于 左，王愛民

（東北財(cái)經(jīng)大學(xué)產(chǎn)業(yè)組織與企業(yè)組織研究中心，遼寧 大連 116025）

一、問題提出

豆油是優(yōu)質(zhì)的食用植物油，在中國(guó)居民油脂消費(fèi)中占首位。中國(guó)是世界最大的豆油消費(fèi)國(guó)。近年來，中國(guó)豆油價(jià)格大幅上漲且居高不下。2001年，中國(guó)豆油年均價(jià)格為6.38元/升，2012年快速上漲至12.26元/升，年均漲幅高達(dá)約10%，此后豆油價(jià)格一直居高不下。近期，中國(guó)豆油期貨、現(xiàn)貨價(jià)格進(jìn)一步快速上漲。2020年，豆油期貨價(jià)格累計(jì)漲幅達(dá)到50%；2021年，豆油現(xiàn)貨批發(fā)價(jià)格與2020年相比上漲20%以上。與此同時(shí)，中國(guó)進(jìn)口大豆依存度也同步大幅上漲且居高不下。1995年，中國(guó)大豆進(jìn)口依存度為2%，2000年上升至40%，2007年上升至71%，2012年至2019年始終維持在80%以上，2020年高達(dá)90%。中國(guó)已由全球大豆主產(chǎn)區(qū)變?yōu)樽畲蟮拇蠖惯M(jìn)口國(guó)。中國(guó)進(jìn)口的為轉(zhuǎn)基因大豆，轉(zhuǎn)基因大豆價(jià)格低于非轉(zhuǎn)基因大豆。若中國(guó)大豆進(jìn)口依存度高，則中國(guó)豆油價(jià)格不應(yīng)同步高企。為何中國(guó)出現(xiàn)了豆油價(jià)格和大豆進(jìn)口依存度同步高企現(xiàn)象？

二、文獻(xiàn)綜述

大豆是重要的糧油兼用性作物，是關(guān)系國(guó)家糧油安全的基礎(chǔ)性農(nóng)產(chǎn)品。已有研究認(rèn)為，國(guó)內(nèi)外大豆品種差異及生產(chǎn)成本差異，是導(dǎo)致中國(guó)大豆進(jìn)口依存度高企的主要原因。中國(guó)主要種植非轉(zhuǎn)基因大豆，包括美國(guó)、巴西、阿根廷等在內(nèi)的大豆主產(chǎn)區(qū)國(guó)家主要種植轉(zhuǎn)基因大豆。由于非轉(zhuǎn)基因大豆抗倒伏、抗病蟲和抗逆等方面的能力差，種植國(guó)產(chǎn)大豆單產(chǎn)較低（劉宏曼等，2017）。另一方面，中國(guó)大豆種植中的勞動(dòng)力、土地等生產(chǎn)要素成本快速上漲，導(dǎo)致中國(guó)非轉(zhuǎn)基因大豆缺乏成本優(yōu)勢(shì)并喪失在國(guó)際貿(mào)易中的價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)力。中國(guó)非轉(zhuǎn)基因大豆相比于其他國(guó)家的轉(zhuǎn)基因大豆“產(chǎn)出低、投入高、收益低”（朱希剛，2003；孔祥智，2018），這是導(dǎo)致中國(guó)大豆進(jìn)口依存度高企的主要原因。對(duì)于豆油價(jià)格上漲的現(xiàn)象，已有研究普遍認(rèn)為，這是由國(guó)際市場(chǎng)的供求關(guān)系所導(dǎo)致的短期周期性現(xiàn)象。作為豆油加工的主要原材料，大豆價(jià)格是豆油價(jià)格最直接和最重要的影響因素。由于中國(guó)大豆主要是來源于進(jìn)口，而國(guó)際大豆市場(chǎng)對(duì)國(guó)產(chǎn)大豆市場(chǎng)價(jià)格的傳導(dǎo)能力始終遠(yuǎn)大于后者的反作用力（李毅等，2020），尤其是2014年取消國(guó)產(chǎn)大豆收儲(chǔ)政策和實(shí)施目標(biāo)價(jià)格補(bǔ)貼政策后，這種情況尤為突出（陳昕等，2016）。近年來，全球新冠肺炎疫情、世界主要經(jīng)濟(jì)體之間的貿(mào)易摩擦（鄧俊鋒等，2022；鐘鈺，2022）、地區(qū)性軍事沖突（潘雪婷等，2022），以及大豆主產(chǎn)區(qū)的極端天氣與病蟲害等，多重因素疊加導(dǎo)致大豆及豆油價(jià)格上漲。

圖1 中國(guó)豆油價(jià)格與大豆對(duì)外依存度的趨勢(shì)圖

現(xiàn)有研究將豆油價(jià)格和大豆進(jìn)口依存度同步高企主要?dú)w因于農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)與市場(chǎng)需求兩方面的影響，卻忽略了不同企業(yè)組織形式在農(nóng)產(chǎn)品流通與加工環(huán)節(jié)的市場(chǎng)勢(shì)力所產(chǎn)生的更深層次的重要影響（于左，2014），也無法解釋中國(guó)豆油價(jià)格和大豆進(jìn)口依存度同步高企長(zhǎng)期存在的原因，而非一種短期的現(xiàn)象。全球化背景下，金融資本在世界范圍內(nèi)流動(dòng)日益頻繁，對(duì)各個(gè)國(guó)家或地區(qū)包括農(nóng)產(chǎn)品流通與加工在內(nèi)的眾多行業(yè)的影響越來越大。美國(guó)、歐盟等主要司法轄區(qū)，對(duì)橫向并購的反競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)已基本建立起較為成熟的經(jīng)濟(jì)分析框架，也有較為明晰的執(zhí)法指南。與企業(yè)橫向合并實(shí)現(xiàn)所有權(quán)完全集中相比，在大多數(shù)司法轄區(qū)，反壟斷對(duì)金融資本收購少量（如1%～10%）股權(quán)的約束相對(duì)不足，同一相關(guān)市場(chǎng)中的企業(yè)普遍傾向于通過交叉持股、共同持股等隱蔽的方式，實(shí)現(xiàn)部分所有權(quán)式經(jīng)營(yíng)者集中，這會(huì)產(chǎn)生反競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)并影響社會(huì)福利水平（于左等，2021）。針對(duì)豆油價(jià)格與大豆進(jìn)口依存度同步出現(xiàn)快速上漲且居高不下的現(xiàn)象，從競(jìng)爭(zhēng)企業(yè)間部分所有權(quán)角度進(jìn)行解釋的研究較少。本文嘗試從大豆加工企業(yè)部分所有權(quán)式經(jīng)營(yíng)者集中的角度對(duì)中國(guó)豆油價(jià)格持續(xù)與大豆進(jìn)口依存度同步高企現(xiàn)象進(jìn)行解釋，并給出政策建議。

三、理論假說

大豆加工環(huán)節(jié)是影響豆油價(jià)格的重要環(huán)節(jié)之一。中國(guó)約有200多家大豆加工企業(yè)，按照測(cè)度市場(chǎng)壟斷或競(jìng)爭(zhēng)程度的赫芬達(dá)爾——赫希曼指數(shù)（HHI），中國(guó)大豆加工市場(chǎng)集中度較低。但中國(guó)大豆加企業(yè)之間普遍存在交叉持股、共同持股等部分所有權(quán)式經(jīng)營(yíng)者集中現(xiàn)象。競(jìng)爭(zhēng)企業(yè)間交叉持股是指在同一相關(guān)市場(chǎng)中的兩家或兩家以上競(jìng)爭(zhēng)性企業(yè)之間相互持有控制或非控制性的股份（Reynolds等，1986）；競(jìng)爭(zhēng)企業(yè)間共同持股是指同一相關(guān)市場(chǎng)中的兩家或兩家以上競(jìng)爭(zhēng)企業(yè)共同擁有相同的股東（Azar等，2018）。中國(guó)大豆加工業(yè)企業(yè)存在兩類股權(quán)關(guān)聯(lián)現(xiàn)象。一類是由豐益國(guó)際、邦基、嘉吉、路易達(dá)孚等跨國(guó)糧食企業(yè)實(shí)際控制，該部分企業(yè)大豆加工產(chǎn)能的占比約為75%。這些跨國(guó)糧企之間普遍存在著共同持股、交叉持股的情況。以豐益國(guó)際與邦基為例，豐益國(guó)際是中國(guó)大豆加工業(yè)龍頭企業(yè)益海嘉里的實(shí)際控制人，跨國(guó)糧企ADM及其控制下的公司持有豐益國(guó)際股權(quán)比例為49.59%，而ADM與邦基存在共同持股股東貝萊德、先鋒、TROW、道富，且貝萊德、先鋒也是TROW與道富的共同股東。另一類是由以中糧為代表的國(guó)內(nèi)企業(yè)實(shí)際控制。該部分企業(yè)中也有很多跨國(guó)糧食企業(yè)參股的情況。如中糧東海糧油工業(yè)（張家港）有限公司是全球最大的綜合糧油食品加工基地之一，大豆壓榨產(chǎn)能達(dá)到360萬噸/年，實(shí)際控制人為中糧集團(tuán)（持股比例為54%），而由豐益國(guó)際控股的KENSPOT公司對(duì)其持股比例高達(dá)44%。此外，跨國(guó)糧食企業(yè)控制下的部分大豆加工企業(yè)也存在由中糧等國(guó)內(nèi)企業(yè)參股的情況。如益海嘉里控制下的大海糧油工業(yè)（防城港）有限公司，中糧集團(tuán)的子公司對(duì)其持股比例高達(dá)40%。

圖2 中國(guó)大豆加工企業(yè)股權(quán)關(guān)聯(lián)結(jié)構(gòu)示意圖

大豆加工企業(yè)之間普遍存在交叉持股、共同持股等部分所有權(quán)式經(jīng)營(yíng)者集中現(xiàn)象。競(jìng)爭(zhēng)企業(yè)間的部分所有權(quán)有利于形成較為隱蔽的市場(chǎng)壟斷，使企業(yè)之間競(jìng)爭(zhēng)弱化，并促進(jìn)競(jìng)爭(zhēng)企業(yè)間的合謀。一方面，競(jìng)爭(zhēng)企業(yè)間橫向交叉持股使得持有競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手股份的企業(yè)（“持股方”）可以通過直接投資于被持有股份企業(yè)（“被持股方”），降低被持股方與其競(jìng)爭(zhēng)的動(dòng)機(jī)，并可能進(jìn)一步促成持股方與被持股方的合謀，對(duì)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的影響體現(xiàn)在如下兩個(gè)方面：一是，交叉持股使得競(jìng)爭(zhēng)企業(yè)間產(chǎn)生利益關(guān)聯(lián)，持股方可能失去與被持股方競(jìng)爭(zhēng)的積極性，這是因?yàn)槌止煞綇母?jìng)爭(zhēng)中獲取的收益，可能會(huì)因與被持股方相互競(jìng)爭(zhēng)對(duì)財(cái)務(wù)收益造成消極影響而抵消；二是，如果持股方擁有被持股方的控制權(quán)，交叉持股將會(huì)通過抑制被持股方的競(jìng)爭(zhēng)，直接導(dǎo)致競(jìng)爭(zhēng)損害而獲得更高的市場(chǎng)收益。競(jìng)爭(zhēng)企業(yè)間橫向交叉持股對(duì)競(jìng)爭(zhēng)的損害程度，取決于持股方持有被持股方股權(quán)比例的高低、財(cái)務(wù)收益的大小，以及對(duì)被持股方的控制程度。另一方面，競(jìng)爭(zhēng)企業(yè)間存在共同股東，有利于降低彼此競(jìng)爭(zhēng)的動(dòng)機(jī)，并進(jìn)一步促進(jìn)被持股企業(yè)間的合謀，對(duì)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的影響體現(xiàn)在如下三個(gè)方面：一是，共同股東使競(jìng)爭(zhēng)企業(yè)間形成實(shí)際的利益關(guān)聯(lián)，這種利益關(guān)聯(lián)事實(shí)上降低了被持股企業(yè)之間競(jìng)爭(zhēng)的動(dòng)機(jī)；二是，共同股東為競(jìng)爭(zhēng)企業(yè)建立了信息交換的媒介，例如共同股東分別參與被持股企業(yè)的決策會(huì)議，這就能夠在被持股企業(yè)之間傳遞重要的決策信息，并有助于制定最優(yōu)的策略，共同股東的媒介作用提高了被持股企業(yè)之間協(xié)調(diào)或溝通的概率；三是，共同股東的存在使得被持股企業(yè)高管的薪酬與所有關(guān)聯(lián)企業(yè)的績(jī)效掛鉤，而不僅僅是高管所在的單個(gè)企業(yè)，此外被持股企業(yè)高管為獲得股東的支持以提高連任概率，也有動(dòng)機(jī)迎合共同股東的需要以減少市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)。中國(guó)大豆加工企業(yè)之間普遍存在交叉持股、共同持股實(shí)現(xiàn)部分所有權(quán)式經(jīng)營(yíng)者集中，易提高豆油價(jià)格，獲得高額利潤(rùn)。綜上所述，提出如下假設(shè)：

假說1：中國(guó)大豆加工企業(yè)部分所有權(quán)式經(jīng)營(yíng)者集中，有利于形成較為隱蔽的市場(chǎng)壟斷，弱化企業(yè)間競(jìng)爭(zhēng)，并促成競(jìng)爭(zhēng)企業(yè)間的合謀，導(dǎo)致豆油價(jià)格上漲。

跨國(guó)糧企通過交叉持股、共同持股等部分所有權(quán)式經(jīng)營(yíng)者集中，控制中國(guó)大豆加工企業(yè)，不僅可以獲得大豆加工產(chǎn)品的高額利潤(rùn)；還可鎖定進(jìn)口大豆的采購權(quán)。全球大豆主產(chǎn)區(qū)主要集中在美國(guó)（約占38%）、巴西（約占36%）、阿根廷（約占12%）等南美洲國(guó)家，且主要種植轉(zhuǎn)基因大豆?？鐕?guó)糧企基本控制了轉(zhuǎn)基因大豆主產(chǎn)區(qū)的種植、收購、運(yùn)輸、貿(mào)易等重要環(huán)節(jié)，掌握70%以上的大豆貨源，控制著80%以上的全球糧食貿(mào)易?？鐕?guó)糧企控制下的中國(guó)大豆加工企業(yè)，從美國(guó)進(jìn)口享受到美國(guó)政府巨額農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的轉(zhuǎn)基因大豆，從巴西、阿根廷等國(guó)家購入廉價(jià)的轉(zhuǎn)基因大豆，從而賺取高額的加工利潤(rùn)。跨國(guó)糧企利用其在大豆全球產(chǎn)業(yè)鏈各個(gè)環(huán)節(jié)的市場(chǎng)勢(shì)力控制著進(jìn)口大豆定價(jià)權(quán)，充分利用在中國(guó)掌握的大豆加工業(yè)對(duì)進(jìn)口大豆的采購權(quán)及全球大豆貿(mào)易的控制權(quán)，如果需要與大豆種植業(yè)競(jìng)爭(zhēng)，就向中國(guó)低價(jià)出口大豆；如果需要與大豆加工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)，就向中國(guó)高價(jià)出口大豆?？鐕?guó)糧企充分利用其掌握的全球資源及各相關(guān)市場(chǎng)中的市場(chǎng)勢(shì)力，對(duì)中國(guó)大豆種植農(nóng)戶及大豆加工企業(yè)形成沖擊，并迅速搶占中國(guó)食用油市場(chǎng)的份額。

假說2：跨國(guó)糧食企業(yè)通過部分所有權(quán)式經(jīng)營(yíng)者集中，鎖定中國(guó)進(jìn)口大豆的采購權(quán)，提高中國(guó)進(jìn)口大豆的依存度。

四、實(shí)證分析

（一）變量選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取大豆主要加工產(chǎn)品豆油價(jià)格（p）與大豆進(jìn)口依存度（DDI）作為被解釋變量。為了控制其他因素對(duì)豆油價(jià)格的影響，考慮到數(shù)據(jù)可得性，本文分別選取豆油主要替代品花生油價(jià)格（price），居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI），以及大豆產(chǎn)量（q1）、壓榨量（q2）與庫存量（q3）作為其他解釋變量。本文借鑒Salop等（2000）方法，測(cè)算修正后的HHI（即MHHI），并以MHHI作為核心解釋變量。

1.部分所有權(quán)式經(jīng)營(yíng)者集中的度量

假設(shè)市場(chǎng)中存在N家企業(yè)，這些企業(yè)由M家投資者所有。對(duì)于投資者i，其持有的企業(yè)j的股權(quán)份額為βij，對(duì)企業(yè)j的控制權(quán)份額為γij。假設(shè)企業(yè)j通過最大化所有投資者各種投資組合的加權(quán)利潤(rùn)總額，以實(shí)現(xiàn)股東收益最大化的激勵(lì)目標(biāo)，權(quán)重由投資者i對(duì)企業(yè)j的控制權(quán)份額γij給出：

其中，πi表示投資者i投資組合的利潤(rùn)總額；πk表示第k家企業(yè)的利潤(rùn)。Sj是企業(yè)j為實(shí)現(xiàn)股東收益最大化的激勵(lì)目標(biāo)，所采取的經(jīng)營(yíng)策略。將該模型應(yīng)用于競(jìng)爭(zhēng)企業(yè)之間進(jìn)行古諾競(jìng)爭(zhēng)的情形，然后求最優(yōu)化問題，得到均衡條件下市場(chǎng)份額加權(quán)平均指數(shù)：

其中，η是需求價(jià)格彈性；sj是企業(yè)j的市場(chǎng)份額。存在部分所有權(quán)式經(jīng)營(yíng)者集中的情況下，可定義MHHI公式如下：

其中，上式第二項(xiàng)可表示為ΔMHHI，其經(jīng)濟(jì)含義為部分所有權(quán)式經(jīng)營(yíng)者集中對(duì)市場(chǎng)集中度的影響。例如，同一市場(chǎng)中兩家企業(yè)各占50%的市場(chǎng)份額，而這兩家企業(yè)相互持有對(duì)方50%的股份。如果用HHI度量市場(chǎng)集中程度，則HHI=5 000，該市場(chǎng)為寡頭競(jìng)爭(zhēng)；如果用MHHI度量市場(chǎng)集中程度，則MHHI=10 000，該市場(chǎng)為完全壟斷。因此，MHHI比HHI更能反映由于部分所有權(quán)集中所導(dǎo)致的市場(chǎng)集中度的提高。圖3是按照MHHI與HHI兩個(gè)指標(biāo)對(duì)中國(guó)大豆加工市場(chǎng)集中度進(jìn)行的測(cè)算。結(jié)果顯示，如果不考慮部分所有權(quán)集中的情況，以HHI度量的中國(guó)大豆加工業(yè)市場(chǎng)集中度基本保持在1 000左右，這顯然低估了跨國(guó)糧企進(jìn)入中國(guó)大豆加工業(yè)對(duì)大豆加工市場(chǎng)集中度的影響；但如果考慮部分所有權(quán)式經(jīng)營(yíng)者集中的情況，以MHHI度量的中國(guó)大豆加工業(yè)市場(chǎng)集中度呈現(xiàn)明顯上升趨勢(shì)，這更加符合中國(guó)大豆加工業(yè)的現(xiàn)實(shí)情況。

圖3 中國(guó)大豆加工業(yè)部分所有權(quán)式經(jīng)營(yíng)者集中與豆油價(jià)格趨勢(shì)圖

2.數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)主要來源于1998年至2013年中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫、Wind數(shù)據(jù)庫、同花順iFind數(shù)據(jù)庫、歷年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒與國(guó)家企業(yè)信用信息公示系統(tǒng)所查詢的數(shù)據(jù)。其中，大豆加工企業(yè)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來源于中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫；企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)主要來源于國(guó)家企業(yè)信用信息公示系統(tǒng)與其他公開信息；食用油價(jià)格數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫、同花順iFind數(shù)據(jù)庫。

（二）ARDL模型構(gòu)建

本文采用自回歸分布滯后（ARDL）模型，實(shí)證檢驗(yàn)中國(guó)大豆加工業(yè)市場(chǎng)集中度對(duì)豆油價(jià)格與進(jìn)口大豆依存度的影響。構(gòu)建如下ARDL邊界協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?/p>

其中，Δ表示對(duì)變量進(jìn)行一階差分；α1、α2為漂移項(xiàng)；lnpt表示在t時(shí)間的豆油價(jià)格的對(duì)數(shù)值；lnD?DIt表示在t時(shí)間大豆進(jìn)口依存度的對(duì)數(shù)值；lnMHHI t表示在t時(shí)間的大豆加工業(yè)市場(chǎng)集中度的對(duì)數(shù)值；lnpricet表示在t時(shí)間花生油的對(duì)數(shù)值；lnCPIt表示在t時(shí)間CPI的對(duì)數(shù)值；lnqt1、lnqt2、lnqt3表示在t時(shí)間大豆產(chǎn)量、壓榨量與庫存量的對(duì)數(shù)值。ρi是最優(yōu)的滯后階數(shù)，依據(jù)AIC準(zhǔn)則確定；βsi（s=1，2，…，7）為模型設(shè)定的短期相關(guān)系數(shù)；μi（i=1，2…，7）為模型設(shè)定的長(zhǎng)期相關(guān)系數(shù)。ARDL邊界協(xié)整檢驗(yàn)，是指通過F和Wald統(tǒng)計(jì)量，對(duì)滯后變量的系數(shù)進(jìn)行聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)，以判斷各變量間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。模型設(shè)定的原假設(shè)為H0：μ1i=μ2i=…=μ7i=0（i=1，2），表示各變量之間不存在長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系；備擇假設(shè)H1：μ1i≠0，或μ2i≠0，……，或μ7i≠0（i=1，2），表示各變量之間存在長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系。

如果通過上述邊界協(xié)整檢驗(yàn)，確定各變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，可通過如下公式估計(jì)長(zhǎng)期彈性系數(shù)與短期彈性系數(shù)。首先，建立如下ARDL（δ1i，δ2i，…，δ7i）（i=1，2）模型估計(jì)長(zhǎng)期彈性系數(shù)：

其中，δij（i=1，2，…，7；j=1，2）為最優(yōu)滯后階數(shù)，根據(jù)AIC準(zhǔn)則選?。沪莐ij（k=1，2，…，7；j=1，2）為相應(yīng)變量的長(zhǎng)期彈性系數(shù)。然后，建立如下ARDL-ECM模型估計(jì)短期彈性系數(shù)：

其中，（k=1，2，…，7；j=1，2）為短期彈性系數(shù)；為誤差修正項(xiàng)，系數(shù)λ的含義是指，如果存在短期偏離時(shí)，其向長(zhǎng)期均衡水平調(diào)整的速度。

（三）實(shí)證結(jié)果分析

1.單位根檢驗(yàn)

本文采用兩種方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，即ADF檢驗(yàn)方法與PP檢驗(yàn)方法。結(jié)果如表1所示，結(jié)果表明，花生油價(jià)格（price）與大豆壓榨量（q2）的自然對(duì)數(shù)序列均為I(0)，其余變量的自然對(duì)數(shù)序列均為I(1)。這就表示可以采用ARDL模型進(jìn)行邊界協(xié)整檢驗(yàn)。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

表2 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

2.ARDL邊界協(xié)整檢驗(yàn)

通過單位根檢驗(yàn)后，對(duì)式（1）-（2）的誤差修正模型進(jìn)行邊界協(xié)整檢驗(yàn)。本文依據(jù)最小AIC準(zhǔn)則確定了最優(yōu)滯后階數(shù)，得到相應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量，進(jìn)而判斷各變量之間是否存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果見表3。結(jié)果表明，式（1）、式（2）的F統(tǒng)計(jì)量值分別為39.94、22.97，大于顯著性水平1%時(shí)的最高臨界值3.99，拒絕各變量之間不存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。因此，表明變量之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，可以通過ARDL模型估計(jì)短期彈性系數(shù)與長(zhǎng)期彈性系數(shù)。

表3 ARDL邊界協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

3.ARDL模型長(zhǎng)短期系數(shù)的估計(jì)結(jié)果

根據(jù)ARDL邊界協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果，分別以豆油價(jià)格與大豆進(jìn)口依存度為因變量，運(yùn)用式（3）～式（4）估計(jì)大豆加工業(yè)市場(chǎng)集中度及其他控制變量對(duì)豆油價(jià)格與大豆進(jìn)口依存度的長(zhǎng)期關(guān)系，并在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系估計(jì)的基礎(chǔ)上，運(yùn)用式（5）～式（6）估計(jì)短期動(dòng)態(tài)效應(yīng)，具體估計(jì)結(jié)果見表4。

表4 ARDL模型長(zhǎng)短期系數(shù)估計(jì)結(jié)果

估計(jì)結(jié)果表明，大豆加工業(yè)市場(chǎng)集中度高在長(zhǎng)期和短期均對(duì)豆油價(jià)格與大豆進(jìn)口依存度均產(chǎn)生顯著正向影響。從長(zhǎng)期來看，大豆加工業(yè)市場(chǎng)集中度MHHI的自然對(duì)數(shù)增長(zhǎng)1%，會(huì)導(dǎo)致豆油價(jià)格的自然對(duì)數(shù)增長(zhǎng)0.19%，大豆進(jìn)口依存度的自然對(duì)數(shù)增長(zhǎng)0.06%。MHHI對(duì)豆油價(jià)格與大豆進(jìn)口依存度的長(zhǎng)期彈性系數(shù)均大于短期彈性系數(shù)，這說明大豆加工業(yè)市場(chǎng)集中度增長(zhǎng)對(duì)豆油價(jià)格與大豆進(jìn)口依存度提高確實(shí)產(chǎn)生顯著影響。

在短期誤差修正模型中，除了包含大豆加工業(yè)市場(chǎng)集中度MHHI及其他變量對(duì)豆油價(jià)格與大豆進(jìn)口依存度的短期影響外，還存在著偏離長(zhǎng)期關(guān)系的影響，即誤差修正項(xiàng)ECM(t-1)，兩個(gè)模型誤差修正項(xiàng)系數(shù)分別為-0.3與-0.02，分別在1%與10%的水平上顯著，當(dāng)短期的波動(dòng)偏離長(zhǎng)期的均衡時(shí)，表示將分別以30%與2%的調(diào)整速度進(jìn)行修正。

5.穩(wěn)定性檢驗(yàn)

為避免時(shí)間序列模型中的待估參數(shù)可能出現(xiàn)隨時(shí)間變化而變化的情況，以及由此產(chǎn)生影響模型可靠性問題，接下來將應(yīng)用估計(jì)方程遞歸殘差累計(jì)和（CUSUM）與遞歸殘差平方累計(jì)和（CUSUMSQ），對(duì)模型所構(gòu)建的參數(shù)的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)，具體檢驗(yàn)結(jié)果見圖4。圖4中的上下兩條直線之間的區(qū)間表示顯著性水平為5%時(shí)的邊界區(qū)間，結(jié)果顯示，在整個(gè)樣本時(shí)間序列內(nèi)，殘差和均未偏離出邊界區(qū)間，表明大豆加工業(yè)市場(chǎng)集中度MHHI對(duì)豆油價(jià)格與大豆進(jìn)口依存度影響程度的估計(jì)均穩(wěn)定和可信。

五、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

本文采用2000年至2013年的月度數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建自回歸分布滯后（ARDL）模型，研究了中國(guó)大豆加工業(yè)部分所有權(quán)式經(jīng)營(yíng)者集中導(dǎo)致市場(chǎng)集中度提高，以及對(duì)中國(guó)豆油價(jià)格與大豆進(jìn)口依存度的影響，得出如下研究結(jié)論：

第一，赫芬達(dá)爾——赫希曼指數(shù)（HHI）是傳統(tǒng)測(cè)算市場(chǎng)集中度的一項(xiàng)主要指標(biāo)，但該指標(biāo)沒有考慮到同一相關(guān)市場(chǎng)內(nèi)競(jìng)爭(zhēng)企業(yè)間存在部分所有權(quán)的情況，現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中競(jìng)爭(zhēng)企業(yè)間通過交叉持股、共同所有權(quán)（包括但不限于共同基金、養(yǎng)老基金、資產(chǎn)管理公司等機(jī)構(gòu)投資者共同持股）等方式，實(shí)現(xiàn)部分所有權(quán)式經(jīng)營(yíng)者集中，這會(huì)對(duì)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)產(chǎn)生影響。在這種情況下，仍以HHI度量市場(chǎng)集中度，將出現(xiàn)低估?？紤]到跨國(guó)糧企巨頭通過股權(quán)投資對(duì)中國(guó)大豆加工業(yè)的影響，使用MHHI比HHI能反映由于部分所有權(quán)式經(jīng)營(yíng)者集中導(dǎo)致的市場(chǎng)集中度的提高。第二，中國(guó)大豆加工業(yè)市場(chǎng)集中度MHHI在長(zhǎng)期、短期均對(duì)豆油價(jià)格產(chǎn)生顯著正向影響，且長(zhǎng)期影響大于短期影響。第三，中國(guó)大豆加工業(yè)市場(chǎng)集中度MHHI在長(zhǎng)期、短期均對(duì)大豆進(jìn)口依存度產(chǎn)生顯著的正向影響，且長(zhǎng)期影響大于短期影響。

總體而言，中國(guó)大豆加工市場(chǎng)部分所有權(quán)式經(jīng)營(yíng)者集中導(dǎo)致市場(chǎng)集中度提高，致使中國(guó)豆油價(jià)格和大豆進(jìn)口依存度同步高企。

（二）政策建議

第一，中國(guó)相關(guān)政府部門應(yīng)高度關(guān)注包括交叉持股、共同持股（包括但不限于共同基金、養(yǎng)老基金、資產(chǎn)管理公司等機(jī)構(gòu)投資者共同持股）等在內(nèi)的部分所有權(quán)式經(jīng)營(yíng)者集中，導(dǎo)致中國(guó)大豆加工企業(yè)之間以較為隱蔽的方式弱化競(jìng)爭(zhēng)或合謀行為，以及對(duì)中國(guó)豆油價(jià)格和中國(guó)大豆進(jìn)口依存度產(chǎn)生的影響。

第二，競(jìng)爭(zhēng)企業(yè)間部分所有權(quán)式經(jīng)營(yíng)者集中應(yīng)納入經(jīng)營(yíng)者集中反壟斷審查。中國(guó)大豆加工企業(yè)間部分所有權(quán)式經(jīng)營(yíng)者集中形成較為隱蔽的市場(chǎng)壟斷，使得相關(guān)企業(yè)具有差異化制定壟斷高價(jià)或協(xié)調(diào)制定壟斷高價(jià)的動(dòng)機(jī)和能力，反壟斷執(zhí)法機(jī)構(gòu)應(yīng)對(duì)此強(qiáng)化反壟斷審查，對(duì)于可能存在排除、限制市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的部分所有權(quán)式經(jīng)營(yíng)者集中應(yīng)附加限制性條件或予以禁止。

第三，在反壟斷調(diào)查與執(zhí)法環(huán)節(jié)，更應(yīng)該考慮到競(jìng)爭(zhēng)企業(yè)間交叉持股、共同持股等部分所有權(quán)式經(jīng)營(yíng)者集中所產(chǎn)生的反競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)，重點(diǎn)關(guān)注由此可能導(dǎo)致的市場(chǎng)支配地位濫用、企業(yè)間合謀等行為，防止由此所產(chǎn)生的產(chǎn)品價(jià)格高企等損害消費(fèi)者福利的情況。