我國葡萄酒制造業(yè)市場勢力和配置效率損失測度

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)濟管制和反壟斷的基礎。本文依據(jù)2000～2014年的行業(yè)整體數(shù)據(jù)，采用NEIO模型，對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行了測評。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，其配置效率損失也介于以往文獻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：F2

文獻標識碼：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，市場勢力一直是學術(shù)界關(guān)注的焦點之一。在早期的研究中，由于計量經(jīng)濟模型的應用還不太成熟，市場勢力的測度指標往往與市場結(jié)構(gòu)的測度指標混為一體，如市場集中度、赫芬達爾指數(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，表示價格偏離邊際成本的程度。利用勒納指數(shù)對市場勢力進行測度的文獻如Mueller和Geithman（1991），Davis和Ramagopal（1998），Dranove和Satterthwaite（2003）等。

勒納指數(shù)的一個根本的缺陷在于，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)驗產(chǎn)業(yè)組織（NEIO）模型。NEIO模型結(jié)合現(xiàn)實數(shù)據(jù)獲取的可能性問題，分別構(gòu)建應用程序供應商數(shù)據(jù)和行業(yè)數(shù)據(jù)估計市場勢力理論框架，由于行業(yè)數(shù)據(jù)比數(shù)據(jù)供應商更容易獲得，所以NEIO模型在實證的理論模型有廣泛的應用。國外很多學者采用這一方法進行了大量的實證研究，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）對煙草加工業(yè)的測度，司偉（2005）對糖業(yè)的測度以及別慧麗（2011）對啤酒制造業(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90年代到21世紀初發(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)有文獻對葡萄酒制造業(yè)市場勢力及其對社會總福利影響的關(guān)注并不多見，本文在NEIO模型和AEL模型的基礎上，第二部分和第三部分分別對葡萄酒制造業(yè)的市場勢力及其配置效率損失進行了測度，并根據(jù)測度結(jié)果進行了討論。

本研究使用2000～2014年中國葡萄酒制造業(yè)時間序列統(tǒng)計數(shù)據(jù)，從行業(yè)整體對葡萄酒制造業(yè)的市場勢力進行測度。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)計年鑒》。

運用Eviews軟件中的聯(lián)立方程系統(tǒng)估計方法，將和q視為工具變量，采用加權(quán)二階段最小二乘法（W2SLS）對參數(shù)進行估計，從而得到各系數(shù)的估計結(jié)果（見表1）。

運用Eviews軟件中的聯(lián)立方程系統(tǒng)估計方法，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）對參數(shù)進行估計，得到各系數(shù)的估計結(jié)果（見表1）。

根據(jù)以上系數(shù)估計，可以進一步計算出2000-2014年的行業(yè)猜測彈性θ和勒納指數(shù)L（見表2）。

從計算結(jié)果可以看到，葡萄酒需求彈性的絕對值為0.752，富有價格彈性。葡萄酒并不是我國人民日常生活中的必需品，其需求量隨價格變化而改變的幅度很大，因此，其他替代品的存在會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，預估彈性值的增加表明一個特定的制造商在行業(yè)中的輸出的變化對行業(yè)的總產(chǎn)量會造成很大的影響，這一年，張裕？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。由前述理論模型分析可知，當θt=0時，市場屬于完全競爭結(jié)構(gòu)，當θt=1時，市場屬于完全壟斷結(jié)構(gòu)。計算所得的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)可以計算出2007年葡萄酒制造業(yè)的CR4=47.18%，CR8=54.40%，張裕，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)占整個產(chǎn)業(yè)的38.22%，銷售額占整個工業(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，生產(chǎn)和營銷都有一定的規(guī)模，一旦超過這個營銷能力，很有可能會打破目前的產(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)處于三方對峙的局面。

勒納指數(shù)L的估計值的數(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。

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，從而導致社會總福利的減少。AEL模型表明，配置效率損失是由企業(yè)的實際產(chǎn)量確定，價格需求彈性，邊際成本的彈性和投機的彈性共同作用的結(jié)果。

3.2 估計過程及結(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致了部分社會福利的損失。2007年以后，行業(yè)的市場勢力不斷增大，而社會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，對我國葡萄酒制造業(yè)的市場勢力和配置效率損失進行了測量。

從計算結(jié)果我們可以看到，葡萄酒需求彈性的絕對值為0.752，有價格彈性。葡萄酒并不是我國人民日常生活中的必需品，其需求量隨價格變化而改變的幅度很大，因此，其他替代品的存在會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，表明一個制造商的工業(yè)產(chǎn)值會對整個行業(yè)產(chǎn)生很大程度的影響，今年，張裕愛斐堡、長城君頂酒莊開放，這種集釀酒、旅游、休閑、投資，在一個酒廠的業(yè)務不僅是創(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。由前述理論模型分析可知，當θt=0時，市場屬于完全競爭結(jié)構(gòu)，當θt=1時，市場屬于完全壟斷結(jié)構(gòu)。計算所得的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。

從計算結(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致了部分社會福利的損失。2007年以后，行業(yè)的市場勢力不斷增大，而社會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

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