行政院國家科學委員會專題研究計畫 成果報告
獲利率、產業集中度、進口比與出口比：以台灣中游石化業
為例
計畫類別： 個別型計畫 計畫編號： NSC93-2416-H-004-042- 執行期間： 93 年 08 月 01 日至 94 年 07 月 31 日 執行單位： 國立政治大學經濟學系 計畫主持人： 王國樑 報告類型： 精簡報告 處理方式： 本計畫可公開查詢中 華 民 國 94 年 8 月 25 日
摘要
台灣自1986 年開放石化原料進口 以來，關稅與非關稅進口障礙逐漸降 低 ， 而 台 灣 中 游 石 化 業 的 國 內 廠 商 PCM、國內產業集中度、進口比與出 口比的變化顯示四者之間可能存在聯 立關係。在自由化的趨勢下，為探討 貿易行為對本國市場結構與績效之影 響，本文首先建立一開放體系之寡占 模型，然後推導 PCM、產業集中度、 進口比與出口比間的聯立因果關係， 並進而建立聯立方程迴歸模型，接著 根據1989 至 1997 年資料，利用 3SLS 對上述模型進行估計。實證結果驗證 了理論模型的推導結果，並顯示：(1) PCM、產業集中度、進口比與出口比 間的確存在聯立關係；(2)進口集中度 對 產 業 集 中 度 有 正 向 影 響 ， 但 對 PCM 、進口比與出口比則有負向影 響；(3)分散國際市場可改善 PCM；(4) 國內廠商間可能存在勾結關係。 關鍵詞：價格成本差異比、國內產業 集中度、進口比、出口比、三階段最 小平方法Abstract
Based on an open-economy oligopoly model, causalities among domestic firms’ PCM, domestic concentration, import and export shares are derived, and a simultaneous-equation system is established. By utilizing the 1989-1997 data of Taiwan’s midstream petrochemical industries, 3SLS is used to estimate the system. The empirical results confirm the derived results, and
demonstrate: (1) there exists simultaneous relationships among domestic PCM, domestic concentration, import and export shares; (2) import concentration affects domestic concentration positively, but domestic PCM, import and export shares negatively; (3) diversifying international markets improves domestic PCM; (4) domestic firms seem in a situation of collusion
Keywords: Price-cost margin; Domestic
concentration; Import share; Export share; 3SLS
緒論
台灣為一海島型國家，本身沒有 豐富的天然資源，許多產品的原料需 仰賴外國進口，以石油為基礎原料的 石油化學工業(簡稱為石化業)便是因 自有資源有限，長期以來必需仰賴進 口以彌補自給率的不足。台灣自 1986 年開放石化原料進口以來，關稅與非 關稅進口障礙逐漸降低，而隨著關稅 與非關稅進口障礙逐漸降低，1989 至 2002 年間，台灣中游石化產業之國內 廠 商 價 格 成 本 差 異 比 (price-cost margin，簡稱 PCM)、國內產業集中度 (domestic concentration) 與 進 口 比 (import share) 明 顯 波 動 ， 而 出 口 比 (export share)則持續上升。根據表 1， 國內廠商PCM 在 1989 至 2002 年間的 變動趨勢並無一致方向，而產業集中 度在一開始因開放進口政策迫使國內 無效率廠商退出市場而使得產業集中 度上升，但隨後因廠商數目減少而提 昇的利潤可能誘使新廠商的加入，集 中度隨之降低。自1986 年之後，進口比持續上升，至1992 年已達 46%，顯 示國內廠商所面臨的進口壓力逐漸增 加，但1992 年之後，進口比卻持續下 降，可能原因為進口競爭使國內廠商 改善效率進而提昇了競爭力所致。至 於出口比自1992 年後大致呈持續上升 的趨勢，可能是國內廠商國際競爭力 因進口競爭而改善之故。而從這些變 化顯示，國內廠商PCM、產業集中度、 進口比與出口比之間的關係在這段期 間內並沒有呈現一致性的影響，即它 們 之 間 的 關 係 可 能 並 非 單 向 的 (one-way)；相反地，四者之間可能存 在著聯立關係。因此，在自由化的趨 勢下，貿易行為究竟如何影響本國市 場結構與績效頗值得深入探討。 過去二十幾年來，有相當多探討 對 外 貿 易 與 產 業 績 效 之 間 關 係 的 文 獻。就理論文獻而言，Pugel(1980)、 Jacquemin, de Ghellinck and Huveneers(1980)與 Jacquemin(1982)發
現進口比對PCM 有負向影響。然而，
Lopez & Lopez (1996) 卻認為，進口對 PCM 的影響為正或負端視規模經濟 (economies of scale)的強度、成本效果 (cost effect)、國內價格效果與進口價格 效果而定。在實證文獻方面，利用單 一 方 程 式 多 變 數 分 析 ，Esposito & Esposito (1971) 、 Khalizadeh-Shirazi (1974)與 Pugel (1980) 都發現 PCM 會 隨進口比的提高而降低。Jacquemin, de Ghellinck & Huveneers (1980) 透過一 遞迴模型(recursive model)，發現進口 比對PCM 有負向影響。 Pugel (1978) 利用兩階段最小平方法(two-stage least squares，簡稱 2SLS)，以 PCM、進口 比 、 出 口 比 、 外 人 直 接 投 資(foreign direct investment) 與 廣 告 密 集 度 (advertising intensity)當被解釋變數，發 現進口比對PCM 的影響為負的，出口 比對PCM 的影響為正的。 Pagoulatos & Sorensen (1981) 利用三階段最小平 方 法(three-stage least squares ， 簡 稱 3SLS)，以 PCM、集中度與廣告密集 度當被解釋變數，發現產業集中度與 進口比對PCM 的影響為正的，出口比 對 PCM 的影響為負的；值得注意的 是，進口競爭對於那些享有政府關稅 與配額保護的產業影響不大。Geroski (1982) 發現了 PCM 與進口競爭之間 存在聯立互動(interaction)關係，且兩 者之間有顯著的負向影響，而出口比 則對 PCM 有顯著的正向影響。Chou (1986)利用 2SLS 估計以 PCM、集中 度、進口比與出口比為被解釋變數的 聯立方程模型，發現集中度對PCM 的 影響為正的，進口比對 PCM 的影響為 負的，而出口比對PCM 亦有顯著負向 影響。 Stalhammar (1991) 發現集中 度對PCM 有正向影響，至於進口比對 PCM 亦存在正向影響，後者的主要原 因 為 國 內 存 在 勾 結 行 為 。McDonald (1999)發現集中度對 PCM 有正向影 響，而進口比對PCM 則有負向影響。 Thompson (2002) 發現集中度對 PCM 有正向影響，出口比對 PCM 則有負向 影響，但卻無一致性的證據證明進口 比對 1970 年代加拿大廠商的 PCM 有 負向的影響。 雖然探討開放經濟(open-economy) 體系有關結構-績效的實證文獻頗多， 但 這 些 文 獻 仍 然 存 在 某 些 限 制 。 第 一，大部分文獻的探討對象大多屬已 開發國家如美國與英國等，1 只有一些
如 Jacquemin, de Ghellinck & Huveneers (1980) 、 Chou (1986) 、 Kalirajan (1993)與 Go, Kamerschen &
1 請參考 Urata (1979)、Khalilzadeh-Shirazi (1974)、Pagoulatos & Sorensen (1976，1981)、 Pugel (1980)、Geroski (1982) 與 Nolle (1991)。
Delorme (1999) 探 討 小 型 開 放 體 系 (small open-economies)。第二，大部分 既有文獻在分析過程中皆是利用整合 資料(aggregate data)，在整合過程中易 忽略個別產業的不同特性 (Pagoulatos & Sorensen, 1976；Pugel, 1980；Nolle, 1991 ； Go, Kamerschen & Delorme, 1999； Yalcin, 2000)。第三， 進口集 中度與出口國家的集中度在上述文獻 中皆被忽略，2 然這兩者卻有可能是影 響產業績效與市場結構的重要因素。 第四，雖然有些文獻曾經採用四或五 條 方 程式 的 聯立 模型(Pugel, 1978； Chou, 1986)，但卻缺乏理論基礎。第 五，大部分文獻皆忽略廠商之間可能 存在非零猜測變量，此疏忽可能易引 起 ” 不 存 在 勾 結 行 為 ” 的 誤 解 (Jacquemin, de Ghellinck & Huveneers, 1980)，而導致無法有效解釋現實產業 狀況，因為即使某些產業在國內可能 被 歸 類 為 獨 占(monopoly) 或 寡 占 (oligopoly)結構，但國內廠商之間、國 外廠商之間以及國內廠商與國外廠商 之間亦可能存在勾結關係。 針對前述既有文獻之研究限制， 為 了 探 討 台 灣 中 游 石 化 業 國 內 廠 商 PCM、產業集中度、進口比與出口比 的 決 定 因 素(determinant) 及 彼 此 關 係，3根據台灣中游石化業特性，本文 將 首 先 設 立 一 開 放 經 濟 體 系 寡 占 模 型；繼而推導出國內廠商PCM、產業 集中度、進口比與出口比之間的因果 關係；然後，根據理論推導結果與參 考既有實證文獻；建立一以國內廠商 2 進口集中度代表外國廠商在本國市場的市 場力，而出口國家的集中度代表出口的買方集 中度。 3 本文將進口比視為外來競爭的指標，衡量方 式為進口量/國內銷售量(國內廠商總銷售量-出口量+進口量)。出口比則以出口量/國內廠商 總銷售量來衡量。 PCM、產業集中度、進口比與出口比 為被解釋變數之聯立方程式模型；最 後，利用台灣中游石化產業1989 年至 1997 年的資料估計前述之聯立方程式 模型。4 除了第一節緒論外，第二節首先 建立一開放經濟體系寡占理論模型； 其次，利用此一理論模型推導國內廠 商 PCM、產業集中度、進口比與出口 比聯立因果關係式。然後，根據上述 因果關係與參考既有文獻，第三節則 建立一包含國內廠商 PCM、產業集中 度、進口比與出口比四條方程式之聯 立實證模型。第四節利用台灣21 種中 游石化產品的產業資料，對上述實證 模型進行實證分析。最後，第五節為 結論與建議。
理論模型
模型建立
基本上，台灣中游石化業具有下 列特性：第一，中游石化產品為中間 財(intermediate goods)，亦即下游產品 的 原 料 ， 所 以 各 廠 商 的 產 品 齊 質 性 (homogeneity)非常高(Bernhofen & Xu, 2000)；第二， 中游石化產品的生產函 數具有固定比例的特性，在投入價格 不變下，其邊際成本為固定；第三， 國內中游石化業市場非屬獨占，即為 寡占市場。基於上述特性，本文將建 立 一 兩 國 寡 占 模 型 以 探 討 國 內 廠 商 PCM、產業集中度、進口比與出口比 之決定因素。參考Brander & Krugman (1983)、Dei (1990)、Wang (1997) 與 Bernhofen & Xu (2000)的理論模型，本 4 由於本文的產業資料係依據行業標準分類 七位碼，所以，得以避免資料因加總而造成產 品特性相互抵銷的問題。文假設： 一、在兩個開放經濟體系(本國與外國) 中，存在具有產品齊質性的某一 產業。 二、在本國，該產業為寡占市場，存 在n 家廠商；在外國，該產業亦假 設為寡占市場，存在nw家廠商。 三、兩國廠商生產的產品可同時作內 外銷之用。 四、參考Sibert (1992)、Yang (1997)、 Wang (1997) 與 Wang & Wu (1999) 的做法, 本文進一步假設廠商間 可能存在非零猜測變量。 令 Xh ≡
∑
ni=1xih ， Xe ≡∑
in=1xie ，∑
= ≡ nkw m k m x X 1 ，∑
= ≡ nw k f k f x X 1 ，其中xih 與 e i x 分別代表本國廠商 i 的內銷及外 銷量； xkm 與 f k x 分別代表外國廠商k 在本國市場的外銷量與在外國市場的 內銷量。因此，Xh與Xe分別代表本 國廠商的總內銷量與總外銷量；Xm與 f X 分別代表外國廠商在本國市場的 總外銷量與外國市場的總內銷量。本 國廠商的固定生產成本(以本國貨幣表 示)為Fd，外國廠商的固定生產成本 (以外國貨幣表示)為Fw。本國廠商生 產之邊際成本(以本國貨幣表示)為 h i C , i=1,2,…,n, ，外國廠商生產之邊際成本 (以外國貨幣表示)為 w k C , k=1,2,…,nw。 假設該產業在本國與外國的需求函數 分別為： Pd =Pd(Xh +Xm) 與 ) ( e f w w P X X P = + d P 與Pw 分別代表本國市場價格與外 國 市 場 價 格 。 根 據 需 求 法 則 ， 假 設 0 ' < d P 與Pw' <0 。為簡化起見，本文 進一步假設需求函數為線性，因此， " 0 = d P 與 Pw" =0 。 令 m h d X X X = + 代 表 本 國 市 場 的 總 需 求量；Xw= Xe+X f代表外國市場的 總需求量；XT = Xh +Xe代表本國廠 商的總銷售量。於是，本國廠商i的利 潤函數可設定如下(以本國貨幣表示)： e i w h i e i w h i h i h i d d i =P ⋅x −C ⋅x +ex⋅P ⋅x −(C + f +t )⋅x − π 其中，π 代表利潤；ex 代表匯率 (以 本國貨幣所表示之外幣價格)；t 為外w 國 市 場 對 進 口 貨 品 所 課 徵 的 從 量 稅 (specific tariff rate)； f 為本國廠商出 口每單位產品的運輸成本。同樣地， 外國廠商 k 的利潤函數可設定如下(以 外國貨幣表示)：(
w w h)
k m k d f k w k f k w w k = P ⋅x −C ⋅x +P ⋅x /ex− C + f +t ⋅x π 其中，t 為本國市場對進口貨品所課h 徵的從量稅； f w為外國廠商出口每單 位產品的運輸成本。 在非零猜測變量假設下，則本國 廠商i利潤最大化的一階條件為： 0 1 − = ∂ ∂ + ∂ ∑ ∂ + ′ ⋅ + = ∂ ∂ ≠ h i h i m h i i j hj d h i d h i d i C x X x x P x P x π (1) 與(
)
1 −( + ∂ ∂ + ∂ ∂ + ∂ ⋅ ∂ ⋅ + ⋅ = ∂ ∂∑
≠ h i e i f e i i j e j w w e i w e i d i C x X x x X P ex x P ex x π (2) 透過數學操作，可得：
[
]
{
(1 MR) (1 ) MR}
) ER 1 ( 1 PCMd = − − −α +α +β⋅ εd Hd[
]
+ + − + + w ex we wf X X X X δ γ γ ε ε ER H (1 ) 1 1 e(3) 其中，PCMd為本國產業的加權平均 PCM ， 代 表 本 國 產 業 獲 利 率 ； d d d d d ≡−P /X ⋅∂X /∂P ε 代 表 本 國 市 場價格需求彈性絕對值；ER≡ Xe/XT 代表出口比；MR≡ Xm/Xd代表進口 比； ≡
∑
n= i h h i X x 1 2 d ( / ) H 代表國內廠商 在 內 銷 市 場 的 產 業 集 中 度 ；∑
= ≡ n i e e i X x 1 2 e ( / ) H 代 表 國 內 廠 商 的 出 口 集 中 度 ；(
∂ j ixhj /∂xih)
⋅(
xih/(Xh −xih))
≡∑
≠ α 代 表 內 銷 市 場 上 本 國 廠 商 間 的 猜 測 彈 性；(
X x) (
xh Xm)
i h i m/∂ ⋅ / ∂ ≡ β 代表本 國廠商與外國廠商在本國市場的猜測 彈性； εw ≡−Pw/Xw⋅∂Xw/∂Pw代表 外 國 市 場 價 格 需 求 彈 性 的 絕 對 值 ； ex X X ex w w ex ≡− / ⋅∂ /∂ ε 代 表 外 國 市 場 匯 率 需 求 彈 性 的 絕 對 值 ；(
/)
(
/( e))
i e e i e i n i j e j x x X x x ∂ ⋅ − ∂ ≡∑
≠ γ 代 表 本國廠商間在外國市場的猜測彈性；(
) (
e w)
i e i w x x X X /∂ ⋅ / ∂ ≡ δ 代 表 本 國 廠 商 對 外 國 廠 商 在 外 國 市 場 的 猜 測 彈 性。根 據 Clark & Davies(1982)、 Cubbin(1983)與 Martin (1993)， 當 α ,β ,γ orδ =1時，代表廠商處於完全 勾 結 (perfect collusion) 狀 態 ； 當 α ,β ,γ orδ =−1時，代表廠商處於完 全競爭(perfect competition)狀態；當 1 , , , 0<α β γ δ< 時，代表廠商處於不完 全勾結(imperfect collusion)狀態 ；當 0 , , , 1<α β γ δ< − 時，代表廠商處於不 完 全 競 爭(imperfect competition)狀 態 。 基 於 台 灣 中 游 石 化 產 業 的 特 性 (Wang, 1997；Wang & Wu, 1999)，本 文假設−1<α <1 與 −1<β <1。為簡 化 起 見 ， 本 文 參 考 Gollop & Roberts(1979)、McGee(1988)與 Hay & Morris(1991)的做法，假設γ =0，δ =0 以及 Xe/Xw =0，5 因此，式(3)變成
[
]
{
(1 MR) H (1 ) ) ER 1 ( 1 PCMd = ⋅ − ⋅ − ⋅ d⋅ −α +α +β εd (4) 同樣地，外國廠商 k 利潤最大化 的一階條件為： 1 0 f w w s e w f f k k s k k f w f f k k k x P X P x C x X x x π ≠ ∂ ∂ = + ⋅ ∂ + +∂ − = ∂ ∂ ∂ ∂ ∑
(5) 與 ( 1 1 + − ∂ ∂ + ∂ ∂ + ∂ ∂ ⋅ + = ∂ ∂∑
≠ C x X x x X P x P ex x w k m k h m k s k m s d d m k d m k w k π (6) 透過數學操作，可得：(
)
[
]
(
)
{
w w w}
d γ γ δ ε ⋅ ⋅ ⋅ − + + − ⋅ = 1 MR H 1 1 MR PCMm m (7)5 Gollop & Roberts(1979) 、 McGee(1988) 與 Hay & Morris(1991)認為因為市場資訊的不對 稱，不同廠商的猜測變量可能有所不同。在本 國市場，因為本國廠商的資訊比外國廠商充 足，故假設本國廠商對外國廠商為非零猜測變 量，外國廠商對本國廠商存在零猜測變量。 另 外，台灣石化業原料向來需仰賴進口，在自給 不足的情況下，出口量較少，且台灣為小國， 出口量占國際市場總需求量極小。
其 中 ， PCMm 代 表 外 國 廠 商 內 銷 PCM； ≡
∑
n=w i m m k X x 1 2 m ( / ) H 外國廠商 在 本 國 市 場 的 產 業 集 中 度 ；(
/)
(
/( m))
s m m s m s s k m s w ≡ ∂∑
x ∂x ⋅ x X −x ≠ γ 代表外國廠商間在本國市場的猜測彈 性；δw ≡(
∂Xh /∂xkm) (
⋅ xkm/Xh)
代表外 國廠商對本國廠商在本國市場的猜測 彈性。 假設γw =0與δw =0,6 則式(7)變 成 m m H MR PCM 1 ⋅ = d ε (8) 將式(8)代入式(4),可得[
]
{
(1 MR) H (1 α) α β MR}
ER) (1 H MR PCM PCM d m m d ⋅ − ⋅ − ⋅ ⋅ − + + ⋅ ⋅ = (9) 透過移項處理，式(9)可轉換為： α 1 α α) (1 MR) (1 MR β ER) (1 PCM H PCM Hd m d m − − − ⋅ − − − ⋅ ⋅ = (10) ) -(A ER) (1 PCM H PCM ER) -(1 PCM A MR d m mm β ⋅ − ⋅ + ⋅ ⋅ ⋅ = (11) m d m PCM Z PCM H MR 1 ER ⋅ ⋅ ⋅ − = (12) 其 中 ， A=Hd⋅(1−α)+α ， β ⋅ + ⋅ − =(1 MR) A MR Z 。 式(9)-(12) 顯示出PCMd、Hd、MR和ER 互為相 6 請參考附註 5。 依。換句話說，這四條方程式的被解 釋變數之間可能存在聯立關係。比較靜態分析
d PCM 方程式 以Hd、MR、ER 與Hm對式(9)分 別 進 行 偏 微 分 ， 可 得 各 解 釋 變 數 對 d PCM 的影響方向如下：7 產業集中度(H )d 8 0 MR H PCM α) (1 MR) (1 ER) (1 H PCM m m d d > ⋅ ⋅ − ⋅ − ⋅ − = ∂ ∂ 國內產業集中度愈高，代表本國市場 競爭程度愈低，國內廠商較有能力抬 高 市 場 價 格 進 而 提 昇 其 獲 利 率 。 因 此，H d 對PCMd有正向影響。 進口比(MR) 0 MR H A PCM ER) (1 MR PCM 2 m m d < ⋅ ⋅ ⋅ − − = ∂ ∂ , if α >0; ?, otherwise 當 本 國 廠 商 間 處 於 勾 結 狀 態 時 (α >0)，隨著進口比的增加，本國市 場的競爭壓力提高，本國廠商面對進 口競爭壓力，會將價格降低，於是， d PCM 會下降。因此，MR對PCMd有 負向影響。但在其他情況下，MR 對 7 由於計算PCMm所需的部分資料尚無未完 全取得，以及在估計α 與β方面的技術問題 尚無法突破，所以，本文，因此本文將其相關 之比較靜態分析省略，也未將它們放在實證模 型中。 8在 廠 商 追 求 利 潤 極 大 化 的 目 標 下 ， 假 設 1 m PCM 0< < 。 此 外 ， 由 於0≤ ER<1、 1 MR 0≤ < 以 及1−α >0， 故 1-ER>0 、 1-MR>0 以及1−α >0。d PCM 的影響則難以判定。 出口比(ER) 0 MR H Z PCM MR) (1 ER PCM m m d < ⋅ ⋅ ⋅ − − = ∂ ∂ , ifα >0 and β >0; ?, otherwise 當國內廠商間與國內廠商與國外廠商 在本國市場皆處於勾結狀態時 (α >0, 0 > β )，國內廠商在本國市場將有較大 的獨占力來影響本國市場價格，使得 本國市場的獲利率將會高於外國市場 的獲利率，故出口比的增加將會降低 本國產業加權平均的PCMd。因此， ER 對PCMd有負向影響。但在其他情 況下，ER對PCMd的影響則難以判定。 進口集中度(H ) m 0 MR ) (H Z PCM ER) (1 H PCM 2 m m m d < ⋅ ⋅ ⋅ − − = ∂ ∂ , ifα >0 and β >0; ?, otherwise 當α >0與β >0，進口集中度提高表 示外國廠商的談判能力愈高，相對地 本國廠商利潤則會下降，因此，Hm對 d PCM 有負向影響。但在其他情況下， m H 對PCMd的影響則難以判定。 此外，PCM m 可進一步解剖成： d P CD PCM PCMm = h + (13) 其中，PCMh ≡
[
(Pd −Ch)/Pd]
代表本 國 廠 商 在 本 國 市 場 的 PCM ；(
n h)
i ih hi h X x C C ≡ ∑=1 / 為本國廠商的加 權 平 均 邊 際 成 本 ；[
( )]
CD≡ Ch −ex⋅ Cw + f w +th 代 表 本 國廠商與外國廠商間的的成本差異；(
n m)
k km w k w X x C C w / 1 ∑ ⋅ ≡ = 為外國廠商的 加權平均邊際成本。將式(13)代入式(4) 可得： ⋅ ⋅ − ⋅ − =(1 ER) 1 MR H cd PCMd m d ε (14) 其中，cd=(CD/Pd) 為本國廠商與外國 廠商間的成本差異比。以 cd 對式(14) 進行偏微分，可得cd對PCMd的影響 如下： 0 ER) (1 cd PCMd < − − = ∂ ∂ 本國廠商生產成本與外國廠商生產成 本差距越大時，來自外國廠商的競爭 壓力將越大，故本國廠商影響本國市 場價格的壟斷力將越小，於是，獲利 率也會下降。 將[
Ch ex (Cw fw th)]
Pd cd= − ⋅ + + 代 入 式(14)可得 − ⋅ + + − ⋅ ⋅ ⋅ − = d w w h d P f C ex C ( H MR 1 ER) (1 PCMd m ε 以 th、fw 與 ex 對上式分別進行偏微 分，可得三者對PCMd的影響方向如 下： 0 ) ER 1 ( PCMd > ⋅ − = ∂ ∂ d h P ex t 0 ) ER 1 ( PCMd > ⋅ − = ∂ ∂ d w P ex f以及 0 ) ( ) ER 1 ( PCMd > + + ⋅ − = ∂ ∂ d h w w P t f C ex 當本國的關稅稅率、外國廠商出口的 單位運輸成本或匯率越高時，外國廠 商 欲 進 入 本 國 市 場的進 入 障 礙 會 越 高，廠商所面對來自外國廠商的競爭 壓力也就越低，故本國廠商較有能力 影 響 國 內 價 格 ， 進而提 昇 本 身 獲 利 率。因此，th、fw 與 ex 對PCMd皆有 正向影響。 根 據 前 述 比 較 靜 態 分 析，各影響變數與PCMd的關 係可彙總如下： ) ex , f , t cd, , H ER, , MR , H ( PCM ) ( ) ( w ) ( h ) ( (?) m (?) (?) d ) ( d + + + − + = f (15) 其中，各變數下方的符號代表該變數 對PCMd的影響方向。 Hd 方程式 同樣地，以PCMd、MR、ER與Hm 對式(10)分別進行偏微分，可得各解釋 變數對Hd的影響方向如下： 國內廠商PCM (PCM ) d 0 PCM α) (1 ER) (1 MR) (1 MR H PCM H m m d d > ⋅ − ⋅ − ⋅ − ⋅ = ∂ ∂ 隨著當PCMd提高，本國廠商競爭能力 越強，就越有能力獲得較高的市場佔 有率，使內銷市場產業集中度因而上 升，故PCMd對Hd有正向影響。 進口比(MR) 0 PCM ) (1 ER) (1 MR) (1 PCM ER) (1 PCM H MR H m 2 m d m d > ⋅ − ⋅ − ⋅ − ⋅ − ⋅ − ⋅ = ∂ ∂ α β , if β <0; ?, otherwise 當本國廠商與外國廠商處於競爭狀態 時(β <0)，隨著進口比與進口競爭的 增加，可能迫使本國廠商進行合併以 提升效率，或迫使無效率的廠商退出 市場，導致本國廠商家數變少，內銷 市場產業集中度會因而提高，故 MR 對Hd有正向影響。但在其他情況下， MR對Hd的影響則難以判定。 出口比(ER) 0 PCM ) (1 ER) (1 MR) (1 PCM MR H ER H m 2 d m d > ⋅ − ⋅ − ⋅ − ⋅ ⋅ = ∂ ∂ α 隨著出口比的增加，有效率的廠商可 享受因產出增加而帶來的規模經濟， 迫使無效率的廠商退出市場，導致本 國廠商家數減少及內銷市場產業集中 度提高。因此，ER對Hd有正向影響。 進口集中度(Hm) 0 PCM ) (1 ER) (1 MR) (1 PCM MR H H m d m d > ⋅ − ⋅ − ⋅ − ⋅ = ∂ ∂ α 隨著進口集中度提高，國內廠商面臨 來自外國廠商的競爭壓力將提昇，本 國 廠 商 必 須 為 了 生存而 提 昇 經 營 效 率，而無效率的廠商也會被迫退出市 場，導致本國廠商家數減少及內銷市 場產業集中度提高。因此，Hm 對 Hd 有正向影響。 根據前述比較靜態分析，各影響 變數與Hd 的關係可彙總如下：
H (PCM ,MR,ER,H ) ) ( m ) ( (?) ) ( d d + + + = f (16) MR 方程式 同樣地，以PCMd、Hd、ER與Hm 對式(11)分別進行偏微分，可得各解釋 變數對MR的影響方向如下： 國內廠商PCM (PCM ) d
[
H PCM (1 ER) (A ) PCM]
0 A H PCM ER) (1 PCM MR 2 m d m m m d < ⋅ − ⋅ − + ⋅ ⋅ ⋅ ⋅ − − = ∂ ∂ β , if α >0; ?, otherwise 當本國廠商處於勾結狀態(α >0)時， 隨著PCMd的提高，本國廠商聯合阻止 國外競爭的決心與能力較強，進口比 會下降，故PCMd對MR有負向影響。 但在其他情況下，PCMd對 MR 的影 響則難以判定。 產業集中度(H ) d[
]
[
H PCM (1 ER) (A ) PCM]
0 ER) (1 PCM H PCM PCM ) (1 ER) (1 H MR 2 m d m m m d m d > ⋅ − ⋅ − + ⋅ − ⋅ ⋅ − ⋅ ⋅ ⋅ − ⋅ − = ∂ ∂ β β α , if β <0; ?, otherwise 當本國廠商與外國廠商處於競爭狀態 時(β <0)，隨著內銷市場產業集中度 的提高，本國廠商在本國市場的地位 日趨穩固，本國廠商有可能減少內銷 量以提高本國市場的價格，外國廠商 可能增加進口量，本國市場需求不變 的情況下進口比會上升，故 Hd對MR 有正向影響。但在其他情況下，Hd 對 MR的影響則難以判定。 出口比(ER)[
H PCM (1 ER) (A ) PCM]
0 A PCM PCM H ER MR 2 m d m d m m < ⋅ − ⋅ − + ⋅ ⋅ ⋅ ⋅ − = ∂ ∂ β , if α >0; ?, otherwise 當本國廠商在本國市場處於勾結的狀 態時(α >0)，出口比上升可能表示： 一方面，本國廠商聯合減少內銷量哄 抬 內 銷 市 場 價 格 ，即使 外 銷 量 未 增 加，出口比亦會增加；另一方面，本 國廠商亦會對國外廠商聯合建構進入 本國市場的障礙，故進口量與進口比 會下降。因此，ER對MR有負向影響。 但在其他情況下，ER對MR的影響則 難以判定。 進口集中度(H ) m[
H PCM (1 ER) (A ) PCM]
0 ER) (1 A PCM PCM H MR 2 m d m d m m < ⋅ − ⋅ − + ⋅ − ⋅ ⋅ ⋅ − = ∂ ∂ β , if α >0; ?, otherwise 當本國廠商存在勾結行為(α >0)時， 對外國廠商而言，其所面對的進口障 礙會較大。隨著外國廠商進口集中度 的上升，較無效率的外國廠商會退出 本國進口市場，進口量與進口比會因 而下降，故Hm對MR有負向影響。但 在其他情況下，Hm對MR的影響則難 以判定。 此外，透過移項，式(14)可轉換 成： + − ⋅ = cd ER 1 PCM H MR d m d ε 以 cd 對上式進行偏微分，可得 cd 對MR的影響方向如下： 0 H cd MR m > = ∂ ∂ εd 當本國廠商生產成本相對於外國廠商 生產成本提高時，外國廠商進口競爭 能力增強，進口量會增加，進口比也 會因而上升。因此，cd對MR有正向 影響。 根據前述比較靜態分析，各影響 變數與MR的關係可彙總如下： MR (PCM ,H ,ER,H ,cd) ) ( (?) m (?) d (?) (?) d + = f (17) ER 方程式 同樣地，以PCMd、Hd、MR與Hm 對式(12)分別進行偏微分，可得各解釋 變數對ER的影響方向如下： 國內廠商PCM (PCMd) 0 Z PCM MR H PCM ER m m d ⋅ < ⋅ − = ∂ ∂ , if 0 > α and β >0; ?, otherwise 當本國廠商之間以及本國廠商與外國 廠商間存在勾結行為時，隨著 PCMd 上升，國內廠商出口意願會降低，故 PCMd對ER有負向影響。但在其他情 況下，PCMd對ER的影響則難以判定。 產業集中度(H ) d 0 Z PCM ) (1 MR) (1 PCM MR H H ER 2 m d m d ⋅ > − ⋅ − ⋅ ⋅ ⋅ = ∂ ∂ α 隨著內銷市場產業集中度的上升，本 國廠商較容易進行勾結，聯合減少內 銷數量來提高本國市場的價格，而內 銷量的減少會使出口比提高。因此， Hd對ER有正向影響。 進口比(MR) 0 Z PCM A PCM H MR ER 2 m d m < ⋅ ⋅ ⋅ − = ∂ ∂ , if 0 > α ; ?, otherwise 當本國廠商間存在勾結行為時，隨著 進口比提升，意味外國廠商進口競爭 能力上升，其背後原因可能來自經營 效率的提昇。因此，在外國市場，外 國廠商的競爭能力亦增強，不利於本 國廠商的出口，本國廠商的出口量與 出口比會因而下降。因此，MR對ER 會有負向影響。但在其他情況下，MR 對ER的影響則難以判定。 進口集中度(H ) m 0 Z PCM PCM MR H ER m d m ⋅ < ⋅ − = ∂ ∂ , if α >0 and 0β > ; ?, otherwise 當本國廠商之間以及本國廠商與外國 廠商間存在勾結行為時，隨著外國廠 商進口集中度增加，在本國市場，勾 結愈易維持，廠商愈易聯合訂價以提 昇本國市場的獲利率。於是，對國內 廠商而言，內銷相對於外銷更具吸引 力，故出口比會下降。因此Hm對 ER 會有負向影響。但在其他情況下，Hm 對ER的影響則難以判定。 此外，透過移項，式(14)可轉換 成： d d ε ε ⋅ − ⋅ ⋅ − = cd H MR PCM 1 ER md
以 cd 對上式進行偏微分，可得 cd 對 ER的影響方向如下： 0 cd) MR (H PCM ) ( cd ER 2 m d 2 < ⋅ − ⋅ ⋅ − = ∂ ∂ d d ε ε 隨著成本差異的上升，本國廠商生產 成本相較於外國廠商的增加，會削弱 國內廠商的出口競爭力，出口量會減 少，出口比因而降低，故cd 對ER 有 負向影響。 根據前述比較靜態分析，各影響 變數與ER的關係可彙總如下： ER (PCM ,H ,MR,H ,cd) ) ( (?) m (?) d ) ( (?) d − + = f (18)
實證模型
為確保式(15)至式(18)之聯立方程 模型的認定(identification)問題得以解 決，本文參考 Perloff (1994)、Chou (1986) 與 Wang (1997) )，在四條方程 式中分別引進其他外生解釋變數，包 括出口國家集中度(Hce)、市場規模(MS) 以及產能利用率(E)，其理論基礎如下： 0 H PCM ce d < ∂ ∂根據Carlton & Perloff (1994)，當買方 的集中度愈高，則愈有可能以較低價 購入商品，及買方集中度可抵銷賣方 壟斷力的現象，因此，考慮到買方集 中度對廠商獲利率的影響，本文將出 口國家集中度加入PCMd 方程式，且 其預期影響方向為負的。 0 MS Hd < ∂ ∂ 根據 Chou(1986)與 Wang(1997)，市場 規模愈大，愈能容納新廠商加入，而 潛在競爭廠商的加入將使得產業集中 度下降。因此，市場規模對Hd的預期 影響方向為負的。 0 E MR < ∂ ∂ 根據 Wang(1997)，隨著產能利用率上 升，本國廠商愈具規模經濟，對新進 廠商將形成一種進入障礙，而使得進 口量與進口比下降。因此，E 對 MR 的預期影響方向為負的。 0 H ER ce < ∂ ∂ 隨著買方集中度的提昇，本國廠商在 出口的議價能力與出口價格會下降， 外銷獲利率與出口意願會降低，於是 出口量與出口比會下降。因此，Hce對 ER的預期影響方向為負的。 綜合上述，本文建立一實證模 型如下： ) ex , H , f , t , H ER, , MR , H ( PCM ) ( ) ( ce ) ( w ) ( h (?) m (?) (?) ) ( d d + − + + + = f , (19) H (PCM ,MR,ER,H ,MS) ) ( ) ( m (?) (?) ) ( d d − + + = f , (20) MR (PCM ,H ,ER,H ,E,cd) ) ( ) ( (?) m (?) (?) d (?) d + − = f , (21) ) H , cd , H MR, , H , PCM ( ER (-) ce (-) (?) m (?) ) ( d (?) d + = f .
(22)
實證結果
資料說明與實證方法
雖然台灣石化業中游產品有 30 種以上，但因部份產品的資料並不完 整，故本文只選擇21種產品作為取樣 對象。此外，由於國內產業集中度的 數據在 1989 年以前與 1997 年以後無 法獲得，所以，本文實證樣本涵蓋期 間為 1989 年至 1997 年。雖然本文聯 立方程模型所用的解釋與被解釋變數 有12個，但計算過程所需用到的資料 卻 遠 超 過 此 數 ， 故資料 處 理 較 為 繁 複，且源自 5 個不同的出處。相關變 數的計算方式與資料來源請參考表 2 與表3。 由於式(19)至式(22)具聯立關係， 若利用 OLS 逐條方程式單獨進行迴 歸，可能會導致聯立偏誤(simultaneous bias)，所以，本文將式(19)-(22)合併成 一聯立方程模型，同時估計。透過階 條 件(rank condition)與 秩 條 件(order condition)檢 定 ， 式(19)屬 適 度 認 定 (exactly identified)，式(20)、(21)與(22) 屬過度認定(over-identified)，因此，本 文乃選用 3SLS 來估計此聯立方程模 型，其實證結果列於表4。實證結果詮釋
PCMd方程式 實證結果顯示，產業集中度如預 期地對國內廠商PCM有正向影響，且 具10% 統計顯著性，換言之，產業集 中度較高的中游石化業廠商市場壟斷 力較強，因而可影響市場價格進而創 造較高獲利率，因此，產業集中度較 高的中游石化業廠商的 PCMd 會高於 產業集中度較低的廠商。進口比與進 口集中度係數皆為負的，且具 1% 統 計顯著性，表示國內廠商感受到的競 爭壓力與外國廠商的談判能力提高皆 會降低國內廠商的獲利率，值得注意 的是，前者隱含國內中游石化廠商可 能 處 於 勾 結 狀 態 ， 後 者 更 進 一 步 隱 含，除了本國廠商間可能處於勾結狀 態外，本國廠商與外國廠商在本國市 場亦可能存在勾結行為。除了外在環 境影響因素外，廠商本身的銷售決策 亦 會 影 響 獲 利 率 。 出 口 比 的 提 昇 對 PCMd有負向影響，且具 5%統計顯著 性，隱含本國廠商間以及本國廠商與 外國廠商在本國市場可能存在勾結行 為。因此，當本國市場裡的國內外廠 商皆處於勾結狀態時，國內廠商應善 用在本國市場的壟斷優勢，盡量降低 出口比以提高獲利率。此外，由於出 口國家集中度係數如預期地為負，且 具10% 統計顯著性，顯示：廠商在作 出口決策時，若能分散出口市場，將 可提昇國內廠商PCM。最後，th、fw 和 ex 的係數皆為正，但並不具統計顯著 性，顯示在 1989 至 1997 年間，th 、 fw 和 ex 並非影響台灣中游石化廠商 獲利率的重要因素。 Hd方程式 國內廠商PCM對產業集中度的影 響如預期地為正的，且具有1 % 的統 計顯著性，表示PCMd上升時，本國廠 商愈有能力獲得較高的市場佔有率， 產業集中度因而上升。 進口比與進口 集中度係數皆為正的，且具 1% 統計 顯著性，顯示進口比與進口集中度的 提高可能使國內廠商透過合併以增強 市場壟斷力，或外國廠商在本國市場 集中度增加帶來的壟斷力使國內無效率廠商退出市場，這兩種狀況皆會使 產業集中度上升。而市場規模係數如 預期地為負，且具 1% 統計顯著性， 表示市場規模的擴大將導致本國廠商 家數增加與產業集中度下降。最後， ER 的係數為正，但並不具統計顯著 性，顯示在1989至1997年間，ER並 非影響台灣中游石化業產業集中度的 重要因素。 MR 方程式 PCMd係數為負，且具1% 統計顯 著性，顯示：當國內廠商PCM增加時， 國內廠商較有能力阻絕進口而使進口 比下降，此結果隱含國內廠商在本國 市場可能存在勾結關係。Hd 對MR 的 顯著正向影響亦隱含國內廠商與國外 廠商在本國市場可能存在勾結關係。 當產業集中度提昇時，國內廠商可透 過減少內銷量來提高價格，進口比可 能因此增加。ER 和 Hm的係數皆為負 的，且皆具 1% 統計顯著性，隱含國 內中游石化廠商在本國市場可能存在 勾結關係。產能利用率如預期地對進 口比有負向影響，且具 5% 統計顯著 性，顯示國內廠商產能利用率的上升 有阻絕進口的效果，進口比會因此下 降。如預期地，成本差異比對進口比 有正向影響，且具1% 統計顯著性。 ER 方程式 PCMd係數為負的，且具5% 統 計顯著性，隱含本國廠商間以及本國 廠商與外國廠商間在本國市場可能存 在勾結行為。MR 與 Hm 皆對 ER 有 顯著負向影響，前者隱含本國廠商在 本國市場可能存在勾結行為，後者隱 含本國廠商間以及本國廠商與外國廠 商間在本國市場可能存在勾結行為。 最後，Hd對 ER 的影響方向為正的； Hce 和cd 對 ER有負向影響，但皆不 具 統 計 顯 著 性 。 值 得 注 意 的 是 ， 式 (19)-(22)的實證結果皆一致地顯示，台 灣中游石化產業的國內廠商在1989年 至 1997 年間可能存在勾結行為的事 實。
結論與建議
台灣自1986年開放石化原料進口 以來，關稅與非關稅進口障礙逐漸降 低，而台灣中游石化產業的國內廠商 PCM、產業集中度、進口比與出口比 之間的變化顯示四者之間可能存在聯 立關係。因此，根據台灣中游石化產 品的產業特性，本文首先建立一開放 經濟寡占模型。其次，透過數學推導， 獲得國內廠商 PCM、產業集中度、進 口 比 與 出 口 比 之 間 的 因 果 關 係 。 然 後，根據理論推導結果與參考既有文 獻，建立一包含國內廠商 PCM、產業 集中度、進口比與出口比四條方程式 之聯立實證模型。接著，利用台灣 21 種中游石化產品的產業資料，對上述 實證模型以3SLS進行實證分析。實證 結果驗證了理論推導結果，亦印證台 灣中游石化產業的國內廠商 PCM、產 業集中度、進口比與出口比之間存在 顯著的聯立關係。具體而言，產業集 中度對國內廠商PCM有正向影響；進 口比、出口比、進口集中度與出口國 家集中度則對國內廠商PCM有負向影 響。國內廠商 PCM、進口比與進口集 中度對產業集中度有正向影響；市場 規模則對產業集中度則有負向影響。 產業集中度與成本差異比對進口比有 正向影響；國內廠商 PCM、出口比、 進口集中度與產能利用率對進口比有 負向影響。國內廠商 PCM、進口比與 進口集中度對出口比有負向影響。特別值得注意的是，實證結果隱含台灣 中游石化業的國內廠商在 1989 年至 1997年間可能存在勾結行為。 最後，有關成本差異與運輸成本的 衡量指標，由於資料蒐集瓶頸仍然存 在 ， 本 文 只 能 採 用 次 佳 公 式 進 行 估 算；而本國廠商間與本國廠商對外國 廠商的猜測彈性因估算瓶頸仍無法克 服，故無法納入實證模型中作為解釋 變數，上述缺陷有待未來進一步研究 時克服。
表 1 1986-2002 年台灣地區 21 項中游石化產品國內廠商 PCM、產業集 中度、進口比與出口比的平均 年 PCMd Hd MR ER 1986 -- -- 0.317 0.202 1987 -- -- 0.371 0.172 1988 -- -- 0.398 0.163 1989 0.432 0.79 0.383 0.159 1990 0.370 0.80 0.413 0.175 1991 0.449 0.80 0.451 0.164 1992 0.422 0.78 0.464 0.186 1993 0.407 0.75 0.437 0.198 1994 0.407 0.62 0.437 0.203 1995 0.429 0.66 0.420 0.238 1996 0.406 0.69 0.411 0.252 1997 0.351 0.69 0.413 0.245 1998 0.381 -- 0.411 0.278 1999 0.349 -- 0.407 0.290 2000 0.267 -- 0.370 0.317 2001 0.289 -- 0.318 0.378 2002 0.273 -- 0.308 0.393 註：雖然中游石化產品超過30 種，但因部分產品之資料不完整，因此本文實證資料所涵蓋之產 品只有21 種，為 SM(苯乙烯)、VCM(氯乙烯)、ML(甲醇)、EG(乙二醇)、VAM(醋酸乙烯酯)、 PA(鄰苯二甲酸)、DOP(鄰苯二甲酸二辛酯)、PTA(絕對苯二甲酸)、CPL(己內硫氨)、AN(丙 烯晴)、ME(三聚氰氨)、CB(碳煙)、PVC(聚氯乙烯)、LDPE(低密度聚乙烯)、HDPE(高密度聚 乙烯)、PS(聚苯乙烯)、PP(聚丙烯)、PVA(聚乙烯醇)、ABS(樹脂)、SBR(苯乙烯丁二烯橡膠)、 BR(聚丁二烯橡膠)。PCMd 代表本國廠商在國內外個別 PCM 之加權平均；Hd 為產業集中 度；MR 進口比；ER 出口比。
表 2 相關變數之衡量方法 變數名稱 衡量公式 m P 進口值 ╱Xm d P 內銷值╱Xh w P ex⋅ 出口值╱Xe h PCM (Pd－Ch)╱Pd w PCM (ex⋅Pw－Ch)╱(ex⋅Pw) d PCM PCMh ⋅Xh/XT +PCMw⋅Xe/XT MR Xm╱(Xh+Xm) ER X ╱e (Xh+Xe) d H
(
)
∑
= n i h h i X x 1 2 / m H∑
(
)
= w n k m m k X x 1 2 / MS XT +Xm −Xe E 產量 /產能 cd(=CD/P ) d (Pd－P )m ╱P d ce H∑
= w n k 1 2 ) / k (出口至第 家外國廠商的出口量總出口量 h t (一般關稅稅率*適用該稅率的進口量+優惠關稅稅率*適用該稅率的 進口量)/總進口量 fw(
)
∑
= w n k m m k X x k 1 / * 個國家距離本國的距離 第 ex(
)
∑
= w n k m m k X x k 1 / * 個國家的匯率 第 說明：Pm 表示進口價格；Pd 代表國內價格；Pw 代表國外價格； Ch為國內廠商之邊際 成本。表 3 資料來源 資料名稱 資料來源 m P (1) m k x (1) m X (1) w P (1) d P (3) e X (1) h X (3) d H (2) 內銷值 (3) 出口值 (1) 進口值 (1) 產能 (4) h t (1)、(5) h C (3)、(4) 說明：(1)財政部關稅總局統計處，中華民國進出口貿易統計月報(1986 年至 2002 年)； (2)經濟部統計處； (3)經濟部統計處，中華民國台灣地區工業生產統計月報； (4)石化工會，中華民國的石油化學工業，石化年鑑； (5)財政部海關總稅務司署，中華民國海關進出口稅則進出口貨品分類表合計 本。
表 4 實證結果 被解釋變數 係數估計數 解釋變數 PCMd 方程式 Hd方程式 MR 方程式 ER 方程式 常數項 0.76*** (6.02) 0.30*** (3.70) 0.63*** (9.58) 0.58*** (5.94) PCMd 0.23*** (3.31) -0.38*** (-7.35) -0.15** (-2.12) d H 0.16* (1.85) 0.38*** (7.62) 0.11 (1.49) MR -0.70*** (-6.97) 0.61*** (7.04) -0.63*** (-7.05) ER -0.24** (-2.40) 0.01 (0.16) -0.40*** (-7.47) m H -0.61*** (-5.65) 0.52*** (5.22) -0.45*** (-5.75) -0.23** (-2.17) h t 2.69 (1.06) fw 4.78E-6 (0.30) ex 5.90E-4 (0.44) Hce -0.19* (-1.89) -0.17 (-1.23) MS -2.00E-7*** (-4.89) E -0.15** (-2.15) cd 0.17*** (2.89) -0.06 (-0.70) 有效樣本 181 註：表中括弧值為t 統計值。***、**及*分別代表 1%、5%、10%之顯著水準下具統計顯著性。
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