压制运动对法国品牌汽车的影响研究

压制运动对法国品牌汽车的影响研究

一、日本抵制运动2008年8月，第29届中国奥委会在北京成功举行，并实现了13亿中国人在100周年纪念日的梦想。不过,奥运期间,奥运火炬在法国巴黎传递的过程中受到了部分人的阻挠。奥运火炬传递受阻,激起了中国人的愤怒,并引发了一场轰轰烈烈抵制法货的民间运动。中国消费者抵制外国商品运动最早发生于1905年5月,中美关于《限制来美华工条约》的续约谈判移至北京期间。中日甲午战争爆发,义和团运动的兴起,积聚了十年的民族主义情绪全面爆发,由此引发了中国近代史上第一次大规模经济抵制运动——抵制美货运动。这次运动重创了美国对华出口:美国纺织品、石油、烟草以及面粉公司在华销售短时间内均遭受重挫。之后,抵制外国商品运动在中国频繁发生,肇因主要包括:1908年中国政府在澳门查处日本军火走私船事件,1915年“二十一条”的签订,1919年“凡尔赛合约”的签订,1925年的“五卅惨案”,1931年的“九·一八事变”,1932年的“一·二八事变”等等。这一系列事件引发的商品抵制运动的对象大多是日本商品,这与日本当时对中国国土的觊觎和侵华事件层出不穷有关。从近代中国一系列商品抵制运动中我们发现一个重要的现象:随着时间推移,抵制运动的主要发起人在发生变化。1905年反美商品抵制运动,以及早期一些针对日本的抵制运动,经销商担当了主要的发起作用;1919—1921年的抵制运动则主要由学生发起;到了1925年,国民党政府发现“民气可用”,进而开始正式或非正式地介入到各种抵制运动中,并充当重要角色。新中国成立后,有相当长一段时间缺乏与西方经济的往来,没有出现商品抵制运动。进入20世纪90年代后,商品抵制事件时有发生,其中规模较大的有抵制日货运动1,反韩情绪2,以及本文研究的北京奥运期间的“抵制法货运动”。商品抵制运动的经济效果是一个重要而有趣的问题。Remer(1933)指出:从效果来看,新中国成立前的商品抵制运动从未达到过发起人的初衷。例如,1905年抵制美货运动结束后,美货销量出现了成倍增长。消费者的抵制行为似乎仅仅是对美货消费做了“时际替代”而已。并且,在抵制运动期间,日本与德国的相关厂商是抵制运动的主要受益者。更具讽刺意味的是,1909—1929年日本对华出口统计表明,1919—1925年日本对华出口量达到了最高峰,而这一时期国内抵制日货运动最为激烈。然而,现有文献对中国改革开放后的商品抵制运动鲜有研究。基于此,本文试图研究2008年北京奥运期间的抵制法货运动对中国境内合资企业生产的法国品牌汽车销售量造成的影响。我们想知道,法国车系2008年4月之后的销售下降(参见图13)是否是因为商品抵制运动造成的?或即使没有抵制运动,法国品牌汽车同样无法获得中国消费者的青睐?或是二者兼而有之?本文采用的主要分析方法是近些年发展起来的DID(DifferenceinDifference)方法。AshenfelterandCard(1985)首次运用DID方法,研究政府资助的培训项目对项目参与者工资水平的影响。CardandKruger(1994,2000)运用该方法估计了新泽西州提高最低工资法案对该州快餐店工人工资水平的影响。此后,作为估计特定政策效果的分析框架4,DID方法得到了广泛应用5。在本文的实际估计过程中,我们运用了现有研究提出的最新数值计算方法,如CameronandTrivedi(2009),从而提高了估计的质量。国外关于商品抵制运动经济效果的文献并不丰富,且结论各异。其中,一些实证研究发现,商品抵制运动对目标公司的股价造成了负冲击(Friedman,1985;PruittandFriedman,1986;Pruittetal.,1988);而另外一些研究则发现商品抵制运动没有显著的经济效果,甚至目标公司股价出现上升(Kokuetal.,1997;Teohetal.,1999;EpsteinandSchnietz,2002)。由于都是以抵制法国商品为研究对象,我们特别注意到BentzenandSmith(2002)和ChavisandLeslie(2009)两篇文献,前者利用法国产红酒在挪威的月度销售总量数据,研究1995—1996年法国进行核试验前后,发生在挪威境内的抵制法货运动的经济效果;后者利用不同品牌的法国红酒在美国四个主要城市的周度销售总量数据,研究法国反对伊拉克战争而导致美国境内消费者发起的抵制法货运动的经济效果。BentzenandSmith(2002)的研究表明,在核试验发生前后,法国产红酒在挪威的销售量出现细微下滑,但他们没有估计这一效果的具体大小,也没有对结论进行统计检验。ChavisandLeslie(2009)则克服了这些问题,他们估计了美国抵制法货运动的具体效果,并进行了多项统计检验。他们的研究表明:在抵制高潮时期,法国产红酒在目标城市的销量减少了27%;并且在抵制运动持续的6个月里,如果没有抵制运动,法国产红酒的销量将比实际高13%。他们还探讨了抵制运动的实际参与者、政治偏好以及媒体关注度的影响等一系列问题。另一篇相关研究文献是FershtmanandGneezy(2001),文章以汽车行业为对象,主要研究阿拉伯国家针对以色列实施经济制裁的效果,特別是制裁政策对每个消费者的福利影响。与FershtmanandGneezy(2001)不同,我们的研究目标主要是商品抵制运动对销售量的影响,而非对消费者福利的影响。其他与商品抵制相关的文献还有,Knudsenetal.(2008)和Baron(2002),但它们都是理论方面的。前者把商品抵制行为分为三类:政府行为、公司行为和个人行为。他们同时对抵制发起人如何运用策略使运动引人注目,以及跨国公司如何应针对抵制行为等一系列问题进行了探讨。后者研究表明,因为有可能成为抵制目标,许多公司不得不小心行事以防被卷入争议。同时指出,由于存在搭便车的可能性,抵制运动很可能仅仅是徒有声势。本文余下部分安排如下:第二部分说明数据来源与特征;第三部分运用DID方法进行实证分析,以及相关稳健性检验;第四部分则对对照组的选择采用了更加严格的标准,然后进行估计。最后是简短的结论。二、汽车特征数据本文所采用的数据主要来自EMIS数据库(新兴市场国家数据库),它包含2004年12月—2009年4月,共468款国产车型的月度生产及销售数据。在EMIS数据库中,由于进口汽车的数据并未针对车型进行分类,所以我们的分析只采用了中国境内合资汽车公司“东风神龙”和“东风标致”生产的法国品牌汽车。同时,法国在中国境内生产的汽车销量占全部法国品牌汽车销量的92%以上,所以剔除法国原装进口品牌汽车对我们的研究影响不大。汽车特征数据来自“太平洋汽车网”,汽车特征主要包括:车型名称、生产厂家、该车型生产技术所属的来源国或洲、在中国市场的上市时间、车体结构、排量(升)、油耗(升/公里)、最高时速(公里/小时)、加速时间(0—100公里时速加速所需时间)、整车重量(公斤)、行李箱和油箱容积(升)、座位数(位)、长、宽、高以及体积。在研究期内,各车型的主要特征并没有发生较大改变,相应地,特征数据没有随时间变动。关于汽车特征数据另外一个特点源于我国汽车产业政策。我国相关法律规定,外资汽车品牌不能在我国境内独资设厂,必须通过合资方式,并且外资公司在合资企业中所占股份不能超过50%。在这一框架下,有多家汽车公司在中国不只参股一家合资公司。如美国通用汽车公司,参股了东南汽车、上海通用和上汽通用五菱。相应地,有多家合资企业不仅生产我国拥有自主知识产权的车型,同时还生产来自不同外资汽车公司的车型。典型的有南汽集团和东南汽车,前者同时生产英格尔等自主知识产权品牌汽车和英国与意大利品牌汽车;后者则同时生产美国通用汽车和日本三菱汽车。这一现象意味着,在我们的特征数据中,属于同一家国内合资企业的车型可能来自不同国家。同时,属于同一国外汽车品牌的车型,可能由不同的中国境内合资企业生产。在EMIS数据库里,同样有2004年12月—2009年4月月度销售价格数据,但价格数据只涵盖两百多个车型,并且还有多个月份缺失。为弥补这一缺陷,我们还从国家发展改革委员会获得了其他一百多款车型从2006年12月—2009年4月月度销售价格数据。三、季节时间t、时间效应基于数据来源和研究目的,我们将DID基本估计模型设定为:lnyit=αi+τt+δBit+εit(1)这里,yit表示车型i在时间t的销售量;αi是车型i的固定效应(fixedeffect);τi是对应于月度时间t的固定效应,它包括季节等随时间不同而不同的时间效应。我们的数据涵盖了2004年12月—2009年4月53个月份,相应地,t的取值为1—53;Bit是一个二元选择变量:当时间为2008年3月之后,且汽车i是法国品牌时,Bit=1;否则Bit=0;δ是待估计参数,它表示商品抵制运动对法国品牌汽车销量的影响;εit为随机扰动项。在基本模型中,解释变量不包含销售价格,因为在抵制运动期间,虽然厂商可能会做出适应性价格调整,但价格变动对销售量的影响可由Bit反映。基本模型中也没有车型特征变量,是因为车型特征在研究期内没有发生明显变化。另外,在模型已包含车型固定效应的情况下,车型特征对销售量的影响将由固定效应控制。(一)抵制运动对法国汽车销量的影响抵制法货运动对法国品牌汽车销量影响的估计结果见表1。表1中的模型(1)12个月窗口期,我们选取了2007年4月—2009年3月的数据6,并且以2008年4月为中点,之前是没有商品抵制运动的时间段,之后是商品抵制运动发生的时间段。对称地选择抵制前后的资料长度,目的是能更严格地控制汽车销售的季节波动,即除了原始模型中已加入时间固定效应(τt)外,2007年4月—2008年3月在时间上最接近抵制运动期。这是在控制固定季节偏好后,根据法国品牌汽车相对其他汽车销售波动估计出来的。在得到系数估值后,我们用估计结果计算出因变量的拟合值。需要说明的是,我们估计模型的因变量lny是而不是y,相应地,估计结果是lny的拟合值lnˆyyˆ。由于回归模型中有误差项存在,所以ˆyyˆ不等于exp(lnˆyyˆ)。对于我们所要探究的问题,抵制运动到底使法国品牌汽车销售减少多少,仅这一个拟合值并不能够给予我们太多信息。一个折中的方法是,利用公式(2)计算出销售量的期望值:E(ˆy)=exp(lnˆy)×exp(0.5σ2)E(yˆ)=exp(lnyˆ)×exp(0.5σ2)(2)这里,σ是对回归模型中误差项标准差的估计值7。应用上述框架,我们可以在完成回归分析后,计算出销售水平的期望拟合值,对2008年4月后的各拟合值取平均,记为ˆyyˆ1;接着再运用上述框架,不过此时Bit的取值全部为零,即我们拟合的是没有抵制运动时销售量的期望拟合值,对2008年4月后的各拟合值取平均,记为ˆyyˆ2。我们对抵制运动造成的销量波动的估计就是通过(ˆy1-ˆy2)/ˆy2(yˆ1−yˆ2)/yˆ2得出的。也就是说,在估计出的模型框架下,这个估计值所度量的是相对于没有抵制运动,抵制运动所以造成的销量变动比例。接下来,所有此类数值都是通过以上方法得到的。应当注意的是,我们的计算全部基于期望拟合值的均值,难免涉及因在不同车型进行加总而导致分析不准的问题,所幸的是,在下一节的研究中,通过把车型依照排量水平加以分组后再进行分析,降低了这一问题的严重性。从模型(1)的估计结果看,抵制运动使法国品牌汽车销量下降了54.6%。关于商品抵制的一个相关问题是,抵制效果除来自消费者外,也可能来自汽车销售商。在我们的数据中,有个别月份某些车型的销售量为0,在无法解释其来源的情况下,我们很难判断是需求下降导致销量为0,还是由于某车型停产或者销售商参与了抵制等供给方面原因造成的8。可以确定的是,那些销量不为0的观测值绝对不是车型停产或零售商完全拒绝销售的情况下产生的。因此,剔除掉销量为0的数据,虽然使我们可能丢掉了一部分恰恰是由于需求因素引起的变化,但可以确保我们的估计免受供给因素的影响。基于上述考虑,我们剔除掉2007年4月—2009年3月所有销量为0的观测值后,再用基本模型对δ进行估计,结果见表1中的模型(2):抵制运动使法国汽车销量减少了40.9%。为避免抵制效果来源于不同地区的车型各自特有的销售时间趋势,我们设定模型(3)。如果事实是,法国品牌汽车本身有一个下降的销售趋势,同时来自其他国家的车型有上升的销售趋势,那么上述模型所作的估计可能把时间趋势效应误认为是消费者抵制的经济效果。为避免这种错误,我们采用了更完整的数据集,而不只是两年的数据资料,同时还加入汽车原产地特有的时间趋势。模型如下:lnyikt=αi+τt+δBit+∑k∑kIk(β1t+β2t2+β3t3)+εikt9(3)这里,Ik代表车型的原产地国家k所特有的虚拟变量,估计结果见表1中的模型(3)。与模型(1)相比,δ估值明显下降,表示抵制效果部分可由各车型间不同的销售趋势所解释,抵制运动使法国品牌汽车销量下降44.2%。因此,即使我们在模型中考虑了时间趋势,估计结果也没有发生根本性改变。2008年12月6日,法国总统会见了达赖喇嘛,网络上出现了抵制法货的第二波呼声。由于研究期包括了第二波抵制法货运动,为避免之前所估计出的抵制效果可能来自第二次抵制,即为了排除法国总统会见达赖喇嘛对估计结果的影响,我们剔除了2008年12月之后的数据,然后对δ进行估计,结果见表1中的模型(4)。结果发现,去除第二波抵制的影响,抵制使法国品牌汽车销量下降54.6%。表1中的模型(4)的估计结果似乎意味着:法国总统会见达赖喇嘛的行为只是激起了中国民众的愤慨以及道德谴责而已,并无实质经济后果。为考虑第二波抵制的经济效果,我们将表1中的模型(5)设定为:lnyit=αi+τt+θBit+εit(4)Bit的取值方式为:Bit=1,如果i是法国车并且t晚于2008年12月0,其他(5)这里,t的取值范围为2008年4月—2009年4月,Bit代表法国总统会见达赖喇嘛所引起的第二波抵制。因此,θ估计的是达赖喇嘛接受会见所导致的对第一波抵制运动的增强效果。从结果看,抵制效果加强的说法没有得到支持,θ的估值虽然为负,意味着8.6%的销量下降,但不显著10。本节中,表1中的模型(1)—(4)的估计结果显示:估计值全部在5%的水平上显著为负。虽然估值不同,但最小估值也表明法国品牌汽车销量因为抵制运动而减少了40.9%。(二)估计结果的检验以上分析虽然支持了“抵制运动有经济效果”的结论,但是,上述结果可能是因为模型设定不当所致,比如,采用了错误的自变量,错误地界定抵制发生的时间,以及错误设定了一个代表抵制的变量。为排除这些可能错误,我们对估计结果进行稳健性检验,结果见表2。在标准模型设定下,能否得到一个关于δ的估计并不取决于对照组存在与否。只利用实验组数据,我们同样能得到δ的估值。在δ的估计中,对照组有助于剔除掉对照组与实验组共有的时间趋势影响,即对照组数据的存在使估计更加精确。但是,存在对照组并不意味着该对照组能起到应有的作用。假设,我们错误地定义了对照组,或者对照组数据来源存在某些足以影响估计结果的不可观测因素,比如,虽然法国品牌汽车的销售并没有太大下降,但对照组中却都是2008年销售快速增长的车型,而不是那些与法国品牌汽车比较相近的车型,那么上一节的估计结果就是有偏的11。如果在只有实验组数据的情况下,δ估值与上一节相比并没有发生根本性改变,或者具有更大的估值,那么我们至少可以判断不完全是上述错误导致了上一节中出现的负的估值12。表2中的模型(1)就是只用实验组数据得到的估计结果:δ的估值为-1.88,并且显著,表明抵制运动使法国品牌汽车销量下降84.7%。与上一节相比,不但符号没有变化,估值还增加了。可见,不可能是因为对照组中只包含了销量异常大的车型而导致有偏的估计结果。事实上,对照组的存在恰恰降低了估值。因此,上一节估计中,对照组发挥了作用。上一节中,当我们考虑销售时间趋势时,采用的模型结构是用国家虚拟变量作为时间趋势,而不是公司虚拟变量。正如文章第二部分所言,一家合资汽车公司可能生产来自不同国家的车型,如果以公司虚拟变量做时间趋势,相当于潜在假设这些来自不同国家的车型因在中国归属同一公司,在销售额上有着共同的时间趋势,这并不符合中国消费者的消费习惯。在做稳健性检验时,我们不妨检验一下这种假设,以合资公司虚拟变量与时间趋势互动。表2中的模型(2)显示的是利用完整数据集,而不加入时间趋势下的估计,模型(3)则是在模型(2)的基础上,加入了每个合资公司特有的时间趋势变量。所得到的估计结果与表1中的模型(3)并无显著不同,只是数值稍微变大。在文章第二部分,我们还提到研究使用的价格数据不完整,没有将价格作为自变量引入基本模型。这里,我们想检验引入价格作为自变量后,估计结果将会有什么变化。于是,基本模型修改为:lnyit=αi+τt+γpit+δBit+εit(6)这里,pit表示车型i在时间t的销售价格。需说明的是,销售数据中那些没有价格数据的观测值将被剔除,这将造成一些信息损失。结果见表2中的模型(4),估计结果仍显著为负13,抵制使法国汽车销售下降50.6%。与表1中的模型(1)的结果相比,估值虽有所减小,但基本结论依然一致。2008年11月13日,萨科齐宣布将于12月会见达赖喇嘛,所以第二轮抵制时间很可能是2008年11月。表2中的模型(6)的结果对应于表1中的模型(5),不过现在第二轮抵制时间设在2008年11月而不是12月。尽管数值有所降低,但估计结果基本一致:抵制的经济效果依然十分明显,第二轮抵制没有显示出对第一轮抵制的放大作用。表1中的模型(1)将时间窗口期设定为12个月,由于担心12个月窗口期设定存在偏误,我们把窗口期分别设定为9个月和6个月,再用基本模型进行估计,结果见表2中的模型(7)和(8),结果依然显著为负。在上一节模型中,Bit定义为当时间为2008年4月之后等于1的二元选择变量,原因在于抵制发生于2008年4月之后。对这一二元选择变量的时间界定取决于我们对抵制运动开始时间的认识,也就是说,对于冲击来源有一个清晰的判断14。表2中的模型(9)和(10),我们对Bit的定义进行了“伪实验”,即故意“错误”地将Bit分别定义为:当时间为2008年1月—3月时取值1;时间为2007年7月—12月取值1,并再次对基本模型进行估计。如果这一设定下的估值仍然显著为负,那么我们之前的估计就存在问题。结果显示,估值显著为正,可见之前的估计是正确的。由于担心2008年4月之后的负效应使得我们在此处得到了正的估值,我们去掉2008年4月之后的数据,再次进行类似的“伪实验”估计,结果见表2中的模型(11)和(12),估值显著为正15。总之,稳健性检验表明,我们没有找到足够理由推翻之前的结论,所有结果均表明,在最保守的估计下,抵制运动使法国品牌汽车销量至少下降了-40%。四、法国品牌汽车竞争模型上一节虽然充分利用了现有资料,但并不完善。例如从严格的DID方法标准看,奥迪4.2L排量车型明显不能作为排量不超过2.0L的法国品牌汽车的一个合格对照组,这两款车型应该有截然不同的时间趋势。根据Meyer(1995)提出的准则,DID方法下对照组的选择有一套严格的标准,我们的分析可以拓展到在服从这一准则的情况下,考察是否是因为违背了方法适用的边界,导致我们得出有偏的结果。通过太平洋汽车网上的资料,我们为每一款法国品牌汽车寻找到了与其汽车特征相应的竞争车型作为对照组。事实上,法国品牌汽车之间也不是完美的细分市场,如两款不同的法国品牌汽车可能存在相同的潜在消费群,所以不同的法国品牌汽车可能在竞争车型上存在重叠。将所有法国品牌汽车放在一起构成实验组,把每一款法国品牌汽车所对应的竞争车型放在一起形成对照组。数据集中,实验组个体为每一款法国车,对照组个体为所有法国车的竞争车型16。重复上一节中的分析,估计结果见表317。从表3中可以发现,在较严格的对照组设定下,基本结论没有改变:抵制的经济效果十分明显,并且2009年12月的第二波抵制没有放大第一波抵制运动的效果。不过,估值变大了,最保守的冲击为-51.7%。标准模型设定下的销量冲击高达-65.6%,所有估计(模型(4)除外)的p值均小于0.01,意味着抵制的经济效果确实存在。严格对照组选择还有助于我们做进一步的讨论。(一)其他国家品牌汽车消费者抵制的目标是法国品牌汽车,而不是汽车本身。因此,消费者在排斥法国品牌汽车的同时,仍然有汽车需求。因为参与抵制运动而拒绝购买法国品牌汽车的消费者,必然会将他们的消费需求转移到其他品牌汽车上,为估计这种替代效应,我们将模型设定为18:lnyit=αi+τt+∑k∑kδkBik+δBit+εit(7)这里,Bik表示非法国国家的虚拟变量与2008年3月之后的交叉项。在2008年3月西藏骚乱中,所有欧洲国家媒体都对中国的相关政策进行了批评,所以或许消费者对整个欧洲存在反感情绪。因此,参与抵制的消费者更可能选择非欧洲国家的汽车作为替代19。其他变量的含义与以前模型相同,δk所估计的就是对于国k,抵制运动所导致的消费者用该国汽车进行替代的程度。结果见表4。结果显示,除韩国品牌汽车不显著外,其他国家品牌汽车均显著为正,特别是中国自主知识产权品牌汽车,替代效应非常明显。这表明,中国自主知识产权品牌汽车销量因抵制增长了194.4%;美国品牌汽车增长了130.1%;日本品牌汽车增长了102.8%。参与抵制运动的中国消费者确实用其他国家品牌汽车替代法国品牌汽车,并且这种替代行为更多的倾向于选择中国自主知识产权品牌汽车。抵制运动同时也是爱国主义运动20,这一结果与过去不同,1905年抵制美货运动中,德国和日本厂商是最大受益者,而发生在2008年的这场抵制运动,虽然也有它国厂商受益,但中国厂商无疑是最大受益者。(二)汽车排放量和消费者参与度使用严格对照组的另一好处在于,这一规则使我们对实验组进行细分成为可能(根据对照组的选择规则,构造相应的对照组)。细分