劉玲 李愚泰

摘?要：基于中國主要糧食品種的收購價格、批發(fā)價格和零售價格數據，采用一種新的正則化貝葉斯門限估計法估計的三區(qū)制門限向量修正模型（TVECM），從交易成本視角探討糧食市場垂直整合程度和非對稱價格調整。結果表明：糧食收購市場與批發(fā)市場整合程度高于批發(fā)市場與零售市場整合程度;大豆和玉米市場垂直整合程度低于大米和小麥市場垂直整合程度;糧食市場垂直價格調整在不同區(qū)制具有非對稱性;當價格偏離均衡程度低于交易成本時，也可能存在價格調整。

關鍵詞：?正則化貝葉斯估計;糧食市場;垂直整合;非對稱價格調整;三區(qū)制TVECM

中圖分類號：F323.7?文獻標識碼：?A文章編號：1003-7217（2020）01-0100-09

一、引?言

垂直整合（vertical?integration）是農產品市場最重要的結構特征之一，對保障國家糧食安全具有重要的政策含義。糧食市場垂直整合描述了糧食價格在縱向供應鏈不同層次的各市場間的調整情況，整合程度越高，價格調整就越完全，調整速度也越快，是衡量糧食市場運行效率的重要指標，也是檢驗和評價糧食安全和價格調控政策的有效工具。近年來，隨糧食托市收購價格上行，中國糧食市場出現了國內外糧食價格倒掛、“稻強米弱”和“麥強粉弱”等反?，F象，糧食高庫存、糧食加工行業(yè)低迷和糧食進口激增等問題也同時顯現，成為糧食安全可持續(xù)發(fā)展的新隱患。這些現象均表明中國糧食市場垂直整合受阻，糧食價格垂直調整呈現非對稱性。因此，探討中國糧食市場垂直整合和非對稱價格調整有助于理解當前中國糧食市場運行機制及其存在的問題，為解決糧食安全問題提供一個新的視角。

關于市場整合的測度，現有文獻中一種比較有代表性的方法是通過分析線性的價格調整關系或者對價格序列進行線性協整檢驗，例如，有學者運用協整檢驗方法考察泰國、越南和美國兩兩之間大米價格的協整關系，來判定它們之間糧食市場的整合程度[1];運用協整檢驗方法考察中國生豬產銷市場的整合程度[2];運用線性Grange因果檢驗方法考察中國農產品生產價格、批發(fā)價格和零售價格之間的傳導關系[3]。然而，這種方法存在一定的缺陷，它認為價格間的傳導是線性的，是對稱的，忽視了市場整合過程中可能存在的非對稱調整關系。從理論上講，市場勢力、政府干預與調整成本等因素均會導致非對稱價格調整[4]。Peltzman（2000）對美國282種商品（包括120種農產品和食品）的價格傳導進行研究，其結論也證實非對稱價格調整不是一種偶然現象，而是一種普遍存在的規(guī)律[5]。因此，近年來國內一些學者也開始重視這一現象：運用非對稱誤差修正模型（A-ECM）研究中國農產品市場垂直價格調整的非對稱特征[6];運用A-ECM分析中國奶產業(yè)鏈中生產者價格與零售價格之間調整的非對稱特征[7];運用兩區(qū)制門限誤差修正模型（TECM）考察中國生豬產業(yè)鏈價格調整的非對稱特征[8，?9];基于平滑轉換誤差修正模型（STECM）檢驗中國生豬產銷價格調整的非對稱特征[10]。這些研究雖然考察了價格調整的非對稱，但是忽視了市場中交易

成本所帶來的影響。從理論上講，交易成本會使價格間的調整存在一個“非反應”區(qū)間，即只有價格調整帶來的收益超過交易成本時才會引發(fā)價格傳導，如果收益小于交易成本，則不會發(fā)生價格傳導。Goodwin和Holt（1999）、Goodwin和Harper（2000）認為，當價格偏離均衡程度較低時，價格可能不調整;當價格偏離均衡程度較高時，價格才會調整，因而運用三區(qū)制門限向量誤差修正模型（TVECM）來分析垂直價格調整的門限行為和非對稱性[11，?12]。后來，Ben-kaabia等（2010）指出，當價格偏離均衡程度低于交易成本時，價格不調整，則在TVECM的中間區(qū)制，價格不是協整的，并構建Band-TVECM對西班牙家禽市場垂直整合和非對稱價格調整進行分析[13]。在三區(qū)制TVECM中，交易成本能夠通過門限估計值來刻畫，門限絕對值越大，表示交易成本越高。而交易成本大小反映了市場整合程度，交易成本越高，市場整合程度越低，在高效運行的整合市場體系中，交易成本應該盡可能保持在較低水平[14]。因而引入交易成本后，對市場整合的分析結果會更加有效[15，14]。因此，考慮到交易成本對價格調整的影響，三區(qū)制TVECM是目前比較認可，也是應用較為廣泛的一種分析市場整合的方法。

關于TVECM的估計，現有研究中最常用的方法是Hansen和Seo（2002）的輪廓似然估計法（profile?likelihood?estimator）[16]，一些學者基于輪廓似然估計的TVECM門限值測度了農產品空間市場整合程度[17，?15，?18，?14]，并基于輪廓似然估計的TVECM調整參數分析了農產品價格垂直非對稱調整[19，20]。然而，輪廓似然估計法存在一些缺點，其中最主要的問題是估計結果依賴于一個主觀設置的修邊參數（trimming?parameter），通過這個參數限制網格搜索中門限值的范圍，來保證每一個區(qū)制都有足夠的觀察值，從而給參數估計提供充足的自由度，例如，Goodwin和Piggott（2001）設置每個區(qū)制必須至少包含25個觀察值[17]。但是，在這種情況下，一方面，可能會將門限真實值排除在搜索范圍之外，導致估計結果有偏;另一方面，估計結果會隨著修邊參數設置的變化而變化。Greb等（2013）對上述問題作了詳細闡述，并針對輪廓似然估計的不足提出了一種新的正則化貝葉斯門限估計法（regularized?Bayesian?threshold?estimator）[21]。這種方法不需要主觀設置一個修邊參數，對小樣本估計也更無偏，而且實證應用表明TVECM調整參數的正則化貝葉斯估計結果比輪廓似然估計結果更符合理論預期。

目前，已經有學者開始采用正則化貝葉斯門限估計法進行研究，測度國際大米市場與發(fā)展中國家國內大米市場的交易成本[22];分析美國尿素市場的空間價格傳導和市場效率[23]。國內鮮有學者采用正則化貝葉斯門限估計法進行研究，也少有研究探討我國糧食市場的垂直整合及非對稱價格調整。基于此，本文采用這種新的正則化貝葉斯估計法估計的三區(qū)制TVECM探討中國糧食市場垂直整合和非對稱價格調整，運用TVECM門限估計值所刻畫的交易成本衡量糧食收購市場、批發(fā)市場和零售市場整合程度，并根據TVECM調整參數估計結果，分析糧食收購價格、批發(fā)價格和零售價格之間的非對稱調整，進而為推進中國糧食市場垂直整合和提升糧食價格調控政策有效性提供政策啟示。

二、研究方法

（一）門限向量誤差修正模型

設pt=（p1t，p2t）′，表示市場鏈中兩個不同層次的價格水平，具體指收購價格、批發(fā)價格或零售價格;pt是I（1）時間序列且協整的向量，則誤差修正項為εt=p1t-θ2p2t+θ0，表示偏離兩個價格序列長期均衡的程度。三區(qū)制門限向量誤差修正模型（TVECM）具體表達式如下：

Δp1tΔp2t=

αu1αu2+ρu1ρu2εt-1+∑Ki=1βu11iβu12iβu21iβu22iΔp1t-iΔp2t-i+μ1tμ2t，εt-1>γuαm1αm2+ρm1ρm2εt-1+∑Ki=1βm11iβm12iβm21iβm22iΔp1t-iΔp2t-i+μ1tμ2t，γl<εt-1≤γuαl1αl2+ρl1ρl2εt-1+∑Ki=1βl11iβl12iβl21iβl22iΔp1t-iΔp2t-i+μ1tμ2t，εt-1≤γl（1）

其中，Δ表示一階差分，α、ρ、β和γ都是待估參數，βi（i=1，2，…）為短期調整參數。通常實證分析中最感興趣的參數是ρ和γ，ρ為調整參數，測度恢復長期均衡的調整速度;γ=（γu，γl）為門限參數，γu和γl分別表示上門限值和下門限值，則εt-1>ru為上區(qū)制，rl<εt-1≤ru為中間區(qū)制，εt-1≤rl為下區(qū)制。

在價格傳導中為確保p1t和p2t是協整的，調整參數ρ的符號和大小必須滿足三個條件：-1≤ρk1<0，0<ρk2≤1，0<θ2ρk2-ρk1≤1（k=u，m，l）[21]。根據市場整合理論，當價格偏離均衡程度高于交易成本時，系統(tǒng)會通過使更高的價格下跌和使更低的價格上漲來恢復至長期均衡，完成自動修正過程。例如，在上區(qū)制，即p1大于p2超過上門限值，通過p1下跌或（和）p2上漲恢復至長期均衡;在下區(qū)制，即p1小于p2超過下門限值，通過p1上漲或（和）p2下跌恢復至長期均衡。因此，第一個條件和第二個條件是確保p1與p2的變化滿足上述自動修正過程，第三個條件是確保p1與p2總的變化不會超過系統(tǒng)恢復均衡所需要的總的變化。

γ=（γu，γl）測度了交易成本的大小，進而衡量市場整合程度。這里的交易成本是指包括信息成本、菜單成本等調整成本。由于調整成本的存在，價格調整不僅依賴于沖擊的方向，還依賴于沖擊的大小，僅當外生沖擊超過一定門限值時，經濟部門才會產生反應[13]。換句話說，僅當由外生沖擊造成的價格偏離均衡程度高于交易成本時，價格才可能調整，才會存在上述p1和p2的反向調整機制，從而實現市場整合。因此，在這種情況下，門限模型就很好地闡述了供應鏈上各市場間的價格動態(tài)調整關系。有研究就是運用TVECM門限估計值來測度交易成本的大小，進而衡量農產品市場整合程度[15，14，24]。上下門限絕對值越大，即中間區(qū)制越大，而中間區(qū)制表示價格偏離均衡程度低于交易成本。根據市場整合理論，這一區(qū)制價格不調整，只有在價格偏離均衡程度高于交易成本的上區(qū)制和下區(qū)制時，價格才調整，才會實現市場整合。因此，門限估計值越大，表示交易成本越高，則市場整合程度越低。

（二）正則化貝葉斯門限估計

為清楚地描述正則化貝葉斯門限估計的原理，先用矩陣符號來表示模型。對于n個觀察值，可以構造一個n×d的矩陣X，則X由長度為d=2K+2的行向量和x′t=（1，εt-1，Δp′t-1，…，Δp′t-K）疊加而成，其中K為模型的最大滯后期數。設D1、D2和D3分別表示TVECM下區(qū)制、中間區(qū)制和上區(qū)制指示函數的對角矩陣，即：

D1=diag{?I（ε1t-1≤γl），I（ε2t-1≤γl），…，

I（εnt-1≤γl）}

D2=diag{?I（γl<ε1t-1≤γu），I（γl<ε2t-1≤

γu），…，I（γl<εnt-1≤γu）}

D3=diag{?I（ε1t-1>γu），I（ε2t-1>γu），…，

I（εnt-1>γu）}（2）

其中，I（·）為指示函數，n為觀察值數量。那么，D1X、D2X和D3X分別是下區(qū)制、中間區(qū)制和上區(qū)制變量的矩陣。進一步，設Δpj，t和μi，t分別是由Δpt和μt第j（j=1，2）個分量堆疊而成的向量，φj，k是模型參數矩陣（αk，ρk，βk1，…，βkK）′的第j（j=1，2）列，k=1，2，3分別代表著下區(qū)制、中間區(qū)制和上區(qū)制。因此，三區(qū)制TVECM可以表示為：

Δpj，t=D1Xφj，1+D2Xφj，2+D3Xφj，3+μj，t

=X1φj，1+X2φj，2+X3φj，3+μj，t?（3）

其中，X1=D1X、X2=D2X、X3=D3X。從而，三區(qū)制TVECM可以更緊湊地表示為：

Δpt=Δp1tΔp2t=（I2X1）φ1+（I2X2）φ2+

（I2X3）φ3+μt（4）

其中，φk=（φ1，k，φ2，k），k=1，2，3;I2為單位矩陣，I2∈R2×2;X=X1+X2+X3。

正則化貝葉斯門限估計是一種基于數據驅動（data-driven）的方法，當數據包含的信息非常少時，可以合理地使區(qū)制之間的差異最小化，從而可以將后驗密度很好地定義在整個門限參數空間上，因此，這種方法不需要設置一個修邊參數，不會將門限真實值排除在搜索范圍之外。借鑒Greb等（2013）[21]的研究，為了得到正則化貝葉斯估計，對式（4）重新確定參數：

Δpt=（I2X1）φ1+（I2X）φ2+

（I2X3）φ3-（I2X1）φ2-

（I2X3）φ2+μt=（I2X1）（φ1-φ2）+

（I2X）φ2+（I2X3）（φ3-φ2）+μt=

（I2X1）δ1+（I2X）φ2+（I2X3）δ3+μt（5）

其中，設δi～N（0，σ2δiI2d），i=1，3;d=2K+2;φ2～U（R2d）。

接著，計算式（5）的后驗密度PrB（γ|Δp，X）。定義Z=I2X、Z1=I2X1、Z3=I2X3以及V=∑+σ2δ1Z1Z′1+σ2δ3Z3Z′3，∑、σ2δ1和σ2δ3分別用其最大似然估計∑、2δ1和2δ3表示，則=∑+2δ1Z1Z′1+2δ3Z3Z′3，從而產生一個對數后驗密度①[21]：

log?PrB（γΔp，X）∝-12?log?Z′-1Z+

（Δp-Z2）′-1（Δp-Z2）（6）

其中，2=（Z′-1Z）-1Z′-1Δp?？梢园l(fā)現，式（6）中l(wèi)og?PrB（γΔp，X）不依賴于k（k=1，2，3），從而不需要限制每一個區(qū)制的觀察值數量。因此，此時的后驗密度PrB（γ|Δp，X）定義在整個門限參數空間上，即

γ={（γu，γl）|min?（εt）<γl<γu

三、實證研究

（一）數據說明與描述

選取大米、小麥、大豆和玉米四個主要糧食品種市場為研究樣本，其中大米市場的收購、批發(fā)和零售價格分別使用全國中晚秈稻收購價格指數、全國晚秈米批發(fā)價格指數、中等秈米集貿市場價格指數進行衡量，分別記為rice_f、rice_w和rice_r;小麥市場的收購、批發(fā)和零售價格分別使用全國小麥收購價格指數、全國白小麥（普通）批發(fā)價格指數、中等小麥集貿市場價格指數進行衡量，分別記為wheat_f、wheat_w和wheat_r;大豆市場的收購、批發(fā)和零售價格分別使用全國大豆收購價格指數、全國大豆（油脂業(yè)）批發(fā)價格指數、中等大豆集貿市場價格指數進行衡量，分別記為soybean_f、soybean_w和soybean_r;玉米市場的收購、批發(fā)和零售價格分別使用全國玉米收購價格指數、全國黃玉米批發(fā)價格指數、中等玉米集貿市場價格指數衡量，分別記為maize_f、maize_w和maize_r。由于上述所有收購價格指數和批發(fā)價格指數為周數據，而集貿市場價格指數為月度數據，因此，先將收購價格指數和批發(fā)價格指數的周數據折算為月度數據，然后將所有價格序列統(tǒng)一轉換為以2009年1月為基期的定基指數，并對樣本數據進行季節(jié)調整和對數化處理。由于收購價格指數僅有從2009年起的數據，因此，樣本區(qū)間統(tǒng)一為2009年1月至2017年12月，原始數據均來源于Wind資訊。圖1描述了價格序列的月度變動狀況。

為保障國內糧食市場穩(wěn)定和保護農民收益，中國政府2004年和2006年分別對稻谷和小麥兩個主糧品種開始實行最低收購價格政策，?2008-2014年又連續(xù)提高了稻谷和小麥的最低收購價格，使得大米市場和小麥市場的價格整體水平逐步上升，但2014年后上漲幅度有所控制。大米市場和小麥市場的收購、批發(fā)和零售價格變動總體具有共同趨勢，其中零售價格上漲幅度最大。國家從2008年起開始對大豆和玉米品種實施臨時收儲政策，隨著臨時收儲價格的提高，大豆市場和玉米市場的價格整體水平在最初幾年也是逐步上升。而后，由于價格干預造成了日益嚴重的糧食高庫存、進口激增等問題。2014年開始國家取消了大豆臨儲政策，轉為目標價格制;2016年取消了玉米臨儲政策，出臺生產者補貼政策。因此，隨著大豆和玉米價格支持政策的市場化改革，近幾年大豆和玉米市場價格整體水平出現了回落，呈現下跌趨勢。然而，值得注意的是，大豆市場的零售價格在2014年后并沒有隨著收購價格和批發(fā)價格的大幅度下跌而明顯下降，僅有小幅下降，仍然呈現較高的水平。此外，玉米市場卻呈現了嚴重的價格倒掛現象，玉米零售價格低于批發(fā)價格和收購價格。近兩年批發(fā)價格與收購價格也出現了倒掛，玉米收購價格水平反而最高。顯然，從糧食市場價格變動狀況來看，大豆和玉米市場的收購、批發(fā)和零售價格并沒有呈良性傳遞，其中批發(fā)價格與零售價格的傳遞尤為突出，批發(fā)市場與零售市場整合程度較低，大豆和玉米市場垂直整合受阻。

（二）單位根檢驗

采用Augmented?Dickey-Fuller（ADF）檢驗和Phillips-Perron（PP）檢驗對變量進行平穩(wěn)性檢驗，結果如表1所示。所有變量的原序列均接受原假設，認為存在單位根，為非平穩(wěn)序列，而一階差分序列都拒絕了原假設，認為序列是平穩(wěn)的，因此，所有變量均為I（1）過程，符合協整檢驗要求。

（三）糧食市場垂直整合

糧食市場縱向供應鏈包括從糧食生產、加工到終端消費的各個環(huán)節(jié)。糧食市場垂直價格調整是指糧食價格在供應鏈不同層次的各市場間的相互反應，因此，糧食市場垂直整合是指糧食收購市場、批發(fā)市場和零售市場之間的價格調整情況。然而，考慮到正則化貝葉斯估計的TVECM是雙變量的，因此，參考Ben-kaabia等（2010）的研究[13]，分為兩個子系統(tǒng)進行研究，分別估計收購價格與批發(fā)價格之間調整的TVECM和批發(fā)價格與零售價格之間調整的TVECM，從而分別考察糧食收購市場與批發(fā)市場整合程度和糧食批發(fā)市場與零售市場整合程度。表2匯報了大米、小麥、大豆和玉米四個糧食品種收購價格與批發(fā)價格之間調整和批發(fā)價格與零售價格之間調整的門限協整檢驗[25]和門限估計結果。

由門限協整檢驗結果可知，大豆和玉米市場的批發(fā)價格與零售價格之間調整的sub-Wald檢驗統(tǒng)計量不能拒絕原假設;其余市場價格調整的sub-Wald統(tǒng)計量均在1%的顯著性水平下拒絕原假設，認為存在門限協整關系。表明不同糧食品種市場及不同子市場之間的整合情況具有差異性。

1.比較正則化貝葉斯估計的門限與輪廓似然估計的門限可以發(fā)現，輪廓似然估計的上門限值和下門限值（指絕對值，下同）絕大多數都對應小于正則化貝葉斯估計的上門限值和下門限值。這正是因為輪廓似然門限估計所設置的修邊參數使得門限參數γ的搜索范圍剔除了小于ε（d）和大于ε（n-d+1）的觀察值，門限參數空間僅在ε（d）～ε（n-d+1）范圍內，從而門限估計值會越接近于0。因此，相比正則化貝葉斯門限估計值，輪廓似然估計的門限值偏小。這意味著使用傳統(tǒng)的輪廓似然門限估計法會低估市場間的交易成本，從而高估市場整合程度。正如Greb等（2013）的發(fā)現，正則化貝葉斯門限估計表明兩地區(qū)貿易需要克服更高的交易成本，才能使價格套利是有利可圖的[21]。

2.對比收購市場與批發(fā)市場、批發(fā)市場與零售市場兩個子系統(tǒng)的正則化貝葉斯門限估計結果可以發(fā)現，收購價格與批發(fā)價格之間調整的上門限值和下門限值基本上對應小于批發(fā)價格與零售價格之間調整的上門限值和下門限值。例如，小麥收購價格與批發(fā)價格之間調整的門限估計為（-0.021，?0.019），其批發(fā)價格與零售價格之間調整的門限估計為（-0.046，?0.021）;大豆收購價格與批發(fā)價格之間調整的門限估計為（-0.028，?0.037），其批發(fā)價格與零售價格之間調整的門限估計為（-0.055，0.052）。這表明收購市場與批發(fā)市場之間價格調整的交易成本低于批發(fā)市場與零售市場之間價格調整的交易成本，說明中國糧食收購市場與批發(fā)市場整合程度高于糧食批發(fā)市場與零售市場整合程度。

自2004年以來，中國實行了糧食托市收購制度，由國有糧食購銷企業(yè)在糧食流通中發(fā)揮主渠道作用。在收購市場，除了糧農自留消費部分，剩余糧源大部分被國有糧食購銷企業(yè)收購;在批發(fā)市場，也有70%以上消費糧源是由國有糧食購銷企業(yè)供給[26]。因此，基于國有糧食購銷企業(yè)的主渠道作用和較強的市場控制能力，糧食收購價格與批發(fā)價格之間傳遞更為順暢，收購市場與批發(fā)市場整合程度更高。此外，正是由于這種托市收購制度，使得目前從收購到零售的流通過程中，各環(huán)節(jié)市場化程度不一致，其中收購市場化程度最低，批發(fā)市場化程度較低，而零售市場化程度最高，因而市場化程度最高的零售價格所受到的影響因素必然會更多，例如國際糧食價格沖擊的影響[27]。特別是隨著國內糧食價格逐漸高于國際市場價格并且價差不斷擴大，導致糧食進口大幅增長，從而使得零售價格受國際糧食價格影響較大，零售市場與批發(fā)市場整合程度較低。因此，糧食收購市場與批發(fā)市場整合程度高于批發(fā)市場與零售市場整合程度。

3.對比大米、小麥、大豆和玉米四個糧食品種市場的正則化貝葉斯門限估計結果可以發(fā)現，對于同一子系統(tǒng)，大豆市場和玉米市場的上門限值和下門限值都對應大于大米市場和小麥市場的上門限值和下門限值。例如，大米和小麥收購價格與批發(fā)價格之間調整的門限估計分別為（-0.026，0.017）、（-0.021，?0.019），大豆和玉米收購價格與批發(fā)價格之間調整的門限估計分別是（-0.028，?0.037）、（-0.045，?0.058）;大米和小麥批發(fā)價格與零售價格之間調整的門限估計分別為（-0.014，?0.023）、（-0.046，?0.021），大豆和玉米批發(fā)價格與零售價格之間調整的門限估計分別是（-0.055，?0.052）、（-0.051，?0.035）。這表明大豆和玉米市場價格調整的交易成本高于大米和小麥市場價格調整的交易成本，說明中國大豆和玉米市場垂直整合程度低于大米和小麥市場垂直整合程度。

這是因為與大米和小麥品種相比，大豆和玉米市場存在嚴重的供求矛盾[28]。我國大豆產量不高，且生產成本高、缺乏價格優(yōu)勢，難以滿足國內需求，造成國內大豆供需嚴重不匹配，從而導致大豆市場嚴重依賴國際市場。這使得大豆零售價格更容易受國際價格影響，而與國內批發(fā)價格、收購價格傳遞并不順暢，即大豆市場垂直整合程度較低，尤其是大豆批發(fā)市場與零售市場有可能不是整合的。

為保障國家糧食安全和農戶收益，2008年起政府連續(xù)提高了糧食托市收購價格，這一方面推動了糧食播種面積增長產量增加，其中玉米播種面積和產量增長勢頭最為明顯，玉米成為近幾年中國產量和收購量最高、庫存壓力最大的糧食品種，但是，卻導致玉米市場呈現結構性過剩態(tài)勢。另一方面，糧食托市收購價格的不斷提高，也使得托市價格脫離市場趨勢高位運行，國內糧食生產成本不斷上漲，產品國際競爭力下降，導致玉米制品及其替代品進口急速擴大。加上國內玉米加工行業(yè)低迷，抑制了國內玉米需求，從而形成了玉米市場供過于求的形勢，造成嚴重的價格倒掛現象。收購、批發(fā)和零售價格之間不能呈良性傳遞，進而使得玉米市場垂直整合程度較低。因此，大豆和玉米市場垂直整合程度低于大米和小麥市場垂直整合程度。

（四）糧食市場垂直非對稱價格調整

除了門限估計結果，TVECM的調整參數估計也值得關注，調整參數測度了價格恢復長期均衡的調整速度，描述了兩個價格序列修正至長期均衡關系的調整過程。表3匯報了大米、小麥、大豆和玉米四個糧食品種收購價格與批發(fā)價格之間調整和批發(fā)價格與零售價格之間調整的三區(qū)制TVECM估計結果。

1.對比正則化貝葉斯估計結果與輪廓似然估計結果可以發(fā)現，在所有樣本的估計結果中，輪廓似然估計的調整參數沒有一組結果是完全符合市場整合理論的，即調整參數ρ的符號和大小沒有完全滿足條件，而正則化貝葉斯估計的調整參數均符合理論預期。例如，在大米批發(fā)價格與零售價格之間調整的TVECM估計結果中，pL估計的下區(qū)制調整參數ρ1和ρ2均大于0，總調整Total（ρl）小于0，中間區(qū)制和上區(qū)制的調整參數ρ1和ρ2均小于0，顯然，這些結果都不符合理論預期，不能解釋系統(tǒng)的自動修正過程。然而，rB估計的上、中、下區(qū)制的調整參數ρ1均小于0，ρ2均大于0，總調整Total（ρ）均大于0小于1，體現了系統(tǒng)通過使更高的價格下跌和使更低的價格上漲來恢復至長期均衡的自動修正過程。說明傳統(tǒng)的輪廓似然估計法會產生有偏估計，正則化貝葉斯估計結果比輪廓似然估計結果更符合理論預期。

2.根據正則化貝葉斯估計結果可以發(fā)現，糧食市場垂直價格調整在不同區(qū)制具有非對稱性。一方面，糧食收購價格與批發(fā)價格之間的調整存在一些非對稱現象。例如，在大米市場的收購價格方程中，上區(qū)制的調整速度為-0.154，在5%的水平上顯著;中間區(qū)制和下區(qū)制的調整參數均不顯著，即僅上區(qū)制的價格調整顯著。表明大米收購價格對批發(fā)價格的調整在不同區(qū)制具有非對稱性。此外，在小麥和大豆市場的批發(fā)價格方程中，上區(qū)制的調整速度分別為0.079和0.194，分別在10%和5%的水平上顯著;下區(qū)制的調整速度分別為0.188和0.196，均在1%的水平上顯著，即下區(qū)制的調整速度均大于上區(qū)制的調整速度。表明小麥和大豆批發(fā)價格對收購價格的調整在不同區(qū)制具有非對稱性。另一方面，糧食批發(fā)價格與零售價格之間的調整也存在一些非對稱現象。例如，在大米和小麥市場的批發(fā)價格方程中，下區(qū)制的調整速度分別為-0.123和-0.063，均在5%的水平上顯著;中間區(qū)制和上區(qū)制的調整參數均不顯著，即僅下區(qū)制的價格調整顯著。表明大米和小麥批發(fā)價格對零售價格的調整在不同區(qū)制具有非對稱性。此外，在大米市場的零售價格方程中，上區(qū)制的調整速度為0.065，在10%的水平上顯著;下區(qū)制的調整速度為0.028，沒有通過顯著性檢驗，即上區(qū)制的調整速度大于下區(qū)制的調整速度。表明大米零售價格對批發(fā)價格的調整在不同區(qū)制具有非對稱性。

3.根據正則化貝葉斯估計結果可以發(fā)現，在三區(qū)制TVECM中，中間區(qū)制的調整參數也可能顯著。例如，在小麥、大豆、玉米收購價格與批發(fā)價格之間的調整中，小麥和大豆批發(fā)價格在中間區(qū)制的調整速度分別為0.188、0.196，均在1%的水平上顯著;玉米收購價格在中間區(qū)制的調整速度為-0.201，在1%的水平上顯著。此外，在大米批發(fā)價格與零售價格之間的調整中，大米零售價格在中間區(qū)制的調整速度為0.065，在10%的水平上顯著。因此，在上述情況中，中間區(qū)制的價格調整均顯著。表明當價格偏離均衡程度低于交易成本時，價格也可能會調整。顯然，這一結論并不符合傳統(tǒng)市場整合理論，即由于交易成本的存在，價格偏離均衡程度較低時，價格不調整，只有當價格偏離均衡程度高于交易成本時，價格才會調整。因為糧食價格的垂直傳導不一定只通過產業(yè)鏈傳導，還會通過信息渠道傳導，這使得當價格偏離均衡程度較低時，也存在價格調整。正如孫堅強等（2016）在分析PPI和CPI產業(yè)鏈傳導機制的基礎上進一步提出的價格預期傳導機制，認為市場價格除了通過產業(yè)鏈傳導，還可以通過信息傳遞[29]。此外，Stephens等（2012）和Ganneval（2016）研究發(fā)現，空間價格傳導可以在沒有貿易的情況下通過信息渠道完成[30，31]。因此，中間區(qū)制的價格調整顯著，符合這一結論，意味著中國糧食價格的垂直傳導還會通過信息渠道。也正是因為存在信息傳遞，中間區(qū)制的調整速度有可能與上區(qū)制或者下區(qū)制的調整速度相同，正如表3中正則化貝葉斯估計的調整參數結果，這與Greb等（2013）[21]的研究結論相一致。

四、結論與政策建議

以上基于大米、小麥、大豆和玉米四個糧食品種的收購價格、批發(fā)價格和零售價格數據，通過采用一種新的正則化貝葉斯估計法估計的三區(qū)制TVECM探討了中國糧食市場垂直整合程度和非對稱價格調整。研究結果表明：（1）正則化貝葉斯估計結果比傳統(tǒng)方法輪廓似然估計的結果更符合市場整合理論，輪廓似然估計會高估市場整合程度。（2）糧食收購市場與批發(fā)市場整合程度高于批發(fā)市場與零售市場整合程度，大豆市場和玉米市場垂直整合程度低于大米市場和小麥市場垂直整合程度。究其緣由，我國糧食托市收購政策的實施和托市價格的提高，扭曲了國內糧食市場供求平衡，使零售市場受國際市場影響較大，從而影響了國內糧食市場縱向供應鏈上價格的良性傳遞。（3）糧食市場垂直價格調整在不同區(qū)制具有非對稱性。在收購價格與批發(fā)價格之間的調整中，大米收購價格僅在上區(qū)制調整顯著，小麥和大豆批發(fā)價格在下區(qū)制的調整速度大于在上區(qū)制的調整速度;在批發(fā)價格與零售價格之間的調整中，小麥和大米批發(fā)價格僅在下區(qū)制調整顯著，大米零售價格在上區(qū)制的調整速度大于在下區(qū)制的調整速度。（4）TVECM中間區(qū)制的調整參數也可能顯著，即當價格偏離均衡程度低于交易成本時也存在價格調整，這意味著糧食價格的垂直傳導還會通過信息渠道。

綜合上述研究，為推進中國糧食市場垂直整合和提升糧食價格調控政策有效性，提出政策建議如下：（1）在保障國家糧食安全的情況下，盡可能減少價格干預，進一步推進糧價市場化改革，完善“價補分離”政策，形成良性的糧食市場價格傳導機制。（2）調整糧食品種結構，平衡國內糧食市場供求關系，一方面，努力提高大豆自給率，降低大豆對外依存度;另一方面，重點調減玉米種植面積，減少玉米新增庫存。（3）推進糧食加工產業(yè)轉型升級，以深加工和延伸產業(yè)鏈來提升產品附加值，增強產品國際競爭力，降低對國際市場的依賴度。（4）制定與實施政策時，充分重視糧食價格還會通過信息渠道傳遞，警惕價格小幅波動對糧食市場供應鏈上價格變動造成的累積效應。

本文雖然采用了一種新的正則化貝葉斯估計法分析中國糧食市場垂直整合程度和非對稱價格調整，但是也存在著不足與改進之處：一是由于目前僅有雙變量TVECM的正則化貝葉斯估計程序，只能將收購價格、批發(fā)價格和零售價格分為兩個子系統(tǒng)分別研究。然而，現實中很可能三者之間存在相互關系，所以，未來需要進一步開發(fā)多變量TVECM的正則化貝葉斯估計法。二是由TVECM門限估計值刻畫的交易成本是基于不變成本的假設。然而，現實中，特別是對于更長的時間序列，這一假設過于嚴格，因此，未來需要進一步探討時變門限模型。

注釋：

①?推導過程詳見Greb等（2013）的研究。

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（責任編輯：寧曉青）

Vertical?Integration?and?Asymmetric?Price

Adjustment?in?China's?Grain?Market：

Based?on?a?New?Regularized?Bayesian?Threshold?Estimator

LIU?Ling1，?LI?Yutai2

（1.?School?of?Economy?&?Trade，?Hunan?University，?Changsha，?Hunan?410079，?China;

2.?Harbin?Finance?University，?Harbin，?Heilongjiang?150030，?China）

Abstract：Based?on?the?price?data?at?farm，?wholesale?and?retail?levels?for?rice，?wheat，?soybean?and?maize，?this?paper?uses?the?three-regime?TVECM?to?investigate?the?vertical?integration?and?asymmetric?price?adjustment?in?China's?grain?market?in?the?perspective?of?transaction?cost.?For?TVECM，?we?employ?a?new?regularized?Bayesian?estimator.?The?results?show?that?the?farm-wholesale?market?integration?is?greater?than?the?wholesale-retail?market?integration，?and?the?vertical?integration?of?soybean?and?maize?markets?is?poorer?than?the?vertical?integration?of?rice?and?wheat?markets.?In?addition，?the?vertical?price?adjustment?of?grain?market?is?asymmetric?in?different?regimes，?and?price?adjustment?may?also?occur?when?the?magnitude?of?the?deviation?from?long-run?equilibrium?is?lower?than?the?transaction?cost.

Key?words：Regularized?Bayesian?Estimator;?grain?market;?vertical?integration;?asymmetric?price?adjustment;?Three-regime?TVECM

收稿日期：?2019-06-12

基金項目：??國家社會科學基金青年項目（15CJY065）

作者簡介：?劉?玲（1987—），女，湖南攸縣人，湖南大學經濟與貿易學院博士研究生，研究方向：農業(yè)經濟、宏觀經濟。