科技部補助專題研究計畫成果報告
期末報告
兩個發生在中國汽車市場的自然實驗—『北京市汽車限購』與
『抵制日貨』(第2年)
計 畫 類 別 ： 個別型計畫 計 畫 編 號 ： MOST 103-2628-H-004-001-MY2 執 行 期 間 ： 104年08月01日至105年07月31日 執 行 單 位 ： 國立政治大學財政系 計 畫 主 持 人 ： 胡偉民 計畫參與人員： 碩士班研究生-兼任助理人員：林孟蓉 碩士班研究生-兼任助理人員：鄭靖蓉 碩士班研究生-兼任助理人員：黃泓溥 大專生-兼任助理人員：陳以洵中 華 民 國 105 年 11 月 10 日
中 文 摘 要 ： 本文檢驗發生在2012年間中國與日本之間因釣魚台島歸屬所激發的 抵制事件的影響，檢驗重點包括抵制效果的顯著性，抵制的持續時 間長度、以及日本歷史因素度中國不同地區所造成的抵制效果差異 。藉由2009-2013年間中國的汽車登錄數據，與DID和DDD的研究方法 ，我們發現，雖然釣魚台島的事件自2012年4月開始，但日本汽車銷 售的顯著下降開始於2012年9月日本政府將釣魚台島國有之後。在抵 制期間日系品牌銷售影響銷售量下跌在17-52％之間，而抵制期間則 因不同的應變數選擇，在7個月到15個月之間。關於檢驗日本侵華過 程的佔領經驗差距對抵制效果的影響，我們發現未被佔領省分的抵 制效果明顯小於其他設定，小範圍被佔領省的抵制效果小於大範圍 被佔領省分的抵制效果，而大範圍被佔領省分的抵制效果與東三省 得抵制效果間的差距並不顯著。由此我們可以推論，與佔領期間的 長短相較，佔領範圍的大小對於抵制效果的影響更大。 中 文 關 鍵 詞 ： 消費者抵制、雙差法、汽車市場仇恨、歷史
英 文 摘 要 ： This paper examines the effects of boycotts attributed by the dispute between China and Japan over the ownership of the Pinnacle (Diaoyutai) Island in 2012. The focus issues includes the significance of the boycotting effect, the duration of boycotts, and the difference in impacts of boycott caused by historical factor. Using DID and DDD settings, we found that while the events started in April 2012, the significant decline in Japanese car sales began in September 2012, after the Japanese government
nationalized the Diaoyutai Island. During the period of boycott, sales of Japanese brands decreased by 17-52%, while the length that boycott takes effect range from 7 months to 15 months, depends on the dependent variable adopted. With regard to the effect of the disparity in the experience of Japan‘s invasion of China on the boycotting effect, we find that the effect of boycotts in the
unoccupied provinces is significantly smaller than in other settings, and the boycott effect in the small-scale
occupied provinces is less than that in the large-scaled occupied provinces. The disparity between the effect of the large-scale occupied provinces and the Northeast China is not significant.
英 文 關 鍵 詞 ： Consumer boycott, Difference in Difference, vehicle market, animosity, history
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消費者抵制(Boycott)的有效性、持久性與歷史因素的
影響—以 2012 年發生在中國的日貨抵制為例
胡偉民
政治大學財政系副教授
摘要
本文檢驗發生在 2012 年，中國與日本間因釣魚台島歸屬所激發的抵制事 件，檢驗重點包括抵制效果的顯著性，抵制的時間長度、以及歷史因素造成的 不同地區的抵制差異。藉 2009-2013 年間中國的汽車登錄數據，與 DID 和 DDD 的研究方法，我們發現，雖然釣魚台島的事件自 2012 年 4 月開始，但日本汽車 銷售的顯著下降始於 2012 年 9 月，日本政府將釣魚台島收歸國有之後。在抵制 期間日系品牌汽車銷售量下跌在 17-52％之間，而抵制期間，因選擇不同的應變 數，長度 7 到 15 個月之間。關於檢驗日本侵華的佔領經驗對抵制效果的影響， 我們發現未被佔領省分的抵制效果明顯小於其他設定，小範圍被佔領省的抵制 效果小於大範圍被佔領省的抵制效果，而大範圍被佔領省的抵制效果與東三省 的抵制效果間的差距並不顯著。由此我們可以推論，與佔領期間的長短相較， 佔領範圍的大小對於抵制效果的影響更大。關鍵字：Consumer boycott, Difference in Difference, vehicle market, animosity,
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1. 全文綜述
消費者抵制（Consumer boycotts）一般被定義為『公眾用抗議的方式，迫使被 抵制的對象停止過分（egregious）的行為』(e.g., Friedman 1985; Sen et al. 2001; John and Klein 2003)。此類行為，在現代逐漸成為一種生活的常態：根據 John and Klein (2003)，54%的消費性商品曾被抵制、在 1980-1990 年間, 抵制事件的 次數增加了四倍，而 18%的美國消費者曾參與抵制。此外，Wang et al (2015) 從不同來源與涵蓋面的調查數據中也發現，消費者抵制的參與率從 1982 年的 16% 增加到了 2005 年的 36%。在消費者抵制逐漸普遍之外，涵蓋層面並不 同，根據 Ethical Consumer Orgagization 陳列的清單1，可以看見，抵制的對
象，可以從個別商品（例如，愛迪達、法航，到 Fedex）、產業（例如加拿大的 養殖鮭魚、海產與、英格蘭的奶製品）到國家（例如，以色列、中國與南韓）。 而抵制的原因則以動物權益（例如殘忍濫殺，飼養方式不人道）、環境保護（例 如，危及瀕臨絕種動物、使用轉基因作物）、侵犯人權（例如，土地濫用、種族 歧視）與政治理由（適用敵國產製原料、違反聯合國公約）等為主。 相對於普遍的抵制現象，文獻中關於抵制效果評估的文章並不多。早期的 文獻主要以股票價格的起落，衡量消費者抵制的效果（例如 Davidson et al, 1995; Pruitt and Friedman, 1986; Koku et al, 1997; Teoh et al, 1999; Epstein and Schnietz, 2002; Ashenfelter et al, 2007;Bentzen and Smith, 2007），且抵制的效果有 很大的變異，較近期的文獻(2007 年之後)，則主要使用個體資料衡量消費者抵 制對於產品銷售量的影響，且多數研究發現消費者抵制對於商品的銷售有顯著 的影響，商品涵蓋範圍則包括酒飲（e.g. Leslie and Chavis, 2009, Cuadras-Morató and Raya, 2014）、汽車(Hong, et al, 2011)、法國商品（Pandya et al, 2014 )，軟性 飲料與漂白水（Clerides et al, 2015）。本文的主旨，即在於利用 2012 年中國與 日本之間的釣魚台島爭議引發的中國消費者對於日本商品的抵制事件，檢驗其 對於日本汽車銷售的影響。 針對抵制事件的影響，本研究檢驗以下的重點:除了同過去研究評估抵制效 果的顯著性與持續性之外，因為資料詳細，本文也檢驗抵制期間日系汽系汽車 與其他來源國汽車銷售變化間的替代關係，並以此做為相關期間的日本汽車銷 售與此政治事件間的關聯的輔證。另外，由於自甲午戰爭開始，日本在不同歷 史階段對中國發動戰爭與領土侵佔（例如，1932 年的瀋陽事件、1937 年開始的 日本親華戰爭），以及在不同省分所造成的破壞程度有異2，由此，本研究可依 此檢驗差異對於抵制效果的影響。 利用 2009-2013 年間的中國全國範圍的汽車登錄資料，以及 DID 與 DDD 估計方法，我們得以針對每項研究目標進行估計。估計結果發現，雖然釣魚台 1 http://www.ethicalconsumer.org/boycotts/boycottslist.aspx 2 從較細的時間分斷著眼，在 1937-1945 年間，日本從華北，華東，華南依序由北向南侵略，因 此，中國不同的省分，被佔領的期間長度與佔領範圍有異。
3 島的事件自 2012 年 4 月始發，之後中日兩國民間與政府圍繞釣魚台島周遭進行 示威與騷擾，但日本汽車銷售的顯著下降開始於 2012 年九月日本政府將釣魚台 島國有之後。當採用市佔率衡量日系品牌銷售影響時，我們發現市佔率下降範 圍在 1.1 到 2.3 個百分點之間，且持續期間長達本研究資料期間的極限，共 15 個月。如果用銷售量的百分比衡量，銷售量下跌 17-52％，但期間較短，達約 7 個月。在銷售替代的檢驗部分，本文發現，2012 年 9 月之後的日系車輛銷售下 降從中得利最多的是中國自有品牌車種。由於日系汽車的特徵與中國汽車相遠 而與中國外車係相近，故可以推論，此特別的替代關係與愛國情緒所激發抵制 行為相一致。最後，基於日本侵華過程檢驗不同佔領經驗對抵制效果的影響； 本研究以偽滿州國為實驗組，並將控制組分為二戰期間未被佔領省、二戰期間 小範圍被佔領省，以及二戰期間大範圍被佔領省進行 DDD 估計，結果發現， 未被佔領省分的抵制效果明顯小於其他設定，小範圍被佔領省的抵制效果小於 大範圍被佔領省分的抵制效果，而大範圍被佔領省分的抵制效果與東三省得抵 制效果間的差距並不顯著。由此我們可以推論，與佔領期間的長短相較，佔領 範圍的大小對於抵制效果的影響更大。 本文的貢獻有以下數端，其一，雖然本次事件的抵制目標是日系的汽 車銷售，但研究此類事件對於銷售的影響有助於我們了解外國企業，特別是生 產高價、品牌易被辨識的耐久性商品的廠商，在中國經商時所可能面臨的政治 風險，而由此面向提供生產此類商品的跨國企業選擇生產投資地點的依據。其 次，由於本文也依據日本在 1932-1945 年間侵華的時間軌跡與佔領範圍分析了 抵制效果的差異，由此可以了解到歷史的經驗可以在同一事件中在中國不同的 區域喚起不同程度的恨意（animosity）從而對其商業利益有不同程度的影響， 而根據此恨意上的差別，對於在中國內部設置生產或銷售地點的選擇提供參 考。其三，本文可以作為 Hong et al(2011)研究的一個互補。由於消費者抵制的 形成是因為抵制對象的不當行為造成了傷害，因此抵制的強度取決於傷害的強 度。倘若抵制本身是工具性(instrumental, Klein et al (2003))，為達到糾正不當行 為的目標，抵制的效果必須夠大或期間夠長（或效果夠大且期間夠長）方能對 抵制對象造成足夠的傷害，而後誘使其改變行為。本文所探討的現象與 Hong, et al（2011）所研究的發生於 2008 年中國消費者對法國汽車的抵制 相近，但 在持續性上，期間長於 2008 的事件。其中的一個可能原因在於，Hong et al （2011）所研究的抵制事件發生在 2008 年年底 ，在 2009 年四月中國與法國政 府間就造成爭端的事件進行和解，但 2012 年的事件至今中日雙方仍未得到釣魚 台島領土的爭端該如何解決的共識。 本文後續章節安排如下：第二節說明釣魚台島事件的源由與時程，第三節說明 中國汽車市場與估計所用數據，第四節說明本研究所使用的估計方法與估計結 果，第五節提供本研究的結論。
4 2. 抵制日貨與釣魚台島事件的時序 消費者抵制在中國由來已久，從 1905 年美國因為排華法案至中國續約開始，到 二次世界大戰日本侵華之前，抵制的對象包括美國、英國（五卅慘案）與日 本，而抵制的發起者，則由商品的賣家、學生，變化為國民黨政府。中國消費 者從 20 世紀開始至今，對於日本商品的抵制也頻繁發生，根據 Remer(1979)， 二次世界大戰之前，抵制的事件包括 1908 年的二辰丸事件（(Nichi Tattsumaru) in Macau）、五四運動（1919 年）、二十一條(1925 年)、五三慘案（1928 年）， 而事件的發生主要因為日本對於中國領土的野心。在 1978 年中國進行改革開放 之後，大規模的抵制日貨主要有兩次，分別發生在 2005 年日本申請成為聯合國 安全理事會的常任理事國，以及發生在 2012 年日本政府將釣魚台島（Pinnacle Island）收歸國有的事件。 2012 年消費者抵制，肇因於 2012 年 4 月 18 日，日本的東京都知事石原慎太郎 宣布，由東京都收購釣魚台島的意向開始，後經歷東京都政府開設募款帳戶(4 月 27 日)、日本國會議員進入釣魚台海域舉辦釣魚活動(6 月 10 日)、日本內閣 官房長官預告在釣魚台島舉辦祭奠活動(7 月 10 日)，乃至日本政府以 20.5 億日 元從栗原弘行手中「收購」釣魚台列島(南小島與北小島（9 月 10 日）)，期間 中國與日本的外交關係日漸惡化，而中國民間的抵制日貨的反應也於 9 月 10 日 後日形激烈。（相同時序如以下圖 1 所示）。 由此時序可知，釣魚台島事件的發韌於四月，事件時間的認定，可以由 2012 年 4 月即開始起算，但是由於當年 9 月，該事件所涉的層級，因為日本政 府出手收購，而由原先兩國間地方政府與地方人士間的衝突轉為兩國間的中央 政府間的衝突，而激化了中國國內消費者的憤怒，也因為如此，中國國內的反 應也由四月份開始的一般性不滿升級為 9 月份的全國性，大規模的示威活動。 基於此變化，本研究在估計時，會特別注意，是否消費者在 4-8 月即開始有預 防性的減少購買日本汽車的行為，抑或日本汽車的銷售從 9 月份的大規模示威 開始才有顯著的銷售變化。 圖 1:2012 年釣魚台島事件發生時序
6 3. 中國汽車市場介紹 汽車產業一向是經濟發達國家的發展重點，這是因為汽車產業的大規模與高產 值，對國家的就業、投資及消費都會造成舉足輕重的影響。隨著汽車工業化的 進程與汽車市場的策略性開放 ，汽車產業在中國經濟所占的比重、中國在國際 各大車廠的市場重要性 ，以及汽車在中國人日常生活中扮演的角色也都日益重 要。中國汽車市場在 1980 年改革開放後，放開私家車的銷售，並以『市場換技 術』的精神，鼓勵並限定外國汽車廠商以合資的方式進入中國市場進行生產與銷售， 而在中國上市的合資汽車公司的外國方，持股不能超過 50%。自 1980 年代起至 2013 年間，中國汽車市場以平均 20％的成長率持續擴張。以下圖 2 所呈現者為 本研究的採用的 2009-2013 年的汽車銷售趨勢圖，由圖可之，除 2011 年外，中 國汽車銷售逐年快速上升。因為每年汽車銷售在 12 月與隔年 1 月結算，達標的 經銷售，生產商會給予獎勵（未達標者予以處罰），故每年的汽車銷售以 12 月 與 1 月為旺季，而 2 月因屆陰曆年，商業活動多處於休息階段，故為淡季。 圖 2:中國 2009-2013 年間汽車銷售趨勢圖 由於政策鼓勵，各國際知名汽車大廠皆在中國與其國內廠商設有合資公司，各 來源車種的 2009-2013 年間的算數平均市佔率為：美系(13.9%)、歐系(23.6%)、 日系(24.02%)、韓(10.3%)、以及自有品牌(28.0%)。圖 3 為各來源車系的市佔率 變化，以及總汽車市場的銷售變化。由圖可看出，中國汽車的市佔率變化與其 他來源國汽車間呈現者消長的趨勢，而其他來源國汽車間的市佔率則呈現近乎 相同的趨勢。 在中國設廠的日本汽車製造公司共有八家，分別為本田、豐田、日產、三 菱、大發、馬自達、鈴木與五十鈴。表 1 所示為在中國設廠的日本汽車品牌、 其合資公司，廠房所在省與城市，以及該城市人口。 圖 4 所示為 2009-2013 年間日系汽車與其他來源車系銷售的時間趨勢圖。 0.00 200.00 400.00 600.00 800.00 1,000.00 1,200.00 1,400.00 1,600.00 1,800.00 2,000.00
Jan Feb Mar Apr May Jun Jul Aug Sep Oct Nov Dec
Sales Trend by Year and Month (unit: 1000)
7 為了便於比較，圖中刻意將日本汽車與其他來源國汽車的銷售量在 2012 年 9 月 的時點提高到同一位置。由圖 4 可以看出，日本汽車在 2012 年 9 月之前與其他 來源國汽車的銷售趨勢保持一致，但日本汽車自 2012 年 9 月開始偏離趨勢，且 有大幅的銷售衰退，而在 2013 年 1 月開始日本汽車銷售回復與其他來源國汽車 同步，但成長率不如其他來源國汽車。雖然圖 4 所見的日本汽車銷售變化與本 文前述的抵制期間一致，但其實際情況，應由嚴謹的研究設定進行檢驗，而這 正是，以下章節的工作。 圖 3: 2009-2013 年間各來源國車系市佔率與中國汽車市場總銷售時間趨勢圖 0 0.05 0.1 0.15 0.2 0.25 0.3 0.35 0.4 0 200000 400000 600000 800000 1000000 1200000 1400000 1600000 1800000 2000000 200901 200903 200905 200907 200909 200911 201001 201003 201005 201007 201009 201011 201101 201103 201105 201107 201109 201111 201201 201203 201205 201207 201209 201211 201301 201303 201305 201307 201309 201311
8 表 1: 在中國設廠的日本車廠與合資公司 品牌(中 文) 品牌(英文) 廠商 省 城市 人口 (萬) 三菱 MITSUBISHI 東南汽車 福建省 福州市 655 長豐汽車 湖南省 永州市 562 湖南省 長沙市 660 大發 DAIHATSU 一汽吉林 吉林省 吉林市 434 五十鈴 ISSUZU 慶鈴汽車 重慶市 重慶市 2880 日產 NISSAN 東風日產 廣東省 廣州市 832 湖北省 襄陽市 590 河南省 鄭州市 710 遼寧省 大連市 586 鄭州日產 河南省 鄭州市 707 本田 HONDA 東風本田 湖北省 武漢市 837 廣州本田 廣東省 廣州市 832 馬自達 MAZDA 一汽馬自達 吉林省 長春市 759 長安馬自達 重慶市 重慶市 2880 江蘇省 南京市 640 海馬汽車 海南省 海口市 160 河南省 鄭州市 710 鈴木 SUZUKI 昌河鈴木 江西省 景德鎮市 163 江西省 九江市 500 長安鈴木 重慶市 重慶市 2880 豐田 TOYOTA 一汽豐田 天津市 天津市 974 四川省 綿陽市 540 吉林省 長春市 760 廣州豐田 廣東省 廣州市 832
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10 4.實證檢驗 4.1. 資料敘述 本研究採用的資料主要取自 2009 年 1 月到 2013 年 12 月間的中國境內（港、澳 除外）每月的「新車登錄數據」代替新車銷售數據，亦即當月每一部新購小客 車（passenger cars）的車籍註冊資料(以下簡稱『新車資料』)，其中包括領有新 牌照的新購車輛以及換牌照的新購車輛(自用或營運)的地籍（省、地級市，與 縣）、品牌與車款(model)(包括自有品牌與外來品牌)訊息。 研究中所用的汽車特徵主要蒐集自易車網、搜狐汽車以及汽車互聯網的中 國汽車公告，估計中主要使用的變數包括馬力（horsepower）、軸距 （wheelbase）、內部空間尺寸（size）、排氣量（displace）、長度(length)、寬度 （width），高度（height）。在本研究的估計中，我們並未使用銷售價格，原因 是在公開資料中，除了建議價格之外，實際銷售價格付之闕如。此外，由於使 用 reduced form 的估計式，汽車特徵對於銷售量的影響參數可能同時包括需求 與供給面的影響，因此我們並不特別預期參數的正負，且不在估計結果的表格 中予以披露。 4.2. 模型設定 4.2.1. 觀察單位與應變數 在登錄資料中，可以同時觀察到品牌（brand）與車款（model），但由於車款數 量約為品牌的四倍，且在資料中，車款在不同期間，並不能穩定的持續觀察到 其銷售量，因此相較品牌容易有組成偏誤（composition bias），故我們的觀察值 以品牌而非車款為主。 從登錄資料中我們可以觀察到三級的行政區域，分別為省（共 31 個）、地級市 （共 333 個）、與縣（共 2133 個），由於地級市的平均人口數超過 80 萬人，遠 超於縣人口（平均），足以吸引多數的主要品牌進入市場競爭。因此本研究將地 級市定義為市場。 本研究中在各個不同的設定中將市佔率與銷售量的對數交叉使用。使用市 佔率的主要原因在於，可以很自然的檢驗市佔率變化的替代模式（日本汽車市 佔率下降的同時，會由其他品牌汽車接收）。此外，由於檢定不同問題，例如為 檢驗估計的穩健性，可能需要調整控制組的組成而去除某些品牌的車款，因此 估計時使用銷售量的對數可能更為適合。 綜上所述，本研究的多數設定中主要的市場定義為地級市-年-月，主要的應變 數為市佔率，但由於探討不同問題的需要，在某些設定中會將市場範圍縮小， 或改變應變數為數量的對數。 4.2.2 基本的 DID 設定
11 為檢驗日本汽車的銷售量是否在抵制期間有顯著的下降，我們使用以下的 估計模型: 𝑦𝑦𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐= 𝛼𝛼𝑐𝑐+ 𝜆𝜆𝑐𝑐+ 𝛾𝛾𝑐𝑐 + 𝛽𝛽𝑐𝑐𝐵𝐵𝑐𝑐𝑐𝑐+ 𝛿𝛿𝑥𝑥𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐+ 𝜀𝜀𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐 其中𝑦𝑦𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐𝑐代表品牌(或車款)i 在地區 c(省、市、縣)，時間 t 的銷售數量或市場佔 有率。選擇車款或品牌在估計上各有不同的意義。由於中國的市場中，並非所 有的車款都能有穩定的銷售，根據過去的經驗，在中國有許多的車款會因為知 名度不高或消費者信任不足，而銷售量為零，而此類車款在我們的資料中的進 出可能頗為頻繁，因此，為了避免此現象造成的組合偏誤(composition bias)，使 用品牌作為觀察單位，可能是較好的選擇。但在一些估計設定中我們會使用車 款做為觀察單位，特別是當我們想要為日本車挑選最適合的控制組時(例如使用 Mahalanobis distance 做為車款差距的依據)。在我們的估計中，會隨設定使用銷 售數量與市占率作為應變數；一則作為穩健性檢驗，一則為『證明』日本車的 銷售變動來自於『愛國運動』，此點我們將在下一節中詳細說明。 根據 DID 方法的定義，我們採取雙向固定效果(two-way-fixed-effect)作為控制 項；其中𝛼𝛼𝑐𝑐為車款(或品牌)i 的固定效果，主要用以顯示車款(或品牌)本身不受 時間影響的特質，對汽車銷售的影響，𝜆𝜆𝑐𝑐為跨越車款(或品牌)的時間固定效果。 𝐵𝐵𝑐𝑐𝑐𝑐是日本汽車的虛擬變量與抵制開始後時間的虛擬變量間的交叉項(如果車款 (或品牌) i 屬於日本籍，且 t 屬於抵制期間開始後的月份，𝐵𝐵𝑐𝑐𝑐𝑐其值為 1，否則為 零)，因此，𝛽𝛽𝑐𝑐是 DID 設定想辨識的參數，主要敘述的是日本汽車在消費者抵制 開始後的銷售變化。為了能同時辨識抵制的強度(intensity)，我們可以把𝐵𝐵𝑐𝑐𝑐𝑐按月 分拆成不同的虛擬變數，觀察消費抵制期間的每個月的參數(𝛽𝛽𝑐𝑐)大小與顯著程 度。此外，我們也可以變化𝐵𝐵𝑐𝑐𝑐𝑐的時間定義，以觀察前節所述哪一個時點開始， 我們可以觀察到消費抵制的效應。𝑥𝑥𝑐𝑐𝑐𝑐為汽車特徵，主要作為控制項，控制汽車 特徵的變化對於汽車銷售的影響。由於車款的特徵通常不會隨著時間變化(因此 其在估計式中的作用會被車款固定效果(𝛼𝛼𝑐𝑐)所吸收)，因此我們只在以品牌做為 應變數的估計設定中使用此控制項。𝛾𝛾𝑐𝑐為地區的固定效果，𝜀𝜀𝑐𝑐𝑐𝑐 假設為平均值為 零的擾動項。 4.2.3. 穩健性檢驗 為了確定得到的估計結果可信，我們將採用以下的穩定性檢驗: 首先，研究中我們會輪流使用市佔率的值與銷售量的對數，檢驗估計結果的變 化是否一致。其次，為了得到不偏的估計結果，我們必須確定控制組與處理組 (treatment group)間的可比性，特別是要能夠確定日本籍汽車與他國籍汽車的銷 售趨勢相同，才能夠確保我們在估計中所得的參數代表的是消費者抵制日本汽 車的效果。為了減輕不同國籍的汽車銷售趨勢對於汽車銷售的影響(因此增加可
12 比性)，我們在估計式中加入 country-specific-seasonality3或 country-specific-trend，而將估計式改變如下: 為了加入國家特定時間趨勢(country-specific-trend) 與季節效果 log(𝑞𝑞𝑐𝑐𝑐𝑐) = 𝛼𝛼𝑐𝑐 + 𝜆𝜆𝑐𝑐+ 𝛾𝛾𝑐𝑐+ 𝛽𝛽𝑐𝑐𝐵𝐵𝑐𝑐𝑐𝑐+ 𝛿𝛿𝑥𝑥𝑐𝑐𝑐𝑐 + � 𝛾𝛾𝑚𝑚𝑚𝑚 12 𝑚𝑚=1 𝐵𝐵𝑚𝑚𝑚𝑚+ 𝜙𝜙1𝑚𝑚𝑡𝑡 + 𝜙𝜙2𝑚𝑚𝑡𝑡2+ 𝜀𝜀𝑐𝑐𝑐𝑐 其中，k 代表國籍，m 代表月份，因此𝐵𝐵𝑚𝑚𝑚𝑚代表國籍與月份的交叉項，𝛾𝛾𝑚𝑚𝑚𝑚 即代表特定國籍汽車在特定月份對於汽車銷售造成的影響。我們設定二項式 以控制不同國籍汽車的銷售趨勢(𝜙𝜙1𝑚𝑚𝑡𝑡 + 𝜙𝜙2𝑚𝑚𝑡𝑡2) 同於上述考量，由於日本汽車的品質優異，因此其銷售可能與品質不佳的汽車 品牌間有顯著的差異，而如果將銷售趨勢不同的汽車品牌納入控制組，則可能 造成估計的偏誤。為解決此疑慮，經比較各項汽車特徵(例如排氣量、油耗、體 積、極速等)後，將特徵差距最大的汽車品牌或車款排除於控制組。 證明日本籍汽車銷售下降是基於愛國運動 基於上述各設定，我們應能發現日本汽車於抵制期間有穩健的銷售下降的現 象，然而此現象的發現仍可能是基於各項未能適當考慮的「巧合」所致。為了｢ 證明」日本籍汽車銷售的下降並非僅是巧合，而是基於「愛國運動」所引發的 消費者抵制，我們將採取以下兩項策略: 1. 檢驗消費抵制期間的消費替代效果:如果日本汽車的銷售下降，是基於中國 的消費者對於日本政府處理釣魚台不當的不滿，那麼，在日本汽車的市占率 下降的同時，應可同時觀察到兩個現象: 美國籍汽車的銷售不振，以及中國 籍汽車的市占率提升。由於美國是日本在國際社會的最大支持者，而在釣魚 台的歸屬問題上，美國政府支持日本的態度明確，因此中國消費者對於日本 的不滿態度應該會外溢到美國的汽車。此外，由於我們斷言日本的汽車銷售 下降是基於愛國運動，因此我們應該看到日本汽車的銷售下降嘉惠到中國的 汽車銷售。為檢驗替代效果，我們將採用下式: 𝑞𝑞𝑐𝑐𝑐𝑐 = 𝛼𝛼𝑐𝑐 + 𝜆𝜆𝑐𝑐+ � 𝛽𝛽𝑚𝑚𝑘𝑘𝐵𝐵𝑚𝑚𝑘𝑘 𝑚𝑚 + 𝛿𝛿𝑥𝑥𝑐𝑐𝑐𝑐+ 𝜀𝜀𝑐𝑐𝑐𝑐 其中𝑞𝑞𝑐𝑐𝑐𝑐為市占率，𝐵𝐵𝑚𝑚𝑘𝑘為品牌 b 與國家 k 的交叉項，亦即如果品牌 i 的國籍 屬於 k，且時間在消費者抵制期間則其值為 1。為了辨識抵制期間各國及汽 車的市占率相對於日本汽車是高是低，我們在𝐵𝐵𝑚𝑚𝑘𝑘的設定中去除日本汽車， 故如果𝛽𝛽𝑚𝑚𝑘𝑘為顯著的正值，則代表該國籍汽車的市占率高於日本。 2. 用 triple difference 估計法檢驗日本汽車，在二戰期間屬偽滿州國的省級行 政區，於抵制期間是否受到顯著的銷售影響。由於在二次大戰之前，日本即 已佔領中國東北並扶植以溥儀為首的偽滿州國(國民黨政府時期的東北九 3 中國的汽車銷售有強烈的季節性；2 月的銷售特別低，11 月與 12 月特別高
13 省)。作為殖民地，日本對東北各地進行了程度不等的懷柔與經濟開發作為 佔領手段。相較之下，日本在二戰期間佔領的中國領土，尚未及於進行開發 的規劃，而以破壞和殺戮震懾占領區的居民作為佔領的手段。因此我們會期 待，如果日本汽車在消費抵制期間的銷售下降是基於愛國主義，那麼在估計 中應該反映出，中國在二戰前佔領區域的銷售下降程度會低於二戰後佔領區 域的下降程度。為檢驗此效果，我們會使用以下設定進行估計: 𝑦𝑦𝑐𝑐𝑐𝑐𝑎𝑎 = 𝛼𝛼𝑐𝑐+ 𝜆𝜆𝑐𝑐+ 𝛾𝛾𝑐𝑐 + 𝛽𝛽1𝐵𝐵𝑐𝑐𝑐𝑐+ 𝛽𝛽2𝐵𝐵𝑐𝑐𝑎𝑎 + 𝛽𝛽3𝐵𝐵𝑎𝑎𝑐𝑐+ 𝛽𝛽4𝐵𝐵𝑐𝑐𝑐𝑐𝑎𝑎 + 𝜀𝜀𝑐𝑐𝑐𝑐𝑎𝑎 其中𝑎𝑎標示區域；區分二戰前與二戰期間的日本占領區，因此，𝜌𝜌𝑎𝑎為二戰 前、中區域的虛擬變數，𝐵𝐵𝑐𝑐𝑎𝑎為日本籍汽車的虛擬變數與二戰前佔領區域的 虛擬變數的交叉項，亦即如果車款 i 為日本籍汽車，且銷售區域為二戰前的 日本占領區，則𝐵𝐵𝑐𝑐𝑎𝑎值為 1，否則為 0。𝐵𝐵𝑎𝑎𝑐𝑐為二戰前佔領區域的虛擬變數與 抵制期間的虛擬變數的交叉項；意即如果在二戰前日本的佔領區域以及在抵 制期間，𝐵𝐵𝑎𝑎𝑐𝑐值為 1，否則為 0。𝐵𝐵𝑐𝑐𝑐𝑐𝑎𝑎為日本籍汽車的虛擬變量、日本在二戰 前佔領區域的虛擬變量與消費抵制期間的虛擬變量的交叉項，因此如果是日 本籍汽車、在日本二戰前佔領區域，以及消費抵制期間，則𝐵𝐵𝑐𝑐𝑐𝑐𝑎𝑎值為 1，否則 為 0。而𝛽𝛽4的估計結果，因此為 triple difference 主要關注的目標。 4.3. 估計結果 4.3.1. 基本估計結果 表 2 呈現的是 DID 基本設定的估計結果，其中，應變數為市佔率設定(1)-(3)中展現的是 2012 年 9 月至 2013 年 12 月的 DID 參數估計值，其差別在於設 定(3)中使用的資料長度較長，且同時控制了品牌的加權平均汽車特徵（馬力、 軸距、內部空間尺寸、排氣量、長度、寬度，高度）與國家特定時間趨勢，設 定(1)與(2)所使用的資料長度較短（採取抵制前、後長度平衡的策略）。在(2)中 僅控制了品牌的加權平均汽車特徵，而設定(1)中兩種控制變量皆未放入。三種 設定中估計值的變化模式基本相同；在表中所有的期間皆顯著且為負值，亦 即，用市佔率作為應變數衡量的抵制效果對日本汽車銷售造成的顯著的傷害， 且持續了至少 15 個月。以設定(3)的結果為例，抵制期間日本汽車的平均市佔 率下降範圍在 0.6 到 2.34 個百分點（percentage point）之間，與設定(1)、(2)不 同的是，設定(3)中的抵制強度並未明顯的隨時間而削弱。而設定(1)與(2)的抵制 強度以 2013 年五月為分界，之前大於 1 個百分點，之後則小於 1 個百分點。 4.3.2 穩健性檢驗 表 3 所呈現者為第(4)與(5)項設定的估計結果。設定(4)納入了所有的控制變 數，並以銷售量的對數作為應變數。其估計結果發現日本汽車在抵制期間的 DID 參數估計值在所有期間皆為負值，值的範圍在-0.5252 到-0.1774 間，但參 數值為顯著的期間為 2012 年 9 月至 2013 年 3 月，僅共七個月的時間（少於前
14
表所現的 15 個月），其隱含的抵制期間日本汽車銷售下降在於 17.17％到 52.52 ％。
15
表 2: 基本設定的估計結果
(1) Basic Estimation (2) Car characteristics added
(3) Country-specific time trends
The post boycott periods Coefficient estimate (robust s.e.) implied variation Coefficient estimate (robust s.e.) Implied Variation Coefficient estimate (robust s.e.) Implied Variation 12-Sep -0.0085*** -23.36% -0.0085*** -23.12% -0.0113*** -24.55% (-4.18) (-4.08) (-4.07) 12-Oct -0.0204*** -43.64% -0.0203*** -43.64% -0.0234*** -44.67% (-4.46) (-4.41) (-4.17) 12-Nov -0.0174*** -37.69% -0.0173*** -37.69% -0.0209*** -39.02% (-4.37) (-4.37) (-4.18) 12-Dec -0.0135*** -29.19% -0.0136*** -29.19% -0.0177*** -30.93% (-4.53) (-4.54) (-4.17) 13-Jan -0.0131*** -29.70% -0.0135*** -30.77% -0.0183*** -33.21% (-3.39) (-3.37) (-3.43) 13-Feb -0.0145*** -35.18% -0.0148*** -36.35% -0.0202*** -38.75% (-3.77) (-3.72) (-3.69) 13-Mar -0.0151*** -32.48% -0.0151*** -33.50% -0.0210*** -36.38% (-3.74) (-3.65) (-3.89) 13-Apr -0.0105*** -24.87% -0.0106*** -26.02% -0.0173*** -29.68% (-3.95) (-3.79) (-4.18) 13-May -0.0094*** -23.74% -0.0097*** -25.15% -0.0170*** -29.27% (-4.19) (-4.00) (-4.29) 13-Jun -0.0065*** -21.04% -0.0067*** -22.50% -0.0146*** -27.00% (-2.77) (-2.83) (-4.81) 13-Jul -0.0077*** -20.85% -0.0080*** -22.32% -0.0168*** -27.28% (-3.53) (-3.48) (-4.52) 13-Aug -0.0063** -18.60% -0.0066** -19.86% -0.0162*** -25.63% (-2.47) (-2.44) (-3.99) 13-Sep 0.0033 -20.69% 0.0035 -22.15% -0.0068 -28.12% (0.41) (0.44) (-0.98) 13-Oct -0.0061** -18.31% -0.0057** -19.58% -0.0166*** -26.43% (-2.62) (-2.10) (-3.33) 13-Nov -0.0086*** -19.92% -0.0078** -21.42% -0.0196*** -28.31%
16 (-3.07) (-2.49) (-3.38) 13-Dec -0.0086*** -18.71% -0.0077*** -20.23% -0.0205*** 27.86% (-3.88) (-2.88) (-3.44) Vehicle
characteristics not included included included Country-specific
quadratic time trend not included not included included
Number of obs 407053 407053 585179 設定(5)的目的是進一步精鍊細化控制組。由前 4 設定，我們明顯看到抵制 期間的日本汽車銷售有顯著的下降，且下降穩定持續。但此現象不必然是因為 抵制，而可能因為，在研究過程中估計式已納入了品牌汽車的加權平均特徵的 前提下，仍有其他國家汽車與日本汽車間存有過大的差異而不適合作為日本汽 車的對照組，或是日本汽車的特徵在這段期間與其他國家間漸行漸遠，以致於 不受消費者歡迎。為了檢驗此一可能性，我們將所有不同來源國家品牌的汽車 特徵依照期間加權平均，進行比較。圖 5 中所包括的特徵包括 horsepower, weight, wheelbase, size, displace, length, width, 以及 height。很明顯的，除了 height 外，在所有的特徵中，代表中國的加權平均值，總是離群線。因此，為 了精鍊控制組，而除去與日本汽車特徵差異過大的汽車，在設定(5)中我們將中 國來源品牌（自有）自控制組中移除。設定(5)使用 ln(q)作為應變數，估計結果 發現除了兩個期間外（2013 年 2 月與 2013 年 3 月），DID 估計值規模都大於設 定(4)。此外，估計值顯著的期間為 9 個月，多於設定(4)的 7 個月。 表 3: 穩健性檢驗的估計結果
(4)Robustness Testing (lnq) (5) Non-Chinese Samples (lnq) The post boycott periods Coefficient estimate (robust s.e.) Coefficient estimate (robust s.e.)
12-Sep -0.1774** -0.3565*** (-2.28) (-3.92) 12-Oct -0.5252*** -0.6661*** (-4.66) (-5.21) 12-Nov -0.4395*** -0.5841*** (-4.20) (-4.81) 12-Dec -0.3881*** -0.4736*** (-3.43) (-3.69) 13-Jan -0.3104*** -0.3057** (-2.78) (-2.29) 13-Feb -0.4030*** -0.3563** (-2.96) (-2.40)
17 13-Mar -0.3376** -0.4179*** (-2.47) (-2.79) 13-Apr -0.2093 -0.3753** (-1.51) (-2.35) 13-May -0.2267 -0.3961** (-1.57) (-2.34) 13-Jun -0.2128 -0.4222** (-1.41) (-2.30) 13-Jul -0.2107 -0.4130** (-1.31) (-2.10) 13-Aug -0.1804 -0.3789* (-1.01) (-1.75) 13-Sep -0.1888 -0.3539 (-0.93) (-1.46) 13-Oct -0.1894 -0.3257 (-0.86) (-1.23) 13-Nov -0.2465 -0.3636 (-0.99) (-1.27) 13-Dec -0.2878 -0.3974 (-1.12) (-1.31)
Vehicle characteristics included included
Data Period: Jan 2009-Dec2013
18 圖 5：各來源國汽車特徵加權平均值的時間序列圖 4.3.3. 檢驗估計結果與抵制間的關係 由前述設定(1)-(5)的結果可見，日本汽車銷售自 2012 年 9 月起，無論用市 佔率或者銷售量衡量都有顯著與持續的下降。雖然汽車銷售下降的期間與前述 的釣魚台島事件之間吻合，但仍不足以說明消費者抵制與此銷售間的關聯。由 圖 5 所提供的汽車特徵的角度，我們可以看出，與日本汽車的表現最接近的替 代商品為中國來源以外的汽車，因此，如果日本汽車因為價格或汽車特徵變 化，其市佔率或銷售應由中國以外來源汽車吸收。但如果日本汽車的銷售變化 源自於類似釣魚台島事件的恨意（animosity）或愛國情緒加強，消費者較可能
19 轉向至中國汽車。為了檢驗是否上述的替代模式存在，我們採用以下設定： 𝑦𝑦𝑐𝑐𝑐𝑐 = 𝛼𝛼𝑐𝑐+ 𝜆𝜆𝑐𝑐+ 𝛾𝛾𝑐𝑐+ � 𝛽𝛽𝑚𝑚𝑘𝑘𝐵𝐵𝑚𝑚𝑘𝑘 𝑚𝑚 + 𝛿𝛿𝑥𝑥𝑐𝑐𝑐𝑐+ 𝜀𝜀𝑐𝑐𝑐𝑐 與前設定不同之處在於，在此估計中以汽車來源國家（k）的銷售量作為觀 察單位，且在抵制期間之後，我們並未將抵制效果按月區分，亦即將抵制 2012 年 9 月之後的時間虛擬變量值設定為 1(0，otherwise)，而𝐵𝐵𝑚𝑚𝑘𝑘為抵制後與來源國 家虛擬變量的交叉項。為了辨識估計值的目的，我們在（）中不將日本納入， 因此，k 包括歐洲、美國、韓國、中國共四個來源國，而𝛽𝛽𝑚𝑚𝑘𝑘的估計值所代表 者，為相對於日系車輛，各來源國車輛在抵制期間市佔率的平均增加值。因為 估計值為各國的平均值，因此我們用𝛽𝛽̂𝑚𝑚𝑘𝑘∗ ( 𝑚𝑚在抵制期間的平均品牌數 日本在抵制期間的平均品牌數)對市佔率替代 進行常態化（normalization）。因為在抵制期間中國汽車的品牌均數是日本汽車 品牌均數的 8 倍，因此將估計參數乘以 8，可以估出中國品牌整體的市佔率相 對利得的近似值。將各對應估計值估計出後，圖 6 以 Bar chart 呈現各國的整 體品牌市佔率的估計值。由圖，可以很清楚的看出在抵制期間中國汽車的整體 得利，數倍的大於歐、美、韓國汽車。而這在一定程度上說明了，2012 年 9 月 後日本汽車的市佔率變化能以抵制解釋。 圖 6 各來源國汽車在抵制期間的市場利得圖 4.3.4. 檢驗歷史因素在抵制過程扮演的作用 為檢驗歷史因素；殖民地與佔領區的經驗在抵制期間是否有抵制程度上的 差異，我們將 1932 年 918 事變後，日本佔領並扶植的偽滿州國領地（包括現在 的遼寧、黑龍江、吉林三省）設定為殖民地。控制組依據省內被日軍佔領的程 度分成三類：未被佔領，包括甘肅、西藏、新疆、青海、四川與寧夏省；小範 圍佔領，包括福建、貴州、海南、內蒙、陝西與雲南省；未佔領與小範圍佔領 以外的省。表 X 中所示為採用 DDD 估計法所得的結果。其中設定(6)、(7)、(8) 為依據上述控制組進行設定的估計結果。
0
0.02
0.04
0.06
0.08
Korea
USA
EU
China
Po in ts of Mar ke t S har e
Figures are differences in differences, relative to Japanese brand market share
20 表 4: DDD 的估計結果 Dependent variable: market share (6) Non-occupied provinces as control group (7) Small-scaled occupied provincse as control group (8) Large-scaled occupied provinces as control group The post boycott
periods Coefficient estimate (robust s.e.) Coefficient estimate (robust s.e.) Coefficient estimate (robust s.e.) 12-Sep -0.0118** -0.0059* -0.0044 (-2.63) (-1.82) (-1.21) 12-Oct -0.0089** -0.0049** -0.0028 (-2.28) (-2.02) (-0.77) 12-Nov -0.0068** -0.0050** -0.0012 (-2.34) (-2.31) (-0.52) 12-Dec -0.0030 -0.0057** 0.0004 (-1.05) (-2.08) (0.18) 13-Jan -0.0057** 0.0014 -0.0010 (-2.26) (0.57) (-0.61) 13-Feb -0.0066* 0.0013 0.0007 (-1.74) (0.79) (0.38) 13-Mar -0.0066* -0.0022 0.0009 (-1.94) (-1.40) (0.33) 13-Apr -0.0093*** -0.0065** -0.0002 (-3.02) (-2.18) (-0.09) 13-May -0.0108*** -0.0071** -0.0018 (-2.98) (-2.25) (-0.58) 13-Jun -0.0100** -0.0122** -0.0038 (-2.50) (-2.13) (-1.09) 13-Jul -0.0098** -0.0081** -0.0029 (-2.16) (-2.18) (-0.83) 13-Aug -0.0092** -0.0079** -0.0023 (-2.23) (-2.01) (-0.62) 13-Sep -0.0149** -0.0061* -0.0210 (-2.17) (-1.80) (-1.36) 13-Oct -0.0091** -0.0079*** -0.0046 (-2.57) (-3.44) (-1.40) 13-Nov -0.0084** -0.0106*** -0.0019 (-2.24) (-2.76) (-0.54)
21
13-Dec -0.0058* -0.0082** -0.0002
(-1.68) (-2.60) (-0.10)
Vehicle characteristics and country-specific time trend
Number of obs 233601 203440 414727 由(6)的估計結果可以明顯看出，相較於未被佔領的省分，東三省的日本汽 車銷售市佔率，相較於抵制前與非日本來源汽車，有顯著且持續的下降。相較 之下，設定(7)中所示之東三省與部分被佔領的省分間的市佔率相對差異，在顯 著性、持續期間與估計值規模的三個面向，都不如設定(7)的結果。而設定(8)的 估計結果則顯示估計值皆不顯著，且估計值的規模小於設定(7)。 由於三組控制組區別在於佔領區大小，因此，表 X 的估計結果建議，佔領 區的範圍越大，抵制期間對於日本汽車銷售的影響越強烈，而由於東三省，與 被大範圍佔領的地區相較，日本汽車受抵制的規模並未有明顯差距，因此，我 們也可以推論，佔領時間的長度（東三省 15 年，其他省，至多 8 年）與抵制強 度沒有關聯。 4.3.5 跨期替代 (Intertemporal Substitution) 在消費者抵制期間，為了避免購買乃至使用日本汽車會受到抵制人群的報復， 購車者可能遞延消費至抵制日貨的氣氛結束後，方購買日本汽車。如果這種遞 延購買的行為普遍存在，我們應該能夠從估計結果觀察到在抵制期間開始後， 日本汽車銷售有顯著的下降，且在風潮漸息後，市佔率(銷售量)不僅會回復到 抵制前水準，且會超水準的回升。但由前述所有設定的估計結果中，我們並未 看見相應於跨期替代的估計參數變化，因此我們可以推論，除非消費者可以忍 耐超過 15 個月（超越本研究使用資料期間）方購買日系汽車，由估計結果中， 我們無法看見跨期替代的證據。 5. 結論 本文檢驗發生在 2012 年中國與日本之間的釣魚台島事件所激發的抵制事件 的影響，檢驗重點包括抵制效果的顯著與否，抵制的持續期間、以及日本侵華 期間對中國不同地區所造成的歷史經驗對抵制效果的影響。 使用 2009-2013 年間的汽車登錄資料，與 DID 和 DDD 的研究方法，我們 發現，雖然釣魚台島的事件自 2012 年 4 月開始，但日本汽車銷售的顯著下降開 始於 2012 年 9 月日本政府將釣魚台島國有之後。在抵制期間日系品牌銷售影響 銷售量下跌在 17-52％之間，而抵制期間則因不同的應變數選擇，在 7 個月到 15 個月之間。關於檢驗日本侵華過程的佔領經驗差距對抵制效果的影響，我們 發現未被佔領省分的抵制效果明顯小於其他設定，小範圍被佔領省的抵制效果 小於大範圍被佔領省分的抵制效果，而大範圍被佔領省分的抵制效果與東三省 得抵制效果間的差距並不顯著。由此我們可以推論，與佔領期間的長短相較， 佔領範圍的大小對於抵制效果的影響更大。
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Automobile sales and the Chinese Boycotts of 2012 Abstract
This paper examines the effects of boycotts attributed by the dispute between China and Japan over the ownership of the Pinnacle (Diaoyutai) Island in 2012. The focus issues includes the significance of the boycotting effect, the duration of boycotts, and the difference in impacts of boycott caused by historical factor. Using DID and DDD settings, we found that while the events started in April 2012, the significant decline in Japanese car sales began in September 2012, after the Japanese government nationalized the Diaoyutai Island. During the period of boycott, sales of Japanese brands decreased by 17-52%, while the length that boycott takes effect range from 7 months to 15 months, depends on the dependent variable adopted. With regard to the effect of the disparity in the experience of Japan's invasion of China on the boycotting effect, we find that the effect of boycotts in the unoccupied provinces is significantly smaller than in other settings, and the boycott effect in the small-scale occupied provinces is less than that in the large-scaled occupied provinces. The disparity between the effect of the large-scale occupied provinces and the Northeast China is not significant.
科技部補助計畫衍生研發成果推廣資料表
日期:2016/10/28科技部補助計畫
計畫名稱: 兩個發生在中國汽車市場的自然實驗—『北京市汽車限購』與『抵制日貨』 計畫主持人: 胡偉民 計畫編號: 103-2628-H-004-001-MY2 學門領域: 產業組織與政策無研發成果推廣資料
103年度專題研究計畫成果彙整表
計畫主持人：胡偉民 計畫編號：103-2628-H-004-001-MY2 計畫名稱：兩個發生在中國汽車市場的自然實驗—『北京市汽車限購』與『抵制日貨』 成果項目 量化 單位 質化 （說明：各成果項目請附佐證資料或細 項說明，如期刊名稱、年份、卷期、起 訖頁數、證號...等） 國 內 學術性論文 期刊論文 0 篇 研討會論文 2 『北京市汽車限購』已投出期刊待審中 。『抵制日貨』論文曾參加舉辦於中國 北京的研討會進行專題報告。 專書 0 本 專書論文 0 章 技術報告 0 篇 其他 0 篇 智慧財產權 及成果 專利權 發明專利 申請中 0 件 已獲得 0 新型/設計專利 0 商標權 0 營業秘密 0 積體電路電路布局權 0 著作權 0 品種權 0 其他 0 技術移轉 件數 0 件 收入 0 千元 國 外 學術性論文 期刊論文 0 篇 研討會論文 0 專書 0 本 專書論文 0 章 技術報告 0 篇 其他 0 篇 智慧財產權 及成果 專利權 發明專利 申請中 0 件 已獲得 0 新型/設計專利 0 商標權 0 營業秘密 0 積體電路電路布局權 0 著作權 0品種權 0 其他 0 技術移轉 件數 0 件 收入 0 千元 參 與 計 畫 人 力 本國籍 大專生 1 人次 兼任助理 碩士生 3 皆聘任為兼任助理 博士生 0 博士後研究員 0 專任助理 0 非本國籍 大專生 0 碩士生 0 博士生 0 博士後研究員 0 專任助理 0 其他成果 （無法以量化表達之成果如辦理學術活動 、獲得獎項、重要國際合作、研究成果國 際影響力及其他協助產業技術發展之具體 效益事項等，請以文字敘述填列。）
