市場(chǎng)結(jié)構(gòu)與家電零售廠商績(jī)效——基于一線城市數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)

劉 偉

(華東政法大學(xué)商學(xué)院,上海 201620)

一、引言及文獻(xiàn)綜述

從20世紀(jì)末期開始,以國(guó)美和蘇寧電器等為代表的連鎖家電零售廠商以規(guī)模化、專業(yè)化、低價(jià)格和優(yōu)質(zhì)服務(wù)為發(fā)展戰(zhàn)略取得迅速成長(zhǎng),成為一、二線城市市場(chǎng)的主體。2004年國(guó)美收購(gòu)黑天鵝,2005年五星收購(gòu)雅泰、永樂收購(gòu)燦坤和河南通利、國(guó)美收購(gòu)易好家,2006年國(guó)美收購(gòu)永樂電器,2007年國(guó)美并購(gòu)大中電器……。經(jīng)過(guò)大規(guī)模的整合運(yùn)動(dòng),行業(yè)的集中程度更加提高。2008年的數(shù)據(jù)顯示,我國(guó)家電零售總額達(dá)到8165億元,而家電連鎖業(yè)銷售額2670億元 (占家電零售總額33%),三大連鎖家電零售企業(yè)占據(jù)包括北京、上海在內(nèi)的27個(gè)一線城市40%以上的市場(chǎng)份額。

隨著2008年我國(guó)反壟斷法的全面實(shí)施,連鎖家電零售廠商的并購(gòu)是否會(huì)造成壟斷,從而推升家電的銷售價(jià)格,損害消費(fèi)者福利,這一問(wèn)題引發(fā)了學(xué)術(shù)界的廣泛爭(zhēng)論。對(duì)連鎖商業(yè)并購(gòu)可能產(chǎn)生的效應(yīng),存在兩種極端觀點(diǎn)。第一種觀點(diǎn)認(rèn)為連鎖商業(yè)并購(gòu)將損害消費(fèi)者的利益,第二種觀點(diǎn)則認(rèn)為連鎖商業(yè)并購(gòu)很少是反競(jìng)爭(zhēng)的。國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)連鎖家電零售行業(yè)并購(gòu)的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)以及利潤(rùn)率與市場(chǎng)結(jié)構(gòu)關(guān)系的實(shí)證研究目前還不多。李想等 (2003)利用SCP分析模式對(duì)我國(guó)連鎖超市行業(yè)利潤(rùn)率與市場(chǎng)結(jié)構(gòu)關(guān)系進(jìn)行了分析[1]。姜向陽(yáng)等 (2010)基于管理熵評(píng)價(jià)理論對(duì)中國(guó)零售上市公司財(cái)務(wù)績(jī)效進(jìn)行了實(shí)證研究[2]。葉澤等 (2006)以國(guó)美永樂并購(gòu)為例,分析了家電零售市場(chǎng)寡頭企業(yè)并購(gòu)對(duì)市場(chǎng)均衡價(jià)格和企業(yè)利潤(rùn)的影響,同時(shí)探討了并購(gòu)發(fā)生后其他企業(yè)可能采取的策略[3]。

二、理論假說(shuō)與模型設(shè)定

在現(xiàn)有的文獻(xiàn)中,存在著四種關(guān)于市場(chǎng)結(jié)構(gòu)-利潤(rùn)關(guān)系的假說(shuō),即基于傳統(tǒng)合謀假設(shè)的SCP假說(shuō)、基于單方面效應(yīng)假設(shè)的相對(duì)市場(chǎng)勢(shì)力假說(shuō) (RMP)、基于X-效率的X-效率結(jié)構(gòu)假說(shuō)(ESX)以及基于規(guī)模效率的效率結(jié)構(gòu)假說(shuō) (ESS),前兩種假說(shuō)又稱為市場(chǎng)勢(shì)力假說(shuō),后兩者通稱為效率結(jié)構(gòu)假說(shuō)。

市場(chǎng)勢(shì)力假說(shuō)的核心是市場(chǎng)勢(shì)力決定績(jī)效。SCP假說(shuō)認(rèn)為在一個(gè)集中度較高的市場(chǎng)中,有壟斷能力的企業(yè)可以通過(guò)合謀來(lái)制定較高的價(jià)格從而獲得高利潤(rùn)。而相對(duì)市場(chǎng)勢(shì)力假說(shuō)認(rèn)為,市場(chǎng)份額高的企業(yè)可以利用其壟斷能力單方面提高價(jià)格而獲得高利潤(rùn)。而效率結(jié)構(gòu)假說(shuō)指出,一般認(rèn)為的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)與績(jī)效之間的關(guān)系是一種偽關(guān)系,背后的主要原因是企業(yè)之間的效率差異。X-效率結(jié)構(gòu)假說(shuō)認(rèn)為,一個(gè)企業(yè)如果擁有較先進(jìn)的管理或生產(chǎn)技術(shù),那么它就具有較低的成本水平和較高的利潤(rùn)水平,這些成功的企業(yè)通常都擁有較高的市場(chǎng)份額,從而使得所在市場(chǎng)的集中度也相應(yīng)提高?；谝?guī)模效率的效率結(jié)構(gòu)假說(shuō)同樣認(rèn)為效率是背后的驅(qū)動(dòng)力,企業(yè)之間的技術(shù)和管理水平等是相似的,不同的是其規(guī)模優(yōu)勢(shì),具有規(guī)模優(yōu)勢(shì)的廠商其盈利能力較強(qiáng),相應(yīng)的市場(chǎng)份額也更高。

Weiss(1974)首次提出把市場(chǎng)份額和市場(chǎng)集中度同時(shí)放在方程中來(lái)檢驗(yàn)以上兩個(gè)假說(shuō),其采用的模型如下：

其中,л是企業(yè)績(jī)效的測(cè)度,MS是企業(yè)的市場(chǎng)份額,CR是市場(chǎng)的集中度,Z是一組與企業(yè)、市場(chǎng)有關(guān)的控制變量向量 (包括市場(chǎng)需求狀況、進(jìn)入障礙、成本差異等)。研究結(jié)果表明,市場(chǎng)份額的參數(shù)為正且顯著,而市場(chǎng)集中度的參數(shù)或?yàn)檎驗(yàn)樨?fù)但不顯著。這樣的結(jié)果已經(jīng)可以拒絕基于傳統(tǒng)合謀假設(shè)的SCP假說(shuō),但在相對(duì)市場(chǎng)勢(shì)力假說(shuō)與效率結(jié)構(gòu)假說(shuō)之間還存有很多爭(zhēng)論。Rhoades(1985)認(rèn)為前面的結(jié)論支持了相對(duì)市場(chǎng)勢(shì)力假說(shuō)。Smirlock et al(1984)則認(rèn)為壟斷力量的來(lái)源只有市場(chǎng)集中度,市場(chǎng)份額并不會(huì)帶來(lái)市場(chǎng)勢(shì)力,這種結(jié)果支持效率結(jié)構(gòu)假說(shuō)[4][5]。

在這些研究中,最大的爭(zhēng)論在于市場(chǎng)份額到底代表市場(chǎng)勢(shì)力還是效率。雖然有研究者認(rèn)為效率是市場(chǎng)結(jié)構(gòu)背后的驅(qū)動(dòng)力,但沒有將效率變量包含在經(jīng)驗(yàn)估計(jì)方程中,因而無(wú)法判斷相對(duì)市場(chǎng)勢(shì)力與效率結(jié)構(gòu)哪一個(gè)是正確的。因此,要檢驗(yàn)不同假說(shuō)的正確性,關(guān)鍵是找出一個(gè)可以正確衡量效率的變量。Berger(1995)對(duì)銀行業(yè)利潤(rùn)-利潤(rùn)關(guān)系的假說(shuō)進(jìn)行了檢驗(yàn),通過(guò)在回歸方程中加入代表X-效率和規(guī)模效率的變量,提出一個(gè)同時(shí)適用于四種假說(shuō)的歸納方程[6]。本文采用2002-2008年18個(gè)一線城市的家電零售企業(yè)層面的數(shù)據(jù),并借鑒Berger(1995)和Timme and Yang(1991)的方法,設(shè)立如下的回歸方程來(lái)檢驗(yàn)四種假說(shuō)[7]：

其中,廠商的利潤(rùn)率лit采用銷售利潤(rùn)率ROS指標(biāo),MSit是市場(chǎng)份額,CR3it是三大廠商市場(chǎng)集中度,X-EFFit是對(duì)X-效率的度量,LnTAit是總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù),LnSALEit是本地家電銷售收入的自然對(duì)數(shù),SGit是當(dāng)?shù)丶译婁N售額的年增長(zhǎng)率,εit是誤差項(xiàng)。

三、樣本、數(shù)據(jù)與變量選擇

(一)樣本選擇

本文選擇的2002-2008年18個(gè)一線城市77家家電零售企業(yè)樣本數(shù)據(jù)均來(lái)源于秦?cái)?shù)據(jù)庫(kù) (即中國(guó)企業(yè)財(cái)務(wù)信息分析庫(kù))。之所以選擇18個(gè)一線城市企業(yè)層面的數(shù)據(jù),主要是基于三點(diǎn)考慮。一是一線城市是連鎖家電零售廠商的銷售收入和利潤(rùn)的最主要來(lái)源,其市場(chǎng)集中度要遠(yuǎn)高于二、三、四線城市。二是從反壟斷法對(duì)相關(guān)產(chǎn)品和地理市場(chǎng)界定看,連鎖家電零售的相關(guān)地理市場(chǎng)一般界定為本地市場(chǎng)。對(duì)家電零售相關(guān)產(chǎn)品市場(chǎng)界定則存在一定分歧,本文對(duì)地理市場(chǎng)界定為十八個(gè)城市的本地市場(chǎng),而對(duì)產(chǎn)品市場(chǎng)界定為年商品銷售總額在500萬(wàn)元以上、年末從業(yè)人員在60人以上的家電廠商的銷售市場(chǎng)。三是從數(shù)據(jù)的可得性角度看,選擇十八個(gè)一線城市是為了提高計(jì)算三廠商市場(chǎng)集中度的準(zhǔn)確性,要求所選城市同時(shí)包含蘇寧和國(guó)美的數(shù)據(jù)。

(二)變量選擇

本文選擇廠商銷售利潤(rùn)率作為因變量。自變量中的效率變量是指家電零售廠商的X-效率。我們采用Battese和Coelli(1988)的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù) (SF)模型對(duì)X-效率進(jìn)行估計(jì)。假設(shè)反映企業(yè)效率的誤差項(xiàng)uit服從截尾為0、均值為μ、方差為σ2v的正態(tài)分布N(μ,ση)?；谶B鎖家電零售廠商生產(chǎn)技術(shù)相對(duì)穩(wěn)定的特點(diǎn),因此我們假定非技術(shù)效率不隨時(shí)間而改變是適當(dāng)?shù)?所以u(píng)it=ui。我們將18個(gè)城市77家家電零售廠商的總資產(chǎn) (K)和員工人數(shù) (L)作為企業(yè)的投入要素,而將家電零售廠商的銷售收入 (Y)作為衡量企業(yè)的產(chǎn)出變量,于是隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)為：

我們運(yùn)用Frontier4.1軟件,采用最大似然估計(jì)法分析后得到77家家電零售廠商的X-效率值。

規(guī)模效率指標(biāo) (LnTA)。我們將家電零售廠商總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)作為規(guī)模效率的代理變量,從而控制家電零售廠商的規(guī)模對(duì)利潤(rùn)率的影響。市場(chǎng)份額指標(biāo) (MS)。采用家電零售廠商年銷售收入與當(dāng)?shù)叵揞~以上企業(yè)家用電器與照相器材年銷售額之比來(lái)計(jì)算。市場(chǎng)集中度指標(biāo) (CR3)。根據(jù)當(dāng)?shù)厝蠹译娏闶蹚S商市場(chǎng)份額之和計(jì)算而得。市場(chǎng)增長(zhǎng)率指標(biāo) (SG)。采用2002-2008年18個(gè)一線城市限額以上家用電器與照相器材銷售額的年增長(zhǎng)率來(lái)表示。市場(chǎng)容量指標(biāo) (LnSALE)。采用2002-2008年18個(gè)一線城市限額以上家用電器與照相器材銷售額的自然對(duì)數(shù)來(lái)表示。

四、實(shí)證結(jié)果及解釋

(一)描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)

表1為主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。家電零售廠商的銷售利潤(rùn)率均值為0.0101,標(biāo)準(zhǔn)差為0.2413,表明樣本廠商的銷售利潤(rùn)率存在一定差異。市場(chǎng)集中度指標(biāo)的均值為0.5316,標(biāo)準(zhǔn)差為0.1599。X-效率的均值為0.4880,標(biāo)準(zhǔn)差為0.1615,表明樣本廠商的X-效率值存在差異,但離散程度不大。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

我們對(duì)模型主要變量進(jìn)行了Pearson檢驗(yàn)①模型的各變量間相關(guān)系數(shù)的Pearson檢驗(yàn)數(shù)據(jù)受篇幅限制沒有列出,有興趣的讀者備索。。檢驗(yàn)結(jié)果顯示,變量MS與ROS呈正相關(guān)且在5%水平顯著,相關(guān)系數(shù)為0.1367,變量CR3與ROS呈正相關(guān)但不顯著,而變量X-EFF與ROS呈正相關(guān)且在1%水平顯著,相關(guān)系數(shù)為0.2244,變量LnSALE與ROS呈負(fù)相關(guān)且在5%水平顯著。

(二)回歸結(jié)果分析

由于本文使用的是面板數(shù)據(jù),估計(jì)模型使用三種不同的方法,即混合最小二乘法模型估計(jì)、固定效應(yīng)模型估計(jì)和隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)。為選擇最有解釋力的模型,我們首先使用F檢驗(yàn)比較混合數(shù)據(jù)和固定效應(yīng)模型,接著使用LM檢驗(yàn)比較混合數(shù)據(jù)和隨機(jī)效應(yīng)模型,最后使用豪斯曼檢驗(yàn)選擇固定效應(yīng)或隨機(jī)效應(yīng)模型。LM檢驗(yàn)、F檢驗(yàn)以及豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果都拒絕原假設(shè),因此,計(jì)量結(jié)果應(yīng)該基于隨機(jī)效應(yīng)模型來(lái)分析。我們首先采用Weiss(1974)提出的方程 (1)進(jìn)行回歸,然后對(duì)加入X-EFF、LnTA變量的方程 (2)進(jìn)行回歸,表2顯示了三種模型的比較以及參數(shù)估計(jì)的結(jié)果。

很明顯,三種模型回歸結(jié)果比較一致,其中隨機(jī)效應(yīng)模型無(wú)論是系數(shù)顯著性還是整體擬合度都優(yōu)于其他兩種模型的估計(jì)結(jié)果。當(dāng)不加入效率變量時(shí),三種模型回歸方程的R2都比較低,隨機(jī)效應(yīng)模型和混合數(shù)據(jù)模型的市場(chǎng)份額的系數(shù)皆為正且在5%水平顯著,隨機(jī)效應(yīng)模型和混合數(shù)據(jù)模型的市場(chǎng)集中度的系數(shù)為正且都不顯著,回歸結(jié)果表明我國(guó)家電零售行業(yè)市場(chǎng)份額對(duì)利潤(rùn)率有正向影響,而集中度對(duì)利潤(rùn)率的影響比較微弱,基于合謀的SCP假說(shuō)不成立,部分支持基于單方面效應(yīng)的相對(duì)市場(chǎng)勢(shì)力假說(shuō)。當(dāng)加入X-EFF和LnTA兩個(gè)變量時(shí),回歸方程的R2有一定的提升,由于控制了效率對(duì)廠商利潤(rùn)的影響,市場(chǎng)集中度的系數(shù)依然為負(fù)且都不顯著,進(jìn)一步證實(shí)SCP假說(shuō)不成立。而三種模型的市場(chǎng)份額的系數(shù)皆由正轉(zhuǎn)為負(fù),隨機(jī)效應(yīng)和混合數(shù)據(jù)模型的市場(chǎng)份額的系數(shù)都不顯著,說(shuō)明加入直接反映效率的變量后,市場(chǎng)份額對(duì)廠商的利潤(rùn)率沒有顯著影響,這進(jìn)一步支持了效率結(jié)構(gòu)假說(shuō)。所有模型的變量X-EFF的系數(shù)為正且在1%水平顯著,說(shuō)明廠商X-效率對(duì)利潤(rùn)率有顯著的正相關(guān)關(guān)系,X-效率結(jié)構(gòu)假說(shuō)得以成立。隨機(jī)效應(yīng)模型的變量LnTA的系數(shù)為負(fù)且在5%水平顯著,說(shuō)明隨著廠商規(guī)模的擴(kuò)張,利潤(rùn)率反而下降。這也印證了我國(guó)一線城市家電連鎖企業(yè)的網(wǎng)絡(luò)規(guī)模雖然得到快速提高,但單店盈利能力卻普遍下降,規(guī)模與效益并未成正比,因此回歸結(jié)果并不支持基于規(guī)模效率的效率結(jié)構(gòu)假說(shuō)。在隨機(jī)效應(yīng)和混合數(shù)據(jù)模型中,市場(chǎng)容量變量的系數(shù)為負(fù)且在1%的水平顯著,說(shuō)明市場(chǎng)容量的增加會(huì)吸引更多的廠商進(jìn)入,從而加劇競(jìng)爭(zhēng)導(dǎo)致廠商利潤(rùn)率下降,而市場(chǎng)增長(zhǎng)率變量對(duì)利潤(rùn)率有正向影響但不顯著。

方程 (2)只是檢驗(yàn)了效率結(jié)構(gòu)假說(shuō)成立的一個(gè)必要條件,即效率與利潤(rùn)率高度相關(guān)而市場(chǎng)份額和市場(chǎng)集中度對(duì)利潤(rùn)無(wú)顯著影響。效率結(jié)構(gòu)假說(shuō)強(qiáng)調(diào)只有效率高的廠商才能獲得更高的市場(chǎng)份額,因此效率結(jié)構(gòu)假說(shuō)成立的另一個(gè)必要條件是,除了效率決定利潤(rùn)率的高低外,效率還決定市場(chǎng)份額的高低。我們選擇市場(chǎng)份額 (MS)作為因變量,以X-效率 (X-EFF)為解釋變量,以當(dāng)?shù)丶译婁N售年增長(zhǎng)率 (SG)和當(dāng)?shù)丶译婁N售額的自然對(duì)數(shù) (LnSALE)為控制變量進(jìn)行回歸,變量X-效率的回歸系數(shù)為0.5099且都在1%水平顯著,R2分別為0.3033,說(shuō)明廠商的X-效率高低對(duì)市場(chǎng)份額有非常顯著的影響,進(jìn)一步論證了X-效率結(jié)構(gòu)假說(shuō)成立。

五、結(jié)論與政策含義

根據(jù)本文的實(shí)證分析結(jié)果,我們可以歸納出以下結(jié)論：一是在沒有加入效率變量時(shí),家電零售廠商的市場(chǎng)份額與利潤(rùn)率有顯著的正相關(guān)關(guān)系,而加入效率變量后家電零售廠商的市場(chǎng)份額與利潤(rùn)率呈現(xiàn)不顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系,因此市場(chǎng)份額可作為市場(chǎng)勢(shì)力的度量,不完全支持相對(duì)市場(chǎng)勢(shì)力假說(shuō);二是三大廠商市場(chǎng)集中度與利潤(rùn)率呈現(xiàn)不顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系,完全不支持基于合謀的SCP假說(shuō);三是由于家電零售廠商隨著規(guī)模的增加,利潤(rùn)反而下降,因此不支持基于規(guī)模效率的效率結(jié)構(gòu)假說(shuō);四是X-效率變量既與利潤(rùn)率顯著正相關(guān),又與市場(chǎng)份額顯著正相關(guān),說(shuō)明廠商的X-效率越高,利潤(rùn)就越高,同時(shí)X-效率越高的廠商,也能獲得更多的市場(chǎng)份額。因此,我們可以采用基于X-效率的效率結(jié)構(gòu)假說(shuō)來(lái)解釋我國(guó)家電零售行業(yè)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)-利潤(rùn)的關(guān)系。另外必須指出的是,我們對(duì)方程 (3)的回歸的R2不到0.2,顯然我們遺漏了一些影響利潤(rùn)率的其他因素,因此更嚴(yán)謹(jǐn)?shù)卣f(shuō),就現(xiàn)有數(shù)據(jù)而言,基于X-效率的效率結(jié)構(gòu)假說(shuō)相對(duì)其他三種假說(shuō)對(duì)家電零售行業(yè)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)-利潤(rùn)關(guān)系更有一定程度的解釋力。

國(guó)美和蘇寧在擴(kuò)張過(guò)程中采用了不同的戰(zhàn)略,蘇寧通過(guò)自建來(lái)完善自己的網(wǎng)絡(luò),而國(guó)美主要通過(guò)并購(gòu)來(lái)完成布局。效率結(jié)構(gòu)假說(shuō)成立意味著國(guó)美只有并購(gòu)比其效率相差較大的廠商,然后將并購(gòu)目標(biāo)的效率提升到與自己一樣的水平才能大幅提升利潤(rùn)水平。在本研究的樣本中,國(guó)美的X-效率均值為0.5004,而被并購(gòu)的永樂、大中、黑天鵝等的X-效率均值為0.4884,兩者差距并不大,而蘇寧的X-效率均值為0.5728,要高于國(guó)美,這也是國(guó)美并購(gòu)戰(zhàn)略不太成功的主要原因。

劉偉 (2009)曾經(jīng)利用我國(guó)股票市場(chǎng)價(jià)格數(shù)據(jù),采用事件分析法對(duì)2006年國(guó)美永樂并購(gòu)案的競(jìng)爭(zhēng)性效應(yīng)進(jìn)行了度量,通過(guò)對(duì)國(guó)美永樂并購(gòu)案競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手以及上游家電制造商的超常收益的估計(jì),認(rèn)為并不支持并購(gòu)導(dǎo)致市場(chǎng)勢(shì)力增加的假說(shuō)成立[8]。本文直接采用18個(gè)一線城市的家電零售企業(yè)層面的數(shù)據(jù)對(duì)市場(chǎng)勢(shì)力和效率結(jié)構(gòu)四種假說(shuō)進(jìn)行檢驗(yàn),結(jié)論與基于事件分析法得出的結(jié)論完全一致,盡管一線城市市場(chǎng)集中度在50%以上,但市場(chǎng)勢(shì)力假說(shuō)并不能解釋我國(guó)家電零售行業(yè)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)-利潤(rùn)關(guān)系,家電零售廠商的利潤(rùn)取決于其效率的高低,所以不應(yīng)采取過(guò)分嚴(yán)厲的反壟斷并購(gòu)政策。

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