專業(yè)市場(chǎng)價(jià)格指數(shù)基期調(diào)整研究

孫 艷，舒 佩

（華南理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，廣州 510006）

0 引言

對(duì)于專業(yè)市場(chǎng)，許多學(xué)者給出了自己的理解，鄭勇軍（2003）把專業(yè)市場(chǎng)闡述為以現(xiàn)貨批發(fā)為主，集中交易某一類商品或若干具有較強(qiáng)互補(bǔ)性和互替性商品的場(chǎng)所，是一種大規(guī)模集中交易的坐商式的市場(chǎng)制度安排；王勇（2013）定義專業(yè)市場(chǎng)是一種規(guī)?；?、專業(yè)化的交易組織。本文認(rèn)為專業(yè)市場(chǎng)是指積聚同類產(chǎn)品進(jìn)行的交易、流通和配送的場(chǎng)所，是一種專門性商品批發(fā)市場(chǎng)。

目前，國內(nèi)外對(duì)于基期調(diào)整的研究還是相對(duì)缺乏，其中Stanley K.S，Terry Sincich(1990)在對(duì)人口指數(shù)的計(jì)算中研究了基期適用性問題，他們認(rèn)為指數(shù)的基期時(shí)間越長，指數(shù)越能反映現(xiàn)實(shí)趨勢(shì)的變化；魏小真（2001）在探討變更國內(nèi)生產(chǎn)總值的基期中提出基期的時(shí)間過長往往會(huì)引起現(xiàn)價(jià)與不變價(jià)之間背離過大，增長速度和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)不能準(zhǔn)確地反映當(dāng)期的實(shí)際情況，建議每5年變換一次GDP核算的基期價(jià)格。而幾乎沒有文獻(xiàn)專門研究專業(yè)市場(chǎng)價(jià)格指數(shù)基期變換的問題。

通常來講，一般性指數(shù)的基期變換周期較長，如CPI的基期10年來僅變更過一次；而對(duì)于專業(yè)市場(chǎng)價(jià)格指數(shù)而言，由于市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)較大，長周期的變換基期無法保證指數(shù)的精確，這就要求我們及時(shí)調(diào)整基期價(jià)格以適應(yīng)專業(yè)市場(chǎng)價(jià)格的變化，那么何時(shí)調(diào)整專業(yè)市場(chǎng)價(jià)格指數(shù)的基期則是本文的研究重點(diǎn)。

1 理論模型及數(shù)據(jù)說明

1.1 理論假設(shè)

對(duì)于專業(yè)市場(chǎng)價(jià)格指數(shù)基期變更問題，假說如下：（1）專業(yè)市場(chǎng)產(chǎn)品價(jià)格與指數(shù)分布為正態(tài)分布；（2）專業(yè)市場(chǎng)兩個(gè)基期價(jià)格的變動(dòng)率與兩個(gè)基期計(jì)算出的價(jià)格指數(shù)之間的變動(dòng)率的關(guān)系為線性；（3）如果基期變化正確，則兩個(gè)基期之間的變動(dòng)率(X)和以這兩個(gè)基期計(jì)算出的價(jià)格指數(shù)之間的變動(dòng)率(Y)構(gòu)成的回歸方程的系數(shù)在整個(gè)專業(yè)市場(chǎng)以基期價(jià)格變動(dòng)率和指數(shù)變動(dòng)率構(gòu)成的總體回歸方程系數(shù)置信區(qū)間之內(nèi)。

1.2 模型設(shè)置

根據(jù)上訴假說，本文對(duì)價(jià)格指數(shù)變動(dòng)率和基期價(jià)格變動(dòng)率之間采取線性回歸方程進(jìn)行分析。基本模型設(shè)定如下：

式（1）中，Y代表因變量價(jià)格指數(shù)變動(dòng)率，x代表自變量基期價(jià)格變動(dòng)率，a為隨個(gè)體變化的截距項(xiàng)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

1.3 數(shù)據(jù)說明

此次分析是以清遠(yuǎn)再生銅市場(chǎng)為例，我們掌握了2007年7月～2012年10月的產(chǎn)品價(jià)格數(shù)據(jù)（包括銷售品種，銷售價(jià)格，銷售量等）和已經(jīng)發(fā)布的44期清遠(yuǎn)再生銅價(jià)格指數(shù)的數(shù)據(jù)。

2 隨機(jī)模擬實(shí)驗(yàn)與實(shí)證檢驗(yàn)

2.1 隨機(jī)模擬實(shí)驗(yàn)

2.1.1 基期價(jià)格分布

清遠(yuǎn)再生銅價(jià)格指數(shù)的基期定為月平均價(jià)格，表1是所有基期價(jià)格的正態(tài)分布檢驗(yàn)結(jié)果，可以看出清遠(yuǎn)再生銅市場(chǎng)的基期價(jià)格滿足正態(tài)分布。

表1 單樣本K-S檢驗(yàn)結(jié)果

2.1.2 生成隨機(jī)數(shù)

如果某隨機(jī)變量服從正態(tài)分布N(α，σ2)，按模擬正態(tài)分布算法求出服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的隨機(jī)數(shù)x，令

那么W即為服從正態(tài)分布N(α，σ2)的隨機(jī)數(shù)。在本問題中，基期價(jià)格服從正態(tài)分布，按照上述算法用R軟件產(chǎn)生70組基期價(jià)格隨機(jī)數(shù)，為方便計(jì)算，基期價(jià)格用每一組價(jià)格的中位數(shù)表示，并以隨機(jī)數(shù)計(jì)算相應(yīng)的價(jià)格指數(shù)。

2.1.3 模擬結(jié)果檢驗(yàn)

對(duì)70組基期價(jià)格和指數(shù)隨機(jī)數(shù)進(jìn)行數(shù)據(jù)分析，記基期價(jià)格兩兩之間的變動(dòng)率為X，相對(duì)應(yīng)指數(shù)兩兩之間的變動(dòng)率為Y，用SPSS軟件對(duì)X，Y進(jìn)行線性回歸分析，有如下結(jié)果：

表2 模型匯總

且得出下式：

隨機(jī)模擬結(jié)果初步表明前面的理論假設(shè)和模型設(shè)定可以解釋專業(yè)市場(chǎng)價(jià)格指數(shù)中基期價(jià)格和指數(shù)之間的關(guān)系。

2.2 實(shí)證檢驗(yàn)

我們按照一般性的原則確定了清遠(yuǎn)再生銅價(jià)格指數(shù)的基期，并成功發(fā)布指數(shù)。現(xiàn)在試著通過變換已確定的基期，同時(shí)算出所有變動(dòng)基期相對(duì)應(yīng)的清遠(yuǎn)再生銅價(jià)格指數(shù)，以探討基期變化和價(jià)格指數(shù)變化的關(guān)系。

首先從已掌握的基期價(jià)格數(shù)據(jù)（2007年7月～2012年10月）中用等距抽樣的方法選出了不同的基期一共9期，并計(jì)算出了每一期基期相對(duì)應(yīng)的價(jià)格指數(shù)。

因?yàn)槊恳黄诨诙加?8個(gè)代表品價(jià)格，為了方便比較不同基期價(jià)格之間的變動(dòng)，采用28個(gè)代表品價(jià)格的中位數(shù)表示每一期基期的價(jià)格，見下表：

表3 9期基期代表品價(jià)格中位數(shù) （單位：元/噸）

數(shù)據(jù)來源：清遠(yuǎn)再生銅交易中心數(shù)據(jù)庫

表4 9期基期價(jià)格相互之間上升百分比 (單位：%)

而與之相對(duì)應(yīng)的，我們可以計(jì)算出不同基期對(duì)應(yīng)指數(shù)兩兩之間的下降百分比（公式：；A，B代指不同基期的價(jià)格指數(shù)），以第一期發(fā)布的指數(shù)為例，見下表：

表5 第一期指數(shù)之間下降百分比 (單位：%)

這樣就得到了兩組數(shù)據(jù)，一組為基期價(jià)格變動(dòng)的上升百分比，另一組為指數(shù)變動(dòng)的下降百分比，前者為自變量，后者為因變量，二者一一對(duì)應(yīng)。我們用spss軟件對(duì)上述兩組數(shù)據(jù)進(jìn)行分析：

首先做出二者的散點(diǎn)圖，見圖1，可以看到所有的點(diǎn)基本上近似在一條直線的附近，就可以粗略的認(rèn)為價(jià)格指數(shù)變動(dòng)率依賴于基期價(jià)格變動(dòng)率的關(guān)系適合用一元線性模型來表示。

圖1 基期價(jià)格變動(dòng)率和價(jià)格指數(shù)變動(dòng)率的散點(diǎn)圖

然后做兩個(gè)變量的回歸分析，結(jié)果如下：

表6 模型匯總

表6所示的結(jié)果就是對(duì)回歸方程擬合情況的描述，可以看到相關(guān)系數(shù)為0.957，決定系數(shù)R2為0.917（R2表示自變量所能解釋的方差在總方差中所占的百分比），也就是說回歸關(guān)系可以解釋因變量91.7%的變異，這說明模型的效果非常好。

表7 方差分析

表7即為對(duì)模型進(jìn)行方差分析的結(jié)果，F(xiàn)值為362.883，P值小于0.05，所以該模型具有統(tǒng)計(jì)意義，由于只有一個(gè)自變量，也就是說該自變量的回歸系數(shù)是有統(tǒng)計(jì)意義的。

表8 回歸方程的系數(shù)

表8給出了回歸方程中常數(shù)項(xiàng)，回歸系數(shù)的估計(jì)值和檢驗(yàn)結(jié)果，由此可以得出如下回歸方程：

價(jià)格指數(shù)變動(dòng)率（下降百分比）=0.0864+0.0035*基期價(jià)格變動(dòng)率（上升百分比），即:

上述回歸方程給出了如下信息：基期價(jià)格每上升一個(gè)百分點(diǎn)，價(jià)格指數(shù)就會(huì)下降0.004個(gè)百分點(diǎn)。而后通過計(jì)算分析其它43期指數(shù)變動(dòng)率與基期變動(dòng)率的線性關(guān)系，一共可以得到44個(gè)回歸方程。

以這44期回歸方程的系數(shù)為樣本，采用95%的置信度估計(jì)全部系數(shù)的平均值，用來表示價(jià)格指數(shù)變動(dòng)率和基期變動(dòng)率之見線性關(guān)系的總體情況。首先需要驗(yàn)證基期價(jià)格變動(dòng)率系數(shù)是否滿足正態(tài)分布，用SPSS軟件做K-S檢驗(yàn)，結(jié)果顯示其滿足正態(tài)分布，然后做單樣本的T檢驗(yàn)，得到：

表9 單個(gè)樣本檢驗(yàn)

這樣在95%的置信度下基期價(jià)格變動(dòng)率系數(shù)的平均值就在0.0034到0.0035之間。

同理，可以求得在95%的置信度下常量的平均值在0.0863到0.0869之間。那么，所得到的總體回歸方程為：

3 結(jié)論

本文通過清遠(yuǎn)再生銅價(jià)格指數(shù)的實(shí)例驗(yàn)證了價(jià)格指數(shù)變動(dòng)率和基期價(jià)格變動(dòng)率存在的線性關(guān)系，說明前文的理論假設(shè)在專業(yè)市場(chǎng)是可以得到證明的。這樣就為專業(yè)市場(chǎng)基期的調(diào)整變換提供了現(xiàn)實(shí)意義的指導(dǎo)：以最新收集到的產(chǎn)品價(jià)格作為基期計(jì)算相應(yīng)價(jià)格指數(shù)，當(dāng)該價(jià)格指數(shù)與實(shí)際發(fā)布的價(jià)格指數(shù)之間的變動(dòng)率與兩個(gè)基期之間變動(dòng)率構(gòu)成的線性方程系數(shù)不在總體回歸方程系數(shù)置信區(qū)間的時(shí)候，說明應(yīng)該變換原基期。

[1]鄭勇軍.浙江農(nóng)村工業(yè)化中的專業(yè)市場(chǎng)制度研究[J].浙江社會(huì)科學(xué)，1998，(6).

[2]王勇，劉傳玉等.專業(yè)市場(chǎng)驅(qū)動(dòng)的區(qū)域增長路徑與機(jī)制:臨沂模式研究[J].東岳論叢，2013，（5）.

[3]Stanley K.Smith,Terry Sincich.The Relationship Between The Length of The Base Period and Population Forecast Errors[J].Journal of The American Statistical Association,1990,(7).

[4]魏小真.關(guān)于國內(nèi)生產(chǎn)總值核算基期更換的幾個(gè)問題[J].北京統(tǒng)計(jì)，2001，（5）.

[5]徐國祥等.統(tǒng)計(jì)指數(shù)理論、方法與應(yīng)用研究[M].上海:上海人民出版社，2011.

[6]孫艷，吳智慧.專業(yè)市場(chǎng)價(jià)格指數(shù)編制理論初探[J].價(jià)格月刊，2012，(5).