进行了估计，各主要解释变量系数估计结果如表2所示。

表2第三列为各地区“FDI 参与程度”对本土企业绩效影响的估计结果。从中可知：FDI 参与程度对本土企业绩效的影响有正（“溢出”）有负（“挤出”），地区之间呈现了明显的异质性。其中16个地区获得了“溢出”效应，“溢出”效应比较明显的地区为上海、天津、四川和湖北；而FDI 参与程度在另外8个地区则表现为“挤出”效应，且“挤出”效应的地区分布呈现明显的规律性，即主要集中在东北和西部地区，如内蒙古、辽宁、吉林、云南，甘肃和新疆等。

原因在于：（1）在内蒙古和甘肃为代表的几个经济不发达地

区，其“FDI 参与程度”尚为微弱，FDI 集聚程度还不足以对本土企业绩效产生正的“溢出”效应。统计数据显示：以外资零售企业从业人员比重表示的“FDI 参与程度”在内蒙古还不足1%，在甘肃也不足2%。而且，这些地区的内外资企业能力差距过大，如2010

年新疆地区外资零售企业人均销

售额为235万元，但是内资企业仅为130万元，差距过大的竞争格局也导致了“挤出”效应发生。

（2）在以福建和辽宁为代表的另一类“挤出”效应发生区域，相对于其经济发达程度和区域市场容量来说，“FDI 参与程度”已经到了比较高的程度，如福建省外资零售企业从业人员及销售额比重均超过了20%，高的“FDI 参

与程度”所引致的激烈竞争是“挤出”效应发生的主要原因。原因还可能在于，这些欠发达地区的本土零售

9

第9期魏修建，张丽淑：零售产业FDI 行业内效应研究：溢出还是挤出？

01商业经济与管理2012年

企业吸收能力不足，FDI的存在未能发挥“示范—模仿”的溢出机制。

上述结论从FDI参与“量”的层面证实了假说1、假说2及假说3。

表2第四列为各地区“外资零售企业绩效”对本土零售企业绩效影响的估计结果。与“FDI参与程度”类似，“外资零售企业绩效”对本土企业绩效的影响也呈现了“溢出”与“挤出”并存的混合结果。其中，“溢出”效应最显著的地区是北京、天津、辽宁和四川，而“FDI参与程度”对辽宁地区产生的却是“挤出”效应，由此也可见，“FDI参与程度”与“外资企业绩效”确实是两个不同的影响机制。“外资零售企业绩效”只是对上海、甘肃和内蒙古地区产生了“挤出”效应，且内蒙古和甘肃地区的“挤出”效应非常微弱。整体来看，“外资零售企业绩效”所带来的正向“溢出”效应是比较“充分”的，明显强于“FDI参与程度”累积所产生的溢出效应。“外资零售企业绩效”对上海地区所产生的明显“挤出”效应，源于此地区“FDI参与程度”很高，如2010年上海地区的外资零售企业销售额比重接近30%，而且内外资零售企业效率差距小，“溢出”效应发生的空间不足。另外，由于内外资零售企业效率势均力敌，双方处于同一个竞争层面，加之零售产业具有很强的地域性特征，在一定时期内市场容量相对固定，因此，内外资零售企业效率呈现了此消彼长的负相关关系。这从FDI参与“质”的层面证实了假说1、假说2及假说3。

表2最后一列为零售产业FDI规制政策虚拟变量对各地区内资零售企业绩效影响的估计结果。从中可知，除了云南省之外，其余地区虚拟变量的系数全部为正，且统计显著。这说明，2006年以来，各地区内资零售企业平均绩效较之前有了显著性提高，政策制度变革以及由此引发的竞争环境改变在不同区域产生的效应是相似的。假说4得到了证实。

五、结论与启示

基于以上分析，我们可得出如下几点结论与启示：

第一，零售产业FDI对我国不同区域本土零售企业绩效所产生的影响存在明显的异质性，正的“溢出”效应与负的“挤出”效应并存；FDI规制政策，以及由此引发的竞争环境改变对本土企业绩效产生了正面影响，2006年以来，内资零售企业平均绩效较以前有了显著性提高。本文提出的四个假说均得到了证实。

第二，高“质”的FDI所带来的“溢出”效应显著于FDI“量”的积累所产生的“溢出”效应。而且，能够产生正向溢出效应的“FDI参与程度”是具有双向临界值的，如上文所证实，微弱的“FDI参与程度”不足以对本土企业产生正面影响，只有当FDI达到一定的集聚程度才可能对本土企业产生正的“溢出”效应。但是过犹不及，当“FDI参与程度”过量时，由于激烈竞争所引致的其对本土零售企业的影响会由正的“溢出”效应向负的“挤出”效应转变。

第三，由于零售产业FDI行业内效应的异质性，各地区的外资引入政策不能一刀切，要结合本地区的实际情况。在“FDI参与程度”相对比较集中的成熟市场，要侧重于引导内外资零售企业有序、适度、良性竞争；另外，要提升本土零售企业综合竞争能力、学习和吸收能力，缩小内外资零售企业能力差距，为FDI溢出效应的产生疏通通道。

当然，由于受所能获得的数据限制，同时为了保证数据口径的统一性，以及指标的完整性，本文仅用“人均销售额”指标表示内外资零售企业绩效，后续研究可以尝试多指标、多层次的论证。其次，本文只对零售产业FDI在区域层面的溢出效应进行了实证，而未能涉及不同业态的分析，这些问题都将在未来的研究中予以补充和完善。

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—Empirical Evidence Based on Chinese Provincial Panel Data

WEI Xiu-jian ，ZHANG Li-shu

（School of Economics and Finance ，Xi'an Jiaotong University ，Xi'an 710061，China ）

Abstract ：In the context of relatively weak research on FDI effects of commercial and circulation industry ，considering the characteristics of retail industry ，

and based on general FDI spillover theory ，this paper puts forward four theoretical hypotheses about the intra-industry effects of FDI on retail industry．Employing 1999-2009panel data of Chinese provincial areas ，this paper empirically tests these hypotheses．The result shows that ：（1）the intra-industry effects of FDI on retail industry present a significant heterogeneity between different regions．Both “spillover ”and “crowding-out ”are found ，and the regional distribution shows apparent regularity ；（2）high “quality ”FDI has more spillover than high “quantity ”FDI．Moderate FDI is the important prerequisite of “spillover effect ”；（3）the changes of FDI regulations ，policies and the competitive environment have significant impact on domestic retailers'performance．The four theoretical hypotheses are confirmed．

Key words ：retail industry ；FDI ；spillover effect ；crowd-out effect

（责任编辑郑英龙）

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1第9期魏修建，张丽淑：零售产业FDI 行业内效应研究：溢出还是挤出？