朱江 郭慶美 蔣妃 關(guān)敏慧

摘要：市場勢力的定量測度以及福利損失的有效估算是政府經(jīng)濟(jì)管制和反壟斷的基礎(chǔ)。本文依據(jù)2000～2014年的行業(yè)整體數(shù)據(jù)，采用NEIO模型，對(duì)我國的葡萄酒制造業(yè)的市場勢力和配置效率及其損失進(jìn)行了測評(píng)。結(jié)果顯示，我國葡萄酒制造業(yè)有一定的市場勢力，但這種市場勢力并不強(qiáng)，其配置效率損失也介于以往文獻(xiàn)測算過的煙草加工業(yè)和啤酒制造業(yè)之間。

關(guān)鍵詞：市場勢力；配置效率損失；葡萄酒制造業(yè)

中圖分類號(hào)：F2

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

doi：10.19311/j.cnki.16723198.2016.13.003

1 引言

作為產(chǎn)業(yè)組織的核心概念，市場勢力一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點(diǎn)之一。在早期的研究中，由于計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的應(yīng)用還不太成熟，市場勢力的測度指標(biāo)往往與市場結(jié)構(gòu)的測度指標(biāo)混為一體，如市場集中度、赫芬達(dá)爾指數(shù)、貝恩指數(shù)等。1934年，Lerner提出以勒納指數(shù)（Lerner index）來衡量市場勢力的大小，其公式為L=（P-MC）/P，表示價(jià)格偏離邊際成本的程度。利用勒納指數(shù)對(duì)市場勢力進(jìn)行測度的文獻(xiàn)如Mueller和Geithman（1991），Davis和Ramagopal（1998），Dranove和Satterthwaite（2003）等。

勒納指數(shù)的一個(gè)根本的缺陷在于，企業(yè)的邊際成本難以觀察。為了克服這一局限，Appelbaum（1979，1982），Bresnahan（1982）及Lau（1982）建立了新經(jīng)驗(yàn)產(chǎn)業(yè)組織（NEIO）模型。NEIO模型結(jié)合現(xiàn)實(shí)數(shù)據(jù)獲取的可能性問題，分別構(gòu)建應(yīng)用程序供應(yīng)商數(shù)據(jù)和行業(yè)數(shù)據(jù)估計(jì)市場勢力理論框架，由于行業(yè)數(shù)據(jù)比數(shù)據(jù)供應(yīng)商更容易獲得，所以NEIO模型在實(shí)證的理論模型有廣泛的應(yīng)用。國外很多學(xué)者采用這一方法進(jìn)行了大量的實(shí)證研究，如Roberts（1984），Schroeter（1988），Azzam et al（1990），Schroeter& Azzam（1990），Genesove&Mullin（1998），Lopez et al（2002），Merel（2009），Digal（2010）等。國內(nèi)如赫冬梅，王秀清（2003）對(duì)煙草加工業(yè)的測度，司偉（2005）對(duì)糖業(yè)的測度以及別慧麗（2011）對(duì)啤酒制造業(yè)的測度。

本文所選取的我國葡萄酒制造業(yè)從1978年改革開放開始起步，上世紀(jì)90年代到21世紀(jì)初發(fā)展壯大，2002年開始，我國葡萄酒制造業(yè)駛?cè)氚l(fā)展的快車道，葡萄酒產(chǎn)量每年都在大幅增長（見圖1），其市場結(jié)構(gòu)和市場勢力也在發(fā)生著變化。然而，現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)葡萄酒制造業(yè)市場勢力及其對(duì)社會(huì)總福利影響的關(guān)注并不多見，本文在NEIO模型和AEL模型的基礎(chǔ)上，第二部分和第三部分分別對(duì)葡萄酒制造業(yè)的市場勢力及其配置效率損失進(jìn)行了測度，并根據(jù)測度結(jié)果進(jìn)行了討論。

本研究使用2000～2014年中國葡萄酒制造業(yè)時(shí)間序列統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，從行業(yè)整體對(duì)葡萄酒制造業(yè)的市場勢力進(jìn)行測度。其中，xK用固定資產(chǎn)凈值代替，xL用該產(chǎn)業(yè)年平均從業(yè)人數(shù)代替，xM用葡萄收購量代替，wK用中長期固定資產(chǎn)貸款利率代替，wL用飲料制造業(yè)工人的平均工資代替，wM用價(jià)格指數(shù)代替。固定資產(chǎn)凈值和年平均從業(yè)人數(shù)來自《中國輕工業(yè)年鑒》，中長期固定資產(chǎn)貸款利率數(shù)據(jù)的來源為《中國金融年鑒》。飲料制造業(yè)工人的平均工資、價(jià)格指數(shù)、葡萄酒產(chǎn)量、國民生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

運(yùn)用Eviews軟件中的聯(lián)立方程系統(tǒng)估計(jì)方法，將和q視為工具變量，采用加權(quán)二階段最小二乘法（W2SLS）對(duì)參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，從而得到各系數(shù)的估計(jì)結(jié)果（見表1）。

運(yùn)用Eviews軟件中的聯(lián)立方程系統(tǒng)估計(jì)方法，將wK、wL、wM和q視為工具變量，采用加權(quán)二階段最小二乘法（W2SLS）對(duì)參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，得到各系數(shù)的估計(jì)結(jié)果（見表1）。

根據(jù)以上系數(shù)估計(jì)，可以進(jìn)一步計(jì)算出2000-2014年的行業(yè)猜測彈性θ和勒納指數(shù)L（見表2）。

從計(jì)算結(jié)果可以看到，葡萄酒需求彈性的絕對(duì)值為0.752，富有價(jià)格彈性。葡萄酒并不是我國人民日常生活中的必需品，其需求量隨價(jià)格變化而改變的幅度很大，因此，其他替代品的存在會(huì)影響葡萄酒的需求量。2000～2006年，猜測彈性值略有變化，幅度不大，基本保持在0.6和0.8之間，說明此階段行業(yè)的市場結(jié)構(gòu)基本穩(wěn)定，2007年，預(yù)估彈性值的增加表明一個(gè)特定的制造商在行業(yè)中的輸出的變化對(duì)行業(yè)的總產(chǎn)量會(huì)造成很大的影響，這一年，張?jiān)?？愛斐堡和長城的君頂酒莊開業(yè)，這種集釀酒、旅游、體閑、投資、商務(wù)于一體的酒莊，不但創(chuàng)新了葡萄酒企業(yè)發(fā)展模式和商業(yè)模式，而且也使兩家企業(yè)的市場勢力大大增強(qiáng)。由前述理論模型分析可知，當(dāng)θt=0時(shí)，市場屬于完全競爭結(jié)構(gòu)，當(dāng)θt=1時(shí)，市場屬于完全壟斷結(jié)構(gòu)。計(jì)算所得的θt值介于0和1中間位置，根據(jù)貝恩的產(chǎn)業(yè)壟斷和競爭型的分類，我們可以判斷葡萄酒制造業(yè)屬于寡頭壟斷型四。例如在2007年的數(shù)據(jù)中，前8名的葡萄酒生產(chǎn)企業(yè)基本情況如下。

由市場占有率數(shù)據(jù)可以計(jì)算出2007年葡萄酒制造業(yè)的CR4=47.18%，CR8=54.40%，張?jiān)?，長城，王朝三大一線品牌幾乎占據(jù)了占據(jù)了市場的半壁江山，產(chǎn)量占全行業(yè)的31.27%，資產(chǎn)占整個(gè)產(chǎn)業(yè)的38.22%，銷售額占整個(gè)工業(yè)的41.67%，利潤的行業(yè)利潤總額占63.44%，行業(yè)集中度很高。對(duì)于一線的企業(yè)，未來潛在的威脅主要來自莫高、新天、云南紅葡萄酒企業(yè)在西部，西部企業(yè)資源優(yōu)勢有明顯的優(yōu)勢。同時(shí)，生產(chǎn)和營銷都有一定的規(guī)模，一旦超過這個(gè)營銷能力，很有可能會(huì)打破目前的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。而在短短的3年5年內(nèi)，目前國內(nèi)市場形勢仍將繼續(xù)處于三方對(duì)峙的局面。

勒納指數(shù)L的估計(jì)值的數(shù)據(jù)一直保持在05和07之間，這說明我國葡萄酒制造業(yè)有一定的市場勢力，這種市場勢力主要來源于較大的賣方集中度，產(chǎn)品的異質(zhì)性，但由數(shù)值可以看出這種市場勢力并不強(qiáng)。

3 我國葡萄酒產(chǎn)業(yè)配置效率損失測度

3.1 基本模型

由此可見，AEL是產(chǎn)業(yè)輸出Y，需求彈性的結(jié)果，猜測彈性和邊際成本彈性共同作用。由于市場力量的作用，市場均衡偏離了完全競爭均衡，從而導(dǎo)致社會(huì)總福利的減少。AEL模型表明，配置效率損失是由企業(yè)的實(shí)際產(chǎn)量確定，價(jià)格需求彈性，邊際成本的彈性和投機(jī)的彈性共同作用的結(jié)果。

3.2 估計(jì)過程及結(jié)果討論

依據(jù)NEIO模型得到猜測彈性和需求彈性，由此進(jìn)一步測算行業(yè)的邊際成本彈性以及資源配置效率的損失，結(jié)果如下表。

從計(jì)算結(jié)果可知，邊際成本彈性ρ為1.7568，ρ值大于1，表示葡萄酒的供給富有彈性。葡萄酒制造業(yè)一定市場勢力的存在導(dǎo)致了部分社會(huì)福利的損失。2007年以后，行業(yè)的市場勢力不斷增大，而社會(huì)福利損失也大幅增大。由于市場結(jié)構(gòu)屬于中下寡占型，本文測算的我國葡萄酒制造業(yè)的配置效率損失值介于赫冬梅，王秀清（2003）測算的煙草加工業(yè)與別慧麗（2011）測算的啤酒制造業(yè)的配置效率損失值之間。

4 結(jié)論

本文依據(jù)2000～2014年的行業(yè)整體數(shù)據(jù)，采用NEIO模型，對(duì)我國葡萄酒制造業(yè)的市場勢力和配置效率損失進(jìn)行了測量。

從計(jì)算結(jié)果我們可以看到，葡萄酒需求彈性的絕對(duì)值為0.752，有價(jià)格彈性。葡萄酒并不是我國人民日常生活中的必需品，其需求量隨價(jià)格變化而改變的幅度很大，因此，其他替代品的存在會(huì)影響葡萄酒的需求量。2000～2006年，猜測彈性值略有變化，幅度不大，基本保持在0.6和0.8之間，說明此階段行業(yè)的市場結(jié)構(gòu)基本穩(wěn)定，2007年，推測彈性增加，表明一個(gè)制造商的工業(yè)產(chǎn)值會(huì)對(duì)整個(gè)行業(yè)產(chǎn)生很大程度的影響，今年，張?jiān)垤潮?、長城君頂酒莊開放，這種集釀酒、旅游、休閑、投資，在一個(gè)酒廠的業(yè)務(wù)不僅是創(chuàng)新的是葡萄酒企業(yè)發(fā)展模式和商業(yè)模式，而且也使兩家企業(yè)的市場勢力大大增強(qiáng)。由前述理論模型分析可知，當(dāng)θt=0時(shí)，市場屬于完全競爭結(jié)構(gòu)，當(dāng)θt=1時(shí)，市場屬于完全壟斷結(jié)構(gòu)。計(jì)算所得的θt值介于0和1中間位置，根據(jù)貝恩的產(chǎn)業(yè)壟斷和競爭型的分類，我們可以判斷葡萄酒制造業(yè)屬于寡頭壟斷型四。

勒納指數(shù)L的估計(jì)值的數(shù)據(jù)一直保持在05和07之間，這說明我國葡萄酒制造業(yè)有一定的市場勢力，這種市場勢力主要來源于較大的賣方集中度，產(chǎn)品的異質(zhì)性，但由數(shù)值可以看出這種市場勢力并不強(qiáng)。

從計(jì)算結(jié)果可知，邊際成本彈性ρ為1.7568，ρ值大于1，表示葡萄酒的供給富有彈性。葡萄酒制造業(yè)一定市場勢力的存在導(dǎo)致了部分社會(huì)福利的損失。2007年以后，行業(yè)的市場勢力不斷增大，而社會(huì)福利損失也大幅增大。由于市場結(jié)構(gòu)屬于中下寡占型，本文測算的我國葡萄酒制造業(yè)的配置效率損失值介于赫冬梅，王秀清（2003）測算的煙草加工業(yè)與別慧麗（2011）測算的啤酒制造業(yè)的配置效率損失值之間。

參考文獻(xiàn)

[1]戴家武，王秀清.市場力量估測方法的演進(jìn)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2012，（6）.

[2]別慧麗.中國啤酒制造業(yè)產(chǎn)業(yè)組織分析及其對(duì)競爭力影響研究[D].南京：南京農(nóng)業(yè)大學(xué)，2011.

[3]王博文，楊和財(cái)，劉震.中國葡萄酒行業(yè)產(chǎn)業(yè)組織的實(shí)證分析[J].軟科學(xué)，2010，（3）.

[4]司偉.全球化背景下的中國糖業(yè)：價(jià)格、成本與技術(shù)效率[D].北京：中國農(nóng)業(yè)大學(xué)，2005.

[5]赫冬梅，王秀清.中國煙草加工業(yè)的市場力量與配置效率損失估測[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2003，（1）.

[6]中國輕工業(yè)年鑒（2001-2015）[M].北京：中國輕工業(yè)年鑒社，2015.

[7]中國金融年鑒2001-2015[EB/OL].中國統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng).

[8]中國統(tǒng)計(jì)年鑒2001-2015[EB/OL].國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站.