企业卡特尔合谋行为检验模型——基于OPEC的实证研究(1995—2016)

沈 曦

(嘉吉投资中国有限公司，上海 200233)

原油输出国组织(OPEC)长期以来一直被认为是利用市场势力提高油价赚取超额利润的国际卡特尔组织。从20世纪70年代的石油危机，到90年代的海湾战争，再到最近两年石油价格的一路猛涨，OPEC的恶意限产经常被归结为经济衰退的根源。国内外一系列的研究也部分证明OPEC行为对全球原油价格乃至经济走势的影响是显著的。

Ulen指出，一个成功的卡特尔组织要满足两个条件：(1)能激励自己的成员遵守组织的决议；(2)抵御外来的竞争。但OPEC组织似乎并不满足这两条。相比其他的跨国卡特尔组织(如食糖，煤炭等)，OPEC无疑是最特殊的一个。首先，OPEC是唯一一个没有明文规定惩罚机制的组织。由此带来的结果是OPEC唯一依赖的工具——配额——执行力很弱。OPEC总在容忍成员国的“背叛”行为，而作为最大的产油国沙特，面对其他成员国的超配额生产，却总是通过减少自己的产量来维持整个OPEC产出的稳定。这显然和组织的长期稳定是不相容的。

针对这些现象，当今一些前沿的实证研究就质疑了OPEC的卡特尔特性。本文通过总结OPEC研究的主要文献，然后基于一个严格定义的计量模型检验OPEC的组织结构和合谋行为。这有利于重新认识OPEC组织特性及其行为。

一、OPEC及其历史

原油输出国组织是一个政府间的合作组织，成立于1960年，创始成员国有五个：伊朗，伊拉克，科威特，沙特和委内瑞拉。发展至今有9个国家陆续加入：卡塔尔(1961);印度尼西亚(1962);利比亚(1962);阿联酋(1967);阿尔及利亚(1969);尼日利亚(1971);厄瓜多尔(1973); 安哥拉(2007)和刚果(1975—1994)。在官方文件中，OPEC宣称自己的目标是“协调各成员国的原油政策，保证一个稳定合理的原油价格，维持有效率的原油产出供应，以此保证产油国能得到合理的回报”。

OPEC对全球原油价格的影响力源自自身巨大的储备和生产能力。根据2012年OPEC的官方报告，OPEC掌握着将近80%的原油储备，提供着超过40%的原油生产。根据《世界原油展望报告》(WOO)，在未来10～20年，原油的主要消费国将从发达国家转向发展中国家，而现阶段发展中国家(尤其是中国，印度等大国)的强劲发展将维持对原油产品的高需求。从原油生产上看，OPEC国家巨大的原油储备在可以预见的时期内不太可能出现耗竭。由此看来，OPEC似乎有足够的资本维持自己的市场势力。

二、相关文献综述

文献综述主要包括两部分，首先总结过去30年间对于OPEC卡特尔行为的实证研究，在第二部分将重点陈述当今产业组织理论用于检验企业合谋行为的四种方法，并分析各自的利弊，找到最适合本文的分析框架。

1.OPEC行为实证研究文献

OPEC的国家卡特尔组织，属性来自很多实证研究的证据：Griffin[1]和Jones[2]通过对全球主要产油国的数据实证分析发现，OPEC国家的行为更像是一个联合的卡特尔组织，而其他非OPEC国家之间的竞争更符合典型的Bertrand价格竞争模型。沿袭着这一思路，Kaufmann[3]检验了OPEC产量对全球原油价格的影响。相比市场结构模型，另一些文献更深层次地讨论了OPEC的组织结构：利用投资的数据，Adelman[4]发现诸如沙特和科威特等OPEC成员国曾故意限制生产能力来控制原油供给和市场价格。Geroski，[5]Dahl和Yucel,[6]Alhajji和Huettner,[7]以及Dibooglu和Algudhea[8]都基于博弈论“以牙还牙(tit-for-tat)”的惩罚机制来解释OPEC成员国之间的产量博弈行为。国内已有的研究基本都支持OPEC合谋行为这一假设命题。牛琦彬和贾松岩[9],张照志和王安建[10]用1986—2004 年的数据对欧佩克在世界原油市场的垄断程度进行了测量，发现OPEC在世界原油市场上仍然具有较强的垄断性，而且一两个非核心成员的退出或加入对欧佩克组织的垄断度不会产生根本性影响。

然而，以上的文献都忽视了一个重要的问题：OPEC是一个国家政府之间的组织，这就注定了简单的利润最大化假设并不完全适用，一些政治因素必须得以考虑。在过去的10年中越来越多的文献开始质疑OPEC的合谋性。总体上分成三类，第一类侧重于研究卡特尔的稳定性，通过证明组织结构的不稳定来驳斥卡特尔假设。Adelman就指出新的替代能源的冲击完全可能导致OPEC成员国之间合作的不稳定。[4]Griffin和Xiong证明了即便在有配额限定的情况下，背叛行为依然是有利可图的。[1]Staniford[11]通过对配额这一指标的研究发现OPEC成员国之间的竞争不是短期的产量而是通过扩大自身生产能力来获得更大的长期生产配额。第二类文献得益于高级的计量工具，侧重于检验OPEC对全球原油市场的影响力。Gulen[12]基于协整检验的结果拒绝了OPEC限产对全球原油价格显著影响的假设命题。Alhajji和Huetter[13]通过检验OPEC核心国家的行为发现OPEC作为卡特尔组织控制力并不足以强到影响全球原油市场，因为没有一个核心国家足以成为主导生产者(dominant producers)。与之类似，Smith[11]论证了OPEC面临的竞争结构介于非合作寡头市场和卡特尔之间。第三类文献主要研究的是OPEC协调各国行为的工具：配额。Reynolds和Pippenger[14]利用格兰杰因果检验发现短期内是配额数量决定各国的产出，但是长期内是产出决定配额。Almoguera,Douglas和Herrera[15]综合了1974—2004数据，并指出如果说还有一些证据能说明OPEC成员国在70和80年代存在一定的合谋行为的话，90年代以来这样的合谋和限产行为的证据已经不复存在了。

2.企业合谋行为检验模型

近年来，美国反垄断案例的增多推进了产业组织理论对于验证企业间合谋行为模型的研究。在过去的20-30年间，针对企业间合谋行为的实证研究主要发展出了若干模型方法。

第一类模型的出发点依然是市场结构，Porter[16]和Ellison[17]等人在针对美国北部地区铁路运输公司(Joint Executive Committee,简称JEC)之间合谋行为的研究中发展出来了一个完备的市场结构检验模型。通过设定包含需求函数成本函数的结构模型以后，可以在一个市场结构假设下得到企业利润最大化的简化形式模型，从而判断企业间的关系行为是否和假设相一致。Almoguera,Douglas和Herrera使用的正是这个框架。这种模型虽然具备严谨的经济学推理，但在实际操作上存在一定的困难。首先模型的简化形式估计严重依赖于对市场结构的假设。其次，一旦需求函数中需要控制的外生变量数量太多，简化形式模型就会变得极其复杂，相应的参数识别就变得尤其困难。这一点对于OPEC市场结构估计是一个严峻的挑战。除此以外，作为一个政府之间的合作组织，OPEC面临的不仅仅是简单的市场变量，更有政治等因素，而简单的利润最大化假设似乎也并不合适。

第二类模型依托的是企业行为：由Porter和Zona[18]在研究牛奶供应商竞标行为的案例中发展出来。这种计量方法通过对比有合谋嫌疑的企业行为和完全竞争关系的企业行为，差别越是显著，指控合谋的证据就越是充分。但是找到一个合适的完全竞争企业参考标准往往很困难。在OPEC的研究中，世界原油产出主要集中在几个寡头国家供应商手中，其他的小国基本扮演的是价格接受者的角色。来源于2000年美国司法部(Department of Justice,简称DOJ)和联邦贸易委员会(Federal Trade Commission,简称FTC)针对赖氨酸生产企业(lysine)的一次反垄断调查中使用的计量方法，要求观察到一个明显的合谋时间点，在这一个时间点之前，企业之间是完全竞争的，在这一个时间点以后，企业之间有了合谋嫌疑。前后行为的差异就成为司法部指控企业合谋的证据。而这样的时间点选择是最为关键的一步。在OPEC案例中，这样的一个时间点几乎是不存在的。最后一种选择源自Bajari和Ye[19]对于水泥行业企业竞标建筑工程的案例分析模型。计量模型直接从企业行为出发，使用简化形式模型估计，从而避免了结构模型带来的参数识别问题。模型假设检验建立在两个严格定义的数学概念之上：一是(条件)独立性(conditional independence)，就是说企业i的行为不会影响到企业j的行为，个体之间是相互独立的。二是可交换性(exchangeability)。模型认为一个因素(比如运输成本)的变化对于每个竞争性企业的行为影响应该是相同的，如果不同的企业行为调整不同，企业之间的竞争性假设就值得怀疑。

综合以上的讨论，Bajari和Ye的计量模型对于OPEC国家之间可能存在的合谋行为的检验能力优于其他方法，我们的实证模型就将建立在条件独立性和可交换性检验之下。

三、OPEC合谋行为实证模型

在这一部分我们将详细阐述我们的实证模型。首先我们要引入独立性和可交换性这两个概念的严格数学定义。然后通过OPEC国家的行为建立简化形式的计量回归模型。最后我们将讨论如何通过假设检验来判断合谋行为的存在与否。

我们的实证模型基于Bajari和Ye[19]的模型框架，这种方法被应用于研究水泥建筑企业竞标高速公路维修项目的反垄断合谋案例。简单地讲，基本思想是模型的应变量是企业的竞标行为，自变量中Bajari和Ye控制了企业到建筑项目的距离，企业的生产能力，企业的运营成本等个体因素。回归分析可以得到各个观测个体的残差，如果企业之间是独立的，即不存在合谋行为，这些残差之间应该没有相关关系，而显著的相关关系就是合谋的证据。

1.(条件)独立性和可交换性的数学定义

(条件)独立性和可交换性这两个概念源自拍卖竞标理论，两者共同构成了竞争性投标行为的充分必要条件。(条件)独立性意味着在控制了可以被公共观察到的成本因素以后，企业的投标行为应该是相互之间独立的。作为串谋的卡特尔组织成员，各自只会在事先商议好的框架下投标(产业组织理论称之为“假投标”，phantom bid)，企业之间的行为会出现显著的相关性。第二个条件可交换性直观上可以理解为如果企业之间没有合谋而是竞争关系，任何一个企业i的竞标行为应该完全由自身和竞争对手的成本结构水平决定。作为一个相互勾结的串谋组织，每个企业不仅要顾及自身的利益，更要遵守事先的约定，照顾其他竞争对手的情况， 因此我们会观察到一个相互影响的竞标关系。

为了严格定义条件独立性和可交换性，我们首先定义每一个生产者的成本函数是由一组共同的参数θ和各个生产者自己的成本变量Zi(i=1,2,3,…),7Zi可以解释为一些影响成本的因素比如到市场的距离，原材料进货单价等等，这些因素都会因人而异。Bajari和Ye为了研究企业竞标过程中的不确定因素(比如成本的不确定或是市场需求的不确定)，在成本函数中引入了一个随机项εi。如果将成本函数定义为Ci=α+βZi+εi8，且假设εi只有生产者i自己可以观察到，那么对于竞争对手和其他观察者来说，该生产者的产量或其他行为b就退化为一个随机变量，在概率统计上可以定义为给定Zi的一个条件分布，我们将它的累积分布和密度函数分别记为Gi(b;z)和gi(b;z)，其中Z=(Z1,Z2,Z3,…)。严格意义上说，Gi(b;z)和gi(b;z)应该取决于各个生产者之间成本变量的联合分布函数，因为决定个人行为的不只有生产者的成本变量Zi，也受制于其他生产者的成本情况Zj,j≠i。

由此我们可以严格定义条件独立性和可交换性。条件独立性要满足条件：给定Z=(Z1,Z2,Z3,…)，生产者i的行为分布函数Gi(b;z)和生产者j的Gj(b;z)应该满足独立同分布。因为每一个生产者的成本变量Zi是相互独立的，继而每一个生产者的成本Ci独立于其他生产者的成本变量。对于相互之间竞争的生产者i和j而言，Gi(b;z)和Gj(b;z)都取决于Z，而Zi和Zj之间是独立的，因此Gi(b;z)和Gj(b;z)也应该是互不依赖，相互独立的。而Gi(b;z)和Gj(b;z)之间的同分布性是因为竞争企业在给定相同的市场背景和成本结构前提下，对于同一市场的供给行为应该一样的。正如Porter和Zona(1999)指出的打破这样独立同分布条件的唯一原因就是非竞争行为或是合谋行为。当企业之间串通合谋事先划分好势力范围，各自在领地上垄断市场，而对于别人的领地自觉退让的时候，我们任意观察一个市场，这个市场的“领主”生产者i和其他生产者j的行为肯定有显著的区别。而Porter和Zona进一步指出，即便给定了Z，合谋会使得企业i和j的行为存在相关性，从而同时打破独立性和同分布性两个要求。具体到我们的原油市场中，如果OPEC成员国之间的确相互串通，共同控制石油市场，我们应该观察到无论是北美市场还是亚洲市场，OPEC成员国之间都会存在明显的相关性，或是共同减产或是同步扩张。

可交换性从另一个角度分析了企业行为：竞争性生产者的行为仅仅依赖于Z，换言之，Z的改变是唯一会导致生产者行为b发生变动的因素。Bajari和Ye利用了以下数学定义

Gi(b;z1,z2,z3,z4…)=Gπi(b;zπ1,zπ2,zπ3,zπ4…)

其中π表示变动的函数。如果成本变动π，那么企业的行为也应该对应变动π。简单地说，如果假设z1,z2发生了变动π，其他zi保持不变，生产者的行为也将变化π。在实证分析中，如果企业之间是完全竞争关系，对于同一外生冲击做出的反应应该是一样的；而不一样的反应恰恰是怀疑合谋行为的证据。

2.OPEC合谋实证检验模型

对于条件独立性和可交换性的实证检验建立在一组简化形式的线性回归模型基础之上。模型的应变量则是各个OPEC成员国每年向各个市场出口的原油数量。按照OPEC官方的年度统计报告(Annual Statistical Bulletin，简称ASB)，世界石油市场被分成六大分市场：欧洲、北美、亚太地区、拉美、非洲和中东地区。

而需要控制和考虑的自变量则包括两类：一是各个市场需求的变动，二是各个生产者的成本变动。原油作为当今国民经济生产的重要投入品和当地经济的增长速度联系紧密，因此需求要素可以利用各个市场的经济增长情况(GDP增长率)来测量和估计。

成本变动相对比较复杂，原油出口的成本主要包括两部分，生产成本和运输成本，运输成本可以利用OPEC官方公布的单位运价和运输距离来计量。生产成本的计量最为困难，一个原因是我们很难掌握精确的生产成本数据，更重要的是规模经济的存在使得生产成本严重依赖于产量，如果OPEC成员国之间确实有合谋行为，产量将是一个内生变量而非外生给定，从而导致计量结果的偏差。所以，我们需要一个既能反映生产成本，又独立于生产者行为的工具变量来帮助我们计量模型。

天然气的产量变动提供了这么一个理想的工具变量。首先，天然气的勘测开采和原油具有很大的相似性，OPEC国家几乎个个都是天然气的生产大国。因此能影响原油生产的成本冲击诸如劳动成本或是投资成本的变动都会同时影响该国家的天然气生产。而世界天然气市场不同于原油市场，OPEC对于天然气不具备有效的控制影响能力。因此天然气产出的变动率这个变量既满足了外生性条件，又准确地报告了原油生产行业成本的变动。

每个成员国到相应的市场的运输成本，竞争对手(其他国家)的运输成本，最后我们还考虑了每个成员国的原油储备和竞争对手的储备水平。此外值得注意的是，作为一个政府间的合作组织，OPEC的行为不仅仅受到经济因素的影响，更会受到诸如海湾战争等政治因素的影响，为了控制这些外生冲击，我们引入一系列年度的虚拟变量。在给定这些因素以后，我们的回归模型将帮助我们检验条件独立性和可交换性在OPEC成员国之间的显著性。

不同于以前的文献，我们的计量模型没有包含备受争议的配额这一变量。因为并没有足够的证据证明配额对于OPEC成员国的产量有显著的限制作用。我们模型更侧重于考察各国在实际产量上是否存在合谋或是联合限产的行为。无论是否包含配额这一指标都没有关系，不会影响整个模型的测度和检验。

表1概括了我们回归模型的所有变量：

表1回归模型变量

变量名称意义Exproti,j,t国家i在t年向市场j的出口量Disti,j国家i和市场j之间的距离 (LDISTi,j,t=Ln(Disti,j))wj,tt年市场j地区的单位运输成本CAPi,t国家i在t年的原油储备水平%GDPj,t地区(市场)j在t年的GDP增长速度%GASi,t生产国i在t年天然气产量的变化率τh年份虚拟变量(h=96,97,…11)

不同于Bajari和Ye的模型，我们的回归模型不能包括所有的竞争对手的变量。OPEC总共有14个成员国，这就意味着我们的模型要包括26个变量才覆盖所有竞争对手的变量(运输成本和储备水平)，这对于自由度是一个巨大的损失。我们的模型中将竞争对手定义为除了成员国i以外，另两个最大的出口国。

由此我们的实证模型就可以写成如下的形式：

其中变量LDISTk,j,t,%GASk,t和CAPk,t(k=1,2)分别控制了出生产国i以外，另外最大的两个竞争对手的运输成本、生产成本和储备水平。

正如我们在上一个部分解释的，残差εi之间的相关系数可以直接用来检验条件独立性。根据Barjari和Ye的解释，在排除了影响生产者i行为的所有“合理”因素(包括自身成本，竞争对手的成本以及外生的需求冲击)之后，如果OPEC成员国之间是相互竞争的，εi和εj的相关系数ρi,j应该等于零，即不存在其他的相关性。严格的统计检验基于Fisher的Z检验：

原假设为H0:ρi,j=0

另一个条件可交换性的成立与否同样可以基于以上的回归模型得到验证。正如可交换性的数学定义解释的，所有原油出口国对于同一个外生冲击的反应应该是一样的。在统计检验中表现为αl,i=αl,j,l=1,2,3,…换言之，我们的实证模型可以写成如下新的形式：

基于F分布的邹至庄检验提供了一个简单的统计检验途径。新的回归模型等同于对原始模型施加了一组αl,i=αl,j,l=1,2,3,…的约束条件。如果我们将原假设设定为：

H0:αl,i=αl,j,l=1,2,3,…

邹至庄检验的统计量是：

其中T是样本容量，m是自变量的个数，n是约束条件的数量。F统计量服从自由度是(n，T-m)的F分布。

只要简单地估计无约束模型和约束模型，并且计算各自的SSR(残差平方和)，我们就能方便地检验可交换性。

四、OPEC合谋行为实证检验结果

实证分析将分成三个步骤，首先简单地介绍样本的基本情况，回归分析结果有助于初步讨论OPEC国家行为上的特点，在第二部分将检验条件独立性和可交换性，最后的动态检验将验证OPEC国家在所需求比较稳定的1995—2007&2013—2016年间和全球油荒的2008-2013年间行为上的差异。

1.样本概况

我们关于原油的数据来自OPEC的官方报告(ASB,Annual Statistical Bulletin)，总共收集到了从1995到2016年共计21年的面板数据14。关于各个地区GDP增长速度的数据来自联合国(the United Nation)的年度世界经济报告(World Economic Situation and Prospects, 1995—2016)。表2概括了样本的基本情况：

表2样本基本统计量

A.分市场数据(出口量和单位运输成本)变量均值标准差中位数最大值最小值I.欧洲市场Exproti,j,t373.83435.42161.71769.10wj,t1.540.551.513.140.86II.北美市场Exproti,j,t379.62511.1277.11670.70wj,t1.360.421.292.150.75III.亚太地区Exproti,j,t706.68947.63379.34281.70wj,t1.570.731.53.350.71IV.拉美市场Exproti,j,t69.61155.590824.50wj,t1.360.421.292.150.75V.非洲市场Exproti,j,t32.7159.270263.90wj,t2.130.891.914.061.11VI.中东市场Exproti,j,t27.468.470309.80wj,t1.990.872.014.170.95B.生产国数据(储备水平和生产成本)变量均值标准差中位数最大值最小值CAPi,t7972375714.37761082975713990%GASi,t4.1917.983.750.6-206.8

值得注意的是，各个OPEC成员国向六大市场的出口数量差异巨大，主要集中在欧洲、北美和亚太市场。这也部分因为这三个地区的工业化程度较高，需求相比非洲等地区要大。但是六个市场单位运输成本的差异其实并不显著，只是相比北美和欧洲地区，中东和非洲市场运输成本的波动要较为剧烈一些。

2.实证计量结果

表3样本分位点回归结果

变量均值回归分位点回归15%25%33%66%75%85%α0,i-1088.67(-5.67)-11.88(0.52)23.58(1.58)-22.32(-0.31)0.57(0.00)39.12(0.28)α11,i-72.58(-4.16)--0.0005(-4.87)-0.003(-6.75)-0.016(-6.70)-0.025(-5.71)-0.028(-6.10)α21,i-31.52(-1.23)-0.38(0.35)-0.24(-0.05)-1.31(-0.06)-6.32(-0.16)8.34(0.19)α12,i206.5(8.87)-0.0012(7.00)0.003(8.50)0.049(15.59)0.066(11.93)0.069(12.42)α22,i3.35(0.12)-0.001(0.52)0.001(1.19)0.008(1.96)0.012(1.75)0.012(1.45)α3,i0.002(12.32)-0.00004(5.65)0.0002(8.35)0.001(4.73)0.002(9.57)0.004(16.60)α13,i-0. 09(-2.40)--0.00002(-3.53)-0.0002(-5.34)-0.0002(-1.37)-0.0002(-0.79)-0.00002(-0.09)α23,i-0.0004(-0.82)-0.00(1.00)-0.0001(-2.46)-6.28e-06(-0.04)-0.0003(-0.17)0.0001(0.39)α14,i26.06(4.43)-0.37(1.84)3.10(3.56)17.72(3.64)24.78(2.70)29.97(2.94)α5,i-0.10(-0.13)--0.007(-0.28)0.006(0.06)0.03(0.07)0.097(0.12)0.67(1.20)α15,i0.65(0.24)-0.11(1.14)0.65(1.61)6.67(3.25)7.25(1.94)0.52(0.13)α25,i0.45(0.29)--0.06(-1.32)-0.034(-0.16)0.82(0.73)0.57(0.28)-0.35(-0.16)R20.230.050.160.140.230.190.28obs1182118211821182118211821182

3.条件独立性和可交换性检验

表4记录了所有78组关系和其相对应的相关系数与Z统计量。

表4无约束回归系数分布

为了方便分析，图1标出了所有显著性的关系。其中60%的相关系数在统计上是显著的，这样的境况处于一个中间水平，超过半数的关系呈显著相关性已经可以证明一定的串通合谋行为的存在。但是值得注意的是显著性关系主要集中在沙特，阿联酋，委内瑞拉，安哥拉以及印尼这四个国家之上。其中安哥拉是2007新加入OPEC的成员，4年的样本正好身陷2008年以来伴随全球石油价格的猛涨的时期。至于委内瑞拉和印尼，他们的OPEC成员国地位并不稳定，前者直到2007年才恢复自己的席位，样本同样受到了近两年全球油荒的影响。而印尼自从2008年以来已经不属于OPEC。除开这三个国家，沙特和阿联酋是OPEC中的前两大产油国，从有领导者的寡头垄断市场的模型考虑，他们的行为对于其他效果的影响显著是可以理解的。剔除这两个国家以后，我们再考察剩下的8个国家，在总共28组关系中，有14组关系是显著的，虽然有所降低，却依然难以证明国家之间行为的完全独立性。

123456789101112131***************************2******************3************4******************5************6******************7***************8*********9*********10******11***1213

图1产油国之间相关性行为检验

表5可交换性检验F统计量(完全样本)

12345678910111213103.02*1.526.49*3.15*0.144.86*0.860.451.95*2.42*2.0*2.41*200.770.191.130.511.420.040.81.321.97*0.340.76300.830.418.91*0.632.06*1.070.370.980.761.50401.98*1.97*0.441.340.280.751.590.240.82501.221.97*2.60*1.61*4.73*0.260.150.24602.41*1.75*1.591.530.170.163.33*701.75*0.191.82*1.65*2.84*0.89800.852.26*1.480.431.24901.78*0.970.10.461000.710.580.281100.242.69*1201.95*130

在总共78组关系中28个检验的F值显著异于0。相比条件独立性的检验结果，各国之间的协同行动证据减弱了不少，但是36%的比率同样难以证明完全竞争关系，同样也不足以确定合谋行为的存在。此外，单纯偏离可交换性同样不能成为指控合谋的充分条件。两个竞争关系的企业由于存在地理、成本的更多方面的差异，面对同样的需求变动表现出不同的反应也是完全可以理解的。所以只有同时背离条件独立性和可交换性才构成证明合谋行为的充分条件。

图2综合了条件独立性和可交换性。*表示产油国(i，j)之间不满足条件独立性，**表示不满足可交换性，***表示同时不满足两者。

同时背离条件独立性和可交换性的关系组有16个，占到了20%，虽然不算低，严格说也不是一个很显著的比例。对于跨度达到16年的样本，仅有20%的关系表现出产油国之间有串通的可能，这并不足以构成OPEC各国联合垄断并操纵世界石油市场的证据。从这一点上看，条件独立性和交换性检验并没有提供充分的证据来指明OPEC成员国之间的串通合谋行为。

4.动态稳定性检验

最后讨论的动态稳定性源自Porter对于JEC的研究。一直以来产业组织理论都主张市场繁盛时期企业维持合谋的可能性更大。我们同样要检验这一理论对OPEC组织行为的适用性。

2008年以来，全球油荒下原油价格的上升被舆论归结为OPEC国家的集体减产。回归模型也提供了类似的证据：2008—2013这五年的虚拟变量的系数显著为负，说明OPEC国家在这4～5年里确实有明显的减产行为。我们的动态稳定性检验将区分相对平稳的1995—2007、2013—2016年和最近的4年两个子样本，基本的方法依然是检验条件独立性和可交换性这两个条件。

123456789101112131*************************2********3********4**********5************6************7*************8*****9*****10**11***12**13

图2条件独立性和可交换性检验

123456789131**********************2**************3***************4***************5*************6**********7*********8*****9***13

图3A条件独立性和可交换性检验(1995—2007，2013—2016)

1234567891011121*****************2********3********4***********5*****6********7***********8*********9*****10*****1112

图3B条件独立性和可交换性检验(2008—2013)

图3直接标注了在1995—2007&2013—2016和2008—2013这两个子样本的条件独立性和可交换性检验结果，和图2类似，*表示不满足条件独立性，**表示背离可交换性，***表示同时偏离两者。

如果OPEC国家的联合限产的确导致了过去4～5年的原油危机，2008—2013年的子样本应该表现出更显著的合谋证据。但是和预期完全相反，在国际油价相对平稳的1995—2007、2013—2016年的子样本中，产油国之间的合谋证据远比油价一路高升的2008-2013要强得多。在前一个子样本中，55%的关系(45组中的25个)同时偏离条件独立性和可交换性，从而表明串通合谋行为的存在；而后四年中的样本只有15%(66组中的10个)表现出显著性。换言之，OPEC成员国在油价平稳时期的合谋要远远强于近几年原油涨价时期。按照这样的实证结果，将近4～5年国际油价的上升归结为OPEC集体限产显然是不合理的。

针对这样的结果，Porter的理论模型给予了一种解释。对于一个长期存在的卡特尔组织，其内部稳定性很大程度上取决于外部需求的波动。当市场需求高涨的时候，背离组织的诱惑变得很大，因此卡特尔倾向于不稳定；而在外部市场不景气，或是需求疲软的环境下，背离的收益很小，卡特尔反而容易维持团结。1995-2007年间，OPEC成员国反而维持了比较密切的关系；而在2008年以后，需求的上升，导致了各国竞相扩大产量，导致组织联盟的瓦解。至于油价上升的原因，联合限产行为显然不是全部的解释。其他因素：比如需求的急剧增加，生产能力的约束都不应该被忽视，然而遗憾的是我们的模型不能给出进一步的结论。但是有一点是可以肯定的：OPEC在长期中并不能有效地维持成员国之间的合作，这样的卡特尔组织是失败的。

六、结论和延伸

实证模型从严格定义的条件独立性和可交换性出发，检验了OPEC国家在1995—2016年间可能存在的合谋行为。结果可以总结为以下几点：

第一，条件独立性检验证实了OPEC成员国之间的共同决定产量的行为，而可交换性检验进一步证实了不同国家对于同一外生冲击反应的差异，因此定义为一个卡特尔组织是合理的。

第二，综合条件独立性和可交换性检验结果，我们没有足够的证据支持OPEC成员国之间的串通合谋行为。对于违背条件独立性或是可交换性的行为并不足以构成指控OPEC联合限产操纵油价的证据。

第三，动态稳定性检验进一步验证了第二条结论，相比油价飙升的2008—2011年，OPEC国家的合谋行为在原油市场稳定的1995—2007&2013—2016年间更明显。由此看来，OPEC国家的勾结并不是导致近几年油荒的主要原因。进一步研究可以包含以下三个方向：

首先我们的“合谋”定义局限为经济合谋，作为政府间的合作组织，OPEC很可能是一个政治工具。也许从阿拉伯原油禁运时间开始，OPEC就成为产油国对抗西方国家(尤其是北约国家)的武器，而不是谋求利润最大化的工具。我们的一系列年份的虚拟变量控制了这些政治因素，同时也是的我们的模型无法检验OPEC成员国之间政治合谋的存在可能性。

其次是我们对运输成本的测度。我们的单位运输成本来自OPEC官方报告。这是一个综合性的加权平均数。实际上原油的运输有三种方式：管道运输、油轮运输和陆地运输。不同的运输方式成本差异巨大。管道运输的边际成本最小，但是需要巨大的前期投资，陆地运输灵活性最大，但是受到地理的局限性也越大。准确测度每一个成员国到各个市场的运输成本是一个很困难的任务，但是利用OPEC官方报告的指标无疑会导致一些偏误。

另外一个问题来自我们的工具变量，为了考虑各产油国成本的变动，同时规避内生变量问题，我们引入了各国天然气产量的变化率作为工具变量。但这带来了一个新的问题：测量误差(measurement error)。由于天然气产量的变动同时也受到供求两方面的影响，简单将所有的变动归结为成本的因素显然是不合理的，因此我们的回归模型也就掺杂了天然气市场需求波动的干扰，这样的测量误差虽然不像内生变量问题那样严重，对于模型计量的影响，尤其是系数的显著性影响还是存在的。