跨国公司进入对中国汽车行业市场结构变动的影响

宋娟

跨国公司进入对中国汽车行业市场结构变动的影响

宋娟

利用1992-2007年汽车行业的数据，分析跨国公司进入对我国汽车行业的影响,认为外国直接投资改善了我国汽车行业的分散竞争的状况，提高了汽车行业的市场集中度，优化了汽车行业的市场结构，但对汽车行业的技术溢出效应较小，汽车行业的自主创新能力有待提高。

跨国公司；市场结构；汽车行业

一、导论

我国汽车业从1951年中国第一汽车制造厂在长春破土动工算起，已经走过50多年的历程，也已经形成具有一定规模和基础的产业体系，在我国国民经济中占有重要的位置。到2008年，我国汽车工业总产值已占全国工业总产值的5.79%；汽车业及相关的产业就业人员已达2790万人，占全国城镇就业人数的13.5%；汽车工业每年上缴的利税占我国工业利税总额的4%左右。如果包括所创造的其他收入，则每年给国家提供约1000亿元的财政收入。同时，由于汽车具有很强的关联效应，在汽车生产过程中，需要消耗众多其他工业产品，如钢铁、有色金属、橡胶、电子、化工、石油、机械、仪表等，从而带动冶金、制造、化工等上游产业的发展，也带动交通、能源、维修、旅游等下游产业的发展，所以在国民经济中占有重要的位置。

在我国汽车产业发展的50多年中，跨国公司投资在其中扮演了重要的角色。从1983年北京汽车制造厂与美国汽车公司（AMC，后由克莱斯勒公司代替）合资经营北京吉普汽车有限公司起，跨国公司就源源不断地进入中国汽车市场。到2003年底，全球汽车行业并购后形成的9大汽车集团：大众集团、福特集团、丰田公司、雪铁龙-标致集团、雷诺日产集团、宝马集团、通用集团、戴姆勒-克莱斯勒集团、现代集团等全部在中国有大规模投资。汽车行业是接受外商直接投资最多的行业。大规模的跨国公司投资对我国汽车行业产生了怎样的影响？今后如何有效利用外资推动汽车产业进一步的发展，从而促进国民经济健康，持续发展？这些正是本文研究的主题。

二、跨国公司投资对我国汽车行业市场结构影响的实证分析

（一）外商投资企业影响市场结构的衡量标准

产业经济学通常用市场集中度来反映市场结构的状况。本文在实证分析中，也从市场集中度方面来考察跨国公司投资对我国汽车业市场结构的影响。市场集中度是指某一特定市场中若干家最大企业的销售额等指标在整个产业经济总量中所占的比重，能反映若干家最大企业所具有的市场支配能力。衡量市场集中度的指标有很多种，本文限于数据的可得性，我们采用绝对集中度指标来考察汽车市场集中度变化状况。在汽车行业分析中，市场集中度选取产量最大的前四家厂商占市场份额之和来计算。

（二）跨国公司进入前的中国汽车产业市场结构

在外资大量进入前，我国汽车行业的市场集中度很低。按照美国著名产业组织学家贝恩对市场结构的划分，我国汽车工业属于低集中寡占型市场结构，这种类型的市场结构的特点是企业数目多且规模较小，这对于汽车这种规模经济效应显著的行业来说，意味着存在规模不经济、行业过度进入的问题。同时汽车产业作为生产规模要求较高的行业，存在明显的规模经济效应。然而在我国汽车工业中，除了“解放”和“东风”卡车生产规模差强人意外，大部分是分布在全国的众多小规模汽车生产商。1992年中国生产了192万辆汽车，对应的汽车生产厂家则有160家，平均生产规模只有12000辆。而这160多家企业的产出只略高于1969年时的1家日本企业（丰田公司的产出量为147万辆）。低集中率、分散竞争的汽车市场结构使我国汽车工业效率十分低下。

（三）外商直接投资对汽车行业市场结构影响的实证分析

1.对市场集中度影响的实证分析。（1）数据说明。本文选择的样本区间为1992-2007年，关于汽车行业的外商直接投资数据，虽然市场集中度效应体现与外商直接投资行为发生之间具有时滞效应，它不仅取决于当年的外商直接投资流量，更与历年投资存量有关，但为了更直接地描述外商直接投资与市场集中度之间的动态对应关系，本文选取外商投资的流量而非存量作为解释变量，单位为亿美元。而对于市场集中度数据，我们用汽车行业中前四位汽车厂商的销售额与总的销售额之比CR4来表示。数据从《中国汽车工业年鉴》、中国汽车行业外商投资企业系列报告之《中国汽车工业整车外商投资企业的现状与分析》等整理而来。相关指标的描述性统计量如表1所示：

表1 相关指标的描述性统计量单位：亿美元

（2）模型分析。以往的文献大多直接使用外商投资额与市场集中度进行线性回归，由于时间序列变量有可能存在明显的非平稳性，因此很可能会造成伪回归。为了避免时间序列数据不平稳而导致的虚假回归，我们首先要分析这两个变量的平稳性，然后对外商直接投资与市场集中度的关系采用协整方法进行研究，构造误差修正模型，并进行格兰杰因果检验，试图找出其中的内在联系。

一是变量的协整分析模型。协整关系的意义在于它揭示了变量间的一种长期均衡关系。对变量进行协整检验前，首先要检验时间序列变量的单整性。单整性是指如果时间序列Xt是非平稳序列，而其d阶差分dXt是平稳序列，则称Xt为d阶单整，记为I(d)。一般进行单整性检验所采用的模型为ADF模型：

式中，α0为常数项；α1、r、λ为系数项；m为滞后项阶数；vt为残差项；t为时间趋势项。检验的零假设为H0：α0＝α1＝r=0，备则假设为H1：α0、α1、r不为零。根据式（1）回归方程中系数的t检验值小于ADF分布的临界值，则接受H1假设，说明一阶差分是平稳的，平稳的，序列Xt至少为一阶单整I（1）。

二是误差修正模型（ECM）。协整检验是用来判断变量之间是否在长期内存在均衡关系的方法。建立误差修正模型则是检验短期内残差的偏离程度，防止了长期关系的偏差在规模或数量上的扩大。任何一组相互协整的时间序列变量都存在误差校正机制，反映短期调节行为。最简单的误差修正模型表达式是：

其中β1ECMt-1是误差修正项。β1是修正系数，表示误差修正项对ΔYt的修正速度。

三是格兰杰因果关系检验。为了说明经济变量之间的因果关系，常常采用格兰杰因果关系检验方法。这一方法可以确定变量之间因果关系的方向和强度。格兰杰因果性是指：如果利用X和Y的过去值以其对Y进行预测比仅仅用Y的过去值来进行预测所产生的预测误差更小的话，就存在从X到Y的因果关系，此时称X是引起Y变化的原因。其数学模型为：

检验零假设为：X是Y的非格兰杰原因，即H0：β0＝β1＝…βq=0

（3）实证检验及其结果。①平稳性检验。对变量进行协整分析之前，首先需要对变量的平稳值来确定，滞后项的选择则遵循赤池信息准则（简称AIC准则）和施瓦茨准则（简称SC）最小的原则。检验结果见表3。

表2FDI与CR4的ADF检验结果

注：（1）检验类型中c表示含截距项，t表示含趋势项，k为滞后阶数。（2）Δ表示差分算子。（3）*表示1%显著性水平下的临界值，**表示5%显著性水平下的临界值，***表示10%显著性水平下的临界值。（4）数据的处理与计算用的是Eviews3.1。

从上表中可知，在水平序列上，所有检验结果都没有拒绝有单位根的假设，因此LCR4和LFDI都是非平稳的时间序列。而所有变量一阶差分后都拒绝了有单位根的假设，这说明差分后变量是平稳的，即为I(1)。根据协整理论，若变量间是同阶平稳的，那么可能存在协整关系。下面我们将对两个变量进行协整检验。

②协整关系检验及误差修正模型。因为LFDI和LCR4两个变量都是一阶单整I（1）的时间序列，所以两个变量之间可能存在协整关系。根据Johansen法，对LFDI与LCR4之间的协整关系进行检验，结果表明LFDI与LCR4之间存在一个协整关系。

表3Johansen协整检验结果

再对变量LFDI和LCR4进行普通最小二乘回归，得到LFDI和LCR4的协整关系式：

在LFDI和LCR4之间存在长期均衡关系的基础上，可以得到它们的误差修正模型ECM：

方程的回归系数通过了显著性检验，误差修正系数为负，符合反向修正机制。回归的结果表明FDI的短期变动对CR4存在正向影响。此外，由于短期调整系数是显著的，因而它表明19%的上一期非均衡误差可以得到矫正。

③格兰杰因果检验结果。由于LFDI与LCR4之间存在协整关系，故可以对它们进行格兰杰因果关系检验，结果见表4。

表4LFDI与LCR4的格兰杰因果关系检验结果

从表4中可以看出，在滞后一期的情况下，外商直接投资是促进市场集中度提高的原因，而反之则不成立。上述实证检验结果表明，外商直接投资对汽车行业市场集中度存在长期促进作用。通过格兰杰因果检验，我们也可以得到明确的结果：外商直接投资是促进市场集中度提高的原因。

三、结论

我国汽车行业在外资大规模进入前，市场结构的主要特征是市场集中度偏低，分散竞争较为严重。这种低市场集中度、分散竞争型的市场结构对汽车行业资源配置效率带来了不利的影响。外资的进入从一定程度上提高了我国汽车产业的市场集中度，对汽车产业的市场结构有一定的改善作用。市场集中度的提高也导致了利润率的提高。但外资在汽车行业中的技术溢出效应较弱，今后，我们在利用外资时应积极发挥外资的技术溢出效应，提高汽车产业的技术创新能力。

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1673-1999（2010）14-0070-03

宋娟（1971-），女，河南汤荫人，经济学博士，云南民族大学（云南昆明650031）经济学院副教授，研究方向为外商直接投资，产业组织。

2010-05-21