市场化测度

市场化测度（共9篇）

市场化测度 篇1

民间资本就是掌握在民营企业以及股份制企业中属于私人股份和其他形式的所有私人资本的统称。以温州民营企业家“跑路”事件引发的“区域性金融地震”为标志, 民间资本市场的健康培育问题已经成为深化中国金融体制改革的推进器。宁波拥有非常丰富的民间资本和数以十万计的民营企业, 抓住国家金融创新的历史契机, 对宁波的转型发展非常重要。

一、“十二五”时期宁波民间资本流动的容量估值

民间资本的外延主要包括以下四种类型:一是经营型民间资本;二是金融型民间资本;三是现金型民间资本;四是不动产型民间资本。

1.“十二五”期间宁波民间资本增加额约7 039亿元~8 447亿元。

“十一五”期间, 宁波市完成全社会固定资产投资累计超过1万亿元。历年来, 宁波市非国有投资一直占全社会固定资产投资总额的50%~60%, 据此, “十一五”期间宁波共完成非国有投资5 000亿元~6 000亿元。由于非国有投资的资金来源构成较多, 其中“企业和个人自筹”与“集资和预付款”属于民间资本, 两项占比为70%左右。因此, “十一五”期间宁波市实际形成民间资本约3 500亿元~4 200亿元。预计“十二五”期间非国有投资年递增率会下降到15%左右, 推测“十二五”期间宁波民间资本增加额在7 039亿元~8 447亿元左右。

2.“十二五”期间宁波潜在民间资本大约1 196亿元。

(1) 2010年民间资金总量约4 000亿。宁波2010年末的民间资金大致为:一是居民储蓄。全市储蓄余额3 282.3亿元。二是居民手持现金。宁波市人口总数为760万, 同期家计户手持现金调查人均为1 320元, 由此得出全市居民手持现金总额约100亿元。三是非国有法人的利润。宁波市工业企业利润总额为657.77亿元, 其中国有企业利润总额为39.89亿元, 由此推算, 非国有工业企业利润总额为618亿元, 三项合计大致为4 000亿元。 (2) 2010年潜在民间资本存量约595亿元。一是在居民100亿元手持现金中部分是消费性的资金, 部分是生产经营备用资金, 两者比例大致为8∶2;因此, 手持现金中约有20亿元为潜在民间资本;二是储蓄中大约30% (30%为历年储蓄问卷调查经验数据) 为保障性资金, 余下70%中大部分也已转化为银行贷款, 可用于投资的只有10% (10%为宁波市银行超额储备比例) 左右, 因此在储蓄余额3 282亿元中潜在民间资本量约328亿元;三是非国有工业企业利润618亿元中用于分配后的潜在民间资本大约只占40%, 数量为247亿元。这三项累加得出2010年潜在民间资本存量大致为595亿元。 (3) “十二五”期间民间潜在资本增量约1 196亿元。按照“十二五”规划, 宁波市GDP年均增速10%, 而居民储蓄的增速均在20%左右。据此, 简单推定“十二五”期间潜在民间资金本年均增速为15%左右, 五年宁波市潜在民间资本增量约1 196亿元。

3.“十二五”期间宁波市总体可调动的民间资本大约万亿元。

潜在民间资本2010年存量加“十二五”期间增量就是宁波市“十二五”期间潜在民间资本总量约1 791亿元。“十二五”期间宁波市实际民间资本增加额加上潜在民间资本总量大约8 830亿元~10 238亿元, 这部分资金就是宁波市可调动的民间资本流动。

二、宁波民间资本市场的特点

1. 民间投资呈现稳步增长态势。2009—2011年, 宁波民

间资本投资分别为564.98亿元、1 016.1亿元、1 151.3亿元, 2012年第一季度达到268.7亿元, 总体呈现稳步增长的态势。

2. 个私经济是民间资本的主要力量。

个私经济是民间投资的主要力量, 2009年宁波个私经济限额以上投资完成505.72亿元, 占限额以上民间投资总额61.06%。同期股份制经济、集体经济、联营经济和其他经济形式分别占投资总额的比重为2.37%、4.52%、0.03%和17.3%。

3. 自筹资金是民间资本资金来源主渠道。

从资金来源看, 主要依靠自筹资金。2001—2009年间全市限额以上民间投资资金中自筹资金比例加速上扬, 2009年约占80%, 是民间投资的主要来源。宁波民间投资对银行贷款的依赖性不强;利用外资、预算内资金和其他资金来源比重很小。

4. 民间金融活跃。

截至2010年3月, 宁波市18家法人金融机构中, 每家机构前10大股东中存在民营资本的达到16家, 其中, 民营资本在前10大股东中持股占比在1%~25%之间的有1家, 占比在25%~50%之间的有两家, 占比在50%以上的有13家。民间资本对包含担保、典当、寄售、小额贷款公司等在内的其他融资类金融机构的投资发展形势较好。

5. 股权投资蓬勃发展。

至2010年3月, 宁波共有各类PE企业37家, 注册资本超过500万元的投资公司中有300多家在运作PE, 以宁波东元创投为代表的政府背景的PE、以杉杉创投为代表的大型民营企业举办的本土PE和以新以创投为代表的合资PE, 以深创投、天堂硅谷、中欧基金为代表的外地PE构成多元化私募股权投资企业蓬勃发展的态势。

三、宁波民间资本市场存在着一些问题

1. 宁波民间资本的结构比较单一。

导致这种现象的原因有多个方面:一是居民理财知识缺乏。尽管银行储蓄已不是唯一的选择, 但是理财知识的缺乏, 导致居民高估投资风险, 最终还是以储蓄保值为首选。二是市场投资品种有限。尽管目前国内加快了金融衍生产品的开发, 理财品种不断推陈出新。

2. 大量的民间资本处于“沉淀”状态。

宁波民间资本供求存在严重的错位现象, 一方面民营企业因资金缺乏而陷入经营困境, 另一方面民间资本供应充分却处于“沉淀”状态。主要受体制性因素制约:一是民间资本投资权益还是没能得到很好的保障;二是民间资本受到现有金融制度和融资机制的制约。民营企业获得银行贷款以及获得证券发行的制约成本依然较紧, 民间融资的合法性不明确。

3. 民间金融发展遭遇“门槛”多。

在政策层面并不存在民间资本进入金融业的障碍, 主要问题是金融机构尤其是大中型金融机构对民间资本投资入股存在“门槛效应”。民间资本能否投资入股金融机构, 决定因素并不是“资本”问题, 而是民间资本的来源及其实力, 对大多数民间资本来说, 投资入股小型金融机构可能是其进入金融业的唯一渠道。

4. 私募股权投资企业普遍规模不大能力不强。

对于发展PE来说, 宁波有着良好的基础和明显的优势。一是宁波拥有资金优势。一些传统行业企业由于难以进一步转型升级被逐步淘汰, 但企业主手中保留了大量资金, 这将成为PE的重要资金来源。二是宁波拥有大量具备良好发展基础的优质企业。但是, 宁波股权投资基金规模不大, 至2010年3月, 宁波现有37家PE企业所管理的基金规模20亿元左右, 平均大约5 400万。

四、创新机制, 积极培育民间资本市场

1. 努力扩大民间资本健康投资创业。

宁波民间投资由低档次、粗放型投资向高新科技、集约型投资的转变尚未完成:片面考虑短期回报的多、“单打独斗”的小、低水平扩张比较普遍, 不少民间资本没有真正把握经济的长期走势与社会发展需要, 没有把自己的资金投向与产业升级的方向、政府引导的目标结合起来, 盲目热衷于“短平快”的项目, 既增大了投资风险, 也加剧了经济波动。

2. 加强民间金融市场监管。

在民营企业进入金融业的过程中需要避免一系列的倾向:一是避免短期行为, 不能急于求成;二是改变凡事变通的行为习惯, 金融业有自己的规则, 要加强监管特别注意制度下的规范化;三是金融业带有一定公共性质, 所以不能仅仅从机构利益来考虑问题, 还必须从公共利益来考虑问题;四是金融机构的运作要求审慎性和连续性, 要避免跟风。

3. 让民间资本“国退民进”落到实处。

促进民间资本进入金融业的政策取向:一是加快实施促进民间投资的金融改革, 给民间资本在金融领域特别是社区金融和微小金融层面有更多的运作空间。二是加快构建中小企业融资体系, 设立新兴金融机构。三是健全中小企业信用担保体系。

4. 重视小额贷款公司对民间资本发展的作用。

小额贷款公司作为正规金融机构的重要补充, 在解决中小企业融资难问题和完善农村金融市场中起着重大的推动作用。能够为丰富的民间资本提供合法的金融供给, 将民间资本合法地引导至正常渠道, 解决了农户、微型企业融资难问题。要提高小额贷款公司的融资比例, 更加有效地吸引民间资本, 增加小额贷款公司发展规模, 使小额贷款公司转制成纯金融类机构得到可持续发展。

5. 股权投资应注意控制风险。

注意控制股权投资的风险:一是公司股权投资将以追求稳定收益为目标, 主要投资技术龙头类、PE估值低的公司;二是应采用“跟从战术”, 跟随国内外有实力的基金公司等投资机构参与投资;三是公司持有被投资公司股权比例要达到对其产生重大影响, 以求全面了解和掌握被投资公司;四是公司要聘请职业经理人和专业团队负责此项业务, 以求更好地控制风险。

参考文献

[1][美]H.克雷格.彼得森, W.克里斯.刘易斯.管理经济学[M].北京:中国人民大学出版社, 2003.

[2]杜静然, 吴金键.民间资本管理研究[J].中国乡镇企业, 2011, (4) .

[3]董浙云, 冯芳.民间资本:多给我一点阳光[J].宁波通讯, 2011, (1) .

[4]沈锡权.金融危机下6000亿元温州民资何去何从[J].经济参考报, 2008.

市场化测度 篇2

领导不等于领导力。权力更不意味着领导力。领导力的核心是影响力。唯一可以让下属心甘情愿追随的领导者身上渗透出的引人魅力就是影响力。美国前总统艾森豪威尔曾明确指出领导力必须建立在领导影响下属的基础之上：领导力是让下属做你期望实现、他又高兴并愿意去做的事情的一项艺术。古今中外，从刘邦战胜项羽，建立汉朝，一统天下，到刘备桃园三结义；从色诺芬在士兵中的崇高威望，到下属对拿破仑的绝对忠诚；从圣雄甘地非暴力主义的魅力到丘吉尔面对挑战的视野和勇气，优秀领导者的身上总是具有一种让追随者难以抗拒的影响力。他们的行为被美国领导力专家库泽斯与波斯纳总结归纳为以下五个特征：

★以身作则(Model the way)

★共启愿景(Inspire a shared vision)

★挑战现状(Challenge the process)

★使众人行(Enable others to act)

★激励人心(Encourage the heart)

刘澜的《领导力沉思录》一书中对10位西方领导力大师的观点从8个方面进行了总结和归纳，并提出了自己的观点，对国人正确理解领导力的内涵有很大的启迪和帮助。

在理念上我认同他们的观察，中外领导力的大量案例也证实他们观察的准确性。从这些行为中我们可以看到管理者和领导者的重要区别：管理者按章行事，领导者以身作则。管理者维持现状，领导者展望未来。管理者事必躬亲，领导者与人同行。管理者维持局面，领导管理者独善其身，领导者激励人心。问题是，卓越领导者五大行为的核心动力和基础是什么？

判断力

领导者的判断力包括思想、观点、理念、视野、分析力度、哲学理念等等。在形而上方面，哲学家、思想家、教育家的思想和判断对人有不可抗拒的影响力。在经济飞速发展的中国，特别在西方金融危机后世界和市场形势越来越不明晰的今天，政府政策制定者和企业的领军人物急需提升自己的思想、视野、分析力和判断力。准确的判断力是领导者挑战现状、共启愿景的基础，也是吸引下属追随的源泉。

专业知识能力

领导力就是专业能力。专业主义精神是领导力的重要源泉，也是影响力的重要基础。苏格拉底早在2000年前就评论说：“无论在什么情况下，人们总是最愿意服从那些他们认为是最棒的人。所以，当人得病的时候，他们最容易服从医生，在轮船上则服从领航员，而在农场里则服从农场主，这些人都是他们各自领域里最有技能的人。一个最清楚知道应该做什么的人，往往最容易获得其他人的服从。”《领导力沉思录》书中的10位专家本身就具备巨大的影响力，因为每个人都是领导力领域里面的大师。然而，在中国改革开放的今天，由于市场众多的机会，不少政府官员和企业高管失去对专业钻研的热忱，这山望着那山高，吃着碗里的，看着锅里的，对专业技术缺乏精益求精的态度，一心想着走捷径，迅速提拔致富。

品格魅力

领导力就是品格魅力。影响力的基础来源于领导者本身的品格和素质。西点军校领导力的经验说明，追求真理、评判是非、自我约束、坚强果断是卓越领导者产生影响力的源泉，也是他们激励人心、使众人行的基础。勇气、尽职尽责、决策能力、诚信、坚忍不拔的意志、换位思维、适应性、高恢复力等等是西点军人四年中坚持的理念和行为。卓越领导力可以说是领导者综合素质提炼的过程，也是人品不断完善的过程。强调领导者的品格魅力实际上强调的是：要做事，先做人。中国老祖宗孙子早在2000多年前就把领军人物的品格视为衡量领导的重要条件——智、信、仁、勇、严：智者不惑，无信不立，仁者不忧，勇者不惧，严以律己。有品格和素质的人，不论有权无权，领导还是非领导，他们的影响力是永恒的，是不可磨灭的。

建立事前制衡和事后追究机制。“由于决策者的意志自由性和软弱性，使权力潜在的扩张性和排他性成为决策中最不稳定的一个变数，因而一旦缺乏制度约束和责任监督，就不可避免地导致个人专权和腐败。” [iii]要防止企业决策的随意性，推进企业决策的合法化，就必须建立起两个机制：一个是事前的制衡机制，即企业决策要按照一定的程序进行，防止个人独断专行。另一个是事后的责任追究制，就像建立安全事故责任追究制一样，凡造成重大损失的决策，相关责任人就应承担相应的责任甚至是法律责任。

2、建立法律顾问制度。如果对相关法律规定不了解，就会造成决策违法，企业就会因此受到巨大损失。为此，国务院国有资产监督管理委员会2004年公布《国有企业法律顾问管理办法》，规定国有企业从2004年6月1日起实行法律顾问制度，以建立健全国有企业法律风险防范机制，加强企业国有资产的监督管理。《办法》规定，企业总法律顾问的任职实行备案制度。所出资企业按照企业负责人任免程序将所选聘的企业总法律顾问报送国有资产监督管理机构备案；所出资企业的子企业将所选聘的企业总法律顾问报送所出资企业备案。企业总法律顾问全面负责企业法律事务工作，参与企业重大经营决策，对企业法定代表人或总经理负责，全面领导和处理企业的法律事务工作，保证企业决策的合法性。其实，不仅国有企业，非国有企业尤其是达到一定规模的非国有企业，也应当聘请律师担任法律顾问，帮助企业决策。律师担任企业法律顾问参与决策可以确保决策有明确的法律依据，避免决策与法律政策相违背。

3、实行决策程序法定化。企业决策是一个过程，科学的决策需要严格的程序来控制，所以需要实行决策程序法定化。决策过程一般包括三个环节：确定目标、拟订可行方案和方案优选。决策是针对目标而言，没有正确的目标就谈不到正确的决策；决策产生于可行方案的比较，在一定范围内比较各种可行方案就成为决策的基础；方案的选择是决策的重要一环，需要企业领导者进行科学的定性、定量分析和果敢、准确的直觉判断，并能对已实施的决策做出正确的评价与修正。企业决策程序法定化是现代企业决策制度的基本原则之一，它要求企业领导在决策过程中运用法律、法规调整和规范决策行为,从而确保决策行为依据法定的程序科学运行。程序违法必然导致决策失当，现实生活中因忽视决策程序和草率决策而导致决策失误的事例举不胜举。依法决策的主要标志是决策的整个过程都必须严格地遵循法律的制约和规范，确保各种决策以及决策的各个环节都在法律规范的范围内进行；民主决策的主要标志是在决策过程中能够使各种不同的意见和利益得到最充分和客观的表达；科学决策的主要标志是在决策过程中广泛应用先进的科学思想、理论和技术，尊重事物的客观规律。由此看来，企业的依法决策、民主决策和科学决策，其关键在于决策过程的合法化、民主化和科学化，在于通过一系列具体机制予以保障。

4、建立、健全决策者责任制。过去，许多国有企业的决策由于责任不明，国有企业决策者没有决策失误的压力，导致“拍脑袋决策、拍胸脯保证、拍屁股走人”的“三拍现象”屡见不鲜。要解决这一问题，只有实行责权利挂钩，实行“谁决策、谁负责”，才能杜绝随意决策、草率决策的混乱现象。要保证决策科学化，使企业决策更加合理或避免重大失误，必须有一套较为完善的法律、规则，使企业决策纳入法制轨道。其中最重要的一条是建立、健全决策者责任制，明确规定决策者的法律义务和责任，使之对其决策负责，当决策者由于主观方面的原因造成决策活动中有违法行为或产生严重后果时，必须承担法律责任。

5、建立重大决策事项进行合法性论证制度。对重大决策事项进行合法性论证时，可以采取以下方式：（1）进行调查研究，必要时可以外出进行考察；（2）收集有关资料；（3）通过座谈会、论证会、协调会、书面征求意见以及媒体、企业网站等形式听取各方面的意见；（4）根据需要组织企业法律顾问组专家参与论证，听取有关法律专家的意见和建议。

6、建立专家咨询制度。为避免决策的盲目性，对重大工程项目和涉及企业职工切身利益的重大项目，必须经过专家进行深入的调查研究和充分论证，拟定和评价方案。

7、建立重大问题集体决策制度。企业的重大决策，要在深入调查研究、广泛听取意见、进行充分论证的基础上，由董事会或股东代表大会讨论决定，未经董事会或股东代表大会讨论决定，个人不得擅自做出重大决策。

市场化测度 篇3

关键词 投资市场风险；经济资本；时变Copula

中图分类号 F840 文献标识码 A

AbstractWith the broadening investment area of insurance companies， the insurance company management on fund investment is becoming more and more important. This article chooses the treasury bonds， corporate bonds， securities investment funds and stocks as the research objects， defines the situation where the return rates is less than the deposit interest in the same period as loss and calculates the economic capital combining with the sample data. By comparing the previous research， this paper chooses GARCHSkew Normal model to match each return rate， catches the relationship among these risks with time varying copula， and calculates the economic capital of investment market risks in the life insurance company under different confidence intervals. The result shows that time varying copula performs better than static copula in catching the relationship among these risks.

Key words investment market risk； economic capital； time varying Copula

1引言

保险公司作为一种特殊的金融机构，负债性经营已成为其特有的形式.为了规范保险资金运用行为、防范保险资金运用风险、维护保险当事人合法权益以及促进保险业持续、健康的发展，保险公司的投资行为会更加谨慎小心.中国保险监督管理委员会于2010年公布了《保险资金运用管理暂行办法》，规定了我国保险资金的运用方式仅限于银行存款，买卖债券、股票、证券投资基金份额等有价证券、投资不动产和国务院规定的其他资金运用形式，2013年保险投资新政“13条”的出台又增加了保险公司在资金运用上的自主性.对于我国寿险公司来说，投资风险是其所面临的重要风险之一，随着承保利润的降低，寿险公司对于资金的运用结果也对整个公司的发展起着重要作用，因此对其资金运用的研究和管理显得尤为重要.

经济资本这一概念是由美孚银行于20世纪70年代提出的.北美精算师协会定义经济资本具有三种含义：经济资本是在给定的风险容忍度和时间段内用于弥补可能出现的负现金流、资产减少或负债增加的盈余；经济资本是在给定的风险容忍度和时间段内以公允价值计算的资产超过负债的部分，用以保证保险公司充足的偿债能力；经济资本是在一定的风险容忍度和时间段内用以保证保险公司有足够偿付能力的盈余.所以通过运用经济资本这一概念，有助于保险企业有效地加强风险管理和资本管理，使资本分配更有效率，同时可以使得保险产品的定价更为科学.

保险公司投资的对象并不唯一，因此对于各个风险相关性的度量也是不可或缺的，近几年来越来越多的学者将注意力放在了具有时变相关系数的Copula上.Patton（2006）1，2]等在研究国际汇率的波动相关性时发现了汇率风险相关性的时变特征，提出了时变Copula模型并给出了类似于ARMA（1，10）自回归的变系数Copula模型.韦艳华（2007）3基于Patton提出的时变相关模型构造了一个拓展的时变二元正态Copula模型并证明了在度量上海股市各个板块指数收益率相关性方面，时变模型的表现要优于常数模型.罗付岩，邓光明（2007）4针对股票收益的相关性会随着市场而发生变化，运用了条件时变相关模式的Copula模型来估计组合风险值，利用上证、深证指数组合进行了实证研究并与常相关系数的Copula模型进行了比较，得到以下结论：相对于常数Copula，条件时变相关的Copula模式有更好的表现.吴庆晓，刘海龙（2011）5从理论以及应用的角度得出相对于常数Copula模型，时变的相关系数可以更好的刻画风险之间的动态相关关系.宁红泉（2012）6认为时变Copula可以有效的提高公司投资组合中风险价值的精度，与国外的研究结论一致.江红莉，何建敏，胡小平（2013）7提出了经流动性风险调整的市场风险动态测度时变Copula方法，表明了基于时变Copula模型预测经流动性调整的VaR的效果优于基于常数Copula模型的预测效果.

通过以上可以看出，时变Copula在相关性拟合效果上都要优于常数Copula，尤其是在度量汇率、股票、债券等市场风险方面，时变Copula可以捕捉到风险之间的相关性变化，从而可以更好的描述其相关性.而债券、股票是保险公司目前主要的投资对象，现阶段关于保险公司投资市场风险的测度还仅仅停留在常数Copula上，并没有引入相关性刻画效果更好的时变Copula函数，这种现状会直接影响到保险公司风险测度的精度，而魏红燕，孟纯军（2014）8证明了GARCH模型可以很好的描绘出汇率的周度数据，因此为了提高测度结果的准确性，将采用时变CopulaGARCH模型测度出我国寿险公司投资市场风险的经济资本.

2时变CopulaGARCH理论

与经济资本度量模型

2.3.2经济资本的测度

经济资本并不是指公司实际持有的资本，而是一种用资本来表示损失的方式，即为衡量公司为非预期的风险而需要的资本数量，定义为在一定置信度水平上，一定时期内，为了衡量和防范超出预期损失的那部分损失所需要的资本量.

在风险测度方面，目前被认为最适用的是在险价值（VaR）和尾部在险价值（TVaR）.在险价值指的是在一定置信度下，某一风险在未来特定一段时间内的最大可能损失，即为总损失在某一特定置信度下所对应的值；尾部在险价值也被称之为尾部条件期望，即为总损失分布中超过某一特定值的风险均值，可见，尾部在险价值不仅考虑了破产的频率，而且还包含了破产所导致的期望损失.

3实证分析

3.1数据来源

以中国人寿保险股份有限公司2013年报上公布的数据作为样本进行投资市场风险经济资本的测算对象.对于货币基金和定期存款，将其视为无风险投资对象，所以二者的经济资本为零；对于次级债券/债务，由于次级债的利率水平较高，又大多为浮息债，如今，票息高于6%的次级债品种比比皆是，部分次级债利率更是超过了7%，由此保险公司投资次级债的风险也可以忽略不计；对于其余投资对象，分别选取了国债指数SH000012、企债指数000013、基金指数000011和上证指数000001的交易数据作为样本数据进行分析.

对年报中的数据进行调整，可得到表1中的数据：

结果显示，时变Copula函数的拟合效果较好，而时变TCopula拟合的效果要优于时变正态Copula，因此将选取时变TCopula进行数据的拟合.

由于时变Copula的主要特点是变量之间的相关性不是一成不变的，而是随着时间发生改变，表现为围绕着某个值呈上下波动状态，四者的相关性变化如图1所示.

3.4投资市场风险经济资本的测度

根据上文得出的各个变量之间的相关性系数，利用每个随时间变化系数的均值来组成国债、企债、基金和股票的相关性矩阵，并以此模拟出10 000组数据，进而将以上数据由[0，1]上的均匀分布转化为日收益率的数据，并结合1年期定期银行存款日平均收益率计算出的总损失的分布如图2所示.

4结论

随着保险市场的不断扩大，竞争压力也日益增加，导致保险公司的承保利润逐渐降低，因此保险公司迫切需要通过其他途径获取利润，基于此，保险资金的运用在公司的收入上做出了一定的贡献.大多数寿险产品的长期性决定了寿险公司可以更好的从投资中获得收益，为了防止寿险公司由于投资市场风险导致的不利情况，有必要对该风险进行测度，从而可以有效的实施管理措施.以中国人寿为样本，运用时变Copula计算出了不同置信水平下寿险公司投资市场风险的经济资本.结论表明：由于在寿险公司投资市场风险当中所涉及的各个风险变量之间的相关性是随着时间而有所改变的，时变Copula函数相关系数相较于常数Copula能更好的描绘出这种动态变化.通过实证分析可知，基于AIC和BIC准则下，时变Copula函数要优于常数Copula函数，因此基于时变Copula函数下的估计出来参数的准确性也较高，这也说明在关于此类问题的研究方面，应该将目光放在一些动态分析的方法上，从而可以更好的进行计算分析.

参考文献

[1]PATTON. Modelling asymmetric exchange rate dependence[J].International Economic Review，2006，47（2）：527.

[2]J ANDREW， PATTON. Estimation of multivariate model for time series of possibly different lengths[J].Journal of Applied Econometrics，2006（21）：147-173.

[3]韦艳华，张世英.多元Copula-GARCH模型及其在金融风险分析上的应用[J].数理统计与管理，2007，26（3）：432-439.

[4]罗付岩，邓光明.基于时变Copula的VaR估计[J].系统工程，2007，25（8）：28-33.

[5]吴庆晓，刘海龙.基于Copula模型的风险相关性度量方法[J].系统管理学报，2011，20（6）：752-761.

[6]宁红泉.基于时变Copula的风险价值度量[J].重庆科技学院学报：社会科学版，2012（13）：66-67.

[7]江红莉，何建敏，胡小平.基于时变Copula的La-VaR测度研究[J].重庆大学学报：社会科学版，2013，19（3）：27-32.

市场化测度 篇4

随着经济全球化和金融工具发展, 金融市场呈现出前所未有的波动性。金融市场风险的影响范围之广、频率之高、传染力之强, 不仅在微观层面上影响一个企业的兴衰存亡, 还更为宏观的掌控一国甚至多国的经济繁荣和稳定发展。所谓金融市场风险, 指的是基础金融变量发生变动后, 金融资产或者负债的市场价值随之发生变化的可能性, 这里所提的基础金融变量, 包括市场价格、利率、汇率等。94年的墨西哥金融危机、95年巴林银行的倒闭、97年亚洲金融危机、08年美国次贷危机, 这些事件表明, 金融市场风险已经严重破坏和干扰了一个国家甚至整个世界的正常经济秩序, 因此越来越多的学者投入到市场金融风险定量分析管理研究方法之中。

就金融市场风险的特征来看, 其具有不确定性、普通性、扩散性和突发性。具体地说, (1) 不确定性。即投资者对预期收益具有不确定性; (2) 普遍性。金融市场风险是普遍存在的, 我们不可能做到真正消除金融市场风险, 只能是有效管理、积极防御; (3) 扩散性。对于金融活动来说, 并不是独立存在的, 它的外部效应是广泛存在的, 作为整个社会金融活动的中介, 金融机构任意一个节点出现断裂, 都很可能引发一系列的连锁反应, 进而导致金融体系发生动荡; (4) 突发性。风险在潜伏期是不易被察觉和识别, 一些风险责任人或者金融机构为了寻求转机对潜在的风险进行掩盖, 导致金融市场风险不断的积累和扩张, 最终以突发的形式体现出来。近些年, 我国不断推进市场化进程、衍生金融工具的发展、资本项目的开放以及市场风险呈复杂化态势发展, 在一定程度上加剧了金融机构所面临的风险, 也加大了对市场风险进行测量的难度。

二、传统的市场风险度量方法

(一) 方差-协方差法

方差-协方差法是一种参数方法, 它利用市场因子的统计分布VAR进行简化计算。使用参数法有一个前提条件, 即以资产收益率所服从的概率分布作为已知条件, 通常假定为正态分布, 方便相关人员利用置信水平所对应的临界值和收益序列的标准差计算VAR值来获取相应的风险值。

虽然方差-协方差法可以使计算得以简化, 但是在应用性方面方差-协方差有其局限性。大部分的收益率的分布曲线呈现“尖峰厚尾”的态势, 并不是传统的正态标准分布。当收益分布有偏, 即厚尾, 原有的正态分布假设就变得不再合理, 经过方差-协方差法得出的风险值可能会传递误导性信息。因此, 此种方法的风险值计算局限于一定条件之下, 而并非无条件使用。

(二) 历史模拟法

历史模拟法主要依托市场因子的历史分布数据模拟未来的损益分布, 利用分位数得出一定置信水平下的VAR值。历史模拟法简单实用、易于操作, 这是一种非参数方法, 不需要关心市场因子的统计分布, 能够有效的处理市场因子统计分布中的“尖峰后尾”现象, 不存在模型风险, 弥补了方差-协方差法中对于正态分布假定的依赖性。

历史模拟法虽然既简化了操作又解决了正态分布的假定, 但是仍然在应用方面存在缺点。首先, 历史模拟法需要大量的数据样本, 通常不得低于1500个, 现实情况中的金融数据难以满足要求, 大大削弱了计算的精确性。其次, 异常数据的存在可能会导致计算出的风险值波动性大, 产生明显的滞后效应。而且, 历史的市场因子分布数据不可能完全模拟实际金融市场的变化, 有时会产生较大的误差。

当前, 我国金融业的投资组合受众多因素的影响, 且投资组合种类多而复杂, 显然, 上述传统方法的局限性使得它们并不适用于当前金融业的发展。随着理论的深入探索和研究, 一些基于极值理论、分位数回归法、波动性理论的VAR风险测度方法应运而生, 这些模型并不直接通过市场因子的分布来获得风险值, 而是通过建立其他参数模型, 间接的获取风险值估计值。

三、半参数市场风险度量方法及其国内外进展研究

(一) 基于极值理论的半参数方法

极值理论的核心是关注市场因子的分布的尾部, 对分布的尾部建立模型。极值理论模型有两种, 一是传统的分块样本极大值BLOCK模型, 二是POT模型。其中, POT方法在风险测量中的应用更为广泛。POT方法的主要思想是针对收益序列选取阈值, 超出阈值的部分, 定义服从GPD分布, 利用极大似然分布估计函数计算参数, 根据所得参数计算VAR值。极值理论对极端条件下的Va R和概率水平进行了非常准确地描述。

1. 国外极值理论研究简述。

国外学者对极值理论的研究最早可追溯到1943年, 当时Gnedenko学者对三种标准化后的极值存在极值分布进行了充分的证明, 这三种分布分别是Gumbel分布、Weibull分布和Fr ech et分布。随后, 越来越多的学者将目光投向了极值理论。2000年, 很多学者对亚洲6个市场指数进行了Va R分析, 当时使用的方法即为极值理论, 得出如下结论:如果收益分布是非正态的、市场波动复杂的, 那么最稳健的结果为极值理论结果, 要远远好于方差-协方差途径。2000年, Cadle等人利用极值理论对处于亚洲金融危机中的六个亚洲国家和地区的股票市场进行了细致的研究。2004年, Ramadan等人运用极值理论对九个新兴市场的市场风险统计分析, 证实结合极值理论的风险值更加可靠和准确。2005年, Ch r istoffer sen利用极值理论对金融尾部数据的分析研究, 认为其结果更加有效。2007年, Bystrom在风险市场的研究中采用了极值理论, 成效良好。

2. 国内极值理论研究简述。

国内学者对极值理论也将极值理论应用于市场风险的度量并进行了众多研究。2000年, 詹原瑞等人运用极值理论以及两次算子式算法计算阈值, 认为基于极值理论的风险值比传统方法计算的风险值更加有效。2003年, 叶五一和缪柏其对HILL估计方法做出改进, 并应用于上证指数、恒生指数等, 发现其尾部估计结果更为精确2006年, 魏宇利用上证指数、标准普尔500指数作为市场因子, 分别利用正态分布、t分布、极值理论对收益率分布进行拟合, 发现极值理论能更精确的描述尾部特征。

(二) 基于分位数回归的半参数方法

所谓分位数回归方法, 其实它是一个用来对Va R计算的新框架, 主要适用于应用

厚尾分布的数据。如果使用分位数回归法, 那么就可直接对那些处于任意水平的条件分位点进行建模, 而无需特定的分布形式和特定的分布参数。

1. 国外分位数回归研究动态简述。

国外应用分位数回归法进行了包括很多领域在内的项目的研究, 如2005年Yu, Philippe和Zh ang对英国1991年至2001年的工资结构的分布情况进行了系列研究;2005年, Georgios和Leonidas对美国和希腊证券市场中的市场风险值进行了估计, 采用的模型为GAVia R模型;2006年, Papapetr ou对希腊公私企业中的工资差距情况进行了调查研究;2007年, Tay lor对超级市场的日常销售情况进行了预测, 采用的方法为指数加权分位数回归法。

2. 国内分位数回归研究动态简述。

国内对分位数回归进行研究的学者通常为数学领域学者。2007年, 丁军军和陈建宝对股票风险进行了实证分析, 当时应用的模型为CAVia R模型;2008年, 陈建宝和丁军军对分位数回归技术进行了详细的综述;2009年, 陈建宝和段景辉对中国性别工资差异进行了分析研究, 采用的方法为分位数回归分析, 同年, 二人又用相同的方法对中国城乡家庭收入差异的影响因素进行了研究;2009年, 陈建宝和杜小敏对我国居民和收入进行了实证分析, 应用的方法为分位数回归法。

(三) 基于波动性理论的半参数方法

市场因子分布除?“尖峰后尾”这一显著特性外, 还有一显著特点, 即波动集聚性。大波动的发生紧随着多个小波动的产生, 形成簇拥的现象。所谓波动性, 其实指的就是一段时间内金融资产呈现出的变化性。在金融市场中, 投资的波动性和风险二者之间具有非常密切的联系。一般地, 波动性理论用来对资产的风险性进行测量。

1. 国外波动性理论研究动态简述。

国外学者对波动性理论进行了大量研究。1990年, Glosten、Runkle和Jogannathan提出了TAR CH模型, 在该模型中, 为了更好地对正负信息的非对称作用进行描述, 加入了名义变量;1992年, Bollerslev对金融实践序列模型ARCH和GARCH进行了深入研究, 并就其预测效果进行比较, 得出的结论是:GARCH模型要比ARCH模型的预测准确率高;1993年, J.M.Zakoian和R Rabemananjara对法国股票收益进行了研究, 这在一定程度上扩展了TARCH模型, 并发现, 可以对方差中关于参数的正数约束条件进行放松, 如果TARCH模型没有约束条件, 那么就可以更好地对非线性的波动性进行描述。

2. 国内波动性理论研究动态简述。

国内学者也进行了大量的波动性理论研究。2002年, 彭文平和肖继辉对我国股市价格的高波动性进行了研究, 入手点为中国政策的多变性;2004年, 吴世农对股价波动方差和成交量之间的关系进行了探讨;2007年, 万蔚和江孝感等人运用GARCH模型、EGARCH模型和TGARCH模型对中国股票日益收益率波动等动态特征进行分析, 结果证明EGARCH模型更适用于股市波动性变化;2007年, 孙卓元对上证综指进行了实证分析, 得出的结论是上海证券市场的波动性具有扩张性和持续性等特点。

四、不同半参数方法的对比分析

在对金融市场风险进行分析的时候, 基于极值理论的半参数方法、基于分位数回归的半参数方法和基于波动性理论的半参数方法这三种半参数方法的使用最为广泛, 但是不论对于哪一种方法来说, 都有其适用性及局限性。

基于极值理论的半参数方法可以非常准确地描述任何一个序列的尾部分位数, 因为极值理论是专门用来分析收益率系列尾部的, 并且它的每一个步骤都经过了非常严格的推算。此外, 极值理论金融对数据进行的是真实的拟合, 无需任何假设, 直接分析处理收益序列的尾部即可, 极值理论的计算结果就和收益序列的实际分布的吻合度更高。但是, 使用极值理论对收益序列尾部分布情况进行描述的时候, 因为它只限于一个分布序列, 而无法了解序列本身的整体情况, 而且在分析数据的时候, 由于数据是估计所得的, 所以会导致该方法计算出的结果不够稳定。此外, 极值理论法需要大量的数据, 但是在真正建模的时候, 应用的数据并不需要那么多, 这无形中导致数据浪费, 且会对最终计算结果的准确性产生影响。

基于分位数回归的半参数方法可以涵盖非常全面的因素信息, 对于半参数分位数回归模型来看, 不仅包括线性部分, 还包括非线性部分, 半参数分位数回归模型就可更好地捕捉到每一个变量 (包括线性信息和非线性信息) 的变动情况。不仅如此, 收敛速度也非常快。对于半参数分位数回归模型来说, 它所要求的样本量同非参数回归模型对比之下需求量少, 就可以巧妙地解决在实际应用过程中, 非参数方法因为数据量不够而出现的问题, 加之其本身具有的线性部分, 使得模型的收敛速度更快一些。除了拥有较快的收敛速度, 基于分位数回归的半参数方法的稳健性也是非常好的。半参数分位数回归模型对模型设定的要求并不像参数模型那么严格, 特别是在非正态性或异常值对数据产生较大影响的时候, 半参数分位数回归模型的稳健性是非常好的。此外, 基于分位数回归的半参数方法可对因变量的变化进行全面地反映。半参数分位数回归模型可以对因变量条件分布的不同位置进行相应的分析, 这样就可以对因变量的变化进行全面地研究, 不仅如此, 就其对异常值的敏感程度来看, 半参数分位数回归远远小于均值。但是就基于分位数回归的半参数方法本身来看, 其在理论、方法和实践应用方面都有待于进一步完善, 具体地说:在理论方面, 基于分位数回归的半参数方法的理论有待于进一步完善, 目前国内学者在这一领域的研究处于相对滞后的水平, 研究成果不多;在方法方面, 基于分位数回归的半参数方法在多元分析方面还不够成熟, 有待于进一步分析研究;在应用方面, 基于分位数回归的半参数方法在社会、经济等各领域还没有过多实践, 只在金融领域刚刚起步。

使用基于波动性理论的半参数方法可以获得很好的拟合度和预测性, 拟合度体现在在合理的假设条件下, 对基于波动性理论的半参数方法的渐进正态性和收敛速度进行研究, 得出的结果要优于一般的波动性模型;预测性好体现在在不同分布假定情况下, 对基于波动性理论的半参数方法的条件方差进行分析, 以对Va R进行度量, 发现在基于t分布和GED分布假定的情况下可以更好地反映出收益率的风险特性。但是使用基于波动性理论的半参数方法也存在一定的弊端, 如该方法只对收益偏离平均收益的程度进行了描述, 但是这种收益可以是正向的, 也可以是负向的, 在实际应用过程中, 人们最为关心的是负偏离, 也就是损失情况, 但是波动性却未对偏离方向进行描述。此外, 基于波动性理论的半参数方法只对损失进行了描述, 而未具体到损失到底有多大。

五、半参数方法存在的问题及解决办法

同传统的参数方法和非参数方法相比, 半参数方法具有很大的理论优势, 它同时融合了参数方法和非参数方法, 但并不是简单的叠加, 而是有机融合, 且在实践过程中取得了很好的估计效果, 但是在使用过程中, 半参数方法也存在一定的问题, 具体如下:第一, 半参数方法的发展历史并不长, 相关的理论还有待于进一步完善, 特别是在一些领域发展时间较短, 如生产率增长测算等, 是在上世纪90年代后期才开始的, 不成熟的理论必然会对其在实证方面起着一定的限制作用;第二, 半参数方法的分量一般都是未知的, 且不容易掌握和控制, 这就会在一定程度上对实际测算问题的精度产生一定的影响;第三, 半参数方法对使用者和研究者提出了更改的要求, 而目前我国对半参数方法的研究还不多, 相关的文献也很有限, 所以这必然会在一定程度上制约半参数方法的应用和发展。

为了更好地将半参数方法应用到实践中, 就应从以下几方面着手:首先, 应继续完善半参数方法的理论, 借鉴国内外成功经验, 结2合0研14究领年域第的9实期际情中况旬, 完刊善理论;其次, 由于半参数方法的分量具有 (未总知第的5特6点4, 期在) 实际研究的过程中, 应尽可能对这部分T分i量m做e到s更好地掌握, 以保证测算结果的准确性;最后, 对于研究者或者使用者来说, 应不断学习新知识, 提升自己的业务水平和专业水平, 以更好地驾驭并发扬半参数方法。

六、结语

随着经济全球化和金融自由化的不断发展, 我国金融企业会面临越来越多的金融风险, 特别是金融市场风险, 必将成为现代金融机构面临的重要风险之一。就目前我国金融风险管理的现状来看, 市场风险不断提高, 但同时对风险量化管理的模型和技术还不够完善, 特别是对于半参数方法来使, 不论是理论, 还是实践, 都有待于进一步完善。对于金融企业来说, 在今后很长一段时间内, 都应将提高对金融市场风险的重视, 并加大对半参数方法研究的力度。

参考文献

[1]周开国, 缪柏其.应用极值理论计算在险价值 (VaR) ——对恒生指数的实证分析[J].预测, 2002, 21 (3) :37-41.

[2]朱国庆, 张维.关于上海股市极值收益渐近分布的实证研究[J].系统工程学报, 2000, 15 (4) :338-343.

[3]詹原瑞, 田宏伟.极值理论 (EVT) 在汇率受险价值 (VaR) 计算中的应用[J].系统工程学报, 2000, 15 (1) :44-53.

[4]王树娟, 黄渝祥.基于GARCH-CVaR模型的我国股票市场风险分析[J], 同济大学学报, 2005, 3 (02) :260-263.

[5]陈斌.金融风险管理手册[M].机械工业出版社, 2002:11.

[6]叶青.基于GARCH和半参数法的VaR模型及其在中国股市的风险分析中的应用[J].统计研究, 2000, (12) .

[7]Lijian Yang, A semi parametric GARCH model for foreign exchange volatility, Journal of Econometrics, 2005.

市场化测度 篇5

现实世界正在兴起一种新的企业形态——平台型组织, 它将两类需求截然不同但又相互依赖的用户吸引并维持在自己的服务网络, 协调双方需求, 帮助用户实现外部性的内部化。Evans (2003) 将这类平台型组织称为双边市场, 如银行卡支付平台、操作系统和搜索引擎等, 其核心特征是“鸡蛋相生”的网络外部性。值得注意的是, 并非所有的平台型组织皆为双边市场 (Hagiu和Wright, 2011;傅联英, 2011) 。然而, 许多理论文献往往将平台型组织的双边市场特征视为一种先验性知识, 鲜有文献对其进行科学识别与实证检验, 更谈不上结构分解与计量测度, 这显然是不严谨的。可能的原因在于完备的双边市场实证检验存在两大困难:其一是如何在确保理论意义的基础上实现理论模型向实证模型的准确转换即模型设定问题;其二是无法回避的变量选择、内生性以及微观数据与计量模型的统计适切性等技术性问题。显然, 如果上述两大困难无法克服则不可能准确地判断双边市场特征的现实存在性;而如果双边市场特征的存在性这个问题不能得到明确肯定的回答, 那么, 正如Hayashi和Weiner (2006) 所言, 理论文献中的数理模型结论适用性与预测力将非常有限。

有鉴于此, 本文重新梳理了双边市场的各类定义, 基于双边市场的充分条件与必要条件给出了平台型组织双边市场特征检验的一般思路。在此基础上构建了一个特有的数据集, 采用逻辑演绎与计量分析相结合的方法, 运用归属曲线模型对中国银行卡支付平台双边市场特征的现实存在性、内部构成及其强度进行检验、分解与测度, 以澄清银行卡支付平台的核心特征及其潜在成因, 力求在确保理论基础的前提下实现方法的简约性与结论的明确性。

一、双边市场的判定条件

既然并非所有网络型平台皆为双边市场, 那么, 到底具备何种特征的网络型平台才是双边市场呢?换言之, 判断双边市场的条件该如何刻画呢?接下来, 我们将对其必要条件与充分条件进行阐述与界定, 在此基础上给出实证检验双边市场特征的一般思路。

(一) 双边市场的必要条件

双边市场理论是产业组织理论研究的前沿领域, 对于双边市场的概念界定至今缺乏一个公认权威的严格定义, 许多学者采用描述性定义刻画双边市场。Evans (2003) 认为双边市场的必要条件有三:其一是有两类需求截然不同的用户;其二是一方用户获得的价值随着另一方用户数量的增加而增加;其三是中介平台的存在对于一方将另一方创造的外部性内部化是必需的。

在有些场合下, 某类用户数量的增加或减少会被另一类用户所珍视 (即外部性) 。但是, 由于个体间两两相互交易会产生巨大的交易成本, 单纯通过市场交易无法将此类外部性内部化, 因此需要中间型组织加以协调。于是, Rochet和Tirole (2006) 据此认为判断双边市场成立的必要条件是科斯定理失效。如果科斯定理依然有效, 只要当事人之间通过讨价还价就能纠正协调失灵, 实现外部性内部化, 中间型组织就完全没有存在的必要。由此可知, 双边市场是一类介于市场与一体化组织之间的中间型组织, 它的存在源于个体间通过纯市场方式交易的低效率或者组织失灵。从代表性双边市场的演进来看, 很多的双边市场 (如操作系统、社交与婚恋网站) 确实源自一体化组织或者个体市场交易协调失败。

考察现有文献对双边市场及其特征的分析与界定, 可以发现, 多数文献都是基于Evans (2003) 提出的必要条件进行推演从而认定某些组织 (市场) 具有双边性特征。显然, 这种方法很容易导致对双边市场定义理解的泛化 (Hagiu和Wright, 2011;傅联英, 2011) , 或者滋生一种双边市场的“帝国主义”倾向, 使人们误以为任何连接着两边用户的平台型组织都具有双边市场特征, 见表1。

资料来源:节选自Hagiu和Wright (2011) 。

(二) 双边市场的充分条件

概括起来, 主流文献对双边市场充分条件的界定, 有Rochet和Tirole (2006) 为代表的“价格结构非中性说”和以Armstrong (2006) 领衔的“交叉网络外部性说”。

“价格结构非中性说”的精义在于“给定每一边的价格, 如果平台实现的交易量仅仅取决于价格总水平, 而对价格结构的变化不敏感, 那么这种双方互动的市场是单边市场;反之, 在价格总水平一定的情况下, 如果平台实现的交易量因价格结构或者相对价格水平而变化, 那么这种双边互动的市场就是双边市场”。显然, “价格结构非中性说”是有其适用范围的, 它必须至少要满足两个条件才能成立:其一是必须禁止产品或者服务供给方实施额外收费;其二是收单机构处于不完全竞争的市场结构。如果第一个条件不满足, 例如特约商户可以对卡类用户收取一笔额外费用实现转移支付, 那么, 交换费的需求协调功能将丧失, 进而导致价格结构中性;而第二个条件不满足时, 例如收单市场完全竞争, 其结果是直接引致交换费中性。

“交叉网络外部性说”借用了网络经济学的网络外部性概念, 将双边市场界定为这样的市场, “存在两组需要通过平台实现互动的用户, 其中一组用户加入平台的收益取决于加入该平台的另一组用户的数量”。当然, 采用这一定义来表征双边市场也有其隐含假设——其他条件特别是平台对双边用户收取的费用固定不变。如果某一方用户数量变化的同时, 双边费率结构也发生变化, 则难以判定用户加入平台的收益变化, 更加难以识别收益变化是否来自用户数量的变化。

“价格结构非中性说”从相对价格和交易量的相互关系定义双边市场, 在逻辑上非常完美但却略显抽象, 不能对双边市场特征的直观检验提供更多有意义的洞见——姑且不论相对价格与交易量信息的缺乏。“交叉网络外部性说”运用效用函数的形式描述双边市场, 符合人们基于网络经济学的直观认识和习惯。然而, 如果对“价格结构非中性说”与“交叉网络外部性说”作更深入的思考, 可以发现两者有其内在联系。价格结构非中性的背后原因之一就是交叉网络外部性, 正是由于平台双方彼此给对方创造的网络外部性不对称, 平台型组织方有调整相对价格的事实基础, 进而影响交易量。两种观点之间的区别仅在于层次和角度, 将两者视为对立的观点是没有道理的。事实上, Rochet和Tirole (2002) 在对双边市场进行“终极思考” (Final Thought) 时也考虑到了交叉网络外部性, 并且认为如果平台能够在两类终端用户之间实施有效的交叉补贴, 则具有网络外部性的市场通常都是双边市场。这一判断条件实际上将价格结构 (交叉补贴) 与交叉网络外部性统一起来, 给出了判定双边市场的充分条件。综上, 我们可以发现交叉网络外部性在刻画双边市场特征中的重要性。实际上, 现有的相关实证文献在检验双边市场特征时, 采用的一个简化方法就是运用计量模型对交叉网络外部性或者是正反馈环效应存在性与统计显著性的检验, 如Rysman (2004, 2007) 。

在通讯传媒领域, Rysman (2004) 构造了包含读者和广告商需求函数以及黄页运营商利润函数的计量模型, 使用1996年的美国黄页相关数据运用GMM方法对网络外部性进行检验。结果发现, 黄页用户和广告商之间互相重视, 黄页用户使用黄页对广告的影响以及广告对黄页用户使用黄页的影响都是显著为正, 双边用户之间存在显著的交叉网络外部性效应。Rysman (2004) 正是据此认为黄页具有明显的双边市场特征。胥莉等 (2008) 对即时通讯软件的自网络外部性与交叉网络效应分别进行了测度, 发现自网络外部性对用户决策有显著影响, 交叉网络外部性在即时通讯市场中并不显著。

在电子支付系统领域, Tucker (2005) 利用两个指示函数 (Indicator Function) 构建出自动清算系统 (ACH) 的用户采纳模型并运用似然有界估计 (Likelihood Bounds Estimation) 测度其交叉网络外部性, 结果发现ACH系统内部双边用户之间存在正反馈效应。Loke (2007) 实证考察了影响商户受卡决策的因素, 发现消费者的用卡决策和其他商户的受卡决策对商户的受卡决策有影响的显著, 由此认定双边市场的正反馈特征存在。Rysman (2007) 运用1994年至2001年美国银行卡业四大知名卡组织的相关数据, 采用原型Logit模型和嵌套Logit模型 (Nested Logit) 实证检验了银行卡平台的双边市场特征, 发现银行卡组织存在着显著的交叉网络外部性效应, 消费者对卡的使用量与商户受理该卡的数量间存在正反馈效应, 其加权平均交叉网络外部性强度为0.019829。骆品亮等 (2010) 基于双边市场充分条件运用格兰杰因果检验方法对银行卡平台双边特征进行实证分析, 揭示了银行卡支付平台具备单向交叉网络外部性特征的事实, 测度发现银行卡网络交叉网络外部效应强度为0.876。

然而, 在双边市场语境下, 虽然交叉网络外部性揭示了双边市场的本质属性, 但基于“交叉网络外部性说”采用计量模型进行实证检验也有其内在的缺陷, 该方法并不具有良好的“内部效度”——在双边市场情形下, 自网络外部性与交叉网络外部性天然是一对孪生兄弟, 总是相伴而生且相互影响, 即使能够确定效用的变化来源于平台另一边用户数量的变化 (交叉网络外部效应) , 但它不能令人信服地断定该效应并非源于本边用户数量的变动 (自网络外部效应) 。整体来看, 相关实证文献的检验方法并没有对网络外部性进行结构分解, 故未能考虑到同边用户带来的自网络外部性的影响 (如Rysman (2007) ) 。即使考虑到了两种网络外部性的存在, 却尚未在同一计量模型中对两种网络外部性进行分离 (如Loke (2007) , 骆品亮等 (2010) ) 。严格的实证检验必须重视网络外部性的结构, 将自网络外部性与交叉网络外部性进行有效地区分, 并且需要进一步说明交叉网络外部性而非自网络外部性在网络型平台双边市场特征的形成中更加具有解释力。归属曲线模型 (Attachment Curves Model , ACM) 能够在保证理论基础的前提下恰当地解决该问题, 实现方法的简约性与结论的明确性。

归属曲线模型实质上是一组微分方程, 最初由Kumar等 (2010) 用来实证检验“雅虎知识堂”网络外部性的非对称性和搜索引擎双边用户的动态变化。运用归属曲线模型对双边市场特征进行检验的思路是:首先依据微分方程的形式对数据进行处理, 描绘出变量的增量与存量关系曲线——归属曲线, 观察图形是否符合归属曲线模型所显示的 (准) 单调性趋势;然后运用计量方法去验证交叉网络外部性而非自网络外部性对于该产业 (市场) 的双边市场特征形成更加具有解释力。

具备结构化计量模型特征的归属曲线模型刻画了微观经济主体的最优化行为过程, 明确地将理论模型与计量模型相结合, 从而使双边市场的识别过程具备良好的理论基础以及更多的统计结构, 能够有效地识别出经济变量的影响机制。此外, 归属曲线模型将自网络外部性效应和交叉网络外部性效应纳入了到同一个回归方程 (组) , 全面准确地刻画了网络型组织或者市场的网络经济特征, 其结构参数具有明确的经济意义。所以, 归属曲线模型在模型的理论基础和结论的直观性方面要优于普通的正反馈效应方法对交叉网络外部性的判断, 更加符合文献提出的双边市场特征检验的条件。

(三) 一般思路

结合上述有关双边市场判断与检验的理论文献, 本文认为, 双边市场特征判断在思路和方法上必须突破抽象的逻辑演绎, 尽可能广泛收集有关制度特征、行业性质等方面的数据进行严密的实证计量分析。网络型平台双边市场特征判定的一般思路应该将逻辑演绎与实证检验统一起来:首先按照Evans (2003) 、Armstrong (2006) 以及Rochet和Tirole (2006) 等提出的必要条件与充分条件对网络型组织的经济特征进行粗判断, 然后可以基于“交叉网络外部性说”应用归属曲线模型 (ACM) 和计量方法进一步进行精细的实证检验, 力求在保证理论基础的前提下实现方法的简约性与结论的明确性。

二、实证检验与结构分解

本部分将在特征描述的基础上应用归属曲线模型实证检验银行卡支付平台的双边市场特征并对其网络外部性进行结构分解。

(一) 经济特征描述

现有文献基于双边市场定义的逻辑演绎认为, 银行卡支付平台具有双边市场的重要特征:银行卡组织连接着持卡人与商户两类需求截然不同的用户, 两边用户的效用函数包含了对方的数量, 持有某品牌支付卡的消费者越多, 更多的商户就越愿意加入该支付卡组织并受理其各种支付工具;反过来, 某品牌支付卡的受理商户越多, 更多消费者就倾向于持有并使用该品牌支付卡。这就是银行卡支付平台持卡人与受卡商户间“鸡蛋相生”的交叉网络外部性效应。

(二) 计量模型设定

按照Kumar等 (2010) 的定义, 记n${}_i^j$ (t) 表示 (j=c, m) 为卡组织i (i∈k) 在j边的相对份额, 那么银行卡支付平台在t时刻的市场状态则可以用以下向量的形式表示:

$\left(\begin{array}{l}n{}^c(t+1)\\ n{}^m(t+1)\end{array}\right)=(1-\epsilon )\left(\begin{array}{l}10\\ 10\end{array}\right)\left(\begin{array}{l}n{}^c(t)\\ n{}^m(t)\end{array}\right)+\epsilon \overline{X}{}_{\sigma (n{}^c(t))}(1)$

在 (1) 中, 定义σ (·) 为特约商户达到某一特定规模时新增消费者加入某一品牌银行卡组织成为其持卡人的比率, 而将δ (·) 定义为某品牌持卡人达到一定规模时受理该品牌银行卡的特约商户比率。在此基础上, 归属方程σ (nc (t) ) , δ (nm (t) ) :[0, 1]→[0, 1]具有良好的递增性质, 并有σ (0) =δ (0) =0, σ (1) =δ (1) =1。这一性质刻画了银行卡支付平台持卡人与受卡商户间“鸡蛋相生”的交叉网络外部性特征——如果没有商户受理该品牌支付卡, 则不会有消费者愿意成为该银行卡品牌持卡人;而如果所有的商户都与该银行卡品牌签约受理, 那么每一个消费者都愿意持有该品牌银行卡。对 (1) 式进行变形获得n${}_i^j$ (t) 的增量变化为:

[nc (t) ]′=-εtnc (t) +εtδ (nm (t) ) +μ (nc (t) , nm (t) , t) (2)

[nm (t) ]′=-εtnm (t) +εtδ (nc (t) ) +ν (nc (t) , nm (t) , t) (3)

式 (2) 和 (3) 就是Kumar等 (2010) 测度网络外部性的计量模型——归属曲线模型 (ACM) 。其中, μ (·) 和ν (·) 是具有零期望的随机噪音方程。

归属曲线方程的特别之处在于其在一个等式中同时刻画了卡组织支付平台存在的交叉网络外部性与自网络外部性:一方面, ACM模型反映了卡组织平台现有特约商户基数如何影响持卡人增量以及持卡人基础如何影响商户增量, 这体现在 (2) 和 (3) 的第二项;另一方面, 平台两边现有用户也将影响相应各边的增量变化, 这体现在 (2) 和 (3) 的第一项。由此可见, 与结构化计量模型一样, 归属曲线模型也具备稳健的理论基础与良好的统计结构。此外, 归属曲线模型形式良好, 其微分形式能够有助于识别经济因果关系。

(三) 实证检验

由于中国人民银行发布的《支付体系总体运行情况》2009年以后不再统计特约商户和特惠商户等数据, 造成更长时间段的数据结构不完整, 因此变量观测值选取1995-2009年的完整数据。我们基于该数据集, 运用归属曲线方程 (2) 和 (3) 实证检验银行卡支付平台的双边市场特征。本文关注的数据包括发卡量、特约商户数量、POS机数量, 其中1995-2005年数据来源于《中国金融统计年鉴》, 2006-2007年数据来源于国研网, 2008-2009年数据来源于银联信 (http://www.keyfoo.com) 和中国人民银行2009年年底发布的《2009年支付体系总体运行情况》报告。我们使用发卡量表示持卡人数量, 鉴于中国银行卡产业存在大量休眠卡的事实, 这种替代实际上是有偏的, 需要进一步处理。根据中国银行业协会的数据显示, 截至2010年年初, 国内信用卡发卡量年均活卡率为62.31%, 约四成信用卡处于未激活状态。我们对原始数据乘以0.6231进行调节, 大致地获得持有并正在使用银行卡的持卡人数量。接下来, 根据 (2) 和 (3) 从增量和存量角度对数据进行处理获得相应的归属曲线, 见图1和图2。

结合Kumar等 (2010) 对归属曲线的定义与解释, 根据中国银行卡支付平台归属曲线一和曲线二, 得到以下结论:

1.中国银行卡支付平台双边归属曲线整体上呈现出递增或者不变的特征, 这大致符合Kumar等 (2010) 对归属曲线单调趋势的理论判断。

2.尽管两条归属曲线存在着一定的相似点, 但同一归属曲线内部又具有明显的不同。根据归属曲线一和二可以发现, [nc (t) ]′与nm (t) 构成的持卡人归属曲线 (归属曲线一和二的左边部分) 比较陡峭, 变动剧烈且频繁, [nm (t) ]′与nc (t) 构成的商户归属曲线 (归属曲线一和二的右边部分) 前期一直很平坦, 到最近的年份表现出突变的特征。同一条归属曲线对于卡组织的两边用户而言却又是非对称的, 反映在经济意义上, 收单网络 (受理商户或POS终端) 一边给发卡网络 (持卡人) 一方带来了强烈的交叉网络外部性, 收单网络规模的扩张引起持卡用户基础的显著变化;而持卡人基础的变化起初并没有引起收单网络规模显著增加, 直到近期, 收单网络规模增量变化与持卡用户基础之间才呈现出跳跃式递增的关系。按照Kumar等 (2010) 定义的归属曲线模型性质, 这表明中国银行卡支付平台具备显著的交叉网络外部性。

3.尽管归属曲线能够直观地告诉我们交叉网络外部性的存在, 但是从方程 (2) 和 (3) 可以看出, 直接网络外部性也有可能塑造曲线的上述特征。因此, 必须将两者进行分离, 且需要进一步测量交叉网络外部性与自网络外部性在银行卡支付平台双边市场特征形成中的解释程度。

我们首先来分析银行卡支付平台发卡市场归属曲线, 基本思路是比较nm (t) 和nc (t) 对[nc (t) ]′的解释力强弱, 将[nc (t) ]′分别对nm (t) 和nc (t) 进行回归, 得到相应的拟合优度R-squared, 并比较其数值大小。其中, 因变量持卡人增量用Δcardholder表示, 特约商户基础用银行卡签约商户数量merchant表示, 持卡人基础为年度持卡人存量cardholder。鉴于数据的趋势项较强, 我们对变量取对数以削弱这种趋势, 并藉此降低和消除时间序列异方差。而为了减弱序列自相关性, 我们根据信息准则相应地加入了AR (1) 和 (或) AR (2) , 得到表2中的回归模型一和模型二。

在表2中, 自网络外部性系数与交叉网络外部性系数在1%的显著水平上通过了统计检验。模型一和模型二的R-squared值表明, POS终端对持卡人基础增量变化的解释力 (Predictive Power, 86.3%) 要强于持卡人基础本身的解释力 (72.35%) 。换言之, 交叉网络外部性更能解释因变量持卡人数量变化。与此同时, 必须指出的是, 如果将代表交叉网络外部性的解释变量换为签约商户 (Merchant) 进行稳健性 (Robustness) 检验 (表2中回归模型三) , 我们发现显著性水平、交叉网络外部性方向、强度都与模型一非常接近, 交叉网络外部性的解释力甚于自网络外部性, 这充分表明上述结论具有较强的稳健性。

由于数据均已对数化, 变量前面的系数就是因变量对解释变量变动的弹性。根据表2的模型一, 可以发现商户一端规模的变化对持卡人基础变化的影响是微弱的, 其弹性值和交叉网络效应皆为0.000000012。这一强度数值究竟是高还是低?我们可以将其与发达国家成熟的银行卡市场 (平台) 交叉网络外部性强度进行对比。

注:***、**和*分别代表1%、5%和10%的显著水平, 下同。

Rysman (2007) 利用美国四大支付卡组织数据检验了支付卡平台的交叉网络外部性。1994-2001年美国银行卡市场商户受卡对消费者用卡的外部性数值在-0.008-0.036之间, 如表3所示。

资料来源:根据Rysman (2007) 回归结果整理。

我们利用其测度的四大卡组织交叉网络外部性系数, 以当年各卡组织的市场份额为权重, 计算了1994-2001年美国银行卡市场加权平均交叉网络外部性强度为0.019829。这意味着就整个市场而言, 受卡商户数量每增加1%, 将引发采用银行卡支付的用户数比率增加0.00019829个单位。由此可见, 与发达国家的历史水平相比, 我国银行卡支付平台的交叉网络外部性强度依然显得微弱。

接下来, 分析银行卡支付平台收单市场归属曲线, 可以得到表4的回归结果。

从表4中可以看出, 自网络外部性和交叉网络外部性系数都在1%的显著水平上通过相关统计检验。从R-squared统计指标来看, 自网络外部性对模型的解释力与交叉网络外部性对模型的解释力之间差别很微小, 其数值仅为1.85%。所以, 严格地按照归属曲线模型的定义, 自网络外部性能够比交叉网络外部性更多地解释收单市场网络规模的显著变化。在经济意义上, 我们可以从两个方面对此进行探索性解释。

我们对此的第一种解释是, 商户的POS受卡决策受到同业间竞争效应与示范效应两个方面的影响, 这两种自网络外部性效应超出了消费者给受理商户带来的交叉网络外部效应。商户受理银行卡能够给消费者提供的效用是一种独立于商品或者服务本身价值的额外收益, 随着支付卡在消费者中的渗透以及商户之间的激烈竞争, POS支付终端便捷性带来的额外收益越来越为消费者所重视并成为了消费者光顾商户的“保健因素”而不再是“激励因素”。因此, 受卡商户对持卡人数量变化的敏感程度降低, 反而对同业的受卡POS规模决策敏感, 不管持卡消费者用户基础多寡, 商户都倾向于接受POS支付。Rochet和Tirole (2011) 赋予这种现象以“无奈受卡” (Must-take Cards) 的称谓。

我们的第二种解释是, 中国发育不成熟的收单市场环境阻碍了收单机构方对持卡人规模变化的即时响应。中国银联并非如老品牌VISA和MasterCard一样是纯粹的标准开放式卡组织, 出于自身利益的追求, 在完成市场启动使命之后, 中国银联并没有退出竞争性的收单市场环节。独立的第三方收单机构与具有纵向能力的中国银联在收单市场的竞争是非对称且不公平的, 制约了收单市场的壮大与成熟, 同时阻碍了收单市场对发卡市场用户基础变化的响应。

按照标准开放式卡组织的内部治理机制, 中国银联显然不应该同时扮演数据传输者和收单行的双重角色 (Fu等, 2012) 。而事实上, 中国银联利用其旗下子公司银联商务和数字王府井涉足收单市场, 形成了银联与特约商户直连的模式, 从而在收单市场上与收单会员机构争利。按照现行的交换费在发卡行、数据传输提供者 (中国银联) 和收单行之间7:1:X的利润分配模式, 在直连模式下, 中国银联可以从收单市场上侵占原本属于专业收单机构可以赚取的近2个点的利润, 于是银联在每笔业务中几乎能够无风险地获得近3个点的利润。在这种扭曲的利益均衡机制下, 专业收单机构没有足够的积极性去拓展潜在的受卡商户, 导致刷卡环境恶化造成交易量不够理想。结合银行卡支付平台发卡市场和收单市场的归属曲线, 我们发现, 中国银行卡支付平台具有非对称弱双边市场特征, 收单市场会对发卡市场产生统计上显著但强度上微弱的交叉网络效应, 而发卡市场对收单市场的交叉网络效应不如自网络外部性有解释力。根据表2和表4, 在中国银行卡支付平台中, 其双边市场特征结构上可以分解为两种网络外部性, 其强度见表5。表5给出的信息告诉我们, 在银行卡支付平台的双边网络外部性结构中, 发卡市场对收单市场与收单市场对发卡市场的两项交叉网络外部性强度 (黑体加粗) 尽管都非常地微弱, 但是两个子市场交叉网络外部性具有非对称性。不管是在发卡市场还是在收单市场, 自网络外部性在强度上远甚于交叉网络外部性, 这为我们理解中国银行卡支付平台目前的动力机制提供了有益的证据。

三、基本结论与政策启示

(一) 基本结论

尽管自网络外部性与交叉网络外部性在网络经济学中是一对孪生兄弟, 但就双边市场而言, 其核心特征在于交叉网络外部性。本文运用归属曲线模型对银行卡支付平台的双边市场特征及其外部性内部结构进行了检验、分解与测度。研究发现:

1.中国银行卡支付平台整体上具有非对称性弱双边市场特征。收单市场网络规模的扩张引起持卡用户基础的显著增加, 而类似的交叉网络外部效应反过来并不明显;在中国银行卡市场的早期阶段, 持卡人基础的变化并未引起收单网络规模的显著增加, 直到近期方才渐显。

2.形成中国银行卡支付平台非对称性弱双边市场特征的深层次原因在于平台治理制度欠完善导致的激励扭曲效应。中国银行卡市场的中坚力量中国银联并非如VISA和MasterCard一样是标准开放式卡组织, 制约了收单市场的壮大与成熟, 同时也阻断了收单市场对发卡市场用户基础变动的即时响应, 长期的畸形发展已使收单市场成为了中国银行卡市场最明显的“木桶短板”。

(二) 政策启示

既然收单市场受理环境的不完善阻碍了发卡市场交叉网络外部性向收单市场的传导, 那么, 正如骆品亮等 (2010) 、傅联英 (2011) 指出的, 进一步促进收单市场的整合显得非常必要。于是, 一个自然的追问是, 具体该如何对国内收单市场的软环境和外部硬件环境进行培植和整合呢?本文认为, 可以从以下两方面着手:

1.由于收单市场不成熟的根源在于中国银行卡市场制度基础的不完善, 因此建议改革中国银行卡支付组织 (平台) 内部治理机制与多方利益均衡机制, 健全卡组织运行的制度基础, 严格执行卡组织多方利益博弈规制。在完成发卡市场与收单市场启动的使命后, 中国银联宜彻底退出竞争性的收单市场环节, 让利于卡组织成员特别是从事收单业务的第三方机构, 从而真正保证中国银联作为开放式卡组织在性质与使命上的纯粹性。

2.监管部门宜出台财税和金融措施继续辅助培育与催熟第三方机构主导的收单市场网络。如果说整个银行卡支付网络是社会生活中的功能性基础设施, 那么收单网络则是该基础实施的核心部件。考虑到收单网络的基础性地位及其发展现状, 相应的融资与财税支持是急需的, 建议将收单机构POS机具投入计入其经营成本, 在税前列支;也可以设计费用列支及税收扣减等政策, 激励特约商户自行购买或者租借POS机具等终端受理设备。上海已经先试先行, 上海市政府办公厅《关于促进本市第三方支付产业发展的若干意见》对符合条件的收单机构从“上海金融发展资金”中给予一定的资金扶持, 鼓励各相关区 (县) 结合实际, 安排相关资金, 全力支持支付产业发展, 此经验值得借鉴。

市场化测度 篇6

对竞争与垄断的研究是分析产业组织理论各种问题的基础,而市场结构反映了行业间竞争与垄断的关系。市场结构一般分为完全竞争、垄断竞争、寡头垄断和完全垄断4种基本类型,从亚当·斯密的垄断弊害论到琼·罗宾逊和张伯伦创立垄断竞争理论,再到熊彼特认为垄断和寡头是创新和生活水平提高的主要源泉,对不同类型市场结构的效率一直争论不休。随着我国市场经济体制的逐步建立和完善,市场竞争全面展开,国民经济也相应进入以结构优化、产业升级和整体素质提高为特征的新的发展阶段。经济结构调整在一个较长时期内将成为经济发展的重要主题。然而,我国现阶段在提高经济增长质量和产业国际竞争力过程中存在的诸多问题都直接或间接的与市场结构有关,因此,市场结构调整将是经济结构调整的重要的内容之一。

1 文献回顾

戚聿东(1998)认为在集中度20%以下的产业组群中,产业集中度与各种产业经济绩效指标之间都存在着较为一定的正相关关系,一旦超出20%以上的产业群组,这种关系就变得不规则。陈志广(2004)却认为我国产业利润率与产业集中度成显著正相关关系。Gerard(1999)也认为产业集中度与产业绩效存在着显著正相关关系;但是Zaralis(1991)却认为产业集中度与产业绩效之间的关系是不规则的;Yoon(2004)认为集中度与绩效可能存在非单调非线性关系;而Bloch(1999)认为二者之间是负相关关系。波特(1997)却认为产业的市场结构是变化的,而结构变化的原因是产业长期增长率的变化。

从上述有关市场结构、市场集中度与市场绩效关系研究的文献可以看出其特点是:关于市场结构与市场绩效关系的研究是从两个方向展开的:一个是以市场集中度为自变量,以市场绩效为因变量;另一个是以市场绩效为自变量,以市场集中度为因变量。其不足之处在于:(1)大都是以市场的历史数据为研究窗口,通过做实证分析而得出的经验性结论,没有对市场结构和市场绩效等方面的影响进行讨论,缺乏严格的理论推导和解释;(2)由于是做统计分析,必然有样本的选择问题,从相同的角度选择不同的样本得出的结论往往大相径庭,这样的结果也只有典型性而缺乏一般性。

自申农将熵的概念引入信息论以后,信息理论飞速发展。Wiley(1988),李伟刚(1988),李习彬(1994),邱菀华(1997),阮平南(2010)等学者对信息论应用于系统结构有序度评价方面做了广泛研究。可以说,信息理论的完善及其处理的科学化,已成为诸多领域及其管理发展的关键。本文拟运用信息理论,从系统结构有序度角度定量研究市场结构与市场效率之间的关系,建立起具有动态性和一般性的市场结构熵模型,对市场结构熵进行定量分析,论述不同市场结构的运行效率,以弥补大量文献仅从实证角度研究的不足。

2 市场结构的时效熵与质量熵

衡量一个市场结构效率高低的主要因素是信息流通的时效和质量。时效反映交易信息在该市场结构传递过程中的时效性大小;质量反映交易信息在该市场结构传递过程中的准确性大小。两者互为消长,可见,从信息传播的时效性和准确性分别定义系统的有序度,然后将二者结合起来是评价市场结构效率的基本原则。

由于市场中企业间的交易实质就是交易信息的发送和反馈,因此,假设发出交易信息的实际状态空间为x={x1,x2,…,xm},先验概率分布为:

P(x)={P(x1),P(x2),…,P(xm)}

接收交易信息的实际状态空间为y={y1,y2,…,ym},后验概率分布为:

P(x/y)={P(x1/yj)|i=1,…,m,j=1,…,n}

在多数情况下,m=n。yj与xi可能相同,也可能不同,这种存在的不确定程度为:

Hyj(x)=∑${}_{\text{i}=1}^{\text{m}}$P(xi/yj)lnP(xi/yj) (1)

表示在收到交易信息yj条件下x的熵,其平均值为:

Hy(x)=∑${}_{\text{j}=1}^{\text{n}}$P(yj)∑${}_{\text{i}=1}^{\text{m}}$P(xi/yj)lnP(xi/yj) (2)

表示收到交易信息后x的条件熵,也记做(x/y)。

设市场共有n个基层企业,w个市场结构层次,中间层企业个数为k。根据信息论,以Fi为信源,以Fj为信宿。则时效熵与质量熵的定义为:

(1)时效熵(H1)是指在某时间段ti内,Fi向市场中其他企业发出交易信息后,收到反馈信息的不确定性的大小。

(2)质量熵(H2)是指在某时间段ti内,Fi向市场中其他企业发出交易信息后,接收方所反馈信息与发送信息是否相一致的不确定性大小。

3 竞争条件下市场结构熵的测度

令在时间段ti内,Fi向市场中其他企业发出的交易信息集合为X(ti,1),即

X(ti,1)={x1(ti,1),…xl(ti,1),xl+1(ti,1),…xm(ti,1),xm+1(ti,1)…xm(ti,1)}={x1(ti,1)|i=1,…,m,…n} (3)

设,X(ti,1,2),X(ti,1,3),…,X(ti,1,k)分别表示F1向F2,F3,…,Fk发出交易信息的集合,且有

X(ti,1)=X(ti,1,2)∪X(ti,1,3)∪…∪X(ti,1,k) (4)

根据等可能决策法,可认为X(ti,1)为样本空间,其中每一个基本事件x1(ti,1)(其中i=1,…,m,j=1,…,n))发生的概率是相同的,由于各事件是互相独立的,所以可认为基本事件之间是互不相容的。

又设X(ti,1,2)包含l个事件,X(ti,1,3)包含m个事件,…,X(ti,1,k)包含n-m…-1个事件,即

X(ti,1,2)={x1(ti,1),…xl(ti,1)} (5)

X(ti,1,3)={xl+1(ti,1),…xm(ti,1)} (6)

X(ti,1,3)={xm+1(ti,1),…xm(ti,1)} (7)

令x(ti,1)∈{0,1},但取xi(ti,1)≡1表示以发出信息为考察标准。

又设S(ti,1,2),S(ti,1,3),…,S(ti,1,k),分别表示ti时间段内,F1向F2,F3,…,Fk发出交易信息的次数,即

S(ti,1,2)=∑li=1X(ti,1) (8)

S(ti,1,3)=∑${}_{\text{i}=l+1}^{\text{m}}$X(ti,1) (9)

︙

S(ti,1,k)=∑${}_{\text{i}=\text{m}+1}^{\text{m}}$X(ti,1) (10)

根据古典概率中的古典概型,

P{ti,1,i}=S(ti,1,i)/∑${}_{\text{i}=2}^{\text{k}}$S(ti,1,2) (11)

又设tj时间段内,F1收到的市场中其他企业反馈的信息集合为Y,即

Y(ti,1)={y1(tj,1),…yl(tj,1),yl+1(tj,1),…ym(ti,1),ym+1(tj,1)…xm(tj,1)}={yj(tj,1)|j=1,…,m,…n} (12)

同理,设Y(tj,1,2),Y(tj,1,3),…,Y(tj,k,1)分别表示F1向F2,F3,…,Fk反馈的交易信息集合,且有

Y(tj,1)=Y(tj,2,1)∪Y(tj,3,1)∪…∪Y(tj,k,1) (13)

设又设Y(tj,2,1)包含l个事件,Y(tj,3,1)包含m个事件,…,Y(tj,k,1)包含n-m…-1个事件,即

Y(tj,1,2)={y1(tj,1),…yl(ti,1)} (14)

Y(tj,1,3)={yl+1(tj,1),…ym(tj,1)} (15)

︙

Y(tj,1,k)={ym+1(tj,1),…ym(tj,1)} (16)

且令y(tj,1)∈{0,1},当取0时,表示未能在tj时段内反馈交易信息;当取1时,表示tj时段内及时地反馈交易信息。

再设S(tj,2,1),S(tj,3,1),…,S(tj,k,1),分别表示tj时间段内,F1向F2,F3,…,Fk发出交易信息的次数,即

S(tj,2,1)=∑lj=1Y(tj,1) (17)

S(tj,3,1)=∑${}_{\text{j}=l+1}^{\text{m}}$Y(tj,1) (18)

︙

S(tj,k,1)=∑${}_{\text{j}=\text{m}+1}^{\text{n}}$Y(tj,1) (19)

根据上面所述,令X(ti,1,i)∩Y(tj,j,1)=ϕ(当i≠j时,即发出交易信息与接收交易信息不一致),利用条件概率有

$\begin{array}{l}\text{Ρ}\{\text{Y}(\text{t}{}_{\text{j}},\text{j},1)|\text{X}(\text{t}{}_{\text{i}},1,\text{i})\}=\\ \frac{\text{p}\{\text{x}(\text{t}{}_{\text{j}},1,\text{i}){\displaystyle \cap \text{Y}}(\text{t}{}_{\text{j}},\text{j},1)\}}{\text{Ρ}\{\text{X}(\text{t}{}_{\text{i}},1,\text{i})\}}=\{\begin{array}{l}0\text{i}\ne \text{j}\\ \frac{\text{s}(\text{t}{}_{\text{j}},\text{j},1)}{\text{s}(\text{t}{}_{\text{i}},1,\text{i})}\text{i}=\text{j}\end{array}(20)\end{array}$

根据条件熵公式及上述推导,可得出竞争条件下市场结构熵计算式为:

H竞=H{Y(tj,1)|X(ti,1)}

$\begin{array}{l}=-{\displaystyle \sum _{\text{i}=2}^{\text{k}}\text{Ρ}}[\text{X}(\text{t}{}_{\text{i}},1,\text{i})]{\displaystyle \sum _{\text{j}=2}^{\text{k}}\text{Ρ}}\{\text{Y}(\text{t}{}_{\text{j}},\text{j},1)|\text{X}(\text{t}{}_{\text{i}},1,\text{i})\}\times ln\text{Ρ}\{\text{Y}(\text{t}{}_{\text{j}},\text{j},1)|\text{X}(\text{t}{}_{\text{i}},1,\text{i})\}\\ =-{\displaystyle \sum _{\text{i}=2}^{\text{k}}\text{Ρ}}[\text{X}(\text{t}{}_{\text{i}},1,\text{i})]\text{Ρ}\{\text{Y}(\text{t}{}_{\text{j}},\text{j},1)|\text{X}(\text{t}{}_{\text{i}},1,\text{i})\}\times ln\text{Ρ}\{\text{Y}(\text{t}{}_{\text{j}},\text{j},1)|\text{X}(\text{t}{}_{\text{i}},1,\text{i})\}\\ =-{\displaystyle {\sum }_{\text{j}=2}^{\text{k}}\text{S}}(\text{t}{}_{\text{j}},\text{j},1)/[{\displaystyle {\sum }_{\text{i}=2}^{\text{k}}\text{S}}(\text{t}{}_{\text{i}},l,\text{i})\times ln\text{S}(\text{t}{}_{\text{j}},\text{j},1)/\text{S}(\text{t}{}_{\text{i}},1,\text{i})](21)\end{array}$

4 完全垄断市场结构的动态熵测度

4.1 完全垄断市场结构的熵产生机理

因利润最大化而产生的追求规模经济的行为结果就是导致垄断市场结构的出现。市场势力便成为垄断企业的核心竞争力之一,可以借助市场势力通过操作价格和产量、强行买卖等的方式来获得较高的增长速度和高额的利润,结果就是严重扰乱市场秩序,市场中出现熵。

随着规模不断扩大会导致其代理成本、激励成本和管理成本等增加,产生“X—非效率”,促进垄断企业发展的非线性作用转变成线性状态,而阻碍垄断企业发展的线性作用呈现出非线性状态,通过负反馈效应成倍放大[9],企业内部管理熵不断增加,然而,可以借助强大的市场势力,将管理熵转移到市场中。

通过滥用市场势力导致市场中产生两种熵,完全垄断情况下,市场结构熵就是由这两部分组成:首先是垄断企业将内部管理熵向市场转移而形成的熵,称之为转移熵;其次是垄断企业为追求利润最大化而扰乱市场秩序产生的熵,称之为利润熵。如图1所示:

4.2 完全垄断市场结构的动态熵测度模型

设垄断企业内部管理熵x的实际状态空间为x={x1,x2…,xn},先验概率分布为

p(x)={p(x1),p(x2),…,p(xn)};

市场结构熵A的转化结果空间为y{y1,y2…,yn},y与x一一对应,条件概率分布为p(y|x)={p(yj|xi),i,j=1,2,…,n},后验概率分布为:

p(x|y)={p(xi|yj),i,j=1,2,…,n}

yi与xi可能相同,也可能不同,这种存在的不确定程度为:

$\text{B}(\text{x}|\text{y}{}_{\text{j}})=-{\displaystyle \sum _{\text{i}=1}^{\text{n}}\text{p}}(\text{x}{}_{\text{i}}|\text{y}{}_{\text{j}})\log \text{p}(\text{x}{}_{\text{i}}|\text{y}{}_{\text{j}})(\text{j}=1,2,\cdots ,\text{n})$ (22)

其平均值为:

$\text{B}(\text{X}|\text{A})=-{\displaystyle \sum \text{p}}(\text{y}{}_{\text{j}}){\displaystyle \sum _{\text{i}=1}^{\text{n}}\text{p}}(\text{x}{}_{\text{i}}|\text{y}{}_{\text{j}})\log \text{p}(\text{x}{}_{\text{i}}|\text{y}{}_{\text{j}})=-{\displaystyle \sum _{\text{i}=1}^{\text{n}}{\displaystyle \sum _{\text{j}=1}^{\text{n}}\text{p}}}(\text{x}{}_{\text{i}}\text{y}{}_{\text{j}})\log \text{p}(\text{x}{}_{\text{i}}|\text{y}{}_{\text{j}})$ (23)

设S0(X,A),是S0(xi,yi)在联合概率空间p(xiyi)中的统计平均值:

$\text{S}{}_0(\text{X}‚\text{A})={\displaystyle \sum _{\text{i}=1}^{\text{n}}{\displaystyle \sum _{\text{j}=1}^{\text{n}}\text{p}}}(\text{x}{}_{\text{i}}\text{y}{}_{\text{j}})\text{S}{}_0(\text{x}{}_{\text{i}},\text{y}{}_{\text{i}})={\displaystyle \sum _{\text{i}=1}^{\text{n}}{\displaystyle \sum _{\text{j}=1}^{\text{n}}\text{p}}}(\text{x}{}_{\text{i}}\text{y}{}_{\text{j}})\log \frac{\text{p}(\text{y}{}_{\text{j}}|\text{x}{}_{\text{i}})}{\text{p}(\text{y}{}_{\text{j}})}$ (24)

因为,$\text{p}(\text{x}{}_{\text{i}}|\text{y}{}_{\text{j}})=\frac{\text{p}(\text{x}{}_{\text{i}}\text{y}{}_{\text{j}})}{\text{p}(\text{y}{}_{\text{j}})}$,

$\begin{array}{l}\text{所}\text{以}‚\text{S}{}_0(\text{X}‚\text{A})={\displaystyle \sum _{\text{i}=1}^{\text{n}}{\displaystyle \sum _{\text{j}=1}^{\text{n}}\text{p}}}(\text{x}{}_{\text{i}}\text{y}{}_{\text{j}})\log \frac{\text{p}(\text{x}{}_{\text{i}}\text{y}{}_{\text{j}})}{\text{p}(\text{x}{}_{\text{i}})\text{p}(\text{y}{}_{\text{j}})}\\ =-{\displaystyle \sum _{\text{i}=1}^{\text{n}}{\displaystyle \sum _{\text{j}=1}^{\text{n}}\text{p}}}(\text{x}{}_{\text{i}}\text{y}{}_{\text{j}})\log \frac{1}{\text{p}(\text{x}{}_{\text{i}})}-{\displaystyle \sum _{\text{i}=1}^{\text{n}}{\displaystyle \sum _{\text{j}=1}^{\text{n}}\text{p}}}(\text{x}{}_{\text{i}}\text{y}{}_{\text{j}})\log \frac{1}{\text{p}(\text{x}{}_{\text{i}}|\text{y}{}_{\text{j}})}\\ =\text{B}(\text{X})-\text{B}(\text{X}|\text{A})(25)\end{array}$

B(X)表示垄断企业管理熵的先验不确定度,他衡量的是企业内部管理熵的大小。B(X|A)表示了市场结构熵转化结果A发生的条件下,X发生的平均不肯定程度,这是A关于X的后验不确定度,他表示了管理熵在转化过程中的未转移量。B(X|A)存在的原因有两个:(1)企业内部各管理熵具有相关性;(2)企业自身组织化和提高组织化程度过程中抵消了部分管理熵。

市场势力越大,能够转移出的管理熵越多。而市场势力可以通过价格和成本的关系来表示,因此,本文采用勒纳指数η表示市场势力$(\text{η}=\frac{\text{Ρ}-\text{Μ}\text{C}}{\text{Ρ}}‚\text{Ρ}$表示产品价格,MC表示产品的边际成本),0≤η≤1。

随着企业不断地向市场转移熵,市场结构熵会不断增大,设市场结构熵变化的时间T的状态空间为t={t1,t2,…,tn},在某个时间段ti内,垄断企业向市场结构输出熵而形成的转移熵为:Si(X,A)ηS0(X,A)=η[Bi(X)-Bi(X|A)],因此,市场结构转移熵为:

$\text{S}(\text{X},\text{A})={\displaystyle \sum _{\text{i}=1}^{\text{n}}\text{S}}{}_{\text{i}}(\text{X},\text{A})$ (26)

$\text{E}{}_{\text{i}}(\text{X},\text{A})=\text{η}\left(\frac{\text{B}{}_{\text{i}}(\text{X})-\text{B}{}_{\text{i}}(\text{X}|\text{A})}{\text{B}{}_{\text{i}}(\text{X})}\right)$,可称为市场结构熵的转化度。Ei(X,A)反映了垄断企业在某个时间段ti内对市场结构熵增量的最大影响程度。因为,B(X|A)<B(X),所以,0≤Ei(X,A)≤1。当η=1且Bi(X|A)=0时,转化度Ei(X,A)=1,此时垄断企业把所有管理熵全部转移到市场结构中,则

Si(X,A)=Bi(X) (27)

设通过市场势力产生的市场结构熵Z的状态空间z={z1,z2,…,zn},先验概率分布为p(z)={p(z1),p(z2),…,p(zn)};则有

$\text{F}{}_{\text{i}}(\text{Ζ}|\text{A})=-{\displaystyle \sum \text{p}}(\text{y}{}_{\text{j}}){\displaystyle \sum _{\text{i}=1}^{\text{n}}\text{p}}(\text{z}{}_{\text{i}}|\text{y}{}_{\text{j}})\log \text{p}(\text{z}{}_{\text{i}}|\text{y}{}_{\text{j}})=-{\displaystyle \sum _{\text{i}=1}^{\text{n}}{\displaystyle \sum _{\text{j}=1}^{\text{n}}\text{p}}}(\text{z}{}_{\text{i}}\text{y}{}_{\text{j}})\log \text{p}(\text{z}{}_{\text{i}}|\text{y}{}_{\text{j}})$ (28)

Fi(Z|A)表示在某个时间段ti内,Si(X,A)确定时,滥用市场势力而存在的剩余不确定度,可以看成管理熵转移之后,接着追求利润最大化而产生的熵。市场结构中的利润熵为:

$\text{F}(\text{Ζ}|\text{A})={\displaystyle \sum _{\text{i}=1}^{\text{n}}\text{F}}{}_{\text{i}}(\text{Ζ}|\text{A})$ (29)

因此,完全垄断市场结构的市场结构熵H垄为:

H垄$={\displaystyle \sum _{\text{i}=1}^{\text{n}}\text{S}}{}_{\text{i}}(\text{X},\text{A})+{\displaystyle \sum _{\text{i}=1}^{\text{n}}\text{F}}{}_{\text{i}}(\text{Ζ}|\text{A})$ (30)

5 结论

根据计算结果可知,在竞争条件下,寡头垄断的市场结构的企业数最少,因此熵最小,效率最高;而完全垄断条件下的市场结构熵,既可能大于寡头垄断市场结构熵,也可能小于当寡头垄断市场结构熵。实际上,完全垄断市场是一种市场调节失灵的结构,若要使完全垄断市场结构熵小于寡头垄断的市场结构熵,需要付出较高的垄断行为规制成本。

从政策意义来看,政府部门在批准成立新企业、审查经营者集中和筹划企业分拆、重组等过程中,应该对该市场结构的合理性进行审视,引导市场结构合理化,促进市场结构的优化和绩效的提高,进而为国民经济结构优化、产业升级和整体素质提高打下坚实基础。

从实践来看,寡头垄断的市场结构是一种现实中较为重要的市场结构形态,在发达市场经济国家,许多重要的产业部门,大都形成了这种类型的市场结构。当前国资委积极推动的央企重组和我国的垄断行业改革其目的就在于提高市场效率,提高企业竞争力,迎接经济全球化的挑战,这些都会对市场结构产生了巨大影响。

虽然寡头企业也具有很强的市场势力,但是寡头垄断市场中企业尤其是寡头企业之间的竞争强度远超过分散型竞争,这种竞争超越了单纯的价格竞争的限制,而在技术创新、售后服务,广告促销,产品差别等多个方面展开,竞争制衡企业行为,这种高强度竞争极大弱化了寡头企业的市场势力。尽管市场上有可能出现“卡特尔协议”,弱化竞争,由于逐利性和机会主义行为的存在,总有寡头企业破坏协议,而引发新一轮的竞争。

因此,从较长的时间跨度和动态竞争角度来看,寡头垄断市场结构运行效率要优于其他类型的市场结构。

摘要：利用信息论和熵原理构建市场结构熵模型,测度了完全竞争、垄断竞争、寡头垄断和完全垄断4种市场结构熵,并比较了这四种市场结构熵。认为竞争条件下,寡头垄断市场结构熵最小,而完全垄断市场结构熵大于或小于寡头垄断市场结构熵,是市场调节失灵的市场结构。从较长的时间跨度和动态竞争角度来看,提出寡头垄断市场结构运行效率要高于其他类型的市场结构。

市场化测度 篇7

在我国近30年的市场经济改革中, 城市要素基本都能在市场机制的作用下运行, 资源的有效配置, 促进了城市经济的快速发展, 但受诸多因素制约, 农村生产要素的市场化程度却十分低下, 资源无法得到优化配置, 导致了农村经济发展停滞不前。然而, 目前我国农村生产要素市场化程度究竟低到什么程度?笔者对此进行了研究后认为, 如果能将农村生产要素市场化程度进行指标量化, 就可以比较清晰地发现制约其市场化进程的一些关键变量, 这对于有的放矢地解决农村经济问题, 促进农村经济快速发展应该很有帮助。但考虑到指标量化数据获取的可行性, 笔者在此只能采取局部地区实地调研的方式, 即对四川省苍溪县进行个案测度研究。

为了使测度的结果更具科学性, 笔者首先对农村生产要素和市场化程度的概念进行了界定, 以确立选取进行农村生产要素市场化测度的方法, 接着结合苍溪县农村生产要素的基础数据对该县进行了实证研究, 最后, 对我国当前农村生产要素市场化的进程进行了简单评价, 并提出了相应的政策建议。

二、相关重要概念的界定

任何问题的研究都是限于既定的范围之内的, 对基本概念和相关问题的正确界定和理解是进行理论研究的基本前提。

1.农村生产要素

关于农村生产要素的定义分为广义和狭义两种。广义的农村生产要素是指人类从事农业生产所需要具备的一切社会资源, 它不仅包括土地、劳动力和资本等物质投入, 还包括技术进步、信息等非物质要素;而狭义的概念仅仅局限于土地、劳动力和资本三要素。[1]笔者从研究的需要出发, 将农村生产要素界定为劳动力要素、土地要素和金融资本要素, 其他如科技、信息等要素由于都受到上述三大要素的制约, 故不做专门研究。

2.市场化程度

市场化进程是市场机制在经济发展中对资源配置发挥的作用持续地增大, 对市场机制的依赖程度不断加深和增强, 即市场机制从逐步产生、发展到成熟的演变过程。[2]因此, 市场化程度便可以定义为在经济发展中, 所有资源配置行为中依靠市场机制完成资源配置的比例。如果这个比例用百分比来表示, 可以以100%定义为完全市场化, 以0%为完全的计划化作为测度市场化程度的界限。基于此, 市场化也就可以定义为经济资源由计划配置为“体”向市场配置为“体”的根本性转变, 以及由此引起的企业行为、政府职能等一系列经济关系与上述转变相适应的过程。从这个角度看, 市场化程度既不可能为0%, 也不可能达到100%, 现实中, 市场化程度大致在5%～85%的区间波动。[3]顾海兵在研究中则将市场化程度具体划分为6个区间:在0%～15%为非市场经济, 在10%～30%为弱市场经济, 在30%～50%为转轨中期市场经济, 在50%～65%为转轨后期市场经济, 在65%～80%为欠发达市场经济或相对成熟市场经济, 在80%以上为发达市场经济或成熟市场经济。[4]笔者对此评价标准也十分认同, 故在此研究中使用该评价标准对农村生产要素市场化程度进行评价。

三、市场化测度的方法

目前, 对于市场化测度的方法不一, 在国外主要有两种有影响的方法, 一是美国传统基金会对市场化所做的测度, 他们将经济自由 (化) 定义为“对于政府在生产、分配、消费等方面管束的消除”, 由此, 他们针对政府对于经济所施加的束缚程度进行考察, 即研究政府的相关政策。该机构通过十大因素和50项变量或指标, 分别予以估测, 然后将各类因素的分值进行加权平均, 便获得某国 (地区) 的经济自由 (化) 指数。显然, 该方法体现了“从基本指标到自由化指数”这样一种简洁的逻辑关系。[5]另一种方法则是加拿大弗雷泽研究所的方法, 该研究所的专家设置了37个变量指标, 归为五项因素:政府的规模、法律结构与产权保护、货币政策的合理性、对外交易的自由、信贷和劳动力及商业管制。该研究所认为:经济自由的核心内容是个人选择、私有财产的保护以及交换的自由。公众拥有经济自由应当包括:一是非使用暴力、欺诈及偷盗所获得的财产受到保护, 以免除来自他人的实质性掠夺;二是公众拥有自由使用、转让、赠与其财产的权利。只要其行为并未妨碍他人同等的权利。因此, 他们特别强调个人经济自由的选择和产权基础。弗雷泽研究所综合指数的计算过程是通过加权平均完成的, 数值被设定为1～10的范围, 较高的指数数值, 反映较高的经济自由度。在具体指标的选择上, 强调指标的可测性。[6]

研究中, 笔者将测度范围只局限于农村生产要素, 测度的目的则旨在凸现制约农村生产要素市场化发展的原因, 因此, 测度方法在指标设计和算法上仍然继承和综合了美国传统基金会和加拿大弗雷泽研究所的基本思想, 三大生产要素的市场化程度都分别用多个可测正 (逆) 指标综合评价, 但在具体指标的选择上更倾向于“原因型”、“强可测度型”指标的选择, 算法上采取层次分析法确定各指标的权重, 用加权平均的方法分别计算出三大生产要素的市场化程度。由于笔者对农村生产要素的界定已经集中地锁定在劳动力、土地和金融资本三大要素上, 其重要程度就显得难以区分, 故拟用求得的三大生产要素的市场化程度进行算术平均来求得农村生产要素的综合市场化程度。

四、苍溪县农村生产要素市场化测度实证

1.样本抽取方法

本课题的调查分为“年鉴调查”和实地调查两类。其中, “年鉴调查”的数据是全县的数据, 实地调查的数据是各生产小组的数据。实地调查主要采取基础数据统计、问卷调查和访谈三种形式。调查方法采用分群抽样调查法, 全县39个乡为本次调查的39个群, 并在每个乡随机抽选2～3个生产小组进行实地抽样调查, 这样就可以保证采集样本的均匀性。然后, 将所采集的数据进行累计和分比例计算后参与市场化程度测算。

2.调查结果

此次调查共计按要求发放问卷83份, 问卷回收率虽然达到了100%, 但鉴于有的村组调查人员在某些项目的含义上理解有偏差, 故参与测度的有效问卷只有59份。

(1) 劳动力方面, 见表1、表2。

(2) 农村居民经济收支方面, 见表3。

(3) 土地经营方面, 见表4、表5。

(4) 金融资本运行方面, 见表6、表7。

3.农村生产要素市场化测度计算

注:农村劳动力从事非农活动的强迫系数 (M5) (5)

评价农村生产要素市场化程度的指标很多, 但为了使测度工作能够顺利展开, 笔者只选择具有支配地位的几个可测量的正 (逆) 指标, 然后将各类指标加权合成, 即分别得出某年度某地区农村劳动力要素 (PM) 、土地要素 (SN) 、金融资本要素 (FA) 市场化程度指数:PM=∑riMi (其中:ri为第i项指标的权重;Mi为第i项指标数值) ;SN=∑piNi (其中:Pi为第i项指标的权重;Ni为第i项指标数值) ;FA=∑tiAi (其中:ti为第i项指标的权重;Ai为第i项指标数值) 。 (6) 具体指标设置和权重确定见表8所示。

又因为本课题所研究的三大要素的重要程度难以区分, 所以, 最终求得的农村要素市场化程度 (REM) 为三大要素市场化程度指数的算术平均值, 即:undefined) 。由此, 再根据调查结果分别计算出劳动力、土地、金融资本要素以及该县的农村生产要素综合市场化程度, 如表9所示。

3.实证结果小结

通过实证研究发现, 苍溪县在2003～2006年期间, 农村生产要素综合市场化程度平均只有23.87%, 远低于市场经济的临界水平 (60%) , (7) 处于弱市场经济状态。其具体情况如下:

(1) 土地要素的市场化程度最低, 平均只有3.51%, 处于非市场经济状态。其中, 权重最高的指标“农村年内转包耕地面积占耕地总面积的比例”的市场化程度平均只有10.12%, 大大低于临界水平;另外, 该县政府对土地征用的行政干预太强, 导致正指标“商业性征用土地在全部征用土地中的比例”的市场化程度为0%, 而负指标的“公益性征用土地在全部征用土地中的比例”的市场化程度为100%。

(2) 金融资本要素市场化程度最高, 但平均也只有41.35%, 处于转轨中期市场经济状态。其中, 只有正指标“农村固定资产投资中农户和企业投入的比例”的市场化程度达到了83.50%, 超过了临界水平, 其余3个指标的市场化程度都很低。尽管如此, 在该县的实地访谈中笔者还发现, 正指标“农村固定资产投资中农户和企业投入的比例”的市场化程度值偏高的主要原因是在社会主义新农村建设中, 该县大搞新房子等固定资产投资项目, (8) 政府与农户的出资比例达到了1∶10。

(3) 劳动力要素市场化程度介于三大生产要素中间, 平均为26.10%, 处于弱市场经济状态。其主要原因是4个正指标的市场化程度全部都低于临界水平;同时, 逆指标“农村劳动力从事非农活动的强迫系数”的值太高, 2005年竞达到了60.3%的警戒水平;从研究所得数据笔者发现, 2006年该县58.6%的非农人口只创造出28.97%的非农收入, 这足以说明目前农村劳动力配置效率低下, 因而不能只重视农村剩余劳动力转移的数量, 更要看重农村剩余劳动力转移的质量。

五、结论与讨论

1.对当前农村生产要素市场化进程的评价

虽然苍溪县的个案测度研究结果不可能完全代表全国平均水平, 但从该县2005年农村人均纯收入水平3202元与全国农村人均纯收入水平3255元相比却相差甚微, (9) 而且, 从本课题测度的过程来看, 农村人均纯收入与农村生产要素的市场化程度呈较高的正相关。所以, 笔者认为, 苍溪县农村生产要素市场化测度的结果对于估计全国农村生产要素市场化平均水平, 具有较大的参考价值, 即:全国农村生产要素市场化程度情况不容乐观, 这意味着我国需在今后的农村经济改革过程中更加侧重于农村生产要素市场的培育。

2.对当前农村生产要素市场化程度低下的原因分析

(1) 农村土地要素市场僵化的原因主要表现在两个方面:①政府在农地征用过程中行政干预程度太强, 导致农地非农化现象严重, 并且, 在这一过程中, 农民不具有与土地征用方讨价还价的能力, 导致失地农民的许多合法权益得不到保障。②我国现行的农地承包制度和户籍制度过分刚性地把农村劳动力和土地固定在一起, 然而, 农地产权在现实中又经常模糊不清或被虚化, 这种土地产权不清 (或产权多元化) 决定了多元产权主体对土地事权、财权模糊不清, 致使在土地产权市场流转中演化出多元主体之间的权利之争或讨价还价, 人为地加大了交易成本, 影响了农村土地产权市场配置的效率, 抑制了农村土地流转的需求。同时, 农村集体土地所有权“多元所有”在实际中经常变成“无主所有”, 造成土地集体所有权虚置, 部分农户私下进行土地流转时, 转移双方之间的“责、权、利”界定不清楚, 使得农地流转行为的双方由于农地流转的预期成本和收益认定的偏差而最终无法达成一致, 从而导致当前农村土地要素自然流转率低下。

(2) 在农村金融资本要素市场发展方面, 农户对金融的需求表现出抑制性不足, 主要由于农户对金融资本使用的回报呈现出多元性, 具体表现在:当前农村户籍制度和农地承包制度的刚性约束导致农地产业化经营程度极低, 农户对金融资本使用的回报在很大程度上取决于农村劳动力自身的素质 (对金融资本的有效驾驭能力) , 而农村劳动力素质呈现出的多样性, 使农户对金融资本的实质性需求也表现出多元化。但是, 目前我国农村金融资本的供给却表现出单一的官办形式, 且随着农业银行和农信社的改制, 在控制经营成本的情况下, 农村金融资本的供给将大幅度缩水, 如, 从1999年开始, 全国上千家农村基金会全部关闭, 四大国有银行大规模撤并31000多家地县以下基层机构, 这种需求和供给的结构性不均衡就导致了目前我国农村金融资本要素市场的僵化。

(3) 在农村劳动力要素市场发展方面, 存在的问题主要表现为城乡二元的劳动力市场分割, 而农村劳动力在这种分割的二元市场中则处于绝对弱势地位, 其原因主要表现在两个方面:①城乡差别的户籍制度割裂的不仅是城乡居民的生活空间, 更实质的是割裂了城乡居民的福利水平, 这就导致了城乡劳动力具有了人为扭曲的不同的初始禀赋, 从而奠定了农村劳动力在二元劳动力市场上的弱势地位。②农村劳动力自身相对低下的文化技能素质导致了农村劳动力就业的结构性失衡, 占全国劳动力总数60%以上的农村劳动力在职业选择时, 只能集中在为数不多的部分行业中, 竞争的激烈程度可想而知, 所以, 很多人都会选择以低工资和低劳动权益保障为代价赢得在非国有部门就业的竞争优势, 这就进一步奠定了农村劳动力的弱势地位。

3.加快培育农村生产要素市场的政策建议

综上所述, 笔者认为, 在具体的操作中需要在几个方面付出巨大努力:

(1) 要以目前农村土地整理为契机, 着力改良现行的农地承包制度, 以最大程度地消除阻碍农地自然流转的制度障碍;同时, 政府还应致力于解决农地流转双方的权益保护, 积极引入专业的中介服务机构对其服务, 如资产评估机构、委托代理机构、法律咨询机构等, 使其积极介入农地流转市场, 保障农村土地要素市场的健康运行。

(2) 要有效推进农村户籍制度改革, 至少先放开农村之间的户籍壁垒, 这样就可以在农村土地要素市场发育的基础上开拓出更为广泛的农村范围的劳动力市场, 以缓解当前农村剩余劳动力大规模向城市单向流动的压力。

(3) 在加大农村教育投入的同时, 努力做好现有农村剩余劳动力的文化技能培训, 以缩小城乡劳动力要素的素质差异, 逐步实现城乡劳动力要素市场的一元化。

(4) 积极实现农村金融主体多元化, 在大幅降低民营金融机构进入农村金融市场的同时, 进一步加强对多元化的金融机构运行的监管力度。

参考文献

[1]徐善长.生产要素市场化与经济体制改革[M].北京:人民出版社, 2005.

[2]陈宗胜, 吴浙, 谢思全.中国经济体制市场化进程研究[M].上海:上海人民出版社, 1999.

[3]胡进祥.中国第三产业的市场程度分析[J].唯实, 2001, (03) .

[4]顾海兵.中国经济市场化程度:“九五”估计与“十五”预测[J].经济学动态, 1999, (04) .

[5]Miles, M.A., Feulner, E.J., O`Grady, M.A., and Eiras, A.I.The2004Index of Economic Freedom[M].TheHeritage Foundation and The Wall Street Journal.2004.

市场化测度 篇8

关键词：资本市场边界效应,时空演变,空间关联性

大量研究结果表明, 由于行政区经济在我国普遍存在, 边界效应严重影响国内市场一体化的发展。上世纪90年代以来, 国内产品市场一体化水平明显提高, 但要素市场仍然存在明显的地区分割现象, 产品市场与要素市场的不协调发展, 严重制约着我国经济的健康发展。

国内外研究现状

1. 国外学者的研究

Mc Callum (1995) 首先构造了贸易引力模型, 并采用双边贸易流量数据, 对加拿大各省和美国各州之间的边界效应进行了研究。发现美国国内贸易流量比美国与加拿大各省之间贸易流量高出20倍左右, 说明跨国边界效应明显高于国内边界效应。此后一些学者根据McCallum的研究思路对边界效应进行了进一步的研究。

Wolf (2000) 采用1993年美国各州之间商品流动调查数据, 对美国的州际边界效应进行了测算, 发现美国各州间的边界效应为4.39。而Millimet和Osang (2006) 研究发现, 1993年、1997年美国各州之间的边界效应分别为7.17、8.41。Verdier和Helliwell (2001) 在考虑人口规模和分布的基础上, 测算出加拿大各省间边界效应值高达10-15。Schembri和Helliwell (2005) 采用1996年加拿大和美国的贸易流量数据, 运用贸易引力模型, 对加拿大与美国之间的边界效应进行了研究, 结果发现两国之间存在明显的边界效应, 并且呈现出明显的下降趋势。但采用贸易流量法对边界效应进行研究有一个明显的缺陷, 就是有些国家或地区间的贸易流量数据很难获得。

为了运用Mc Callum (1995) 的研究思路 (或方法) , 对这些贸易数据流量不完整国家的边界效应进行研究, Parsley和Wei (2001) 利用生产函数法, 对地区间边界效应的度量进行了改进, 将边界效应看成贸易壁垒的综合指数, 其中包括关税壁垒和非关税壁垒的影响, 还包括所有导致国际贸易与国内贸易 (假定为自由) 之间差异的因素, 以及在回归中无法控制的因素, 用一个国家的总产量减去其总出口量, 计算本国与各国间的贸易量。在控制了地理位置、地理距离和国家规模等因素后, 发现经济合作组织 (OECD) 国家消费的本地产品, 是从其他OECD国家进口产品的2.5倍。由于该方法无需利用地区贸易流量数据便可估计地区间的边界效应, 因而得到了广泛应用。

Rogers和Engel (1996) 采用加拿大和美国城市的14种消费品价格数据, 测算了两国之间的边界效应, 发现即便在控制了距离因素情况下, 加拿大和美国的消费品价格仍然存在巨大差异, 其边界效应相当于12万公里。Tesar和Gorodnichenko (2009) 引入异质效应后, 对国际价格差异的波动性进行了修正, 运用Rogers和Engel (1996) 、Wei和Parsley (2001) 的加总价格指数数据, 重新测算了加拿大和美国之间的边界效应, 发现其值从71438公里下降为47公里。

2.国内学者的研究

王振波、朱传耿、徐建刚 (2008) 运用Barro回归方程结合引力模型, 对淮海经济区的边界效应进行了定量测量, 发现淮海经济区除了苏鲁边界外, 其余边界均存在或者曾经存在显著的边界效应。

行伟波、李善同 (2009) 利用我国省际产品贸易和增值税数据, 基于边界效应模型, 对省际产品贸易的本地偏好程度和边界效应进行了实证检验。结果发现, 省际产品贸易存在明显的本地偏好, 在控制了对外贸易、经济规模、临近效应、行政区划、双边及多边贸易壁垒等因素之后, 2003—2005年省际产品贸易的边界效应约在4—6之间, 省际边界效应并未出现一致的变化趋势, 我国产品市场已具备了较高的一体化水平。行伟波、李善同 (2010) 利用1995—2005年我国城市间33类生产资料价格数据, 基于一价法则的基本思想, 运用Levin_Lin_Chu面板单位根方法, 分析了我国产品市场一体化, 发现大多数生产资料在不同地区之间的价格差异越来越小, 城市间各类商品的相对价格波动, 随着时间变化呈现明显的下降趋势。大多数产品的价格差异都是收敛的, 且速度非常快, 这表明我国产品市场一体化水平较高并且发展速度较快。

范剑勇、林云 (2011) 基于引力模型, 采用我国区域间投入产出表的制造业贸易数据, 对区域间贸易的边界效应进行研究, 并估计了投资的地方保护与产品同质性对边界效应的贡献, 发现区域间贸易的边界效应仅为7.31—7.61倍, 产品同质性对边界效应的贡献仅为12%—14%, 而投资的地方保护成为边界效应的主要贡献者。

黄新飞、舒元、郑华懋 (2013) 认为, 区域间边界效应会受到不同区域内部价格分布差异的干扰, 即存在异质效应。研究结果发现, 在考虑了异质效应的前提下, “长三角”和“珠三角”地区的平均边界效应为6.6万公里, 相比之前的45.9万公里有明显下降, 并且仍以每年0.2%的速度下降。黄新飞、陈姗姗、李腾 (2014) 基于一价定律, 利用断点回归方法, 对“长三角”地区省际边界和价格差异的关系进行实证研究, 结果发现“长三角”地区省际边界效应显著存在。

曾冰 (2015) 基于新经济地理学的视角, 利用冰川成本模型, 测算了边界阻抗系数, 最终得出的结论是:阻抗系数的大小, 反映了边界的作用。当阻抗系数较小时, 边界效应表现为中介效应, 地区间生产要素能够充分流动并且能实现较好地分工协作。此时, 边界效应能有效推动省际边界地区经济发展。而当阻抗系数较大时, 边界效应表现为屏蔽效应, 地区间生产要素不能充分流动, 经济往来较少。此时, 边界效应阻碍省际边界地区的经济发展。

指数构造

假定有i, j两个地区, p (i, k, t) 表示i地区k商品在t时期的价格, p (j, k, t) 表示j地区k商品在t时期的价格, C表示两地商品套利成本。依据“冰川成本”模型, 则为:

在 (1) 、 (2) 式成立的情况下, 套利行为才是可行的。此时, 两地间价格波动范围是:

令Q (i, j, k, t) =lnp (i, k, t) -ln P (j, k, t) , 可得到交易成本范围:

同理, 可令Q (i, j, k, t-1) =lnp (i, k, t-1) -lnP (j, k, t-1) , 则有:

在影响两地之间商品价格波动的诸多因素中, 根据“冰川成本”模型, 在控制信息成本、交通成本的影响后, 还要考虑商品异质性对价格的影响, 即|ΔQ (i, j, k, t) |可分解为两个部分:第一部分是商品价格变动仅与自身的某些特性有关, 如自然条件会影响粮食的供给, 因而造成价格波动较大;第二部分变动与商品本身无关, 而是与i, j两地特殊的市场环境或其他随机因素有关, 如贸易壁垒加强, 或是自然灾害导致粮价大幅上涨。第一类因素的存在, 可能引起|ΔQ (i, j, k, t) |的值偏大, 而高估边界效应的影响, 通常采用去均值 (De-Mean) 的方法消去第一类因素的影响, 以消除与这种特定商品种类相关的固定效应所带来的系统偏差。

最终用于计算价格变动方差的数据, 记为q (i, j, k, t) , 记为varq (i, j, k, t) 。

数据处理

1. 数据来源

本研究原始数据, 均来自历年《中国统计年鉴》中分省固定资产投资价格指数, 涵盖了1995—2014年30个省市自治区 (由于西藏自治区历年都没有固定资产投资价格指数统计, 所以剔除) 三大类固定资产, 具备地区、时间和固定资产投资种类3个维度 (30×20×3) 。

2.数据处理

为了利用两地区之间的价格方差指数进一步计算出每一省份的边界效应值, 借鉴万伦来、杨燕红、王立平 (2009) 的处理方法, 把每个相邻省份设置成一对贸易组合, 计算所得边界效应值, 如下表所示。

(注:M9602、M0308、M0914、M9614分别表示1996—2002年、2003—2008年、2009—2014年、1996—2014年的平均值)

我国资本市场边界效应时空演变分析

1.我国资本市场边界效应时间演变分析

我国资本市场各省市边界效应值随时间的差异变动态势, 如图1所示。

从图1中可发现, 代表1996—2002年的蓝色折线图波动幅度较剧烈, 而代表2003—2008年、2009—2014年的两条折线图相对较平坦, 且其位置整体上明显低于1996—2002年的折线。这说明1996—2002年我国各省市间的边界效应差异明显, 且其整体水平都较高, 2003—2014年各省市整体的边界效应都显著下降, 且各省市之间的差异也明显缩小。

2. 我国资本市场边界效应空间演变分析

为了更加清晰地认识我国资本市场各省市边界效应的差异及空间格局, 依次选取1996—2002年、2003—2008年、2009—2014年这3个时间段的数据, 运用Geoda采取自然断裂法, 对我国资本市场各省市的边界效应进行等级划分, 如图2所示。

从图2中可发现, 我国资本市场边界效应的特征:一是全国资本市场大多数省份的边界效应处于相对较低的水平类别。二是3个时期整个资本市场空间格局发生了较大变化。

1996—2002年, 边界效应较高的省市主要集中在东南沿海和东北地区;2003—2008年边界效应较高的省市主要集中在沿海地区和中西部地区;2009—2014年边界效应较高的地区主要集中在沿海、东北和中西部地区。虽然2003—2014年处于一、二级水平的省市数量明显多于1996—2002年, 但这并不能说明我国资本市场的边界效应提高了。相反, 2003—2014年资本市场整体的边界效应下降。之所以出现这种情况, 是因为2003—2014年这段时期内, 在整个资本市场边界效应普遍下降的情况下, 沿海地区和东北地区的下降幅度远远超过了中西部地区, 导致了中西部地区的边界效应值较高。例如, 1996—2002年, 边界效应值最低的地区为海南省 (0.00010761) , 最高的地区为福建省 (0.003303234) 。而到2003—2014年, 边界效应值最低的地区为上海 (0.00004) , 最高的地区为海南省, 其仅为0.000723505。

我国资本市场边界效应的空间关联性分析

1.全局空间关联性分析

通过Geoda软件, 对1996—2014年各省固定资产投资价格指数方差的均值进行全局空间自相关分析, 结果如图3所示。

在图3中, 大部分数据点都分布在第一象限和第三象限, Moran’s I=0.0759397。说明这些数据点所代表的区域, 在空间上具有较大的正相关性, 即全国各省市边界效应的空间分布并不是完全随机性的, 而是表现出空间聚集效应。在Geoda中运用蒙特卡罗模拟, 来检验Moran’s I是否显著, 结果如图4所示。

图4中, P值等于0.085, 表明在91.5%置信度下的空间自相关是显著的。

2. 局部空间关联性分析

全局空间自相关分析侧重于研究区域空间对象某一属性取值的空间分布状态, 而格数据分析的另一个重点, 在于分析空间对象属性取值在某些局部位置的空间相关性, 即局部空间对象的属性取值对全部分析对象的影响。

为了更直观地观察全国资本市场边界效应的空间分布状况, 利用Geoda生成LISA聚集图, 用不同颜色渲染不同的空间自相关类型, 如图5所示。

从图5中可看出, 全国资本市场主要表现出高—高、低—低两种集聚类型。红色代表高—高聚集, 表明浙江省、江西省与其周边省市的边界效应值均较高。蓝色代表低—低集聚, 表明云南省与其周边省市的边界效应值均较低, 其余省市未表现出明显的集聚关系。

结论

通过测算全国资本市场各省市的边界效应值, 从时间和空间两个角度, 分析了其特征变化。分析结果表明, 从时间上看, 自2000年以来, 全国资本市场的边界效应普遍降低;从空间上看, 全国资本市场的边界效应空间分布呈现明显的正相关性, 并出现了高—高、低—低两类集聚现象。其中, 浙江、江西与其周边省市的边界效应值均较高, 云南与其周边省市的边界效应值均较低。

参考文献

[1]Mc Callum.National borders matter:Canada-US regional trade patterns[J].American Economic Review, 1995, 85 (3) :615-623.

[2]Wolf H C.Intranational home bias in trade[J].The Review of Economics and Stati Stics, 2000, 82 (4) :555-563.

[3]Helliwell, J., Verdier, G.Measuring Internal Trade Distances:A New Method Applied to Estimate Provincial Border Effects in Canada[J].Canadian Journal of Economics, 2001, 34:1024-1041.

[4]王振波, 朱传耿, 徐建刚.省际边界区域边界效应的测定——以淮海经济区为例[J].经济地理, 2008 (5) :765-770.

[5]行伟波, 李善同.本地偏好、边界效应与市场一体化——基于中国地区间增值税流动数据的实证研究[J].经济学, 2009 (3) :1455-1474.

[6]行伟波, 李善同.一价法则、地区价格差异与面板单位根检验[J].管理科学学报, 2010 (4) :76-84.

[7]范剑勇, 林云.产品同质性、投资的地方保护与国内产品市场一体化测度[J].经济研究, 2011 (11) :48-59.

[8]黄新飞, 舒元, 郑华懋.中国城市边界效应下降了吗?——基于一价定律的研究[J].经济学 (季刊) , 2013 (3) :1369-1386.

[9]黄新飞, 陈思宇, 李腾.我国零售商品价格行为研究——来自长三角十五个市超市的微观证据[J].管理世界, 2014 (1) :8-16.

[10]曾冰.边界效应与省际边界区经济发展——基于新经济地理视角[J].财经科学, 2015 (9) :87-97.

市场化测度 篇9

自从中国大幅度提高对固定资产的投资额度以来, 水泥产销量也迅速增大。但在水泥产业迅猛发展的同时, 也存在了诸如结构不合理、恶性竞争突出等问题。为了中国水泥产业良性发展, 需要对水泥产业进行一定的调控。而在制定政策之时, 关键的问题就是对产业市场势力和规模效应给出有效的测度。

对于这个问题, 传统的研究方法SCP范式的实证研究无法得到市场势力溢价和规模弹性的实际数值, 需要寻找一些替代指标 (比如市场集中度) 来间接做出测度。然而并没有一个直接的联系建立在市场结构和企业绩效之间, 而直接影响绩效的因素-行为却是复杂多变的, 这极大地削弱了运用SCP测度实际的市场势力和规模效应的有效性。和SCP模型不同, 新产业组织模型认为对于市场势力和规模效应的估计是不可以直接观测到, 但可以运用计量的分析测度出来。

2 研究的模型

本文所使用的Klette模型是基于Solow的新古典模型。假设全要素生产率存在于微观领域中, 对于每一个生产企业, 假定其生产函数为:

其中:Qit为i企业在t时期的产出向量;Ait为全要素生产率;Ft () 为生产函数;Xit为i企业在t时期的一组投入要素向量。运用微分中值定理进行线性化处理可以得到:

同时, Klette模型有三个前提假设: (1) 水泥产业公司在原料市场上是被动的价格接受者, 而在产品市场上可能有市场势力; (2) 公司的劳动投入量依据一阶利润最大化的原则来确定; (3) 水泥产业内各家企业具有对称的需求弹性, 那么溢价率的εit倒数等于需求价格弹性。企业利润最大化的一阶条件为:

其中为投入要素j的价格, 将公式 (3) 代入公式 (2) 中, 设, 是i企业在t时期的总边际产出率, 可以将其看作为规模弹性, 最终可以得到线性化的生产函数模型:

在这里μit表示企业的市场势力溢价率, 代表i公司某种投入品占到总收入的比重, 表示资本要素投入的线性对数。设水泥产业中具有普遍的市场势力溢价μ和普遍的规模弹性η, 代入公式 (4) 中可得:

在这里, 可以设为原方程的截距项, αit是截距中的常数项部分, 为截距中的随机变量部分, 表示个体的随机扰动, 构建随机影响的变截距模型可以得到本文所需要的回归方程:

3 基于上市公司的实证研究

本文的样本范围包括了18家主营业务为水泥生产的上市公司数据 (翼东水泥、大同水泥、天山股份、同力水泥、四川双马、秦岭水泥、西水股份、巢东股份、青松建化、宁夏建材、ST狮头、海螺水泥、尖峰集团、*ST金顶、祁连山、华新水泥、福建水泥、亚泰集团) , 时间跨度为2004—2011年。各个水泥上市公司的投入分为三大类:劳动投入、原料能耗、资本投入。劳动投入通过“支付给职工以及为职工支付的现金”来计算;原料能耗通过“购买商品、接受劳务支付的现金”来计算;资本投入通过资本成本 (总资产×五年期长期贷款基准利率) 和资本消耗 (即当期折旧) 加总来计算;产出通过“主营业务收入”来计算。

公式 (4) 中表示要素成本在总产出中所占比例, 因为无法确定实际的生产函数, 所以不知道微分中值点的准确位置, 所以才用平均成本份额来替代。同时, 由于样本数据中生产率差异、误差项和水泥公司投入要素差异之间存在着相关性, 如果采用OLS估计会得到一个偏大的估计, 所以使用广义矩估计方法来估计参数。

采用Eviews6进行回归, 回归结果市场势力溢价μ系数为0.855229, 规模弹性η系数为0.909269。从整体的计量结果来看, μ和η都以99%以上的显著性水平拒绝原假设, 调整R2达到了94%, 模型拟合度非常好。从结果上来看, μ和η都小于1, 说明在水泥产业不存在市场势力和规模效应。水泥产品差异度较小可能是导致激烈竞争的原因, 而上涨的管理成本以及外部不经济性使得大企业比起小企业没有明显的规模效应。

参考文献

[1]Klette, T.J.Market Power, Scale Economies and Productivity:Estimates from A Panel of Establishment Data[J].The Journalof Industrial Economics, 1999, 47 (4) .