江蘇省水產品需求影響因素的實證分析

孫弋文,王健

摘 要：針對近年水產業(yè)持續(xù)增長這一現(xiàn)象，著重以江蘇省城鎮(zhèn)居民水產品消費為討論對象，設計多元線性回歸模型，運用最小二乘估計法，實證分析水產品的影響因素，得出結論：江蘇省城鎮(zhèn)居民水產品需求影響因素有水產品自身價格和通脹程度及替代品價格；要想最大限度地拓寬水產品消費市場，既要做好市場細分工作，也要巧妙控制水產品自身價格增長幅度；全面把握市場情況有助于更好地控制水產品銷售。

關鍵詞： 水產品需求；最小二乘估計；多元線性回歸模型

中圖分類號:F752 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2012）02-0037-03

引言

近十幾年來，我國經濟穩(wěn)步發(fā)展。其中江蘇省經濟增長是一個典型。一方面，全省總產值不斷攀升，總產值指數(shù)由1994年的7 334.3增至2009年的45 942.3，增速飛快。而總產值中漁業(yè)所占比重基本穩(wěn)定在1.1%—1.2%左右。以1949年為基數(shù)，漁業(yè)總產值的定基指數(shù)由1994年的6 278.5增至2009年的21 573.2，增長了近3.4倍。因此，水產品產量相應增加。從數(shù)量上看，水產品產量由1995年的219.47增至2009年的443.22，基本是翻倍增長。從規(guī)模上看，水產養(yǎng)殖面積由1995年的555.23增至2009年的725.38，雖然中間有一次較大起伏，但總體還是增長的趨勢。①此外，水產品也是江蘇省出口的主要農作物之一。另一方面，全省居民生活水平普遍提高，食品消費結構也有明顯的變化，其中，水產品消費的曲折增長引人注意。因此，本文著重討論江蘇省城鎮(zhèn)居民水產品消費的情況，重點實證分析有哪些因素影響著水產品的消費量以及這些因素對其是如何影響的，換言之，本文研究目的在于實證分析江蘇省城鎮(zhèn)居民的影響因素。根本目的是對江蘇省水產品行業(yè)提供一些可以參考的實證研究。

一、相關文獻概述

近年來，研究國內外水產的相關文獻很多。由于近十幾年水產品出口持續(xù)增長，尤其是在2006年創(chuàng)了歷史新高，在國內掀起了對水產品貿易進行深入研究的熱潮。劉李峰、李東偉、張照新和武拉平[1]在研究入世以來中國水產品貿易的總體情況的基礎上，研究了其發(fā)展前景，指出水產品出口持續(xù)增長的關鍵以及問題所在。其后，其他研究人員也做了相關分析。穆迎春[2]從原料來源、加工方式、出口市場、進口情況和進出口價格這幾個方面分析，認為水產品出口的總體情勢看好，并且指出了我國水產品出口貿易有新突破的原因。此外，張玫、霍增輝和易法海[3]也分析了世界水產品生產的概況和世界水產品貿易的主要特征，最后得出對我國水產品貿易的啟示：我國水產品需提高產品質量安全及其技術含量，加強開拓新興市場，注重品牌的打造。胡求光、霍學喜、吳迪、張玫等人[4][5][6]通過對我國水產品國際貿易的比較優(yōu)勢以及其競爭力的實證分析，都提出了各自的一些見解。其中，胡求光和霍學結合分析我國水產品貿易結構，進一步分析了我國水產品的比較優(yōu)勢——資源稟賦系數(shù)、水產品出口優(yōu)勢——顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)（RCA）和競爭優(yōu)勢指數(shù)（CA），從而認為水產品貿易結構存在的問題包括：出口市場過于集中、品種單一、質量不足、內部區(qū)域結構不合理等等。吳迪通過對相關指數(shù)的計算也指出，雖然我國水產品生產具有一定的國際地位和明顯的比較優(yōu)勢，但是仍具有多方面的問題。并且針對這些問題，吳迪也分析了其原因，提出了一些建議，例如，保證質量檢驗與監(jiān)督、重點培育優(yōu)良企業(yè)等等。去年，張玫又通過對我國水產業(yè)競爭力的分析評價，認為我國水產品出口的競爭力相對而言有所提升，并更進一步運用Michael Porter的鉆石模型理論分析了影響我國水產業(yè)競爭力的各種因素，包括生產要素、國內需求、相關產業(yè)和產業(yè)組織等等。

而對于水產品的國內需求這一塊，很多人也做了相關研究。早在2002年，陸杰華等人[7] 就對改革開放以后我國水產品消費進行了實證分析后，認為人口數(shù)量、收入水平和城市化水平是轉型時期水產品消費的主要影響因素，并對以后的水產品消費情況進行了一些預測分析。而后， 董楠楠[8]也著重研究了消費結構的變化對我國水產品需求的影響，指出水產品是肉、禽、蛋類的替代品。關于水產品需求的影響因素方面，胡求光和王艷芬[9]對1990—2007年的數(shù)據進行了實證分析，認為水產品需求的影響因素有：人均收入，人口規(guī)模以及城市化水平，其中城市化水平的影響最為顯著。

而對于城鎮(zhèn)居民水產品需求的影響因素方面，樓永和孫愛國[10]通過實證分析認為，水產品自身價格，城鎮(zhèn)居民對豬肉、雞蛋、牛羊肉的消費是我國城鎮(zhèn)居民對水產品需求的主要影響因素。針對這一話題，譚城等人[11][12]都進行了實證分析，其中，譚城和張小栓分析結果是：居民人均收入水平和水產品自身的價格是影響其需求的主要因素。而王麗娟和田志宏的研究也認為可支配收入是重要因素。

基于以上研究，本文將進一步著重研究江蘇省這一地區(qū)城鎮(zhèn)居民水產品需求的影響因素。

二、模型構建

（一）模型選擇

為了直觀簡潔地表示出各種因素對江蘇省城鎮(zhèn)居民水產品需求的影響，本文選擇使用多元線性回歸模型：Yi=β0+β1X1i+β2X2i+…+βkXki+εi

其中Yi是被解釋變量，X1i ，X2i，…Xki為解釋變量，β0，β1，β2，…， βk為待估參數(shù)，即回歸系數(shù)，εi為隨機誤差項，K為解釋變量個數(shù)，i為觀測值下標。

多元線性回歸模型的參數(shù)估計方法有多種，其中最常用的是普通最小二乘估計和極大似然估計，根據模型的定義及其假設等等，本文采用普通最小二乘估計法。

（一） 水產品需求量影響因素的選取

根據相關文獻的研究，本文選取初始解釋變量有：城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)、人均可支配收入、水產品自身的價格、肉禽及其制品以及蛋類這些替代品的價格。為了剔除通貨膨脹對水產品自身價格，肉禽及其制品、蛋類價格的影響，選取其消費價格分類指數(shù)為解釋變量（上年=100）。

三、實證分析

以下取1994至2009為樣本空間，基于江蘇省統(tǒng)計年鑒的數(shù)據進行實證分析。

（一） 分析結果

以城鎮(zhèn)居民平均每人購買水產品數(shù)量為被解釋變量，對模型Yi=C+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+εi

進行參數(shù)估計，最后通過EViews軟件得到模型擬合結果如表1。

表 1 初次回歸分析結果

表中，X1表示江蘇省城鎮(zhèn)居民的消費價格指數(shù)，X2表示的是城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入的實際增長指數(shù)（以1978年為基年），X3表示的是肉禽及其制品和蛋類這兩項消費價格指數(shù)的代數(shù)加總，X4表示的是江蘇省城鎮(zhèn)居民水產品的消費價格指數(shù)（以上年=100）。

由表可知：R 2約為0.891，F(xiàn)值是22.41785，因此βi不全為0，模型擬合程度較好。

（二） 模型檢驗

由表格 1可知，顯然該模型不存在異方差性，又由于DW值為2.001562，所以不存在自相關性，但是X2的t值通不過顯著性檢驗，為了保險起見，進行多重共線性的相關檢驗，運用EViews得到的相關序數(shù)矩陣中有超過0.8的，因此該模型可能存在多重共線性，進而運用逐步回歸法對模型進行修正，最終得到結果如表2。

表 2 最終回歸結果

將表格 1和表格 2相比較，觀察Schwarz criterion值，1.983198小于1.988176，所以剔除X2，最終模型即可寫為：Y=34.07294-0.146733X1-0.079022X4+0.025661X3

式中，X1表示江蘇省城鎮(zhèn)居民的消費價格指數(shù)，X3表示的是肉禽及其制品和蛋類這兩項消費價格指數(shù)的代數(shù)加總，X4表示的是江蘇省城鎮(zhèn)居民水產品的消費價格指數(shù)（以上年=100）。

四、對模型結果的進一步分析和看法

（一）對模型的經濟意義分析

由模型結果可以看出，在1994—2009年期間，江蘇省城鎮(zhèn)居民水產品消費量與消費價格指數(shù)成負相關，與水產品自身價格成負相關，與替代品價格成正相關，而與居民的收入水平關系不大。這說明，當人們收入達到一定水平時，水產品的需求與收入相關性就不再明顯。關于這一點，樓永和孫愛國[10]在他們的論文中給出了解釋：“水產品總體的價格水平不斷上漲，而城鎮(zhèn)居民消費收入的主要來源——工資薪金的實際增長卻始終滯后于水產品價格的上漲趨勢，消費者增加的部分收入因水產品價格的上漲而抵消，增加水產品消費的愿望卻始終難以實現(xiàn)……”因此，相對較快地提高居民收入水平有助于增加居民的消費。然而，另一方面，通貨膨脹對水產品需求的影響相對較大。此外，水產品價格上漲顯然會抑制水產品的需求量，肉禽、蛋類及其制品的價格上漲會增加水產品的消費，因此，在肉禽、蛋類的價格都上漲時，人們會更多地購買水產品。

（二）結論實際應用評價

由模型和以上分析可以得出江蘇省水產及其相關產業(yè)生產與發(fā)展的一些結論：

1.市場細分可以幫助擴大水產品消費市場

江蘇省2009年的水產品分布相關統(tǒng)計數(shù)據顯示：漁業(yè)總產值蘇北最多，有290.49億元，其中鹽城最多，徐州、淮安，宿遷產值較低。而蘇中漁業(yè)總產值219.54億元，較蘇北略少，其中南通最多，泰州較少。蘇南漁業(yè)總產值最少，為206.54億元，其中蘇州產值較多，其他均比較平均。通過觀察數(shù)據可以發(fā)現(xiàn)，水產品產量地區(qū)分布也是同樣的趨勢：蘇北優(yōu)勢明顯，為218.52萬噸，蘇中次之，為141.90萬噸，蘇南最少，僅82.81萬噸。城市產量也與產值類似：蘇北鹽城最多，蘇中南通最多，蘇南蘇州最多。① 不難發(fā)現(xiàn)，水產值與水產量與地理位置有關，蘇北臨海，臨江城市較多，特別是鹽城臨海，所以水產值相對較多，而蘇中的南通也是臨海臨江，蘇南的蘇州雖然不臨海臨江，但是靠近湖，所以產量也相對豐富。在這些地方的人們對水產品的偏好要較其他不臨海臨江的地區(qū)高一些，這是他們長久以來的風俗習慣養(yǎng)成的，又由于在臨海臨江地區(qū)的水產品較新鮮，不需要較高的運輸和貯藏保鮮成本。因此，價格較低，根據模型可以知道，低價格可以有高需求，所以，水產品消費存在地區(qū)不平衡問題。但是，換一個角度看，存在不平衡，就存在一些潛在市場，水產供給者可以通過市場細分來更好地擴大消費市場。

2.有效的價格歧視策略可以獲取更多利潤

最近油價飛漲，所以各種產品的成本也隨之增長，許多產品在通貨膨脹和高運輸成本的壓力下價格不斷上漲，而水產品運輸分長途和短途，一般而言，水產品的長途運輸需要較高的貯藏保鮮技術成本，所以在現(xiàn)在這種情況下，選擇適當?shù)膬r格歧視策略就顯得尤為重要。在近的地區(qū)采用低價策略，一方面，較低的運輸和貯藏保鮮技術成本使該策略的實施成為可能；另一方面，如果水產品的價格上升相對于它的替代品緩慢，那么根據模型，也可以拓展水產品的需求。當然價格歧視實施的條件是要沒有或者只有微小的套利空間。

3.水產品養(yǎng)殖結構應當適應需求結構的變化

江蘇省水產品在養(yǎng)殖面積方面，2000年以后，淡水養(yǎng)殖面積與海水養(yǎng)殖面積的比例有下降趨勢。也就是說，海水養(yǎng)殖面積擴展的較淡水養(yǎng)殖面積要快一些；而海產品中，魚類、貝類、甲殼類為主要產品，甲殼類產品具有突出的增長速度，而魚類中，帶魚和小黃魚為主要品種，這和消費需求結構相符。淡水產品中，魚類產品占絕大部分。② 但是，由于日本的核泄漏事件，水產品消費的需求結構可能會有所變化，這就需要對消費市場進行觀測，并及時對這些變化作出適當?shù)酿B(yǎng)殖比例調整。例如，淡水產品的養(yǎng)殖可以根據消費者對其需求的增長而進行調整，而且，淡水產品中的貝類、甲殼類產品可以替代海產品中的貝類、甲殼類產品，等等。

綜上所述，要想最大限度地拓寬水產品消費市場，首先要做好市場細分；其次，水產品本身價格若漲幅過快，遠遠超過人們工資收入的漲幅，那么，收入水平的提升對水產品消費量的影響就不再顯著，加上有效的價格策略可以抓住更多市場，因此，即便是在高通脹的現(xiàn)在，也要控制水產品自身價格的增長幅度；最后，全面地把握市場情況有助于更好地控制水產品的銷售。

附表 回歸分析的有關數(shù)據表

說明： 1.表中收集的是1994—2009年的數(shù)據，其中CPI表示江蘇省城鎮(zhèn)居民的消費價格指數(shù)（以1978年為基年），用來反映通脹程度；income表示的是城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入的實際增長指數(shù)（以1978年為基年），而非收入的絕對值，用來表示收入的實際變化，避免通貨膨脹因素的影響；meat表示的是江蘇省城鎮(zhèn)居民肉禽及其制品的消費價格指數(shù)（以上年=100），而非其名義價格，用來表示水產品的替代品之一——肉制品的價格變化；同樣，egg表示的是江蘇省城鎮(zhèn)居民蛋類及其制品的消費價格指數(shù)（以上年=100），而非其名義價格，用來表示另一替代品——蛋類以及蛋制品的價格變化；price表示的是江蘇省城鎮(zhèn)居民水產品的消費價格指數(shù)（以上年=100），而非其名義價格，用來表示水產品自身的價格變化；Consume表示的是江蘇省城鎮(zhèn)居民家庭購買水產品的數(shù)量，即水產品的需求量。

2.m&e表示的是meat和egg這兩項的代數(shù)加總，以此反應替代品的總的價格變化。

3.數(shù)據來源為：江蘇省統(tǒng)計年鑒。

參考文獻：

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[12] 王麗娟，田志宏.我國城鎮(zhèn)居民水產品消費特征分析[J].漁業(yè)經濟研究，2009，（1）:8-11.[責任編輯 海 川]