1、 169 汽车出口国际比较与竞争力指数影响因素的实证分析内容提要：我国已连续三年成为世界汽车产销第一大国，然而汽车产业的出口步伐却始终与之脱节，在综合对比有关国家汽车出口的几方面之后发现，我国汽车的出口竞争力远远落后于其他国家。基于此，本文利用 1989-2010 年相关行业数据，运用协整检验和格兰杰因果检验分析了行业内外因素与汽车出口竞争力之间长期稳定的均衡关系，并通过向量自回归模型（VAR）以及脉冲响应函数（IRF）进一步分析了它们之间的动态关系。实证结果表明，在短期，汽车出口竞争力对规模经济和技术进步冲击的响应较为强烈，而外商直接投资（FDI）对汽车出口竞争力的促进作用十分有限；从长期看
2、，劳动生产率对汽车出口竞争力有微弱的负向影响，同时汇率在此方面的影响也并不显著。最后针对以上结论，从战略的视角思考了对策建议。 关键词：汽车出口；协整检验；向量自回归模型；脉冲响应函数；外商直接投资；International Automotive Export Comparison and Empirical Analysis on Competitiveness Indices Influence FactorsAbstract: We have become the biggest nation of world in automobile production and sales fo
3、r three consecutive years, yet the pace of automotive export has always been out of touch with that, after a comprehensively comparisons about some aspects of relative countrys automotive exports, we find that our automotive export competitiveness is far behind other countries. Based on this, this p
4、aper uses the related industry data from 1989 to 2010, analyzes the co-integration relationships between both internal and external industry factors and automotive export competitiveness, and further analyzes their dynamic relationship through Vector Auto Regression (VAR) model and impulse response
5、function(IRF). Empirical results shows that, in short term the response of automotive export competitiveness to the shock of economies of scale and technological progress is strong, but foreign direct investment (FDI) is very limited in promoting automotive export competitiveness; In long term, labo
6、r productivity has a little negative impact on automotive competitiveness, meanwhile exchange rate has unobvious impact on it. At last we consider countermeasures from a strategic perspective according to the above results.Key words: Automotive export; Co-integration test; VAR model; Impulse respons
7、e function; Foreign direct investment;一、引言回首刚刚过去的 2011 年，我国汽车产销量分别达到 1841.89 万辆和 1850.51 万辆，同比增长 0.84%和 2.45%，连续两年蝉联全球第一，汽车产业的蓬勃发展带动了汽车出口的企稳回升，汽车出口作为发展我国汽车产业的重要组成部分，开始显示出其强劲的发展动力。然而，作为世界汽车产量第一大国，中国汽车产业仍然是“内强外干” ，我国汽车出口的国际占比目前尚未突破 3%，这个比重在全球主要汽车生产国中处于最低水平，甚至不及印度、巴西等发展中国家。从出口数量上来看，2010 年中国共出口整车及各类底盘 5
8、6.67 万辆，仅占总产量的 3.1%。这与发达国家甚至一些发展中国家仍相距甚远，汽车强国的重点市场无一不在海外。2010 年，德国汽车出口量约 424 万辆，占产量的 76.29%，日本汽车出口量达465 万辆，韩国全年汽车出口量为 277 万辆。同属金砖四国的印度和巴西，汽车出口量也分别达 180 万辆和 77 万辆，其中巴西汽车出口占到总产量的 21.77%。2011 年，德国汽车出口占其总销量的 75%，日本为 65%，韩国为 50%，而作为世界第一汽车产销大国的中国，2011 年汽车出口 84.95 万辆，仅占其总产量的 4.61%1。这一占比仍然远不能和汽车强国比肩，但考虑到国内汽
9、车销量增幅剧降、全球汽车市场缓慢复苏的背景，这一占比的微小提升，显示出了中国汽车产业的广阔市场竞争空间。从出口金额上看，通过对比图 1 和图 2 中五个国家近 10 年来的汽车出口数据不难看出，中国汽车出口额国际占比和出口金额虽然都在缓步提升，但却远远落后于其他汽车生产国。在相对份额方面，我国汽车的市场占比已从 2001 年 0.39%迅速扩大到2010 年的 2.57%，汽车出口竞争能力取得了长足改善，但相对于日本的 13.69%和美国9.13%的市场占比还差距悬殊；而相对于韩国 4.99%和加拿大 4.59%的市场占比尚存追赶的空间。在绝对金额方面，我国汽车出口额已从 2001 年的 18
10、.9 亿美元增长到 2010年的 280.4 亿美元，成绩斐然，却不容乐观，同期出口金额只相当于日本的 1/3 和美国的 1/5；值得注意的是，与加拿大和韩国的绝对差距的逐年弥合，预示着汽车出口竞争力提升这一进程，已然步入了关键节点。数字中凸显的事实是，中国汽车出口竞争力的相对低下，目前形势下还有待大幅提高。在此背景下，深入探究我国汽车产业在出口战略转型过程当中，哪些因素影响了竞争力的提升，从而利用这些因素更好地作用于汽车产业的出口战略转型，显得尤为必要。图 1 2001-2010 年主要国家汽车出口额国际市场占比数据来源：根据世界贸易组织数据库历年 International Trade S
11、tatistics计算 1图 2 2001-2010 年主要国家汽车出口金额对比数据来源：世界贸易组织历年 International Trade Statistics二、文献综述在汽车产业出口竞争力关联因素的研究方面，国外经济学界针对各国的不同情况做过大量实证分析，通过对比这些观点，可以方便我们进行深入研究。Johannes 和 Aamir Rfique Hashmi2 (2006) 使用模糊数学模型研究了创新对美国汽1 世界贸易组织 International Trade Statistics 数据库只提供了截止到 2010 年末的数据，受此限制，无法计算整理2011 年的最新数据，下同。
12、车国际竞争力的影响，认为科技创新对汽车国际竞争力有很大影响，但是相对于其他因素如政治因素等影响要小。Mitsuo Ishida3 (2005)用比较分析法对日本汽车产业的国际竞争力进行了研究，得出虽然其独特的劳动效率使日本和欧美的国际竞争力有所区别，但劳动效率并不是影响竞争力的主要因素。Luehrman 4 (1991)用相关分析法实证研究了历年汇率变动与汽车制造业的价值再分配关系，研究表明企业并不能从本国货币贬值中获得竞争方面的利益。John A.Karikari5 (1988)使用 1970-1975 年加拿大汽车工业的数据，考察了要素密集度、规模效应、单位产出成本对汽车出口竞争力的效应，
13、并将结果和 Carmichael.E.A.(1978)的计算结果进行了比较，发现该产业国际竞争力与资源密集度和劳动密集度正相关，与资本密集度和技术密集度关系不明显，且与规模效应负相关。Grossman 和 Helpman6(1989)基于跨国公司的层面实证分析了跨国公司所带来的 FDI 流入与汽车出口贸易间存在相互促进。Collis(2005)实证研究了美国汽车产业国际竞争力的几个影响因素，认为美国产业政策缺乏有效性是导致其汽车产业国际竞争力下降的主要原因。Clark 7(2005)认为技术导向失误和 FDI 流入减少使得其汽车产业在国际竞争中处于劣势地位。国内学者也基于国际经验对该问题进行了
14、不同角度的探索。张军生，范黎波 8(2009)利用 1993-2008 年的面板数据对我国机电产业国际竞争力的增长方式进行了实证检验，认为未来该产业国际竞争力的增长应强调规模经济和人力资本投入。汤缙贤 9(2008)通过回归分析和因果检验发现产业规模、国内需求、劳动生产率水平和技术水平等方面由强到弱影响了汽车国际竞争力，其中劳动生产率同国际竞争力间呈负相关关系。张亚斌，周斐斐 10(2004)运用标准离差法对中、美、日、德和巴西这五国的汽车出口竞争力进行了研究，认为外商直接投资不足和入世这两个方面导致中国汽车国际竞争力低于五国的平均水平。吴文辉(2006) 11利用我国汽车行业 1990-20
15、04 年的数据，通过实证检验发现企业规模、产业集中度和技术水平是与出口竞争力显著正相关的格兰杰原因，劳动生产率却是与出口竞争力负相关的非格兰杰原因。邱国栋，李作奎 12(2004)从正、负两个方面分析了外商投资对我国汽车产业竞争力的影响，并从贸易竞争指数、规模经济、技术水平几个方面分析了我国汽车产业的国际竞争力水平。王莉(2005)对我国汽车产业的规模经济进行了研究，认为我国汽车产业缺乏规模经济，产品低水平重复，技术进入缓慢，并分析了制约我国汽车产业规模经济发展的原因。姚瑶13(2008)建立多元线性回归模型证明了企业规模、产业集中度和外商直接投资的增加，可以提高我国汽车出口的显性比较优势指数
16、，而价格和研发能力却没有明显的影响作用。由此可见，在汽车出口竞争力的关联因素方面，理论界并没有达成一致结论，因此应当拓展上述研究，在国际比较的基础上进一步深入实证分析。本文着力于在整体分析框架中纳入行业内外代表性因素，将实证研究从协整检验和因果检验延伸到利用向量自回归模型（VAR）和广义脉冲响应函数（IRF ）进行预测，以观察相应变量对汽车出口竞争力的长期动态效应。三、汽车出口竞争力关联因素的实证分析在此方面，国内外大部分研究基本都在迈克尔波特 14(1990)的国家竞争优势的理论基础上进行扩展，从产业规模、劳动生产率和科研投入等产业内部因素来进行分析。能够同时将产业内部因素和外部因素放在同一
17、框架下考察的却为数不多，本部分着重于综合产业内外各种因素，采用深入的实证方法，挖掘各因素与汽车产业出口竞争力的关联效应，并以此作为进一步分析的理论基础。（一）变量和模型设定研究相关因素对汽车出口竞争力的影响，必须有衡量汽车出口竞争力的指标，根据我国学者金碚 15(1997)1的产业竞争力因果分析模型，汽车产业的出口竞争力可以用显性比较优势指数 RCA、贸易竞争指数 TC 和质量竞争指数 QCI 等几个指数来量化分析，其中 RCA 用来测定某国一种商品在世界出口格局中的地位和竞争优势时，相对成熟和客观，因而本文采用该指数来衡量我国汽车产业的国际竞争力水平。RCA 代表了一个国家某种产品的出口占该
18、国出口总值的份额与世界该类产品的出口占世界总出口份额的比例。 世 界 出 口 总 额产 品 出 口 额世 界 一 国 出 口 总 额产 品 出 口 额一 国 /xRCA表 1 和图 3 反映了五个主要汽车生产国历年 RCA 指数值及其走势，不难看出，近些年来我国的汽车出口竞争力处于平稳增长阶段，从 2004 年开始有所攀升，这得益于加入 WTO 的市场扩大效应，但是该指数一直都远远低于其他汽车生产国家，这说明我国汽车产品在国际市场上不具备竞争力，比较优势相当弱 2。1金碚在中国工业国际竞争力一书中就产业竞争力构建了一个比较而系统清晰的因果关系框架，丰富了国外学者在微观企业竞争力和宏观国家竞争力
19、的角度侧重。2从附表 1 中也可看到，我国商品出口总额是其他国家的 2-3 倍，但其他国家的汽车出口额却是我国的 5-10 倍，亦即同等条件下我国汽车出口竞争力的提升受到有关因素的制约非常严重。图 3 还反映了日本和韩国在这一指数方面出口竞争力很强，日本依靠其优秀的产品设计和质量保持了这一优势，韩国则通过鼓励出口和排斥外资从而异军突起并逐渐赶超美国。加拿大和韩国的汽车出口额虽然并不比美国高，但在这一指标上却超越了美国，真正的原因是这两国汽车产品出口额占其产品出口总额的比重比美国要高，两国更加重视汽车产业在出口贸易分工中的地位。表 1 不同国家显性比较优势指数 RCA 对比日本 美国 加拿大 韩
20、国 中国2001 2.1661 0.9461 2.3063 1.1181 0.07752002 2.2822 1.0779 2.2943 1.0947 0.08452003 2.2064 0.9694 2.1160 1.1690 0.08262004 2.2097 1.0083 2.1727 1.3755 0.11422005 2.3435 1.0786 2.1069 1.5055 0.14822006 2.5399 1.0893 1.9884 1.5694 0.17642007 2.6269 1.1038 1.8531 1.5709 0.22302008 2.8488 1.1286 1.47
21、83 1.5078 0.26152009 2.6345 1.0148 1.5916 1.5015 0.24372010 2.7100 1.0886 1.8023 1.6302 0.2480数据来源：根据世界贸易组织数据库历年 International Trade Statistics计算，具体数据详见附表。图 3 2001-2010 年主要国家汽车产业 RCA 走势对比 1在汽车出口竞争力关联因素的选取方面，我们首先引入劳动生产率、规模经济、技术水平这三个变量作为行业内部因素。但如果只检验内部因素对汽车出口竞争力的影响可能会得到错误的结论，因此有必要在模型中加入外部因素作为控制变量，来表1图
22、中显示，美国作为世界汽车出口大国，其显性比较优势指数却低于日韩加三国，这并不代表美国汽车出口竞争力的全貌，美国汽车出口额接近日本，但商品出口总额是其二倍（见附表） ，导致 RCA 分子很小从而该指数较小。国 别年份示他们对汽车出口竞争力的影响。考虑到近年来汽车行业的不断开放导致了外商直接投资 FDI 大幅增加，同时新形势下人民币对美元平均汇率变化迅速，我们将这两个变量作为控制变量，纳入模型中来检验上述五个变量对出口竞争力指数的影响方式和程度。变量具体解释见表 2。表 2 变量情况说明变量 代码 指标名称 计算方法 计量单位出口竞争力指数 RCA 显性比较优势指数 世 界 出 口 总 额世 界
23、汽 车 出 口 额 一 国 出 口 总 额中 国 汽 车 出 口 额 / 无劳动生产率 LP 人均汽车年产值 汽车工业增加值/行业职工数 万元规模经济 AS 单位企业年产量 汽车年产量/汽车企业总数 辆外商直接投资 FDI 外商直接投资量 每年全行业接受外商直接投资量 亿元汇率 ER 年累计平均汇率 年汇率加权平均值 人民币/美元技术水平 TL 科研经费投入比例 年科研经费投入/年营业收入 %我们选取数据的时间段为 1989-2010 年 1，其中出口竞争力指数 RCA 的原始数据来源于 WTO 历年 International Trade Statistics ，并经过计算得出；劳动生产率
24、LP、规模经济 AS 和技术水平 TL 方面的原始数据来源于历年中国汽车工业年鉴和历年中国汽车工业发展年度报告 ；外商直接投资 FDI 的数据来源于商务部外商投资统计信息；平均汇率 ER 数据来源于国家外汇管理局 统计数据与报告以及中国统计年鉴 2011 ，原始数据见表 3。为了减少数据的波动，各变量均需在原始数据的基础上采取对数形式。表 3 模型原始数据RCA LP（万元） AS（辆） FDI（万元） ER（人民币/美元） TL(%)1989 0.0110 0.6078 5388.27 99976 3.7651 0.661990 0.0131 0.7840 5708.57 143014 4.
25、7832 0.721991 0.0184 1.0214 5906.83 121789 5.3233 0.811992 0.0226 1.6396 8562.27 181814 5.5146 0.851993 0.0253 2.1058 10457.89 409637 5.7620 0.981994 0.0343 2.6312 11093.18 521986 8.6187 1.051995 0.0376 2.7419 11907.68 747200 8.3510 1.131996 0.0422 2.9654 12089.39 484476 8.3142 1.271997 0.0471 2.983
26、1 13299.39 680833 8.2898 1.331998 0.0518 3.3614 13679.24 785425 8.2791 1.391999 0.0560 4.5623 15522.00 974502 8.2783 1.841考虑到所有变量在数据上的可获得性，此时间段的数据相对全面且详实，具体原始数据是经计算整理后得到的。变量年份2000 0.0677 5.3635 17527.00 605236 8.2784 1.902001 0.0775 6.9269 20185.59 609226 8.2770 1.382002 0.0845 9.6342 27809.02 57021
27、1 8.2770 1.452003 0.0826 13.4301 38639.05 1229171 8.2770 1.322004 0.1142 13.0451 43337.20 1468186 8.2768 1.422005 0.1482 13.3549 48783.66 2529080 8.1917 1.662006 0.1764 18.5255 62219.88 3194854 7.9718 1.772007 0.2230 21.0166 75918.43 2739022 7.6040 1.802008 0.2615 20.9256 79872.66 1731338 6.9451 2.0
28、72009 0.2437 25.5947 119921.69 2393981 6.8310 1.932010 0.2480 31.6725 158823.19 3161310 6.7695 1.62数据来源：中国汽车工业协会， 中国汽车工业年鉴 ；中华人民共和国家统计局， 中国统计年鉴 ；世界贸易组织， International Trade Statistics ，http:/www.wto.org/english/res_e/statis_e/；国家外汇管理局网站，统计数据与报告， 16(2010)1在研究 FDI 等因素对天津出口贸易的影响方面所建模型的基础上，可建立向量自回归模型(VA
29、R)，VAR 模型可以用来进行时间序列系统的预测，它将每个变量均视为内生变量，避开了结构建模方法中需要将每个内生变量关于所有变量的滞后项进行回归的问题，是一种非结构化的多方程模型 17，VAR 模型可设定为： trttptttt XBYAYA .021t=1,2,3nYt 是 k 维内生变量，X t 是 d 维外生变量，A 1、A 2、A p 和 B1、B 2、B r 为待估计的参数矩阵，内生变量和外生变量分别有 p 阶和 r 阶滞后期，最优滞后阶的选取由 SC 和AIC 准则来确定； 为随机扰动项，同期的元素可以彼此相关，但不能与自身滞后值t和等式右边的变量相关。在 VAR 模型的基础上，我
30、们将运用脉冲响应函数，对各变量间的关系做更深一步的探讨和更为信服的解释。（二）平稳性检验为了防止出现伪回归而造成结论无效，在进行协整检验之前，首先要进行时间序列的单位根检验，只有同阶单整的平稳序列才有可能是协整的关系。本文采用 ADF 方法进行单位根检验，最优滞后阶数由 SIC 原则确定，利用 Eviews5.0 得出的检验结果整理如下表：1陈元清运用协整分析和格兰杰因果检验方法分析了出口贸易与外商直接投资之间的关系，并在VAR模型下利用广义脉冲响应函数和方差分解法进一步分析了两者间的动态关系。表 4 ADF 单位根检验结果变量 检验形式(C，T，K)ADF 统计量 MacKinnon 临界值
31、 检验结果LNLP (C，T，1) -2.540984 -3.277364* 非平稳D(LNLP) (C，0，0) -3.275212 -3.029970* 平稳LNAS (C，T，1) -3.371483 -3.609184* 非平稳D(LNAS) (C，0，0) -3.387639 -3.029970* 平稳LNFDI (C，0，0) -1.579073 -3.658446* 非平稳D(LNFDI) (C，T，0) -3.408748 -3.029970* 平稳LNER (C，T，0) -2.053236 -3.658446* 非平稳D(LNER) (C，0，0) -3.890581 -3
32、.029970* 平稳LNTL (C，T，0) -2.039657 -3.658446* 非平稳D(LNTL) (C，0，0) -4.063709 -3.029970* 平稳LNRCA (C，T，0) -2.991486 -3.658446* 非平稳D(LNRCA) (C，0，0) -3.726046 -3.029970* 平稳注：检验形式(C，T，K) 分别表示检验是否包含截距项、趋势项以及滞后项。其中，最优滞后阶数由 SIC 原则确定，采用 E-views 5.0 计算，*代表 5%的显著性水平，*代表 10%的显著性水平。检验结果表明：在水平序列上在，在显著性水平 10%下，各变量都接受
33、存在单位根的原假设，即各变量都是非平稳的时间序列；在显著水平 5%下，各变量一阶差分序列的 ADF 统计量均小于在该显著水平下的临界值，即各变量都拒绝了存在单位根的原假设，其一阶差分都是平稳的，各变量都是一阶单整序列，那么就可能存在协整关系。（三）协整关系检验根据上面的分析，各变量之间可能存在协整关系，即我国汽车产业出口竞争力与劳动生产率、规模经济、FDI、汇率以及技术水平之间可能存在长期稳定的均衡关系。因此，我们对其进行 Johansen 协整检验，检验结果整理如下表：表 5 Johansen 协整检验结果Eviews 的 Johansen 协整检验中，我们假定无确定的趋势项，滞后阶数为 1
34、假定 CE 的数量 特征值 原假设 备择假设 迹统计量 5%临界值极大特征值统计量 5%临界值无* 0.959465 r=0 r=1 177.6970 95.75366 60.90639 40.07757最多 1 个* 0.883373 r2 r=2 116.7906 69.81889 40.82673 33.87687最多 2 个* 0.833681 r3 r=3 75.96315 47.85613 34.08307 27.58434最多 3 个* 0.770986 r4 r=4 41.88079 29.79707 28.00548 21.13162最多 4 个 0.510705 r5 r=5 13.57830 15.40471 13.85100 14.26460最多 5 个 0.015370 r6 r=6 0.294305 3.841466 0.294305 3.841466注：最佳滞后期由 AIC 和 SC 准则确定，r 代表协整方程的个数，*代表在 5%下拒绝原假设
