中国汽车产业企业数量影响因素实证探究

陈 坤

(上海对外贸易学院 工商管理学院,上海 201620)

中国汽车产业企业数量影响因素实证探究

陈 坤

(上海对外贸易学院 工商管理学院,上海 201620)

在平新乔、魏军锋建立的模型和计量方法基础上,以2006年我国区域汽车工业为研究对象,修改回归模型后对我国汽车区域市场中影响汽车生产厂商数目的主要因素进行实证研究。在验证理论假设后分析回归结果得出结论:我国汽车产业在厂商数目的决定上具有积极的市场导向性;我国汽车工业具有典型的寡头市场特征;短期利润水平不是该产业投资建厂的考量依据之一;居民当期与累计性收入水平对国内汽车产业厂商数目的影响不显著。

汽车产业;影响因素;市场规模;企业数量

一、研究假设

对于需求方来说,他在选择消费产品时面临着收入限制的硬约束,收入的变化外生性地影响着需求曲线的移动,进而影响供给均衡值。

假设1 对我国汽车产业市场的供给方来说,获利情况与厂商数目存在一致性,即厂商获利与厂商数量正相关。

假设2 我国汽车市场符合经济学对市场供求的基本分析理论,即消费者收入的增加会增加产品交易量,能吸引更多厂商进入,增加厂商数量。

Bresnahan和Reiss[1]、Asplund和Sandin[2]对市场规模与厂商数目关系进行了研究,在他们的研究基础上,平新乔,魏军锋指出:竞争程度与全行业所必需的市场规模就有正相关关系。竞争程度又与企业数目正相关,由此推断,企业存活数目必定与市场规模正相关。对于进入竞争来说,门槛水平越高,则进入难度更大,厂商数目越小[3]53。

假设3 ①我国汽车市场的市场规模与汽车产业里的厂商数量正相关;②我国汽车产业中,进入门槛水平与汽车工业厂商数量负相关。

本文实证分析的主要目的是对我国汽车区域市场中影响汽车生产厂商数目的主要因素进行实证研究。在验证以上假设的基础上得出有关我国汽车工业竞争情况和影响各地区汽车厂商数目主要因素等方面的结论。

二、实证分析

1.样本及数据来源

本实证过程以2006年我国按区域划分的汽车工业为统计样本,以对我国区域汽车市场各项指标的统计为样本数据,与平新乔、魏军锋(2001)[3]55的处理方式相同,把全国整个市场按照省(自治区、直辖市)行政区划划分为31个区域市场,并由此采集到31个样本。实证数据来源有:2006,2007《中国汽车工业年鉴》;2007《中国统计年鉴》。

2.变量声明

(1)因变量。对汽车产业来说,生产不同机动车产品的企业规模上肯定有差异,而这一规模差异并不是该实证中要分析的与企业规模有关的要素。平新乔、魏军锋[3]55采用的是各省(自治区、直辖市)的汽车整车生产企业数量(全国总118家)作为该变量的数据,这样处理也存在不足:生产不同汽车类型企业规模的不同会导致只计汽车整车生产企业数量产生一定偏差,在整个汽车工业中,不存在汽车整车生产企业就一定比非整车生产企业规模大的定论。

另外,在他们实证分析的模型中,其他诸如年度固定资产投资等自变量采用的是某地区整个汽车工业的数据,如果在这里仅计入汽车整车生产企业数量,该变量与其他变量的统计口径会不一致。考虑这些不足以及获得完全数据的难度,笔者采用2006年按照资产规模排名的我国汽车工业主要企业(集团)的名单,涵盖了整车及零部件生产厂商。

(2)自变量。

①《2007中国统计年鉴》主要统计指标解释。度量消费者收入的变量。用2006年各省(自治区、直辖市)的人均 GDP值作为度量消费者收入水平的数据。

作为一种家庭或生产用耐用品,汽车具有较高的单件价格,消费者对其购买往往是基于前期的累计收入水平而不仅仅是当期的年收入。仅用Pgdp衡量模型中影响因变量的消费者收入水平有一定的局限性。

恩格尔系数被定义为食品支出金额在消费性支出金额中所占的比例①,是国际上通用的衡量居民生活水平高低的一项重要指标,一般随居民家庭收入和生活水平的提高而下降,它较为有效地测度了居民往期的累计收入对当期消费结构的影响。基于以上分析,恩格尔系数和人均GDP作为收入衡量指标应该对居民耐用品购买,进而对模型设定的因变量具有一定的交互作用:人均GDP对因变量的影响依赖于该地区的恩格尔系数。鉴于此,模型将引入相应的交互作用进行回归。在类似的合理分析基础上,Pgdp也可能是以一种非线性的方式影响因变量的:当某一地区人均GDP水平较低时,其增长对居民汽车购买的影响不大;当人均收入水平较高时,它的增长将更有可能带来对汽车的购买,即PGDP很有可能是以一种多项式的函数形式影响因变量的。

②表示市场需求规模的变量。采用2006年我国各个省(自治区、直辖市)的年度汽车保有量的变化量作为市场需求规模的测度变量,具体数据为2006年我国各省(自治区、直辖市)民用汽车保有量和2005年该值的差。

③测度汽车行业进入“门槛”水平的变量。衡量汽车行业“门槛”水平的数值应该是新设立一家车企所需的各项投入总和,包括固定资产投资,管理和研究开发等各项费用,但不可能获得这一确切数据。用年固定资产投资数额作为汽车行业进入“门槛”水平的测度变量数据。平新乔等[3]55取的是各地区汽车工业年固定资产投资总额,这也有不足之处:我们的模型分析是在企业层面的,将各地区汽车工业年固定资产投资总额除以各自厂商数得出的企业平均值更为合理。

④表示汽车产业中厂商获利水平的变量。销售利润是企业在其全部销售业务中实现的利润,能够表示厂商的获利水平,平新乔等[3]55将各地区的销售利润额作为测度汽车产业中厂商获利水平的数据,却忽略了关于厂商衡量是否进入行业生产的本质:厂商是以基于投入的利润水平来衡量某项投资的获利性的,所以,采用利润率测度厂商获利水平应该比利润额更为合理。笔者将分别采用利润额和利润率数据导入模型回归,并由模型的解释度比较这两个数据的合理性。

3.回归结果

首先将汽车保有量的增量、人均 GDP、年利润额、年投资额4个变量引入模型,此基本模型变量间的相关系数见表1。FIRM与其他自变量的相关系数均为正且表现出较大的相关性,从这一点看,除了假设3②以外,该结果与其他几个理论假设一致。此外,各自变量之间的相关系数较大(deltahold与invest相关系数达到了0.7),由此初步判断基本模型可能存在多重共线性。

表1 基本模型中各变量间的相关系数

对基本模型进行LS回归,其拟合结果不尽如人意:White检验不拒绝同方差假设,判定系数为0.697,模型F检验通过,但4个自变量中有两个 t检验未通过;对系数的正负来说,除了汽车保有量增量外,其他几个均与我们的理论假设不符。基本模型结果可信度不高。这很可能是由模型变量间的多重共线性导致的。

为了估计和修正基本模型具有的多重共线性,应用逐步回归法(回归结果见表2),可以看到,自变量Deltahold在1%水平下显著,对因变量的解释贡献度最高;Invetst在5%水平下显著;其它两个变量均不显著且对模型解释贡献不大,暂时剔除这两个自变量。

笔者将对基本模型作一些修改,包括修改自变量,引入自变量多项式及交互项,具体步骤及回归报告见表3。其中回归过程①为基本回归,回归结果同表2,在回归过程②之前依据逐步分析法剔除了自变量人均GDP和年利润额。对年利润额,将修改自变量以考察厂商获利水平对厂商数量的影响;对于人均GDP,与假设不符,可以从理论角度出发探究交互作用和非线性函数的可能性;对行业门槛水平的衡量应用各企业平均值而不是地区总额更符合现实。这是表3中②以后回归过程的探究基础。

表2 基本回归模型逐步回归结果

表3 对基本模型作出多步修改后的回归结果

在回归过程②中引入企业年固定资产投资额的平均值Investavg,拟合得出其系数为-0.253,为负值,与假设3②相符;在5%水平下显著,修正判定系数略有提高,而联合 F检验值由①的14.95提高到25.05,变量 Investavg提高了对模型因变量的解释度和模型本身的可信度。

在保留变量 Investavg的基础上引入利润率变量Profitrate构造回归过程③,其系数虽然仍然为负,与理论假设1不符,但却并不显著,所以在这里回归结果未支持假设1的同时也没有推翻这一假设;该变量的引入未对其他变量产生实质性影响;引入后模型判定系数提高幅度极小,也拉低了联合 F检验值。总之,自变量 Profitrate在支持或推翻假设1上无明显作用。在确定获利水平对模型解释度有限的结论后剔除变量Profitrate,开始探讨居民收入水平的变化对汽车产业厂商数目的影响。过程④引入恩格尔系数以考察该指标是否对因变量有独立的解释作用,表3的结论是否定的;关于人均GDP是否是以非线性形式影响因变量的这一问题,过程⑤也给出了否定的答案;过程⑥是为了验证恩格尔系数和人均收入两个变量间的交互作用,回归结果不支持上一节的假设。

三、结 语

在本文研究的我国汽车工业中,作为市场需求最直接的度量变量,汽车保有量的增量是决定汽车厂商数目最重要的指标,这体现出我国汽车产业在厂商数目上积极的市场导向性;而“门槛水平”的存在和其变化对厂商数目的有效影响则体现出我国汽车工业的寡头市场特征。

在2006年这一截面来看,利润水平变化对汽车厂商数目影响并不显著,汽车厂商的数目增减更注重参考该产业长期的盈利水平而不单是某一年的利润水平,这一分析显示出行业内生产者在对盈利的追求上不存在短视现象。

[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] 平新乔,魏军锋.中国汽车工业的市场规模和企业数量研究[J].经济研究,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

【责任编辑 刘乃义】

1008-9225(2010)05-0101-04

2010-07-19

陈 坤(1987-),男,重庆铜梁人,上海对外贸易学院硕士研究生。