壓制運(yùn)動(dòng)對(duì)法國品牌汽車的影響研究

壓制運(yùn)動(dòng)對(duì)法國品牌汽車的影響研究

一、日本抵制運(yùn)動(dòng)2008年8月，第29屆中國奧委會(huì)在北京成功舉行，并實(shí)現(xiàn)了13億中國人在100周年紀(jì)念日的夢想。不過,奧運(yùn)期間,奧運(yùn)火炬在法國巴黎傳遞的過程中受到了部分人的阻撓。奧運(yùn)火炬?zhèn)鬟f受阻,激起了中國人的憤怒,并引發(fā)了一場轟轟烈烈抵制法貨的民間運(yùn)動(dòng)。中國消費(fèi)者抵制外國商品運(yùn)動(dòng)最早發(fā)生于1905年5月,中美關(guān)于《限制來美華工條約》的續(xù)約談判移至北京期間。中日甲午戰(zhàn)爭爆發(fā),義和團(tuán)運(yùn)動(dòng)的興起,積聚了十年的民族主義情緒全面爆發(fā),由此引發(fā)了中國近代史上第一次大規(guī)模經(jīng)濟(jì)抵制運(yùn)動(dòng)——抵制美貨運(yùn)動(dòng)。這次運(yùn)動(dòng)重創(chuàng)了美國對(duì)華出口:美國紡織品、石油、煙草以及面粉公司在華銷售短時(shí)間內(nèi)均遭受重挫。之后,抵制外國商品運(yùn)動(dòng)在中國頻繁發(fā)生,肇因主要包括:1908年中國政府在澳門查處日本軍火走私船事件,1915年“二十一條”的簽訂,1919年“凡爾賽合約”的簽訂,1925年的“五卅慘案”,1931年的“九·一八事變”,1932年的“一·二八事變”等等。這一系列事件引發(fā)的商品抵制運(yùn)動(dòng)的對(duì)象大多是日本商品,這與日本當(dāng)時(shí)對(duì)中國國土的覬覦和侵華事件層出不窮有關(guān)。從近代中國一系列商品抵制運(yùn)動(dòng)中我們發(fā)現(xiàn)一個(gè)重要的現(xiàn)象:隨著時(shí)間推移,抵制運(yùn)動(dòng)的主要發(fā)起人在發(fā)生變化。1905年反美商品抵制運(yùn)動(dòng),以及早期一些針對(duì)日本的抵制運(yùn)動(dòng),經(jīng)銷商擔(dān)當(dāng)了主要的發(fā)起作用;1919—1921年的抵制運(yùn)動(dòng)則主要由學(xué)生發(fā)起;到了1925年,國民黨政府發(fā)現(xiàn)“民氣可用”,進(jìn)而開始正式或非正式地介入到各種抵制運(yùn)動(dòng)中,并充當(dāng)重要角色。新中國成立后,有相當(dāng)長一段時(shí)間缺乏與西方經(jīng)濟(jì)的往來,沒有出現(xiàn)商品抵制運(yùn)動(dòng)。進(jìn)入20世紀(jì)90年代后,商品抵制事件時(shí)有發(fā)生,其中規(guī)模較大的有抵制日貨運(yùn)動(dòng)1,反韓情緒2,以及本文研究的北京奧運(yùn)期間的“抵制法貨運(yùn)動(dòng)”。商品抵制運(yùn)動(dòng)的經(jīng)濟(jì)效果是一個(gè)重要而有趣的問題。Remer(1933)指出:從效果來看,新中國成立前的商品抵制運(yùn)動(dòng)從未達(dá)到過發(fā)起人的初衷。例如,1905年抵制美貨運(yùn)動(dòng)結(jié)束后,美貨銷量出現(xiàn)了成倍增長。消費(fèi)者的抵制行為似乎僅僅是對(duì)美貨消費(fèi)做了“時(shí)際替代”而已。并且,在抵制運(yùn)動(dòng)期間,日本與德國的相關(guān)廠商是抵制運(yùn)動(dòng)的主要受益者。更具諷刺意味的是,1909—1929年日本對(duì)華出口統(tǒng)計(jì)表明,1919—1925年日本對(duì)華出口量達(dá)到了最高峰,而這一時(shí)期國內(nèi)抵制日貨運(yùn)動(dòng)最為激烈。然而,現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)中國改革開放后的商品抵制運(yùn)動(dòng)鮮有研究?；诖?本文試圖研究2008年北京奧運(yùn)期間的抵制法貨運(yùn)動(dòng)對(duì)中國境內(nèi)合資企業(yè)生產(chǎn)的法國品牌汽車銷售量造成的影響。我們想知道,法國車系2008年4月之后的銷售下降(參見圖13)是否是因?yàn)樯唐返种七\(yùn)動(dòng)造成的?或即使沒有抵制運(yùn)動(dòng),法國品牌汽車同樣無法獲得中國消費(fèi)者的青睞?或是二者兼而有之?本文采用的主要分析方法是近些年發(fā)展起來的DID(DifferenceinDifference)方法。AshenfelterandCard(1985)首次運(yùn)用DID方法,研究政府資助的培訓(xùn)項(xiàng)目對(duì)項(xiàng)目參與者工資水平的影響。CardandKruger(1994,2000)運(yùn)用該方法估計(jì)了新澤西州提高最低工資法案對(duì)該州快餐店工人工資水平的影響。此后,作為估計(jì)特定政策效果的分析框架4,DID方法得到了廣泛應(yīng)用5。在本文的實(shí)際估計(jì)過程中,我們運(yùn)用了現(xiàn)有研究提出的最新數(shù)值計(jì)算方法,如CameronandTrivedi(2009),從而提高了估計(jì)的質(zhì)量。國外關(guān)于商品抵制運(yùn)動(dòng)經(jīng)濟(jì)效果的文獻(xiàn)并不豐富,且結(jié)論各異。其中,一些實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),商品抵制運(yùn)動(dòng)對(duì)目標(biāo)公司的股價(jià)造成了負(fù)沖擊(Friedman,1985;PruittandFriedman,1986;Pruittetal.,1988);而另外一些研究則發(fā)現(xiàn)商品抵制運(yùn)動(dòng)沒有顯著的經(jīng)濟(jì)效果,甚至目標(biāo)公司股價(jià)出現(xiàn)上升(Kokuetal.,1997;Teohetal.,1999;EpsteinandSchnietz,2002)。由于都是以抵制法國商品為研究對(duì)象,我們特別注意到BentzenandSmith(2002)和ChavisandLeslie(2009)兩篇文獻(xiàn),前者利用法國產(chǎn)紅酒在挪威的月度銷售總量數(shù)據(jù),研究1995—1996年法國進(jìn)行核試驗(yàn)前后,發(fā)生在挪威境內(nèi)的抵制法貨運(yùn)動(dòng)的經(jīng)濟(jì)效果;后者利用不同品牌的法國紅酒在美國四個(gè)主要城市的周度銷售總量數(shù)據(jù),研究法國反對(duì)伊拉克戰(zhàn)爭而導(dǎo)致美國境內(nèi)消費(fèi)者發(fā)起的抵制法貨運(yùn)動(dòng)的經(jīng)濟(jì)效果。BentzenandSmith(2002)的研究表明,在核試驗(yàn)發(fā)生前后,法國產(chǎn)紅酒在挪威的銷售量出現(xiàn)細(xì)微下滑,但他們沒有估計(jì)這一效果的具體大小,也沒有對(duì)結(jié)論進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。ChavisandLeslie(2009)則克服了這些問題,他們估計(jì)了美國抵制法貨運(yùn)動(dòng)的具體效果,并進(jìn)行了多項(xiàng)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。他們的研究表明:在抵制高潮時(shí)期,法國產(chǎn)紅酒在目標(biāo)城市的銷量減少了27%;并且在抵制運(yùn)動(dòng)持續(xù)的6個(gè)月里,如果沒有抵制運(yùn)動(dòng),法國產(chǎn)紅酒的銷量將比實(shí)際高13%。他們還探討了抵制運(yùn)動(dòng)的實(shí)際參與者、政治偏好以及媒體關(guān)注度的影響等一系列問題。另一篇相關(guān)研究文獻(xiàn)是FershtmanandGneezy(2001),文章以汽車行業(yè)為對(duì)象,主要研究阿拉伯國家針對(duì)以色列實(shí)施經(jīng)濟(jì)制裁的效果,特別是制裁政策對(duì)每個(gè)消費(fèi)者的福利影響。與FershtmanandGneezy(2001)不同,我們的研究目標(biāo)主要是商品抵制運(yùn)動(dòng)對(duì)銷售量的影響,而非對(duì)消費(fèi)者福利的影響。其他與商品抵制相關(guān)的文獻(xiàn)還有,Knudsenetal.(2008)和Baron(2002),但它們都是理論方面的。前者把商品抵制行為分為三類:政府行為、公司行為和個(gè)人行為。他們同時(shí)對(duì)抵制發(fā)起人如何運(yùn)用策略使運(yùn)動(dòng)引人注目,以及跨國公司如何應(yīng)針對(duì)抵制行為等一系列問題進(jìn)行了探討。后者研究表明,因?yàn)橛锌赡艹蔀榈种颇繕?biāo),許多公司不得不小心行事以防被卷入爭議。同時(shí)指出,由于存在搭便車的可能性,抵制運(yùn)動(dòng)很可能僅僅是徒有聲勢。本文余下部分安排如下:第二部分說明數(shù)據(jù)來源與特征;第三部分運(yùn)用DID方法進(jìn)行實(shí)證分析,以及相關(guān)穩(wěn)健性檢驗(yàn);第四部分則對(duì)對(duì)照組的選擇采用了更加嚴(yán)格的標(biāo)準(zhǔn),然后進(jìn)行估計(jì)。最后是簡短的結(jié)論。二、汽車特征數(shù)據(jù)本文所采用的數(shù)據(jù)主要來自EMIS數(shù)據(jù)庫(新興市場國家數(shù)據(jù)庫),它包含2004年12月—2009年4月,共468款國產(chǎn)車型的月度生產(chǎn)及銷售數(shù)據(jù)。在EMIS數(shù)據(jù)庫中,由于進(jìn)口汽車的數(shù)據(jù)并未針對(duì)車型進(jìn)行分類,所以我們的分析只采用了中國境內(nèi)合資汽車公司“東風(fēng)神龍”和“東風(fēng)標(biāo)致”生產(chǎn)的法國品牌汽車。同時(shí),法國在中國境內(nèi)生產(chǎn)的汽車銷量占全部法國品牌汽車銷量的92%以上,所以剔除法國原裝進(jìn)口品牌汽車對(duì)我們的研究影響不大。汽車特征數(shù)據(jù)來自“太平洋汽車網(wǎng)”,汽車特征主要包括:車型名稱、生產(chǎn)廠家、該車型生產(chǎn)技術(shù)所屬的來源國或洲、在中國市場的上市時(shí)間、車體結(jié)構(gòu)、排量(升)、油耗(升/公里)、最高時(shí)速(公里/小時(shí))、加速時(shí)間(0—100公里時(shí)速加速所需時(shí)間)、整車重量(公斤)、行李箱和油箱容積(升)、座位數(shù)(位)、長、寬、高以及體積。在研究期內(nèi),各車型的主要特征并沒有發(fā)生較大改變,相應(yīng)地,特征數(shù)據(jù)沒有隨時(shí)間變動(dòng)。關(guān)于汽車特征數(shù)據(jù)另外一個(gè)特點(diǎn)源于我國汽車產(chǎn)業(yè)政策。我國相關(guān)法律規(guī)定,外資汽車品牌不能在我國境內(nèi)獨(dú)資設(shè)廠,必須通過合資方式,并且外資公司在合資企業(yè)中所占股份不能超過50%。在這一框架下,有多家汽車公司在中國不只參股一家合資公司。如美國通用汽車公司,參股了東南汽車、上海通用和上汽通用五菱。相應(yīng)地,有多家合資企業(yè)不僅生產(chǎn)我國擁有自主知識(shí)產(chǎn)權(quán)的車型,同時(shí)還生產(chǎn)來自不同外資汽車公司的車型。典型的有南汽集團(tuán)和東南汽車,前者同時(shí)生產(chǎn)英格爾等自主知識(shí)產(chǎn)權(quán)品牌汽車和英國與意大利品牌汽車;后者則同時(shí)生產(chǎn)美國通用汽車和日本三菱汽車。這一現(xiàn)象意味著,在我們的特征數(shù)據(jù)中,屬于同一家國內(nèi)合資企業(yè)的車型可能來自不同國家。同時(shí),屬于同一國外汽車品牌的車型,可能由不同的中國境內(nèi)合資企業(yè)生產(chǎn)。在EMIS數(shù)據(jù)庫里,同樣有2004年12月—2009年4月月度銷售價(jià)格數(shù)據(jù),但價(jià)格數(shù)據(jù)只涵蓋兩百多個(gè)車型,并且還有多個(gè)月份缺失。為彌補(bǔ)這一缺陷,我們還從國家發(fā)展改革委員會(huì)獲得了其他一百多款車型從2006年12月—2009年4月月度銷售價(jià)格數(shù)據(jù)。三、季節(jié)時(shí)間t、時(shí)間效應(yīng)基于數(shù)據(jù)來源和研究目的,我們將DID基本估計(jì)模型設(shè)定為:lnyit=αi+τt+δBit+εit(1)這里,yit表示車型i在時(shí)間t的銷售量;αi是車型i的固定效應(yīng)(fixedeffect);τi是對(duì)應(yīng)于月度時(shí)間t的固定效應(yīng),它包括季節(jié)等隨時(shí)間不同而不同的時(shí)間效應(yīng)。我們的數(shù)據(jù)涵蓋了2004年12月—2009年4月53個(gè)月份,相應(yīng)地,t的取值為1—53;Bit是一個(gè)二元選擇變量:當(dāng)時(shí)間為2008年3月之后,且汽車i是法國品牌時(shí),Bit=1;否則Bit=0;δ是待估計(jì)參數(shù),它表示商品抵制運(yùn)動(dòng)對(duì)法國品牌汽車銷量的影響;εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。在基本模型中,解釋變量不包含銷售價(jià)格,因?yàn)樵诘种七\(yùn)動(dòng)期間,雖然廠商可能會(huì)做出適應(yīng)性價(jià)格調(diào)整,但價(jià)格變動(dòng)對(duì)銷售量的影響可由Bit反映?；灸Ｐ椭幸矝]有車型特征變量,是因?yàn)檐囆吞卣髟谘芯科趦?nèi)沒有發(fā)生明顯變化。另外,在模型已包含車型固定效應(yīng)的情況下,車型特征對(duì)銷售量的影響將由固定效應(yīng)控制。(一)抵制運(yùn)動(dòng)對(duì)法國汽車銷量的影響抵制法貨運(yùn)動(dòng)對(duì)法國品牌汽車銷量影響的估計(jì)結(jié)果見表1。表1中的模型(1)12個(gè)月窗口期,我們選取了2007年4月—2009年3月的數(shù)據(jù)6,并且以2008年4月為中點(diǎn),之前是沒有商品抵制運(yùn)動(dòng)的時(shí)間段,之后是商品抵制運(yùn)動(dòng)發(fā)生的時(shí)間段。對(duì)稱地選擇抵制前后的資料長度,目的是能更嚴(yán)格地控制汽車銷售的季節(jié)波動(dòng),即除了原始模型中已加入時(shí)間固定效應(yīng)(τt)外,2007年4月—2008年3月在時(shí)間上最接近抵制運(yùn)動(dòng)期。這是在控制固定季節(jié)偏好后,根據(jù)法國品牌汽車相對(duì)其他汽車銷售波動(dòng)估計(jì)出來的。在得到系數(shù)估值后,我們用估計(jì)結(jié)果計(jì)算出因變量的擬合值。需要說明的是,我們估計(jì)模型的因變量lny是而不是y,相應(yīng)地,估計(jì)結(jié)果是lny的擬合值ln?yy?。由于回歸模型中有誤差項(xiàng)存在,所以?yy?不等于exp(ln?yy?)。對(duì)于我們所要探究的問題,抵制運(yùn)動(dòng)到底使法國品牌汽車銷售減少多少,僅這一個(gè)擬合值并不能夠給予我們太多信息。一個(gè)折中的方法是,利用公式(2)計(jì)算出銷售量的期望值:E(?y)=exp(ln?y)×exp(0.5σ2)E(y?)=exp(lny?)×exp(0.5σ2)(2)這里,σ是對(duì)回歸模型中誤差項(xiàng)標(biāo)準(zhǔn)差的估計(jì)值7。應(yīng)用上述框架,我們可以在完成回歸分析后,計(jì)算出銷售水平的期望擬合值,對(duì)2008年4月后的各擬合值取平均,記為?yy?1;接著再運(yùn)用上述框架,不過此時(shí)Bit的取值全部為零,即我們擬合的是沒有抵制運(yùn)動(dòng)時(shí)銷售量的期望擬合值,對(duì)2008年4月后的各擬合值取平均,記為?yy?2。我們對(duì)抵制運(yùn)動(dòng)造成的銷量波動(dòng)的估計(jì)就是通過(?y1-?y2)/?y2(y?1?y?2)/y?2得出的。也就是說,在估計(jì)出的模型框架下,這個(gè)估計(jì)值所度量的是相對(duì)于沒有抵制運(yùn)動(dòng),抵制運(yùn)動(dòng)所以造成的銷量變動(dòng)比例。接下來,所有此類數(shù)值都是通過以上方法得到的。應(yīng)當(dāng)注意的是,我們的計(jì)算全部基于期望擬合值的均值,難免涉及因在不同車型進(jìn)行加總而導(dǎo)致分析不準(zhǔn)的問題,所幸的是,在下一節(jié)的研究中,通過把車型依照排量水平加以分組后再進(jìn)行分析,降低了這一問題的嚴(yán)重性。從模型(1)的估計(jì)結(jié)果看,抵制運(yùn)動(dòng)使法國品牌汽車銷量下降了54.6%。關(guān)于商品抵制的一個(gè)相關(guān)問題是,抵制效果除來自消費(fèi)者外,也可能來自汽車銷售商。在我們的數(shù)據(jù)中,有個(gè)別月份某些車型的銷售量為0,在無法解釋其來源的情況下,我們很難判斷是需求下降導(dǎo)致銷量為0,還是由于某車型停產(chǎn)或者銷售商參與了抵制等供給方面原因造成的8?？梢源_定的是,那些銷量不為0的觀測值絕對(duì)不是車型停產(chǎn)或零售商完全拒絕銷售的情況下產(chǎn)生的。因此,剔除掉銷量為0的數(shù)據(jù),雖然使我們可能丟掉了一部分恰恰是由于需求因素引起的變化,但可以確保我們的估計(jì)免受供給因素的影響?；谏鲜隹紤],我們剔除掉2007年4月—2009年3月所有銷量為0的觀測值后,再用基本模型對(duì)δ進(jìn)行估計(jì),結(jié)果見表1中的模型(2):抵制運(yùn)動(dòng)使法國汽車銷量減少了40.9%。為避免抵制效果來源于不同地區(qū)的車型各自特有的銷售時(shí)間趨勢,我們?cè)O(shè)定模型(3)。如果事實(shí)是,法國品牌汽車本身有一個(gè)下降的銷售趨勢,同時(shí)來自其他國家的車型有上升的銷售趨勢,那么上述模型所作的估計(jì)可能把時(shí)間趨勢效應(yīng)誤認(rèn)為是消費(fèi)者抵制的經(jīng)濟(jì)效果。為避免這種錯(cuò)誤,我們采用了更完整的數(shù)據(jù)集,而不只是兩年的數(shù)據(jù)資料,同時(shí)還加入汽車原產(chǎn)地特有的時(shí)間趨勢。模型如下:lnyikt=αi+τt+δBit+∑k∑kIk(β1t+β2t2+β3t3)+εikt9(3)這里,Ik代表車型的原產(chǎn)地國家k所特有的虛擬變量,估計(jì)結(jié)果見表1中的模型(3)。與模型(1)相比,δ估值明顯下降,表示抵制效果部分可由各車型間不同的銷售趨勢所解釋,抵制運(yùn)動(dòng)使法國品牌汽車銷量下降44.2%。因此,即使我們?cè)谀Ｐ椭锌紤]了時(shí)間趨勢,估計(jì)結(jié)果也沒有發(fā)生根本性改變。2008年12月6日,法國總統(tǒng)會(huì)見了達(dá)賴?yán)?網(wǎng)絡(luò)上出現(xiàn)了抵制法貨的第二波呼聲。由于研究期包括了第二波抵制法貨運(yùn)動(dòng),為避免之前所估計(jì)出的抵制效果可能來自第二次抵制,即為了排除法國總統(tǒng)會(huì)見達(dá)賴?yán)飳?duì)估計(jì)結(jié)果的影響,我們剔除了2008年12月之后的數(shù)據(jù),然后對(duì)δ進(jìn)行估計(jì),結(jié)果見表1中的模型(4)。結(jié)果發(fā)現(xiàn),去除第二波抵制的影響,抵制使法國品牌汽車銷量下降54.6%。表1中的模型(4)的估計(jì)結(jié)果似乎意味著:法國總統(tǒng)會(huì)見達(dá)賴?yán)锏男袨橹皇羌て鹆酥袊癖姷膽嵖约暗赖伦l責(zé)而已,并無實(shí)質(zhì)經(jīng)濟(jì)后果。為考慮第二波抵制的經(jīng)濟(jì)效果,我們將表1中的模型(5)設(shè)定為:lnyit=αi+τt+θBit+εit(4)Bit的取值方式為:Bit=1,如果i是法國車并且t晚于2008年12月0,其他(5)這里,t的取值范圍為2008年4月—2009年4月,Bit代表法國總統(tǒng)會(huì)見達(dá)賴?yán)锼鸬牡诙ǖ种?。因?θ估計(jì)的是達(dá)賴?yán)锝邮軙?huì)見所導(dǎo)致的對(duì)第一波抵制運(yùn)動(dòng)的增強(qiáng)效果。從結(jié)果看,抵制效果加強(qiáng)的說法沒有得到支持,θ的估值雖然為負(fù),意味著8.6%的銷量下降,但不顯著10。本節(jié)中,表1中的模型(1)—(4)的估計(jì)結(jié)果顯示:估計(jì)值全部在5%的水平上顯著為負(fù)。雖然估值不同,但最小估值也表明法國品牌汽車銷量因?yàn)榈种七\(yùn)動(dòng)而減少了40.9%。(二)估計(jì)結(jié)果的檢驗(yàn)以上分析雖然支持了“抵制運(yùn)動(dòng)有經(jīng)濟(jì)效果”的結(jié)論,但是,上述結(jié)果可能是因?yàn)槟Ｐ驮O(shè)定不當(dāng)所致,比如,采用了錯(cuò)誤的自變量,錯(cuò)誤地界定抵制發(fā)生的時(shí)間,以及錯(cuò)誤設(shè)定了一個(gè)代表抵制的變量。為排除這些可能錯(cuò)誤,我們對(duì)估計(jì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn),結(jié)果見表2。在標(biāo)準(zhǔn)模型設(shè)定下,能否得到一個(gè)關(guān)于δ的估計(jì)并不取決于對(duì)照組存在與否。只利用實(shí)驗(yàn)組數(shù)據(jù),我們同樣能得到δ的估值。在δ的估計(jì)中,對(duì)照組有助于剔除掉對(duì)照組與實(shí)驗(yàn)組共有的時(shí)間趨勢影響,即對(duì)照組數(shù)據(jù)的存在使估計(jì)更加精確。但是,存在對(duì)照組并不意味著該對(duì)照組能起到應(yīng)有的作用。假設(shè),我們錯(cuò)誤地定義了對(duì)照組,或者對(duì)照組數(shù)據(jù)來源存在某些足以影響估計(jì)結(jié)果的不可觀測因素,比如,雖然法國品牌汽車的銷售并沒有太大下降,但對(duì)照組中卻都是2008年銷售快速增長的車型,而不是那些與法國品牌汽車比較相近的車型,那么上一節(jié)的估計(jì)結(jié)果就是有偏的11。如果在只有實(shí)驗(yàn)組數(shù)據(jù)的情況下,δ估值與上一節(jié)相比并沒有發(fā)生根本性改變,或者具有更大的估值,那么我們至少可以判斷不完全是上述錯(cuò)誤導(dǎo)致了上一節(jié)中出現(xiàn)的負(fù)的估值12。表2中的模型(1)就是只用實(shí)驗(yàn)組數(shù)據(jù)得到的估計(jì)結(jié)果:δ的估值為-1.88,并且顯著,表明抵制運(yùn)動(dòng)使法國品牌汽車銷量下降84.7%。與上一節(jié)相比,不但符號(hào)沒有變化,估值還增加了。可見,不可能是因?yàn)閷?duì)照組中只包含了銷量異常大的車型而導(dǎo)致有偏的估計(jì)結(jié)果。事實(shí)上,對(duì)照組的存在恰恰降低了估值。因此,上一節(jié)估計(jì)中,對(duì)照組發(fā)揮了作用。上一節(jié)中,當(dāng)我們考慮銷售時(shí)間趨勢時(shí),采用的模型結(jié)構(gòu)是用國家虛擬變量作為時(shí)間趨勢,而不是公司虛擬變量。正如文章第二部分所言,一家合資汽車公司可能生產(chǎn)來自不同國家的車型,如果以公司虛擬變量做時(shí)間趨勢,相當(dāng)于潛在假設(shè)這些來自不同國家的車型因在中國歸屬同一公司,在銷售額上有著共同的時(shí)間趨勢,這并不符合中國消費(fèi)者的消費(fèi)習(xí)慣。在做穩(wěn)健性檢驗(yàn)時(shí),我們不妨檢驗(yàn)一下這種假設(shè),以合資公司虛擬變量與時(shí)間趨勢互動(dòng)。表2中的模型(2)顯示的是利用完整數(shù)據(jù)集,而不加入時(shí)間趨勢下的估計(jì),模型(3)則是在模型(2)的基礎(chǔ)上,加入了每個(gè)合資公司特有的時(shí)間趨勢變量。所得到的估計(jì)結(jié)果與表1中的模型(3)并無顯著不同,只是數(shù)值稍微變大。在文章第二部分,我們還提到研究使用的價(jià)格數(shù)據(jù)不完整,沒有將價(jià)格作為自變量引入基本模型。這里,我們想檢驗(yàn)引入價(jià)格作為自變量后,估計(jì)結(jié)果將會(huì)有什么變化。于是,基本模型修改為:lnyit=αi+τt+γpit+δBit+εit(6)這里,pit表示車型i在時(shí)間t的銷售價(jià)格。需說明的是,銷售數(shù)據(jù)中那些沒有價(jià)格數(shù)據(jù)的觀測值將被剔除,這將造成一些信息損失。結(jié)果見表2中的模型(4),估計(jì)結(jié)果仍顯著為負(fù)13,抵制使法國汽車銷售下降50.6%。與表1中的模型(1)的結(jié)果相比,估值雖有所減小,但基本結(jié)論依然一致。2008年11月13日,薩科齊宣布將于12月會(huì)見達(dá)賴?yán)?所以第二輪抵制時(shí)間很可能是2008年11月。表2中的模型(6)的結(jié)果對(duì)應(yīng)于表1中的模型(5),不過現(xiàn)在第二輪抵制時(shí)間設(shè)在2008年11月而不是12月。盡管數(shù)值有所降低,但估計(jì)結(jié)果基本一致:抵制的經(jīng)濟(jì)效果依然十分明顯,第二輪抵制沒有顯示出對(duì)第一輪抵制的放大作用。表1中的模型(1)將時(shí)間窗口期設(shè)定為12個(gè)月,由于擔(dān)心12個(gè)月窗口期設(shè)定存在偏誤,我們把窗口期分別設(shè)定為9個(gè)月和6個(gè)月,再用基本模型進(jìn)行估計(jì),結(jié)果見表2中的模型(7)和(8),結(jié)果依然顯著為負(fù)。在上一節(jié)模型中,Bit定義為當(dāng)時(shí)間為2008年4月之后等于1的二元選擇變量,原因在于抵制發(fā)生于2008年4月之后。對(duì)這一二元選擇變量的時(shí)間界定取決于我們對(duì)抵制運(yùn)動(dòng)開始時(shí)間的認(rèn)識(shí),也就是說,對(duì)于沖擊來源有一個(gè)清晰的判斷14。表2中的模型(9)和(10),我們對(duì)Bit的定義進(jìn)行了“偽實(shí)驗(yàn)”,即故意“錯(cuò)誤”地將Bit分別定義為:當(dāng)時(shí)間為2008年1月—3月時(shí)取值1;時(shí)間為2007年7月—12月取值1,并再次對(duì)基本模型進(jìn)行估計(jì)。如果這一設(shè)定下的估值仍然顯著為負(fù),那么我們之前的估計(jì)就存在問題。結(jié)果顯示,估值顯著為正,可見之前的估計(jì)是正確的。由于擔(dān)心2008年4月之后的負(fù)效應(yīng)使得我們?cè)诖颂幍玫搅苏墓乐?我們?nèi)サ?008年4月之后的數(shù)據(jù),再次進(jìn)行類似的“偽實(shí)驗(yàn)”估計(jì),結(jié)果見表2中的模型(11)和(12),估值顯著為正15?？傊?穩(wěn)健性檢驗(yàn)表明,我們沒有找到足夠理由推翻之前的結(jié)論,所有結(jié)果均表明,在最保守的估計(jì)下,抵制運(yùn)動(dòng)使法國品牌汽車銷量至少下降了-40%。四、法國品牌汽車競爭模型上一節(jié)雖然充分利用了現(xiàn)有資料,但并不完善。例如從嚴(yán)格的DID方法標(biāo)準(zhǔn)看,奧迪4.2L排量車型明顯不能作為排量不超過2.0L的法國品牌汽車的一個(gè)合格對(duì)照組,這兩款車型應(yīng)該有截然不同的時(shí)間趨勢。根據(jù)Meyer(1995)提出的準(zhǔn)則,DID方法下對(duì)照組的選擇有一套嚴(yán)格的標(biāo)準(zhǔn),我們的分析可以拓展到在服從這一準(zhǔn)則的情況下,考察是否是因?yàn)檫`背了方法適用的邊界,導(dǎo)致我們得出有偏的結(jié)果。通過太平洋汽車網(wǎng)上的資料,我們?yōu)槊恳豢罘▏放破噷ふ业搅伺c其汽車特征相應(yīng)的競爭車型作為對(duì)照組。事實(shí)上,法國品牌汽車之間也不是完美的細(xì)分市場,如兩款不同的法國品牌汽車可能存在相同的潛在消費(fèi)群,所以不同的法國品牌汽車可能在競爭車型上存在重疊。將所有法國品牌汽車放在一起構(gòu)成實(shí)驗(yàn)組,把每一款法國品牌汽車所對(duì)應(yīng)的競爭車型放在一起形成對(duì)照組。數(shù)據(jù)集中,實(shí)驗(yàn)組個(gè)體為每一款法國車,對(duì)照組個(gè)體為所有法國車的競爭車型16。重復(fù)上一節(jié)中的分析,估計(jì)結(jié)果見表317。從表3中可以發(fā)現(xiàn),在較嚴(yán)格的對(duì)照組設(shè)定下,基本結(jié)論沒有改變:抵制的經(jīng)濟(jì)效果十分明顯,并且2009年12月的第二波抵制沒有放大第一波抵制運(yùn)動(dòng)的效果。不過,估值變大了,最保守的沖擊為-51.7%。標(biāo)準(zhǔn)模型設(shè)定下的銷量沖擊高達(dá)-65.6%,所有估計(jì)(模型(4)除外)的p值均小于0.01,意味著抵制的經(jīng)濟(jì)效果確實(shí)存在。嚴(yán)格對(duì)照組選擇還有助于我們做進(jìn)一步的討論。(一)其他國家品牌汽車消費(fèi)者抵制的目標(biāo)是法國品牌汽車,而不是汽車本身。因此,消費(fèi)者在排斥法國品牌汽車的同時(shí),仍然有汽車需求。因?yàn)閰⑴c抵制運(yùn)動(dòng)而拒絕購買法國品牌汽車的消費(fèi)者,必然會(huì)將他們的消費(fèi)需求轉(zhuǎn)移到其他品牌汽車上,為估計(jì)這種替代效應(yīng),我們將模型設(shè)定為18:lnyit=αi+τt+∑k∑kδkBik+δBit+εit(7)這里,Bik表示非法國國家的虛擬變量與2008年3月之后的交叉項(xiàng)。在2008年3月西藏騷亂中,所有歐洲國家媒體都對(duì)中國的相關(guān)政策進(jìn)行了批評(píng),所以或許消費(fèi)者對(duì)整個(gè)歐洲存在反感情緒。因此,參與抵制的消費(fèi)者更可能選擇非歐洲國家的汽車作為替代19。其他變量的含義與以前模型相同,δk所估計(jì)的就是對(duì)于國k,抵制運(yùn)動(dòng)所導(dǎo)致的消費(fèi)者用該國汽車進(jìn)行替代的程度。結(jié)果見表4。結(jié)果顯示,除韓國品牌汽車不顯著外,其他國家品牌汽車均顯著為正,特別是中國自主知識(shí)產(chǎn)權(quán)品牌汽車,替代效應(yīng)非常明顯。這表明,中國自主知識(shí)產(chǎn)權(quán)品牌汽車銷量因抵制增長了194.4%;美國品牌汽車增長了130.1%;日本品牌汽車增長了102.8%。參與抵制運(yùn)動(dòng)的中國消費(fèi)者確實(shí)用其他國家品牌汽車替代法國品牌汽車,并且這種替代行為更多的傾向于選擇中國自主知識(shí)產(chǎn)權(quán)品牌汽車。抵制運(yùn)動(dòng)同時(shí)也是愛國主義運(yùn)動(dòng)20,這一結(jié)果與過去不同,1905年抵制美貨運(yùn)動(dòng)中,德國和日本廠商是最大受益者,而發(fā)生在2008年的這場抵制運(yùn)動(dòng),雖然也有它國廠商受益,但中國廠商無疑是最大受益者。(二)汽車排放量和消費(fèi)者參與度使用嚴(yán)格對(duì)照組的另一好處在于,這一規(guī)則使我們對(duì)實(shí)驗(yàn)組進(jìn)行細(xì)分成為可能(根據(jù)對(duì)照組的選擇規(guī)則,構(gòu)造相應(yīng)的對(duì)照組)。細(xì)分