我國農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)銷價格的聯(lián)動性實證分析

我國農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)銷價格的聯(lián)動性實證分析

F323.7：A1008-3456(2013)01-0006-06改革開放以來，隨著高度市場化的流通體制逐步建立，我國農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)銷體制、供給狀況和供求格局都發(fā)生了深刻變化。但近年來在國內(nèi)外各種因素共同作用下，部分農(nóng)產(chǎn)品價格波動頻繁，急劇上漲和快速下滑的狀況交替出現(xiàn)，反映出當前我國農(nóng)產(chǎn)品流通仍然存在較大問題。價格穩(wěn)定是宏觀經(jīng)濟調(diào)控的重要目標[1]，而如何提高農(nóng)產(chǎn)品市場的運作效率，更好地穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品市場價格也成為政府制定相關政策解決農(nóng)產(chǎn)品流通問題時必須考慮的核心環(huán)節(jié)。2012年中央一號文件在闡述如何提高農(nóng)產(chǎn)品市場流通效率，保障農(nóng)產(chǎn)品穩(wěn)定均衡供給時強調(diào)要重點加強市場調(diào)控，要求綜合運用多種調(diào)控手段，努力穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品市場，保持價格合理水平。因此，研究農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)銷間價格聯(lián)動性，分析農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格與零售價格之間的內(nèi)在關聯(lián)具有重要意義。學術(shù)界對于農(nóng)產(chǎn)品價格方面的研究主要集中在4個方面：價格形成、價格波動、價格傳導以及價格預測等。而近年來對于生產(chǎn)者價格與消費者價格之間關系的研究日益增多，研究重點側(cè)重于探討兩類價格誰帶動誰。Cushing等對美國的價格傳導機制的實證分析表明，從生產(chǎn)者價格到消費者價格的傳導機制比從消費者價格到生產(chǎn)者價格的傳導機制更重要[2]。Todd全面分析了生產(chǎn)者價格對消費者價格的傳導機制的各種可能原因并且運用回歸分析和向量自回歸(VAR)模型對美國數(shù)據(jù)做了實證分析，得出從生產(chǎn)者價格到消費者價格的傳導機制比較微弱的結(jié)論[3]。賀力平等通過實證分析表明，在所考察時期內(nèi)，消費者價格指數(shù)是生產(chǎn)者價格指數(shù)變動的格蘭杰原因，從而得出在影響以消費者價格指數(shù)來衡量的國內(nèi)通貨膨脹中，需求方因素的作用可能相對大于供給方面的作用的結(jié)論[4]。白雪梅等運用基于向量自回歸(VAR)模型的Granger因果關系檢驗，對我國生產(chǎn)者價格和消費者價格的傳導機制進行分析，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)者價格是消費者價格最重要的影響因素[5]。許世衛(wèi)等選取農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格總指數(shù)和食品零售價格指數(shù)作為產(chǎn)銷價格信號，運用向量誤差修正模型(VECM)、脈沖響應函數(shù)和方差分解法對我國產(chǎn)地市場和銷地市場的價格傳遞機制進行了實證分析[6]。劉芳等運用基于VAR模型的廣義脈沖響應函數(shù)法與方差分解法對果蔬產(chǎn)品產(chǎn)銷間價格傳導機制進行了實證分析[7]。從所掌握的文獻來看，目前關于農(nóng)產(chǎn)品價格傳導和聯(lián)動性等方面的研究仍不多，對于各價格間聯(lián)動性問題的研究主要集中于金融領域[8-10]，而專門針對我國農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)銷價格聯(lián)動性的研究還不多見。本文以我國農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)和零售價格指數(shù)變化情況為基礎，進行產(chǎn)銷價格的聯(lián)動性分析，找出農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格和零售價格之間的內(nèi)在關聯(lián)，為政府制定穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品價格的相關政策和措施提供決策參考。一、理論框架與假設在過去計劃經(jīng)濟體制下，國內(nèi)普遍存在“重生產(chǎn)、輕流通”的觀念，而隨著農(nóng)產(chǎn)品買方市場的出現(xiàn)，流通逐漸成為我國農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要“瓶頸”。在搞活流通、擴大消費、轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式的宏觀經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略下，構(gòu)建農(nóng)產(chǎn)品現(xiàn)代流通體系，搞活農(nóng)產(chǎn)品流通成為當下政府與學界關注的焦點11]。尤其是在目前部分農(nóng)產(chǎn)品價格迅速上漲、通脹預期不斷強化的形勢下，直接牽連著農(nóng)民和消費者利益的農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)銷價格成為保障民生、破解三農(nóng)問題的重點關注領域。顯然，農(nóng)產(chǎn)品的價格調(diào)控需要考慮產(chǎn)銷價格的聯(lián)動性。農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)與零售作為農(nóng)產(chǎn)品流通過程的一頭一尾，必然存在著相互影響、相互作用的關系。農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格作為農(nóng)產(chǎn)品流通的初始價格，在生產(chǎn)資料價格、交通運輸、自然氣候等因素影響下會發(fā)生一定的波動，但最低收購價、訂單合同等因素的存在又對其波動產(chǎn)生了較大的約束力，因此具有較強的自我穩(wěn)定性，并通過“供給推動”引起零售價格的波動；農(nóng)產(chǎn)品零售價格作為終端銷售價格，在市場需求、貨幣流動性、食品安全等眾多因素作用下，具有較強的自主波動性，并通過“需求倒逼”拉動生產(chǎn)價格發(fā)生相應的波動。從價格傳遞的角度，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)與零售分處農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈條兩端，數(shù)量龐大的收購商、合作社、物流公司、加工企業(yè)、批發(fā)市場以及連鎖超市等形成層層中間環(huán)節(jié)。在農(nóng)產(chǎn)品收購環(huán)節(jié)，由于農(nóng)戶談判能力弱以及信息獲取能力差等因素的影響，生產(chǎn)價格的形成往往伴隨著壓價嫌疑，無法反映農(nóng)產(chǎn)品供求關系的真實情況。而在農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格向農(nóng)產(chǎn)品零售價格傳遞的過程中，由于產(chǎn)業(yè)鏈的非效率問題，物流倉儲、批發(fā)以及零售等環(huán)節(jié)一直占著較高的利潤份額，導致農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格對農(nóng)產(chǎn)品零售價格的影響在層層環(huán)節(jié)的干擾下被削弱；而反之不然，隨著我國大中城市農(nóng)產(chǎn)品零售終端組織化水平的不斷提高，相比農(nóng)產(chǎn)品收購環(huán)節(jié)，無論是市場需求情況還是價格信息掌握，農(nóng)產(chǎn)品零售終端都具有明顯的軟硬件優(yōu)勢，農(nóng)產(chǎn)品零售價格波動信號不需要經(jīng)過中間環(huán)節(jié)就可以直接傳遞(反饋)給收購環(huán)節(jié)，再加上隨著“農(nóng)零對接”的開展(“農(nóng)零對接”主要包括商務部最近幾年開展的“農(nóng)超對接”“農(nóng)餐對接”“農(nóng)校對接”等模式)，農(nóng)產(chǎn)品零售對生產(chǎn)的價格傳遞能力得到不斷增強。正如韓香玲等認為“農(nóng)超對接”的制度設計導致“強者更強、弱者稍強”，超市處于明顯的主導地位，超市價格可以在第一時間影響產(chǎn)地收購價，而農(nóng)村產(chǎn)地價格對超市定價沒有太大的影響力[12]?；谙嚓P文獻研究和以上分析，提出2個假設。研究假設1：鑒于農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)銷互通現(xiàn)狀，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格與零售價格必然存在相互影響、相互作用的關系。兩者分別通過“供給推動”和“需求倒逼”對彼此波動產(chǎn)生影響。研究假設2：無論是從速度上還是影響力上看，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格與零售價格之間的影響存在明顯的“非均衡性”或“單向”特點，農(nóng)產(chǎn)品零售價格對生產(chǎn)價格的影響明顯大于生產(chǎn)價格對零售價格的影響。二、數(shù)據(jù)說明與變量預分析1.數(shù)據(jù)說明對全國農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)銷價格聯(lián)動性的數(shù)據(jù)選擇，既可用農(nóng)產(chǎn)品市場價格變化的絕對數(shù)值，也可選擇價格指數(shù)這一相對數(shù)據(jù)開展研究。共同點在于，兩者均能反映前后期價格變動的方向與變化程度；而區(qū)別是后者通過對基期價格數(shù)值的比值作為數(shù)值，另前者是直接用實際價格數(shù)據(jù)作為數(shù)值。選擇價格指數(shù)進行價格傳導研究，可以減少數(shù)據(jù)間的異方差性，增加序列的平穩(wěn)性而不影響其結(jié)果的分析[13-17]?；诖耍疚脑趯ξ覈r(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)地生產(chǎn)價格與銷地零售價格之間的聯(lián)動性的實證研究中，采用1950-2010年的年度價格指數(shù)數(shù)據(jù)。相關變量分別為農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)(用表示)和農(nóng)產(chǎn)品零售價格指數(shù)(用表示)，二者數(shù)據(jù)均來自于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。由于統(tǒng)計數(shù)據(jù)中沒有農(nóng)產(chǎn)品零售價格指數(shù)指標，本文農(nóng)產(chǎn)品零售價格指數(shù)由食品(包括糧食、油脂、肉禽及其制品、蛋、水產(chǎn)品、菜、干鮮瓜果等主要農(nóng)產(chǎn)品)零售價格指數(shù)代替。2.數(shù)據(jù)基本統(tǒng)計分析(1)數(shù)據(jù)變化趨勢及相關性分析。從表1可以看出，就農(nóng)產(chǎn)品價格指數(shù)平均值而言，1950-2010年間，平均值為104.94，平均值為104.75，二者相差不大。就總體分布而言，受1994年和分別為139.90、135.20這一異常情形的影響，使得兩者偏差和峰度系數(shù)都比較大，變量在樣本期內(nèi)均為非正態(tài)分布。從價格波動性來看，的波動性大于，觀測期內(nèi)，極差達到52.1個點，標準差也達到8.97，而同期的極差為44.6個點，標準差為7.67。農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)變動幅度明顯高于農(nóng)產(chǎn)品零售價格指數(shù)，這可能與近年來農(nóng)產(chǎn)品零售市場上的價格調(diào)控政策有一定的關系。從圖1給出的和波動走勢圖可以看出，和波動頻繁而且波動幅度較大。兩者之間的同步性較強，波動趨勢總體是一致的，只在個別年份出現(xiàn)較大偏差(如1951年和1979年)。進一步應用EVIEWS6.0軟件對兩者的相關性進行了分析，結(jié)果顯示二者高度相關，相關系數(shù)達0.901，這與研究假設1的內(nèi)容是相一致的。(2)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗。為了正確判斷各變量間的因果關系，首先必須檢驗變量的平穩(wěn)性。本文采用ADF單位根檢驗方法檢驗價格時間序列的平穩(wěn)性，選擇顯著性水平1%作為判斷標準。從表2的結(jié)果來看，在1%的顯著性水平下，拒絕存在單位根的非平穩(wěn)變量的原假設，認為各個變量的水平序列都是平穩(wěn)序列。據(jù)此可以看出，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格與零售價格沒有表現(xiàn)出明顯的趨勢性，以周期性波動為主。(3)Granger因果檢驗。Granger因果檢驗可以分析農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格與農(nóng)產(chǎn)品零售價格在不考慮自身影響的情況下，是否對彼此的波動具有解釋作用。因果關系檢驗是用于檢驗經(jīng)濟時間變量之間的時間先后順序，并不表示一定存在真正的因果關系，需要結(jié)合理論、經(jīng)驗和模型進行判斷。如表3所示，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格與農(nóng)產(chǎn)品零售價格之間的Granger檢驗的P值分別為0.317和0.734，在1%、5%和10%的顯著性水平下均無法拒絕原假設，由此看出，兩序列之間不存在引導關系。值得注意的是，Granger因果關系檢驗的結(jié)論只是統(tǒng)計意義上的因果性，而不一定是真正的因果關系，不能作為肯定或否定因果關系的最終根據(jù)。因此，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格與農(nóng)產(chǎn)品零售價格之間因果關系如何還有待進一步的實證分析。三、實證分析1.分布滯后動態(tài)模型分析由于各價格指數(shù)序列都是平穩(wěn)的，因此可以直接利用分布滯后動態(tài)模型進行回歸分析。運用EVIEWS6.0軟件，采用加權(quán)最小二乘法分別對農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)與農(nóng)產(chǎn)品零售價格指數(shù)進行了分布滯后動態(tài)模型模擬，結(jié)果如表4、表5所示。由表4可以看出，模型的擬合優(yōu)度達到0.85，F(xiàn)值達到了1%下的統(tǒng)計極顯著水平，D-W值顯示模型不存在序列相關性，模型的擬合效果較好，估計結(jié)果是可信的。從模型估計結(jié)果來看，對存在長期影響。每變動1%，會引起當年朝相同方向變動0.7%，說明農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格通過“供給推動”引起零售價格做出相應變化，符合零售價格以生產(chǎn)價格為基礎的原理；滯后1期的農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)對農(nóng)產(chǎn)品零售價格指數(shù)仍存在正向影響，影響系數(shù)為0.19，可能的原因是農(nóng)民在農(nóng)產(chǎn)品收購環(huán)節(jié)收益與否直接影響下一年度的生產(chǎn)安排，由此導致的農(nóng)產(chǎn)品供求變化將通過農(nóng)產(chǎn)品零售價格予以反映。從表5可見，模型的擬合優(yōu)度達到0.87，F(xiàn)值達到了1%下的統(tǒng)計極顯著水平，D-W值顯示模型不存在序列相關性，模型的擬合效果較好，估計結(jié)果是可信的。從結(jié)果來看，對存在正向影響，每變動1個百分點，會引起當年朝相同方向變動1.18個百分點，說明農(nóng)產(chǎn)品零售市場供求情況對當期農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)地收購價格的形成具有較大的指導作用；其影響存在滯后期，上年的對之后第二年的產(chǎn)生一定的正向影響，其影響系數(shù)為0.19，說明農(nóng)產(chǎn)品零售價格的波動向生產(chǎn)價格的傳遞同樣是順暢的，滯后期的存在反映出農(nóng)戶參照當年農(nóng)產(chǎn)品零售價格情況安排下年的生產(chǎn)計劃，符合“蛛網(wǎng)模型”對農(nóng)產(chǎn)品供求變化的判斷[18-24]。模型擬合結(jié)果與研究假設1的內(nèi)容一致。在價格指數(shù)序列平穩(wěn)和兩序列存在相互影響的前提下，利用1950-2010年的農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)與農(nóng)產(chǎn)品零售價格指數(shù)數(shù)據(jù)構(gòu)建VAR模型，實證分析兩者之間的聯(lián)動性關系。根據(jù)AIC值和SC值最小準則，確定滯后階數(shù)為3。為了進一步考察兩序列之間的相互影響，下面采用脈沖響應函數(shù)和方差分解進行分析。2.脈沖響應函數(shù)脈沖響應函數(shù)是用于衡量隨機擾動項的一個標準差沖擊對內(nèi)生變量當前和未來取值的影響。脈沖響應函數(shù)刻畫了誤差變化大小的反應，即每個內(nèi)生變量的變動或沖擊對它自身及其他所有內(nèi)生變量產(chǎn)生的影響作用。給定1%的價格沖擊，考察和兩變量在10個年度內(nèi)對于波動沖擊的反應路徑，結(jié)果見圖2。圖2脈沖響應函數(shù)據(jù)圖2所示，對于的1個標準差隨機擾動的沖擊，不會立即做出反應，而是存在短期的滯后。但隨著時間推移，其影響逐漸增強，在第2年達到最大，上漲了約1.32。隨后影響程度逐漸下降，在第6年仍為正向影響，但作用極小，而后基本消失。這說明農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格對農(nóng)產(chǎn)品零售價格具有一定的影響，但影響并不十分顯著，而且傳遞速度也較慢，影響作用需要較長的時間才能緩慢顯示，可能的原因是在農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格向農(nóng)產(chǎn)品零售價格傳遞的過程中，產(chǎn)業(yè)鏈的非效率，物流倉儲、批發(fā)以及零售等較多環(huán)節(jié)的存在，導致農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格對農(nóng)產(chǎn)品零售價格的影響在層層環(huán)節(jié)的干擾下被削弱。反之，的1個標準差隨機擾動對的影響較大，當期即上漲了約5.73，隨后兩年正向影響迅速回調(diào)，在第3-4年時出現(xiàn)反向影響，第4年時達到最低的-0.35，之后從第4年開始響應系數(shù)逐步上升，到第7年后影響趨近于零。這表明，農(nóng)產(chǎn)品零售價格的波動對農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格有著顯著影響，而且傳遞速度相對較快。這是因為隨著我國大中城市農(nóng)產(chǎn)品零售終端組織化水平的不斷提高，相比農(nóng)產(chǎn)品收購環(huán)節(jié)，農(nóng)產(chǎn)品零售終端在信息搜集和發(fā)布上具有明顯的軟硬件優(yōu)勢，農(nóng)產(chǎn)品零售價格波動信號可以繞開中間環(huán)節(jié)直接反饋給收購環(huán)節(jié)，再加上“農(nóng)零對接”等模式的推廣，農(nóng)產(chǎn)品零售對生產(chǎn)的價格傳遞能力更是得到不斷增強?？梢?，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格和農(nóng)產(chǎn)品零售價格波動的相互影響存在明顯的“非均衡性”。3.方差分解為考察影響和價格波動的因素，此處采用方差分解分析。如表6所示，對于農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)，隨著預測期的增加，對其自身價格變動的影響比較小，但逐漸增大，從第6期開始，解釋力度穩(wěn)定在21.62%。對預測誤差的解釋力度比較高，總體保持在80%左右，最大解釋力度出現(xiàn)在第2期的82.19%，之后呈現(xiàn)出逐步減弱的趨勢，從第6期開始，解釋力度保持在78.38%，由此可以看出，農(nóng)產(chǎn)品零售價格的波動對農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格具有重要影響，這與前文得到的結(jié)果一致。對于農(nóng)產(chǎn)品零售價格指數(shù)，在10個預測期內(nèi)，自身一直都是其最大的解釋變量，解釋力度始終保持在96%以上，而農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)對其波動的影響微乎其微。由此可以看出，與農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格相比，農(nóng)產(chǎn)品零售價格處于相對獨立、封閉的狀態(tài)，具有較強的“自主波動性”。從方差分解的結(jié)果整體來看，農(nóng)產(chǎn)品零售價格對農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)銷2個市場上的價格波動具有更為顯著的作用，而農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格發(fā)揮的作用十分有限。尤其是農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格對農(nóng)產(chǎn)品零售價格預測誤差的解釋力度始終在5%以內(nèi)，相比較農(nóng)產(chǎn)品零售價格對農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格預測誤差的解釋力度而言，兩者相差超過70%。這表明，農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)銷間價格存在“單向”的價格聯(lián)動關系，這可以用價格傳遞效率