于 左，王愛民

（東北財經(jīng)大學產(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)質的食用植物油，在中國居民油脂消費中占首位。中國是世界最大的豆油消費國。近年來，中國豆油價格大幅上漲且居高不下。2001年，中國豆油年均價格為6.38元/升，2012年快速上漲至12.26元/升，年均漲幅高達約10%，此后豆油價格一直居高不下。近期，中國豆油期貨、現(xiàn)貨價格進一步快速上漲。2020年，豆油期貨價格累計漲幅達到50%；2021年，豆油現(xiàn)貨批發(fā)價格與2020年相比上漲20%以上。與此同時，中國進口大豆依存度也同步大幅上漲且居高不下。1995年，中國大豆進口依存度為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90%。中國已由全球大豆主產(chǎn)區(qū)變?yōu)樽畲蟮拇蠖惯M口國。中國進口的為轉基因大豆，轉基因大豆價格低于非轉基因大豆。若中國大豆進口依存度高，則中國豆油價格不應同步高企。為何中國出現(xiàn)了豆油價格和大豆進口依存度同步高企現(xiàn)象？

二、文獻綜述

大豆是重要的糧油兼用性作物，是關系國家糧油安全的基礎性農(nóng)產(chǎn)品。已有研究認為，國內外大豆品種差異及生產(chǎn)成本差異，是導致中國大豆進口依存度高企的主要原因。中國主要種植非轉基因大豆，包括美國、巴西、阿根廷等在內的大豆主產(chǎn)區(qū)國家主要種植轉基因大豆。由于非轉基因大豆抗倒伏、抗病蟲和抗逆等方面的能力差，種植國產(chǎn)大豆單產(chǎn)較低（劉宏曼等，2017）。另一方面，中國大豆種植中的勞動力、土地等生產(chǎn)要素成本快速上漲，導致中國非轉基因大豆缺乏成本優(yōu)勢并喪失在國際貿(mào)易中的價格競爭力。中國非轉基因大豆相比于其他國家的轉基因大豆“產(chǎn)出低、投入高、收益低”（朱希剛，2003；孔祥智，2018），這是導致中國大豆進口依存度高企的主要原因。對于豆油價格上漲的現(xiàn)象，已有研究普遍認為，這是由國際市場的供求關系所導致的短期周期性現(xiàn)象。作為豆油加工的主要原材料，大豆價格是豆油價格最直接和最重要的影響因素。由于中國大豆主要是來源于進口，而國際大豆市場對國產(chǎn)大豆市場價格的傳導能力始終遠大于后者的反作用力（李毅等，2020），尤其是2014年取消國產(chǎn)大豆收儲政策和實施目標價格補貼政策后，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，多重因素疊加導致大豆及豆油價格上漲。

圖1 中國豆油價格與大豆對外依存度的趨勢圖

現(xiàn)有研究將豆油價格和大豆進口依存度同步高企主要歸因于農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)與市場需求兩方面的影響，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)的市場勢力所產(chǎn)生的更深層次的重要影響（于左，2014），也無法解釋中國豆油價格和大豆進口依存度同步高企長期存在的原因，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流動日益頻繁，對各個國家或地區(qū)包括農(nóng)產(chǎn)品流通與加工在內的眾多行業(yè)的影響越來越大。美國、歐盟等主要司法轄區(qū)，對橫向并購的反競爭效應已基本建立起較為成熟的經(jīng)濟分析框架，也有較為明晰的執(zhí)法指南。與企業(yè)橫向合并實現(xiàn)所有權完全集中相比，在大多數(shù)司法轄區(qū)，反壟斷對金融資本收購少量（如1%～10%）股權的約束相對不足，同一相關市場中的企業(yè)普遍傾向于通過交叉持股、共同持股等隱蔽的方式，實現(xiàn)部分所有權式經(jīng)營者集中，這會產(chǎn)生反競爭效應并影響社會福利水平（于左等，2021）。針對豆油價格與大豆進口依存度同步出現(xiàn)快速上漲且居高不下的現(xiàn)象，從競爭企業(yè)間部分所有權角度進行解釋的研究較少。本文嘗試從大豆加工企業(yè)部分所有權式經(jīng)營者集中的角度對中國豆油價格持續(xù)與大豆進口依存度同步高企現(xiàn)象進行解釋，并給出政策建議。

三、理論假說

大豆加工環(huán)節(jié)是影響豆油價格的重要環(huán)節(jié)之一。中國約有200多家大豆加工企業(yè)，按照測度市場壟斷或競爭程度的赫芬達爾——赫希曼指數(shù)（HHI），中國大豆加工市場集中度較低。但中國大豆加企業(yè)之間普遍存在交叉持股、共同持股等部分所有權式經(jīng)營者集中現(xiàn)象。競爭企業(yè)間交叉持股是指在同一相關市場中的兩家或兩家以上競爭性企業(yè)之間相互持有控制或非控制性的股份（Reynolds等，1986）；競爭企業(yè)間共同持股是指同一相關市場中的兩家或兩家以上競爭企業(yè)共同擁有相同的股東（Azar等，2018）。中國大豆加工業(yè)企業(yè)存在兩類股權關聯(lián)現(xiàn)象。一類是由豐益國際、邦基、嘉吉、路易達孚等跨國糧食企業(yè)實際控制，該部分企業(yè)大豆加工產(chǎn)能的占比約為75%。這些跨國糧企之間普遍存在著共同持股、交叉持股的情況。以豐益國際與邦基為例，豐益國際是中國大豆加工業(yè)龍頭企業(yè)益海嘉里的實際控制人，跨國糧企ADM及其控制下的公司持有豐益國際股權比例為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內企業(yè)實際控制。該部分企業(yè)中也有很多跨國糧食企業(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)能達到360萬噸/年，實際控制人為中糧集團（持股比例為54%），而由豐益國際控股的KENSPOT公司對其持股比例高達44%。此外，跨國糧食企業(yè)控制下的部分大豆加工企業(yè)也存在由中糧等國內企業(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，中糧集團的子公司對其持股比例高達40%。

圖2 中國大豆加工企業(yè)股權關聯(lián)結構示意圖

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式經(jīng)營者集中現(xiàn)象。競爭企業(yè)間的部分所有權有利于形成較為隱蔽的市場壟斷，使企業(yè)之間競爭弱化，并促進競爭企業(yè)間的合謀。一方面，競爭企業(yè)間橫向交叉持股使得持有競爭對手股份的企業(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爭的動機，并可能進一步促成持股方與被持股方的合謀，對市場競爭的影響體現(xiàn)在如下兩個方面：一是，交叉持股使得競爭企業(yè)間產(chǎn)生利益關聯(lián)，持股方可能失去與被持股方競爭的積極性，這是因為持股方從競爭中獲取的收益，可能會因與被持股方相互競爭對財務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，交叉持股將會通過抑制被持股方的競爭，直接導致競爭損害而獲得更高的市場收益。競爭企業(yè)間橫向交叉持股對競爭的損害程度，取決于持股方持有被持股方股權比例的高低、財務收益的大小，以及對被持股方的控制程度。另一方面，競爭企業(yè)間存在共同股東，有利于降低彼此競爭的動機，并進一步促進被持股企業(yè)間的合謀，對市場競爭的影響體現(xiàn)在如下三個方面：一是，共同股東使競爭企業(yè)間形成實際的利益關聯(lián)，這種利益關聯(lián)事實上降低了被持股企業(yè)之間競爭的動機；二是，共同股東為競爭企業(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聯(lián)企業(yè)的績效掛鉤，而不僅僅是高管所在的單個企業(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，也有動機迎合共同股東的需要以減少市場競爭。中國大豆加工企業(yè)之間普遍存在交叉持股、共同持股實現(xiàn)部分所有權式經(jīng)營者集中，易提高豆油價格，獲得高額利潤。綜上所述，提出如下假設：

假說1：中國大豆加工企業(yè)部分所有權式經(jīng)營者集中，有利于形成較為隱蔽的市場壟斷，弱化企業(yè)間競爭，并促成競爭企業(yè)間的合謀，導致豆油價格上漲。

跨國糧企通過交叉持股、共同持股等部分所有權式經(jīng)營者集中，控制中國大豆加工企業(yè)，不僅可以獲得大豆加工產(chǎn)品的高額利潤；還可鎖定進口大豆的采購權。全球大豆主產(chǎn)區(qū)主要集中在美國（約占38%）、巴西（約占36%）、阿根廷（約占12%）等南美洲國家，且主要種植轉基因大豆?？鐕Z企基本控制了轉基因大豆主產(chǎn)區(qū)的種植、收購、運輸、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。跨國糧企控制下的中國大豆加工企業(yè)，從美國進口享受到美國政府巨額農(nóng)業(yè)補貼的轉基因大豆，從巴西、阿根廷等國家購入廉價的轉基因大豆，從而賺取高額的加工利潤?？鐕Z企利用其在大豆全球產(chǎn)業(yè)鏈各個環(huán)節(jié)的市場勢力控制著進口大豆定價權，充分利用在中國掌握的大豆加工業(yè)對進口大豆的采購權及全球大豆貿(mào)易的控制權，如果需要與大豆種植業(yè)競爭，就向中國低價出口大豆；如果需要與大豆加工業(yè)競爭，就向中國高價出口大豆?？鐕Z企充分利用其掌握的全球資源及各相關市場中的市場勢力，對中國大豆種植農(nóng)戶及大豆加工企業(yè)形成沖擊，并迅速搶占中國食用油市場的份額。

假說2：跨國糧食企業(yè)通過部分所有權式經(jīng)營者集中，鎖定中國進口大豆的采購權，提高中國進口大豆的依存度。

四、實證分析

（一）變量選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取大豆主要加工產(chǎn)品豆油價格（p）與大豆進口依存度（DDI）作為被解釋變量。為了控制其他因素對豆油價格的影響，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格（price），居民消費價格指數(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.部分所有權式經(jīng)營者集中的度量

假設市場中存在N家企業(yè)，這些企業(yè)由M家投資者所有。對于投資者i，其持有的企業(yè)j的股權份額為βij，對企業(yè)j的控制權份額為γij。假設企業(yè)j通過最大化所有投資者各種投資組合的加權利潤總額，以實現(xiàn)股東收益最大化的激勵目標，權重由投資者i對企業(yè)j的控制權份額γij給出：

其中，πi表示投資者i投資組合的利潤總額；πk表示第k家企業(yè)的利潤。Sj是企業(yè)j為實現(xiàn)股東收益最大化的激勵目標，所采取的經(jīng)營策略。將該模型應用于競爭企業(yè)之間進行古諾競爭的情形，然后求最優(yōu)化問題，得到均衡條件下市場份額加權平均指數(shù)：

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

其中，上式第二項可表示為ΔMHHI，其經(jīng)濟含義為部分所有權式經(jīng)營者集中對市場集中度的影響。例如，同一市場中兩家企業(yè)各占50%的市場份額，而這兩家企業(yè)相互持有對方50%的股份。如果用HHI度量市場集中程度，則HHI=5 000，該市場為寡頭競爭；如果用MHHI度量市場集中程度，則MHHI=10 000，該市場為完全壟斷。因此，MHHI比HHI更能反映由于部分所有權集中所導致的市場集中度的提高。圖3是按照MHHI與HHI兩個指標對中國大豆加工市場集中度進行的測算。結果顯示，如果不考慮部分所有權集中的情況，以HHI度量的中國大豆加工業(yè)市場集中度基本保持在1 000左右，這顯然低估了跨國糧企進入中國大豆加工業(yè)對大豆加工市場集中度的影響；但如果考慮部分所有權式經(jīng)營者集中的情況，以MHHI度量的中國大豆加工業(yè)市場集中度呈現(xiàn)明顯上升趨勢，這更加符合中國大豆加工業(yè)的現(xiàn)實情況。

圖3 中國大豆加工業(yè)部分所有權式經(jīng)營者集中與豆油價格趨勢圖

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、歷年中國統(tǒng)計年鑒與國家企業(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)財務數(shù)據(jù)來源于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫；企業(yè)股權結構數(shù)據(jù)主要來源于國家企業(yè)信用信息公示系統(tǒng)與其他公開信息；食用油價格數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫、同花順iFind數(shù)據(jù)庫。

（二）ARDL模型構建

本文采用自回歸分布滯后（ARDL）模型，實證檢驗中國大豆加工業(yè)市場集中度對豆油價格與進口大豆依存度的影響。構建如下ARDL邊界協(xié)整檢驗模型：

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

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

其中，δij（i=1，2，…，7；j=1，2）為最優(yōu)滯后階數(shù)，根據(jù)AIC準則選取；ηkij（k=1，2，…，7；j=1，2）為相應變量的長期彈性系數(shù)。然后，建立如下ARDL-ECM模型估計短期彈性系數(shù)：

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

（三）實證結果分析

1.單位根檢驗

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

表1 描述性統(tǒng)計

表2 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗結果

2.ARDL邊界協(xié)整檢驗

通過單位根檢驗后，對式（1）-（2）的誤差修正模型進行邊界協(xié)整檢驗。本文依據(jù)最小AIC準則確定了最優(yōu)滯后階數(shù)，得到相應的F統(tǒng)計量，進而判斷各變量之間是否存在長期協(xié)整關系。檢驗結果見表3。結果表明，式（1）、式（2）的F統(tǒng)計量值分別為39.94、22.97，大于顯著性水平1%時的最高臨界值3.99，拒絕各變量之間不存在長期協(xié)整關系的原假設。因此，表明變量之間存在長期協(xié)整關系，可以通過ARDL模型估計短期彈性系數(shù)與長期彈性系數(shù)。

表3 ARDL邊界協(xié)整檢驗結果

3.ARDL模型長短期系數(shù)的估計結果

根據(jù)ARDL邊界協(xié)整檢驗的結果，分別以豆油價格與大豆進口依存度為因變量，運用式（3）～式（4）估計大豆加工業(yè)市場集中度及其他控制變量對豆油價格與大豆進口依存度的長期關系，并在長期協(xié)整關系估計的基礎上，運用式（5）～式（6）估計短期動態(tài)效應，具體估計結果見表4。

表4 ARDL模型長短期系數(shù)估計結果

估計結果表明，大豆加工業(yè)市場集中度高在長期和短期均對豆油價格與大豆進口依存度均產(chǎn)生顯著正向影響。從長期來看，大豆加工業(yè)市場集中度MHHI的自然對數(shù)增長1%，會導致豆油價格的自然對數(shù)增長0.19%，大豆進口依存度的自然對數(shù)增長0.06%。MHHI對豆油價格與大豆進口依存度的長期彈性系數(shù)均大于短期彈性系數(shù)，這說明大豆加工業(yè)市場集中度增長對豆油價格與大豆進口依存度提高確實產(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)市場集中度MHHI及其他變量對豆油價格與大豆進口依存度的短期影響外，還存在著偏離長期關系的影響，即誤差修正項ECM(t-1)，兩個模型誤差修正項系數(shù)分別為-0.3與-0.02，分別在1%與10%的水平上顯著，當短期的波動偏離長期的均衡時，表示將分別以30%與2%的調整速度進行修正。

5.穩(wěn)定性檢驗

為避免時間序列模型中的待估參數(shù)可能出現(xiàn)隨時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，接下來將應用估計方程遞歸殘差累計和（CUSUM）與遞歸殘差平方累計和（CUSUMSQ），對模型所構建的參數(shù)的穩(wěn)定性進行檢驗，具體檢驗結果見圖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%時的邊界區(qū)間，結果顯示，在整個樣本時間序列內，殘差和均未偏離出邊界區(qū)間，表明大豆加工業(yè)市場集中度MHHI對豆油價格與大豆進口依存度影響程度的估計均穩(wěn)定和可信。

五、結論與政策建議

（一）結論

本文采用2000年至2013年的月度數(shù)據(jù)，通過構建自回歸分布滯后（ARDL）模型，研究了中國大豆加工業(yè)部分所有權式經(jīng)營者集中導致市場集中度提高，以及對中國豆油價格與大豆進口依存度的影響，得出如下研究結論：

第一，赫芬達爾——赫希曼指數(shù)（HHI）是傳統(tǒng)測算市場集中度的一項主要指標，但該指標沒有考慮到同一相關市場內競爭企業(yè)間存在部分所有權的情況，現(xiàn)實經(jīng)濟中競爭企業(yè)間通過交叉持股、共同所有權（包括但不限于共同基金、養(yǎng)老基金、資產(chǎn)管理公司等機構投資者共同持股）等方式，實現(xiàn)部分所有權式經(jīng)營者集中，這會對市場競爭產(chǎn)生影響。在這種情況下，仍以HHI度量市場集中度，將出現(xiàn)低估?？紤]到跨國糧企巨頭通過股權投資對中國大豆加工業(yè)的影響，使用MHHI比HHI能反映由于部分所有權式經(jīng)營者集中導致的市場集中度的提高。第二，中國大豆加工業(yè)市場集中度MHHI在長期、短期均對豆油價格產(chǎn)生顯著正向影響，且長期影響大于短期影響。第三，中國大豆加工業(yè)市場集中度MHHI在長期、短期均對大豆進口依存度產(chǎn)生顯著的正向影響，且長期影響大于短期影響。

總體而言，中國大豆加工市場部分所有權式經(jīng)營者集中導致市場集中度提高，致使中國豆油價格和大豆進口依存度同步高企。

（二）政策建議

第一，中國相關政府部門應高度關注包括交叉持股、共同持股（包括但不限于共同基金、養(yǎng)老基金、資產(chǎn)管理公司等機構投資者共同持股）等在內的部分所有權式經(jīng)營者集中，導致中國大豆加工企業(yè)之間以較為隱蔽的方式弱化競爭或合謀行為，以及對中國豆油價格和中國大豆進口依存度產(chǎn)生的影響。

第二，競爭企業(yè)間部分所有權式經(jīng)營者集中應納入經(jīng)營者集中反壟斷審查。中國大豆加工企業(yè)間部分所有權式經(jīng)營者集中形成較為隱蔽的市場壟斷，使得相關企業(yè)具有差異化制定壟斷高價或協(xié)調制定壟斷高價的動機和能力，反壟斷執(zhí)法機構應對此強化反壟斷審查，對于可能存在排除、限制市場競爭的部分所有權式經(jīng)營者集中應附加限制性條件或予以禁止。

第三，在反壟斷調查與執(zhí)法環(huán)節(jié)，更應該考慮到競爭企業(yè)間交叉持股、共同持股等部分所有權式經(jīng)營者集中所產(chǎn)生的反競爭效應，重點關注由此可能導致的市場支配地位濫用、企業(yè)間合謀等行為，防止由此所產(chǎn)生的產(chǎn)品價格高企等損害消費者福利的情況。