我国零售业市场集中度影响因素研究

协整检验通过对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，避
免伪回归。本文以 Kao 检验方法对样本进行检验，得出 P
值为 0.0373，从而接受备则假设：变量之间存在协整关系。
面板数据模型的确定在于混合估计模型、随机效应模
型与固定效应模型三者之间的选择问题。由于样本数据
中图分类号：F724.2
文献标识码：A
文章编号：1002-6487（2014）10-0085-04
1 指标设定与模型构建
1.1 市场集中度 目前，学术界衡量市场集中度的指标可分为绝对集中
表1 年份
地区 北京 天津 河北 山西
内蒙古 辽宁 吉林
黑龙江 上海 江苏 浙江 安徽 福建 江西 山东 河南 湖北 湖南 广东 广西 海南 重庆 四川 贵州 云南 陕西 甘肃 青海 宁夏 新疆
以 2005~2011 年我国 30 个省市零售业相关指标所组 成的面板数据为基础（由于样本数据过少剔除西藏地区数 据）对零售业市场集中度影响因素进行分析，一方面可以 从时间维度上考察各指标的影响，又可以从横截面维度上 发现不同区域的异质性。依据对变量的描述，最终构建的
模型如式（1）所示。 CR4it = α0 + α1x1it + α2 x2it + α3 x3it + α4 x4it + α5 x5it + α6 x6it + εit
37.48 17.16 2.46 4.79 6.57 14.64 6.34 3.49 31.47 15.89 3.5 10.84 5.29 5.53 4.65 2.39 7.43 3.67 7.65 3.77 21.45 17.76 2.54 6.56 4.42 6.01 6.13 8.76 6.9 5.51
权和数量等方面的限制）所以选择 2005~2011 年的样本数
据，又考虑到样本稳定性问题，选取全国 30 个行政省市为
考察对象，不包括港、澳、台地区和西藏地区（西藏地区样
本数据数值过低）。对于行业集中率 CRn 中的 n 通常取值 为 4 或 8，选取各行政省市排名前 4 位，具体数据来自《中
国统计年鉴》、中国连锁经营协会年报、中国商业联合会公
业市场集中度的影响。
表3
变量统计性描述
变量含义
样本数 均值 最小值 最大值
jzd
零售业市场集中度
210 8.832 1.38 41.44
X1 连锁零售企业占商品零售总额比 210 0.1666 0.011 0.609
X2
限额以上零售企业主营业务税金占收 入比
210
0.005 0.00159 0.0476
32.73 16.15 2.66 3.58 4.58 12.81 7.09 3.42 29.4 12.26 1.63 9.85 3.66 3.87 3.67 1.67 7.8 4.17 5.85
2 18.08 10.89 3.13 3.03 4.92 4.6 4.56 3.67 10.55 5.42
H1：不同横截面（序列），模型截距项各不相同（建立时
刻或个体固定效应模型）。
F=
(SSEr
-
SSEu)/[(NT - 2) - (NT SSEu/(NT - N - 1)
-
N
-
1)]
其中 SSEr，SSEu 分别表示约束模型（混合估计模型）
和非约束模型（个体固定效应模型或时刻固定效应）的残
差平方和，N 为截面数、T 为时间序列数。通过上述检验
2005~2011 年我国各省零售业市场集中度（CR4）
（单位：%）
2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011
33.14 12.38 2.88 3.58 4.58 13.85 7.23 3.19 28.57 12.46 1.48 8.24 3.04 2.76 3.02 1.5 7.46 3.78 5.8 1.93 16.77 12.45 3.17 2.77 2.76 3.92 5.86 5.47 9.11 6.3
示。
86 统计与决策２０1 4 年第 10 期·总第 406 期
统计观察
表4
总体样本数据回归结果②
变量
6.1
6.2
6.3
6.4
6.5
6.6
X1 -6.990384 -8.867046 -7.498266 -4.845559 -4.485921 -4.557272 0.0066 0.0009 0.0032 0.0012 0.0897 0.0921
（2）政府政策（X2），用限额以上零售企业主营业务税
金占主营业务收入比来表示。
（3）利润率（X3），用限额以上零售企业主营业务利润
占主营业务收入比来表示。
（4）从业人数（X4），用该地区限额以上零售企业年末
从业人数来表示。
（5）零售商品销售额（X5），用该地区零售商品销售总
额来表示。
（6）零售业 FDI（X6），它表示外商投资对于我国零售
统计与决策２０1 4 年第 10 期·总第 406 期 85
统计观察
对于我国零售业市场集中度进行分析可以发现：
（1）我国零售业市场集中度呈现比较稳定的增长态
势，但是总体水平依然偏低。
（2）根据贝恩的市场结构分类，当 CR4 小于 30 时，该 市场属于竞争型市场结构，从上表区域加权集中度表中可
以看出，我们零售业目前属于竞争型市场结构。
报，具体计算结果如表 1 所示。
通过表 1 计算 2005~2011 年我国零售业区域及总体区
域加权集中度，见表 2 所示。
表2
2005~2011 年我国零售业区域加权集中度①（CˉRˉn）
(单位：%)
指标
2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011
总体加权集中度 9.04 8.76 9.69 9.05 9.14 9.48 9.69
统计观察
我国零售业市场集中度影响因素研究
湛 泳，聂 欣
(湘潭大学 社会主义经济理论研究中心，湖南 湘潭 411105)
摘 要：市场集中度研究为我国零售业持续平稳发展提供了新视角。文章基于 2005~2011 年零售业省际
面板数据计算了我国零售业的市场集中度，研究发现市场集中度呈现比较稳定的增长态势，且东部沿海地区明
度和相对集中度指标。绝对集中度指标以行业集中率
（CRn ）、赫芬达尔-赫希曼指数（HHI）为代表，主要测度某 行业前 n 位企业所占某一行业的市场份额，但是此类方法
可能低估我国零售业市场集中度，会把无竞争关系的地区
规划到竞争关系当中去使得计算结构偏小。
相对集中度指标则以洛仑兹曲线、基尼系数为代表，
主要考察企业规模差异化程度，但此类指标的结构与市场
结构不是对应的，计算结果可信度不高。
综上所述将数据可靠性、可得性作为选取指标原则，
选择行业集中率（CRn ）作为测算各省零售市场集中度的 指标，与此同时计算区域加权集中度 CˉRˉn 用来总体分析我
国零售业市场结构。
对于统计时间的测度，考虑到 2004 年底我国才开放
零售业相关市场（取消外商投资商业企业在我国地域、股
（3）我国区域市场集中度有显著的差异，东部沿海经
济发达地区市场集中度明显高于中西部地区，从时间趋势
来看，东部地区零售业市场集中度变动平稳、而中西部地
区市场集中度稳步上升。
1.2 解释变量
根据现有理论研究，选取以下指标作为分析的解释变
量。
（1）连锁经营化率（X1），用连锁零售企业商品零售额
占该地区商品零售总额的比率来表示。
ADF 和 PP 检验，LLC、IPS、ADF、PP 检验原假设均为个体
具有单位根，结果表明 X3 未通过 ADF 检验、X4 未通过
LLC、IPS 检验，X6 未通过 IPS 检验，而 X1、X2、X5 均不存在
单位根，本文不甚严格地把 X3、X5、X6 看作平稳变量，尽
管这样处理有些欠妥。
2.2 协整检验与模型的确定
在构建面板回归方程估计之前，先直接考察各个解释 变量与市场集中度指标的相关关系。
发现政府政策 X2 与市场集中度的相关关系不明显 （对此本文还是将其引入方程，看它在加入其他控制变量 的情况下的显著程度），其余变量均与市场集中度表现为 正相关关系，但是因为还未控制其他相关变量的影响，我 们不能就此给定结论。 1.3 模型构建
41.44 18.43 4.36 4.02 6.89 15.04 6.34 3.45 33.45 15.46 2.54 15.79 5.98 3.24 6.11 3.12 6.89 4.56 5.25 3.25 19.68 17.43 3.25 5.43 4.56 6.35 6.47 8.42 7.35 4.64
X3
限额以上零售企业主营业务利润占收 入比
210
0.0147 0.061 0.165
X4 限额以上零售企业年末从业人数(人)
X5
零售商品销售总额（亿）
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X6
外商投资额（亿/美元）
210 135549 7798 541065 210 12767 472 60998 210 1.249 0.0123 9.3756
东部
12.63 13.29 13.52 11.97 12.14 12.95 12.89
中部
4.95 5.85 5.53 5.67 5.87 5.79 5.87
西部
6.45 6.2 7.19 7.18 6.92 6.69 7.01
基金项目：国家社科基金重大项目 (12ZD049)
①具体划分为：东部省份有：北京、天津、河北、辽宁、吉林、黑龙江、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南；中部省份有：山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南。 西部省份有：内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏和新疆；下同
中的截面处理包括全国绝大部分省际区域，从理论上讲应
该采用个体固定效应模型比较合理。对此我们先利用
Hausman 检验对随机效应模型进行检验，判断是否适应随
机效应模型，对于选择混合数据模型还是采用固定效应模
型，可以通过以下 F 检验来完成：
H0：对于不同横截面（序列），模型截距项都相同（建立
混合估计模型）。
显高于中西部地区。文章进一步采用个体固定效应面板模型考察了市场集中度的影响因素，结果发现，市场集
中度与零售企业连锁经营化率呈负相关，与行业利润率、行业规模、零售市场容量、外商投资呈正相关，从具体
省际差异看，连锁经营化率对中部地区零售业市场集中度的影响较大，而外商投资则对东部地区有较大影响。
关键词：零售业；市场集中度；面板数据
（1） i=1，2，…30 代表 30 个省市，t=2005，2007，…2011 为样 本观察期，εit 服从 N(0σ2) 分布。
2 实证分析
利用所构建的模型对样本进行如下实证分析，分析工
具采用 Eviews 6.0。
2.1 面板数据单位根检验
为避免因变量的不平稳而引起回归方程的参数估计
出现偏差，首先采取单位根 summary 检验，包括 LLC、IPS、
35.6 17.53 2.78 4.16 6.85 14.71 6.76 3.79 32.94 14.31 1.82 11.9 3.5 3.67 4.81 1.5 7.64 3.46 7.51 1.97 18.85 13.42 2.83 3.15 5.53 4.81 6.28 3.91 10.5 4.29
39.27 16.68 3.88 3.61 6.02 14.98 6.07 3.26 32.65 16.17 1.38 16.69 6.37 2.8 5.29 2.69 7.44 3.52 6.98 3.07 18.57 18.08 3.21 6.22 3.49 6.86 5.41 8.12 6.48 4.75
我们发现结果与理论一致，即应该使用个体固定效应模
型。
2.3 估计结果与实际解释力
根据检验结果采用个体固定效应进行分析，并利用加
权克服异方差，同时为消除多重共线性问题，进行逐步回
归，回归结果如表 4 所示：
从上表（6.1~6.6 式）看，解释变量 X2 的结果明显不显
著，此处剔除 X2 将余下变量再次进行回归，结果如表 5 所
X2
16.52311 9.996480 -2.191148 -8.588102 -8.809125
0.3591 0.6134 0.9186 0.6982 0.6961
40.42 17.47 3.25 3.92 6.52 14.4 5.92 3.46 31.1 15.9 1.52 16.41 5.62 3.19 4.92 2.55 7.49 3.35 7.51 3.06 16.47 17.27 2.74 5.66 3.76 6.74 5.79 8.5 6.61 5.11