中國出口企業(yè)議價能力測度——基于中國工業(yè)品出口的雙邊隨機邊界分析

張 欣 孫 剛

（1．東北財經(jīng)大學 金融學院，遼寧 大連116025；2．遼寧對外經(jīng)貿(mào)學院國際商品交易分析與模擬實驗室，遼寧 大連116052）

一、引言

我國出口貿(mào)易經(jīng)過多年發(fā)展，取得了顯著的成績：出口規(guī)模自2009年以來，一直位居世界第一位；出口結構不斷優(yōu)化，與發(fā)達國家之間的出口相似度逐漸提高；出口商品技術水平以及技術復雜度不斷攀升。然而困擾我國出口企業(yè)多年的出口價格偏低問題，一直未能得到有效解決。我國的出口價格不僅無法與經(jīng)濟發(fā)達的OECD國家相比，甚至與菲律賓、印度尼西亞等發(fā)展中國家相比也顯著偏低［1］。出口價格關系到出口企業(yè)要素收入的多寡，長期以來的低價競銷嚴重壓縮了出口企業(yè)的利潤。據(jù)商務部測算，2010年我國出口企業(yè)的平均利潤率僅為1．77%，2011年則進一步降至1．44%①?？梢灶A見，隨著我國勞動力成本低的優(yōu)勢逐漸喪失，出口企業(yè)的利潤率將進一步下滑，最終將影響我國對外貿(mào)易的發(fā)展。因此，研究如何提升我國出口企業(yè)的定價能力，對于改善出口企業(yè)經(jīng)營效益，實現(xiàn)我國對外貿(mào)易持續(xù)、健康、穩(wěn)定的發(fā)展，具有重要的現(xiàn)實意義。

出口定價問題一直以來就是國際經(jīng)濟學研究的重點。Krugman認為，由于市場分割的存在，出口商可以針對不同出口市場采取不同的定價策略，以控制出口商品在銷售地的價格，即“依市定價”（pricing to market）［2］。近年來，隨著我國貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)可獲得性的提高，國內(nèi)學者開始關注我國出口企業(yè)的定價問題。馬淑琴和鮑觀明、汪琳和劉海云、陳望遠等從細分商品層面分別對我國不同行業(yè)的出口定價能力進行了研究［3］［4］［5］。上述文獻在分析時往往暗含了“市場信息完全”這一假定，然而實際的出口市場卻具有顯著的信息不對稱特征。Qiu發(fā)現(xiàn)出口國政府往往對本國所有出口企業(yè)制定統(tǒng)一的政策，而不是根據(jù)不同出口企業(yè)的特點制定差異化政策，以避免國外的競爭對手偵測出本國出口企業(yè)的成本信息［6］。俞劍平和付康萍認為我國的紡織品出口中存在嚴重的信息不對稱問題，由于我國出口企業(yè)對國際市場需求、貿(mào)易壁壘、營銷渠道等信息缺乏了解，削弱了紡織品出口的競爭力［7］。何大安認為在信息不對稱的背景下，出口商很難準確把握交易伙伴未來的行為決策和其他環(huán)境因素的變化，從而影響其依市定價的決策［8］。出口市場的信息不對稱性使得進出口企業(yè)可以利用自己的議價能力影響最終的出口價格，而議價能力的大小在很大程度上取決于掌握信息的程度。

針對如何提升我國出口企業(yè)的議價能力，許多學者提出了自己的看法。其中一個重要的觀點是，產(chǎn)業(yè)集中度的提高有助于提升出口企業(yè)的議價能力。趙小釗和沈小靜認為我國采礦業(yè)和鋼鐵行業(yè)的產(chǎn)業(yè)集中度較低，嚴重影響了我國在鐵礦石市場上的談判議價能力，因此建議鋼鐵行業(yè)組建大型鋼鐵集團［9］。楊明強認為國內(nèi)出口商由于平均規(guī)模較小，在談判能力方面很難與國際大集團對抗，因此失去了定價權［10］。左力和于濤對德州市出口企業(yè)的調(diào)查分析表明，小企業(yè)的議價能力要弱于大企業(yè)，建議地方政府引導企業(yè)向規(guī)?；⒓谢D(zhuǎn)型［11］。然而，上述研究大多停留在定性分析層面，研究結論尚缺乏有效的實證支持。

本文在已有文獻的基礎上，從以下方面進行拓展：（1）通過構建信息不對稱條件下進出口商的議價模型，分析出口價格的形成機理，為后續(xù)研究奠定理論基礎；（2）運用雙邊隨機邊界分析法對出口商和進口商的議價能力進行測度，為相關領域的研究提供更為充實的經(jīng)驗證據(jù)；（3）對產(chǎn)業(yè)集中度與出口議價能力之間的關系進行定量分析，為已有的定性研究提供實證支持。

二、信息不對稱條件下的議價機制

本文通過如下模型描述信息不對稱條件下進出口商的議價行為。假定出口商品價格由出口商和進口商通過談判的方式確定，雙方都試圖使自身利益最大化②。如果出口商和進口商都能夠無代價地獲得充足的信息，雙方將在價格P＊處達到均衡，P＊為出口商的供給曲線S與進口商的需求曲線D的交點，對應的商品數(shù)量為Q＊。但是在現(xiàn)實條件下，出口商和進口商各自具備信息優(yōu)勢：出口商對于自己生產(chǎn)的產(chǎn)品，如生產(chǎn)成本、質(zhì)量、技術含量等掌握更多的信息；進口商則對本國的需求情況比較了解，雙方都盡力利用自身的信息優(yōu)勢在談判中爭取更多利益。比如，進口商在談判中會努力使出口商相信其出口商品面臨的需求曲線位于D1，低于實際的需求曲線D，從而使實際出口價格P1低于均衡價格P＊。盡管這種策略以犧牲進口數(shù)量為代價（實際成交的商品數(shù)量Q1低于均衡值Q＊），但如果該商品的出口商眾多，那么進口商就可以對每一個出口商都運用上述方法，從而獲得滿足自身利潤最大化的產(chǎn)品數(shù)量。同樣，出口商在談判中會為自己的產(chǎn)品“虛構”一個高于實際的供給曲線S1，從而獲得高于均衡價格P＊的出口價格P2。

圖1 信息不對稱條件下的出口議價模型

通過上述模型的分析可以發(fā)現(xiàn)，要想在談判中占據(jù)主動必須滿足兩點：其一，掌握比對手更多的信息，只有這樣才能成功地“欺騙”對手，從而使實際成交的價格更有利于自己；其二，能夠在市場中找到足夠多的交易對手，只有這樣才能夠保證利潤最大化所需的商品數(shù)量。如果某一行業(yè)由少數(shù)幾個大廠商主導，即具備較高的產(chǎn)業(yè)集中度，則很容易滿足上述兩個條件：首先，大廠商具備更強的信息搜集傾向和能力。信息搜集需要支付成本，對于小廠商而言，由于交易量較少，信息產(chǎn)生的收入往往無法彌補其搜集成本，而同樣的信息對于大廠商而言往往意味著更多收益，因此大廠商更加注重信息搜集。其次，由于該行業(yè)的商品出口由少數(shù)幾個大廠商把持，進口商如果采用模型中的議價策略將難以找到足夠多的交易對手來保證進口數(shù)量，因此在談判過程中也會有所顧忌?；谏鲜龇治?，本文構建計量模型對我國出口企業(yè)的議價能力進行測度，并進一步驗證“產(chǎn)業(yè)集中度高的行業(yè)具備更強的議價能力”這一命題。

三、實證分析

（一）計量模型的建立

通過上文的理論分析，在一個典型的出口市場中，進出口雙方最終接受的價格可以表示為如下形式：

由于出口商的議價能力對于出口價格的形成具有正效應，而進口商的議價能力具有負效應，因此議價能力對于最終出口價格的影響是雙邊的，可以將模型（2）改寫為如下的雙邊隨機邊界形式：

其中

對于一個包含了n個觀測值的樣本而言，其對數(shù)似然函數(shù)可表述為：

（二）指標與數(shù)據(jù)

本文采用細分工業(yè)品出口價格（lnexprice）作為因變量，數(shù)據(jù)來源于國泰安工業(yè)行業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，按照出口價格＝出口金額／出口數(shù)量計算得出。結合上文分析，本文選擇如下變量用于衡量式（2）中的基準價格μ（x）。

1．匯率（exr）。由于模型中其他變量均為名義變量，因此本文選擇各種工業(yè)品的名義有效匯率來反映人民幣匯率變動情況。鑒于2005年以來美國、歐盟、日本、韓國是我國主要的出口貿(mào)易國，所以名義有效匯率以各種工業(yè)品對上述國家（地區(qū)）的出口貿(mào)易額作為權重，采用間接標價法，相關數(shù)據(jù)來源于《中國海關統(tǒng)計月報》以及IMF的《國際金融統(tǒng)計年鑒》。部分月份由于相關數(shù)據(jù)缺失，以國際清算銀行（BIS）公布的人民幣名義有效匯率加以補全。匯率變動對出口價格的影響取決于不同出口商的“依市定價”能力，因此系數(shù)符號方向不確定。

2．出口商生產(chǎn)成本（ppi）。借鑒汪琳和劉海云的研究思路，本文使用以2005年8月為基期的工業(yè)品出廠價格指數(shù)來衡量商品生產(chǎn)成本［4］?？紤]到同一行業(yè)內(nèi)部生產(chǎn)成本變動趨勢很相近，本文對屬于同一行業(yè)的工業(yè)品采用相同的ppi指數(shù)，相關數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。由于本文假定出口商采用成本加成的策略進行定價，生產(chǎn)成本的增加將提升出口價格，系數(shù)符號預期為正。

3．出口商品質(zhì)量（quality）。商品的質(zhì)量往往與其技術含量正相關，因此本文參考李秀芳和施炳展的研究思路，利用每種工業(yè)品所屬行業(yè)增加值除以行業(yè)從業(yè)人員總數(shù)來衡量該行業(yè)內(nèi)商品的質(zhì)量［13］，相關數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。理論上更高的產(chǎn)品質(zhì)量意味著更多的市場需求，從而出口商更容易提升出口價格，因此系數(shù)符號預期為正。

4．世界同類商品價格（lnimprice）。由于各國工業(yè)品分類方法不盡相同，而且考慮到實際數(shù)據(jù)的可得性，本文采用我國進口商品價格作為世界同類商品價格的替代變量③，按照進口價格＝進口金額／進口數(shù)量計算得出，相關數(shù)據(jù)來源于國泰安工業(yè)行業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。由于同類商品之間存在相似性，其價格水平往往表現(xiàn)出較強的正相關性，因此系數(shù)符號預期為正。

2005年7月21日我國匯率形成機制改革后人民幣匯率才開始出現(xiàn)較大幅度的升值，而且數(shù)據(jù)庫中可獲得的最新數(shù)據(jù)截止到2010年10月份，因此本文采用2005年8月至2010年10月間的月度數(shù)據(jù)。為了保證計量結果的準確性，本文對原始數(shù)據(jù)做了如下處理：（1）刪除了統(tǒng)計數(shù)據(jù)（包括出口金額、出口數(shù)量等）存在缺漏值的樣本；（2）刪除了統(tǒng)計有錯誤（如出口價格非正數(shù)）的樣本；（3）為保證面板數(shù)據(jù)的平衡性，刪除了統(tǒng)計時間不連續(xù)的樣本④；（4）由于各類商品進出口價格相差較大，為了消除異方差和離群值的影響，本文首先對商品進出口價格取對數(shù)，然后分別在1%和99%分位點上進行縮尾處理。經(jīng)過上述處理后，實際用于計量分析的樣本包含了21個大類101種工業(yè)產(chǎn)品。樣本共包含6 363個觀測值。

所有變量的統(tǒng)計性描述如表1所示。

（三）模型估計結果

本文采用雙邊隨機邊界分析方法對出口商和進口商的議價能力進行了分析，為了檢驗回歸結果的穩(wěn)健性，本文同時給出了其他研究方法的估計結果，如表2所示。表2中模型1采用混合OLS估計，模型2～4均采用基于雙邊隨機邊界方法的MLE估計。其中模型2假定lnσw＝lnσv＝0，即假設只存在一個隨機干擾項⑤。模型3假設隨機干擾項為雙邊隨機邊界形式，模型4則在模型3的基礎上加入年度虛擬變量，即控制了時間效應。通過比較各模型的對數(shù)似然函數(shù)值（Log likelihood）可以發(fā)現(xiàn)，模型4的數(shù)值最大，因此擬合效果最好。似然比檢驗的結果表明，模型3和模型4的估計系數(shù)均在1%顯著性水平下異于模型2，因此本文假設隨機干擾項為雙邊隨機邊界形式是合理的。綜合以上理由，本文后續(xù)分析主要基于模型4的估計結果展開。

表1變量的統(tǒng)計性描述

表2 議價能力模型估計結果

估計結果顯示：當期人民幣匯率升值會使以本幣表示的出口價格下降，因此可以初步認為我國出口企業(yè)缺乏“依市定價”的能力。與此同時，出口商生產(chǎn)成本（ppi）、出口商品質(zhì)量（quality）以及世界同類商品價格（lnimprice）的提高會提升出口價格，與本文的預期一致。

（四）方差分解

表3 議價能力對出口商品價格的影響程度分析

（五）進口商剩余和出口商剩余的估計

為了分析出口商和進口商在議價過程中各自獲得的剩余以及二者的凈剩余，本文進一步估計了雙方的單邊效應，即出口商和進口商各自獲得的剩余相對于基準價格變動的百分比。表4呈現(xiàn)了針對全體樣本的估計結果。平均而言，進口商能夠通過談判使出口商品價格低于其基準價格50．53%，而出口商僅能使出口價格上升23．29%。換而言之，由于出口商和進口商議價能力的差異使得出口商品的實際價格比基準價格降低了27．24%。

表4的后三列更為細致地呈現(xiàn)了不同分位點上進出口商剩余的分布特征。結果表明，盡管在所列示的三個分位點上出口商在議價過程中均處于劣勢，但是凈剩余的變化呈現(xiàn)出較大差異。在75%分位點上，出口價格僅比基準價格下降了4．62%，這表明仍有少部分出口商具備較強的議價能力，在討價還價過程中與進口商“勢均力敵”。但是從統(tǒng)計結果來看，大部分出口商在與進口商的議價中處于劣勢，25%分位點的統(tǒng)計數(shù)據(jù)表明大約1／4的出口商品價格甚至被進口商壓低到基準價格的50%以下。

圖2更為直觀地呈現(xiàn)了進口商、出口商以及二者凈剩余的分布特征。由圖2可知，出口商剩余呈現(xiàn)明顯的向右拖尾特征，進口商剩余的分布相對而言比較平均，這意味著只有少數(shù)出口商的議價能力處于絕對強勢地位，而進口商的議價能力相對比較均衡。由凈剩余的分布特征可以看出，并非所有出口商在與進口商的談判中都處于下風。從頻數(shù)分布圖可以看出，大約20%出口商品的凈剩余大于零，這意味著當前我國在部分出口商品的定價上占據(jù)主動，能夠利用這種能力使實際出口價格高于基準水平。但同時也意味著，80%的出口商品缺乏定價權，因此被迫接受了低于基準水平的不合理價格。整體而言，本文的分析表明在出口談判中，進口商具備更強的議價能力，并最終依靠這種能力壓低了我國商品的實際出口價格。

圖2 出口商、進口商剩余以及凈剩余的頻數(shù)分布

為了進一步研究出口商議價能力隨時間變化的趨勢，本文統(tǒng)計了出口商和進口商剩余的年度分布特征，如表5所示。2005～2010年出口商獲得的剩余一直在23%左右，進口商剩余則大致在50%左右，進口商長期獲得27%左右的凈剩余，即我國出口商品價格長期低于其合理水平。這意味著我國出口企業(yè)的議價能力并未得到顯著提升，企業(yè)承擔了生產(chǎn)成本的大部分上漲。從這個角度講，我國出口商品低價問題更多地應歸因于“出口定價權”的缺失，這與李秀芳和施炳展的結論相同［13］。

表5 出口商和進口商剩余的年度分布特征（%）

（六）產(chǎn)業(yè)集中度對進出口商獲得剩余的影響

在前文的理論分析中，本文提出了“產(chǎn)業(yè)集中度高的行業(yè)具備更強的議價能力”這一命題，而且實證分析的結果也表明，不同出口商之間的議價能力確實存在較大差別。為了驗證這一命題，本文從各行業(yè)的產(chǎn)業(yè)集中度入手對實證結果進行分組統(tǒng)計。

目前學術界主要以行業(yè)內(nèi)規(guī)模最大的n家企業(yè)的市場占有率（簡稱CRn）來衡量一個行業(yè)的產(chǎn)業(yè)集中度。鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文以行業(yè)銷售額前十名企業(yè)的市場占有率（CR10）來衡量該行業(yè)的產(chǎn)業(yè)集中度⑥。以CR10的中位數(shù)作為分類標準，將樣本內(nèi)21個工業(yè)行業(yè)劃分為“產(chǎn)業(yè)集中度低”和“產(chǎn)業(yè)集中度高”兩組。

表6列示了按產(chǎn)業(yè)集中度分類的出口商剩余、進口商剩余以及凈剩余的統(tǒng)計結果。可以看出，產(chǎn)業(yè)集中度對于進出口商的議價能力確實能夠產(chǎn)生一定影響：產(chǎn)業(yè)集中度高的行業(yè)出口商獲得的剩余有微弱的提升，而進口商獲得的剩余則出現(xiàn)了明顯的下降，凈剩余提高了將近3個百分點。但是二者的凈剩余均為負值，即都被迫接受了低于基準水平的出口價格。這意味著產(chǎn)業(yè)集中度高的行業(yè)在與進口商的議價過程中確實能夠占據(jù)一定程度的優(yōu)勢，但由于當前我國工業(yè)行業(yè)的產(chǎn)業(yè)集中度普遍偏低⑦，尚不足以扭轉(zhuǎn)我國出口企業(yè)在談判議價中的被動地位。

表6 產(chǎn)業(yè)集中度對進出口商獲得剩余的影響（%）

四、結論與政策建議

本文運用雙邊隨機邊界模型對我國工業(yè)品出口雙方的談判議價能力進行了實證分析，研究結果表明，談判議價對于最終出口價格的形成具有重要影響；我國的出口商在與國外進口商的談判議價過程中處于劣勢，最終形成的出口價格低于基準價格；2005～2010年間我國出口商的議價能力并未得到顯著改善，出口定價權的缺失導致了我國出口商品的低價問題；產(chǎn)業(yè)集中度高的行業(yè)能夠在議價中占據(jù)一定的優(yōu)勢，但其出口價格同樣低于基準水平?；谝陨辖Y論，本文認為提升我國出口企業(yè)的議價能力應從以下幾個方面入手：

一是構建出口信息平臺，為出口企業(yè)提供全方位的信息服務。出口企業(yè)的議價能力與其掌握的信息密切相關，如果出口企業(yè)對于國際市場需求、營銷渠道等信息知之甚少，很容易在談判中陷入被動。而企業(yè)由于自身力量有限，很難保證信息的準確性。因此，相關政府部門有必要加大信息化建設投入，為企業(yè)搭建全方位信息平臺，為出口商搜集信息提供便利。通過對世界市場的經(jīng)濟監(jiān)測與出口預警，使出口商能夠了解當前國際市場的最新動態(tài)，化被動為主動，扭轉(zhuǎn)談判議價中的不利地位。

二是鼓勵出口企業(yè)通過集體議價的方式與進口商展開談判。通過建立集體議價機制，可以使行業(yè)內(nèi)所有出口企業(yè)用“一個聲音說話”，避免被進口商“各個擊破”。另外，小廠商往往由于搜集信息的邊際成本高于其邊際收益而放棄對信息的搜集，導致在談判中陷入被動。建立集體議價聯(lián)盟，可以由所有參與企業(yè)共同完成信息搜集工作，通過聯(lián)盟內(nèi)部的信息共享，降低單個廠商搜集信息的邊際成本，改善出口企業(yè)信息不對稱的地位。

三要進一步提高產(chǎn)業(yè)集中度。理論和實證分析的結果均表明，產(chǎn)業(yè)集中度的提高有助于提升出口議價能力。相關政府部門應轉(zhuǎn)變過去依賴低層次擴張的產(chǎn)業(yè)發(fā)展思路，不斷促進出口企業(yè)的規(guī)模效應整合。通過培育具備國際競爭力的大企業(yè)，提高產(chǎn)業(yè)集中度，逐步改變我國出口企業(yè)在國際市場中價格接受者的地位。

注釋：

① 詳見新華網(wǎng)http：／／news．xinhuanet．com／politics／2011－04／26／c＿121348663．htm。

②部分學者認為廠商在談判過程中并非完全追求自利和利潤最大化，例如何大安指出廠商在談判時通常會考慮“對方適度利潤空間”，即存在利他、互惠和公平的決策動機［8］。為了使模型簡化，本文仍然假設廠商符合傳統(tǒng)經(jīng)濟學“理性經(jīng)濟人”的特征。

③ 由于進口價格中包含了關稅、運費等其他成本，因此本文選取的代理變量高估了世界同類商品的實際價格，相應的估計系數(shù)存在一定程度的向下偏誤，但是不會對系數(shù)符號及模型其他估計結果產(chǎn)生實質(zhì)性影響。

④由于原始數(shù)據(jù)中普遍缺失2007年1月數(shù)據(jù)，因此本文采用2006年12月和2007年2月的均值將其補全，然后刪除了其他時點上存在缺漏值的樣本數(shù)據(jù)。

⑤ 為了保證σv、σu和σw的估計值為正數(shù)，本文在估計過程中采用上述三個參數(shù)的對數(shù)形式，并將估計結果指數(shù)化，得到相應參數(shù)的原始估計值。

⑥ 美國學者貝恩和日本學者植草益都建議以CR8作為衡量指標，但工業(yè)行業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫中只能夠獲得行業(yè)內(nèi)前十名企業(yè)的銷售收入總額。另外，2005年以后該指標不再統(tǒng)計。因此，本文只能以各行業(yè)2005年的產(chǎn)業(yè)集中度作為分類指標，這意味著本文假定產(chǎn)業(yè)集中程度在樣本區(qū)間內(nèi)未發(fā)生根本變化。

⑦ 植草益認為CR8＞40%的行業(yè)屬于寡占型行業(yè)，否則屬于競爭型行業(yè)，而根據(jù)統(tǒng)計我國大多數(shù)工業(yè)行業(yè)的CR10指標尚未達到40%。

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