水产品产业的市场势力测算：基于NEIO方法的研究

2015-12-13刘志雄

东北农业大学学报(社会科学版) 2015年6期

关键词：势力水产品函数

刘志雄

（中国政法大学，北京 102249）

水产品产业的市场势力测算：基于NEIO方法的研究

刘志雄

（中国政法大学，北京 102249）

市场势力测度是反垄断的基础工作。为避免采用替代数据测算市场势力的不准确性，文章尝试用新产业组织理论（NEIO）方法，通过选取超越对数成本函数模型，运用上市公司数据估算我国水产品产业的市场势力。实证分析表明，我国水产品产业存在一定市场势力，为不完全竞争市场结构。

市场势力；新产业组织理论（NEIO）方法；水产品产业

一、引言

根据国家统计局的定义，水产品包括全部海水和淡水鱼类、甲壳类（虾、蟹）、贝类、头足类、藻类和其他渔业产品。20世纪80年代以来，中国水产品产量快速增长，近年来一直居世界首位。据国家统计局数据显示，2014年我国水产品总产量达6 450万吨，比2013年增长4.5%。其中，养殖水产品产量4 762万吨，增长4.9%；捕捞水产品产量1 688万吨，增长3.5%。中国水产品市场由发育期转向成熟期，大批企业快速成长，部分企业成功上市。然而，近年来各地大型水产批发市场被指“搞垄断”：水产协会多次组织会员集体讨论商品销售价格、销售方式、运输方式等问题，促使会员达成统一的商品销售价格；集体签订禁止向会员所在市场的非会员销售商品协议等。使个体经营户和消费者利益遭受损失。

随着我国市场经济体制日益完善和《反垄断法》实施，政府除宏观调控外，开始关注企业垄断行为。本文选择水产品行业作为考查对象，建立实证模型，利用现代经济学计量方法分析其是否存在市场势力及市场势力影响，为国家公共管理部门的微观经济管制以及反垄断提供科学的证据，促进水产品产业健康发展。

关于市场势力的研究在国外开展较早，理论和实证成果丰富。自贝恩提出结构-行为-绩效分析范式（SCP范式）后，学者纷纷采用跨国或跨行业方式验证相关假说[1-2]。例如，传统的SCP范式认为，高集中度产业会产生较高的利润率，并以此作为市场势力的存在证据。然而，随着产业组织理论、计量经济学和博弈论等理论的发展，大部分学者认为市场结构与市场绩效之间的关系是多向的，并指出市场势力不可直接观测，但可以通过计量分析推测。例如，Appelbaum与Bresnahan提出的新实证产业组织理论（NEIO）方法被广泛运用于市场势力测度与企业竞争行为研究[3-4]。同类研究者Bhuyan &Lopez[5]、Nevo[6]和Pierre R.Mérel[7]均对食品行业的市场势力进行了评估。在我国，因数据和方法等方面的问题，评估产业市场势力的研究较少。较早的研究者郝冬梅和王秀清，利用NEIO方法测算我国垄断行业（烟草业）的市场势力和效率损失[8]。同类研究有陈甬军和周末[9]、周末和王璐[10]、黄枫和吴纯杰[11]、莫长炜等[12]。此外，还有研究以国际贸易中的市场势力为对象，如陈博文等[13]。

二、理论模型与数据

（一）理论模型构建

Lerner提出用价格高出边际成本的比率（即勒纳指数=（p-mc）/p）衡量垄断企业的市场势力，产业组织理论中对市场势力的衡量一直沿袭该思路发展，本文也遵循这一思路。根据勒纳指数含义，测度市场势力的难点在于，无法直接观察厂商的边际成本。为解决此问题，可以通过对企业成本函数偏微分求导边际成本，但学界对企业成本函数形式的确定仍有不同假设。假设成本函数的形式有三种，分别是柯布—道格拉斯成本函数、固定替代弹性成本函数和超越对数成本函数。本文选择后者，理由是相较于前两种函数形式，超越对数成本函数形式更灵活，在模型估计中限制条件较少。参考已有研究，通过投入产出指标的选取，得出水产业超越对数形式的成本函数如下：

该函数认为成本是产出、投入要素价格以及时间的函数。其中，C表示总成本；y表示产出；w1、w2、w3分别表示劳动投入、资本投入和中间投入；T为反映技术进步的虚拟变量，取值为T=1，2，…7，分别表示2007年、2010年…2013年；μ为随机误差项。

超越对数成本函数的限制条件要求成本对价格的线性齐次以及交叉项的对称性，因此模型（1）需满足以下约束条件：

把以上5个约束条件带入模型（1），化简得：

对上述成本函数求偏导数，计算得出水产业的边际成本MC：

（二）数据说明

1.变量解释。本文使用上述模型模拟水产业的成本函数，需事先确定投入产出指标。将其投入要素分为三类：劳动投入、资本投入和中间投入。各变量解释参见表1。

2.样本选择。本文选取上市公司中从事水产业主营业务的9家公司作为样本。样本时间跨度为2007—2013年，共63组样本数据。具体公司名称及股票代码为：獐子岛（002069）、国联水产（300094）、好当家（600467）、东方海洋（002086）、大湖股份（600257）、山下湖（002173）、大连国际（000881）、海大集团（002311）、壹桥海参（002447）。9家样本公司的基本情况如表2所示。

表3为样本数据描述性统计，表中列出各变量的均值、标准差、最大值以及最小值等统计指标。由表3可知，C均值为158 834，标准差为303 142，最小值和最大值分别为6 539和1 641 160。y均值为189 554，标准差为330 388，最小值和最大值分别为11 171和1 793 041。w1均值为13 118，标准差为14 394，最小值和最大值分别为1598和73091。w2均值为19 458，标准差为15 455，最小值和最大值分别为1 965和70 481。w3均值为159 332，标准差为300 979，最小值和最大值分别为4 766和1 590 969。从以上数据可以看出，全部变量的标准差均较大，说明考查期间不同公司各变量存在较大差异，或同一公司的变量在不同时期有较大差异。5个变量中，w1和w2的标准差较小，反映不同企业的技术水平差异较小，因为劳动与资本可看作技术构成的重要要素。

表1　变量解释

表2　变量描述性统计（单位：万元）

表3　变量描述性统计（单位：万元）

三、实证分析

（一）回归结果分析

本文通过对原始数据的计算和整理，使用Stata12.0软件对模型（2）的成本函数进行回归分析，见表4。

由表4可知，拟合优度R2=0.9943较好，说明模型与样本观测值的拟合程度好。超越对数成本函数由投入和产出以及投入和产出交互影响的结构式构成函数，主要投入和产出参数系数估计在显著性水平取值下均具有统计学意义。F=584.93，给定显著性水平α=0.05，查F分布表，得到临界值F0.05（15.49）=1.86，显然F＞F0.05（15.49），表明模型的线性关系在95%的置信水平F显著成立，模型显著性检验通过。同时表4列出各系数值和显著性检验结果，结果表明，各参数在不同显著性水平下通过检验。

表4　估计结果

（二）市场势力估算与分析

将模型（2）估计的参数值和相关数据代入公式（3），得出各上市公司边际成本MC，最后估算样本企业2007—2013年的勒纳指数（见表5）。

由表5可知，2007—2013年水产品产业上市公司的市场势力数值均在0到1之间。除壹桥海参2011年的市场势力达到0.5735外，其余企业各年份的市场势力均在0.5以下。通过测算各年份的市场势力平均值发现，按年份计算的市场势力均值最大值出现在2008年，为0.3486；最小值是2013年的0.1892。此外，总体上水产品产业的市场势力在波动中保持平稳趋势。

本文通过对勒那指数分别取均值和中位值，计算对应情况下的勒纳指数作为行业市场势力估算结果（见表6）。从表中可以看出，考查期间水产品产业的市场势力均值为0.2877，中位数为0.2850，二者数值相差较小。市场势力能够反映某一行业内企业的定价能力，较高的市场势力会使行业价格偏离最优水平，在一定程度上造成社会福利的损失。以勒纳指数作为衡量水产品产业市场势力指标的实证分析结果表明，行业内企业存在普遍的市场势力，企业收入的近30%通过运用市场势力占有消费者剩余获得。

表6　水产业市场势力估算结果

四、结论与启示

近年来，行业垄断问题引起社会广泛关注。如何判断垄断，在操作层面存在一定困难。传统的SCP分析方法通过考查市场集中度，如行业集中度指数（CR）和赫芬达尔-赫希曼指数（HHI）等，推断市场垄断程度，但市场集中度并非企业运用市场势力的唯一因素。新NEIO方法通过估算边际成本，直接测度市场势力，避免了传统SCP分析方法靠猜测确认结构、行为和市场势力的关系。

本文在借鉴已有研究的基础上，通过构建超越对数成本函数估算边际成本，计算我国水产品产业9家上市公司2007—2013年的市场势力。实证分析结果表明，考查期间，我国水产品产业普遍存在一定程度的市场势力，表现为不完全竞争市场结构。此市场结构中，企业的定价水平高于完全竞争条件下的价格，导致消费者剩余向生产者转移，使消费者福利水平下降。我国水产品的市场势力通常来自行业协会，其组织市场中具有竞争关系的经营者达成固定或者变更水产品价格的协议。2013年北京市水产批发行业协会因组织会员达成统一价格销售獐子岛公司扇贝被诉[14]，被称为《反垄断法》实施以来横向垄断协议全国首案。该案例提醒我国政府监管机构，水产品市场的市场势力需密切关注。

［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］寇宗来,高琼.市场结构、市场绩效与企业的创新行为——基于中国工业企业层面的面板数据分析[J].产业经济研究,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.中国烟草加工业的市场力量与配置效率损失估测[J].产业经济评论,2003(1).

［9］陈甬军,周末.市场势力与规模效应的直接测度[J].中国工业经济,2009(11).

［10］周末,王璐.产品异质条件下市场势力估计与垄断损失测度[J].中国工业经济,2012(6).

［11］黄枫,吴纯杰.市场势力测度与影响因素分析——基于我国化学药品制造业研究[J].经济学（季刊）,2013(2).

［12］莫长炜,陈其林,李培功.企业市场势力的估计及其影响因素分析——以中国化学药品制剂企业为例[J].厦门大学学报（哲学社会科学版）,2014(4).

［13］陈博文,钟钰,刘佳.基于市场势力视角对我国大米进口市场结构的研究[J].国际贸易问题,2015(3).