中国大豆市场竞争性实证分析

中国大豆市场竞争性实证分析：1998～2004余建斌（中国农业大学经济管理学院，北京 100094）研究领域：农业经济学摘要：本文通过Johansen协整检验、误差修正模型估计和Granger因果检验实证分析了我国大豆市场的竞争状况。

Johansen协整检验结果表明，我国各地区大豆市场之间存在长期稳定关系，已经形成了全国统一的竞争性市场；误差修正模型估计结果表明，我国大豆市场在偏离原有的均衡后重新调整到均衡速度较慢，市场竞争的效率较低；Granger因果检验结果表明，我国大豆主销区市场引导主产区市场，但没有形成一个辐射全国的主导市场。

在此分析的基础上，本文提出了提高我国大豆市场竞争效率的政策建议。

关键词：大豆市场协整误差修正模型 Granger因果检验Empirical Analysis on Competitive Soybean Market in China:1998~2004 Absract: This study empirically analyses competitive soybean market in China by Johansen co-integration test, erro correction model and Granger causality test. Since the results in Johansen co-integration test show that there are long stationary relations between soybean markets ,the nationally competitive soybean market come into being. By erro correction model estimation we can see that most soybean market cannot promptly return former stationary relation, so competitive efficiency is very low. Granger causality test show that market in primary soybean production regions leads market in major sales zones, but no market affects all other market. Base on this analysis, we put forward some policy suggestions on how to improve competitive efficiency.Key words: soybean market; co-integration; vector error correction model; Granger causality test.一、问题提出张伯伦在垄断竞争理论中将市场结构从总体上划分为四种类型：完全竞争、完全垄断、垄断竞争和寡头垄断。

市场结构的划分主要考虑了市场买卖双方的数量、产品的差异、要素的流动性以及信息的完全性等。

当市场上买卖双方数量众多、产品无差异、要素可以自由流动、信息对买卖双方完全透明，这样的市场为完全竞争市场；反之，为完全垄断市场。

完全竞争和完全垄断都是极端状态，而介于两者之间的垄断竞争和寡头垄断才是存在于绝大部分市场上的一种常态。

从中国大豆市场情况来看，大豆的卖方由两部分构成，一部分是国内的大豆生产者，另一部分是外国大豆出口商。

国内的大豆生产者由数量众多的农户构成，据估算2003年我国有2116.54万户农户种植大豆，每一个农户的种植规模仅0.44公顷，每一个农户对整个市场几乎没有影响，农户成了市场价格的接受者。

中国进行联产承包责任制后，农户种植品种的选择上有了很大的自主性，农户可以根据收益状况对种植品种进行调整，也就是农户可以根据市场变化调整大豆生产的要素投入。

进口大豆已经成为我国大豆供给重要组成部分，2003和2004年我国分别进口大豆2073万吨和2023万吨，均超过国内产量。

外国大豆出口商主要包括ADM、邦吉、嘉吉等大型跨国粮商，它们控制了我国绝大部分大豆进口。

这种垄断因素已经开始对我国大豆市场产生影响，2003年11月到2004年4月我国经历的大豆风波对我国大豆加工业造成的巨大损失已经说明这点。

尽管它们控制了我国大豆的进口，但并没有垄断我国国内大豆市场流通，这些进口大豆进入国内分销后成为大量国内流通商和加工企业竞争的对象。

大豆的最终买方主要是大豆加工企业。

随着我国食品加工业和畜牧业的发展，对大豆加工品的消费量越来越大，从而带动了大豆加工业的不断发展。

2005年初，国家发改委委托中国植物油协会对中国大豆加工业市场进行调查。

调查结果显示，截至到2004年12月31日，全国共有日处理大豆200吨以上的大豆压榨企业169个，总加工能力为日处理大豆23.37万吨，按300个工作日计算，折合年加工能力7010万吨。

加工能力的提高促进了加工企业对原料的竞争。

很多加工企业由于原料来源不足，处于半停半开的状态。

许多加工企业为了获得大豆原料进行跨地区收购，地区之间的大豆贸易流动更加频繁。

介于卖方和买方之间的是大量的流通贸易商。

经过我国粮食流通体制的改革，原有的国有粮食企业对大豆购销垄断的格局已经打破，大量的私营粮商进入了大豆流通环节。

这些私营粮商经营灵活，对市场信息比较了解，已经成为我国大豆流通的主渠道。

这些私营粮商的出现使我国大豆市场竞争日趋激烈，大豆价格的形成也更加合理。

从产品的差异看，由于进口大豆在质量、交易费用、资金使用成本等方面具有一定的优势，我国大豆加工企业特别是沿海企业更倾向于使用进口大豆，但是国内大豆与进口大豆之间具有很强的替代性，随着使用进口大豆的风险的增大很多企业开始转向使用国内大豆，。

所以，从我国大豆市场买卖双方的数量，生产和经营投入要素的流动，产品的差异以及信息的完全性等标准来看，中国大豆市场已经接近于完全竞争的市场结构。

根据完全竞争理论，在竞争性的市场上，各市场主体通过相互的竞争最终会使各地区各市场主体获得的利润趋于一致。

要达到利润的一致，必然要使商品在不同市场之间自由流动，从而使商品在各市场上销售获得的利润相等，最终达到一种平衡。

商品的流动导致价格的变动，因此，在一个竞争性的市场上，市场主体之间竞争的结果表现为价格的不断调整，使不同地区之间的价格保持一种稳定的关系。

基于以上考虑，本文通过实证分析我国大豆市场之间的价格关系，以验证上面的理论分析，说明我国大豆市场的竞争状况。

二、文献回顾关于市场之间关系的实证研究的文献较多，集中起来主要包括用协整检验研究市场之间的长期关系，用误差修正模型检验研究市场之间的短期整合关系，用格兰杰因果检验研究市场之间的引导关系。

张巨勇（1999）使用1978～1995年的年度数据利用动态修正模型分析了国内外大豆市场之间的整合，结果表明国内外市场在短期和长期都不整合。

武拉平（2000）使用1996年1月～1999年12月的月度数据利用共聚合法和误差修正模型分析了国内外市场整合情况，结果表明国内大豆市场长期整合，但短期不整合，同时通过格兰杰因果检验表明国际大豆市场是国内大豆市场变化的格兰杰原因，国内大豆市场对国际大豆市场影响较小。

黄季焜（2002）利用1998年和1999年各地区调查数据分析了我国大豆市场价格的影响因素，结果表明大豆价格与最近港口、最近公路和最近铁路的距离成反向关系，也就是说市场离港口、国家级公路和铁路的距离越近，大豆收购价格越高，这说明基础设施对大豆市场具有显著影响。

同时，黄季焜（2002）使用1989～2000年的数据分1989～1995年和1996～2000年两个阶段利用共聚合法分析了各地区大豆市场整合情况，结果表明整合市场配对数由28％上升到68％，说明我国大豆市场整合程度随时间不断提高。

这些文献使用不同时期的数据，实证分析了国内外市场以及国内各市场之间的整合关系，并从基础设施、信息流动等方面分析了影响大豆市场整合关系的因素，并阐述了大豆市场整合对我国大豆产业的意义。

但是，通过国内各地区大豆市场联系的情况实证分析中国大豆市场结构变化的文献很少。

三、研究方法及数据说明3.1 协整检验协整关系描述了两个变量之间的长期稳定关系。

如果时间序列12,,,t t nt y y y 都是d 阶单整，即I （d ），存在一个向量12(,,,)n αααα=使得'~()t y I d b α-，这里12(,,,),0t t t nt y y y y d b =≥≥。

则称序列12,,,t t nt y y y 是（d ，b ）阶协整，记为~(,),t y CI d b α为协整向量。

本文在分析中国大豆市场价格的长期关系时采用由Johansen和Johansen & Juselius 提出的最大似然估计法。

它的基本思想是：如果非平稳时间序列经过一阶差分处理后变为平稳序列，则称其为一阶单整，记为I （1）。

如果（n ×1）时间序列向量t y 的每一个分量都是一阶单整的，即I （1），且存在一个非零向量A ，使得t y A 线性组合平稳，即I （0），那么（n ×1）时间序列向量是协整的。

在进行协整检验之前，首先应该验证每一个价格序列是否是一阶单整，即I （1）。

最常用的方法是ADF 检验和Philip-Perron 单位根检验。

若各地区大豆市场价格均为一阶单整，即I(1)则可进行Johansen 协整检验。

设定一个k 阶向量自回归（VAR ）模型如下：111k t t t t i t i y D y y ε---=∆=+∏+Γ∆+∑ （1）其中，12(,,,)t t t nt y y y y =是待验协整的（n ×1）向量，1t t t y y y -∆=-；D 是确定项，根据待检验数据性质而采取不同形式，如零向量或非零向量； ∏和Γ是系数矩阵；k 的选择应保证t ε是均值为0、有限协方差矩阵的多元正态白噪声过程。

通过方程（1）两边可以判定是否存在协整关系。

因为t y ∆～I （0），t iy -∆（1,2,,1i k =-）是平稳序列，如果1t y -∏是稳定的，那么方程（1）也是稳定的。

Johansen 检验的核心在长期系数矩阵∏。

我们通过系数矩阵∏的阶数检验协整关系，因为协整向量个数等于∏的阶数，0阶（∏＝0）表示不存在协整关系。

在双变量的情况下，即n ＝2，两个变量只有在∏的阶数为1时才存在协整关系。