【文章內(nèi)容簡(jiǎn)介】 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)，國(guó)內(nèi)食糖產(chǎn)量的大幅變化，直接引起了市場(chǎng)供求關(guān)系的不穩(wěn)定，導(dǎo)致市場(chǎng)價(jià)格的波動(dòng)。近年糖價(jià)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(chǎng)供給緊張引起的，而四次的價(jià)格下跌都主要是糖料種植面積增加、食糖增產(chǎn)、市場(chǎng)供過于求造成的，供求關(guān)系作為主要因素支配著價(jià)格的走勢(shì)。白 糖 產(chǎn) 量 與 價(jià) 格1994/19951995/19961996/19971997/19981998/19991999/20002022/20012022/20022022/20032022/20042022/20052022/20062022/20072022/20082022/20092022/20102022/20112022/20122022/2013價(jià) 格 產(chǎn) 量圖 24 中國(guó)白糖價(jià)格與產(chǎn)量關(guān)系圖上述圖形很好地解釋了由于供給變動(dòng)會(huì)使市場(chǎng)均衡價(jià)格發(fā)生變化，供給不足時(shí)價(jià)格高漲，供給上升時(shí)價(jià)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(jià)格呈正相關(guān)關(guān)系，即生產(chǎn)者在一定時(shí)期內(nèi)在各種可能的價(jià)格下愿意而且能夠提供出售的該種商品數(shù)量是隨著價(jià)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(gè)不同概念。供給的變動(dòng)是指由于供給函數(shù)外生變量因素變動(dòng)引起供給曲線移動(dòng)，改變市場(chǎng)供求對(duì)比，引起價(jià)格變化，例如由于某年走私糖大量涌入，造成市場(chǎng)供應(yīng)飽和，白糖價(jià)格不斷下行，這就是上圖為我們解釋的信息。而供給量變動(dòng)則是供給函數(shù)內(nèi)部變量?jī)r(jià)格的變動(dòng)，引起生產(chǎn)者相應(yīng)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(dòng)這種變動(dòng)與價(jià)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(jià)格上漲時(shí)，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(diǎn)決定的。我們知道，我國(guó)最主要的糖料甘蔗的生長(zhǎng)周期是三年，當(dāng)年種植，宿根可以長(zhǎng)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(duì)于白糖來說，當(dāng)期的價(jià)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(yàn)證這一論斷，下圖將圖 24 中價(jià)格系列向右平移三年，得到白糖當(dāng)期價(jià)格與前期價(jià)格的關(guān)系圖（圖 25）白 糖 當(dāng) 期 產(chǎn) 量 與 前 期 價(jià) 格02022400060008000100001202214000160001996/19971997/19981998/19991999/20002022/20012022/20022022/20032022/20042022/20052022/20062022/20072022/20082022/20092022/20102022/20112022/20122022/2013前 期 價(jià) 格 當(dāng) 期 產(chǎn) 量圖 25 中國(guó)白糖當(dāng)其產(chǎn)量與前期價(jià)格關(guān)系圖我們從上圖發(fā)現(xiàn)白糖當(dāng)期產(chǎn)量與上一生產(chǎn)周期價(jià)格直觀上呈正相關(guān)關(guān)系，較為符合供給函數(shù)的涵義，在后面將進(jìn)行進(jìn)一步經(jīng)驗(yàn)分析前面提到白糖需求是剛性的，中國(guó)白糖消費(fèi)的價(jià)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(jià)格相關(guān)性不大。10 / 35白 糖 價(jià) 格 與 消 費(fèi)1994/19951996/19971998/19992022/20012022/20032022/20052022/20072022/20092022/20112022/2013價(jià) 格 消 費(fèi)圖 26 中國(guó)白糖價(jià)格與消費(fèi)量關(guān)系圖那么，白糖的需求是否能夠由經(jīng)濟(jì)學(xué)中的需求函數(shù)表示呢？我們知道，白糖的需求存在經(jīng)濟(jì)慣性，即隨著時(shí)間的推移，白糖需求以一種較為平穩(wěn)的速度不斷增長(zhǎng)，只有消除這種慣性，才能得到與價(jià)格相關(guān)的需求變動(dòng)，以下將通過將計(jì)算中國(guó)食品消費(fèi)指數(shù)來剔除白糖需求中隨著國(guó)民收入和時(shí)間增長(zhǎng)的這一部分，以更為針對(duì)性地研究白糖消費(fèi)和價(jià)格關(guān)系。表 22 中國(guó)食品消費(fèi)指數(shù)收入指數(shù) 恩格爾系數(shù) 食品消費(fèi)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(guó)食品消費(fèi)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(guó)統(tǒng)計(jì)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(fèi)指數(shù)具體計(jì)算公式是“城鎮(zhèn)（農(nóng)村）食品消費(fèi)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(fèi)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(guó)食品消費(fèi)指數(shù)。從表 22 可以看出，中國(guó)食品消費(fèi)指數(shù)的變動(dòng)趨勢(shì)是隨著年代的推移而逐步遞增的，這與白糖消費(fèi)量的變動(dòng)趨勢(shì)是近似的。在前面白糖消費(fèi)量變動(dòng)趨勢(shì)的分析部分，我們也提到這樣的結(jié)論：白糖消費(fèi)量的增加主要是由于含糖食品消費(fèi)量的增加。那么我們可以大膽地假設(shè)：除了價(jià)格之外，白糖消費(fèi)量和食品消費(fèi)指數(shù)的變動(dòng)受到同樣的外生變量的影響，例如收入增長(zhǎng)、消費(fèi)習(xí)慣等等。那么，我們就通過指數(shù)剔除法將白糖消費(fèi)變動(dòng)中的其他影響因素，得出與價(jià)格相關(guān)的白糖消費(fèi)（及表中的相關(guān)消費(fèi)一欄） ，具體計(jì)算公式是“白糖相關(guān)消費(fèi)=白糖消費(fèi)/食品消費(fèi)指數(shù)*100” 。表 23 與價(jià)格相關(guān)的白糖消費(fèi)年份 食品消費(fèi)指數(shù)消費(fèi) 白糖消費(fèi) 白糖相關(guān)消費(fèi) 白糖價(jià)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(yùn)用上述方法得出的白糖消費(fèi)與白糖價(jià)格的相關(guān)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(jià)格大致呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，如圖 2712 / 35白 糖 價(jià) 格 與 相 關(guān) 消 費(fèi)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(guān) 消 費(fèi) 價(jià) 格圖 27 中國(guó)白糖價(jià)格與剔除經(jīng)濟(jì)慣性后消費(fèi)量的關(guān)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(chǎng)的波動(dòng)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(yán)謹(jǐn)?shù)慕Y(jié)論13 / 35三、白糖市場(chǎng)蛛網(wǎng)現(xiàn)象的經(jīng)驗(yàn)分析（一）白糖需求與價(jià)格的函數(shù)關(guān)系估計(jì)1．建立白糖需求函數(shù)模型為了分析白糖需求與價(jià)格的關(guān)系，建立模型如下 （式31）ttdt UPQ????其中， 表示白糖當(dāng)期需求， 表示白糖當(dāng)期價(jià)格， 表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，dt t t表示未知參數(shù)??、2．白糖需求函數(shù)的估計(jì)結(jié)果通過 運(yùn)行估計(jì)結(jié)果如下表31 白糖需求與價(jià)格關(guān)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(guān)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(yàn)（1）統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)① 檢驗(yàn)：由表 31 中 OLS 法估計(jì)白糖需求與價(jià)格關(guān)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?jī)r(jià)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(xué)的記錄和統(tǒng)計(jì)；其次函數(shù)解釋變量不足，白糖的需求不僅受到價(jià)格的影響，影響其供給量的包括消費(fèi)和飲食習(xí)慣、進(jìn)出口、國(guó)家收拋儲(chǔ)政策、收入水平、相關(guān)替代品價(jià)格等等，為了使分析簡(jiǎn)化且具有針對(duì)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(guān)性，這個(gè)問題將在下面作出解決。 ②F 檢驗(yàn)： 在表 31 中 Fstatistic 對(duì)應(yīng)的值 即為方程顯著性檢驗(yàn)的 F 統(tǒng)計(jì)量值，其下方 Prob(Fstatistic)對(duì)應(yīng)的值 即為 F 檢驗(yàn)的 P 值，在 的顯著性水平下，由于 P 值 ，故認(rèn)為方程中的斜率系數(shù)不全為 0，即在白糖消費(fèi)中，白糖價(jià)格對(duì)其有顯著影響。③t 檢驗(yàn)：在運(yùn)用 OLS 法估計(jì)白糖需求與價(jià)格關(guān)系函數(shù)所得的輸出結(jié)果（表 33）中， 的系數(shù) 的 tStatistic ，對(duì)應(yīng)的 Prib.（即 P 值）tP?為 ，在 的顯著水平下，由于 ,故認(rèn)為 不等于 0 顯著1?成立，即可以認(rèn)為中國(guó)白糖價(jià)格對(duì)消費(fèi)有著顯著影響。 （2）自相關(guān)檢驗(yàn) ①圖示法檢驗(yàn)：作白糖需求與價(jià)格關(guān)系函數(shù)的殘差隨時(shí)間變化趨勢(shì)的折線圖（圖 31） ，以及殘差與其滯后值關(guān)系的散點(diǎn)圖（圖 32）105005010150961982022420608210RESID 10500501015005005010150RESID1RESID 圖31 殘差隨時(shí)間變化趨勢(shì) 圖32 殘差與其滯后值關(guān)系15 / 35由 31 可以看出，隨著時(shí)間變化，殘差的變化成這樣一種趨勢(shì)：殘差在一段時(shí)間內(nèi)持續(xù)為正，在另外一段時(shí)間內(nèi)持續(xù)為負(fù)，而非一正一負(fù)交錯(cuò)分布；又由圖 32 可以看出殘差與其滯后值的散點(diǎn)基本過坐標(biāo)軸一、三象限。故初步認(rèn)為 呈正的自相關(guān)。tU②DW 檢驗(yàn)在運(yùn)用 OLS 法估計(jì)白糖需求與價(jià)格關(guān)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(jì)量（即表中的 DurbinWatson stat）值為 。又已知解釋變量個(gè)數(shù) k 為 1，樣本容量 n 為 17，查表（《DW 檢驗(yàn)臨界值表》 ）可知=， =。由于 0DW ,則認(rèn)為 存在正的一階自相關(guān)。ldu ldtU③修正自相關(guān)運(yùn)用非線性最小二乘法（NLS）修正自相關(guān)，通過 運(yùn)行估計(jì)結(jié)果如下： 表 32 NLS 法修正后的白糖需求與價(jià)格關(guān)系函數(shù)Dependent Variable: QDMethod: Least Squares