王淑漪，李志強(qiáng)

(中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)信息研究所，北京 100081)

農(nóng)產(chǎn)品價格波動及傳導(dǎo)不僅關(guān)系到農(nóng)業(yè)自身的發(fā)展、各環(huán)節(jié)主體的利益分配，而且關(guān)系到社會經(jīng)濟(jì)秩序的協(xié)同與穩(wěn)定［1］。近年來，我國農(nóng)產(chǎn)品價格的大幅波動已經(jīng)引起了廣大民眾的關(guān)注，保持農(nóng)產(chǎn)品價格的穩(wěn)定性已成為了政府部門的主要工作之一。研究農(nóng)產(chǎn)品國內(nèi)價格傳導(dǎo)機(jī)制，抓住農(nóng)產(chǎn)品國內(nèi)價格傳導(dǎo)的關(guān)鍵環(huán)節(jié)，對有效地調(diào)控農(nóng)產(chǎn)品價格的異常波動具有重要的意義［2］。

1 研究理論基礎(chǔ)與方法

1.1 理論基礎(chǔ)

1.1.1 農(nóng)產(chǎn)品價格波動國內(nèi)傳導(dǎo)路徑

農(nóng)產(chǎn)品價格波動國內(nèi)傳導(dǎo)路徑的各環(huán)節(jié)包括:農(nóng)產(chǎn)品原料價格，反映源頭與中間商品的價格變動情況，處于價格傳導(dǎo)體系的上游;農(nóng)產(chǎn)品價格，反映農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)和收購價格總水平變動趨勢和程度，處于價格傳導(dǎo)體系的中游;農(nóng)產(chǎn)品巿場總體價格，反映總體物價情況的變動情況，處于價格傳導(dǎo)體系的下游［3］。上述3 個環(huán)節(jié)一般遵循農(nóng)業(yè)生產(chǎn)原料—農(nóng)產(chǎn)品—農(nóng)產(chǎn)品市場總體價格的傳導(dǎo)路徑相互影響。

1.1.2 向量自回歸模型(VAR 模型)

向量自回歸(VAR)是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質(zhì)建立模型，1980年由克里斯托弗·西姆斯提出。VAR 模型把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到多元時間序列變量組成的“向量”自回歸模型［4］。VAR 模型數(shù)學(xué)表達(dá)式如(1)式。

(1)式中，t=1，2，…，T，yt是k 維內(nèi)生變量向量、Xt是d 維外生變量向量、p 是滯后階數(shù)、T 是樣本個數(shù)、kxk維矩陣A1，……Ap和kxd為矩陣B 是要被估計的系數(shù)矩陣、ut是k 維擾動向量。

1.2 研究方法

1.2.1 研究方法 首先模擬農(nóng)產(chǎn)品價格國內(nèi)傳導(dǎo)路徑建立VAR 模型，以檢驗(yàn)農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)間的長期均衡關(guān)系，再分別建立上中游和中下游兩環(huán)節(jié)的兩變量VAR 模型，對各環(huán)節(jié)間的傳導(dǎo)情況進(jìn)行分析，最后運(yùn)用方差分解法研究價格傳導(dǎo)的影響程度。

1.2.2 數(shù)據(jù)來源 采用2006—2013年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)環(huán)比數(shù)據(jù)(HIm)、農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)環(huán)比數(shù)據(jù)(HIp)、農(nóng)業(yè)居民消費(fèi)價格指數(shù)環(huán)比數(shù)據(jù)(HIr)的月度數(shù)據(jù)，并以2005年12月為基期=100 進(jìn)行處理，得到定基數(shù)據(jù)Im、Ip、Ir。其中，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)來源于中國人民銀行統(tǒng)計數(shù)據(jù)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)與農(nóng)業(yè)居民消費(fèi)價格指數(shù)來自中國經(jīng)濟(jì)景氣月報。

1.2.3 國內(nèi)各環(huán)節(jié)價格趨勢 根據(jù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)、農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)、農(nóng)業(yè)居民消費(fèi)價格指數(shù)的月度定基數(shù)據(jù)，Ip、Im 和Ir 具有一定的同步性，波動趨勢一致，呈波動上升趨勢(圖1)。

2 初步分析檢驗(yàn)

2.1 數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

采用2006—2013年跨度為8年(96 個月)的時間序列數(shù)據(jù)，由平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果可知，Im、Ip、Ir 均為一階單整序列(表1)。

圖1 2006年1月—2013年12月Ip、Im、Ir 波動趨勢變化

表1 Ip、Im、Ir 的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

基于VAR 模型的滯后階數(shù)判斷標(biāo)準(zhǔn)，判斷該模型的滯后期。根據(jù)滯后階數(shù)判斷準(zhǔn)側(cè)確定最佳滯后階數(shù)為4 階滯后，即該模型的滯后期為4 期(表2)。

窗寬自適應(yīng)形心修正算法兼容了飽和波形和非飽和波形的處理，在處理非飽和波形時，其發(fā)揮傳統(tǒng)形心算法的優(yōu)勢獲取形心位置，在處理飽和波形時，能夠根據(jù)回波波形的飽和程度進(jìn)行窗寬自調(diào)整以及中位數(shù)修正，提高算法精度.

表2 VAR 模型滯后階數(shù)判斷準(zhǔn)則

2.2 VAR 模型結(jié)果

通過Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)判斷變量間的協(xié)整關(guān)系，以確定各變量是否存在長期均衡關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明該模型存在1 個協(xié)整方程(5%的顯著水平)。正規(guī)化后的回歸方程可表示為(2)式。

回歸方程表明，Ip 與Im 呈負(fù)相關(guān)，與Ir 呈正相關(guān)。Ip 對Im 的彈性系數(shù)為負(fù)值，表示農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)資料價格對農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格具有比較顯著的負(fù)向影響;Ip對Ir 的彈性為系數(shù)正值，表示農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格對于農(nóng)業(yè)居民消費(fèi)價格具有比較顯著的正向影響。由此我們可以得到農(nóng)產(chǎn)品價格波動的長期均衡機(jī)制(圖2)。

圖2 農(nóng)產(chǎn)品價格波動的長期均衡機(jī)制

3 上中游與中下游農(nóng)產(chǎn)品價格傳導(dǎo)機(jī)理研究

針對農(nóng)產(chǎn)品價格波動國內(nèi)傳導(dǎo)路徑的各環(huán)節(jié)分別建立Im 和Ip，以及Ir 和Ip 的兩變量VAR 模型對各環(huán)節(jié)間的傳導(dǎo)情況進(jìn)行分析。

3.1 上中游農(nóng)產(chǎn)品價格傳導(dǎo)機(jī)理研究

上中游農(nóng)產(chǎn)品價格傳導(dǎo)路徑:農(nóng)業(yè)生產(chǎn)原料——農(nóng)產(chǎn)品，即Im 和Ip。根據(jù)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果與VAR 模型滯后期選擇標(biāo)準(zhǔn)，建立模型。根據(jù)滯后階數(shù)判斷準(zhǔn)側(cè)確定最佳滯后階數(shù)為5 階滯后，即該模型的滯后期為5 期(表3)。

表3 Ip 與Im 的VAR 模型滯后階數(shù)判斷準(zhǔn)則

表4 Ip 與Im 的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

由表4 可知，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)變動與農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)資料價格指數(shù)變動互為因果關(guān)系，即農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格與農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)資料價格存在雙向傳導(dǎo)關(guān)系。并且殘差的多元自相關(guān)檢驗(yàn)顯示不存在自相關(guān)，模型特征根位置圖顯示可以通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)。兩個VAR 模型的擬合優(yōu)度分別達(dá)到0.992 6 和0.998 5，擬合效果理想，F(xiàn) 值(1 068.510與5 250.881)顯示方程總體是顯著的，回歸結(jié)果可信。

回歸結(jié)果表明，農(nóng)產(chǎn)品價格在上中游間的傳遞需要5 個月。Im 對Ip 的各滯后項系數(shù)之和為－0.024，表明Im 對Ip 具有一定的負(fù)向影響。Ip 對Im 的各滯后項系數(shù)之和為0.049，表示Ip 對Im 具有一定的正向影響。

終上所述，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)資料價格與農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格間存在著明顯的相互傳導(dǎo)關(guān)系，傳導(dǎo)時間跨度為5個月。農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)資料價格波動對農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格具有一定的負(fù)向作用，導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品價格的反向波動;農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格的波動對農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)資料價格具有一定的正向作用，導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)資料價格的同向波動。

3.2 中下游農(nóng)產(chǎn)品價格傳導(dǎo)機(jī)理研究

表5 Ip 與Im 的VAR 模型滯后階數(shù)判斷準(zhǔn)則

由表6 可知，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)變動與農(nóng)業(yè)居民消費(fèi)價格指數(shù)變動互為因果關(guān)系，即農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格與農(nóng)業(yè)居民消費(fèi)價格存在雙向傳導(dǎo)關(guān)系。并且殘差的多元自相關(guān)檢驗(yàn)顯示不存在自相關(guān)，特征根位置圖顯示可以通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)。兩個VAR 模型的擬合優(yōu)度分別達(dá)到0.991 9和0.992 6，擬合效果理想，F(xiàn) 值(1 767.392 與1 923.920)顯示方程總體是顯著的，回歸結(jié)果可信?；貧w結(jié)果表明，農(nóng)產(chǎn)品價格在中下游間傳遞需要3 個月。Ir 對Ip 的各階系數(shù)之和為－0.024 3，表明Ir 對Ip 具有負(fù)向作用。Ip 對Ir 的各階系數(shù)之和為0.192 3，表明Ip 對Ir 具有正向作用(圖3)。

表6 Ip 與Ir 的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

綜上所述，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格與農(nóng)業(yè)居民消費(fèi)價格間存在著明顯的相互傳導(dǎo)關(guān)系，傳導(dǎo)時間跨度為3 個月。農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格對農(nóng)業(yè)居民消費(fèi)價格具有一定的正向作用，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)居民消費(fèi)價格的同向波動;農(nóng)業(yè)居民消費(fèi)價格對農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格具有一定的負(fù)向作用，導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)資價格的反向波動。

圖3 農(nóng)產(chǎn)品國內(nèi)價格傳導(dǎo)機(jī)理

3.3 農(nóng)產(chǎn)品價格國內(nèi)傳導(dǎo)機(jī)理

VAR 模型分析得到農(nóng)產(chǎn)品價格波動國內(nèi)傳導(dǎo)機(jī)理表明，農(nóng)產(chǎn)品價格傳導(dǎo)路徑包括順向路徑和逆向路徑在農(nóng)產(chǎn)品價格傳導(dǎo)順向路徑下，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)資料價格波動導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格的反向變化，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格波動導(dǎo)致農(nóng)業(yè)消費(fèi)價格的同向變化;在農(nóng)產(chǎn)品價格傳導(dǎo)逆向路徑下，農(nóng)業(yè)消費(fèi)價格的波動導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格的反向變化，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格的波動導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)資料價格的同向變化。農(nóng)產(chǎn)品價格中上游傳遞時間5 個月，農(nóng)產(chǎn)品價格中下游傳遞時間為3 個月。

4 農(nóng)產(chǎn)品價格國內(nèi)傳導(dǎo)的影響程度

方差分解可以分析影響內(nèi)生變量的結(jié)構(gòu)沖擊的貢獻(xiàn)度，揭示農(nóng)產(chǎn)品價格波動在傳導(dǎo)過程中其自身及其他變量對這種變動的貢獻(xiàn)份額。根據(jù)表7 可得出以下結(jié)論:(1)農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)資料價格(Im)與農(nóng)業(yè)居民消費(fèi)價格(Ir)對農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格(Ip)預(yù)期誤差的貢獻(xiàn)存在一期滯后，且解釋力度較小。IP 對自身預(yù)期誤差的解釋力度較強(qiáng)，但隨著時間的增加不斷降低，由第1 期的100.00%下降到第10 期的89.85%，同時Im的貢獻(xiàn)份額由0.00%上升至7.69%，Ir 的貢獻(xiàn)份額由0.00%上升至2.46%，10 期內(nèi)Im 與Ir 均對Ip 的貢獻(xiàn)度呈較小份額，說明Ip 的短期與長期變動均主要來源于其自身影響。

(2)農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)資料價格(Im)對自身預(yù)期誤差的貢獻(xiàn)額隨時間增加大幅度減小，由第1 期的88.04%下降至第10 期的38.60%;雖然農(nóng)業(yè)居民消費(fèi)價格(Ir)對農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)資料價格(Im)預(yù)期誤差貢獻(xiàn)存在一期滯后，但隨時間增加大幅提高，由第1 期的0.00%上升至第10 期的44.64%，在第9 期超過Im 對自身的影響;而農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格(Ip)對Im 的解釋度較小，穩(wěn)定在4%～17%之間。

表7 Ip、Im、Ir 預(yù)期誤差的CHOLESKI 方差分解結(jié)果

(3)農(nóng)業(yè)居民消費(fèi)價格(Ir)的預(yù)期誤差主要來源于其自身影響及農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格(Ip)。農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)資料價格(Im)對Ir 的解釋度極小，保持低于2%的水平。第1 期至第7 期，Ir 對自身預(yù)期誤差的解釋力度強(qiáng)于Ip 對Ir 的解釋力度。第8～10 期間，Ip 對Ir 的解釋力度超過其自身的解釋力度，上升至60.57%。

(4)從方差分析結(jié)果可以看出，推動農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格、農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)資料價格與農(nóng)業(yè)居民消費(fèi)價格波動的力量主要來源于其自身的影響，但自身影響力隨著時間的增加而不斷降低，且其他變量的影響力不斷增強(qiáng)。從第8 期開始，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)波動成為農(nóng)業(yè)居民消費(fèi)價格波動的主要原因。

5 結(jié)論與展望

農(nóng)產(chǎn)品價格傳導(dǎo)在農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈上傳導(dǎo)時間為8個月，且價格傳導(dǎo)沿著順向路徑和逆向路徑展開。農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)資料價格指數(shù)、農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)、農(nóng)業(yè)居民消費(fèi)價格指數(shù)之間存在長期均衡關(guān)系。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)與農(nóng)業(yè)居民消費(fèi)價格指數(shù)對農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)的影響較弱，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)的波動影響主要來源于其自身的影響。從長期來看，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)對農(nóng)業(yè)居民消費(fèi)價格指數(shù)的影響較大，從第8 期開始成為農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)市場價格波動的主要影響因素。從格蘭杰因果檢驗(yàn)和向量自回歸模型來看，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)波動與農(nóng)業(yè)居民消費(fèi)價格指數(shù)波動互為因果，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)波動與農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)波動互為因果。根據(jù)方差分解結(jié)果得知，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格、農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格、農(nóng)業(yè)居民消費(fèi)價格在短期內(nèi)對自身預(yù)期誤差的解釋度較大，但隨著時間推移呈現(xiàn)下降趨勢，且處于農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈上的其他環(huán)節(jié)的影響力不斷增強(qiáng)。

農(nóng)產(chǎn)品價格波動及傳導(dǎo)是關(guān)系到農(nóng)業(yè)自身可持續(xù)發(fā)展、各環(huán)節(jié)主體利益分配以及社會經(jīng)濟(jì)秩序協(xié)同穩(wěn)定的關(guān)鍵問題。為確保農(nóng)產(chǎn)品價格的順暢傳導(dǎo)、促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品市場穩(wěn)步健康發(fā)展，我們需要做到:(1)加強(qiáng)推進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品信息體系建設(shè)，完善農(nóng)產(chǎn)品價格信息服務(wù)工作模式;(2)加強(qiáng)農(nóng)產(chǎn)品流通體系建設(shè)，盡量規(guī)避菜單成本所帶來的不良影響;(3)政府合理干預(yù)，充分發(fā)揮政府引導(dǎo)能力，維護(hù)農(nóng)產(chǎn)品市場外部環(huán)境穩(wěn)定;(4)深入農(nóng)產(chǎn)品價格傳導(dǎo)機(jī)制研究，加強(qiáng)預(yù)警工作，適時把握主要影響因素［5］。

［1］許世衛(wèi)，李哲敏，孔繁濤，等.農(nóng)產(chǎn)品價格傳導(dǎo)機(jī)制及其主要影響因素分析［J］.中國科技論壇，2012，9:71-76.

［2］魏金義，王偉新，祁春節(jié).農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈縱向價格傳導(dǎo)機(jī)制研究［J］.華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報 (社會科學(xué)版)，2013，3:83-88.

［3］方晨靚，農(nóng)產(chǎn)品價格波動國際傳導(dǎo)機(jī)理及效應(yīng)研究［D］.杭州:浙江大學(xué)，2012.

［4］顧國達(dá)，方晨靚，農(nóng)產(chǎn)品價格波動的國內(nèi)傳導(dǎo)路徑及其非對稱性研究［J］.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)技術(shù)，2011，3:12-20.

［5］曹曉青，李濤，曹文彬，基于VAR 模型的農(nóng)產(chǎn)品價格傳導(dǎo)機(jī)制研究［J］.中國農(nóng)業(yè)信息，2013，13:284-286.