鮮活農(nóng)產(chǎn)品拍賣價(jià)格波動(dòng)因素的相關(guān)性分析——基于昆明國(guó)際花卉拍賣中心交易數(shù)據(jù)

秦開大，曾能民

(昆明理工大學(xué) 管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)院，云南 昆明 650093)

一、問題的提出

同早期作為“價(jià)格發(fā)現(xiàn)”相比，現(xiàn)代農(nóng)產(chǎn)品拍賣市場(chǎng)主要提供“價(jià)格形成中心、物流集散中心、信息中心”的市場(chǎng)公共平臺(tái)功能。[1]隨著我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的不斷完善，拍賣制正成為我國(guó)鮮活農(nóng)產(chǎn)品流通體系中的重要交易形式之一，以鮮切花為例，昆明國(guó)際花卉拍賣交易中心大大提高了云南花卉業(yè)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平。[2]但相比較而言，我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品拍賣市場(chǎng)還存在明顯不足。直觀地看，國(guó)外農(nóng)業(yè)集約化和組織化程度高，賣家的供貨規(guī)模較大，買家一般采取代理制從事交易，而我國(guó)鮮活農(nóng)場(chǎng)品拍賣市場(chǎng)賣家單筆批次的供貨規(guī)模小、供貨呈周期性且質(zhì)量欠穩(wěn)定，買家購買規(guī)模小且周期性地參與交易。如昆明國(guó)際花卉拍賣交易中心的單筆批次規(guī)模和買家的日均購買量分別不足荷蘭花卉市場(chǎng)的10%和1%。更深層次地分析發(fā)現(xiàn)，我國(guó)鮮活農(nóng)場(chǎng)品市場(chǎng)參與者可在拍賣市場(chǎng)與傳統(tǒng)批發(fā)市場(chǎng)間自由選擇，致使各交易日間的供貨規(guī)模與成交價(jià)格波動(dòng)較大，嚴(yán)重影響了我國(guó)鮮活農(nóng)場(chǎng)品拍賣市場(chǎng)的運(yùn)作能力；[3]在我國(guó)鮮活農(nóng)產(chǎn)品拍賣市場(chǎng)還未建立價(jià)格指數(shù)的情況下，所有產(chǎn)品的平均成交價(jià)格意味著市場(chǎng)的總體價(jià)格水平，價(jià)格波動(dòng)會(huì)直接影響供貨商的供貨預(yù)期或購買商的購買預(yù)期?；诖?，系統(tǒng)研究市場(chǎng)總體價(jià)格波動(dòng)的相關(guān)性和影響，對(duì)于拍賣市場(chǎng)有效進(jìn)行貨源組織、控制價(jià)格波動(dòng)和資源配置具有啟示意義。

近年來，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的大幅波動(dòng)引發(fā)了國(guó)內(nèi)學(xué)者的較多關(guān)注。王怡等對(duì)我國(guó)蘋果市場(chǎng)整合程度進(jìn)行分析后認(rèn)為，各地蘋果市場(chǎng)基本存在長(zhǎng)期整合的趨勢(shì)，但由于流通環(huán)節(jié)的原因各地市場(chǎng)價(jià)格會(huì)呈現(xiàn)不同的波動(dòng)趨勢(shì)；[4]王可山和余建斌在實(shí)證分析后發(fā)現(xiàn)，中國(guó)大豆期貨市場(chǎng)與現(xiàn)貨市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)的相關(guān)性較大，二者存在相互因果關(guān)系，期貨市場(chǎng)和現(xiàn)貨市場(chǎng)之間存在顯著的長(zhǎng)期均衡關(guān)系；[5]羅光強(qiáng)和謝康康以湖南為例實(shí)證表明，生豬產(chǎn)量的變動(dòng)引發(fā)了生豬價(jià)格的波動(dòng)，糧食價(jià)格對(duì)生豬價(jià)格有顯著的推動(dòng)作用，居民收入變動(dòng)對(duì)生豬價(jià)格波動(dòng)的沖擊作用一直存在負(fù)向效應(yīng)；[6]羅鋒和牛寶俊的實(shí)證分析表明，國(guó)內(nèi)糧食價(jià)格波動(dòng)主要受農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格推動(dòng)和自身價(jià)格滯后的影響，國(guó)際價(jià)格波動(dòng)對(duì)大豆價(jià)格影響較為顯著，對(duì)小麥、玉米、大米影響較??；[7]除此之外，王銳、張唯婧對(duì)我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)的影響因素進(jìn)行了定性分析；[8,9]徐黃華對(duì)金融危機(jī)和農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格走勢(shì)進(jìn)行了協(xié)整分析。[10]

從國(guó)內(nèi)研究文獻(xiàn)看，對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)的研究大多集中在宏觀層面，缺乏微觀的分析和探討，至于采用協(xié)整分析和Granger 因果分析方法研究微觀市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)相關(guān)變量之間關(guān)系的文獻(xiàn)就更少見。而自Granger 和Engle 于1987年提出協(xié)整理論以來，協(xié)整分析和Granger 因果檢驗(yàn)被廣泛應(yīng)用于價(jià)格波動(dòng)的相關(guān)性分析中。[11]為此，筆者擬選擇昆明國(guó)際花卉交易中心2010年2月16日至2011年2月12日間交易數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整分析和Granger 因果分析方法研究所有產(chǎn)品的平均成交價(jià)格與供貨量、成交量、流拍率等變量之間的相互關(guān)系。

二、模型概述

1. 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

時(shí)間序列的平穩(wěn)性是指一個(gè)隨機(jī)變量時(shí)間序列的均值(Mean)、方差(Variance)和自協(xié)方差(Auto- covariance)是否穩(wěn)定。如果一個(gè)隨機(jī)變量的時(shí)間序列具有穩(wěn)定的均值、方差和自協(xié)方差，則這個(gè)時(shí)間序列就是穩(wěn)定的，否則就是非穩(wěn)定的。涉及時(shí)間序列的另一個(gè)問題是偽回歸(spurious regression)問題，即如果兩對(duì)時(shí)間序列表現(xiàn)出一致的變化趨勢(shì)，即使它們之間沒有任何關(guān)系，但進(jìn)行回歸時(shí)也表現(xiàn)出較高的可決系數(shù)R2。因此，判斷經(jīng)濟(jì)變量之間的真實(shí)關(guān)系是非常重要的一個(gè)問題。

美國(guó)學(xué)者Nelson 與Plosser 在其研究中曾指出，多數(shù)經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列都是不穩(wěn)定的。[12]作為協(xié)整性與因果關(guān)系分析的第一步，首先是對(duì)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)的普遍方法是ADF 單位根檢驗(yàn)法。ADF 單位根檢驗(yàn)是通過三個(gè)模型完成檢驗(yàn)的，其模型為：

模型1：不含常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)

模型2：含有常數(shù)項(xiàng)而沒有時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)

模型3：同時(shí)含有常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)

上述三個(gè)模型的虛擬假設(shè)都是 0H ：0=δ。只要其中一個(gè)模型的檢驗(yàn)結(jié)果拒絕了零假設(shè)，則可認(rèn)為時(shí)間序列是平穩(wěn)的，即 0=δ，序列是不平穩(wěn)的；對(duì)立假設(shè)則是 0＜δ，序列是平穩(wěn)的。

如果一個(gè)序列是非平穩(wěn)的，但其一階差分是平穩(wěn)的，則稱此序列為一階單整序列，記為)1(I 。類似地，如果其必須經(jīng)過d 次差分后才能平穩(wěn)，則此序列為d 階單整序列，記為 )(dI。滯后階數(shù)k^的確定準(zhǔn)則主要有AIC(Akaike information criterion)定階準(zhǔn)則、SC(Schwarz criterion)定階準(zhǔn)則等。

2．協(xié)整與誤差修正模型

根據(jù)Engle 和Granger 的協(xié)整理論，對(duì)于兩個(gè)都是隨機(jī)游走的變量序列，如果這兩個(gè)序列的某個(gè)線性組合是穩(wěn)定的，則稱這兩個(gè)序列為協(xié)整的。兩個(gè)序列具有相同的單整階數(shù)是序列之間具有協(xié)整性的必要條件。如果已經(jīng)判斷兩個(gè)序列xt和yt是非平穩(wěn)的，但其都是d 階單整序列，則可以建立OLS協(xié)整回歸方程：

利用方程的殘差tε 是否平穩(wěn)可以判斷xt和yt的協(xié)整性。如果xt和yt不是協(xié)整的，則它們的任意一個(gè)線性組合都是非平穩(wěn)的，殘差tε 也必然是非平穩(wěn)的；如果檢驗(yàn)結(jié)果tε 是平穩(wěn)的，則可以認(rèn)為xt和yt之間存在協(xié)整關(guān)系。

3．Granger 因果關(guān)系分析

Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)的方法是：如果兩個(gè)經(jīng)濟(jì)變量X與Y，在同時(shí)包含過去X與Y信息的條件下，對(duì)Y的預(yù)測(cè)效果比只單獨(dú)由Y的過去信息對(duì)Y的預(yù)測(cè)效果更好，即變量X有助于變量Y預(yù)測(cè)精度的改善，則認(rèn)為X對(duì)Y存在Granger 因果關(guān)系。具體方法是先建立兩變量回歸模型：

對(duì)模型中的βi=0(i=1,2…,m)進(jìn)行檢驗(yàn)，這個(gè)假設(shè)等同于“X不是引起Y 變化的原因”。如果拒絕了βi=0(i=1,2…,m)的原假設(shè)，則拒絕“X不是引起Y變化的原因”的假設(shè)，從而得出結(jié)論：X對(duì)Y存在 Granger 因果關(guān)系。同樣地，可以對(duì)βj=0(j=1,2…,m)進(jìn)行檢驗(yàn)，從而判斷Y對(duì)X是否存在Granger 因果關(guān)系。

根據(jù)協(xié)整性與因果分析的相關(guān)理論，筆者對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行協(xié)整性與因果分析：1)分別對(duì)供貨量、交易量、流拍率、成交價(jià)格等序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)；2)成交價(jià)格與相關(guān)變量之間的協(xié)整性分析；3)成交價(jià)格與相關(guān)變量之間的Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)。

三、實(shí)證分析

1．變量定義與數(shù)據(jù)選擇

本論文采用日交易數(shù)據(jù)，選擇所有產(chǎn)品，樣本區(qū)間為2010年2月16日─2011年2月12日(2月12日交易后一般休市三天)，之所以選擇該區(qū)間是由于我國(guó)的鮮切花在兩個(gè)情人節(jié)之間呈現(xiàn)一個(gè)消費(fèi)周期。數(shù)據(jù)來源于昆明國(guó)際花卉拍賣中心的實(shí)際交易數(shù)據(jù)，各變量的具體數(shù)據(jù)及構(gòu)造如下：

Pt：所有產(chǎn)品t 期的平均成交價(jià)格；St：所有產(chǎn)品t 期的供貨總量；Dt：所有產(chǎn)品t 期的成交數(shù)量；At：所有產(chǎn)品t 期的流拍率

圖1 反映了平均成交價(jià)格與供貨量、成交量和流拍率之間的變化趨勢(shì)，其中價(jià)格以元/枝計(jì)，供貨量、成交量以百萬枝計(jì)，流拍率以小數(shù)計(jì)，本文所有回歸與檢驗(yàn)的計(jì)算過程均借助EVIEWS6.0 完成(在EVIEWS 中，D 不能用作變量符號(hào)，故圖中的供貨量用D1 表示)。

圖1 所有產(chǎn)品平均成交價(jià)格與供貨量、成交量、流拍率的變化趨勢(shì)

2．序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

分別對(duì)Pt、St、Dt、At四個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，采用不含有常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)的形式，進(jìn)行ADF 單位根檢驗(yàn)。ADF 單位根檢驗(yàn)中滯后階數(shù)是通過AIC 定階準(zhǔn)則來確定，檢驗(yàn)結(jié)果如表1 所示：

表1 所有產(chǎn)品相關(guān)變量的時(shí)間序列ADF 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，平均成交價(jià)格、供貨量、成交量都是非平穩(wěn)的序列，但是它們都是一階單整序列，而流拍率是平穩(wěn)序列。

3．成交價(jià)格與相關(guān)變量之間的協(xié)整性分析

由于P、S和D序列都是一階單整序列，分別檢驗(yàn)P與S和D之間的協(xié)整性。利用OLS 法分別對(duì)P和S進(jìn)行回歸，通過樣本數(shù)據(jù)，消除自回歸趨勢(shì)后得協(xié)整回歸方程如下：

從各項(xiàng)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)來看，擬合優(yōu)度很好。圖2 描述了P 和S 之間協(xié)整方程擬合的結(jié)果及殘差。

圖2 所有產(chǎn)品成交均價(jià)與供貨量協(xié)整方程的擬合效果與殘差

同理可得P和D之間的協(xié)整方程：

從各項(xiàng)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)來看，擬合優(yōu)度很好。圖3 分別描述了P 和D 之間協(xié)整方程擬合的結(jié)果及殘差。

圖3 所有產(chǎn)品成交均價(jià)與成交量協(xié)整方程的擬合效果與殘差

對(duì)殘差進(jìn)行ADF 單位根檢驗(yàn)，按照AIC 定階準(zhǔn)則確定的滯后階數(shù)為3，同時(shí)分別按沒有常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)、有常數(shù)項(xiàng)沒有時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)、以及同時(shí)含有常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)的回歸方程來進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2 所示。

表2 價(jià)格與供貨量、價(jià)格與成交量協(xié)整方程殘差單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由殘差穩(wěn)定性的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出：P 和S 具有協(xié)整關(guān)系，P 和D 具有協(xié)整關(guān)系。

4．Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)表明所有產(chǎn)品的平均成交價(jià)格和供貨量之間存在協(xié)整關(guān)系，平均成交價(jià)格和成交量之間存在協(xié)整關(guān)系。價(jià)格與供貨量、成交量、流拍率的兩變量模型如下：

按照Granger 因果關(guān)系分析方法，分別對(duì)模型中的βi=0 和βj=0 的原假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表3：

表3 所有產(chǎn)品成交均價(jià)與各變量的Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)

由檢驗(yàn)結(jié)果可以看出：

當(dāng)滯后期為3 時(shí)，在1%的顯著水平上，拒絕“供貨量對(duì)成交均價(jià)沒有因果關(guān)系”的假設(shè)，接受供貨量對(duì)成交均價(jià)存在因果關(guān)系的結(jié)論；當(dāng)滯后期為1 時(shí)，在1%的顯著水平上，拒絕“成交均價(jià)對(duì)供貨量沒有因果關(guān)系”的假設(shè)，接受成交均價(jià)對(duì)供貨量存在因果關(guān)系的結(jié)論。即對(duì)所有產(chǎn)品而言，價(jià)格對(duì)供貨量的影響在滯后期為1 的時(shí)候表現(xiàn)出來；而供貨量對(duì)價(jià)格的影響則在滯后3 期后表現(xiàn)出來。

當(dāng)滯后期為3 時(shí)，在1%的顯著水平上，拒絕“成交量對(duì)成交均價(jià)沒有因果關(guān)系”的假設(shè)，接受成交量對(duì)成交均價(jià)存在因果關(guān)系的結(jié)論；當(dāng)滯后期為1 時(shí)，在1%的顯著水平上，拒絕“成交均價(jià)對(duì)成交量沒有因果關(guān)系”的假設(shè)，接受成交均價(jià)對(duì)成交量存在因果關(guān)系的結(jié)論。即對(duì)所有產(chǎn)品而言，價(jià)格對(duì)交易量的影響在滯后期為1 的時(shí)候表現(xiàn)出來；而交易量對(duì)價(jià)格的影響則在滯后3 期后表現(xiàn)出來。

而流拍率與成交均價(jià)之間，滯后期進(jìn)行多次調(diào)整，沒有發(fā)現(xiàn)二者之間存在格蘭杰因果關(guān)系。

四、結(jié)論和展望

本文選擇昆明國(guó)際花卉交易中心所有產(chǎn)品的日交易數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析和Granger 因果檢驗(yàn)方法，分析了所有產(chǎn)品的成交均價(jià)與供貨量、成交量和流拍率的相互關(guān)系，得出以下結(jié)論：第一，供貨量與成交均價(jià)存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，當(dāng)期供貨量的變動(dòng)對(duì)當(dāng)期平均成交價(jià)格具有負(fù)向影響；成交量與成交均價(jià)也存在同樣的關(guān)系。因?yàn)槌山涣渴前殡S交易發(fā)生的，成交量的變化是由于供貨量的變動(dòng)而產(chǎn)生的，對(duì)供貨量和成交量多重共線性的檢驗(yàn)也驗(yàn)證了這一點(diǎn)。第二，成交均價(jià)對(duì)供貨量存在滯后1 期的因果關(guān)系，即上期價(jià)格對(duì)下期供貨量產(chǎn)生影響，而供貨量對(duì)成交均價(jià)存在滯后3 期的因果關(guān)系，這與供貨商的供貨周期相關(guān)，對(duì)供貨商平均供貨周期的統(tǒng)計(jì)也證實(shí)了這一點(diǎn)。成交均價(jià)和成交量具有同樣的關(guān)系。第三，對(duì)價(jià)格波動(dòng)不是影響市場(chǎng)總體供給發(fā)生變化，而是導(dǎo)致供貨商選擇的銷售渠道發(fā)生變化。若上個(gè)交易日成交均價(jià)較高，則供貨商會(huì)選擇在下個(gè)交易日供貨，反之則向其他市場(chǎng)供貨，昆明國(guó)際花卉中心的實(shí)情也驗(yàn)證了這一點(diǎn)。

上述統(tǒng)計(jì)分析和檢驗(yàn)證實(shí)，供貨量和價(jià)格的大幅度波動(dòng)影響了我國(guó)鮮活農(nóng)產(chǎn)品拍賣市場(chǎng)的運(yùn)作能力。為此，筆者提出以下相關(guān)建議：

(1)加強(qiáng)參與者網(wǎng)絡(luò)的培育，大力推進(jìn)農(nóng)業(yè)合作組織的建設(shè)。以品牌整合、品種整合、技術(shù)推廣為紐帶，積極推進(jìn)農(nóng)業(yè)合作組織(即賣方代理)，降低賣方的供貨周期，同時(shí)推薦買方代理，降低買方的購買周期。我國(guó)鮮活農(nóng)產(chǎn)品拍賣市場(chǎng)必須始終以降低交易成本和提高效益為主線，不斷調(diào)整市場(chǎng)培育策略，擴(kuò)大參與者的覆蓋面和忠誠(chéng)度。

(2)從供應(yīng)鏈協(xié)調(diào)優(yōu)化的角度研究?jī)r(jià)格波動(dòng)的控制問題。目前我國(guó)鮮活農(nóng)產(chǎn)品拍賣市場(chǎng)事實(shí)上主要承擔(dān)“價(jià)格形成中心”的功能，而向參與者提供的物流服務(wù)、信息服務(wù)等還十分有限。價(jià)格的大幅度波動(dòng)給鮮活農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈的協(xié)調(diào)優(yōu)化帶來困難，而供應(yīng)鏈的協(xié)調(diào)優(yōu)化有助于控制價(jià)格波動(dòng)。因此，以供應(yīng)鏈管理理論為指導(dǎo)，建立以拍賣市場(chǎng)為核心的我國(guó)鮮活農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈運(yùn)作模式，探索我國(guó)鮮活農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈協(xié)調(diào)優(yōu)化機(jī)制，實(shí)現(xiàn)鮮活農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈的效益最大化，對(duì)控制農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)、建立健全我國(guó)鮮活農(nóng)產(chǎn)品流通體系，具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

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