全 文 ： 2011.2
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完全竞争条件下的中国生鲜农产品
市场价格传导*
——以西红柿为例

董晓霞1，2 许世卫1，2 李哲敏1，2 李干琼1，2


内容提要：本文以完全竞争条件下的价格决定为出发点，以西红柿为例，研究了主产地市场与其他
地区市场之间的价格传导关系。格兰杰因果关系检验和市场综合联系指数计算的结果表明，完全竞
争条件下西红柿主产地市场的参考市场地位突出，主产地与非主产地之间、主产地与主产地之间均
存在价格传导关系，且市场价格传导同时具有地域性和交叉性的特征。
关键词：完全竞争市场 价格传导 西红柿
一、引言
改革开放以来，中国的经济体制发生了深刻变革，农产品流通体系取得了长足发展。20 世纪
80年代初一系列购销政策的连续出台，从根本上打破了中国传统的农产品流通体制，改变了统购统
销、统购包销的政策，农产品渠道由过去的单一型转变为多元化，形成了多渠道的流通体系及公平
竞争的市场格局（祁春节、蔡荣，2008）。随着市场开放程度的不断扩大，1992 年，农产品流通体
制实现了由计划统制向自由市场体制的全面转换，蔬菜、水果、食用油、肉、蛋、糖等农产品价格
在全国范围内放开，实行市场调节（中国人民大学农业经济系 211项目课题组，2004）。制度的变迁
极大地推动了农产品生产和流通各环节的快速发展，多渠道的流通体系丰富了市场有效供给，现代
化的经营方式提高了农产品市场的经营效率。
然而，随着制度变迁的不断深入，市场机制下不确定性和风险的增加使新的农产品购销体系的
经济效益、社会效益明显减弱。从外部环境看，农业和农村发展受市场约束越来越大已经成为一个
不争的事实（张红宇，2010）。虽然保护政策相对完善的粮食价格运行较为平稳，但近年来完全依靠
市场调节的生鲜农产品价格的频繁剧烈波动，已经成为影响农业稳定增产和农民稳定增收的主要障
碍因素（董晓霞等，2009）。据农业部统计，2000年 11月至 2009年 2月的 100个月中，有 62个月
蔬菜价格的月季波动幅度超过 10%，有 42个月水果价格的月际波动幅度超过 10%（钱克明，2010），
导致以生鲜农产品生产为主的农户收入极不稳定，政府部门一直处于干预或不干预的两难境地。因
此，研究市场经济条件下中国生鲜农产品市场价格传导机制，具有重要的现实意义。

*本文为国家科技支撑计划项目“农产品数量安全智能分析与预警关键技术支撑系统及示范”（编号：2009BADA9B00）
的阶段性研究成果。本文作者感谢中国社会科学院农村发展研究所陈劲松博士提供的修改意见。
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二、文献回顾
关于中国农产品市场价格关系的研究虽起步晚，但进展非常迅速。尤其是对于转型时期农产品
市场运行特征的研究一直是流通领域研究的热点，农产品价格是其重要内容之一。农产品市场价格
关系的研究包括横向关联市场价格关系的研究（即空间市场价格关系的研究）和纵向关联市场价格
关系的研究两方面。近十多年来，对中国农产品这两种市场价格关系已经有了大量研究。
在横向关联市场价格关系的研究方面，研究品种主要集中于大米、玉米、小麦、大豆等粮油产
品，除万广华等（1997）使用35个大中城市粳米的月度价格数据，用协整检验法得出中国大部分城
市之间粳米价格不存在长期整合关系的结论外，其他研究的结论基本一致，即中国粮食市场长期内
整合程度较高。例如，喻闻、黄季焜（1998）用相关系数法和协整检验法对1988～1995年全国22个
省份大米旬价格的研究表明，大米市场整合程度不断提高，1994～1995年间已经达到相当高的水平。
朴之水等（2002）运用转换回归和随机边界模型方法，通过1988～1995年各省份大米、玉米旬价格
序列，进一步验证了1994～1995年间中国粮食市场整合程度提高的结论。武拉平（1999）运用共聚
合法和市场联系指数法对小麦、玉米和生猪收购市场的整合程度进行了研究，认为中国小麦、玉米、
生猪收购市场均存在较好的长期整合关系，小麦和玉米市场的整合程度好于生猪市场；而短期整合
情况正好相反，小麦和玉米市场不存在短期整合，但生猪市场在河南和江苏、上海和天津之间存在
短期整合。田维明（1999）运用协整检验、格兰杰因果关系检验和误差纠正机制研究了大米、玉米
和小麦三种农产品农村市场与城市市场之间的整合关系，得出大米和玉米的农村市场与城市市场之
间的整合程度比小麦要高，且生产者价格波动明显高于消费者价格波动的结论。黄季焜等（2002）
根据全国主要省份集贸市场1995～2000年的农产品旬价格数据，采取共聚合法分别测量了大豆、大
米和玉米市场的整合程度，得出这3个品种粮食的市场长期内完全整合、短期整合程度也较高的结论。
赵勇等（2009）对中国玉米主产区和主销区玉米现货市场价格的传导关系进行了实证分析，得出主
产区玉米价格在传导过程中起主导作用的结论，并就此提出为了减弱玉米市场价格波幅，应重视玉
米主产区市场的农业政策取向。
在纵向关联市场价格关系的研究方面，一些学者直接对下游农产品价格与上游生产者之间的关
系进行了研究。例如，孙鹤、施锡铨（1999）证实了农产品价格对中国农民生产决策具有显著的引
导作用, 不存在所谓“价格对农业发展的弱波趋势”。王秀清等（2007）运用均衡移动模型研究了农
业生产者与食品零售商之间的纵向价格传递关系，认为市场力量和规模报酬对价格传递的影响十分
复杂，既取决于农产品供给函数和食品需求函数的具体形式，又取决于外生冲击作用下农产品收购
环节与食品零售环节市场力量变化的相对幅度。同时，纵向关联市场价格关系的研究品种主要集中
于蔬菜、肉类、水产品等生鲜农产品。例如，范润梅等（2007）研究了北京蔬菜市场上小白菜、西
红柿和土豆价格的变化，发现蔬菜产品价格传递较为快速，零售价格是影响蔬菜批零价差的主要因
素，零售商对某些产品拥有一定的市场支配力。王芳、陈俊安（2009）运用有限分布滞后模型，基
于 2002 年 1月至 2006年 12月间玉米、仔猪、生猪和猪肉的月度价格数据研究了它们之间的传导
机制，得出结论认为，中国养猪业上下游之间的价格传导存在着不超过 5个月的时滞，养猪业市场
纵向整合程度较高，因而政府应当把玉米价格、生猪价格作为价格监控的重点。胡华平、李崇光（2010）
建立了非对称纵向价格传递的误差修正模型，对粮食、蔬菜、肉类和水产品市场的实证分析表明，
纵向市场联结越松散，非对称垂直价格传递特征就越微弱，纵向市场联结越紧密，非对称垂直价格
传递特征就越明显。
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综上所述，对中国农产品市场价格传导关系的研究已经取得了很多有价值的成果，它们对本文
研究有重要的启示，但也存在一定的缺陷。现有研究对价格波动更为频繁的生鲜农产品的横向关联
市场价格关系关注较少，市场价格传导关系的研究主要以省或地区为单位，且研究数据多为月度数
据。对此，本文以西红柿为例，采用89个样本批发市场的周价格数据，对西红柿主产地市场与销地
市场、不同主产地市场之间的价格关系进行两两分析，深度剖析中国生鲜农产品市场之间的横向价
格传导关系。
三、分析框架与研究方法
（一）分析框架
西方经济学中的市场与价格决定理论认为，不同类型市场的价格决定是不同的，并且从这个观
点出发，把不同类型的市场按其在决定价格方面的作用区分为完全竞争市场、完全垄断市场、垄断
竞争市场和寡头垄断市场四种类型。对照不同类型市场的特征，现阶段中国的生鲜农产品批发市场
可以近似看作完全竞争市场。首先，“小规模，大群体”是中国农产品批发市场经营主体的典型特
征，广泛分布在全国的生鲜农产品批发市场中有众多规模不等的买者和卖者存在，且他们可以自由
进入或退出，这是构成完全竞争市场的必要条件。其次，随着信息化建设不断推进，市场内、市场
间的供求信息和价格信息借助各种媒介快速传递，买者和卖者基本可以及时、准确地获得完备的市
场动态信息，市场交易价格具有收敛的趋势。第三，市场中众多的同类农产品，虽然是由不同的生
产者生产的，但在产地、成分、功能等方面并没有明显标识，对大多数买者而言它们相当于是同质
的，完全具有可替代性。
根据完全竞争市场的价格决定，理论上，任一市场可能的商品供给量在整个市场商品供给总量
中所占比重都是微不足道的，每一单个市场增减其供给量对于整个市场价格的形成不产生任何影响。
实际上，在完全竞争市场条件下，虽然任一市场都不是整个市场价格的绝对制定者，但处于不同地
位的市场所发挥的作用显然是不同的。对于那些主产地批发市场而言，它们可能成为某种农产品市
场价格波动的中心，其作用不可小视，这一结论在武拉平（1999）的研究中已经得到验证。因此，
检验完全竞争市场条件下中国生鲜农产品主产地市场与其他市场之间的价格传导关系非常有必要。
（二）研究方法
本文以西红柿为例，选定河北、河南、山东 3 个省的样本市场①为主产地市场，运用格兰杰因
果关系检验模型检验生鲜农产品主产地市场与其他地区市场之间的价格传导方向，并以市场联系指
数测算价格传导的强度。所用数据来自农业部全国农产品批发市场价格信息网（http://pfscnew.
agri.gov. cn），原始数据为 2005年 1月至 2010年 3月批发市场的日价格，由于一些样本市场的日价
格数据部分缺失（在节假日，各样本市场价格信息不上报农业部价格信息系统），本文最终根据样本
市场日价格数据简单平均得到周价格数据进行分析，并利用马尔可夫链蒙特卡罗法②对国庆、春节等
长假期间缺失的数据进行了补充。样本批发市场包括北京新发地农副产品批发市场、天津何庄子批
发市场、河北乐亭县冀东果蔬批发市场、山东寿光批发市场等分布在全国 25个省份的 89个市场，
由于样本批发市场是根据近 5年上报信息数量选择的，因此，每个省份的样本批发市场数存在差异

①河北、河南、山东、新疆为中国西红柿产量排名前四的省（区），4 个省（区）的西红柿产量占全国西红柿总产量
的比重达到 55%。由于新疆产的西红柿主要用于生产番茄酱，鲜食的数量相对较少，因此，本文只选择了河北、河
南、山东 3个省的市场为西红柿主产地市场。
②马尔可夫链蒙特卡罗法（Markov Chain Monte Carlo，MCMC），是对缺失数据的多重填补方法的一种，是贝叶斯推
断中一种探索后验分布的方法。该方法通过填补及后验两步的循环进行，为数据集中的缺失值抽取填补值。
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（具体见表 1），西藏、贵州、广西、海南、青海、吉林 6个省（区）样本批发市场数据缺失。本文
在数据处理和模型运算时均应用计量经济软件 Stata11.0。
表 1 不同省份样本批发市场个数
省份 样本数 省份 样本数 省份 样本数 省份 样本数 省份 样本数
安徽 4 河南 3 辽宁 3 上海 2 重庆 1
北京 5 黑龙江 2 山东 12 四川 3 河北 9
福建 1 内蒙古 3 山西 8 天津 4 江西 2
甘肃 2 湖南 3 湖北 5 新疆 1 陕西 3
广东 1 江苏 7 宁夏 1 云南 1 浙江 3
注：农业部全国农产品批发市场价格信息网中上报西红柿价格的市场有333家，但由于多数市场上报的日价格数
据缺失严重，本文从333家农业部采集数据的市场中最终选取了89个市场作为样本市场。
研究过程共分为四步：
第一步：价格序列平稳性检验。本文运用扩展的迪基—富勒（ADF）方法，对 89 个样本批发
市场的价格时间序列进行平稳性检验。结果表明，89个市场中 79个市场的价格序列水平平稳，10
个市场的价格序列一阶平稳。
第二步：协整检验。在以上价格序列平稳性检验的基础上，本文采用 Johansen协整检验法对同
阶平稳时间序列进行协整检验。结果表明，79个价格序列水平平稳市场中主产地市场与其他地区市
场之间两两配对市场和 10 个价格序列一阶单整市场中主产地市场与其他地区市场之间两两配对市
场的价格之间均存在共同的随机趋势，即具有协整关系。
第三步：格兰杰因果关系检验。本文以河北、河南、山东 3省的样本批发市场为主产地市场，
检验其他省份样本市场与这 3个省份样本批发市场之间价格信息的传导方向，包括不同主产地市场
之间价格信息的传导方向。
第四步：市场联系指数的测算。本文对存在格兰杰因果关系的批发市场的联系程度进行计算。
根据Ravallion模型（Ravallion，1986；Arshad，1990），市场联系指数测算公式的推导过程如下：
( ) ( )( ) ( ) ( ) ititiiittititiitit XPPPPPPP µγββαβα ++−+++−+−−=− −−−−− 11010111 11 （1）
（1）式中， itP 是市场i在时间 t 时的价格； tP 是主产地参考市场在时间 t 时的参照价格；X
是时间 t 时的运输、政策和其他相关变量；α 、β 和γ 为待估计参数。（1）式表明，一个市场的
价格变化不仅与其自身滞后期价格密切相关，而且与主产地市场的价格变化以及同期的运输、政策、
气候等因素均紧密联系。
令（1）式中 11 bi =−α ， 20 bi =β ， 310 1 biii =−++ ββα ， 4bi =γ ，则（1）式变为：
( ) ( ) ( ) ittttitit XbPbbPPbPbP µ++−+−++= −−− 411312111 （2）
（2）式中变量的具体含义同（1）式。
由于2005～2010年中国流通政策较为稳定，且市场间农产品运输的有关数据取得比较困难，因
此，本文研究中未引入运输、政策等变量，即实际采用如下模型：
( ) ( ) ( ) ittttitit PbbPPbPbP µ+−+−++= −−− 11312111 （3）
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根据（3）式的回归系数进一步计算出两两市场间市场联系指数（ IMC）：
IMC = ( ) ( )131 /1 bbb −+ （4）①
（4）式表明，市场联系指数为其他地区市场滞后价格系数与主产地市场滞后价格系数之比。理
论上， IMC可以小于0，但在完全竞争市场条件下，同一商品的交易价格有收敛的趋势，市场当期
价格与其自身滞后一期价格以及主产地市场滞后一期价格之间回归系数多数为正，即 IMC一般大
于0。主产地市场滞后价格系数越大，则 IMC越小，说明两市场联系越紧密，反之则越不紧密。
为了测算主产地批发市场与其他地区批发市场之间的综合联系指数，需要采用地区间市场综合
联系指数（TMC）：
TMC = ∑
=
n
i
nPMC
1
/ （5）
（5）式中， n 表示两个省份间有 n 对市场存在格兰杰因果关系。当TMC越大，越趋近∞，
表示两个省份间市场联系越不紧密，两个省份间的市场分割；当TMC越小，越接近0，表示两个省
份间市场联系越紧密，两个省份间的市场整合。
四、模型检验结果
（一）以山东省样本批发市场为主产地市场的检验结果
从格兰杰因果关系检验结果看，多数其他省份样本市场的价格变动与山东省 12 个样本市场的
价格变动分别存在格兰杰因果关系，有些市场之间存在双向信息传递，有些存在单向信息传递。在
检验的 924对市场中，594对市场存在双向信息传递，313对市场存在单向信息传递，17对市场不
存在信息传递。其中，与山东省样本市场存在双向信息传递关系比例最高的是内蒙古自治区的样本
市场，在 36对配对市场中，有 33对存在双向信息传递关系，比例达 91.67%，其次是陕西、天津、
山西、河南、新疆等省（区、市）的样本市场，存在双向信息传递关系的配对市场比例均在 75%以
上（详见表 2）。
表 2 以山东省 12个批发市场为主产地市场的检验结果
地区 省份 配对市场数 （个） 格兰杰因果关系检验结果
存在双向信息传递关系
的配对市场比例（%）
市场综合联系
指数（TMC）
安徽 48 27对市场存在双向信息传递关系
21对市场存在单向信息传递关系 56.25 4.62
江苏 84 54对市场存在双向信息传递关系
30对市场存在单向信息传递关系 64.29 3.72



华东
地区 浙江 36 23对市场存在双向信息传递关系
13对市场存在单向信息传递关系 63.89 15.01


①（4）式即市场联系指数（IMC）的计算，对（3）式中的其他地区市场滞后价格和主产地市场滞后价格的显著性没
有严格要求。这是因为（3）式回归的前提是两个市场之间存在价格变化上的格兰杰因果关系，即自变量与因变量之
间的因果关系是成立的，排除了伪回归，即使不显著，它们也是相互有影响的。实际回归过程中发现，两个存在格兰
杰因果关系的时间序列之间大多数模拟结果很好，1902对配对市场中只有不到 20对模拟效果不好，说明完全竞争市
场条件下价格信息传递非常充分，主产地市场与其他地区市场之间价格传导关系明显。
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（续表 2）
上海 24 16对市场存在双向信息传递关系
8对市场存在单向信息传递关系 66.67 7.85
福建 12 6对市场存在单向信息传递关系
6对市场不存在信息传递关系 0.00 24.16

江西 24 18对市场存在双向信息传递关系
6对市场存在单向信息传递关系 75.00 5.62
广东 12
1对市场存在双向信息传递关系
2对市场存在单向信息传递关系
9对市场不存在信息传递关系
8.33 18.77
湖北 60 40对市场存在双向信息传递关系
20对市场存在单向信息传递关系 66.67 4.64
湖南 36 20对市场存在双向信息传递关系
16对市场存在单向信息传递关系 55.56 4.35
中南
地区
河南 36 27对市场存在双向信息传递关系
9对市场存在单向信息传递关系 75.00 3.31
北京 60 41对市场存在双向信息传递关系
19对市场存在单向信息传递关系 68.33 3.20
河北 108 71对市场存在双向信息传递关系
37对市场存在单向信息传递关系 65.74 2.59
天津 48 37对市场存在双向信息传递关系
11对市场存在单向信息传递关系 77.08 3.59
山西 96 72对市场存在双向信息传递关系
24对市场存在单向信息传递关系 75.00 3.18
华北
地区
内蒙古 36 33对市场存在双向信息传递关系
3对市场存在单向信息传递关系 91.67 3.74
宁夏 12 4对市场存在双向信息传递关系
8对市场存在单向信息传递关系 33.33 2.54
新疆 12 9对市场存在双向信息传递关系
3对市场存在单向信息传递关系 75.00 4.27
陕西 36 32对市场存在双向信息传递关系
4对市场存在单向信息传递关系 88.89 2.59
西北
地区
甘肃 24 5对市场存在双向信息传递关系
19对市场存在单向信息传递关系 20.83 3.90
四川 36
19对市场存在双向信息传递关系
16对市场存在单向信息传递关系
1对市场不存在信息传递
52.78 6.57



西南
地区 云南 12
8对市场存在双向信息传递关系
4对市场存在单向信息传递关系 66.67 6.59

完全竞争条件下的中国生鲜农产品市场价格传导
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（续（续表 2））
重庆 12
4对市场存在双向信息传递关系
7对市场存在单向信息传递关系
1对市场不存在信息传递
33.33 4.98
黑龙江 24 8对市场存在双向信息传递关系
16对市场存在单向信息传递关系 33.33 4.17 东北
地区
辽宁 36 25对市场存在双向信息传递关系
11对市场存在单向信息传递关系 69.44 4.00
从市场综合联系指数看，山东省样本市场与华北地区、西北地区一些省份样本市场的价格传导
强度更大。由表 2可以看出，与其他地区相比，华北地区北京、河北、天津、山西、内蒙古的样本
市场与山东样本市场的综合联系指数相对较小，而西北地区宁夏、陕西的样本市场与山东样本市场
的综合联系指数最小，即上述 7个省份的市场与山东省市场价格联系紧密。相反，福建、广东、浙
江、云南、四川的样本市场与山东省样本市场的综合联系指数明显高于其他地区，表明与其他省份
相比，这 5个省的市场价格与山东省的市场价格缺乏联系。
（二）以河南省样本批发市场为主产地市场的检验结果
从格兰杰因果关系检验结果看，河南省 3个样本批发市场与多数其他省份样本批发市场分别存
在格兰杰因果关系。在检验的 258对市场中，193对市场存在双向信息传递，63对市场存在单向信
息传递，2 对市场不存在信息传递。其中，与河南省样本市场存在双向信息传递关系比例最高的是
安徽、天津和陕西的样本市场，这 3个省（市）与河南配对市场中存在双向信息传递关系的比例均
达到 100%；湖北、浙江、北京、河北、江苏、山西、内蒙古、四川 8 个省（区、市）与河南配对
市场中存在双向信息传递关系的比例均在 75%以上（详见表 3）。
表 3 以河南省 3个批发市场为主产地市场的检验结果
地区 省份 配对市场数（个） 格兰杰因果关系检验结果
存在双向信息传递关系
的配对市场比例（%）
市场综合
联系指数
（TMC）
山东 36 23对市场存在双向信息传递关系
13对市场存在单向信息传递关系 63.89 2.04
安徽 12 12对市场存在双向信息传递关系 100.00 2.57
江苏 21 17对市场存在双向信息传递关系
4对市场存在单向信息传递关系 80.95 2.94
浙江 9 8对市场存在双向信息传递关系
1对市场存在单向信息传递关系 88.89 9.71
上海 6 4对市场存在双向信息传递关系
2对市场存在单向信息传递关系 66.67 5.39
福建 3 1对市场存在双向信息传递关系
2对市场存在单向信息传递关系 33.33 19.58
华东
地区
江西 6 4对市场存在双向信息传递关系
2对市场存在单向信息传递关系 66.67 3.89

完全竞争条件下的中国生鲜农产品市场价格传导
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（续表 3）
广东 3
1对市场存在双向信息传递关系
1对市场存在单向信息传递关系
1对市场不存在信息传递关系
33.33 18.73
湖北 15 14对市场存在双向信息传递关系
1对市场存在单向信息传递关系 93.33 2.65
中南
地区
湖南 9 6对市场存在双向信息传递关系
3对市场存在单向信息传递关系 66.67 3.16
北京 15 13对市场存在双向信息传递关系
2对市场存在单向信息传递关系 86.67 2.05
河北 27 23对市场存在双向信息传递关系
4对市场存在单向信息传递关系 85.19 1.64
天津 12 12对市场存在双向信息传递关系 100.00 2.23
山西 24 19对市场存在双向信息传递关系
5对市场存在单向信息传递关系 79.17 2.07
华北
地区
内蒙古 9 7对市场存在双向信息传递关系
2对市场存在单向信息传递关系 77.78 2.79
宁夏 3 3对市场存在单向信息传递关系 0.00 1.79
新疆 3 2对市场存在双向信息传递关系
1对市场存在单向信息传递关系 66.67 3.19
陕西 9 9对市场存在双向信息传递关系 100.00 1.48
西北
地区
甘肃 6 1对市场存在双向信息传递关系
5对市场存在单向信息传递关系 16.67 3.53
四川 9 7对市场存在双向信息传递关系
2对市场存在单向信息传递关系 77.78 4.05
云南 3 2对市场存在双向信息传递关系，
1对市场存在单向信息传递关系 66.67 3.67
西南
地区
重庆 3 2对市场存在双向信息传递关系
1对市场存在单向信息传递关系 66.67 3.68
辽宁 9 4对市场存在双向信息传递关系
5对市场存在单向信息传递关系 44.44 3.38 东北
地区
黑龙江 6
2对市场存在双向信息传递关系
3对市场存在单向信息传递关系
1对市场不存在信息传递关系
33.33 3.18
从市场综合联系指数看，河南省样本市场除与华北地区、西北地区一些省份样本市场的价格联
系密切外，与山东、安徽、江苏、湖北等省份样本市场的价格联系也很紧密。由表 3可以看出，河
南省样本市场与北京、河北、天津、山西、内蒙古、宁夏、陕西、山东、安徽、江苏、湖北 11个省
（区、市）样本市场的综合联系指数相对较小，与浙江、福建、广东样本市场的综合联系指数相对
较大。即河南省样本市场与浙江、福建、广东 3个省样本市场的价格联系程度远远低于与北京、河
完全竞争条件下的中国生鲜农产品市场价格传导
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北、天津等省（市）样本市场的价格联系程度。
（三）以河北省样本批发市场为主产地市场的检验结果
从格兰杰因果关系检验结果看，河北省 9个样本批发市场与多数其他省份样本批发市场分别存
在格兰杰因果关系。在检验的 720对市场中，549对市场存在双向信息传递，164对市场存在单向信
息传递，7 对市场不存在信息传递。其中，与河北省样本市场存在双向信息传递关系的样本市场比
例超过 75%的省（区、市）包括内蒙古、四川、陕西、天津、北京、河南、湖北、湖南、江苏、安
徽、浙江和上海（详见表 4）。
从市场综合联系指数看，河北省样本市场与北京样本市场的综合联系指数最低，即这两个地区
市场价格的关系最为紧密。其次是黑龙江、宁夏、陕西和天津的样本市场与河北省样本市场的价格
联系程度。浙江、福建、广东、上海、云南、四川 6省（市）样本市场与河北省样本市场的综合联
系指数较高，即它们与河北省样本市场联系不密切（见表 4）。
表 4 以河北省 9个批发市场为主产地市场的检验结果
地区 省份 配对市场数（个） 格兰杰因果关系检验结果
存在双向信息传递关系
的配对市场比例（%）
市场综合联系
指数（TMC）
山东 108 75对市场存在双向信息传递关系
33对市场存在单向信息传递关系 69.44 2.67
安徽 36 28对市场存在双向信息传递关系
8对市场存在单向信息传递关系 77.78 2.90
江苏 63 50对市场存在双向信息传递关系
13对市场存在单向信息传递关系 79.37 3.12
浙江 27 21对市场存在双向信息传递关系
6对市场存在单向信息传递关系 77.78 27.54
上海 18 14对市场存在双向信息传递关系
4对市场存在单向信息传递关系 77.78 8.15
福建 9
1对市场存在双向信息传递关系
5对市场存在单向信息传递关系
3对市场不存在信息传递关系
11.11 11.63
华东
地区
江西 18 11对市场存在双向信息传递关系
7对市场存在单向信息传递关系 61.11 4.85
广东 9
0对市场存在双向信息传递关系
6对市场存在单向信息传递关系
3对市场不存在信息传递关系
0.00 11.96
湖北 45 39对市场存在双向信息传递关系
6对市场存在单向信息传递关系 86.67 4.31
湖南 27 23对市场存在双向信息传递关系
4对市场存在单向信息传递关系 85.19 4.5
中南
地区
河南 27 24对市场存在双向信息传递关系
3对市场存在单向信息传递关系 88.89 2.44


完全竞争条件下的中国生鲜农产品市场价格传导
- 31 -
（续表 4）
北京 45 38对市场存在双向信息传递关系
7对市场存在单向信息传递关系 84.44 1.66
天津 36 33对市场存在双向信息传递关系
3对市场存在单向信息传递关系 91.67 2.07
山西 72 65对市场存在双向信息传递关系
7对市场存在单向信息传递关系 90.28 2.55
华北
地区
内蒙古 27 26对市场存在双向信息传递关系
1对市场存在单向信息传递关系 96.30 2.80
宁夏 9 3对市场存在双向信息传递关系
6对市场存在单向信息传递关系 33.33 1.89
新疆 9 4对市场存在双向信息传递关系
5对市场存在单向信息传递关系 44.44 3.49
陕西 27 25对市场存在双向信息传递关系
2对市场存在单向信息传递关系 92.59 1.99
西北
地区
甘肃 18 10对市场存在双向信息传递关系
8对市场存在单向信息传递关系 55.56 3.45
四川 27 26对市场存在双向信息传递关系
1对市场存在单向信息传递关系 96.30 6.49
云南 9 4对市场存在双向信息传递关系
5对市场存在单向信息传递关系 44.44 7.27
西南
地区
重庆 9
5对市场存在双向信息传递关系
3对市场存在单向信息传递关系
1对市场不存在信息传递关系
55.56 3.62
辽宁 27 17对市场存在双向信息传递关系
10对市场存在单向信息传递关系 62.96 3.04 东北
地区
黑龙江 18 7对市场存在双向信息传递关系
11对市场存在单向信息传递关系 38.89 1.83
五、结论与讨论
（一）完全竞争条件下西红柿主产地市场的参考市场地位突出
研究结果表明，河北、河南、山东三个西红柿主产省的西红柿市场价格与其他省（区、市）的
西红柿市场价格之间具有明显的传导效应。在检验的 1902对配对市场中，1336对市场具有双向信
息传递关系，占全部配对市场的 70.24%；540 对市场具有单向信息传递关系，占全部配对市场的
28.39%；26对市场不具有信息传递关系，仅占全部配对市场的 1.37%。而且与过去的相关研究结果
对比，这一结论说明，近 10年来中国不同地区生鲜农产品市场之间长期稳定的联系不断增强，而且
与粮食等大宗农产品的情况相似，主产地市场的参考市场地位突出。这主要是以下两方面原因综合
作用的结果：一是交通基础设施条件的根本改善，使得生鲜农产品在产地市场与销地市场之间的流
通更加顺畅；二是随着市场信息的不断公开以及各种媒介的广泛应用，市场之间价格信息传导更加
迅速。另外，在三个主产省中河北省样本市场的参考市场地位更为突出，共有 12个省（区、市）与
完全竞争条件下的中国生鲜农产品市场价格传导
- 32 -
河北省的配对市场之间存在双向信息传递关系的比例超过 75%。这一结论与河北是中国西红柿生产
第一大省基本吻合。
（二）西红柿市场价格传导同时具有地域性和交叉性的特征
综合 3个主产省样本市场与其他省（区、市）样本市场的综合联系指数结果，研究发现，中国
西红柿市场价格传导的地域性和交叉性特征非常明显。相对而言，主产省份与地理位置邻近的其他
省份之间市场价格联系较为紧密。具体看，与山东省市场价格关系紧密的前 8个省（区、市）分别
是宁夏、陕西、河北、山西、北京、河南、江苏和内蒙古；与河南省市场价格关系紧密的前 8个省
（区、市）分别是陕西、河北、宁夏、山东、北京、山西、天津和湖北；与河北省市场价格关系紧
密的前 8个省（区、市）分别是北京、黑龙江、宁夏、陕西、天津、河南、山西和山东。这种地域
性价格传导同时又具有交叉性的特征，即一个省份的市场价格同时受多个主产地市场价格的影响，
例如北京、陕西、宁夏等地的市场价格与河北、山东、河南 3个主产省的样本市场价格均具有较强
的关联。这一特点与粮食等大宗农产品的状况不同，主要是由于生鲜农产品生产相对分散，市场间
流通更为复杂，某一销区市场的产品完全来自一个主产区的可能性小，在不同季节，同一个销区市
场上经常会有不同产区的产品流入。
（三）西红柿主产地的市场价格之间具有明显的传导效应
从研究结果可以看出，山东、河南、河北 3个西红柿主产省的样本市场之间短期市场联系紧密，
这种联系在上述的与 3个主产省短期市场价格关系紧密的前 8个省（区、市）中互相均有所体现。
其中，在以河南省为主产地市场的检验结果中，与河北、山东两省样本市场的综合联系指数分别列
第二和第三位（表 3中结果由小到大排列）；在以山东省为主产地市场的检验结果中，与河北省样本
市场的综合联系指数和与陕西省的综合联系指数并列排第二位（表 2中结果由小到大排列）。这表明，
河北省与河南、山东两个主产省的市场价格关系非常密切，这也进一步验证了上述第一个结论，即
河北省的参考市场地位在 3个主产省中更为突出。这一特点与西红柿主产区的地域分布密切相关，
山东、河南、河北三地域相近，交通便利。如果其中一个地区出现产品短缺，经营者会对由此引起
的价格变化迅速做出反应并将产品运至该地区，使得地区间价格趋于一致。

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（下转第 51页）
SPS 措施影响中国水产品贸易的实证分析
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（作者单位：上海大学经济学院）
（责任编辑：韩 杨）


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（作者单位：1中国农业科学院农业信息研究所；
2农业部智能化农业预警技术重点开放实验室）
（责任编辑：小 林）