陳 坤

(上海對外貿易學院 工商管理學院,上海 201620)

中國汽車產(chǎn)業(yè)企業(yè)數(shù)量影響因素實證探究

陳 坤

(上海對外貿易學院 工商管理學院,上海 201620)

在平新喬、魏軍鋒建立的模型和計量方法基礎上,以2006年我國區(qū)域汽車工業(yè)為研究對象,修改回歸模型后對我國汽車區(qū)域市場中影響汽車生產(chǎn)廠商數(shù)目的主要因素進行實證研究。在驗證理論假設后分析回歸結果得出結論:我國汽車產(chǎn)業(yè)在廠商數(shù)目的決定上具有積極的市場導向性;我國汽車工業(yè)具有典型的寡頭市場特征;短期利潤水平不是該產(chǎn)業(yè)投資建廠的考量依據(jù)之一;居民當期與累計性收入水平對國內汽車產(chǎn)業(yè)廠商數(shù)目的影響不顯著。

汽車產(chǎn)業(yè);影響因素;市場規(guī)模;企業(yè)數(shù)量

一、研究假設

對于需求方來說,他在選擇消費產(chǎn)品時面臨著收入限制的硬約束,收入的變化外生性地影響著需求曲線的移動,進而影響供給均衡值。

假設1 對我國汽車產(chǎn)業(yè)市場的供給方來說,獲利情況與廠商數(shù)目存在一致性,即廠商獲利與廠商數(shù)量正相關。

假設2 我國汽車市場符合經(jīng)濟學對市場供求的基本分析理論,即消費者收入的增加會增加產(chǎn)品交易量,能吸引更多廠商進入,增加廠商數(shù)量。

Bresnahan和Reiss[1]、Asplund和Sandin[2]對市場規(guī)模與廠商數(shù)目關系進行了研究,在他們的研究基礎上,平新喬,魏軍鋒指出:競爭程度與全行業(yè)所必需的市場規(guī)模就有正相關關系。競爭程度又與企業(yè)數(shù)目正相關,由此推斷,企業(yè)存活數(shù)目必定與市場規(guī)模正相關。對于進入競爭來說,門檻水平越高,則進入難度更大,廠商數(shù)目越小[3]53。

假設3 ①我國汽車市場的市場規(guī)模與汽車產(chǎn)業(yè)里的廠商數(shù)量正相關;②我國汽車產(chǎn)業(yè)中,進入門檻水平與汽車工業(yè)廠商數(shù)量負相關。

本文實證分析的主要目的是對我國汽車區(qū)域市場中影響汽車生產(chǎn)廠商數(shù)目的主要因素進行實證研究。在驗證以上假設的基礎上得出有關我國汽車工業(yè)競爭情況和影響各地區(qū)汽車廠商數(shù)目主要因素等方面的結論。

二、實證分析

1.樣本及數(shù)據(jù)來源

本實證過程以2006年我國按區(qū)域劃分的汽車工業(yè)為統(tǒng)計樣本,以對我國區(qū)域汽車市場各項指標的統(tǒng)計為樣本數(shù)據(jù),與平新喬、魏軍鋒(2001)[3]55的處理方式相同,把全國整個市場按照省(自治區(qū)、直轄市)行政區(qū)劃劃分為31個區(qū)域市場,并由此采集到31個樣本。實證數(shù)據(jù)來源有:2006,2007《中國汽車工業(yè)年鑒》;2007《中國統(tǒng)計年鑒》。

2.變量聲明

(1)因變量。對汽車產(chǎn)業(yè)來說,生產(chǎn)不同機動車產(chǎn)品的企業(yè)規(guī)模上肯定有差異,而這一規(guī)模差異并不是該實證中要分析的與企業(yè)規(guī)模有關的要素。平新喬、魏軍鋒[3]55采用的是各省(自治區(qū)、直轄市)的汽車整車生產(chǎn)企業(yè)數(shù)量(全國總118家)作為該變量的數(shù)據(jù),這樣處理也存在不足:生產(chǎn)不同汽車類型企業(yè)規(guī)模的不同會導致只計汽車整車生產(chǎn)企業(yè)數(shù)量產(chǎn)生一定偏差,在整個汽車工業(yè)中,不存在汽車整車生產(chǎn)企業(yè)就一定比非整車生產(chǎn)企業(yè)規(guī)模大的定論。

另外,在他們實證分析的模型中,其他諸如年度固定資產(chǎn)投資等自變量采用的是某地區(qū)整個汽車工業(yè)的數(shù)據(jù),如果在這里僅計入汽車整車生產(chǎn)企業(yè)數(shù)量,該變量與其他變量的統(tǒng)計口徑會不一致?？紤]這些不足以及獲得完全數(shù)據(jù)的難度,筆者采用2006年按照資產(chǎn)規(guī)模排名的我國汽車工業(yè)主要企業(yè)(集團)的名單,涵蓋了整車及零部件生產(chǎn)廠商。

(2)自變量。

①《2007中國統(tǒng)計年鑒》主要統(tǒng)計指標解釋。度量消費者收入的變量。用2006年各省(自治區(qū)、直轄市)的人均 GDP值作為度量消費者收入水平的數(shù)據(jù)。

作為一種家庭或生產(chǎn)用耐用品,汽車具有較高的單件價格,消費者對其購買往往是基于前期的累計收入水平而不僅僅是當期的年收入。僅用Pgdp衡量模型中影響因變量的消費者收入水平有一定的局限性。

恩格爾系數(shù)被定義為食品支出金額在消費性支出金額中所占的比例①,是國際上通用的衡量居民生活水平高低的一項重要指標,一般隨居民家庭收入和生活水平的提高而下降,它較為有效地測度了居民往期的累計收入對當期消費結構的影響。基于以上分析,恩格爾系數(shù)和人均GDP作為收入衡量指標應該對居民耐用品購買,進而對模型設定的因變量具有一定的交互作用:人均GDP對因變量的影響依賴于該地區(qū)的恩格爾系數(shù)。鑒于此,模型將引入相應的交互作用進行回歸。在類似的合理分析基礎上,Pgdp也可能是以一種非線性的方式影響因變量的:當某一地區(qū)人均GDP水平較低時,其增長對居民汽車購買的影響不大;當人均收入水平較高時,它的增長將更有可能帶來對汽車的購買,即PGDP很有可能是以一種多項式的函數(shù)形式影響因變量的。

②表示市場需求規(guī)模的變量。采用2006年我國各個省(自治區(qū)、直轄市)的年度汽車保有量的變化量作為市場需求規(guī)模的測度變量,具體數(shù)據(jù)為2006年我國各省(自治區(qū)、直轄市)民用汽車保有量和2005年該值的差。

③測度汽車行業(yè)進入“門檻”水平的變量。衡量汽車行業(yè)“門檻”水平的數(shù)值應該是新設立一家車企所需的各項投入總和,包括固定資產(chǎn)投資,管理和研究開發(fā)等各項費用,但不可能獲得這一確切數(shù)據(jù)。用年固定資產(chǎn)投資數(shù)額作為汽車行業(yè)進入“門檻”水平的測度變量數(shù)據(jù)。平新喬等[3]55取的是各地區(qū)汽車工業(yè)年固定資產(chǎn)投資總額,這也有不足之處:我們的模型分析是在企業(yè)層面的,將各地區(qū)汽車工業(yè)年固定資產(chǎn)投資總額除以各自廠商數(shù)得出的企業(yè)平均值更為合理。

④表示汽車產(chǎn)業(yè)中廠商獲利水平的變量。銷售利潤是企業(yè)在其全部銷售業(yè)務中實現(xiàn)的利潤,能夠表示廠商的獲利水平,平新喬等[3]55將各地區(qū)的銷售利潤額作為測度汽車產(chǎn)業(yè)中廠商獲利水平的數(shù)據(jù),卻忽略了關于廠商衡量是否進入行業(yè)生產(chǎn)的本質:廠商是以基于投入的利潤水平來衡量某項投資的獲利性的,所以,采用利潤率測度廠商獲利水平應該比利潤額更為合理。筆者將分別采用利潤額和利潤率數(shù)據(jù)導入模型回歸,并由模型的解釋度比較這兩個數(shù)據(jù)的合理性。

3.回歸結果

首先將汽車保有量的增量、人均 GDP、年利潤額、年投資額4個變量引入模型,此基本模型變量間的相關系數(shù)見表1。FIRM與其他自變量的相關系數(shù)均為正且表現(xiàn)出較大的相關性,從這一點看,除了假設3②以外,該結果與其他幾個理論假設一致。此外,各自變量之間的相關系數(shù)較大(deltahold與invest相關系數(shù)達到了0.7),由此初步判斷基本模型可能存在多重共線性。

表1 基本模型中各變量間的相關系數(shù)

對基本模型進行LS回歸,其擬合結果不盡如人意:White檢驗不拒絕同方差假設,判定系數(shù)為0.697,模型F檢驗通過,但4個自變量中有兩個 t檢驗未通過;對系數(shù)的正負來說,除了汽車保有量增量外,其他幾個均與我們的理論假設不符?；灸Ｐ徒Y果可信度不高。這很可能是由模型變量間的多重共線性導致的。

為了估計和修正基本模型具有的多重共線性,應用逐步回歸法(回歸結果見表2),可以看到,自變量Deltahold在1%水平下顯著,對因變量的解釋貢獻度最高;Invetst在5%水平下顯著;其它兩個變量均不顯著且對模型解釋貢獻不大,暫時剔除這兩個自變量。

筆者將對基本模型作一些修改,包括修改自變量,引入自變量多項式及交互項,具體步驟及回歸報告見表3。其中回歸過程①為基本回歸,回歸結果同表2,在回歸過程②之前依據(jù)逐步分析法剔除了自變量人均GDP和年利潤額。對年利潤額,將修改自變量以考察廠商獲利水平對廠商數(shù)量的影響;對于人均GDP,與假設不符,可以從理論角度出發(fā)探究交互作用和非線性函數(shù)的可能性;對行業(yè)門檻水平的衡量應用各企業(yè)平均值而不是地區(qū)總額更符合現(xiàn)實。這是表3中②以后回歸過程的探究基礎。

表2 基本回歸模型逐步回歸結果

表3 對基本模型作出多步修改后的回歸結果

在回歸過程②中引入企業(yè)年固定資產(chǎn)投資額的平均值Investavg,擬合得出其系數(shù)為-0.253,為負值,與假設3②相符;在5%水平下顯著,修正判定系數(shù)略有提高,而聯(lián)合 F檢驗值由①的14.95提高到25.05,變量 Investavg提高了對模型因變量的解釋度和模型本身的可信度。

在保留變量 Investavg的基礎上引入利潤率變量Profitrate構造回歸過程③,其系數(shù)雖然仍然為負,與理論假設1不符,但卻并不顯著,所以在這里回歸結果未支持假設1的同時也沒有推翻這一假設;該變量的引入未對其他變量產(chǎn)生實質性影響;引入后模型判定系數(shù)提高幅度極小,也拉低了聯(lián)合 F檢驗值?？傊?自變量 Profitrate在支持或推翻假設1上無明顯作用。在確定獲利水平對模型解釋度有限的結論后剔除變量Profitrate,開始探討居民收入水平的變化對汽車產(chǎn)業(yè)廠商數(shù)目的影響。過程④引入恩格爾系數(shù)以考察該指標是否對因變量有獨立的解釋作用,表3的結論是否定的;關于人均GDP是否是以非線性形式影響因變量的這一問題,過程⑤也給出了否定的答案;過程⑥是為了驗證恩格爾系數(shù)和人均收入兩個變量間的交互作用,回歸結果不支持上一節(jié)的假設。

三、結 語

在本文研究的我國汽車工業(yè)中,作為市場需求最直接的度量變量,汽車保有量的增量是決定汽車廠商數(shù)目最重要的指標,這體現(xiàn)出我國汽車產(chǎn)業(yè)在廠商數(shù)目上積極的市場導向性;而“門檻水平”的存在和其變化對廠商數(shù)目的有效影響則體現(xiàn)出我國汽車工業(yè)的寡頭市場特征。

在2006年這一截面來看,利潤水平變化對汽車廠商數(shù)目影響并不顯著,汽車廠商的數(shù)目增減更注重參考該產(chǎn)業(yè)長期的盈利水平而不單是某一年的利潤水平,這一分析顯示出行業(yè)內生產(chǎn)者在對盈利的追求上不存在短視現(xiàn)象。

[1] Bresnahan T F,Reiss P C. Entry and Competition in Concentrated Markets[J].Journal of Political Economy, 1991,99(5):977-1009.

[2] Asplund M,Sandin R.The Number of Firms and Production Capacity in Relation to Market Size[J]. The Journal of Industrial Economics,1999,47(1):69-85.

[3] 平新喬,魏軍鋒.中國汽車工業(yè)的市場規(guī)模和企業(yè)數(shù)量研究[J].經(jīng)濟研究,2001(11).

Determinants of Enterprise Quantity in Auto Industry:Evidence from China

CHEN Kun
(School of Management,Shanghai Institute of Foreign Trade,Shanghai 201620,China)

Based on the model and method of Ping Xinqiao and Wei Junfeng(2001),with the evidence(in 2006)from regional auto industry in China and some modifications to the basic model,a empirical research is conducted on the determinants of enterprise quantity in auto industry to verify those hypotheses proposed before and ends with following conclusions:there is a positive character of market-orientation in the enterprise quantity in China’s auto industry;China’s auto industry is a typical oligopoly market;the main yard sticks of investment in building new plants don’t include the short-term profit level;resident income (both current and accumulated level)does not significantly affect the enterprise quantity in China’s auto industry.

auto industry;determinants;market scale;enterprise quantity

F 224

A

【責任編輯 劉乃義】

1008-9225(2010)05-0101-04

2010-07-19

陳 坤(1987-),男,重慶銅梁人,上海對外貿易學院碩士研究生。