水產品產業的市場勢力測算：基于NEIO方法的研究

劉志雄

（中國政法大學，北京 102249）

水產品產業的市場勢力測算：基于NEIO方法的研究

劉志雄

（中國政法大學，北京 102249）

市場勢力測度是反壟斷的基礎工作。為避免采用替代數據測算市場勢力的不準確性，文章嘗試用新產業組織理論（NEIO）方法，通過選取超越對數成本函數模型，運用上市公司數據估算我國水產品產業的市場勢力。實證分析表明，我國水產品產業存在一定市場勢力，為不完全競爭市場結構。

市場勢力；新產業組織理論（NEIO）方法；水產品產業

一、引言

根據國家統計局的定義，水產品包括全部海水和淡水魚類、甲殼類（蝦、蟹）、貝類、頭足類、藻類和其他漁業產品。20世紀80年代以來，中國水產品產量快速增長，近年來一直居世界首位。據國家統計局數據顯示，2014年我國水產品總產量達6 450萬噸，比2013年增長4.5%。其中，養殖水產品產量4 762萬噸，增長4.9%；捕撈水產品產量1 688萬噸，增長3.5%。中國水產品市場由發育期轉向成熟期，大批企業快速成長，部分企業成功上市。然而，近年來各地大型水產批發市場被指“搞壟斷”：水產協會多次組織會員集體討論商品銷售價格、銷售方式、運輸方式等問題，促使會員達成統一的商品銷售價格；集體簽訂禁止向會員所在市場的非會員銷售商品協議等。使個體經營戶和消費者利益遭受損失。

隨著我國市場經濟體制日益完善和《反壟斷法》實施，政府除宏觀調控外，開始關注企業壟斷行為。本文選擇水產品行業作為考查對象，建立實證模型，利用現代經濟學計量方法分析其是否存在市場勢力及市場勢力影響，為國家公共管理部門的微觀經濟管制以及反壟斷提供科學的證據，促進水產品產業健康發展。

關于市場勢力的研究在國外開展較早，理論和實證成果豐富。自貝恩提出結構-行為-績效分析范式（SCP范式）后，學者紛紛采用跨國或跨行業方式驗證相關假說[1-2]。例如，傳統的SCP范式認為，高集中度產業會產生較高的利潤率，并以此作為市場勢力的存在證據。然而，隨著產業組織理論、計量經濟學和博弈論等理論的發展，大部分學者認為市場結構與市場績效之間的關系是多向的，并指出市場勢力不可直接觀測，但可以通過計量分析推測。例如，Appelbaum與Bresnahan提出的新實證產業組織理論（NEIO）方法被廣泛運用于市場勢力測度與企業競爭行為研究[3-4]。同類研究者Bhuyan &Lopez[5]、Nevo[6]和Pierre R.Mérel[7]均對食品行業的市場勢力進行了評估。在我國，因數據和方法等方面的問題，評估產業市場勢力的研究較少。較早的研究者郝冬梅和王秀清，利用NEIO方法測算我國壟斷行業（煙草業）的市場勢力和效率損失[8]。同類研究有陳甬軍和周末[9]、周末和王璐[10]、黃楓和吳純杰[11]、莫長煒等[12]。此外，還有研究以國際貿易中的市場勢力為對象，如陳博文等[13]。

二、理論模型與數據

（一）理論模型構建

Lerner提出用價格高出邊際成本的比率（即勒納指數=（p-mc）/p）衡量壟斷企業的市場勢力，產業組織理論中對市場勢力的衡量一直沿襲該思路發展，本文也遵循這一思路。根據勒納指數含義，測度市場勢力的難點在于，無法直接觀察廠商的邊際成本。為解決此問題，可以通過對企業成本函數偏微分求導邊際成本，但學界對企業成本函數形式的確定仍有不同假設。假設成本函數的形式有三種，分別是柯布—道格拉斯成本函數、固定替代彈性成本函數和超越對數成本函數。本文選擇后者，理由是相較于前兩種函數形式，超越對數成本函數形式更靈活，在模型估計中限制條件較少。參考已有研究，通過投入產出指標的選取，得出水產業超越對數形式的成本函數如下：

該函數認為成本是產出、投入要素價格以及時間的函數。其中，C表示總成本；y表示產出；w1、w2、w3分別表示勞動投入、資本投入和中間投入；T為反映技術進步的虛擬變量，取值為T=1，2，…7，分別表示2007年、2010年…2013年；μ為隨機誤差項。

超越對數成本函數的限制條件要求成本對價格的線性齊次以及交叉項的對稱性，因此模型（1）需滿足以下約束條件：

把以上5個約束條件帶入模型（1），化簡得：

對上述成本函數求偏導數，計算得出水產業的邊際成本MC：

（二）數據說明

1.變量解釋。本文使用上述模型模擬水產業的成本函數，需事先確定投入產出指標。將其投入要素分為三類：勞動投入、資本投入和中間投入。各變量解釋參見表1。

2.樣本選擇。本文選取上市公司中從事水產業主營業務的9家公司作為樣本。樣本時間跨度為2007—2013年，共63組樣本數據。具體公司名稱及股票代碼為：獐子島（002069）、國聯水產（300094）、好當家（600467）、東方海洋（002086）、大湖股份（600257）、山下湖（002173）、大連國際（000881）、海大集團（002311）、壹橋海參（002447）。9家樣本公司的基本情況如表2所示。

表3為樣本數據描述性統計，表中列出各變量的均值、標準差、最大值以及最小值等統計指標。由表3可知，C均值為158 834，標準差為303 142，最小值和最大值分別為6 539和1 641 160。y均值為189 554，標準差為330 388，最小值和最大值分別為11 171和1 793 041。w1均值為13 118，標準差為14 394，最小值和最大值分別為1598和73091。w2均值為19 458，標準差為15 455，最小值和最大值分別為1 965和70 481。w3均值為159 332，標準差為300 979，最小值和最大值分別為4 766和1 590 969。從以上數據可以看出，全部變量的標準差均較大，說明考查期間不同公司各變量存在較大差異，或同一公司的變量在不同時期有較大差異。5個變量中，w1和w2的標準差較小，反映不同企業的技術水平差異較小，因為勞動與資本可看作技術構成的重要要素。

表1　變量解釋

表2　變量描述性統計（單位：萬元）

表3　變量描述性統計（單位：萬元）

三、實證分析

（一）回歸結果分析

本文通過對原始數據的計算和整理，使用Stata12.0軟件對模型（2）的成本函數進行回歸分析，見表4。

由表4可知，擬合優度R2=0.9943較好，說明模型與樣本觀測值的擬合程度好。超越對數成本函數由投入和產出以及投入和產出交互影響的結構式構成函數，主要投入和產出參數系數估計在顯著性水平取值下均具有統計學意義。F=584.93，給定顯著性水平α=0.05，查F分布表，得到臨界值F0.05（15.49）=1.86，顯然F＞F0.05（15.49），表明模型的線性關系在95%的置信水平F顯著成立，模型顯著性檢驗通過。同時表4列出各系數值和顯著性檢驗結果，結果表明，各參數在不同顯著性水平下通過檢驗。

表4　估計結果

（二）市場勢力估算與分析

將模型（2）估計的參數值和相關數據代入公式（3），得出各上市公司邊際成本MC，最后估算樣本企業2007—2013年的勒納指數（見表5）。

由表5可知，2007—2013年水產品產業上市公司的市場勢力數值均在0到1之間。除壹橋海參2011年的市場勢力達到0.5735外，其余企業各年份的市場勢力均在0.5以下。通過測算各年份的市場勢力平均值發現，按年份計算的市場勢力均值最大值出現在2008年，為0.3486；最小值是2013年的0.1892。此外，總體上水產品產業的市場勢力在波動中保持平穩趨勢。

本文通過對勒那指數分別取均值和中位值，計算對應情況下的勒納指數作為行業市場勢力估算結果（見表6）。從表中可以看出，考查期間水產品產業的市場勢力均值為0.2877，中位數為0.2850，二者數值相差較小。市場勢力能夠反映某一行業內企業的定價能力，較高的市場勢力會使行業價格偏離最優水平，在一定程度上造成社會福利的損失。以勒納指數作為衡量水產品產業市場勢力指標的實證分析結果表明，行業內企業存在普遍的市場勢力，企業收入的近30%通過運用市場勢力占有消費者剩余獲得。

表6　水產業市場勢力估算結果

四、結論與啟示

近年來，行業壟斷問題引起社會廣泛關注。如何判斷壟斷，在操作層面存在一定困難。傳統的SCP分析方法通過考查市場集中度，如行業集中度指數（CR）和赫芬達爾-赫希曼指數（HHI）等，推斷市場壟斷程度，但市場集中度并非企業運用市場勢力的唯一因素。新NEIO方法通過估算邊際成本，直接測度市場勢力，避免了傳統SCP分析方法靠猜測確認結構、行為和市場勢力的關系。

本文在借鑒已有研究的基礎上，通過構建超越對數成本函數估算邊際成本，計算我國水產品產業9家上市公司2007—2013年的市場勢力。實證分析結果表明，考查期間，我國水產品產業普遍存在一定程度的市場勢力，表現為不完全競爭市場結構。此市場結構中，企業的定價水平高于完全競爭條件下的價格，導致消費者剩余向生產者轉移，使消費者福利水平下降。我國水產品的市場勢力通常來自行業協會，其組織市場中具有競爭關系的經營者達成固定或者變更水產品價格的協議。2013年北京市水產批發行業協會因組織會員達成統一價格銷售獐子島公司扇貝被訴[14]，被稱為《反壟斷法》實施以來橫向壟斷協議全國首案。該案例提醒我國政府監管機構，水產品市場的市場勢力需密切關注。

［1］Michael H Mann.Seller Concentration,Barriers to Entry,and Bates of Return in Thirty Industries,1950—1960[J].Review of Economics and Statistics,1966(48).

［2］寇宗來,高瓊.市場結構、市場績效與企業的創新行為——基于中國工業企業層面的面板數據分析[J].產業經濟研究,2013(3).

［3］Appelbaum E.The Estimation of the Degree of Oligopoly[J]. Journal of Econometrics,1982(23).

［4］Bresnahan T F.Departure from Marginal-cost Pricing in the American Automobile Industry[J].Journal of Industrial Economics,1981(17).

［5］Bhuyan S,Lopez R A.Oligopoly Power and Allocative Efficiency in US Food and Tobacco Industry[J].Journal of Agricultural Economics,1998(49).

［6］Aviv Nevo.Measuring Market Power in the Ready-to-eat Cereal Industry[J].Economitrica,2001(2).

［7］Pierre R Mérel.Measuring Market Power in the French Comté Cheese Market[J].European Review of Agricultural Economics, 2009(1).

[8]郝冬梅,王秀清.中國煙草加工業的市場力量與配置效率損失估測[J].產業經濟評論,2003(1).

［9］陳甬軍,周末.市場勢力與規模效應的直接測度[J].中國工業經濟,2009(11).

［10］周末,王璐.產品異質條件下市場勢力估計與壟斷損失測度[J].中國工業經濟,2012(6).

［11］黃楓,吳純杰.市場勢力測度與影響因素分析——基于我國化學藥品制造業研究[J].經濟學（季刊）,2013(2).

［12］莫長煒,陳其林,李培功.企業市場勢力的估計及其影響因素分析——以中國化學藥品制劑企業為例[J].廈門大學學報（哲學社會科學版）,2014(4).

［13］陳博文,鐘鈺,劉佳.基于市場勢力視角對我國大米進口市場結構的研究[J].國際貿易問題,2015(3).

［14］胡姝陽.北京水產批發協會被認定構成橫向壟斷[N].中國知識產權報,2014-02-12.

F326.4

A

1672-3805(2015)06-0021-05

2015-10-01

教育部人文社科青年基金“亞太地區一體化對中國和美國農產品貿易的影響”（15YJC790065）；中國政法大學青年教師學術創新團隊資助項目“中國農業市場局部均衡模型的構建與應用”（2014CXTD02）

劉志雄（1975-），男，中國政法大學商學院教授，博士，研究方向為農業經濟、食物與能源經濟、產業組織理論。