【文章內(nèi)容簡介】 國內(nèi)生產(chǎn)，國內(nèi)食糖產(chǎn)量的大幅變化，直接引起了市場供求關系的不穩(wěn)定，導致市場價格的波動。近年糖價的三次上漲行情均是由于糖料生產(chǎn)萎縮、食糖產(chǎn)量下降、市場供給緊張引起的，而四次的價格下跌都主要是糖料種植面積增加、食糖增產(chǎn)、市場供過于求造成的，供求關系作為主要因素支配著價格的走勢。白 糖 產(chǎn) 量 與 價 格1994/19951995/19961996/19971997/19981998/19991999/20002022/20012022/20022022/20032022/20042022/20052022/20062022/20072022/20082022/20092022/20102022/20112022/20122022/2013價 格 產(chǎn) 量圖 24 中國白糖價格與產(chǎn)量關系圖上述圖形很好地解釋了由于供給變動會使市場均衡價格發(fā)生變化，供給不足時價格高漲，供給上升時價格回落但是從供給函數(shù)的角度出發(fā)，一般情況下供給曲線向右上方傾斜，表示供給量與價格呈正相關關系，即生產(chǎn)者在一定時期內(nèi)在各種可能的價格下愿意而且能夠提供出售的該種商品數(shù)量是隨著價格遞增而遞增的。這顯然與圖 24 向我們展示的信息截然相反，這是為什么呢？為了解釋這一問題，我們必須區(qū)分“供給”與“供給量”兩個不同概念。供給的變動是指由于供給函數(shù)外生變量因素變動引起供給曲線移動，改變市場供求對比，引起價格變化，例如由于某年走私糖大量涌入，造成市場供應飽和，白糖價格不斷下行，這就是上圖為我們解釋的信息。而供給量變動則是供給函數(shù)內(nèi)部變量價格的變動，引起生產(chǎn)者相應增產(chǎn)或減產(chǎn)從而引起供給量在供給函9 / 35數(shù)上移動這種變動與價格是同方向的，但是我們驚訝地發(fā)現(xiàn)，從圖形上看，白糖價格上漲時，其產(chǎn)量卻隨之下降。這種有悖常理的現(xiàn)象是由包括白糖在內(nèi)的農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)特點決定的。我們知道，我國最主要的糖料甘蔗的生長周期是三年，當年種植，宿根可以長三年，而且出于成本考慮和自然規(guī)律，蔗農(nóng)很難在這三年中變更生產(chǎn)規(guī)模。因此對于白糖來說，當期的價格并沒有決定本期的產(chǎn)量，而是決定了三年后的產(chǎn)量。為了初步驗證這一論斷，下圖將圖 24 中價格系列向右平移三年，得到白糖當期價格與前期價格的關系圖（圖 25）白 糖 當 期 產(chǎn) 量 與 前 期 價 格02022400060008000100001202214000160001996/19971997/19981998/19991999/20002022/20012022/20022022/20032022/20042022/20052022/20062022/20072022/20082022/20092022/20102022/20112022/20122022/2013前 期 價 格 當 期 產(chǎn) 量圖 25 中國白糖當其產(chǎn)量與前期價格關系圖我們從上圖發(fā)現(xiàn)白糖當期產(chǎn)量與上一生產(chǎn)周期價格直觀上呈正相關關系，較為符合供給函數(shù)的涵義，在后面將進行進一步經(jīng)驗分析前面提到白糖需求是剛性的，中國白糖消費的價格彈性很小，從圖 26 我們也可直觀地判斷出白糖需求量與價格相關性不大。10 / 35白 糖 價 格 與 消 費1994/19951996/19971998/19992022/20012022/20032022/20052022/20072022/20092022/20112022/2013價 格 消 費圖 26 中國白糖價格與消費量關系圖那么，白糖的需求是否能夠由經(jīng)濟學中的需求函數(shù)表示呢？我們知道，白糖的需求存在經(jīng)濟慣性，即隨著時間的推移，白糖需求以一種較為平穩(wěn)的速度不斷增長，只有消除這種慣性，才能得到與價格相關的需求變動，以下將通過將計算中國食品消費指數(shù)來剔除白糖需求中隨著國民收入和時間增長的這一部分，以更為針對性地研究白糖消費和價格關系。表 22 中國食品消費指數(shù)收入指數(shù) 恩格爾系數(shù) 食品消費指數(shù)年份城鎮(zhèn) 農(nóng)村 城鎮(zhèn) 農(nóng)村 城鎮(zhèn) 農(nóng)村1995 年為基的中國食品消費指數(shù)1995 年 1001996 年 1997 年 1998 年 1999 年 2022 年 2022 年 2022 年 2022 年 2022 年 588 2022 年 2022 年 43 2022 年 2022 年 2022 年 2022 年 2022 年 11 / 35數(shù)據(jù)來源：前四欄數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計年鑒，其他均 為換算得出上表中城鎮(zhèn)及農(nóng)村的食品消費指數(shù)具體計算公式是“城鎮(zhèn)（農(nóng)村）食品消費指數(shù)=城鎮(zhèn)（農(nóng)村）收入指數(shù)*城鎮(zhèn)（農(nóng)村）恩格爾系數(shù)/100” 。然后將農(nóng)村和城鎮(zhèn)的食品消費指數(shù)相加，并將環(huán)比指數(shù)換算為定基指數(shù)，得到以 1995 年為基期的中國食品消費指數(shù)。從表 22 可以看出，中國食品消費指數(shù)的變動趨勢是隨著年代的推移而逐步遞增的，這與白糖消費量的變動趨勢是近似的。在前面白糖消費量變動趨勢的分析部分，我們也提到這樣的結(jié)論：白糖消費量的增加主要是由于含糖食品消費量的增加。那么我們可以大膽地假設：除了價格之外，白糖消費量和食品消費指數(shù)的變動受到同樣的外生變量的影響，例如收入增長、消費習慣等等。那么，我們就通過指數(shù)剔除法將白糖消費變動中的其他影響因素，得出與價格相關的白糖消費（及表中的相關消費一欄） ，具體計算公式是“白糖相關消費=白糖消費/食品消費指數(shù)*100” 。表 23 與價格相關的白糖消費年份 食品消費指數(shù)消費 白糖消費 白糖相關消費 白糖價格1995 年 1996 年 1997 年 1998 年 1999 年 2022 年 2022 年 2022 年 2022 年 2022 年 2022 年 2022 年 2022 年 2022 年 2022 年 2022 年 2022 年 我們發(fā)現(xiàn)，運用上述方法得出的白糖消費與白糖價格的相關性較為明顯，而且直觀上符合需求函數(shù)的特征，白糖需求與價格大致呈負相關關系，如圖 2712 / 35白 糖 價 格 與 相 關 消 費1995年1996年1997年1998年1999年2022年2022年2022年2022年2022年2022年2022年2022年2022年2022年2022年2022年相 關 消 費 價 格圖 27 中國白糖價格與剔除經(jīng)濟慣性后消費量的關系圖上述數(shù)據(jù)及圖示分析僅僅是從直觀上來分析和判斷白糖市場的波動規(guī)律，為了使之更具說服力，讓數(shù)據(jù)自身說話，從而得出更為嚴謹?shù)慕Y(jié)論13 / 35三、白糖市場蛛網(wǎng)現(xiàn)象的經(jīng)驗分析（一）白糖需求與價格的函數(shù)關系估計1．建立白糖需求函數(shù)模型為了分析白糖需求與價格的關系，建立模型如下 （式31）ttdt UPQ????其中， 表示白糖當期需求， 表示白糖當期價格， 表示隨機誤差項，dt t t表示未知參數(shù)??、2．白糖需求函數(shù)的估計結(jié)果通過 運行估計結(jié)果如下表31 白糖需求與價格關系Dependent Variable: QDMethod: Least SquaresDate: 05/01/13 Time: 11:29Sample: 1995 2022Included observations: 17Variable Coefficient Std. Error tStatistic Prob. P C Rsquared Mean dependent var Adjusted Rsquared . dependent var . of regression Akaike info criterion Sum squared resid 5904568. Schwarz criterion Log likelihood Fstatistic DurbinWatson stat Prob(Fstatistic) 由表 33 的 的輸出結(jié)果得二者的函數(shù)關系如下： （式 32）tt ? （） （）t 值 P 值 =, = ,F= (P 值=)2R214 / 353．白糖需求函數(shù)模型的檢驗（1）統(tǒng)計檢驗① 檢驗：由表 31 中 OLS 法估計白糖需求與價格關系函數(shù)模型的輸出結(jié)2R果可得 的值為 ，這表示在白糖需求的總變異中，解釋變量價格的變異解釋了其中 %，模型的擬合優(yōu)度較低。造成這種情況的原因與供給函數(shù)基本一致：首先，樣本容量過小，白糖產(chǎn)銷數(shù)據(jù)在 1995 年之前缺乏科學的記錄和統(tǒng)計；其次函數(shù)解釋變量不足，白糖的需求不僅受到價格的影響，影響其供給量的包括消費和飲食習慣、進出口、國家收拋儲政策、收入水平、相關替代品價格等等，為了使分析簡化且具有針對性，此處未將這些解釋變量加入函數(shù)分析中；最后，模型本身存在自相關性，這個問題將在下面作出解決。 ②F 檢驗： 在表 31 中 Fstatistic 對應的值 即為方程顯著性檢驗的 F 統(tǒng)計量值，其下方 Prob(Fstatistic)對應的值 即為 F 檢驗的 P 值，在 的顯著性水平下，由于 P 值 ，故認為方程中的斜率系數(shù)不全為 0，即在白糖消費中，白糖價格對其有顯著影響。③t 檢驗：在運用 OLS 法估計白糖需求與價格關系函數(shù)所得的輸出結(jié)果（表 33）中， 的系數(shù) 的 tStatistic ，對應的 Prib.（即 P 值）tP?為 ，在 的顯著水平下，由于 ,故認為 不等于 0 顯著1?成立，即可以認為中國白糖價格對消費有著顯著影響。 （2）自相關檢驗 ①圖示法檢驗：作白糖需求與價格關系函數(shù)的殘差隨時間變化趨勢的折線圖（圖 31） ，以及殘差與其滯后值關系的散點圖（圖 32）105005010150961982022420608210RESID 10500501015005005010150RESID1RESID 圖31 殘差隨時間變化趨勢 圖32 殘差與其滯后值關系15 / 35由 31 可以看出，隨著時間變化，殘差的變化成這樣一種趨勢：殘差在一段時間內(nèi)持續(xù)為正，在另外一段時間內(nèi)持續(xù)為負，而非一正一負交錯分布；又由圖 32 可以看出殘差與其滯后值的散點基本過坐標軸一、三象限。故初步認為 呈正的自相關。tU②DW 檢驗在運用 OLS 法估計白糖需求與價格關系函數(shù)所得的輸出結(jié)果（表 31）中，可知函數(shù)的 DW 統(tǒng)計量（即表中的 DurbinWatson stat）值為 。又已知解釋變量個數(shù) k 為 1，樣本容量 n 為 17，查表（《DW 檢驗臨界值表》 ）可知=， =。由于 0DW ,則認為 存在正的一階自相關。ldu ldtU③修正自相關運用非線性最小二乘法（NLS）修正自相關，通過 運行估計結(jié)果如下： 表 32 NLS 法修正后的白糖需求與價格關系函數(shù)Dependent Variable: QDMethod: Least Squares