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1、市场竞争争与公司司产出我国国市场竞竞争状况况与公司司产出之之间关系系研究沈远鹏中文摘要要始于上世世纪700年代末末的市场场经济改改革使得得中国各各个行业业的市场场竞争状状况都发发生了巨巨大变化化，这场场变化令令无数曾曾己辉煌煌的公司司从人们们的视野野中消失失，也令令无数默默默无闻闻的公司司成就为为市场大大鳄。市市场竞争争状况对对公司经经营业绩绩的影响响究竟如如何，中中外经济济学界有有着不同同看法。本文以国国外权威威杂志所所发表的的一篇关关于市场场竞争状状况与公公司经营营业绩之之间关系系的统计计检验文文章为契契机，在在该文提提出的检检验模型型基础上上结合中中国现阶阶段实际际情况提提出了一一简化的
2、的非时间间序列模模型，选选取中国国部分上上市公司司为样本本进行统统计检验验，以考考查中国国市场竞竞争状况况对中国国上市公公司经营营业绩的的影响。关键词：市场竞竞争、经经营业绩绩、统计计检验AbsttracctThe marrkett coompeetittionn ennvirronmmentt inn Chhinaa haas sso mmuchh chhangged sinnce thee Reeforrm aat 119700s. Maany fammouss coompaaniees hhavee diisapppeaaredd annd ssomee smmalll coompaan
3、iees hhavee grrownn too maarkeet lleadderss inn thhe RRefoorm. Hoowevver, thheree arre ssomee arrguees tthatt maarkeet ccomppetiitioon ccan impprovve ccomppanyy peerfoormaancee.Thiss arrticcle usees aa moodell too giive thee emmpirricaal eeviddencce oon tthe rellatiionsshipp beetweeen marrkett coomp
4、eetittionn annd ccomppanyy peerfoormaancee. TThe moddel herre iis bbaseed oon aa tiime-serriess moodell frrom an arrticcle of Jouurnaal oof PPoliiticcal Ecoonommicss, aand thee reesullts repportted herre aare bassed on an anaalyssis of somme llistted commpanniess inn Chhinaa.Key Worrds: maarkeet cco
5、mppetiitioon, commpanny pperfformmancce, staatissticcal reggresssioon aanallysiis.引言如我们所所知，根根据市场场竞争程程度的不不同，经经济学家家将市场场分为了了四种类类型的市市场：完完全竞争争市场、垄断竞竞争市场场、寡头头垄断市市场和完完全垄断断市场。处在不不同市场场中的公公司经营营状况会会由于所所面临的的市场竞竞争状况况不同而而表现出出差异。经济学学界对此此有不同同看法，但一般般认为市市场竞争争有利于于提高公公司的经经营业绩绩，改善善其经营营状况。本文引用用了Steepheen JJ. NNichhelll于1
6、9996年年发表的的文章：Commpettitiion andd Coorpooratte PPerfformmancce (Jouurnaal oof PPoliiticcal Ecoonommicss, 119966, VVol 1044,Noo.4)，该文文以大约约6700家英国国上市公公司数据据为样本本，通过过统计分分析，得得出结论论：以公公司所面面临的竞竞争者数数量增加加或公司司所获得得的超额额利润减减少为表表征的市市场竞争争显著地地提高了了公司产产出的增增长率1。文章的的理论模模型是以以Cobbb-DDougglass生产函函数为基基础，假假定规模模报酬不不变，并并加入市市场竞争争
7、环境因因素变量量所构建建的对数数线性模模型11（时时间序列列模型）：其中，ii是公司下下标，tt是时期期下标，是对数数化的公公司产出出，为对数化化公司前前一年产产出，是是对数化化的公司司职工数数，表征征公司的的劳动力力投入，是对数数化的资资本存量量，表征征公司的的资本投投入，是是用来表表征模型型中的经经济周期期因素，是用来来表征市市场竞争争对公司司经营业业绩的影影响因素素，其用用公司所所占市场场份额来来表示，同时，为了消消除“因果倒倒置”的矛盾盾，其采采用的是是公司前前两年的的市场份份额数据据，即：，表征市市场竞争争对公司司业绩增增长的影影响因素素，其主主要通过过对公司司管理者者的市场场竞争调
8、调查（001变量量）、公公司所获获得的超超额利润润、公司司所在行行业的平平均规模模、公司司所面临临的市场场的集中中度、以以及进口口产品对对公司经经营的影影响等来来表示。样本数据据取自英英国的上上市公司司，其选选取标准准是：第第一，能能收回对对该公司司的问卷卷调查；第二，能获取取该公司司的至少少连续66年的相相关数据据；第三，该公司司的数据据相互之之间无相相关性。作者的检检验结果果表明市市场竞争争状况对对公司产产出增长长率有着着显著的的影响。超额利利润的获获利能力力对公司司产出有有着非常常明显的的负相关关关系，也就是是说，较较高超额额利润的的公司的的劳动生生产率较较低；同时，所在市市场集中中度较
9、低低的公司司有着较较高的产产出增长长率。因因此，作作者由此此得到了了下列经验验结果：首先，拥有较较高市场场份额的的垄断实实力导致致了低效效率的产产出水平平；然后后更重要要的是，由于有有新的厂厂商加入入或者现现有厂商商所能获获得的超超额利润润下降所所导致的的竞争加加剧总是是带来更更高的生生产率1。我们希望望在上述述文章所所用模型型的基础础上进行行修改提提出一相相对简化化的模型型，利用用中国上上市公司司的相关关数据对对其进行行统计检检验，并并根据检检验结果果对中国国公司所所面临的的市场竞竞争状况况与公司司经营业业绩之间间的关系系进行解解释。第一章 理论模型型2.1 建立模型型我们以式式（1）模型为
10、为基础，参照其其建模方方法，考考虑中国国的具体体情况，采取如如下步骤骤建立模模型：1） 以公司总总销售收收入表示示该公司司经营业绩绩作为因因变量，以考察市市场竞争争状况对对公司业绩绩的影响响；2） 本模型基基于最基基本的在在没有外外部市场场竞争的的情况下下的生产产函数：如考虑前前一期产产出的影影响，则则此生函函数变为为：在式（33）两端端同取对对数得：3） 存在外部部市场竞竞争的条条件下，加入一一个变量量C表示市市场的竞竞争状况况，得到到本报告告中的模模型最初初形式：假设公司司的产出出全部转转化为销销售收入入，则和和分别表表示公司司的销售售收入；L表示公司司的劳动动投入；K表示公司司的资本本投
11、入；C表示市市场的竞竞争状况况；为残差差；、均为参参数。4） 根据文章章中的模模型和中中国的实实际情况况，我们们认为我我国公司司的市场场竞争状状况可以以用以下下因素来来衡量：前一一期公司司在行业业中所占占的市场场份额：前一一期公司司所在行行业的集集中程度度：公司司所获得得的超过过行业平平均水平平的超额额利润：政府府对公司司所在的的行业是是否有经经营管制制，即是是否存在在国家垄垄断即： 其中，、为参数数将其代入入（5）式，得得：鉴于中国国公司的连连续数据据难以获获得，加之时时间序列列的技术术处理难难度，我们在在报告中中使用的的是非时时间序列列的简化化模型。2.2 变量的解解释根据以上上的模型型可
12、以看看出，公公司的业业绩（公公司的销销售收入入）受两两类变量量的影响响：公司司内部的的影响变变量和外外部市场场竞争情情况的影影响变量量。2.2.1 内部变量量：内部变量量包括前前一期的的销售收收入、公司的劳劳动投入入L和公司的资资本投入入K，这三三个变量量衡量公公司自身身因素对对其当期期销售收收入的影影响。LL用公司的员员工总工资支出出额表示示，K用公司的净资产表表示。2.2.2 外部变量量：外部变量量即反映映市场竞竞争状况况的变量量、。：前一期期公司在行行业中所所占的市市场份额额，衡量公司司在行业业中的市市场地位位。用前前一期的的市场份份额的原原因是，为了消消除公司司的市场场份额与与其销售售
13、收入之之间的“因果倒倒置”矛盾；：前一期期公司所在在行业的的集中程程度，用该行行业销售售额前五五名公司司的市场场份额之之和表示示；：公司所所获得的的超过行行业平均均水平的的超额利利润，衡量公司司在行业业中的获获利能力力的高低低，即公公司所具具备的市市场垄断断势力的的大小。：政府对对公司所在在的行业业是否有有经营管管制，即即是否存存在国家家垄断。从中国国的实情情考虑，行业的的国家垄垄断与公公司业绩绩关系甚甚大，因因此要加加入此变变量。此此变量为为离散变量量，用00-5依依次表示示国家垄垄断强弱弱程度。2.2.3 变量选择择因素在选择内内部变量量和影响响市场竞竞争状况况的外部部变量时时，我们们考虑
14、了了如下问问题，剔剔除了其其他因素素的影响响，最后后确定了了上述七个个变量。1） 近年来，中国经经济平稳稳增长，可以排排除经济济周期对对公司业绩绩的影响响；2） 我国物价价稳定，可排除除通货膨膨胀对公公司销售售收入、固定资资产投资资和利润润的影响响；3） 本报告模模型中的的市场份份额指的的是公司司的销量量占该行行业所有有产品国国内消费费量的比比例，产产品的国国内消费费量已经经包括进进口产品品，所以以在确定定市场竞竞争状况况时，可可以不再再考虑进进口产品品的影响响。第二章 数据收集集根据以上上模型，我们选选取中国国38家家上市公公司的数数据对此此模型的的合理性性进行验验证，这这些公司司涉及电电信
15、、银银行、家家电、石石化、汽汽车、钢钢铁等112个传传统和新新兴行业业，并具具有相当当的代表表性。所所用数据据主要来来源于上上市公司司20001年、20000年的的年报，及国家家有关宏宏观经济济和行业业的统计计数据，同时我我们对一一些难以以获得和和不能确确定的数数字进行行了合理理的替换换和调整整。2.1 样本的选选取标准准为使模型型能够全全面衡量量市场的的竞争状状况，我我们选取取了122个有代代表性的的行业，分别为为电信、软件、银行、家电、石化、汽车、钢铁、航空、服装、酒类、纸业和和水泥。这些行行业既有有传统行行业又有有新兴行行业，既既有自由由竞争的的行业又又有国家家垄断的的行业，既有利利润丰
16、厚厚的行业业又有利利润微薄薄的行业业，相信信这些行行业能够够代表中中国各类类行业的的市场特特征。基基于行业业的选择择，我们们在每个个行业中中选取了了2-44家上市市公司（总数为为38家家），其其选取标标准为：1） 20000年之前前上市的的公司；2） 公司在行行业中有有相当的的规模，具有一一定的知知名度和和代表性性；3） 公司在220000年和220011年未出出现亏损损。2.2 数据来源源根据我们们在第二二部分建建立的模模型式（7）：我们用公公司以下下数据表表示各个个变量：公司220011年的产产出，以以其20001年年的营业业收入（单位：万元）表示；：公司220000年的产产出，以以其20
17、000年年的营业业收入（单位：万元）表示；：公司220011年的劳劳动力投投入，以以其20001年年的职工工工资总总额（单单位：万万元）表表示；：公司220011年的资资本投入入，以其其20001年的的净资产产总额（单位：万元）表示；：20000年公司司占所在在行业的的市场份份额（单单位：%），由由该公司司的营业业收入/行业的的总营业业收入计计算所得得；：20000年公司司所在行行业前55名的市市场份额额之和（单位：%），由于市市场真实实数据难难以获得得，模型型中所用用数据为为我们根根据对各各行业的的经验估估计而得得；：公司获获取超额额利润的的能力，由该公公司的净净资本收收益率五年期期国债的的
18、利率计计算所得得，五年年期国债债的利率率按现行行的2.63%计算。：该公司司所在行行业受国国家政策策干预的的程度，用0-5依次次表示干干预的强强弱程度度，其中中0表示示该行业业不受政政府的干干预，55表示政政府对该该行业的的政策干干预最强强，即国国家垄断断。基于以上上的样本本选取标标准和有有关变量量的定义义，我们们用表22-1数数据作为为回归的的原始数数据。表2-11样本数数据公司名称称大唐电信信12.22315512.33874410.11060012.1156550.722%40.0000.72223东方通信信13.66410013.55559910.33233312.8808332.96
19、6%40.0002.16603中兴通讯讯13.77464413.00222211.88208812.8864553.299%40.0005.61123东软股份份12.00775511.6616449.6008011.6688660.622%8.0004.31121托普软件件11.11718810.8836227.6115311.7793220.255%8.0002.54441深发展12.99782212.55387710.88097712.8801553.166%75.0004.21175浦发银行行13.44850013.22552211.11687713.4468335.244%75.000
20、5.71155公司名称称民生银行行13.11482212.55099910.99544413.2203993.744%75.0004.52295四川长虹虹13.77658813.88838810.55432214.0057886.200%40.0000.26620青岛海尔尔13.99502213.0087449.8221813.1108777.466%40.0004.76640春兰股份份12.00795512.1114558.0112712.5589441.155%40.0002.99920上海石化化14.55185514.55318811.99420014.1121004.466%85.00
21、00.20023齐鲁石化化13.44620013.44808810.44068813.0063661.555%85.0000.17713仪征化纤纤13.55682213.77118811.00610013.6687991.722%85.0000.73383石油龙昌昌9.9554810.4478006.8669011.0083440.055%85.0000.57783长安汽车车13.55051113.44155510.33115512.4458551.833%80.0002.36654福田汽车车12.99269912.7713559.7331111.5518441.02280.0003.8990
22、4一汽轿车车12.77499912.6660999.8557213.0018880.86680.0000.20054宝钢股份份14.88861114.99450011.88842214.77821111.88675.0003.70033首钢股份份13.99992213.99909910.66061113.1120554.89975.0005.40033马钢股份份13.77692213.66153311.77773313.8855113.88875.0000.67733美尔雅9.5554710.3347997.8779711.3359550.0773.0001.60010雅戈尔12.007344
23、11.8876009.9882112.1139550.8443.0007.05530杉杉股份份11.11988811.2298668.3223911.7755110.3553.0002.46600东方航空空14.00654413.99829910.66200013.3344119.00080.0000.81105海南航空空12.66930012.3344339.4227112.2294112.28880.0001.74455五粮液13.00694412.8887669.9887213.0063884.30025.0006.57742泸州老窖窖11.55096611.4491449.299501
24、1.7749990.90025.0002.55512山西汾酒酒10.66770010.5525338.6448711.2265110.39925.0001.35542全兴股份份11.66478811.7760228.9115411.7707221.04425.0005.41112青岛啤酒酒13.11762212.88390010.77186612.5599884.79925.0001.31190燕京啤酒酒12.33406612.0070229.9223412.7790552.07725.0003.02270重庆啤酒酒10.77509910.4428778.3775610.9962440.422
25、25.0002.26620美利纸业业10.66320010.2264557.8442310.9970880.3664.0002.71150青山纸业业11.44280011.3391668.6113411.9955770.8114.0002.70000华新水泥泥11.11446610.9993118.9112311.1187770.5553.0001.19901秦岭水泥泥10.66932210.5587558.6114111.1140990.3553.0003.29931大同水泥泥9.666149.922756.7776510.2274770.1223.0001.93331注：该数数据表由由附表
26、一一计算得得到第三章 数据分析析3.1 模型调整整利用表22-1数数据，我我们首先先用Miicroosofft EExceel进行行了回归归分析2，分析表表格见表3-1。通通过表33-1所所示结果果，我们们可以得得到下列列的结论论：由于于R SSquaare等等于0.96995466，非常常接近于于1，因因此统计计数据符符合线性性回归预预测条件件。但是从表表3-11中可以以发现系系数为负负数，既既公司产出出与公司司资本投投入量成成反比关关系，这这在现实实中是不不合情理理。因此此，需要要对式（7）进进行调整整。表3-11 回归归分析表表一回归统计计Multtiplle RR0.9885 R Sq
27、quarre0.9770 Adjuusteed RR Sqquarre0.9662 标准误差差0.2773 观测值38方差分析析dfSSMSFSignnifiicannce F回归分析析771.0050 10.1150 136.4411 5.777E-221残差302.2332 0.0774 总计3773.2282 Coeffficciennts标准误差差t SttatP-vaaluee下限955.0%上限955.0%Inteerceept0.7661 1.0447 0.7227 0.4773 -1.3377 2.9000 0.8339 0.1118 7.0990 0.0000 0.5998
28、1.0881 0.2111 0.0882 2.5668 0.0115 0.0443 0.3880 -0.0077 0.1332 -0.5585 0.5663 -0.3348 0.1993 2.7772 2.8331 0.9779 0.3335 -3.0011 8.5554 0.1993 0.3559 0.5339 0.5994 -0.5540 0.9226 -0.0027 0.0553 -0.5509 0.6114 -0.1135 0.0881 0.0555 0.0226 2.0995 0.0445 0.0001 0.1009 首先考察察方程自自变量的的多重相相关性问问题。使使用Miicroo
29、sofft EExceel可以以得到变变量相关关系数2矩矩阵表33-2。表3-22 自变变量相关关系数表表一1.0000 0.8885 1.0000 0.9228 0.8555 1.0000 0.7667 0.6666 0.7883 1.0000 0.6997 0.5778 0.6221 0.4442 1.0000 0.4994 0.5004 0.3990 0.2993 0.8116 1.0000 0.0115 0.1220 0.0005 0.1336 -0.2205 -0.0021 1.0000 由表3-2可知知，自变变量之间间存在很很明显的的自相关关性。考考究现实实情况，劳动力力、资本本投
30、入以以及其他他自变量量相对比比较刚性性，年度度之间变变动不会会太大，所以，、均与其其有很高高的相关关系数。又因为为，我们们剔除了了原理论论模型中中的时间间序列因因素来进进行检验验，因此此，我们们在此将将删除，则则模型调调整为：3.2 回归结果果及分析析用Miccrossoftt Exxcell对表22-1中中样本数数据进行行回归分分析22，分分析结果果如表33-3。表3-33 回归归分析表表二回归统计计Multtiplle RR0.9558 R Sqquarre0.9119 Adjuusteed RR Sqquarre0.9003 标准误差差0.4339 观测值38方差分析析dfSSMSFSi
31、gnnifiicannce F回归分析析667.3311 11.2218 58.2240 1.633E-115残差315.9771 0.1993 总计3773.2282 Coeffficciennts标准误差差t SttatP-vaaluee下限955.0%上限955.0%Inteerceept2.7004 1.6226 1.6663 0.1006 -0.6613 6.0221 0.4999 0.1115 4.3228 0.0000 0.2664 0.7334 0.3339 0.1991 1.7774 0.0886 -0.0051 0.7228 8.2668 4.3882 1.8887 0.0
32、669 -0.6670 17.2205 1.1446 0.5336 2.1339 0.0440 0.0553 2.2338 -0.0088 0.0884 -1.0055 0.3000 -0.2259 0.0882 0.0559 0.0442 1.3885 0.1776 -0.0028 0.1445 通过表33-3所所示结果果，我们们可以得得到下列列的结论论：由于于R SSquaare等等于0.91885155，非常常接近于于1，因因此统计计数据符符合线性性回归预预测条件件。因此，根根据表33-3回回归的模模型为：3.3 模型的经经济解释释（9）式式表明公公司的产产出与劳劳动力投投入、资资本投入
33、入、公司司的市场场占用率率及行业业集中度度呈正相相关关系系；同时时公司的超超额获利利能力和和国家对对行业的的干涉（国家垄垄断）与与之呈负负相关关关系。从从（9）式中还还可以看看出影响响公司产出出的变量量按边际际影响率率从大到到小排序序依次为为：行业业集中度度、公司司市场占占用率、劳动力力投入、资本投投入、国国家管制制、公司司超额获获利能力力。这个个结论与与Steepheen JJ. NNichhelll在Commpettitiion andd Coorpooratte PPerfformmancce (Jouurnaal oof PPoliiticcal Ecoonommicss, 11996
34、6, VVol 1044, NNo.44)一文文中得出出的结论不相相吻合。首先，SStepphenn J. Niicheell认认为以公公司所面面临的竞竞争者数数量增加加或公司司所获得得的超额额利润减减少为表表征的市市场竞争争显著地地提高了了公司产产出的增增长率1。而本文文的统计计检验结结果表明明：以市市场集中中度为表表征的市市场竞争争与公司司产出呈呈正相关关。我们们对差异异的分析析如下，第一，由于选选取的上上市公司司大部分分均为各各个行业业的市场场领先者者，所以以行业集集中度的的增加有有利于所所选取样样本公司司的产出出增加。同时，中中国的行行业集中中度降低低虽然意意味着行行业的竞竞争加剧剧，
35、但同同时也意意味着行行业内恶恶性价格格竞争的的出现。譬如，中国的的钢铁行行业、煤煤炭行业业的上市市公司几几年前就就饱受小小钢厂、小煤窑窑泛滥之之苦。因因此，行行业集中中度加剧剧会提高高公司产产出。第第二，Steepheen JJ. NNichhelll所用的的模型是是时间序序列模型型，其考考察的是是公司产产出的增增长率；而本文文所用的的简化模模型是一一非时间间序列模模型，考考察的公公司产出出的绝对对量，而而非增长长率。因因此，行行业集中中度与公公司产出出呈正相相关并不不与Sttephhen J. Nicchelll的统统计检验验结论相相冲突。其次，国国家管制制与公司司产出呈呈负相关关关系的的原
36、因在在于中国国大部分分垄断公公司未公公开上市市，因此此国家管管制对样样本公司司而言是是个不利利因素，呈负相相关关系系就很自自然了。从模型中中看，公公司的超超额获利利能力未未为公司司带来高高产出。我们认认为，由由于中国国公司的竞竞争手段段是相对对比较单单一，主主要是以以价格手手段为主主，因此此公司在用用价格竞竞争的同同时必然然影响了了自身的的获利能能力，这这呈现负负相关关关系应该该是符合合中国公公司现阶阶段的实实情。第四章 结论本文通过过中国338家上上市公司司数据对对模型方方程式进进行回归归模拟，以验证证Steepheen JJ. NNichhelll在Commpettitiion andd
37、Coorpooratte PPerfformmancce (Jouurnaal oof PPoliiticcal Ecoonommicss, 119966, VVol 1044, NNo.44)一文文的结论论：以公公司所面面临的竞竞争者数数量增加加或公司司所获得得的超额额利润减减少为表表征的市市场竞争争显著地地提高了了公司产产出的增增长率1。本文的的检验结结果表明明：市场场竞争状状况对公公司产出出有着显显著的负负相关关关系，同时超额额利润的的获利能能力及国国家管制制也对公公司产出出有着非非常明显显的负相相关关系系。这说明明Steepheen JJ. NNichhelll所提及及的结论论在本文文
38、所选取取的样本本公司中中是不成成立的，也就是是说，市市场竞争争不但没没有显著著地提高高公司的的产出，反而与与公司产产出呈负负相关关关系。16附表一：原始数数据列表表行业股票编号号公司名称称本期营业业收入（万元）上期营业业收入（万元）工人工资资（万元元）净资产（万元）前5位公公司市场场份额(%)市场份额额(%)净资产收收益率(%)行业平均均净资产产收益率率（%）电信6001198大唐电信信205,1466 239,7622 24,4489 190,3188 40.000 0.722 1.900 25.883 6007776东方通信信839,8611 771,3900 30,4435 365,22
39、88 40.000 2.966 5.688 25.883 0000063中兴通讯讯933,2022 452,3433 136,0566 386,3344 40.000 3.299 14.776 25.883 软件6007718东软股份份175,8655 110,8999 14,8883 119,2022 8.000 0.622 11.334 9.077 0005583托普软件件71,0099 50,8826 2,0229 132,3466 8.000 0.255 6.699 9.077 银行0000001深发展432,8944 278,9166 49,5501 362,7677 75.000
40、3.166 11.009 2.688 6000000浦发银行行718,5255 571,0411 70,8876 706,6666 75.000 5.244 15.003 2.688 6000016民生银行行513,0999 271,0111 57,2208 542,4900 75.000 3.744 11.991 2.688 家电6008839四川长虹虹951,4622 1,0770,7721 37,9917 1,2774,1131 40.000 6.200 0.699 3.877 6006690青岛海尔尔1,1444,1182 482,8377 18,4432 493,2188 40.00
41、0 7.466 12.553 3.877 6008854春兰股份份176,2233 182,4988 3,0119 293,4433 40.000 1.155 7.877 3.877 石化6006688上海石化化2,0119,7740 2,0446,7768 153,5822 1,3557,2250 85.000 4.466 0.533 -1.881 6000002齐鲁石化化702,2377 715,5511 33,0085 471,4633 85.000 1.555 0.455 -1.881 6008871仪征化纤纤780,8666 901,4477 63,6641 880,1877 85.000 1.722 1.944 -1.881 6007772石油龙昌昌21,0052 35,5527 962 65,0085 85.000 0.055 1.522 -1.881 汽车0006625长安汽车车733,1811 670,3211 30,0077 257,4311 80.000 1.833 6.222 11.886 6001166福田汽车车411,2244 332,1955 16,8833 100,5466 80.000 1.022 10.223 11.886 0008800一汽轿车车344,526