市场结构集中程度

市场结构集中程度（精选5篇）

市场结构集中程度 第1篇

要推动产业结构升级,必须优化要素资源的配置,而发展的实践已经证明了市场化是提高资源配置效率最有效的途径。党的十八届三中全会也提出,让市场在资源配置中起决定性作用。鉴于我国西部地区与东部地区存在一定的发展差距,本文以西部11省市(不包括西藏)为研究对象,基于1997-2013年的面板数据模型,实证分析了市场化程度对产业结构升级的影响。

1 模型与变量

为了考察西部市场化程度对产业结构升级的影响,根据已有的计量研究(张国平等,2013),建立如下回归方程:

其中,i代表省份,t代表年份,C为常数项,α与β为回归系数矩阵,μi表示个体固定效应,γt表示年份固定效应,εit表示误差项。Y代表产业结构升级指标,产业结构升级是指第一产业向第二产业和第三产业的转化,本文用第二产业产值与第三产业产值之和除以第一产业产值来衡量。X是本研究的核心解释变量,即市场化程度(market)。Z为一系列的控制变量,具体为:(1)人力资本存量(human),使用6岁以上人口的人均受教育年限来衡量;(2)经济发展水平(pgdp),以实际人均地区生产总值来衡量,用1997年价格的实际地区生产总值除以总人口数得到;(3)技术进步(tech),用专利申请授权量来衡量;(4)经济开放性程度(open),用各省当年的按人民币对100美元年平均汇率折算的进出口总额占地区生产总值的比重来衡量;(5)城市化水平(urban),用非农人口数占总人口数的比重来度量;(6)政府干预程度(gov),本文采用了财政支出—GDP比率来衡量政府干预程度,计算方法是地方政府财政支出中扣除了科教文卫的支出后除以当年的GDP;(7)交通密度(traffic),计算方法是各省铁路营运里程、内河航道里程和等级公路里程加总后除以该省的土地面积;(8)T为时间变量,为了控制年份固定效应专门设置,其中1997=1,依次类推。为了抑制异方差,我们对所有的变量取对数。

2 数据与计量方法

2.1 数据说明

我们使用的数据结构为西部地区1997~2013年的面板数据集,西部地区包括内蒙古、广西、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、重庆、新疆等11省,西藏由于数据缺失严重,不作为本文的研究对象。市场化程度的数据来源于樊纲等(2011)构建的中国市场化指数,该指数只有1997-2009年的数据,与研究的时间跨度相比,缺乏2010-2013年的数据。本文参考韦倩等(2014)对市场化指数进行估计的方法,采用国有单位职工占就业人数比重这一指标进行了可比的估计。其他数据均来源于历年的《中国统计年鉴》、《新中国六十周年统计资料汇编》、《中国劳动统计年鉴》、《中国人口和就业统计年鉴》。

2.2 估计方法

本文采用四种方法对式(1)进行估计:混合回归模型(OLS);固定效应模型(FE);随机效应模型(RE);考虑组间异方差、组间同期相关、组内自相关的可行广义最小二乘法(FSLS)。作为面板数据模型,首先,判断是否有必要考虑个体固定效应或年份固定效应;其次,用Hausman检验来选择固定效应模型或随机效应模型;最后,由于数据的时间维度长达17年,属于长面板,需要考虑随机干扰项的性质,从而确定是否有必要采用可行广义最小二乘法进行估计。

3 回归结果分析

表1给出了西部地区市场化程度对产业结构升级影响的估计结果。首先,我们进行模型设定的检验,考虑个体固定效应与混合回归,F检验的p值为0.000,故个体固定效应优于混合回归,同理F检验也支持时间固定效应;LM检验的结果表明随机效应模型优于混合回归模型;Hausman检验表明固定效应模型优于随机效应模型。其次,该面板是长面板,考虑扰动项的异方差和自相关,Greene沃尔德检验的沃尔德统计量为137.17,强烈拒绝组间同方差的原假设,认为存在组间异方差;Wooldridge沃尔德检验的沃尔德统计量为67.502,拒绝不存在一阶组内自相关的假设,认为存在组内自相关;Pesaran检验的统计量为6.401,Friedman检验的统计量为47.480,Frees检验的统计量为1.430,三种检验结果强烈拒绝无组间同期相关的原假设,认为存在组间同期相关。因此我们需要采用全面的FGLS方法来对模型进行估计,全面的FGLS方法可以分为各组自回归系数相同和不同两种情况,在表1中均给出了回归结果。我们的分析主要用全面的FGLS来进行解释,其他估计方法的结果作为参考。

从表1的回归结果来看,在FGLS的两种方法中,市场化程度的回归系数在1%的显著性水平下统计显著为正。这表明在我国西部,市场化程度的提升对产业结构升级有重要的提升作用。

从表1的FGLS回归结果还能得出以下结论:人力资本存量的系数,在1%的显著性水平下统计显著为正,这意味着人力资本存量对产业结构升级有正向的促进作用,人力资本是重要的投入要素,而且有正的外溢作用;人均GDP的回归系数,在1%的显著性水平下统计显著为正,表明了经济发展水平越高越有利于产业结构升级;城镇化水平的回归系数在1%的显著性水平下统计显著为负,这表明非城镇化给产业结构升级带来了负面的影响,这有可能是西部城镇化的质量不高所导致的;政府财政支出的回归系数为正,通过了1%的显著性检验,说明政府在西部地区所扮演的作用依然重要;交通密度对产业结构升级的影响为正,在1%的显著性水平下统计显著,说明了交通的便利有助于产业结构升级。科技进步和对外开放程度的回归系数统计不显著,这表明在我国西部地区,产业结构仍然集中在劳动密集性产业,科技进步和对外开放程度对其影响较为有限。

4 结论

通过西部地区各省份1997-2013年面板数据的实证分析,结论表明市场化程度对产业结构升级具有正的影响。随着市场化程度的提高,资源配置的效率得以提升,经济主体受到正面激励,从而带动了产业结构升级。

本文的政策含义是:减少政府的干预,加大市场的开放力度。同时,由于信息不完全、市场势力等的存在市场也会失灵,所以,政府对市场仍然要保持适度、适时的宏观调控,将政府的有形之手与市场的无形之手有机结合,才能使得市场在资源配置中发挥更多的作用,保持西部经济健康、稳定、持续发展。

摘要：利用我国西部各省1997-2013年的面板数据,实证分析了市场化程度对产业结构升级的影响。结论表明,市场化程度对产业结构升级有着显著的促进作用。其政策含义是,在经济新常态的背景下,应充分发挥市场对资源配置的决定性作用,最大限度减少政府对市场的干预,将政府的有形之手与市场的无形之手有机结合,从而促进产业结构升级,保障社会经济持续健康发展。

关键词：市场化程度,产业结构升级,面板数据模型

参考文献

[1]樊纲,王小鲁,马光荣.中国市场化进程对经济增长的贡献[J].经济研究,2011,(9).

[2]韦倩,王安,王杰.中国沿海地区的崛起:市场的力量[J].经济研究,2014,(8).

[3]张国强,温军,汤向俊.中国人力资本、人力资本结构与产业结构升级[J].中国人口·资源与环境,2011,(10).

数据的集中趋势和离散程度内容解读 第2篇

一、 平均数

1. 算术平均数：数据x1，x2，x3，…，xn的算术平均数为=（x1+x2+…+xn），这是最简单的平均数，平均数反映的是一组数据中各个数据的平均水平，它与这组数据中的每个数据都有关系.

例1 （2014·江苏盐城）数据-1，0，1，

2，3的平均数是（ ）.

A. -1B. 0 C. 1 D. 5

【解析】直接利用算术平均数公式求解，得=1，故选C.

2. 加权平均数：一般地，如果一组数据中共有n个不同的值，记它们分别为x1，x2，…，xn，并且x1有w1个，x2有w2个，……，xn有wn个，则w1，w2，…，wn分别叫作x1，x2，…，xn的权，数值=叫作这n个数值的加权平均数.

例2 （2015·浙江湖州）在“争创美丽校园，争做文明学生”示范评比活动中，10位评委给某校的评分情况如下表所示：

则这10位评委评分的平均数是_______分.

【解析】由于本题中这10位评委给某校的评分情况的“权重”不同，因此本题需用加权平均数公式计算.

这10位评委评分的平均数是

=89（分）.

【点评】算术平均数是加权平均数的特例，加权平均数实质上就是考虑不同权重问题的平均数，当加权平均数中各项的权相等时，就变成了算术平均数.

二、 中位数

把n个数据从小到大排列，相同的数重复进行排列.当n是奇数时，处于正中间位置的数叫作这n个数的中位数；当n是偶数时，处于中间位置的两个数的平均数叫作这n个数的中位数.中位数体现了一组数据中间位置的数据水平，它反映了具有不确定性的研究对象在中等状态下的水平.

例3 （2015·山东东营）在一次数学测验中，随机抽取了10份试卷，其成绩如下：85，81，89，81，72，82，77，81，79，83. 则这组数据的中位数为_______.

【解析】将这组数据从小到大排列为：72，77，79，81，81，81，82，83，85，89，处于中间位置的第5、6个数据的平均数就是这组数据的中位数，即×（81+81）=81.

【点评】由于一组数据的中位数与最大和最小的数据无关，因此，确定一组数据的中位数只需将这组数据从小到大排列（即使相等的数也要全部参加排序），然后根据数据个数的奇偶性确定中位数的值.

三、 众数

一组数据中出现的次数最多的数，叫作这组数据的众数. 众数表现了一组数据的热点，当一组数据中有较多的重复数据时，常用众数来描述这组数据的集中趋势.

例4 （2015·江苏扬州）小亮上周每天的睡眠时间为（单位：小时）：8，9，10，7，10，9，9.这组数据的众数是_______.

【解析】∵数据中9出现的次数最多，

∴这组数据的众数是9.

【点评】众数是一组数据“多数水平”的重要数据代表，一组数据的众数有时不止一个，若几个数据出现的次数相同，并且比其他数据出现的次数都多，则这几个数据都是这组数据的众数.

四、 极差与方差

1. 极差

一组数据中最大值与最小值的差叫作极差，它反映了一组数据的变化范围.

例5 （2014·四川凉山）某班数学学习小组某次测验成绩（单位：分）如下：63，72，70，

49，66，81，53，92，69，则这组数据的极差是（ ）.

A. 47B. 43C. 34D. 29

【解析】这班数学学习小组某次检测成绩数据中，最大值是92，最小值是49，所以这组数据的极差是92-49=43.故选B.

【点评】极差只跟一组数据中的两个极端数据（最大值、最小值）有关，跟其他数据无关，因此极差只能粗略地反映数据的离散程度.

2. 方差

为了精确地反映一组数据的离散程度，我们把一组数据中的全部n个数据x1，x2，…，xn的平均数作为基准，计算各数据与的差的平方，这些平方的平均数s2=[（x1-）2+（x2-）2+…+（xn-）2]就叫作这组数据的方差. 方差可以从整体上反映数据偏离平均数的程度，所以它成了反映研究对象离散程度的数值.

例6 （2015·山东莱芜）有一组数据如下：2，3，a，5，6，它们的平均数是4，则这组数据的方差是_______.

【解析】数据2，3，a，5，6的平均数是4，所以2+3+a+5+6=20，解得a=4，因此这组数据的方差s2=[（2-4）2+（3-4）2+（4-4）2+（5-4）2+（6-4）2]=2.

【点评】计算方差的步骤是先计算该组数据的平均数，然后代入方差公式进行计算.

例7 （2015·江苏连云港）某校要从四名学生中选拔一名参加市“风华小主播”大赛，选拔赛中每名学生的平均成绩及其方差s2如表所示，如果要选择一名成绩高且发挥稳定的学生参赛，则应选择的学生是（ ）.

A. 甲B. 乙C. 丙D. 丁

【解析】从表格中可知乙、丙的平均成绩要比甲、丁高，而乙的方差比丙小，说明乙的成绩比较稳定，所以应选择学生乙，故选B.

【点评】方差是用来衡量一组数据波动大小的量，方差越大，表明这组数据偏离平均数越大，即波动越大，数据越不稳定；反之，方差越小，表明这组数据分布比较集中，各数据偏离平均数越小，即波动越小，数据越稳定.

最后，同学们在学习这部分知识时应注意结合一些具体事例去理解它们，要逐步体会这些知识在实际生活中的应用，而不是仅仅关注一些具体的计算.

市场结构集中程度 第3篇

市场结构是产业内厂商在数量、份额、规模上的关系以及由此决定的竞争形式。具体到会展经济, 会展的市场结构本质上是指在会展市场中, 会展企业之间因数量、规模的不同而决定的竞争形势。中国的会展场馆比较集中, 会展场馆数目还有待扩充, 因此, 这种决定性的物质基础就会掌握在少数几家大公司、大企业或者政府手中, 中国的会展市场也会呈现出寡头垄断的特点, 当然, 这种说法还有待下一步通过市场集中度的分析进行验证。

SCP (Structure-Conduct-Performance) 理论认为市场结构决定企业行为, 并与企业行为一起决定市场绩效。能否有效地配置稀缺的经济资源, 是反映市场绩效优劣的重要标志。在SCP理论中, 市场结构是决定企业行为和市场绩效的主导因素, 因此, 如何衡量市场结构是研究会展产业市场结构类型并提出优化对策的起点。

二、会展产业集中度研究

决定市场结构的因素很多, 一般衡量市场结构的指标包括市场份额、市场集中度、规模经济、产品差别化、市场进入与退出壁垒、市场需求增长率、市场需求的价格弹性、空间分布等。对于会展业而言, 产业集中度是决定性因素之一, 下面将做具体阐述。

(一) 中国国会展市场结构概况分析过聚荣等.2006～2007年中国会展经济发展报告[M].北京:社会科学文献出版社, 2007:17, 67。

从表1可以看出, 排除一些服务质量差异等因素, 上海场馆的场地租金价格都非常类似, 已经形成了价格刚性。在寡头垄断市场中, 每个会展场馆企业都有能力对自己所提供的场馆进行定价, 不过也都要受到市场中其他竞争者的牵制, 例如, 当某会展中心为了吸引更多参展商, 首先降低场馆租用价格, 其他场馆为了保证自有参展商数量, 也同样会迅速进行降价, 所以任何一家企业的价格决策都会迅速影响其他场馆的价格决策, 这样就形成了会展市场价格刚性, 这也是寡头垄断市场的一个典型特征。

三、结论

通过市场集中度的计算, 可以发现中国国内的会展市场同样由于会展场馆较少的原因, 呈现出高度的寡头垄断特征, 这在一定程度上会限制潜在竞争者的进入, 扭曲最优资源配置, 但是, 场馆的建设需要前期投入大量资金, 这就需要政府通过一些优惠政策, 吸引各种形式的资本进入到会展市场, 促进会展行业的竞争, 达到物力、人力的更有效配置。

参考文献

[1]陈志平, 刘松萍, 余国扬.会展经济学[M].北京:经济科学出版社, 2005.

[2]陈仲常.产业经济理论与实证分析[M].重庆:重庆大学出版社, 2005.

[3]过聚荣.2006~2007年:中国会展经济发展报告[M].北京:社会科学文献出版社, 2007.

[4]刘大可, 王起静等.会展经济学[M].北京:中国商务出版社, 2004.

[5]刘志迎.现代产业经济学教程[M].北京:科学出版社, 2007.

市场结构集中程度 第4篇

跨国投资进入后对东道国市场集中度的影响因素是多方面的, 是多种因素的综合影响。既有跨国公司对外投资的竞争优势、投资动机因素;也有东道国本身的市场容量、贸易政策以及东道国相关产业的原有市场结构等因素。影响因素主要包括:东道国相关产业原有的市场结构与竞争程度、跨国进入厂商与本国厂商之间的国际竞争格局、东道国市场容量、跨国公司直接投资动机、东道国的自由化程度以及产业本身特点等因素。其中, 决定跨国公司FDI对东道国市场结构集中效应的最主要因素是跨国公司与东道国本国厂商之间的竞争格局, 决定二者竞争格局的根本因素是跨国公司与本国厂商的实力对比, 正是跨国公司凭借在东道国的竞争优势, 扩张提高了其生产规模与市场份额, 使缺乏竞争力的厂商退出市场, 促进了东道国市场结构的集中。

下面用古诺产量竞争模型来说明跨国公司与东道国本国厂商之间的竞争格局。

厂商的竞争主要包括价格竞争和产量竞争, 描述产量竞争的博弈模型有动态的斯坦科尔伯格模型和静态竞争的古诺模型, 动态博弈竞争模型主要说明先行厂商的竞争优势, 由于较难判断跨国厂商是先行厂商还是非先行厂商, 因此, 静态博弈模型更具有适用性, 更能说明FDI对集中度的影响。

古诺模型假定市场上只有两家厂商, 生产同质产品, 分别称为厂商1和厂商2, 每个企业的战略选择是产量, 每个厂商根据对方的产量来确定自己面临的剩余需求, 从而确定能够使自己实现利润最大化的产量。

我们用qi∈〔0, +∞〕代表第i个厂商的产量, Ci (qi) 代表第i个厂商的成本函数, 并假设固定成本为0, 且每个厂商具有不变的单位成本, 分别为C1, C2, 则C1 (q1) =C1q1, C2 (q2) =C2q2。P=P (q) =代表逆需求函数。这里需求函数取如下线性形式:P=P (q1+q2) =a- (q1+q2) 。

则两厂商的利润函数分别为:π1 (q1, q2) =q1 P (q1+q2) -C1q1

要使利润最大化, 则要满足:

上述两个一阶条件说明了, 要使利润最大化, 每个厂商产量的确定, 必须要考虑对方的产量, 以对方的产量为自变量。因此, (1) 、 (2) 两式确定了两个反应函数:

两曲线联立, 即为均衡产量, 即产量竞争博弈的结果。求解可得:

将以上过程图示, 如图1:

由 (5) 、 (6) 式可知, 两反应函数R1 (q2) , R2 (q1) 均是自变量——对方产量的反相关函数, 因此两反应曲线都是向右下方倾斜的曲线, 双方产量竞争博弈的结果, 即两曲线的交点E为均衡点, 所对应的产量分别为两厂商的产量。

以上古诺产量竞争模型的结果表明, 两厂商的生产规模、产量与市场份额取决于双方生产成本的对比, 根据 (7) 、 (8) 式, 厂商的产量与生产规模与自身的单位成本C1反相关, 与对方的单位成本C2正相关。所以具有成本优势的厂商可以获得更高的产量与市场份额。双方的生产成本与生产效率优势对比决定了其产量与市场份额。

如果将古诺模型中的两个厂商设为跨国公司和东道国本国厂商, 则该模型描述了跨国公司和东道国本国厂商之间的产量竞争, 可用来说明FDI、跨国公司投资形成后, 对东道国的市场结构效应。在东道国市场上, 跨国公司与东道国本国厂商的生产成本的对比决定了双方的生产规模与市场份额。特别是在发展中国家, 跨国公司凭借其较强的成本优势, 会占据较大的市场份额, 使市场结构趋于集中。

二、FDI影响东道国市场集中度的其它因素

1、外国直接投资的不同进入阶段

1975年, 邓宁提出了外国直接投资不同进入阶段的市场结构效应模型, 即“二阶段”市场结构效应模型。认为外国直接投资的市场结构效应具有阶段性的特点, 即进入时和进入后呈现不同特点, 东道国的市场集中度在FDI进入后先降低而后提高。FDI进入东道国市场初期会使市场上厂商数量增加、供给总量增加, 从而降低了东道国相关产业的市场集中度, 但进入一段时间后, 跨国公司经过与东道国企业的竞争之后, 凭借竞争优势扩大规模, 提升产量与市场份额, 淘汰掉部分企业, 从而使东道国市场的产业集中度相应地提高。

同时, 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, 还因为, 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, 首先, 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。

2、外国直接投资的相关产业特点

跨国公司进行外国直接投资的产业性质不同, 在东道国所具有的优势不同, 也会影响其在东道国的市场结构效应。跨国公司投资于区域性产业和国际化产业的市场结构效应不同。如果外国直接投资的是区域性产业, 则对东道国的市场结构的影响相对较小。在区域性产业中, 具有本土化特征, 跨国公司的优势往往并不显著。本地企业往往拥有信息、劳动力更易于管理、便利的政策与条件等优势, 而跨国公司在这些方面处于劣势, 不容易在短期内达到一定的规模, 从而对市场的集中效应较为有限。另一方面, 在国际化产业中, 跨国公司对市场结构的影响则较为显著。由于跨国公司拥有全球生产体系, 可以充分利用国际分工来组织生产, 因此在国际化产业中, 跨国公司具有较强的优势。特别是在发展中东道国, 跨国公司往往在资金规模、管理组织能力、技术水平方面都具有绝对的优势。而发展中东道国处于工业化进程当中, 国际化产业的发展较落后, 本土企业的竞争力往往较弱。因此, 跨国公司投资于国际化产业, 凭借其优势, 促进反应曲线向右上方移动, 推动其规模扩张与市场份额扩张, 在东道国形成以跨国公司为主导的的寡占市场结构, 使东道国市场集中度提高。

同时, 跨国公司FDI大规模发生的产业往往集中在国际化经营程度最高的产业, FDI会使投资国的产业市场结构或者国际化产业的市场结构复制到东道国相关产业中去, 使东道国的市场集中度与国际化产业的市场集中度具有较大的相似性。

3、东道国的初始市场结构。

东道国的初始市场结构是指在外国直接投资进入东道国某产业之前, 该产业的市场结构, 是外国直接投资对东道国的市场结构效应的起点。东道国的初始市场结构主要包括三类:

一、如果FDI进入的产业是东道国国内的空白产业, 现实生活中主要表现为创新出的新产业。此时, 外资企业进入后, 首先会形成垄断结构, 经过一段时间后, 随着本国产业的发展, 竞争企业的增加, 会由垄断结构转向为寡占结构, 则外国直接投资的市场结构效应表现出弗农的动态进入模型所描述的过程。

二、如果FDI进入东道国的产业初始市场结构是集中度较高的垄断寡占结构, 此时外资企业进入后, 则会由于增加了产业中厂商的数量, 使产业竞争程度增强, 从而会使市场集中度降低, 垄断性减弱而竞争性加强, 市场效率也随之提高。特别是在一些转轨经济国家, 在某些具有自然垄断特征的产业, 如电信、邮电、银行和一些公用事业产业, 形成了由政策性壁垒形成的国企主导的行政垄断结构, 由于缺乏竞争, 这些产业效率低下, FDI的进入, 可以提高市场竞争性, 实现行政垄断向经济垄断的转变。

三、如果东道国某产业企业数量多、规模小, 初始市场结构是集中度较低的分散结构, 企业规模小, 缺乏规模经济效应, 造成企业效率低, 竞争力较低。外资企业进入该产业, 会引进竞争效应, 凭借竞争优势, 会促使一些小企业退出市场, 产业内的厂商数量减少, 从而市场集中度得到了提高。同时提高了产业的规模, 有利于规模经济效应的发挥。

4、东道国市场容量的大小

东道国的市场容量大小也影响外国直接投资市场结构效应。在市场需求规模有限的一些国家, 经济发展相对滞后的发展中东道国市场容量相对较小, 因此新建投资进入后, 在市场总需求不变的情况下, 跨国公司在短期内很难迅速扩大生产经营规模, 实现规模经济效应, 外商投资企业的规模甚至小于最低效率规模, 因为东道国的市场容量还不足以支撑一个达到规模经济的外国直接投资企业, 这将极大地限制外资企业竞争优势的发挥, 从而减缓了市场集中度的提高。当然, 还需考虑经济增长及需求增长率对市场容量增长的促进作用, 也将促进市场的集中效应。

5、东道国贸易外资政策及市场开放程度的影响

对FDI进入的市场结构效应来说, 贸易政策与外资政策的作用相反。从贸易政策方面来看, 自由贸易程度低, 存在较高关税壁垒与非关税壁垒的发展中东道国, 进口进入受到严格限制, 这时新建投资进入的跨国公司可以不必太多担忧进口品进入的竞争效应以及对市场份额的挤占, 因此, 有利于其扩大生产规模, 降低边际成本, 提升在东道国的产量和市场份额, 促进集中度的提升。这类情况在行政性壁垒相对较高的发展中东道国更为常见。外资政策则相反, 东道国出于经济安全等考虑实行较严格的FDI进入政策, 外资FDI进入难度加大, 则不会对东道国市场结构产生较大影响。随着经济全球化步伐的加快, 发展中东道国贸易、投资自由化发展和市场准入程度都得到了较大提升, 因此对市场集中度的影响将是一种综合性影响。

6、跨国公司的投资动机

跨国公司投资动机大体划分为市场寻求型、成本节约型、技术或效率寻求型以及策略型投资进入等。通常来说, 若新建投资进入项目的产品主要是在东道国当地销售, 即市场寻求型直接投资, 则行业市场产量的扩充对东道国的市场集中效应则会非常显著。跨国公司通过降价以及产品差异化等策略来战胜东道国市场上的竞争对手, 企图挤占并扩大其在东道国市场上的市场份额, 进而促进市场集中度的提升。然而, 对于大多数发展中东道国来说, 早期的新建投资进入更多地表现为为了通过国际垂直一体化生产体系的构筑来更好的利用东道国当地廉价的自然资源和劳动力, 降低生产成本的成本节约型投资, 跨国公司在东道国生产的零部件以及中间产品大多返销投资母国或销往第三国, 因此对于东道国的直接市场结构效应并不明显, 也不会对进口进入产生太大的挤出效应。不过, 仍然可能有间接影响。跨国公司会凭借其优势在生产上游投入品资源市场的垄断力、竞争力必然会“前馈”到主行业市场, 从而引起其相对于当地市场先入厂商的竞争优势, 进而改变市场的竞争格局, 当然这种间接效应需经过一段时间才会体现出。同理, 其他投资动机的FDI, 其市场结构效应与此类似, 不会产生直接的影响。

7、东道国的经济发展水平因素

在经济全球化与国际化生产体系下, 发达国家跨国公司成为全球经济的主要企业组织形式, 在对外直接投资国家构成上, 跨国公司的投资母国以发达国家为主。而对于经济发展水平不同的发达东道国与发展中东道国来说, FDI进入的市场结构效应也有所不同。对于发展中东道国, 跨国公司凭借其竞争优势, 进入后通过扩张规模, 提高份额, 往往会促使市场集中度提高。而对于发达东道国, 各国之间的交叉跨国投资很频繁, 跨国公司进入后, 和本国企业相比, 并没有绝对的竞争优势, 厂商之间的竞争更加激烈, 因此FDI的集中效应并不明显, 市场集中度变化不大, 甚至可能因为竞争厂商数量增多造成集中度下降。1997年的世界投资报告中就指出:“根据对澳大利亚、法国、英国和美国的研究, 没有发现国际直接投资流入与行业或市场集中之间存在正相关关系;实际上, 在某种情况下却存在反相关关系:国际直接投资流入导致集中程度降低。”一些实证研究也得出类似结论。如根据英国中央统计办公室的资料, 1986年—1992年, 大量国际直接投资的涌入导致了集中度略有下降。因此, 正因为这种不同的影响, 考虑到FDI进入可能带来的经济安全和市场垄断势力问题, 发展中东道国更加关心跨国公司FDI进入后的市场结构效应问题。

综上所述, FDI对东道国的市场结构效应是多方面因素综合作用的结果, 因此结果可能是不确定的。因为跨国厂商不同进入阶段对集中度的影响不同, 在此将分阶段来分析:

三、FDI进入时对东道国市场集中度的影响

跨国投资进入时, 在东道国增加了厂商数量, 同时, 跨国公司在进入之初, 往往较谨慎, 不会急于采取扩张市场份额的竞争策略, 因此, 短期内市场规模总量不变、竞争格局不发生大的变化情况下, 厂商数量增加, 造成集中度下降。因此跨国投资进入时, 市场集中度往往会趋于下降。

四、FDI进入后对东道国市场集中度的影响

在此根据上面所述的影响因素, 具体分析FDI新建进入对东道国市场集中度的影响。

跨国公司优势因素:邓宁Dunning (1974) 在分析对外直接投资的动机时, 提出关于国际直接投资的生产折衷理论, 指出进行海外直接投资的跨国公司在所有权、区位、内部化方面都具有特定优势。进行海外投资的跨国公司往往在母国市场上已经具有充分的市场力量, 实现了规模经济效应, 跨国公司自身在资金、专有技术、成本方面拥有的竞争优势即为跨国公司的所有权优势。并且, 跨国公司在海外投资时, 可以利用东道国的特定的资源 (如廉价劳动力、营销网络等) 来降低成本, 形成了区位优势。同时, 跨国公司FDI的形成被认为是对外部市场进行替代的内部化行为, 可以获得对交易成本的节约, 从而形成了内部化优势。综合三种优势, 使跨国公司可以获得比单国厂商更大的成本优势。对于发展中东道国, 这种竞争优势尤其明显, 促使跨国公司反应曲线向右上方移动, 形成新的均衡点, 跨国公司的均衡产量提高, 东道国本土企业的产量下降, 跨国公司占有的市场份额扩大, 在市场容量等其他因素不变的情况下, 集中度得以提高。

其他因素:从跨国厂商投资动机分析, 寻求廉价劳动力动机和开拓市场动机是跨国公司在发展中东道国投资的主要动机。跨国公司通过自身垄断优势与东道国廉价劳动力结合, 使其成本降低余地更大。而开拓市场型投资促进了其份额, 促进了集中度上升。从东道国市场容量分析, 发展中东道国受经济发展水平影响, 人均收入低, 消费偏好不同, 市场需求容量较低, 限制了跨国公司规模的扩张与市场的集中。但是另一方面, 发展中国家的需求增长率较高, 同时跨国公司进入后, 会通过培养消费者需求偏好来增强需求, 因此潜在的市场需求会较高, 从而促进了市场的集中。从东道国初始市场看, 发展中东道国市场集中度普遍较低、较分散, 厂商规模小, 跨国公司进入后, 会促使市场集中, 一定程度上提高了生产效率。

在对外直接投资的市场结构集中效应研究上, 根据现有研究, FDI新建投资对发达东道国的集中度影响不确定, 可能出现多种结果。但对发展中东道国, 跨国公司FDI进入会促进东道国市场结构集中度提升的这一观点被经济学家们普遍接受。一些相关研究证实了这一观点:

统计研究表明, 在吸收外资较早的发展中国家, 如墨西哥、巴西、智利等国, 直接投资与东道国市场集中度之间存在一定的正相关关系。如根据康纳 (Connor) 对巴西与墨西哥的研究, 外资股权比例与市场集中度和另两项衡量市场不完全程度的指标 (产品差异与相对市场份额) 间存在显著的正相关关系。又如, 在智利, 由外资企业占支配的行业中, 有2/3的行业, 最大四家厂商 (当然也包括一些当地企业) 控制着整个行业95%--100%的经济活动。另外, 一些经济学家应用计量回归模型也证明了发展中国家外商投资与市场集中度间正相关关系, 如表1所

表1中, 劳尔 (Lall) (1979) 在对马来西亚的研究中, 指出:在资本、技术、产品差异化及规模经济等方面拥有更多优势的跨国公司都更有可能扩大在东道国市场的份额, 长期来说, FDI通过引入竞争效应来促使东道国市场集中度的提高。其对马来西亚的研究也符合该结论, 如表2所

参考文献

[1]Dunning, J.H.Economic Analysis and the Multinational Enterprise.New York, Praeger.1974.

[2]联合国贸易与发展会议 (UNCTAD) .1997世界投资报告[M].北京:对外经济贸易大学出版社, 1998.241.

[3]张纪康.直接投资与市场结构效应[M].上海:上海财经大学出版社, 1999.104.

市场结构集中程度 第5篇

在进一步深化改革、转变经济增长方式、促进产业转型的背景下,如何增强我国企业技术创新能力,提高科技成果转化效率是理论界和实务界关注的热点问题。多位学者围绕创新绩效的评价指标、创新绩效的分类以及创新绩效的影响因素三个方面进行理论和实证分析,并取得了系列研究成果,尤其在对创新绩效的影响因素分析方面,学者进行了大量研究。一些学者从知识管理视角对创新绩效的影响因素进行分析发现, 企业知识吸收能力能够显著提升企业创新绩效(李贞,2012;钱锡红,2010);还有一些学者从网络嵌入角度对创新绩效的影响因素展开分析,认为关系嵌入对企业创新绩效具有显著影响(吴伟池,2013;张芳华,2010);此外,在股权集中度、研发投入与企业创新绩效的关系方面,学者也做了一些分析,并取得了一些有益的结论,马文聪(2013)以广东省2009年企业技术中心数据库为例分析了研发投入与创新绩效的关系,发现研发经费投入强度和研发人员投入强度对企业创新绩效具有显著正向影响;解学梅(2013)通过对高新技术企业的面板数据进行比较分析认为,研发投入与新产品创新绩效间存在显著的正相关关系;李婧(2012)对制造业数据进行实证分析得出,股权集中度对创新绩效的影响因不同所有制性质而不同。综观已有文献不难发现,学术界多认为股权集中度、研发投入与创新绩效具有相关关系,且对于三者间的关系有了一定程度的认识,但从整体上看还存在以下不足:其一, 产业组织理论认为不同市场结构下企业创新行为具有显著差异。在我国垄断行业中,国有企业占较大比例,这一特征必然影响行业内企业的创新行为及创新绩效,而分析不同市场结构下企业创新绩效影响因素的研究并不多见;其二,虽然已有学者对股权集中度和创新绩效的关联以及研发投入与创新绩效的关联分别进行分析,但对于探析股权集中度与研发投入的共同作用对企业创新绩效影响的研究依然较为少见,从市场结构视角进行研究的则更显不足;其三,受限于企业创新数据的获取,已有文献多从行业中观层面分析行业创新绩效的影响因素,从企业微观层面进行的创新绩效研究较少,同时由于指标选取的不同而导致现有研究研究结论存在差异,这在很大程度上影响了研究结论的准确性及研究成果在实务界的应用效果。为此, 对于研发投入、股权集中度和创新绩效的关联还需进一步分析,不同市场结构下企业股权集中度、研发投入对创新绩效的作用机理是否存在显著差异?产生显著差异的原因是什么?基于上述问题,本文选取2009-2011年沪深两市上市公司的面板数据作为研究对象,根据企业年报手工搜集创新数据,按市场结构将样本区分为垄断市场和竞争市场,进一步分析企业股权集中度、研发投入与创新绩效的相互关联,并在两种市场结构下进行比较分析。

二、理论分析与研究假设

(一)股权集中度与创新绩效目前学术界对于股权集中度与企业创新绩效之间关系的结论并不一致。一些学者从所有权结构视角进行分析,认为所有权集中度越高, 企业进行技术创新的动力越强,越有利于创新绩效的提升 (Hill,1988);李婧、贺小刚(2012)分析发现在国有企业中股权集中度与创新绩效的三个层次,即创新投入、创新过程和创新产出具有显著正向影响;而在家族企业,股权集中度对创新投入具有负向影响,对创新绩效的其他层面具有正向影响。一些学者认为股权集中度与技术创新之间存在非线性关系,鲍依蓓(2013)分析发现股权集中度与创新绩效存在倒U型关系,适度的股权集中度有利于企业创新绩效的提升;冯根福(2008)分析发现股权集中度与技术创新存在倒U型关系。纵观上述研究,本文认为在不同市场结构下,股权集中度对创新绩效的作用机理存在显著差异。根据戴荣(2003)等学者对市场结构的划分以及岳希明(2010) 等学者对现有行业所属市场结构的细分研究,将现有市场结构主要分为垄断市场和竞争市场。在我国,垄断市场结构下的企业主要是国有企业,随着股权集中度增加,国有企业负担的社会责任和政治责任相应增加,而通过技术创新不仅能够产生新专利以及开发新产品,还能够间接提升企业的竞争优势和经济价值,从而为更好地履行社会和政治责任奠定基础。因而,垄断企业更有动力为技术创新和技术转移工作提供大量人、财、物资源,开发具有高水平的技术创新成果,从而提高创新绩效;对于竞争市场来说,由于市场竞争激烈,随着股权集中度增加,企业所有者为了获取市场中相对竞争优势地位,倾向于增加相关研发资源的投入进行技术创新,因而一定程度影响企业创新绩效。 基于此,本文得到以下假设:

H1:在垄断市场,股权集中度对创新绩效具有显著正向影响

H2:在竞争市场,股权集中度对创新绩效具有显著正向影响

(二)研发投入与创新绩效多数学者认为研发投入与创新绩效具有显著正相关关系。Garner(2002)以创新速度作为影响变量,认为创新速度对企业市场价值具有显著影响,而研发投入与创新速度间具有正相关关系;李武威 (2011) 对大中型工业企业1991-2007年的数据进行协整分析,发现研发投入对创新绩效具有正向影响。然而,一些学者通过对研发投入进行细分发现,研发人员投入和研发资金投入对创新绩效具有不同的影响。冯文娜(2010)实证分析发现研发资金投入对企业创新绩效具有显著正向影响, 而研发人员投入对创新绩效的影响并不十分显著;马文聪 (2013)进行对比分析发现对于新兴产业来说,研发人员和研发经费投入对创新绩效的影响显著,对于传统产业来说,研发人员投入与创新绩效的影响并不显著。综合前述研究成果,本文认为无论是竞争市场还是垄断市场,企业研发投入与创新绩效间均存在显著地正相关关系,研发人员的投入为企业开展技术创新活动提供了必要的人力资源和知识资源,尤其是与研发技术相关的隐性知识。因而, 企业进行技术创新活动离不开研发人员的投入。而研发资金的投入不仅为研发活动提供了必要的硬件设施,还能对研发人员形成激励,增强研发人员技术创新的积极性和主动性。因此,本文得到如下假设:

H3a:在垄断市场,研发人员投入对创新绩效具有显著正向影响

H3b:在垄断市场,研发资金投入对创新绩效具有显著正向影响

H4a:在竞争市场,研发人员投入对创新绩效具有显著正向影响

H4b:在竞争市场,研发资金投入对创新绩效具有显著正向影响

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源本文依据我国证监会发布的《上市公司行业分类指引》两位码划分标准,以2009年至2011年上海和深圳证券交易所上市的所有制造企业为研究对象,参照岳希明等(2010)对竞争行业和垄断行业的界定将样本区分为垄断市场和竞争市场两个子样本。利用巨潮资讯网公司板块获得的样本企业年报,手工搜集企业专利和创新投入数据,其他数据来源于CSMAR数据库。最后参照国内学者的通行做法,删除ST类公司及数据缺失过多的样本,得到最终样本资料见表1。

(二)变量定义 (1)因变量:创新绩效。本文选取发明专利申请数作为企业创新绩效衡量指标。已有研究中主要用专利数量与新产品销售收入作为企业创新绩效的衡量标准。然而新产品销售收入具有较长的滞后期且原始数据获得难度较大,并且只有在创新成果商业化并且产生显著经济效益的情况下才能准确反映企业创新绩效。相比之下专利数据客观性较强,具有可得性和可比性,在三种专利中,发明专利更能体现企业技术创新能力,进一步,企业专利申请数量相对于授权量可以避免受行政审批效率等不可控因素的影响,因此能够较准确的反映企业创新绩效。 本文以样本企业年申请发明专利数量作为创新绩效的衡量指标,专利数据来源于企业年报。(2)解释变量:股权集中度(OI),本文企业前三大股东的持股比例之和衡量企业股权集中度。企业创新投入,现有文献一般采用创新费用投入和创新人员投入作为创新投入指标,由于绝对数指标不便于企业之间的横向比较,本文采用研发资金投入强度R&D C(研发费用/销售收入)和研发人员投入强度R&D P (研发技术人员/企业总人数) 作为企业创新投入变量。(3) 控制变量:企业规模(Scale)。企业规模差异将影响企业的资源获取能力和积累能力,从而影响企业创新绩效。为了更准确的分析不同竞争属性下股权集中度、创新投入对企业创新绩效的影响,本文以企业总资产作为企业规模的衡量标准,并将企业规模作为控制变量,在检验过程中取对数处理。

四、实证分析

(一)描述性统计和相关性分析为了明确不同市场结构下,股权结构、研发投入与企业创新绩效的关系,本文对各变量进行了描述性统计和相关性分析,结果见表2。可以看出,在垄断市场结构下,股权结构、研发人员投入以及研发资金投入对企业创新绩效具有显著的相关关系;在竞争市场结构下,除研发人员投入与创新绩效相关性不显著外,其余变量与创新绩效也具有显著的相关关系。

注:*** 表示在 1%水平上显著;** 表示在 5%水平上显著;* 表示在 10%水平上显著(下同) 。

(二)回归分析为了进一步分析股权集中度、研发人员投入以及研发资金投入对创新绩效的影响,本文首先利用多元回归分析方法对全样本进行实证检验,结果见表3。由检验结果可知,股权集中度、研发资金投入与企业创新绩效均存在显著地正相关关系,且在0.01水平上显著,而研发人员投入与创新绩效在0.05水平上显著。因此, 提高股权集中度,加大研发资金和人员的投入能够对创新绩效起到促进作用。为了进一步分析不同市场结构下, 股权集中度、研发投入与创新绩效之间关系的区别,本文针对垄断市场和竞争市场的分别进行了回归分析,结果见表4和表5。从表4可知,在垄断市场结构下,股权集中度与创新绩效具有显著正相关关系 (β=0.5147,P<0.01);研发人员投入与研发资金投入对创新绩效也具有显著正向影响。因此,H1、H3a以及H3b得到验证。通过表5发现,在竞争市场结构下,股权集中度与创新绩效并不存在显著的正向影响,这与我们的H2不一致,但却与企业现状相符,竞争市场中企业由于规模较小、受到人员、资金以及创新环境和氛围等软硬件设施的限制,影响了技术创新的水平,导致企业发明创新的程度较低,多集中在实用新型和外观专利,不利于产生具有重大经济和社会价值的技术创新成果,因而在竞争市场结构下,股权集中度和创新绩效的关系并不显著;研发资金投入与创新绩效具有显著的正相关关系 (β=1.8188,P<0.01),H4b得到验证;而研发人员投入与创新绩效的关系并不显著,统计结果显示研发人员投入与创新绩效存在负相关关系(β=-0.0709, P>0.1),这与我们的H4a存在相悖之处,究其原因可能有以下几个方面:一是在竞争市场结构下,企业技术研发人员中的一般性技术人员较多,而研发人员较少,降低了研发人员的相对比例;二是本文以发明专利为创新绩效的衡量标准,竞争行业企业对研发人员的过度投入,可能会形成研发人员内部恶性竞争,产生大量经济价值不高、科技成果转化效益低下的外观专利,从而不利于以发明专利为主体的创新绩效的大幅提升;三是因为过多的研发人员投入使得研发资金投入中的人员费用比例增加,难以形成研发投入的整合效益,影响创新绩效的增加。

(三)稳健性检验为了保证研究结论的信度和效度, 本文以前5大股东作为前3大股东的代理变量,并以企业规模作为控制变量,对股权集中度、研发投入与创新绩效三者间的关联进行了稳健性检验,实证结果显示与前述结果并无显著差异。因此,本文上述研究结论信度和效度较高。

五、结论