FDI與我國汽車產業市場集中度相關性的實證分析

鄭永備

(福建師范大學 經濟學院，福建 福州 350117)

一、引言

汽車產業是國民經濟的支柱產業。改革開放以來，外商直接投資(FDI)已經在我國汽車行業占據重要地位。通過引進外資和國外先進技術，我國汽車行業發展迅速，產量不斷提高，廠商經濟規模不斷擴大，市場集中度穩步提高，2011年汽車行業排名前四位廠商占據的市場份額達到62.99%[1]。但我國汽車產業的市場結構與世界汽車工業強國成熟的市場結構相比還有較大差距。

汽車產業是技術、資本密集型產業，這一特征決定了汽車產業是一個典型的規模經濟顯著的產業。經濟理論和發達國家的實踐都表明寡頭壟斷的市場結構應當是汽車產業市場結構的合理化狀態。市場集中度是市場結構的重要度量指標，不僅可以用來衡量某一行業的競爭程度，也是影響某一行業經濟績效的重要因素。FDI的進入勢必會影響汽車產業的市場集中度，進而影響汽車產業的市場結構和經濟績效。21世紀以來，我國汽車產業與世界經濟的聯系更加緊密，外商直接投資的影響力度逐步加強，給我們考察FDI對我國汽車產業市場集中度的具體影響提供了契機。

二、相關文獻回顧

對于外商直接投資進入對東道國市場結構的影響問題，許多經典的國際直接投資理論都進行了論述。壟斷優勢理論認為，無論在東道國還是在母國，跨國公司都具有壟斷意愿，因為具有專有技術、管理經驗和營銷能力等方面的優勢，跨國公司在東道國市場上更容易形成壟斷行為。在東道國市場上競爭對手較少，串謀容易，企業會產生串謀的意愿和行為[2-3]。寡占反應論認為，在寡占的行業或市場中，每個企業都具有舉足輕重的地位，領頭的企業一旦作出某一決策，其他企業便會采取相應措施，以避免對方的行為給自己帶來競爭風險，維持彼此之間的力量均衡。因此，寡占反應能夠激發跨國公司的投資，而這種行為又會使寡頭企業相繼走向海外市場，并在東道國的市場上建立與國內相似的寡頭壟斷市場結構，從而形成對東道國市場的壟斷[3]。

具體到外商直接投資進入對汽車產業集中度的影響，國內學者在這方面作了相當多的研究。張紀康認為外商直接投資的進入使我國汽車產業的市場集中度顯著提高，跨國公司的投資使我國汽車產業形成若干寡頭性競爭廠商，提高了汽車產業的進入壁壘[4]。趙楠通過定性分析認為，跨國公司在東道國市場上的行為不能純粹地界定為壟斷性或競爭性，以汽車產業為例，跨國公司對汽車產業市場結構的影響以20世紀90年代中期為分水嶺，由壟斷性走向競爭性[5]。吳定玉采用多項式回歸分析的方法，對外商直接投資與汽車產業市場集中度的關系進行了實證檢驗，認為外商直接投資在一定程度上提高了我國汽車產業市場集中度，提高了汽車行業的進入壁壘[6]。劉新英通過協整分析，認為FDI與我國汽車行業市場集中度之間存在一定的協整關系，從長期來看兩者是正向的促進關系[7]。桑鐵柱采用灰色關聯分析的方法，對FDI與中國汽車產業集中度的關系做了實證分析，實證結果表明兩者呈較高的灰色關聯度，外商直接投資在一定程度上影響了汽車產業市場集中度，并且隨著外商直接投資的提高，集中度會進一步上升[8]。但與其他影響因素相比，FDI并不是我國汽車產業集中度最重要的影響因素。

上述文獻運用不同的實證方法對FDI與我國汽車產業市場集中度的相關關系進行分析，大部分實證結果都認為，FDI在一定程度上提高了我國汽車產業市場集中度。本文擬利用向量自回歸(VAR)模型，對FDI 與我國汽車產業市場集中度的相關性進行實證分析，考察FDI 與我國汽車產業市場集中度的長期動態相關關系，并根據實證分析的結果提出政策建議。

三、研究方法、指標選取與數據來源

(一)研究方法

為了分析FDI 與我國汽車產業市場集中度的動態相關關系，本文采用VAR模型來分析兩者之間的定量關系。向量自回歸(VAR)是基于數據的統計性質建立的模型，最早由美國學者Sims在1980年提出。VAR模型把系統中每一個內生變量作為系統所有內生變量的滯后值的函數來構造模型，以此來估計聯合內生變量的動態關系，這種方法具有良好的特殊的動態結構性質。

VAR(p)模型的矩陣表達式如下：

Yt= A1Yt-1+ A2Yt-2+ …… + ApYt-p+ H Xt+ εt(t = 1，2，……，T)

其中，Yt是k維內生變量列向量，Xt是d維外生變量列向量，p是滯后階數，T是樣本個數，At是k×k維系數矩陣，H是k×d維系數，εt是k維誤差項構成的列向量[9]。

(二)指標選取與數據來源

依據產業組織理論，本文設置以下兩個指標：

1.市場集中度

集中度是衡量某一市場中某一行業內廠商之間市場份額分布的一個指標，集中反映產業市場壟斷程度的高低。市場集中度的衡量方法包括絕對集中法和相對集中法，前者包括產業絕對集中度(CRn)和赫芬達爾—赫希曼指數(HHI)，后者包括基尼系數和洛侖茲曲線。本文采用絕對集中度(CR4)指數來衡量我國汽車產業的市場集中度，其計算公式為：

其中，Xi為汽車產業中第i 位企業的年產量，N為全部汽車生產企業的數量。

2.外商直接投資(FDI)

集中度效應的體現與直接投資行為發生之間具有時滯效應，集中度不僅取決于當年的FDI流量，更與歷年FDI的存量有關。為更加直接描述FDI與我國汽車產業市場集中度的動態對應關系，本文選取FDI的流量而非投資存量。FDI主要以當年的實際利用外資為準，單位為億美元。

本文市場集中度的數據由歷年的《中國汽車工業年鑒》(1993—2012)計算得來，汽車產業FDI的數據來自中國投資指南網。限于數據的可得性，本文使用1992—2009年的汽車產業集中度CR4和FDI數據進行實證分析。

四、實證分析

(一)數據平穩性檢驗

為避免偽回歸問題，在建立經濟計量模型之前應對數據進行平穩性檢驗。本文采用ADF檢驗法對CR4、FDI進行單位根檢驗，以判斷時間序列的平穩性。采用Eviews6軟件對各變量的水平值和一階差分值進行檢驗，滯后階數根據AIC準則確定為2階，用畫圖的方法來選擇是否包含常數項和時間趨勢項。檢驗結果表明，CR4、FDI的原數據都不平穩，但一階差分后數據都在5%的顯著性水平下趨向于平穩，所以CR4和FDI都是一階單整系列，即CR4—I(1)，FDI—I(1)。

(二)協整檢驗

雖然一些經濟變量本身是非平穩序列，但它們的線性組合卻可能是平穩序列，這種平穩的線性組合被稱為協整方程。協整方程說明變量之間存在長期穩定的均衡關系。本文采用Johansen檢驗法對CR4和FDI序列進行協整檢驗，根據AIC和SC準則確定最優的滯后期為1期，結果表明：在5%的顯著性水平下，序列CR4和FDI存在一個協整關系，即1992—2009年FDI與我國汽車產業市場集中度存在長期穩定的均衡關系。其標準化的協整方程如下

CR4-0.786029FDI=0

標準差(0.05921)

由協整方程可知，回歸系數為0.786029，是CR4對FDI的彈性系數，即FDI每增加一個百分點，將使我國汽車產業集中度增加0.786029個百分點。由此可以看出，FDI對我國汽車產業市場集中度具有明顯的拉動作用。

(三)VAR模型的建立

根據AIC信息準則和SC準則取值最小的原則，確定模型的滯后階數為2階，得到VAR模型的估計結果如下：

根據VAR模型的估計結果顯示，調整后的R2分別為0.72和0.88，模型總的擬合程度較好。由于脈沖響應函數分析和方差分解分析要求VAR模型必須滿足穩定條件，所以要對模型進行穩定性檢驗。

由檢驗結果可知，被估計的VAR模型的4個單位根都小于1，沒有位于單位圓外，因而該VAR系統是穩定的，可以進行脈沖響應分析和方差分解分析。

(四)脈沖響應函數分析

在VAR模型中，往往不分析一個變量的變化對另一個變量的影響如何，而是分析當一個隨機擾動項發生變化或模型受到某種沖擊時對整個系統的動態影響，這是脈沖響應函數分析的基本思想。脈沖響應函數衡量了來自隨機擾動項的一個標準沖擊對系統內所有內生變量當期和未來取值的影響。分別給CR4和FDI兩個變量一個標準差的沖擊，得到關于CR4和FDI的脈沖響應函數。圖1和圖2分別為其中一個變量對另外一個變量的沖擊引起變化的脈沖響應函數。橫軸表示沖擊作用的滯后期間(單位為年度)，縱軸表示脈沖響應值(單位為增長率)，實線表示脈沖響應函數，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶。從圖1可以看出，本期給FDI一個正的沖擊，會給汽車產業集中度帶來正的影響，即FDI與汽車產業集中度存在正向相關關系。汽車產業集中度對FDI并沒有立即做出反應，脈沖響應值第1期為0，在第1到第3期遞增，并在第3期達到最大值，隨后影響逐漸變小，在第5期后脈沖響應值趨于穩定。從圖2可以看出，本期給CR4一個正的沖擊，FDI對汽車產業集中度的沖擊立即做出響應，響應值在第1到第3期遞增，在第3期達到最大值，之后以較快的速度下降，在第5期后響應值逐漸趨于穩定，并且隨著時間的推移，這種影響仍然存在，第10期的響應值為0.90598。

圖1 FDI的沖擊對CR4的影響

圖2 CR4的沖擊對FDI的影響

(五)方差分解

本文使用方差分解法來進一步考察FDI與我國汽車產業市場集中度的相互影響關系。方差分解通過分析每個新信息沖擊對內生變量變化(通常用方差來度量)的貢獻度，評價各新信息對內生變量的相對重要性。變量方差分解的檢驗結果看出，我國汽車產業市場集中度對解釋FDI的預測方差起到了重要作用。并且隨著時間的推移，FDI預測方差中由汽車產業集中度擾動導致的貢獻率逐漸增大，由第1期的26.6%增加到第10期的87.12%；由其自身擾動引起的貢獻率則逐漸減少，由最初的73.4%降低到12.88%，表明我國汽車產業集中度對FDI有較大的影響。我國汽車產業集中度的預測方差在第1期的方差分解貢獻率全部由其自身的擾動引起，隨著預測時期數的增加，FDI對汽車產業集中度的方差分解有一定的貢獻度，但貢獻率比較低，在第3期達到最大值，為5.22%，之后趨于平穩，到第10期為4.63%，說明FDI對我國汽車產業市場集中度波動的影響較弱。

五、研究結論與政策建議

(一)研究結論

從對FDI與我國汽車產業市場集中度相關性的實證分析中，可以得出以下結論。

從協整關系來看，FDI和我國汽車產業市場集中度之間存在唯一的協整關系，它們之間存在長期穩定的均衡作用。從協整方程可以看出，FDI每提高一個百分點，汽車產業集中度就會提升0.786029個百分點，表明FDI在一定程度上提升了我國汽車產業的集中度。

從脈沖響應函數分析來看，當期FDI的正向沖擊會對汽車產業集中度產生正向影響，第1期的影響值為0，第3期達到最大值，之后逐漸回落并趨于穩定，表明FDI的進入確實會提高我國汽車產業市場集中度，但這種作用幅度較弱，而且還存在滯后效應。同時，從脈沖響應函數分析結果可以看出，當期汽車產業市場集中度的正向沖擊對FDI會產生更大的影響，并且這種影響明顯大于FDI的沖擊對汽車產業市場集中度的影響，表明汽車產業市場集中度的提高能夠更加吸引FDI的進入。

從方差分解分析結果來看，FDI對汽車產業集中度預測方差的貢獻率較小，基本維持在5%以下。相反，汽車產業集中度對FDI預測方差的貢獻率卻很大，最大值達到87.12%。表明FDI對我國汽車產業市場集中度波動的影響較弱，而汽車產業集中度對FDI的波動有著很強的影響，結果與脈沖響應函數的分析結果一致。

綜合以上的實證分析結果可以看出，FDI對我國汽車產業市場集中度有正向的促進作用，但這種正向影響較弱，說明FDI并不是我國汽車產業集中度最重要的影響因素。事實上，影響汽車產業集中度的因素還包括市場容量、市場需求增長率、產品差異化、進入壁壘和上期市場集中度等其它因素。和這些影響因素相比，FDI規模對汽車產業市場集中度的影響力度較小。

(二)政策建議

繼續積極引進外資。與世界汽車工業強國相比，我國的汽車產業集中度仍需進一步提高。外商直接投資能夠在一定程度上促進我國汽車行業市場集中度的提高，因此應當積極利用外資提高汽車產業的市場集中度，使之達到一個合理的高度，提高產業的整體規模。應當積極利用外資，創建具有行業壟斷優勢的大型公司、大型集團，壯大自己的實力，唯此才能增強參與國際競爭的能力，從整體上提升中國汽車產業的競爭實力。與此同時，為充分發揮外商直接投資提高我國汽車產業集中度，進而優化我國汽車產業市場結構的作用，應當引進“寡占反應”型的外商投資，即引進多家外商投資，形成寡頭競爭格局。這樣不僅能提高汽車產業的競爭水平，在充分有效競爭的基礎上提高我國汽車產業的市場集中度，同時也會促進跨國公司加快向我國轉移先進技術，縮小國內汽車企業同跨國公司的技術差距。

注重提升企業技術水平和創新能力。首先，注重吸引跨國公司的研發性投資。長期以來，我國汽車產業在技術上依賴跨國公司，不利于我國汽車產業國際競爭力的提升。因此，應當重視提升企業的自主研發和創新能力。在這一過程中，僅僅依靠外商直接投資的技術溢出效應是不夠的，應當加強與外商直接投資企業和跨國公司的技術合作，鼓勵跨國公司對我國進行研發性投資。其次，政府應支持內資企業的自主研發和創新。外資企業本身有著很強的競爭能力，加上政府對外資的各種優惠政策，使得外資企業在與國內企業的競爭中占據更加有利的地位。政府應當營造內外資企業公平的競爭環境，在稅收、資金和政府采購等方面為內資企業提供政策支持。對國內汽車產業的公共技術研發項目、基礎研究項目采用政府資助或組織，為新技術的發展創造條件。

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