关税保护与经济绩效——中国汽车产业市场敏感度实证分析，本文主要内容关键词为：敏感度论文,实证论文,关税论文,中国汽车论文,绩效论文，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、引言
在许多发展中国家，关税保护导致了比市场规模所要求的更多的国内企业挤入某个部门，而许多企业都以长期平均成本以下的生产规模生产相同的产品，这种现象在某些分析模型中，称为生产分裂（fragmentation of production）。而这种情况在发展中国家中的汽车生产中最为常见。在关税水平一定的条件下，如果国内价格是通过关税建立起来的，那么消费者的损失是与当生产者获取垄断利润和当生产者的成本变得更高时相同的。但是生产分裂会导致一定量的实际资源的损失，这种损失是由这个产业组织缺乏效率引起的。说明许多企业处于非帕累托效率（金祥荣，1993）。汽车产业在中国是典型的多年来被关税保护的幼稚性产业。生产分裂使中国汽车产业组织缺乏效率，许多企业处于非帕累托效率状态，整个产业陷入了投资分散、企业数量众多，但规模经济和市场竞争却严重不足的怪圈。平新乔、魏军锋（2001）根据Breanahan & Reiss（1991）发展的模型和计量方法，对中国汽车工业的市场规模和企业数量进行了回归分析，结果证实，在中国汽车产业中同样存在着市场规模和企业数量之间正相关关系。他们从实证角度指出。中国汽车工业规模小，企业数量多，且投资分散。因此，中国汽车产业的重组、兼并与整合将面临着非常艰巨的任务。从1992年至2001年，中国进口轿车的关税从180％下降到80％，进口发动机关税从35％下降到20％。入世后，按照既定的关税减让承诺，中国从2002年1月1日起至2006年7月1日。各类轿车、载货车、专用车的关税都将有较大幅度的下阶，平均关税降至25％左右。经过历次关税削减至2002年，中国汽车产品的平均关税仍有50％左右。过高的汽车进口关税保护是进口车在我国国内市场所占的份额较低的重要。到2002年，进口车仅占中国国内汽车市场份额的3.94％，国产汽车几乎垄断了国内市场。高关税保护政策造成的高利润率使得中国汽车厂商对价格信号反应不敏感，投资拉动的粗放型增长和高关税保护使国内汽车产业具有某种程度的局部垄断特征，汽车供给的价格弹性较低，汽车产业的规模不经济与市场竞争度不足的现象长期存在。据此，通过对Tcha和Kuriyama（2003）模型进行修正，笔者拟对保护政策下中国汽车产业市场敏感度和福利效应做出实证分析，以期对我国汽车产业的发展有所借鉴。
二、理论模型与市场敏感度实证分析
1.理论模型
Tcha和Kuriyama（2003）运用局部均衡模型，通过关税对澳大利亚汽车产业的福利效应分析，评估了规模经济下关税保护政策的效果。结果发现，澳大利亚汽车产业具有负的长期供给弹性，表明该产业存在着显著的规模经济。究其原因主要有：（1）资本投资的增加：（2.）组装汽车和汽车配件关税的逐步减让。这样，由于规模经济的存在，供给价格弹性为负，给予汽车产业关税保护实际上减少了国内汽车生产。而且，进口关税的连续减让，降低了汽车价格，结果有助于增加汽车产业的就业。Tcha和KuriyaMa（2003）使用的模型如下：
其中：NR为每年汽车需求量：PC为汽车的平均价格；RI为实际国民收入；C4为每年汽车生产量。b[，1]为需求的价格弹性，b[，2]为需求的收入弹性，c[，1]为供给的价格弹性，通过对数变换，把上述非线性方程转化为对数线性形式，则有：
汽车在澳大利亚和我国同属长期受高关税保护的典型的幼稚性产业，在汽车产业上，两国的市场结构和竞争机制具有某种相似性。从汽车需求来看，虽然影响因素有很多，比如：消费习惯，教育程度、价格、收入等，但是价格和收入是最重要的影响因素。从汽车供给来看，价格也是影响汽车供给的一个非常重要的因素。因此，Tcha和Kuriyama（2003）模型对我国汽车市场具有一定的适用性。根据Tcha和Kuriyama（2003）模型，结合我国汽车工业的高投资拉动的粗放型增长的特征，笔者增加了我国汽车工业投资额指数（KI）变量，可给出修正的理论模型：
其中：NR为每年的汽车需求量；PC为汽车的平均价格；RI为实际国民收入指数；CA为每年汽车生产量，b[，1]为需求的价格弹性，b[，2]为需求的收入弹性，c[，1]为供给的价格弹性，c[，2]为供给的投资弹性，a[，1]为影响消费偏好的其他外生因素（如：人口、年龄、教育程度，消费习惯等，但是价格和收入除外，而且a[，1]不影响需求弹性），a[，2]为影响生产的其他外生因素（如：技术、制度、生产成本、国家政策等，但是价格和投资除外，而且a[，2]不影响供给弹性）。（原因如下：dNR/dPC/NR=a[，1]（PC）（b[，1]-1）（RI）（b[，2]b[，1]/NR=b[，1]/PC，即a[，1]不影响需求弹性，同理a[，2]不影响供给弹性）由于汽车的投资对汽车的供给具有滞后的影响，所以汽车工业投资额指数采用滞后一期的变量。通过对数变换，把上述非线性方程转化为线性形式，则可以建立计量经济模型：
（4*）的常数项，参数a[，1]，a[，2]；c[，1]，c[，2]分别是变量的偏回归系数。我们把其他未知隐性因素的影响都包含在误差项ε[，t]和v[，t]内。由此，根据样本数据集（见表1）可以计算出偏回归系数，然后检验这些解释变量是否与汽车需求量和汽车供给量具有显著的相关性。
表1 1982～2002年21个年度我国汽车产业基本数据表
┌──┬────┬─────┬───┬────┬────┬────┬─────┐
│年份│NR │PC│RI│CA │CA-NR
│K
│KI[，t-1] │
├──┼────┼─────┼───┼────┼────┼────┼─────┤
│1982│ 184125 │44313.3
│133.3 │ 196304 │ 12179 │ 41315 │ │
│1983│ 169956 │50172.2
│148.2 │ 239886 │ 69930 │ 55565 │ 100.00
│
│1984│ 206583 │52006.4
│170.9 │ 316367 │ 109784 │ 94970 │ 134.49
│
│1985│453413 │53079.6
│193.5 │ 443377 │-10036 │ 214350 │229.87│
│1986│ 687337 │49508.1
│209.9 │ 372753 │-314584 │ 209486 │ 518.82
│
│1987│ 548476 │49451.8
│234.1 │ 472538 │-75938 │ 309917 │ 507.05
│
│1988│ 653443 │50176.6
│260.5 │ 646951 │ -6492 │412895 │ 750.13
│
│1989│ 498281 │59142.3
│271.5 │ 586936 │ 88655 │ 378810 │ 999.38
│
│1990│ 561202 │91916.9
│283
│ 509242 │-51960 │412962 │ 916.88
│
│1991│ 278224 │92294.2
│308.8 │ 708820 │ 430596 │ 589294 │ 999.54
│
│1992│ 900592 │97437.7
│352.2 │1061721 │ 161129 │1027520 │1426.34
│
│1993│1161154 │108947.2 │398.4 │1296778 │ 135624 │1642657 │2487.04
│
│1994│1243698 │125137.8 │448.7 │1353368 │ 109670 │1987655 │3975.93
│
│1995│ 980496 │140612.1 │489.1 │1452697 │ 472201 │2313418 │4810.98
│
│1996│ 600735 │158189.5 │536.8 │1474905 │ 874170 │1949043 │5599.46
│
│1997│1190136 │172591.1 │582.9 │1582628 │ 392492 │2039577 │4717.52
│
│1998│1002134 │183397.5 │628.4 │1629026 │ 626892 │1961231 │4936.65
│
│1999│1336379 │185938.6 │673.5 │1834349 │ 497970 │1939887 │4747.02
│
│2000│1559688 │190330.2 │730
│2077371 │ 517683 │1787479 │4695.36
│
│2001│1931307 │207079.3 │782.6 │2340209 │ 408902 │1942774 │4326.46
│
│2002│2511269 │210892.5 │848.9 │3262947 │ 751678 │2831570 │4702.35
│
└──┴────┴─────┴───┴────┴────┴────┴─────┘
注：NR表示年汽车需求量（辆）；PC表示汽车年平均价格（元）；RI表示实际国民收入指数，以1978年=100的GDP可比价格指数替代：CA表示年汽车供给量（辆）；K表示汽车工业投资额（万元）；KI表示汽车工业投资额指数，以1983年为基准年。
资料来源：中国统计年鉴2003，中国汽车年鉴2003，中国汽车市场年鉴2003。
从以上数据可以看出，随着国民收入的提高和生产的发展。我国汽车的供给和需求都有较大程度的增加。除了少数年份（1985、1986、1987），中国汽车工业的生产量几乎都是大于国内汽车需求量的，但是每年都有巨额的汽车进口（见附表1），造成中国汽车贸易的不断增长的贸易赤字，巨额的贸易赤字说明我国汽车供给结构与需求结构不匹配，国产车在质量、技术、车型，款式上还远远不能满足消费者的需求。所以，应尽快采取措施，提高中国汽车产品的技术水平、附加价值、促经整个汽车产业自主研发能力和国际竞争力的提高。
2.回归变量的平稳性检验
（1）相关变量的单整检验
如果变量的均值和方差随时间波动，那么变量就存在非平稳或称单位根问题。为了避免伪回归，在回归之前需要对时间序列变量作协整检验。首先在此处运用ADF检验，对回归各变量的平稳性进行单位根检验。（注：本文仅有21个观察值，对于做单位根检验来说，数据不够充分，但是我们还是相信，通过单位根检验，可以提供更为信赖的结果。）
表2 相关变量的单整检验：ADF检验概要
（原序列，以对数形式）
┌──┬───────┬───────┬───┬──────┐
│变量│ T检验（a） │ADF检验（b） │单位根│阶数│
├──┼───────┼───────┼───┼──────┤
│LNR │ -3.093453
│-3.2677
│是│≠I（0）│
│LCA │ -3.5941 │-3.2762
│否│≠I（0）│
│LRI │ -3.603781
│-3.2762
│否│≠I（0）│
│LPC │ -2.5226 │-3.2762
│是│≠I（0）│
│LKI │ -0.933395
│-3.2762
│是│≠I（0）│
└──┴───────┴───────┴───┴──────┘
注：a代表ADF的值，b代表ADF检验90％的置信度临界值。
由表2可以看出，变量都存在单位根，属于非平稳序列，需要用差分形式对存在单位根的变量进行单整检验。
表3 相关变量的单整检验：ADF检验概要：
（一阶差分序列，以对数形式）
┌─────┬────────┬──────┬───┬───────┐
│ 变量│ T检验 │ADF检验 │单位根│阶数 │
├─────┼────────┼──────┼───┼───────┤
│ dLNR│ -5.2704
│ -3.2762
│否│＝I（1） │
│ dLPC│ -3.3254
│ -3.2762
│否│＝I（1） │
│ dLKI│ -3.662679 │ -3.2856
│否│＝I（1） │
└─────┴────────┴──────┴───┴───────┘
由表3可以看出，一阶差分后，所有变量都已经通过了单位根检验，属于同阶单整，满足了做协整检验的前提条件。
（2）相关变量的协整检验
利用1982～2002折21个年度数据集（具体回归数据参见附录1），运用Eviews计量软件对需求方程有关变量和供给方程相关变量进行EG协整检验，检验结果见表4：
表4 需求变量Johansen协整检验结果（滞后二期）
┌─────┬──────┬─────┬─────┬─────┐
│ │似然比检验 │5％水平的 │1％水平的 │假设检验 │
│特征值││ │ │ │
│ │ 统计量│ 临界值 │ 临界值 │ 结果│
├─────┼──────┼─────┼─────┼─────┤
│0.630270 │ 26.83153 │ 24.31
│29.73 │None* │
│0.387511 │ 8.921846 │ 12.53
│6.31 │At most 1 │
│0.005419 │ 0.097804 │3.84 │6.51 │At most 2 │
└─────┴──────┴─────┴─────┴─────┘
注：*（**）表明在5％（1％）显著性水平下拒绝假设。LR检验表明在5％的显著性水平存在一个协整关系。
表5 供给变量Johansen协整检验结果（滞后二期）
┌─────┬──────┬─────┬─────┬─────┐
│ │似然比检验 │5％水平的 │1％水平的 │ 假设检验│
│特征值││ │ │ │
│ │ 统计量│ 临界值 │ 临界值
│结果 │
├─────┼──────┼─────┼─────┼─────┤
│0.849421 │ 56.66521 │ 24.31
│
29.75 │None**│
│0.786936 │ 26.37289 │ 12.53
│ 16.31
│At most1**│
│0.097088 │ 1.634076 │3.84 │6.51 │At most 2 │
└─────┴──────┴─────┴─────┴─────┘
注：*（**）表明在5％（1％）显著性水平下拒绝假设，LR检验表明在5％的显著性水平存在两个协整关系。
经过协整检验，表明供给方程和需求方程相关变量都存在协整关系，所以避免了谬误回归，可以运用OLS（最小二乘法）对汽车的供给和需求进行多元线形回归分析。
3.市场敏感度分析
根据计量经济模型方程（3*），利用1982～2002年21个年度数据集、数据来源见《中国汽车年鉴2003》，根据OLS（普通最小二乘法）对因变量——每年的汽车需求量NR和2个解释变量（汽车的平均价格PC、实际国民收入指数RI）进行多元对数线性回归分析，得到回归结果见表6：
表6 汽车需求量回归结果输出
回归结果分析：由表6可知，F值=54.19091，P值=0.00000＜0.01，复判定系数R[，2]为0.8576，校正R[，2]为0.8417。F（0.01；2，18）的临界值为6.01。这样，F值大于临界值且P值较小，回归结果拒绝零假设，变量的样本统计显著性水平较高。由于复判定系数为0.8576，表示每年新增汽车需求量中有85.76％可由汽车的平均价格、实际国民收入指数来解释，所以该样本线性同归结果总体解释程度较高。｜T｜（0.05，18）的临界值为2.101，常数项和解释变量的｜T｜值都大于临界值2.101且P值较小，所以常数项和解释变量的参数估计在95％的置信度以上拒绝T检验零假设。因此，该样本回归分析中参数所对应的解释变量在统计上都是显著的。据此，根据表6参数估计值，得到拟合的多元对数线性同归方程为：
汽车需求：ln（N
[，t]=14.104-1.317×ln（PC[，t]）+2.463xln（RI[，i]）
由此，a[，1]=-1.317，a[，2]=2.463，lna[，0]=a[，0][*]=14.104，得到a[，0]=e[+14.104]
所以汽车需求：N=e[14.104]×（PC）[-1.317]×（RI）[2.463]
从需求拟合的模型来看，我国每年新增汽车需求量中有85.76％可由汽车的平均价格、实际国民收入指数来解释。具体来说，我国汽车需求的价格弹性为-1.32，大于单位弹性，表明汽车是富有弹性的商品，中国消费者对价格信号敏感度较高，符合经济学基本理论假设。因此，可以运用价格杠杆来调节消费者对汽车的需求。汽车需求的国民收入弹性为2.46，说明国民收入提高1％，对汽车的需求提高2.46％，这也从另一方面表征汽车是富有弹性的商品。随着我国经济的进一步发展，人民收入水平的提高，对汽车的需求还将有较大的增加，我国汽车产业还将有较大的发展空间，在这个过程中，可以灵活运用价格杠杆来调节公众对汽车的需求。
汽车产业投资并不能同期产生效应，往往上年投资下年才会反映出来，在这里对我国汽车工业投资额额滞后一期处理。这样，根据计量经济模型方程（4*），利用1983～2002年20个年度数据集（具体同归数据参见附录2和附录3），根据OLS（普通最小二乘法）对因变量每年汽车供给量CA和2个解释变量（汽车的平均价格PC、汽车工业投资额KI）进行多元对数线性回归分析，得到回归结果见表7：
表7 汽车供给量回归结果输出
回归结果分析：由表9可知，F值=112.7481，P值=0.00000＜0.01。复判定系数R[2]为0.9299，校正R[2]为0.9216。F（0.01：2，17）的临界值为6.11。这样，F值大于临界值且P值较小，所以同归结果拒绝零假设，变量的样本统计显著性水平较高。由于复判定系数为0.9299，表示每年新增汽车供给量中有92.99％可由汽车的平均价格、汽车工业投资额来解释，所以该样本线性回归结果总体解释程度较高。｜T｜（0.05，17）的临界值为2.110。这样，由于解释变量的｜T｜值都大于临界值2.110且P值较小，所以常数项和解释变量的参数估计95％以上拒绝T检验零假设。该样本回归分析中参数所对应的解释变量在统计上都是显著的。所以，该模型拟合的多元对数线性回归方程是可靠的，即下面拟合的多元对数线性回归方程是有效的。
h（C
[，t]）=4.278+0.640×ln（PC[，t]）+0.286×ln（KI[，t-1]）
由此，b[，1]=0.640，b[，2]=0.286，lnb[，0]=b[，0]=4.278，得到b[，o]=e[+4.278]。
所以汽车供给：C=e[+4.278]×（PC）[+0.640]×（KI[，i-1]）[+0.286]
从供给拟合的模型来看，我国每年新增汽车供给量中有92.99％可由汽车的平均价格、汽车工业投资额来解释。具体来说，我国汽车供给的价格弹性为0.64，低于单位弹性，说明中国汽车厂商对价格信号反应不敏感。其主要原因在于：第一，对汽车产业的高贸易保护政策。我国的贸易和产业政策都把汽车定位为幼稚产业和需要火力扶持发展的支柱产业，在较高的关税和非关税壁垒保护下，我国汽车产业的利润率较高，制约了我国汽车产业的市场竞争力和市场灵敏度的提高，从而使我国汽车产业在多年的保护政策下具有某种垄断特征。高关税保护造成的进口汽车的过高的价格和国家对汽车价格的长期管制，使国产车价格明显高于进口车的价格，也是导致汽车供给缺乏弹性的重要因素。第二，政府失灵和体制造成的预算软约束，使汽车产业形成了较低的进入壁垒和极高的推出障斜。政府在推行保护政策的同时，既未能及时建立有效的进入管制体制，又没有全面引入市场竞争机制，由此大大降低了汽车产业的进入壁垒，造成了我国汽车产业的规模小，企业数量众多，且投资分散的局面。另一方面，受国有企业体制、地方和部门保护的影响，造成中国汽车工业的预算软约束和极高的退出障碍，这也是导致汽车供给缺乏弹性的重要原因。第三，市场竞争严重不足。由于贸易保护和政府扶植，使我国的汽车产业长期处于高利润率的“卖方市场”，导致市场竞争严重不足，汽车生产厂商对价格信号不敏感。而市场竞争的缺乏是中国汽车工业未能形成基本的优胜劣汰和生产集中机制的重要原因。第四，投资拉动型的粗放型增长。国内汽车产业超高的行业利润造成汽车投资过热，汽车工业的投资额从1982年的41315万元增加到2002年的2831570万元，增长了67.54倍。我国汽车工业投资额滞后一期的较好拟合，恰恰反映出我国汽车供给对投资额较高的市场敏感度，这也进一步证实了中国汽车产业的增长主要是靠投资拉动的粗放型增长，所以厂商对价格信号缺乏敏感性。
三、主要结论与政策建议
基于Tcha和Kuriyama（2003）修正模型，通过对关税保护下中国汽车产业市场敏感度和关税的福利效应的实证分析，表明：
1.从需求拟合的模型来看，我国每年新增汽车需求量中有85.76％可由汽车的平均价格、实际国民收入指数来解释。具体来说，我国汽车需求的价格弹性为-1.32，大于单位弹性，表明汽车是富有弹性的商品，随着我国经济的进一步发展，人民收入水平的提高，对汽车的需求还将有较大的增加，我国汽车产业还将有较大的发展空间。我们可以充分利用汽车需求对价格和国民收入都富有弹性的特征，采取多种有效措施，积极刺激汽车市场需求，以此来促进我国汽车产业的发展。
2.从供给拟合的模型来看，我国汽车供给的价格弹性为0.64，低于单位弹性，说明中国汽车厂商对价格信号反应不敏感。其主要原因在于（1）对汽车产业多年的高保护政策；（2）政府失灵和体制造成的预算软约束，使汽车产业形成了极低的进入壁垒和极高的推出障碍；（3）市场竞争严重不足；（4）高额利润驱动下投资拉动的粗放型增长。对中国汽车产业多年的高关税保护带来的高额利润，导致中国汽车产业进入壁垒过低、企业数量众多，投资分散，而规模经济却严重不足的生产分裂（fragmentation of production）现象。多年的生产分裂使众多汽车生产企业处于非帕雷托效率状态，导致整个产业组织缺乏效率，大大降低了我国汽车产业的国际竞争力和规模经济水平，并造成了巨大的社会福利和生产资源净损失。
总之，通过对中国产业市场敏感度的实证分析，可以看山多年的关税保护造成了中国汽车产业经济绩效的巨大损失。由此，我们应该利用入世的契机，积极降低我国汽车贸易的各种关税和非关税贸易壁垒，推进我国汽车贸易的自由化，消除阻碍国内市场竞争的各种制度障碍，以此给中国汽车产业以竞争的压力和动力，培植良好的市场环境，加快我国汽车产业重组、兼并和整合的步伐，提高我国汽车产业的市场开放度、市场竞争度、市场敏感度、国际竞争力、规模经济程度和技术创新水平，促进入世后我国汽车产业的良性、快速、健康发展。
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