向量自我相關模型與因果檢定

三、 向量自我相關模型與因果檢定

最後，我們使用向量自我相關分析來判定是價格調整是否具單向 或同期因果關係。並如黃美瑛 (1994) 取對數以避免極端值。如上一 小節的分析，我們發現這些 (取對數後) 的價格序列都不為定態。由 於在向量自我相關模型分析中，需要變數都為定態，為求分析的一致 性，在本節的分析中，我們將這些序列再取差分以獲得定態的 (對數) 價格數列來進行分析。在以下分析中，我們以 5%顯著水準作為判斷 為是否具有單向因果與即時因果關係的標準。若具雙向因果關係即具 回饋效果。當具回饋效果時，我們將進一步判定跨產品落後期的係數 是否為正。若具及時因果且係數為正，或是不具即時因果但具回饋效

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果 (且效果為正)，則為同一市場，且前者為效率市場，後者為不效率 市場。此外最適落後期則以 VAR 分析中常用的 AIC 來選取。

首先，我們不考慮去除任何季節或趨勢效果來分析。結果彙整於 表二十四，其中具有單向因果關係的有「礦泉水→蔬果汁」、「運動飲 料→蔬果汁」、「咖啡類飲料→運動飲料」、「蔬果汁→碳酸飲料」、「礦 泉水→咖啡類飲料」、「運動飲料→咖啡類飲料」等六個組。但構成回 饋效果的只有「運動飲料：咖啡類飲料」這個產品配對，且「運動飲 料→咖啡類飲料」的係數為負。至於具有即時因果的有三組配對：「碳 酸：咖啡類飲料」、「礦泉水：茶類」、「運動飲料：咖啡類飲料」。但 只有「運動飲料：咖啡類飲料」的係數為正。也因此，依照第六節的 介紹可將運動飲料與咖啡類飲料視為同一相關市場。但顯著性是否由 於共同需求變動所造成？

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由於非酒精飲料市場價格受季節的需求變動影響，我們進一步以 迴歸分析去除季節效果，並將殘差差分後進行分析。結果彙整於表二 十五，其中具有單向因果關係的有「礦泉水→蔬果汁」、「咖啡類飲料

→蔬果汁」、「咖啡類飲料→運動飲料」、「蔬果汁→碳酸飲料」、「礦泉 水→咖啡類飲料」等五個組。但沒有構成任何的回饋效果。至於具有 即時因果的有五組配對：「碳酸：咖啡類飲料」、「礦泉水：茶類飲料」、

「運動飲料：咖啡類飲料」、「蔬果汁：運動飲料」、「運動飲料：茶類 飲料」。但只有後三者的係數為正。也因此，依照第六節的介紹將後 三者視為同一相關市場。

值得注意的是，雖然這些衡量即時因果關係的係數具統計上的顯 著性，但實際的相關係數是否也夠大而具足夠的替代性呢？例如：在

「蔬果汁：運動飲料」或是「運動飲料：茶類飲料」的配對上，由於 沒有任何單向效果，進一步計算其相關係數也不超過 0.22。也因此，

即使統計上顯著但相關性是否大過門檻，則需要仔細參酌並做進一步 討論。

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最後，我們考慮以迴歸分析去除季節效果與趨勢效果，並將殘差 差分後進行分析。由於差分本來就有去除趨勢的效果，所以可以預期 結果和表二十四相當接近。我們將結果彙整於表二十六，其中具有單 向因果關係的有「礦泉水→蔬果汁」、「咖啡類飲料→蔬果汁」、「咖啡 類飲料→運動飲料」、「蔬果汁→碳酸飲料」、「蔬果汁→咖啡類飲料」、

「礦泉水→咖啡類飲料」等六個組。構成雙向回饋效果的有「蔬果汁:

咖啡類飲料」，但由於「咖啡類飲料→蔬果汁」的係數為負值，不符 合品替代性的同向變動要求。至於具有即時因果的有四組配對：「碳 酸：咖啡類飲料」、「礦泉水：茶類飲料」、「運動飲料：咖啡類飲料」、

「運動飲料：茶類飲料」。但只有後兩者的係數為正。也因此，依照 第六節的介紹將「運動飲料：咖啡類飲料」以及「運動飲料：茶類飲 料」視為同一相關市場。

值得注意的是，雖然這些衡量即時因果關係的係數具統計上的顯 著性，但實際的相關係數仍不算大。例如：在「運動飲料：茶類飲料」

的配對上，(沒有任何單向效果，)而兩者的相關係數只有 0.0435。再 者，「運動飲料：茶類飲料」的配對上雖有單項效果，但相關係數只 有 0.2116。也因此，即使統計上顯著但相關性是否大過門檻，則需要 仔細參酌並做進一步討論是否應視為同一相關市場。最後，雖然表十 四與表十五的結果類似，但單單去除季節效果可能會將部分的趨勢效 果誤計入季節效果之中。也因此，就短期的關係上，仍以同時去除季 節以及趨勢效果的結果為佳。

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四、 小結

本節以非酒精六類飲料的歷史價格，運用相關分析法、自我向量 相關模型以及定態檢定等三種方法進行市場界定。結果發現運用相關 分析法與定態檢定都沒有強烈證據支持兩兩產品配對屬於同一相關 市場。另一方面，雖然在自我相關模型分析中「運動飲料：咖啡類飲 料」與「運動飲料：茶類飲料」有統計上顯著的即時因果關係，但相 關性的大小仍不足以認定有達到具有強烈替代性而屬同一市場的程 度。也因此，未來相關單位進行計量方法的市場界定，仍需仔細評估 並使用多種方法相互交叉比對。

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