棉花价格波动（共10篇）
棉花价格波动 篇1
一、引言
新疆作为我国最大产棉区和商品棉生产基地, 其种植面积约占全国的1/4, 总产量自2007年后占全国棉花总产量的40%, 故以新疆棉区数据为样本来实证分析我国棉花市场的有效性问题具有代表性。为了促进棉花产业的发展, 1999年国家深化棉花流通体制改革, 棉花市场进入了市场化, 市场在棉花种植、收购、加工和流通等环节中起资源配置的基础性作用。市场化改革已经十多年了, 但是至今棉花市场价格波动依然十分频繁。而过度的市场波动会导致市场效率低下、扭曲价格机制, 资源配置混乱, 失去有效性。因此, 棉花市场价格的频繁波动是否是正常的市场行为, 市场是否具有有效性, 是值得探讨的问题。本文运用蛛网理论原理通过对2000~2009年10年间新疆棉花的供给和需求波动的实证分析, 来论证棉花市场的有效性, 并针对问题提出建议和调控对策, 以此来促进我国棉花产业持续健康发展。
二、市场波动的定量分析
1999年国务院发布了《关于深化棉花流通体制改革的决定》, 棉花市场开始进入市场化, 市场机制开始发挥作用。2000~2009年新疆棉花产业总体上获得了快速的发展, 其种植面积、总产量和价格及其变化情况, 如表1所示。 (表1)
从表1可以看到, 2000~2009年10年间新疆棉花在种植面积、总产量和价格上虽然波动较大, 但总体上是快速发展。种植面积方面:2000~2007年棉花种植面积一直处于正增长, 而2007年后首次出现负增长, 其中2006年增长最大, 达到43.73%, 其次是2002年达到16.44%, 2006年后种植面积保持在1, 500千公顷左右。总产量方面:基本上与种植面积保持一致, 2006年达到最高, 变化幅度也最大, 达到了36.70%。但是, 价格与产量变化不相一致, 价格波动幅度最大的是在2003年, 达到了47.5%, 而在2006年当棉花产量最大时, 价格只有5.51%的较小变化, 显然, 棉农是增产不增收, “棉贱伤农”;价格变化在2004年前波动幅度非常大, 但是2004年后, 波动相对平稳, 波动幅度在 (-10%, 10%) 区间内。棉花种植面积、产量和价格的变化幅度总体情况如图1所示。 (图1)
数据来源:价格即棉花的收购均价, 来自中国棉花信息网:ht t p://www.cot t onchi na.or g;其他数据来自《新疆统计年鉴》2000-2009.其中, 表中指数为环比指数。
数据来源:价格即棉花的收购均价, 需量即棉花的收购量, 来自中国棉花信息网:ht t p://www.cot t onchi na.or g;其他数据来自《新疆统计年鉴》2000-2009。
三、市场有效性实证分析
市场有效性源于20世纪六十年代芝加哥大学Eugen Fama教授提出来的有效市场假说, 有效市场意味着市场能够通过价格机制对新信息的反应把资源配置到效率更高的部分, 实现社会资源的有效配置。有效的市场能以更低的交易成本、更高的运行效率进行资源配置, 根据市场信息条件调节供求关系, 使市场出清价格趋向均衡价格。因此, 本文运用蛛网模型分析新疆棉花市场的价格波动是否远离了市场的动态均衡价格, 来实证市场的有效性。
(一) 蛛网模型简介。
“蛛网模型”出现于20世纪三十年代, 用于分析生产周期长的商品产量和价格在偏离均衡状态后实际波动的过程及结果的一种动态均衡分析方法。蛛网模型, 根据市场供给与需求是否能达到均衡分为传统的均衡型和非均衡型, 根据供给函数和需求函数是否是线性, 分为线性蛛网模型和非线性蛛网模型。本文仅对传统线性均衡型做简单的介绍。
传统蛛网模型又可以分为收敛型、发散性和封闭型蛛网三种形式。 (1) 收敛型蛛网。当市场受到外力干扰偏离市场均衡状态后, 市场价格和产量围绕均衡水平上下波动, 其波动幅度随着市场反应越来越小, 最终价格和产量收敛回到了均衡状态, 其运动轨迹呈现出向内收敛的蛛网形状, 称为收敛型蛛网, 如图2。 (图2) 我们可以看出, 收敛型蛛网是一种稳定的市场状态, 市场在外力干扰下能够通过自身功能调节达到均衡状态, 是一种有效市场; (2) 发散型蛛网。当市场受到外力干扰偏离市场均衡状态后, 价格和产量围绕均衡水平上下波动, 其波动的幅度越来越大, 价格和产量越来越远离均衡点位置, 其运动轨迹呈现出向外发散的蛛网形状, 称为发散型蛛网, 如图3。 (图3) 这种市场是不稳定的, 市场偏离均衡状态后不能自我恢复到均衡状态, 市场功能失灵, 是一种无效市场; (3) 封闭型蛛网。这种状态是价格和产量的波动幅度不变, 呈现封闭状态, 故称为封闭型蛛网, 如图4。 (图4)
(二) 蛛网模型的数学推导。
传统的线性均衡模型数学描述时又分供给滞后型和非供给滞后型两种。基于蛛网模型的基本假设:产品的本期产量 (供给量) 取决于前一期的价格, 产品本期的需求量取决于本期的市场价格, 故本文选择供给滞后型的数学函数形式。这与调查现实生产棉农决策行为的结果也相符:大多数棉农本期的生产决策是依据上一期的棉花价格作出的。供给滞后型的数学函数表达式为:
Dt=a+bPt;St=c+dPt-1;Dt=St;其中, a、b、c、d均为常数, Dt是第t期的需求量, St是第t期的供给量, Pt是第t期的市场价格, Pt-1是第t-1期的市场价格。当市场均衡时, 均衡价格Pe=Pt=Pt-1, 此时可计算出:均衡价格P
若Pt≠Pt-1时, 可由上式得出一阶线性非齐次差分方程:设商品刚投入市场的初始时间 (t=0) 时的价格为P0;则此一阶非齐次差分方程的解为:可正可负, 由此可知市场价格Pt是时间t的函数, 且围绕均衡价格Pe上下波动, 波动的幅度取决于绝对值的大小。
当说明价格波动趋向收敛, 是收敛型的蛛网, 即说明为蛛网模型趋向收敛的充要条件, 其经济学意义就是供给函数的斜率的绝对值小于需求函数的绝对值也就是价格变动对供给量的影响小于对需求量的影响。则可知, 市场的需求曲线越平、供给曲线越陡越利于市场波动趋向平稳。
同理, 当蛛网模型趋向发散, 为发散型蛛网, 而为封闭型蛛网。
(三) 实证分析。
本文通过对新疆棉花市场2000~2009年间市场供给函数斜率和需求函数斜率进行比较分析, 以此来证明市场波动的状况和市场的有效性问题。新疆棉花市场2000~2009年间市场供需函数的斜率 (万吨/元) , 如表2所示。 (表2)
从表2可以看出, 新疆棉花市场2000年市场化后的十年间2001~2005年和2008年供给函数斜率的绝对值小于需求函数斜率的绝对值, 市场属于收敛型蛛网, 2006年、2007年和2009年市场供给函数斜率的绝对值大于需求函数斜率的绝对值, 市场属于发散型。
四、结论与政策建议
(一) 结论。
实证分析结果表明:1、棉花流通市场化10年间, 市场已经初步起到了资源配置的基础性作用, 市场机制能够发挥使市场波动恢复到均衡状态, 市场是有效的。2、市场还不完善, 市场调节功能还不强, 不足以抵制市场外部宏观经济政策突变和经济环境恶化等突发事件的冲击, 不能使市场恢复到均衡状态, 或市场自我恢复到均衡状态需要较长时间。
(二) 政策建议
1、完善政府调控体系。
实证结论表明, 虽然棉花市场价格波动具有收敛性, 市场已经初步具有基础性调节作用, 但是市场体系还不完善, 市场调节的功能不强, 因此, 强化政府对市场的调控是必要, 必须建立完善的调控体系。政府应当在现有“国家棉花市场监测系统”和“中国棉花市场预警系统”的基础上, 建立起对市场反应灵敏的综合收储、抛储、进口配额、滑准税、补贴及资金政策的一揽子综合调控体系, 以应对市场各种波动, 迫使市场|Ks|<|Kd, 到达动态均衡的目标。
2、完善市场体系建设, 提高市场效率。
一个有效的市场具有强流动性、低成本和高透明性。首先, 当务之急建立完善的市场信息服务体系, 提高市场的信息效率和定价效率。加大对全国棉花供求信息网络、营销组织的建设投入, 及时向棉农、棉花经销商、棉纺企业发布棉花市场的产品信息、供求信息和价格走势等, 合理引导棉农进行棉花品种调整, 播种面积调整、生产、销售和套期保值等;其次, 加大市场基础设施建设, 提高市场的运行效率。在全国各棉花集中产地和集散地新建和扩建一批容量大、吸引力强的批发市场, 逐步形成城乡连接、大中小配套的棉花批发网络;最后, 完善市场交易规则, 完善棉花质量检验体制, 使其标准与期货市场检验标准一致。
3、完善棉花期货市场。
期货市场作为市场的重要组成部分, 其价格发现和套期保值功能能够提高现货市场的有效性。
参考文献
[1]段玲玲.影响新疆棉花市场因素分析[J].中国棉花加工, 2010.3.
[2]桁林.如何提高市场效率—有效市场理论综述[J].经济经纬, 2003.6.
[3]黄卫红.对蛛网发散模型理论在中国农业应用上的思考[J].农村经济, 2006.3.
[4]李辉, 孔哲礼.棉花期货市场对棉花产业保障作用的实证研究—以新疆棉区为例[J].改革与战略, 2009.5.
棉花价格波动 篇2
同样是棉花，今年的行情出现了南北两重天的局面：山东棉花减产，农民惜售；而长江流域棉花质量差，没有人收。今年山东滨州和东营的平均销售价是8.8～9元/公斤，比去年同期价格至少高10%以上，山东其他地方今年价格也要比去年高5%。长江流域尤其是湖北、湖南，四级籽棉基本上是7.6～8.2元/公斤，好一点的可到8.6元/公斤，整体比去年同期价格要低。
虽然今年山东棉花普遍减产，但棉花质量还是不错的，收购价格每公斤也涨了0.6元左右。棉农现在普遍不愿意出售，希望日后棉花价格可以再涨一涨，棉花加工厂只能靠加工国储棉赚取一点加工费。
相比山东棉农，长江流域的棉农则面临着更为严峻的形势，今年这些地区七、八月份连续干旱，九月份又出现连续阴雨天气，造成新产棉花色泽、纤维长度都不理想，大部分都达不到国家收储的标准，因而出现卖难问题。
预计越往后棉花的质量将会出现下降，因为到了后期，顶部的棉花整体质量会出现回落。随着棉花上市供应量增加，棉籽的价格也将会回落，加工企业要保证非常微薄的利润，后期籽棉的收购价格肯定还会回落。
（信息来源：中国广播网 2013年10月21日）
棉花价格波动 篇3
2014/2015 年度, 全球75 个种植棉花国的棉花总产量为26340 000 吨, 其对全球社会和经济的重要性不言而喻。棉花作为中国仅次于粮食的重要农作物, 其价格波动非常大, 2014 年中国棉花近期期货价格从19270 元/ 吨开启新篇章, 2 月19 日创每吨20060 元的高价位, 年底降到最低价为12860 元每吨, 这一年中价格振幅度达到55%。国际棉花市场动荡同样剧烈, 作为国际棉花期货大本营的洲际交易所棉花近期期货价格从年初的84.04 美分/ 磅, 4 月30 日达到最高价格94.14 美分一磅, 11 月19 日降到最低价59.11 美分/ 磅, 当年价格振幅达到59.26%。棉花期货价格的剧烈波动是对现货价格的预期不断改变, 也表明了棉花现货价格的不确定性。棉花期货市场给棉纺企业提供了套期保值工具。近年来, 由于受到国际国内多方面因素的影响, 棉花价格的波动日益频繁, 给棉花生产和经营带来了很大的风险, 因而, 对规避棉花价格风险的需求越来越迫切。
二、棉花市场价格波动性分析
供求关系决定价格是市场经济的一般规律。棉花价格与供需基本面和市场心态有着千丝万缕的紧密关系。棉花与其他大宗商品的不同点是所面对的竞争环境比较依赖出口进口棉和进口纺织品对国产棉替代性很强, 因此国际棉花价格对国内棉花供需关系的调节和平衡性有显著的影响。虽然在全球纺织行业原料中棉花作为原料仅占20%, 但是因承担者最基础性的原料的棉花价格的高低, 不仅直接影响者纺织企业的竞争力和生产成本, 而且还影响着其他天然纤维和化纤等方纺织原料的价格。
决定棉花种植面积和产量的经济驱动因素是竞争性农作物的价格。从1990/91 年开始, 棉花价格相对于粮食与油籽而言出明显的现下降。棉花价格与以小麦、玉米、大豆价格的比率指数化, 以1990 年12 月为100, 2013 年的棉花价格指数显示下降到相当于1990 年竞争性农作物的三分之一到二分之一。工业化国家的棉农通过农业技术的应用、良好费用管理控制, 在皮面和种子市场中广泛使用对冲工具, 对质量的重视, 设备的维护, 并注重水的利用效率, 维持了棉花在各种纤维中的竞争力。对于工业化国家和发展中国家的棉农来说, 由于品种的改善而提高的平均单产对贸易中维持与其他农作物之间的竞争优势有重要的作用。然而在2007 年至2012 年, 每公顷棉花的平均成本增长率超过了单产的增长速度导致棉花贸易的总体下降。
国际棉花价格受市场供求的影响而波动, 而中国的棉花价格主要受临时收储政策和进口配额量的影响。2011 年以来受国际对棉花需求不足及丰收预期的影响, 国际棉花价格呈现下降趋势。世界棉花供量给等于起初库存加以当年产量, 世界棉花需求量等于纺织厂用量加以期末库存。国际棉花价格基于对全球供给和需求量的基本面的预期而上下波动。国内棉花总供给等于期初库存加以当年产量和进口量, 总需求等于纺织厂用量加以出口和期末库存。
三、棉花市场经济风险分析
棉花产业, 像许多其他农业产业, 各国家依据其自然 (例如气候) 和组织特征 (例如棉花贸易结构) 所面临的风险都有所不同。棉花行业主要风险包括以下几项:
1.气候风险
对棉花产量或者质量产生负面影响的气候变化, 例如迟来雨季的影响单产、棉花生长的重要时间段不充足的降水量影响单产或者质量、过度的降水量破坏甚至摧毁农作物。在灌溉不足的情况下, 农民们可以通过减少投入量或者推迟投入时间 (主要是农药) 来应对气候风险。这样的风险规避行为意味着接受预期的较低的单产并导致更低的利润率。
2.植物检疫风险
对棉花产量或者质量产生负面影响的病虫害或者疾病风险。在有些发展中国家, 市面上提供成本高, 质量不可靠的投入资料, 农民有关综合虫害管理和替代合成杀虫剂的知识的缺乏增加检疫和质量风险。
3.质量风险
在一个季度生产的棉花在质量方面不如平常的棉花, 因此在卖出棉花和满足合同约定条件方面遇到困难, 或者因此导致价格下降。
4.对手方风险
指的是关键对手方未能履行合同的风险。例如, 一个棉农可能与一个轧棉厂主有收购合同、其中约定棉农在某个时间段将棉花交给厂主。棉农会面临轧棉商未来毁约的风险, 相反的轧棉商会面临未来不能从棉农手中买到棉花的风险。
5.汇率风险
当地货币对于美元大幅升值, 该货币是棉花合约中的主要结算货币。依据贸易商和农民之间的价格传递机制, 当地货币汇率的急剧变化可能对农民的收入产生显著影响。
6.物理风险
物理风险指的是棉花产品在传送的任何阶段因为被破坏或者被偷而产生的价值损失。
7.监管风险
一个国家棉花行业的监管规则或者法律的而变化引起的成本的上涨或者其他破坏运作、激励、盈利能力的风险。
8.价格风险
棉花生产或者相关活动的收入因棉花市场价格变化或者因市场价格的波动性而降低。价格风险主要由市场的波动性引起, 棉农相对于价格上涨更关注价格下跌的风险。
经济风险与价格风险直接相关, 但其他所有风险增加了棉花生产经济可行性的总体不确定性。风险管理过程是农民 (或作为一个整体的部门) 在引起风险的未来事件发生之前理解和积极的管理风险。 (世界银行, 2010) 发达国家的农户通常应用的风险管理技术是对冲, 例如以棉花期货和期权来抵消现货市场上持有的头寸因不利的价格变动而带来的经济损失 (Chaudhry and Guitchounts, 2003 ) 。然而因为运作期货期权等金融工具的财务要求, 使得这些工具不适用于中小型农户。在发展中国家不经常使用因较差的种植条件导致收入的急剧下降给予补偿以防经济风险的措施。
在有些国家, 比如美国, 政府通过支付一部分保险费推进农作物保险的普遍。一些非洲国家正在考虑通过多边筹资组织的协助下应用天气指数农作物保险。及时获得相关的精准的棉花供求统计数据, 尤其是实际库存量成为防范经济风险的关键。透明和广泛宣传的政府政策更有利于私人部门的规划。相反的经常变换的国家和贸易政策会迫使市场做出调整, 并最终以加强的波动性表现出来。
另外一个在发达国家和发展中国家都常见的风险管理技术是使用目标价格、指示性价格、最低价格、保证价格, 将国内价格或多或少的与国际价格水平联系在一起并且在整个销售季度保持稳定。全球只有美国具备比较完善的棉花价格风险规避工具, 由于棉花行业生产、贸易、消费等各环节时刻面临着棉花价格巨大的价格波动的风险, 风险规避工具对棉花行业的生存能力和可持续发展性至关重要。
摘要：棉花单产增加, 多种纤维安排下逐步取消纺织品配额, 以及世界经济持续增长的推动2000年和2005年之间的世界棉花市场的快速增长。2005年至2010年间, 停滞的单产增长率、世界经济的大衰退导致国际棉花市场的大萧条。虽然在全球纺织行业原料中棉花作为原料仅占20%, 但是因承担者最基础性的原料的棉花价格的高低, 不仅直接影响者纺织企业的竞争力和生产成本, 而且还影响着其他天然纤维和化纤等方纺织原料的价格。种植面积、单产、气候、政府补贴等各种因素综合影响棉花价格, 因此掌握棉花市场的经济风险, 不管是对投资者还是棉农都非常重要。
关键词：棉花价格,波动性,经济风险
参考文献
[1]丁建刚, 赵春晖.疯狂的棉花[J].瞭望, 2010 (42) :12-16.
[2]马建雷, 韩一军, 刘岩.对棉花价格剧烈波动的分析与建议[J].中国棉麻流通, 2011 (1) :23-26.
价格波动影响新品“起飞” 篇4
之前的相关研究主要依赖于年度数据，缺乏对短期价格波动的观察。而在本研究中，作者们关注市场需求迅速变化的消费电子领域，该领域的营销管理者常常利用月度、双月以及季度数据营销新产品。苹果公司推出iPad后，人们在几个月内购买了300多万台平板电脑。年度数据显然难以描述这种井喷式的需求。1999年至2005年间，数字视频录像机、DVD录音机、家庭影院环绕声系统、液晶电视、等离子电视、MP3硬盘播放器、MP3 Flash 播放器等消费电子产品相继被推出。研究者获取了这些产品首发后数月的价格及销售数据。这些数据覆盖的国家包括：美国、法国、德国、意大利、荷兰、西班牙、瑞典和英国。
从长期看，新产品的价格会一直下跌，而价格波动性描述的是价格偏离大趋势的程度。研究者通过年度数据理解降价趋势，利用双月数据揭示消费电子市场中降价策略引发“产品起飞”的过程。新产品面市一年后，价格平均降低5%，获得可观的市场渗透率；两年后，价格降低27%；三到四年后，价格已降至原价的50%左右。平均说来，“起飞”阶段的产品定价为原价的52%。在推出新产品后，即使生产成本上升抑或竞争者施压，营销管理者也应避免价格的骤然起落。价格的骤变会使消费者不信任产品的市场价值，产品也就很难“起飞”。
当然，产品能否“起飞”，并不完全取决于价格波动性。进入新的市场前，营销管理者在制定产品价格时必须考虑的因素有：国家富裕程度、产品口碑与广告活动、相对价格（即产品市价与原始价格的比值），以及消费者对新产品的认知。这些因素会放大或缩小价格波动对消费者决策的影响。例如，在西班牙或法国，人们不喜欢购买他们不熟悉的产品，价格波动性的作用就会被放大；而在美国，人们对新产品充满了好奇心，消费者往往不计较价格变化。在较贫穷的国家，营销者就必须采取稳定的降价策略，减少价格波动性。
最后，管理者必须意识到“产品起飞”的发生，尤其是在这个新产品可能火速流行或被迅速遗忘的时代。这迫使企业关注更细致的数据，尤其是双月数据。认识到“起飞”时段，企业才能更灵活地管理新产品。
责任编辑：闫敏 yanmin@guanlixuejia.com
阐述商品价格波动的虚拟价格模型 篇5
(一) 虚拟价值与虚拟价格的定义
商品交换要按照商品的价值进行, 但是在现实的商品交换中价格通常会与价值相背离, 由此学者们提出了虚拟价值的概念。霍艳斌 (2009) 认为, 虚拟价值是由人们主观想像的, 并通过市场价格表现的一种虚构的价值。[1]程金蛟 (2008) 认为, 虚拟价值是买方为获得交易对象而愿意给予卖方的最大付出……虚拟价值可以作为非劳动产物和无效用资源价格的基础。[2]尽管学者们对虚拟价值有不同的表述, 但是有一点是共同的, 那就是物品的价格可以以虚拟价值为基础。虽然价格是商品价值的货币表现, 但是学者们可以通过虚拟价值来对无价值物品的价格做出简单解释, 并解决商品价格可能与其价值相背离的矛盾。同时马克思在其著作《资本论》中也对这样的现象进行了阐释, “价格形式不仅可能引起价值量和价格之间即价值量和它自身的货币表现之间的量的不一致而且能够包藏一个质的矛盾, 以致货币虽然只是商品的价值形式, 但价格可以完全不是价值的表现。”[3] (P123) 接下来马克思举出了实际的例子, “有些东西并不是商品, 例如良心, 名誉等等, 但是也可以被它们的占有者出卖以换取金钱, 并通过它们的价格, 取得商品形式。因此没有价值的东西在形式上可以具有价格。在这里, 价格表现是虚幻的, 就像数学中的某些数量一样。另一方面, 虚幻的价格形式———如未开垦的土地的价格, 这种土地没有价值, 因为没有人类劳动对象化在里面———又能掩盖实在的价值关系或由此派生的关系。”[3] (P123) 从这里可以知道, 现在学者们的虚拟价值的概念是来源于‘虚幻的价格’的现实存在, 那么在对虚拟价值进行定义前, 有必要对虚拟价格先做阐述。
在现有文献中笔者并没有发现虚拟价格的明确定义, 但有相关文献 (温新德2008) 提到过虚拟价格这个的概念, 并且众多的学者还是注意到了现代经济中马克思所谓的‘虚幻的价格’的现实存在。王爱俭 (2008) 指出“一个值得注意的事实是, 越来越多的实体产品将价格预期融入其中, 表现出虚拟性的泛化。从两百年前的荷兰郁金香到时下炙手可热的中国君子兰, 都体现出了虚拟性泛化的特征……一旦商品的当期价格受到未来价格的影响, 其自身便产生了虚拟性。”[4]成思危 (2009) 指出, 当股票可以在股票市场上进行买卖后, 由于其本身并没有价值, 故其价格的确不是按照客观的价值规律, 而是按照人们对其未来价格的主观预测, 还要受到供求状况的影响, 这就使其价格更加脱离了实际经济活动的绩效。[5]李俊青 (2005) 认为, 任何一种商品的价格都是成本和心理的函数, 也就是商品定价都是揉杂着成本和心理定价的成分。[6]从这些学者的观点可以看出, 价格与价值的背离不仅出现于现代的金融产品中, 而且也存在于实际的劳动产品中。
由于价值是凝结在商中的无差别的人类劳动, 而价格是商品价值的货币表现, 因此在这里将虚拟价值定义为:物品由价格所表现出的价值中与其劳动价值相背离的部分;虚拟价格是物品虚拟价值的货币表现。
(二) 虚拟价值、虚拟价格与价值及价格的关系
在这里必需指出, 价格与虚拟价格是同一个“价格” (货币充当价值尺度) 的两个不同的部分, 因为它们是不同“价值”的货币表现才被冠以了不同的名称。
对于虚拟价值与价值之间的关系, 温新德 (2007) 认为“就价值表现而言, 价值和虚拟价值是相同的。无论是价值还是虚拟价值, 它们都会通过货币形式———价格来表示。”[7]霍艳斌 (2009) 认为“虚拟价值作为一种特殊的价值形式, 具有与真正价值不同的特征。与真正的价值不同的是, 虚拟价值并非是由劳动创造出来的, 而是人们通过某种方式计算出来甚至想像出来的, 因此具有很大的不确定性。”[1]在这里必需指出, 两位学者对虚拟价值的定义是不同的, 并且虽然他们的定义与本文不相同, 但是两者都强调了虚拟价值与价值在一定呈度上在表现形式上的相同性, 也就是以货币为媒介, 虚拟价值才可以取得价值的形式。正如张俊山 (2007) 所说的“不管是在生产中由无差别的人类劳动凝结形成的劳动价值还是由资本市场上的虚假价值, 只要转化为货币, 就被社会承认为真正财富的绝对体现。因此, 货币成为虚假价值向真正价值转变的桥梁和中介。”[8]同时鲁品越 (2009) 也指出“虚拟价值兑现为当下的真金实银, 虚拟价值的波动所产生的价值差额便会在这个过程中生成投机收益, 这就是虚拟经济以“以钱分钱”的活动, 确切地说, 是“以钱分钱”———利用虚拟价值的波动来分割已生产出的剩余价值的活动。”[9]因此价值是虚拟价值存在的基础, 转变成价值是虚拟价值的最终目的。
由于价值是凝结在商品中的无差别的人类劳动, 商品价格是商品价值的货币表现;如果进一步定义虚拟价值为物品由价格所表现出的价值中与其劳动价值相背离的部分, 虚拟价格是物品虚拟价值的货币表现, 那么对商品价值规律就有了新的认识。正如张俊山 (2007) 所认为的“虚假价值的存在, 使得我们与之接触的价值中不仅包括真正由劳动创造的价值, 还有越来越多的虚假价值。虚假价值的性质和运动规律成为价值理论中不可缺少的内容。”[8]价值规律可以表述为:商品的价值由生产商品的社会必要劳动时间决定, 商品交换依据商品的价值来进行;在商品经济中, 价值规律的作用形式是价格围绕价值上下波动。这里, 由生产商品的社会必要劳动时间决定的价值的货币表现是商品的价格;而围绕价值上下波动的‘价格’部分是虚拟价格, 这部分受供求和人们的心理预期以及其他因素影响。商品的最终市场交易价格同时包括价格和虚拟价格两个部分并且对不凝结人类劳动的物品而言, 其只具有虚拟价格, 其市场交易价格与其虚拟价格相等。由此可见在现实经济生活中, 由于虚拟价值的存在, 人们在出卖劳务和商品与购买劳务和商品时, 是按照不同的规则进行, 这样的规则表现为虚拟价格的波动。因此, 不仅仅是马克思所说:“商品价值从商品体跳到金上, 是商品的惊险跳跃。这个跳跃如果不成功, 摔坏的不是商品, 但一定是商品占有者。”[3] (P127) 而事实是从货币到商品的跳跃同样危险重重, 他不会摔坏货币的占有者却可以让他们遭受损失。
二、阐述商品价格波动的虚拟价格模型
(一) 对虚拟价格模型的阐述
如果考察商品的价值构成可以认为:商品价值=被转移的生产资料价值+得到补偿的劳动力价值+剩余价值, 因此商品价格=消耗的生产资料的价格+工资+利润。但是在商品交易过程中, 价值规律的表现形式是价格围绕价值上下波动, 在这里将价格围绕价值上下波动的部分独立表述为虚拟价格, 因此商品的交易价格构成为:商品交易价格=消耗的生产资料的价格+工资+利润+虚拟价格, 即:
这里P表示商品的市场交易价格, Pc代表消耗的生产资料的价格, Pw代表工资, Pπ代表利润, Pv代表虚拟价格。并且Pc、Pw、Pπ共同构成由商品的价值决定的价格部分, 并且这一部分的价格决定于商品的生产过程, 如果将其看作一个整体并表示为P0, 则有:
假设商品市场总能处于供求均衡状态或可以在某种呈度上达到这种状态, 则可以有出如下结论:
由于在任一时点, 商品的供给量是既定的, 那么可以认为在短期内虚拟价格波动由商品的需求变动引起, 因此可以将Pv表示成商品供给S (S为定值) 与商品需求d的函数:
Pv=f (d, )
由于在长期内商品的供给量可以改变, 而假设商品的需求量是已知的, 那么虚拟价格波动则由供给变动引起, 因此我们可以将Pv表示成商品供给S与商品需求d (d为定值) 的函数:
如图1所示, 横坐标表示商品的需求, 纵坐标表示商品的虚拟价格, 在这里考察需求与虚拟价格关系时, 假定其他条件不变。在图1中, S0与d0表示商品市场处于稳定均衡状态时的商品供给量和需求量, 此时d=d0=S0并且Pv=0, 即只有当需求量与即定供给量 (S0) 相等时, 商品的虚拟价格才为0。, 在图1中如果需求增加, 市场成交量并不会变大 (因为供给不变为S0) , 只是更多的需求追逐供给相对不足的商品, 此时商品的虚拟价格上涨并大于零 (减少需求) ;如果商品的需求减少, 那么也不表示商品会卖不出去, 只表示相对于需求而言既定的供给量 (S0) 过多, 此时商品的虚拟价格下降并小于零 (增加需求) , 最后供给还是等于需求。
如图2所示, 横坐标表示商品的供给, 纵坐标表示商品的虚拟价格, 并且商品的供给与商品虚拟价格的关系分成短期和长期两种情形, 在短期内商品的供给不能改变, 因此短期供给与虚拟价格的关系线呈现为一条垂直于横轴的直线。它的意思是, 在短期内虚拟价格可以在继定产量水平 (S=S0=d0) 上任意波动, 当然这种波动的产生来自于供给以外的因素。而在长期内, 随着商品供给的变动, 商品的虚拟价格也变动。具体形式是, 在商品的稳定需求水平为d0的情况下, 商品的供给减少 (S
图3考察了商品市场供求均衡时的情况, 由于商品供给在短期内不能改变, 因此供给曲线S0垂直于横轴, 由于随着商品需求增加, 商品虚拟价格上涨, 因此需求曲线d0向右下方倾斜。如图3所示商品的即定供给曲线S0与即定的需求曲线d0相交于E1, 均衡价格是P0, 均衡数量为Q0, 此时商品的交易价格完全由商品中包含的劳动价值决定, 商品的虚拟价格为0。因此正常利润线代表的商品价格是由商品中包含的劳动价值决定的该商品的价格水平, 并且如果均衡价格位于正常利润线以上, 表示商品的交易价格中包含着正的虚拟价格, 如果均衡价格位于正常利润线之下, 则表示商品的交易价格中包含着负的虚拟价格。因此可以说, 在短期内, 商品市场上的供求变动会引起均衡价格变动, 但是只有位于正利润线上的均衡点才是稳定的均衡点, 而正常利润线的位置由凝结在商品中的无差别的人类劳动决定, 它受劳动生产率等因素影响, 因此市场供求均衡状态下的供给价格有其内在的决定机制, 也就是决定于商品的生产过程, 而并不是单纯的市场交易行为产生的结果。实际市场交易中出现的商品价格波动, 只是虚拟价格的变动, 虚拟价格的实现基础是商品中包含着的剩余价值, 市场交易中的博弈行为仅仅在于剩余价值占有权利的转移, 仅仅在于商品中有多少剩余价值被现实, 或者商品占有者获得了多少额外的剩余价值。在图3中列出的成本价格线代表的价格水平为Pc+Pw (成本) , 商品的市场交易价格通常位于这条线以上, 也只有位于这条线以上才表示商品的出售者从中得到了利润, 位于成本价格线以下的商品市场均衡是不可以长期存在的。另外在本文强调的是, 需求的客观存在是产生虚拟价格的前提, 即使是不含价值的现代金融产品, 其定价的规则也不过是在保持利润的前提下创造出需求。
(二) 需求变动引起虚拟价格波动对商品市场均衡状态的影响
如图4所示, 该商品的即定供给曲线S0和即定的需求曲线d0相交于E1, 均衡价格是P0, 均衡数量为Q0。现在由于需求增加使得需求曲求向右移动, 由d0
移动到d1, 新的均衡点为E2, 此时的均衡价格为P1, 均衡数量不变。由于E2位于正常利润线以上, 因此商品交易价格中包含着正的虚拟价格, 其量为P1-P0,
此时的均衡偏离了稳定均衡。在竞争条件下, 由于生产该种商品获得了超过正常水平的利润, 会吸引从事其他生产的资本进入生产该商品的行业, 在长期内, 在同等价格下该商品的供给会增加, 这在图4中表现为S0曲线右移至S1曲线的位置, 新形成的均衡点为E3, 均衡价格回复到P0水平, 均衡数量变为Q1。此时由于均衡点位于正常利润线上, 因此此时的均衡是稳定均衡, 需求增加的最终结果是使供给数量增加而商品的供给价格保持不变。同样如果商品的需求减少, 则情况与上述刚好相反, 最终结果是导致商品供给数量的减少而商品的供给价格保持不变。
(三) 供给变动引起虚拟价格波动对商品市场均衡状态的影响
如图5所示, 该商品的即定供给曲线S0与即定的需求曲线d0相交于E1, 均衡价格是P0, 均衡数量为Q0。现在供给增加使供给曲线由S0移动到S1, 此时新的供求均衡点为E2, 所对应的均衡价格和均衡产量分别为P1和Q1。由于均衡价格位于正常利润线以下, 因此商品交易价格中包含负的虚拟价格, 其大小为P1-P0。在这样的均衡状态下, 厂商获得的利润低于正常的利润水平, 在长期会有部分资本退出这一商品的生产, 使得商品的供给减少, 也就是供给曲线由S1回移到S0的位置, 均衡点回复到E1的位置, 均衡价格重新回到正常价格线所在的价格水平上, 并且均衡数量回复到Q0。因此, 供给增加在短期内会引起商品供给数量增加并使商品的市场交易价格下降, 但是在长期均衡会回复到供给增加前的水平。同样如果商品的供给减少, 短期内会造成商品的供给数量减少, 市场交易价格上升, 但是在长期内, 均衡点将回复到供给变化前的位置, 也就是说如果需求不变则供给变动不产生长期效应。
三、讨论
马克思从劳动价值论出发, 对商品经济做了透彻而深刻的分析, 这些理论层面的分析对于认识商品经济的运行规律和本质具有重要意义。但是对于实际应用而言, 需要有具体的数理模型去解决现实问题, 尽管有学者在这些方面做过尝试和努力, 但是取得的成果对于实际应用而言还有较多的不适之处。在本文的分析中, 市场供求关系会导致供求均衡状态波动, 并且由于有各种不稳定因素存在, 这样的波动会一直持续, 但是在商品生产过程中凝结在商品中的无差别的人类劳动, 决定着波动之后的回归趋势。由于笔者知识和见解的局限性, 本文对于相关问题的探讨只能到此为止, 但是最终要如何从劳动价值论出发, 构造商品经济运行的微观和宏观上的数理模型, 需要睿智的学者们更多的努力和思考。
摘要：本文以劳动价值论为发点, 并结合马克思的剩余价值学说, 在综合前人对虚拟价值和虚拟价格的研究成果基础上, 对虚拟价值和虚拟价格的定义进行了重新阐述并分析了他们与马克思经典理论中的价值及价格的关系, 接着在此基础上阐述了商品价格波动的虚拟价格模型, 得出结论:商品市场供求均衡时的商品交易价格有其内在决定机制, 也就是决定于商品的生产过程, 而并不是由单纯的市场交易行为决定;商品价格波动表现为虚拟价格波动, 价格波动的实质是商品中包含的剩余价值占有权力的转移。
关键词：虚拟价值,虚拟价格,商品价值规律,虚拟价格模型
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棉花价格波动 篇6
价格发现是期货市场的基本功能之一。从理论上讲, 成熟的期货市场, 期货价格与现货价格之间具有同升同降和收敛一致的特点。那么, 2010年中国棉花期货市场的价格发现功能有没有得到体现呢?期货市场和现货市场是怎样一种互动状态呢?
一、数据说明
本文棉花期货价格数据来源于郑州商品交易所网站, 以当日结算价为准, 记为F;棉花现货价格采用中国棉花指数CCindex328, 记为CC, 数据来自于中国棉花协会网站, 记为S。时间区间为2010年1月4日至2010年12月31日, 共238个交易日。
按照交割月份的不同, 郑州商品交易所同时有6个棉花合约在期货市场上交易, 即CF101、CF103、CF105、CF107、CF109和CF111, 因此, 所形成的期货价格也相应有P01、P03、P05、P07、P09和P11等6个。因此, 按照最近月份原则来获得边续的期货价格, 即以3月效割的合约CF103的价格作为1月和2月的期货价格, 以5月交割的CF105合约价格作为3月和4月的期货价格, 依此类推, 从而得到连续的时间序列。
二、期货价格与现货价格的变动趋势
如图1所示, 2010年棉花期货价格和棉花现货价格呈现出明显的波动性上升趋势。二者的价格可以9月为界分成两个阶段。1~9月为第一阶段, 价格上升比速度比较缓慢, 期货价格从1月4日的16455元/吨上升到8月31日的18625元每吨, 日均增长13.7元/吨, 其最高价格为18625元/吨;现货价格从1月4日的14879元/吨上升到18005元/吨, 日均增长16.9元/吨, 最高价格为18419元/吨。9~12月为第二阶段, 价格快速增长, 且波动性较大。期货价格从9月1日的17585元/吨上升到12月31日的28660元/吨, 日均增长138.4元/吨;期货价格在11月10日达到最高峰33425元/吨后立即迅速下降, 11月30日形成一个低谷26025元/吨, 之后又快速上升达到12月31日的28660元/吨;期货价格整体上呈上升趋势, 但波动性较大。现货价格从9月1日的18002元/吨上升到12月31日的27508元/吨, 日均增长118.8元/吨;现货价格在11月16日达到峰值29040元/吨后迅速下降, 11月24日形成低谷25605元/吨, 之后又快速上升达到12月31日的27508元/吨;整体上呈现上升趋势, 但波动性很强。
棉花期货价格与现货价格表现出以下的特征: (1) 二者的变化趋势基本一致, 都先较平稳地缓慢上长, 然后波动性地快速上长 (2) 期货价格的波动性强于现货价格 (3) 同一变化趋势, 期货价格的变化往往先于现货价格 (4) 大部分时间期货价格高于现货价格, 是典型的正向市场 (5) 通过计算可知, 期货价格的相关系数为0.98, 二者有极强的相关性。
三、我国棉花期货市场的实证研究
(一) 单位根检验
为了避免自相关的存在, 采取原始数据的对数形式得到ln F和ln S, 然后运用Engle-Gr ange的ADF检验方法进行单位根检验。由上图可知, 2010年期货价格与现货价格都有明显的上升趋势, 所以采取含有趋势项的ADF检验。在保证残差项不相关的前提下, 同时采用AIC准则和SC准则, 作为确定最佳时滞的标准, 选取二者值同时为最小时的滞后长度即为最佳滞后长度。检验结果如表1所示, 可以看出, 在1%、5%和10%的显著性水平下, ln F和ln S都是存在单位根的, 原始时间序列的对数形式并不平稳。
根据dln S和dln F的变化特征, 对dln S和dln F进行无漂移的ADF检验, 检验的结果如表2所示, 在在1%、5%和10%的显著性水平下, dln F和dln S都是有存在单位根的, 即原始时间序列对数形式的一阶差分是平稳的。所以ln S和ln F都符合I (1) 过程。即可以用原始时间序列对数形式的一阶差分进行回归分析。
(二) 协整检验:
协整是对非平稳经济变量长期均衡关系的统计述, 存在协整关2011年第4期中旬刊 (总第441期) 时代Times系的非平稳变量的非均衡误差是稳的。本文采用EG两步法对ln S和ln F进行协整性检验。检验结果如表4所示, 可以看出, 在在1%、5%和10%的显著性水平下, ln S和ln F都是存在协整关系的。因此, 用期货价格与现货价格的对数形式进行回归分析时不会出现谬回归现象。
(三) 格兰杰因果检验
郑州棉花期货价格发现功能的实现程度可通过棉花期货价格和现货价格之间的关系来判断。如果期货市场具有价格发现功能, 则期货价格应该为该价格对应合约到期日现货价格的无偏估计量, 因此需要检验期货价格是否对现货价格具有引导作用。本文采用Gr anger因果关系检验考察这两个时间序列的引导关系。
对ln S和ln F进行不同滞后阶数的格兰杰检验, 如果如表4。可以看出, ln S→ln F对滞后阶数不敏感, 不论滞后阶数是1、3或5, ln S都是ln F的格兰杰原因。这说明现货价格是期货价格的格兰杰原因, 且现货价格对期货价格的引导作用明显。而ln F→ln S对滞后阶数就比较明显, 在滞后1阶和3阶的条件下都不是格兰杰原因, 直到滞后5阶ln F才成为ln S的格兰杰原因, 这说明期货价格对现货价格的引导作用不明显。
(四) 误差修正模型:
协整模型主要用来考察几个变量间的长期均衡关系, 而误差修正模型 (ECM) 可用来说明变量间的短期变动关系, 以及短期变动调整至长期均衡的过程。由棉花货价格和现货价格序列存在协整关系, 下面在协整检验的基础上建立ECM模型。
由格兰杰检验可知现货价格对期货价格的引导作用明显。下面就用EG两步法建立误差修正模型来探究现货价格对期货价格的长期和短期影响。模型结果如式子 (1) 和式子 (2) 所示。
ln S对ln F的长期影响由式子 (1) 表示。可以看出, 常数项是不显著的, ln S的系数是显著的, 且ln S对ln F有97.7%的解释作用。从长期来说, 现货价格每变化1个百分点, 期货价格变化0.997个百分点, 且存现货价格变动是期货价格变动的格兰杰原因, 即现货价格对期货价格的弹性是0.997。
ln S短期变动对ln F短期变对的影响由 (2) 式表示。可以看出, 常数项是不显著的, dln S的系数和一阶滞后误差项的系数都是显著的。短期来说, ln F有偏离长期均衡的倾向, 倾向高于长期均衡值, 但会在下一个时期得到10.8%的修正, 误差修正能力不是很强;同时, 金融Ndln S每变动一个单位, dln F就会变动0.912个单位。
四、期货价格对现货价格预期失效的原因分析
(一) 期货市场主体结构不合理
目前我国的期货市场规模有限, 参与套期保值与套利的机构投资者较少, 主要以热衷于投机的散户为主, 这使得市场的非理性行为增多, 放大了市场的风险。
(二) 现货市场发育不完善, 实物交割存在缺陷
产品质量混杂, 仓储运输条件落后, 生产商、贸易商和消费者布局分散, 期货市场制度设计存在缺陷, 使得国内期货市场在交割环节上与现货市场难以完全衔接。因此, 期现价格对现货价格的反应就会出现偏差。
(三) 政策上的不可控, 价格形成机制的缺陷弱化期市价格发现功能
政策不合理、政策变动过频或者政策发布缺乏透明度等, 都可能在不同程度上对期货市场的相关主体产生直接或间接的影响, 造成期货价格的剧烈变动, 对现货的价格预期失灵。
五、措施及建议
(一) 改善市场主体结构
培育适合中国国情的期货市场机构投资者群体, 是提高我国期货市场功能有效性的必要条件之一。拓宽期货市场融资渠道, 积极稳妥培育机构投资者, 允许证券投资基金按一定比例进入期货市场。
(二) 调整政策, 尽量发挥市场机制的作用
提高经各项经济政策的稳定性、连结性和透明度, 降低因政策因素造成的市场不稳定性。
(三) 不断完善期货交易制度
我们应该在维护三公原则和保证期货市场稳步发展的前提下, 根据国际期货市场的惯例和发展方向, 结合我国国情和我国期货市场发展实际情况, 与时俱进, 积极适应市场发展需要, 不断改进和完善期货市场各项制度, 逐步创造宽松的交易环境, 使期货市场更好地发挥经济功能。
摘要：本文根据2010年郑州商品交易所的棉花期货货价格和中国棉花协会的现货价格, 运用单位根检验、协整检验、误差修正模型等方法来实证研究中国棉花期货市场的价格发现作用。结果表明:棉花期货价格与现货价格有很强的相关性, 但这是单向相关的, 即现货价格对期货价格有明显的引导作用, 而期货价格对现货价格的引导作用不强。
关键词：价格发现,单位根检验,协整检验,误差修正模型
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棉花价格波动 篇7
十八届五中全会明确提出:到2020年我国现行标准下农村贫困人口实现脱贫。要完成这个艰巨的任务首先要保障贫困人口的粮食安全。根据世界粮农组织和联合国粮食安全委员会的定义,粮食安全的最终目的是让所有人在任何时候能够买得到和买得起他们所需要的食物,在物质和经济上获得足够富有营养和安全的食品。可见,稳定农产品价格是实现农民脱贫,保障我国粮食安全的的主要手段之一。反之,农产品价格波动直接导致市场供求的失衡,威胁粮食安全,甚至导致社会秩序混乱。我国农产品价格总水平呈上升趋势、波动频繁、随机性强等特点。〔1〕〔2〕国际粮食价格波动对我国粮食安全存在着巨大影响,〔3〕国内粮食价格波动总体上导致资源配置效率的损失。〔4〕因此,从农村脱贫、保障粮食安全视角再度审视我国农产品价格波动特征具有重要的理论和现实意义。
目前,农产品价格波动的相关研究包括几个内容。一是价格波动的原因。不同时期粮食价格波动的原因不同,短期波动来自成本冲击,长期波动源自成本冲击、供给冲击、预期冲击和货币冲击〔5〕以及成本推动的刚性等;〔6〕食品价格波动受到长期和短期两种驱动力影响。二是价格波动的分析框架。它包括传统供求均衡分析、非线性蛛网模型、价格粘性,信息非对称性影响等理论。三是价格波动的分析方法。学者们利用CensusX12季节调整和H-P滤波法将价格波动来源分解为趋势变动、季节变动、循环变动和不规则变动要素。〔7〕〔8〕四是价格波动的特征。国内农产品价格波动剧烈,呈现周期性明显,对称性差和重复性差,〔9~11〕以及群集性、时变性、非对称性等非线性动态特征。〔12〕五是价格波动的传导机制。比如,初级产品价格波动由国际向国内传导〔13〕和我国畜禽产品价格波动的传导机制。〔14〕虽然上述研究促进了价格波动理论发展,为稳定价格提供了积极的政策建议,但存在一些不足。一是部分研究混淆了价格与价格波动。价格和价格波动在定义和传递方式上存在着明显的区别,〔15〕农产品价格波动趋势并不等同于价格上涨。二是对我国农产品价格波动特征只是从外生因素加以描述,并没有从价格自身和定价过程给出解释。三是对于农产品价格波动的成因研究主要局限在价格传导理论或者通货膨胀理论,而对于价格粘性与价格波动之间的关系研究仍然很少,这都为今后的研究提供了足够的空间。
价格粘性理论表明,农产品价格的不频繁调整或者波动是因为总价格水平具有粘性。菜单成本、尾数定价、公平定价和信息成本定价可以解释大量商品价格不频繁调整的原因。从价格本身来看,菜单成本阻碍厂商的连续调整价格,尾数定价倾向于稳定价格促进消费;从决策行为看,厂商为掌握定价先机需要耗费大量信息成本,要维持公平价格以防止消费者的惩罚。〔16〕
我们基于价格粘性理论和价格波动测量方法探索价格波动的内生特征,并提供相应的理论解释以及政策建议。用来自 《中国农产品价格调查年鉴》(2003~2013)的33种主要农产品集贸市场价格月度、季度和年度数据,采用MatlabR2012b编程,分别计算变异系数和无条件标准差测定农产品价格的波动率,并对其进行横向比较、跨期比较和统计频率对比,用GARCH模型检验月度价格波动的稳健性,结合价格粘性理论给出了科学的解释。
二、研究方法
1.变异系数
农产品价格通常是不平稳的,会呈现出随机游走现象。当价格不平稳时,农产品价格的方差和标准差会随着时期不断变大而趋于无穷大,这意味着方差的估计依赖于样本所在的时间长度,因此需要对数据平稳性进行检验。用软件MatlabR2012b中的ADF函数对农产品月度价格数据进行批量平稳性检验;令农产品价格的对数收益率,即rt=ln(pt/pt-1)。ADF检验结果表明,H (r)=1,即r是平稳的。由于不同农产品的平均价格不同,用r的变异系数CV表示价格的波动风险程度,以便于横向比较不同农产品价格波动的总体特征。
其中,s和分别表示研究期内r变动的标准差和均值。
2.无条件波动率
横向比较说明了不同农产品的价格波动的总体特征,但不能反映不同时期的特征。由于2007年5月爆发的食品价格危机导致全球农产品价格普遍上涨,为了探究中国农产品价格的波动的时期响应特征,我们将比较2003~2007和2008~2012两个时期农产品月度价格波动的跨期变化。
由于{rt}序列平稳,同种农产品两个时期的均值变化不大,rt的标准差不依赖于时间长度,因此用无条件波动率的大小比较两个时期的波动变化情况。无条件波动率Unvol是价格序列对数收益率的标准差s,所谓无条件是指它没有考虑任何先验信息,仅仅依据统计数据计算。公式如下:
其中,N表示样本个数。
通过MatlabR2012b编程计算得到两个时期各种农产品价格无条件波动率,并且使用F统计量检验跨期价格波动差异的显著性。
3.价格波动的统计频次比较
不同的时间统计频次可能影响农产品价格波动。用农产品价格的月度、季度数据分别计算了第一期和第二期的无条件波动率,并且用F统计量检验两期波动性变化的显著性,从而比较数据频率变化对价格波动的影响。
4.价格波动的稳健性
GARCH模型是目前主要研究价格波动传递的核心模型, 它能够反映价格波动的稳健性。〔17〕GARCH (p,q)表示为
其中,由于rt是平稳的,从而rt的均值是一个常数,故只要把rt序列去均值化,就得到残差序列。方差模型的因子系数和(α+β)表示估计方差的稳健度,如果|α+β|<1,表示方差会越来越小;反之|α+β|≥1则趋于无穷。
常用的GARCH模型包括GARCH (1,1),GARCH (1,2),GARCH (2,1),当价格序列超过100个样本时,不加考虑的使用GARCH (1,1)模型进行相关分析。〔18〕因此,用2003~2013年月度价格数据序列构建GARCH (1,1)模型的方差方程。
三、结果与分析
1.农产品月度价格波动与菜单成本有密切联系
图1显示:在33 种农产品中,原粮、油料、渔业、畜牧、油料等17种农产品价格波动程度比较低(CVr≤5),蛋禽、畜牧、豆油、苹果等10种农产品价格波动较大(5<CVr≤V0),蔬菜和香蕉等6种农产品波动最剧烈(CVr>10),它们的占比分别为51.52%,30.30%和18.18%。这体现了不同农产品价格波动的异质性。原油等在国计民生中具有基础地位,政府调控较严,供求均具有刚性;蛋禽等供给有周期,不易储存,运输成本高,需求价格弹性较小;而蔬菜等供给季节性强,流通渠道常常受阻,这些供求环节的异质性必然体现为价格的异质性。
2006~2011年农产品价格调整频率达到2.45次/月,其中蛋禽、鲜菜、鲜果等均高于3 次/月;农产品价格平均调整幅度均为3%左右,其中鲜菜价格调整幅度达10.29%,鲜果则达4.56%;价格调整频率和幅度较低的仍为大米等国家管制较严的品种。这些农产品价格粘性特征与其价格波动特征相互印证。〔19〕菜单成本理论认为,改变价格或者说引发价格波动需要付出菜单成本,包括重新定价、编制新价目、更换标签、通知顾客、信誉降低等各种成本;只有当价格波动带来的预期利润大于价格不调整的预期利润与菜单成本之和时,厂商才有动力引发价格波动;否则,这种成本阻碍厂商诱发价格波动。〔20〕由于蔬菜和水果市场化发育程度较高,“随行就市”之后的预期利润空间相对较大,价格波动必然较大,而价格粘性较小;相反,基础性农产品市场发育不良,政府补贴压低了市场价格,因此价格波动很小而价格粘性较大。因此,农产品价格波动与价格粘性负相关。
2.农产品价格跨期波动与时间相关定价模式有密切联系
表3 中月度跨期波动比较显示, 从2003~2007年到2008~2012 年,在p<5% 时,33 种农产品中13 种价格波动程度发生显著变化。其中,香蕉、花生仁、棉花、豆油等经济作物价格波动幅度增加,大豆、面粉、小麦、粳稻、活鸡、粳米、籼稻、籼米、羊肉等粮食作物价格波动幅度减小,这充分体现了同一大类农产品价格跨期波动趋势趋同的特征,即类聚性。其余农产品价格波动没有显著的统计学意义。
时间相关定价模式可以解释多数农产品跨期价格波动较小的市场原因。信息成本理论认为,由于了解新信息耗费成本,因此只有部分厂商愿意付出成本依据新信息制定新价格,而其余厂商则仍依据过去的信息制定价格。在这种信息成本影响下,市场中的总量价格波动与时间相关;每段时间内市场中只有部分厂商改变价格,受部分不改变价格的厂商影响,加总得出的社会总量价格显示出一定粘性。〔21〕上述4类经济作物价格波动增加,9类粮食作物价格波动减小,恰恰证明了信息成本和时间相关定价模式的存在性。
3.农产品不同频次价格波动与时间相关定价、状态相关定价模式有密切联系
表1 中季度跨期比较显示, 在p<5% 时,27.27% (9/33)的农产品的季度价格波动显著减小,39.39% (14/33) 波动显著增加。 从类聚性看,作为主食的蔬菜、水果和粮食类农产品等季度价格波动显著下降,鱼、鸡、猪等肉类食品和豆、油、棉、花生等经济类价格波动显著增加。
对比发现,33.33% (10/33)农产品在月度和季度价格跨期波动都是显著的;但是季度价格跨期波动显著的农产品比月度价格跨期波动显著的农产品多13种,这说明农产品价格统计时间跨度越大,频次越低,波动幅度越大,农产品也越多。比如活鸡月度跨期波动显著下降(-0.0174),但季度跨期价格波动显著上升(0.445)。可见,农产品季度价格波动比月度波动增加了。
时间相关定价模式表明,季度比月度时间更长,自然有更多厂商愿意支付季度信息成本,了解市场信息,调整市场价格的可能性也越大,从而导致季度价格波动增加。另外,中国消费者的定价模式主要是状态相关定价,这体现为在农产品价格波动实际上是厂商根据农业行业特点、产品的季节性、气候风险以及和宏观经济的通胀等因素,为实现利润最大化而调整价格的结果。〔22〕
4.农产品价格波动稳健性差异与政府调控、公平定价和状态相关定价模式有密切联系
在p<1% 时,18.18% (6/33)的ARCH项和GARCH项系数均显著,说明它们的价格波动受条件异方差的显著影响。其中有4种产品的 α+β>1,说明波动会越来越大,不会出现衰减;有1种农产品的α+β在0.5~1.0间,价格波动经缓慢衰减后趋于0。可见,仅有4种农产品价格波动具有良好的稳健性。
ARCH项系数表示序列相关关系,代表单位外部冲击对农产品价格波动的影响。表2显示,20种农产品ARCH系数在1% 水平均显著,其中 α大于0.5 的农产品占51.52% (17/33); 豆油(3.44)完全受外部冲击影响,牛肉(-0.062)和面粉(-0.026) 几乎不受外部冲击影响。可见,不同农产品受到的外部冲击并不相同。
注:当p<5%时,↑表示F检验显著上升,↓表示F检验显著下降,—表示F检验不显著。S2~S1表示第二期的无条件波动率减去第一期的无条件波动率的差值。
GARCH系数反映自相关关系,代表以前价格波动对当期波动的影响,其值越大,自身记忆的影响越大。10种农产品GARCH系数在1% 水平下均显著。其中,5种农产品的GARCH系数大于1,2种农产品的GARCH系数在0.4~1.0之间,它们受自身价格记忆的影响较大。比如大白菜(1.089)对价格波动具有较长的记忆,以往价格波动的冲击会越来越大;带鱼(-0.204)的以往价格波动会引发当期价格波动反向缓慢变化。 可见, 仅有大约30% (10/33)农产品的价格波动具有较强的记忆影响和持续性。
注:p<1%时对应系数对价格波动有显著影响。
总之,GARCH (1,1) 模型的方差分析显示,在33种农产品中,原粮(玉米除外)、油料(油菜籽除外)、畜牧农产品(活猪除外)价格波动主要是外部冲击引起的。在其余农产品中,鸡蛋、草鱼、带鱼、大白菜和四季豆主要受自身价格预期的影响。可见,农产品价格波动的稳健性差异很大。
政府调控和公平定价是影响农产品价格波动稳健的政府和市场原因。政府调控会直接影响市场价格,也会通过不同市场主体的策略性行为及产权等因素间接影响市场结构和绩效,从而影响价格波动。〔23〕比如政府调控对农产品价格波动性有着重要的影响,使得其价格长期低于生产成本。〔24〕公平定价指出厂商一旦制定不公平的农产品价格,消费者因为遭受不公平的歧视将给予厂商今后不再购买其产品的惩罚。当然,状态相关定价模式决定了部分厂商在发达的市场条件下为追求超额利润而不断调整价格,导致价格波动巨大。
四、结论与政策建议
我们应用变异系数、 无条件下波动率、GARCH模型等方法和价格粘性理论,发现我国农产品价格波动具有以下特征。
第一,从外部表象看,我国农产品价格波动具有异质性和类聚性。即不同农产品变异系数、无条件下波动率、GARCH模型检验上存在不同规律,但属于同一大类农产品(比如蔬菜类)价格波动具有类似的特征。
第二,从内生机制看,我国农产品价格波动具有粘性,即整体价格波动没有明显增加。我国农产品月度价格波动与菜单成本密切相关,跨期波动受时间相关定价模式约束,不同频次价格波动与时间相关定价和状态相关定价模式有关,波动稳健性差异与政府调控、公平定价和状态相关定价模式相关。
因此,我们建议政府应根据农产品的价格波动的异质性、类聚性和粘性特征采取以下政策措施。
第一,建立农产品价格信息系统和预警系统,形成农产品价格异常波动应急管理措施。全面收集和分类发布农产品价格信息,对于蔬菜、水果和肉类等可能类聚波动的商品价格加强检查和监测,提高市场价格监测和波动预警分析能力,充分重视特殊农产品价格波动的 “异质性”和 “类聚性”,即同类相似,类间分化,从而降低信息成本。
第二,充分理解和应用价格粘性理论,从价格自身和厂商决策两方面探索农产品价格波动的内生治理机制,应用政策激励厂商维护农产品市场稳定和健康发展,降低价格内部冲击的负面影响。
我国食品价格波动原因探讨 篇8
关键词：食品价格,支出弹性,适应性预期
食品类商品在计算CPI的八大类商品中因其比重最高, 而决定着我国CPI的基本运行态势。2004年以来, 我国食品价格持续上涨, 有关食品价格上涨的原因已引起人们的高度关注。笔者对国内外学术界对我国食品价格的研究现状做了如下梳理:一是从理论上论证供求关系、成本推动、流动性宽松、全球经济等宏观经济因素是食品价格上涨原因的研究较多。如:赵如 (2007) 认为, 全球经济影响、政府保护价格作用、加工业的迅速发展等是粮食价格上涨的原因;成本推动、供求失衡是猪肉价格上涨的原因;替代效应是牛羊肉价格上涨的原因;收入效应对整体价格产生影响。薛慧敏 (2008) 认为, 国际市场价格的带动、成本推动、美元贬值和供给不足是我国食品价格指数上涨的原因。罗鸿铭等 (2011) 认为, 食品类价格快速攀升是粮食与猪肉等农副产品供求失衡、成本上升、国际粮价输入以及流动性过剩等多种因素综合作用的结果。周智慧 (2011) 认为, 农副产品的成本上升、供不应求, 市场上存在的流动性宽松和投资炒作, 超额的货币供给, 国际经济形势的影响是我国现阶段食品价格上涨的原因。二是从实证角度分析食品价格上涨原因的研究较少。谭本艳 (2010) 从食品消费价格分类指数的视角, 运用Gonzalo-Granger分解的方法, 检验得出粮食和肉禽及其制品是食品价格波动的长期驱动力和短期驱动力;而蛋类是长期驱动力, 水产品类是短期驱动力。张文朗 (2010) 采用微观和宏观层面数据, 分别建立线性回归模型, 结果显示需求压力是中国食品价格上涨的重要决定因素。
以上研究除谭本艳 (2010) 是从食品价格波动本身的结构特征出发, 研究了不同种类的食品对总体食品价格的驱动力, 其他研究均是论证食品的需求、供给及其他因素对食品价格的影响。本文先从食品价格指数的结构特征角度, 用支出弹性理论分析需求特别是高档食品的需求压力对食品价格上涨产生的持续推动作用, 然后用适应性预期假设下蛛网模型阐释为什么我国食品价格的波动呈现出较小的缓慢上涨趋势。
一、供给影响的阶段性和需求影响的持续性
一般情况下, 供给冲击对于食品价格上涨的影响是暂时性的, 食品价格上涨的趋势表现为阶段性, 而需求压力对食品价格的影响相对比较持久, 表现为对食品价格上涨持续性的拉动作用。2004年以来, 我国经历了3次比较大的食品价格上涨:2004-2005年, 2007-2008年, 2010-2011年。首先肯定每次上涨都有供给冲击的影响。比如1999-2003年粮食连年减产、水灾、旱灾、2007年蓝耳病对猪肉供应的影响等。但存在质疑的是:2006年以来的连续7年里, 我国粮食丰产, 供求基本平衡;而且每次食品价格上涨都伴随着肉禽蛋等高档食品价格的高速增长。比如2011年食品类价格上涨高达15.3%, 肉禽及其制品涨幅超过30%, 成为拉动食品价格上涨的最主要因素。猪肉价格领跑食品类价格上涨, 猪肉价格同比上涨高达48.3%, 拉动价格总水平上涨1.13个百分点, 影响程度达18.8%。在粮食供求基本平衡的情况下, 说明需求压力, 特别是高档食品的需求压力对食品价格上涨的拉动作用。
二、从我国各类食品的支出弹性来看———食品特别是高档食品的需求压力是食品价格上涨的重要影响因素
随着我国经济持续快速增长, 城乡居民经济收入明显提高, 食品消费水平及结构发生变化。主要表现为粮食消费所占比重基本趋于稳定, 肉禽蛋奶等高档食品消费需求持续快速增长, 居民开始注重饮食结构。基于此, 在微观层面上笔者用支出弹性来解释各类食品的需求压力对食品价格上涨的不同影响程度。
截至2013年4月, 在我国食品支出弹性方面的研究结果一致, 即各项食品的支出弹性都是正值, 特别是肉和家禽类、奶及奶制品等高档食品的支出弹性大于1。例如, 张文朗 (2010) 以1995-2007年省级人均消费数据估计了8种食品的支出弹性, 结果是所有食品类的支出弹性都是正值, 而肉和家禽类、奶制品的弹性大于1;Hsu et al. (2002) 根据中国1993-1996年的数据, 中国城市地区鱼、家禽和猪肉的支出弹性分别是3.14、3.12和1.68, 而同期的谷物支出弹性仅为0.11。所有食品类的支出弹性大于0, 说明随着家庭消费支出的增加, 对食品的需求将上升;特别是高档食品的支出弹性大于1, 说明实际人均支出增加1%, 将导致对这些产品的需求增加大于1%。这就说明消费支出总额的增加将导致对食品的更大需求。特别是肉类和家禽类食品的支出弹性均大于1, 这可以部分解释为什么肉类和家禽价格是中国总体食品价格上涨的主要构成部分。所以在我国的食品价格上涨中, 尽管供给因素具有一定作用, 但需求压力的作用也不容小觑。
三、适应性预期假设下的蛛网理论对我国食品价格波动趋势的阐释
蛛网理论是现代西方经济学中关于动态均衡分析方法的重要手段。蛛网理论的假设条件是:1.完全竞争, 每个生产者都认为当前的市场价格会继续下去, 自己改变生产计划不会影响市场;2.价格由供给量决定, 供给量由上期的市场价格决定;3.生产的商品不是耐用商品。它主要用于分析农产品。可用如下模型表示:
可推出动态价格为:
假设Pt=Pt+1=…=Pe (均衡价格) , 故可得均衡价格
从而可得:
根据商品需求弹性E (D) 和供给弹性E (S) 的不同, 蛛网模型可分为3种:当, 即当商品|E (D) |<|E (S) |时, 为发散型蛛网模型;当, 即当商品|E (D) |>|E (S) |时, 为收敛型蛛网模型;当, 即商品|E (D) |=|E (S) |时, 为封闭型蛛网模型。
食品有刚性需求的特征, 在经济学中表现为需求价格弹性较小。但食品包括高档食品的供给量受价格的影响很大。目前我国从事像生猪、禽类、牛等生产所需的技术门槛较低, 行业的产业集中度较低, 养殖户可以自由进退于完全竞争状态下的养殖市场。此外, 疫病对养殖业也有很大的影响。也就是说我国食品供给比较不稳定, 供给弹性|E (S) |比需求弹性|E (D) |大。根据蛛网理论, 其价格与供给波动的动态趋势是发散型的, 均衡一旦遭到破坏很难自动恢复。
但蛛网模型是一种理想化的产量和价格的波动模型, 它的基本假定是:商品的本期产量Q (t) 取决于前一期的价格P (t-1) 。Muth认为这种预期属于非理性的静态预期, 这与现实中供给方的预期心理不符。实际上, 供给方会不断从过去的经验中学习, 会用过去的误差来修正本期的预期, 即采用适应性预期理论。当然, 供给方作预期时, 除使用过去的特定信息外, 还可以使用现在所能取得的其他信息, 即采用理性预期理论。但笔者认为现阶段在我国农产品市场上, 供给者难以掌握使自己作出理性预期的足够信息, 加之大部分供给者的理性分析信息的能力十分有限, 所以在适应性预期理论假设下, 用蛛网模型对食品价格的波动作出解释。
适应性预期用公式表示为:
式中, η为适应系数, 它决定了预期对过去约误差进行调整的速度。
把适应性预期引入蛛网理论:
可推导出动态价格Pt为:
可以看出, Pt包括两部分:第一部分为系统的长期均衡价格, 等于蛛网模型中的均衡价格;另一部分为系统的动态特征。所以该系统是否收敛取决于是否小于1。由于参数作为适应系数, 是价格适应新信息的速度, 具有滞后作用, 所以无论食品需求价格弹性是否小于供给弹性的情况下, 都可以找出一个值, 使小于1, 使系统收敛。所以, 这一条件比蛛网模型的稳定性条件更容易得到满足。
我国食品价格的波动性不是很大, 且呈缓慢上涨趋势, 没有收敛趋势, 所以用适应性预期假设下的发散型蛛网理论阐释我国食品价格波动比较适合。如图1虚线所示说明了在适应性预期假设下发散型蛛网理论。
设初始价格为P0, P0*=0, 则如下是它的价格、预期价格、供给量的传导过程:
实线为发散型蛛网理论, 它的价格、供给量传导过程是:
可以很容易看出适应性预期下的价格波动幅度不大。如上文所说, 理论上可以找到一个恰当的η值, 使价格趋向于长期均衡价格, 即收敛型蛛网模型, 也可使蛛网模型成为固定型。但从我国食品价格的实际情况来看, 用略微发散型的比较贴切。
另外, 为了充分说明对于用适应性预期下的蛛网模型比用理性预期下的蛛网模型合适, 下面把理性预期加入蛛网模型:
μt为供给冲击, E (μt) =0
由Qdt=Qst可知:
再由, 可知:
这说明若供给方采用理性预期理论, 则食品价格是固定不变的, 等于蛛网模型的长期均衡价格, 这显然不符合事实。
综上所述, 随着我国经济的发展, 人们生活水平的提高, 消费结构的改变, 对食品特别是高档食品的需求在增加, 这是推动食品价格持续上涨的重要作用。实际生活中, 由于适应性预期的存在, 尽管食品需求价格弹性小于供给价格弹性, 而食品价格的波动也没有表现为过度剧烈, 食品价格的上涨表现为比较缓慢的稳步上涨趋势。
参考文献
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[6]周智慧.简析我国现阶段食品价格上涨的原因[J].法制与经济, 2011 (2) .
棉花价格波动 篇9
受货源偏紧的影响，近期市场本地活爬虾价格继续高位整理，市场每公斤价格在70-76元，比去年同期上涨17.7%，这一价位也创下了近年来同期市场的一个新高。
近期市场鲍鱼价格继续小幅下挫，其中：市场5-6个头的鲍鱼每公斤价格在150-156元，同比下降14%。对于鲍鱼市场价格下调的主要原因，一方面是各地产量多，市场供应量加大。另一方面是市场需求减少导致消费清淡。
中日海运价格波动研究的启示 篇10
运价指数呈规律性波动
中日航线运价受海运市场运量和运力的双重作用。根据上海航运交易所编制发布的中国出口集装箱运价指数——CCFI运价指数,2005年11月——2008年3月底,中日航线运价指数大部分在600到800之间往复波动,如图1所示。06年和07年的7、8月份价格指数普遍较低,2007年7月为最低点584.28。每年年初和年底又是价格指数普遍较高的时段,08年初中日运价指数超过830,明显高过于07年和06年初。
图2～图4是2004年至2006年中日航线运价指数与综合运价指数的增长比较,进一步说明每年中不同时间航运市场竞争的激烈程度严重不同以及淡旺季所在。
运价指数变动与中日贸易量变化起伏一致
中日海运价格指数的这些变化和中日贸易量变化起伏基本一致,贸易量大的月份基本价格指数就高;相反,贸易量小的月份价格指数也低。图5选取了从07年1月到08年1月的中日贸易额数据,在5至8月份之间,中日进出口贸易额偏低,此时的海运指数也处于低位;2007年年底中日贸易额虽然波动较大但是数额较高,此时的中日海运运价也呈现高位走向。
价格波动的根本原因
供给弹性大于需求弹性是中日航线价格波动的根本原因。资料表明:从2000年至今,市场中一半的船公司规模增长了两倍,有的船公司甚至增长了五六倍,经营中日航线的船公司最多时数量达到了五、六十家,总体运力过剩。
利用运量和价格指数这两个数据,通过中点值公式£=[△Q/(Q1+Q2)]/[△P/(P1+P2)]计算,可以得出中日航线需求的点弹性。观察2005年12月至2006年5月之间的数据,见下表,除了06年3月其他月份的需求弹性均大于1,说明中日海运的需求量对价格变化比较敏感。所以导致很多船公司以降价这种方式增加需求者的总支出,进而从中获得更大的利润。
在价格弹性原理中,除了有需求弹性还有供给弹性。对于一种产品而言,其供给价格弹性的大小取决于获得额外投入品的难度和成本,一种产品如果越容易获得额外的投入品,其供给价格弹性就越高。在海运市场中,中日航线与欧美远洋航线相比属于近洋航线,进入门槛低,投入少,买一条船,甚至租一条船即可从事中日航线运输。因而中日航线的供给更具有弹性,一旦航线价格上升,船公司就会大量注入新的运力,以求获得更多的利润,当供给大大超出需求的时候,航线价格自然会大幅下挫。
运力资源全球部署