FDI对我国汽车行业市场集中度影响的实证分析，本文主要内容关键词为：实证论文,集中度论文,我国汽车论文,行业论文,市场论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、FDI进入前我国汽车行业市场集中度状况
从1953年我国在前苏联援助下，在长春开始建设第一家汽车厂起，中国汽车工业已经走过了近55年的历史，在这50多年的发展历程中，有30年的时间是独立自主地发展自己的汽车民族工业的时期，并形成了“3＋6”的卡车工业格局，汽车产量从1955年的61辆增加到1983年开放前的196307辆，增长了3000倍。这一段时期由于我国汽车工业受计划经济的影响，表现出高集中度的行政性寡头垄断的市场结构。
这一阶段我国汽车行业的市场集中度特点可以通过表1和图1反映出来。表1和图1都清楚地表明，从1955年到1957年三年间一直是一汽独霸一方的天下，生产集中度达到100％。一直持续到1960年，一汽的生产集中度高达77.11％。整个20世纪60年代，一汽的集中度一直在70％以上（除去1968年）。从20世纪70年代以后，一汽的集中度一直趋于下降，从1970年的57.59％下降到1982年的30.82％，从1958年的96.76％下降到1982年的72.36％。按照贝恩的市场分类，仍属于极高寡占型的市场结构。从表1中也可以看出，直到1981年，二汽才在生产集中度上与一汽接近，达33.61％（一汽为34.16％），形成我国汽车行业的“二元寡占”的格局。
图1 1955～1982年我国汽车行业产业集中度CR[,1]、CR[,4]变化（％）
而这两家寡头的形成，完全是我国计划经济的产物，因为这两家汽车企业也是在我国高度计划经济下为了发展我国汽车工业由国家集中力量重点投资建设的，在建成之后，通过后续的国家投资，不断扩大生产规模，建立起行政垄断地位。
如果从经济学一般意义上来分析，伴随一汽市场占有率的下降，应该出现其他汽车生产企业市场占有率的上升，或者新的企业的出现，单从表1可以看出，1979年一汽的市场占有率降低到自1955年以来的最低点33.93％，但二汽的市场占有份额并没有明显的攀升；再比如，1981年一汽、二汽的累计市场占有率为67.77％，但第三位的集中度也只有8.5％。所有这些都表明我国汽车行业在最初发展的30年中所形成的高度寡头型市场结构是非市场性质的，也使得这段时期我国汽车行业的集中度变化呈现出非市场性特征。
二、FDI进入至今我国汽车行业产业集中度效应分析
从1983年，美国AMC公司与北京汽车制造厂合资生产“切诺基”轻型越野吉普车，打开了我国汽车行业对外开放的门户，近25年来，跨国公司在华投资规模不断扩大，对我国汽车行业集中度变化产生了一定的影响。
（一）我国汽车行业市场集中度与外商直接投资的相关性分析
表2是通过大量计算得到的我国汽车行业1981—2006年集中度。从表2可以看出，由于1982年以前，我国汽车行业仍处于高度的计划经济体制的控制之下，由国家主导的“一汽”、“二汽”的“双占寡头”的生产集中度高达67.77％和58.13％，属于“二元市场结构”；四厂集中度也在83.14％和72.36％。从1983年开始，随着外商投资企业的进入，我国市场结构开始发生显著变化，这种变化反映在生产集中度上就是先降后升的轨迹（图2），其分界线发生在1992年左右，也正是我国经济体制从有计划的商品经济向社会主义市场经济转化的时期。
图2 1981—2006年中国汽车产业产业集中度CR[,4]变化（％）
从1992年开始，在市场经济竞争机制的作用下，一批批劣势企业被淘汰、转产、兼并，我国汽车工业第一次发生了建立在规模优势竞争基础上的市场集中度的稳步提高，尤其是2001年随着我国国内外企业的兼并和重组，大型汽车企业集团相继形成，逐步形成了规模最大的一汽、上汽、东风和长安四大集团，使得我国汽车行业建立在规模优势竞争基础上的市场集中度明显提高，这一点从图2中也可以看到。到2003年CR[,4]达到另一个高峰值59.6％，比1992年上升了58.9％，按照贝恩的理论划分，这一数值的集中度属于中高型寡头垄断的市场结构。经过50年的发展，我国汽车产业终于从行政性紧密寡占型的市场结构演进为市场经济型的寡占市场结构。
值得注意的是，在我国汽车产业集中度演变的过程中，汽车产业市场结构原有的“二元”性依然很明显。从表2可以看出，从1983年到2006年的大部分年中，除了2002年，“二元”对CR[,4]的贡献率都在50％以上，而从第三位厂商开始，市场份额便迅速下降。不过，“二元”主体已由计划经济体制主导下的国内独家或双寡头厂商，演变为跨国公司控制下的合资企业，如一汽集团公司、上汽和东风汽车公司的合资对象分别是德国大众、美国通用和法国雪铁龙等世界大型跨国公司；而且，产品结构也从原来的载货车的单一结构产品转成载货车、轿车和客车产品结构了。
从1983年到2006年我国汽车业市场中“二元”主体由计划经济下的双寡头厂商向跨国公司控制下的合资企业的转变，可以看出外资进入对我国汽车业市场结构的影响，我们选取1992年到2006年我国汽车行业引进外资金额与CR[,4]来计算FDI与我国汽车行业市场集中度的相关性，并建立外商直接投资与汽车行业市场集中度的回归模型来分析FDI对我国汽车业市场集中度的影响。
1、FDI与我国汽车行业集中度的相关性
我们整理了1992年到2006年间的相关数据如表3所示：
在研究解释变量间的相关性时，一般利用积差法，借助Eviews 3.1可以计算出FDI与CR[,4]的相关系数如表4所示，得出r＝0.828168。
2、外商直接投资与市场集中度的回归模型检验
（1）利用最小二乘法进行直线回归分析。借助计量经济软件Eviews3.1进行运算，根据计算结果可得FDI与汽车行业市场集中度关系的直线回归模型见式（1）：令FDI＝X
由回归数据可以知道R[2]＝0.685862，说明用直线回归模型来衡量直接投资与汽车行业市场集中度关系有较好的拟合效果，如表5所示。
（二）我国汽车行业市场集中度与外商直接投资的相关性分析结论
通过上述分析，可以得出以下结论：
外商直接投资与我国汽车行业的市场集中度之间存在较高的正相关，说明在一定程度上，外商直接投资促进了我国汽车行业集中度的提高。
由相关系数r＝0.828168说明FDI与我国汽车行业集中度之间存在较高的正相关。当用直线回归模型进行检验时，拟合值为R[2]＝0.685862，说明用直线回归模型来衡量FDI与我国汽车行业的集中度有较好的拟合效果，表明两者之间存在一定的线性关系。不过，仍然有一些因素没有被纳入模型回归，实际上，我国汽车行业市场集中度的提高并非完全是由外商投资带来的。从理论上来讲，FDI的进入是否导致东道国行业集中度的提高，其具体结果还取决于其他因素：
1、跨国公司在东道国的投资规模、进入方式、进入的时间及其东道国其他竞争对手的数量和规模，因篇幅所限，本文对这些变量不展开论述。
2、东道国本地厂商对跨国公司的反应。如果东道国本地厂商选择防御性战略，与外商合资或干脆退出，则会明显地导致产业集中度的提高；如果选择进攻性战略，扩大生产规模并加大营销投入与跨国公司抗衡，那么产业集中度将会降低。
实际上，如果我国政府考虑到本国汽车企业的实力无法与大规模进入的汽车跨国公司相抗衡，我国汽车生产企业只有选择合资，利用外资的溢出效应来提高企业的竞争力，将会制定优惠的鼓励外商投资的政策，而且实践也证明了这一点。同时，多方引进跨国公司，利用众多跨国公司之间的竞争来刺激外商的技术转移，以抵消由于合资可能导致的产业过度集中而形成跨国公司对我国汽车行业的垄断也是我国政府制定外资政策的重要思路。由此可见，我国的汽车产业政策和引资政策对汽车行业集中度的效应也起着很重要的作用。
三、FDI与我国汽车行业市场集中度因果关系检验
前面对FDI与我国汽车行业市场集中度的相关性进行了回归分析，模型分析结果表明FDI与我国汽车行业市场集中度呈高度正相关，从长期看，FDI与我国汽车市场集中度之间到底存在怎样的关系，则需要对FDI和我国汽车行业集中度作协整分析和Granger因果关系检验。这个检验过程包含几个步骤：单位根检验、协整检验和建立误差修正模型FDI与集中度之间的因果关系。
1、单位根检验
对变量进行协整分析之前，首先要进行单位根检验，只有变量在一段平稳（I（1））条件下，才能进行协整分析。本文使用ADF（Augmented Dickey-Fuler）法检验变量的稳定性，回归方程如式（2）：
由表6可知，所有的变量的水平序列都是非平稳的，而它们的一阶差分都是平稳的，即都是I（1）。这说明这些变量之间存在协整关系，表明所研究变量之间存在着一种长期稳定的均衡关系，从经济意义上讲，这种协整关系只要存在，便可以通过一个变量的变化来影响另一变量的变化，下面检验上述变量是否存在协整关系。
2、协整检验
虽然FDI与我国汽车行业市场集中度都具有各自的长期波动规律，但如果能证明这两者之间是协整的，则可以确定它们之间存在着一种长期稳定的均衡关系。
我们采用Johansen的极大似然法进行协整关系检验，检验结果见表7。
由表8的协整检验结果可以看出，FDI与我国汽车行业市场集中度之间存在一定的协整关系，这说明这两个变量之间存在着长期、稳定的均衡局面。
3、建立误差修正模型分析变量间的因果关系。
通过前面的分析表明，FDI与我国汽车行业市场集中度之间存在长期的均衡关系，但这种均衡关系是否构成因果关系则可以通过误差修正模型来分析，误差修正模型既能显示变量间长期的均衡关系，又能体现变量之间短期变化的影响。
FDI（X）与汽车产业集中度（CR[,4]）的因果关系检验模型设计为方程（3）、（4）：
我们采用直接估计法，由此我们得到的FDI（X）与市场集中度（CR[，4]）的误差修正模型为（5）、（6）：
我们用直接估计法来检验FDI与市场集中度的因果关系。
利用协整回归的结果和公式（6），进行回归分析，得到回归模型（7）和误差修正模型（8）：
由方程（7）、（8）可以看出被解释变量外资的波动可以分为两部分：短期波动，前一期外资增长率对后一期外资增长率具有反向的促进作用，短期影响高达72.6％，滞后一期的汽车行业集中度对外资的增长也是反向促进作用；长期均衡，误差修正项的系数，反映偏离长期均衡的调整力度，从估计的系数值0.725975来看，调整力度不是很高。
同样利用协整回归的结果和公式（5），进行回归分析，得到回归模型（9）和误差修正模型（10）：
由方程（9）、（10）可以看出被解释变量汽车集中度的波动可以分为两部分：短期波动，前一期我国汽车行业市场集中度的增长率对后一期集中度增长率具有反向的促进作用，短期影响高达84.9％，滞后一期的引进外资的增长对我国汽车行业的市场集中度增长是正向促进作用，不过影响力度偏弱，只有15.6％；长期均衡，误差修正项的系数，反映偏离长期均衡的调整力度，从估计的系数值0.848698来看，调整力度不是很大。
4、模型回归结果分析
（1）从模型（8）、（10）可以得出，长期来看，我国汽车行业的市场集中度变化和FDI的变化率之间具有双向的Granger因果关系。市场集中度的变动会吸引FDI的投入（弹性系数为0.183489）；反过来，FDI的进入提升了产业集中度，弹性系数为4.72747。从长期来看，我国引进外资与我国汽车行业集中度之间形成了良性的互动发展。
（2）从上述模型中同样可以得出，我国汽车行业集中度的变动和FDI的变化率在短期内具有双向的Granger因果关系。滞后一期的汽车行业市场集中度对外资的增长具有反向的促进作用，弹性系数为4.727；同样，滞后一期的FDI的变化对我国汽车行业市场集中度的变化则也是反向促进作用，弹性系数为0.1835，这个分析结果与本文在第二部分的理论次阐述以及第三部分前半部分的实证分析都是相吻合的。
从上述分析中看，我国汽车行业市场集中度与FDI的关系从长期来看是正向的促进关系，也就是说，市场集中度的提升会吸引外资的进入，变动幅度偏弱，而外资的进入会促进产业集中度的提高，变动幅度相对较大；而短期内都表现为反向促进作用，FDI的增长会降低汽车产业市场集中度，影响幅度较弱，市场集中度的提升也会阻碍外资的进入，影响幅度较强。
这与邓宁的“二阶段”论是互相吻合的。根据邓宁的理论，外国直接投资的市场结构效应呈现出动态的阶段性特征，东道国的市场集中度在外国直接投资进入后先降低而后提高。外国直接投资的进入在初期会因为厂商数量得到增加、产量得到扩充，而相应地降低东道国相关产业的市场集中度，加强了东道国产业的市场竞争。但经过一段与东道国企业竞争之后，东道国市场的产业集中度一般会提高。
外国直接投资的市场结构效应之所以具有动态阶段性特征，主要是因为在进入的不同阶段外资企业的投资战略以及投资能力发生了变化。在投资初期，外资企业一般实行小规模的试探性战略，当确信在东道国市场可以立足并可获得持续发展时，才开始追加资本，推行大规模、长期性的投资。而外资企业的竞争力也是随着投资战略的转变而发生着改变的，投资战略从试探性向占领性转变意味着外资企业竞争能力的增强。
随着跨国公司投资战略的从试探性向占领性转变，带动跨国公司在东道国投资规模持续增长，到此跨国公司投资对东道国市场集中度由降低开始转向上升。