中國農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格與食品價(jià)格波動(dòng)的相關(guān)性——基于SVAR模型的實(shí)證分析

謝衛(wèi)衛(wèi)，羅光強(qiáng)

(湖南農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖南 長沙 410128)

一、問題的提出

由于我國每輪食品價(jià)格上漲的背后往往都伴隨著農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的大幅上漲，社會(huì)上普遍認(rèn)為農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格是推動(dòng)食品價(jià)格上漲的主要力量。以2012年4月份的價(jià)格數(shù)據(jù)為例(數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局)，食品價(jià)格同比上漲了7.0%，而同期肉禽及其制品價(jià)格上漲了8.2%，鮮菜價(jià)格上漲了27.8%，水產(chǎn)品價(jià)格上漲了11.5%。但是，深入分析全國城鎮(zhèn)居民家庭農(nóng)產(chǎn)品支出占食品支出比重的數(shù)據(jù)(表1)，筆者發(fā)現(xiàn)另一個(gè)事實(shí)：近幾年主要農(nóng)產(chǎn)品占食品的支出比重并沒有發(fā)生明顯的變化，農(nóng)產(chǎn)品整體支出比重在0.54 附近徘徊。這說明，在農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲的同時(shí)，食品中非農(nóng)產(chǎn)品的價(jià)格可能保持了同樣的增長速度。因此，對(duì)于農(nóng)產(chǎn)品是否是影響食品價(jià)格上漲的主要原因，需作進(jìn)一步的研究。

關(guān)于我國農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的研究文獻(xiàn)比較豐富，主要是從國際農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格、外部沖擊、貨幣供給等方面探討了農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)的機(jī)理及影響因素。這些研究指出，國際農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格變化對(duì)國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)有顯著的影響；[1]但不同農(nóng)產(chǎn)品的國內(nèi)價(jià)格對(duì)國際價(jià)格的反應(yīng)程度存在一定的差異；[2]外部沖擊因素對(duì)國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)也有顯著的影響；[3]從農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈視角看，外部沖擊因素對(duì)處于產(chǎn)業(yè)鏈不同環(huán)節(jié)的農(nóng)產(chǎn)品的影響存在差異。就初級(jí)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格而言，波動(dòng)幅度在短期內(nèi)可能會(huì)擴(kuò)大3~5 倍；[4]貨幣供給對(duì)國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)有一定的影響，但不是影響農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)的主要因素。[5,6]馬敬桂等認(rèn)為農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格是食品價(jià)格波動(dòng)的主要原因，但他們采用的是VAR 模型，忽視了農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格與食品價(jià)格的同期影響，其研究結(jié)論有待進(jìn)一步驗(yàn)證。[7]總的來說，已有文獻(xiàn)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格與食品價(jià)格間的關(guān)聯(lián)性研究較少?；诖耍P者擬建立結(jié)構(gòu)化的向量自回歸模型(SVAR)，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解定量地刻畫我國幾類主要農(nóng)產(chǎn)品的價(jià)格與食品價(jià)格之間相互影響程度，以厘清農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格與食品價(jià)格的內(nèi)在關(guān)系。

表1 全國城鎮(zhèn)居民年人均農(nóng)產(chǎn)品支出占食品支出的比重

二、模型的基本設(shè)定

1．模型形式

農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格對(duì)食品價(jià)格不僅存在著滯后影響，還存在著同期影響，因此，筆者建立結(jié)構(gòu)化的向量自回歸模型(SVAR)對(duì)其關(guān)系加以刻畫。一般的n 元p 階SVAR 模型形式如下：

其中，yt是n 維內(nèi)生變量列向量，有p 階滯后期；A0和B1···Br是待估計(jì)的系數(shù)矩陣；ut是n 維隨機(jī)擾動(dòng)列向量。

2．變量的選取和平穩(wěn)性檢驗(yàn)

表1 顯示，不同農(nóng)產(chǎn)品支出占食品支出的比重大不一樣，肉禽及其制品和鮮菜的比重較大，分別約為0.2 和0.1 ，而蛋類比重較小，近年約為0.02?？紤]到不同農(nóng)產(chǎn)品的價(jià)格對(duì)食品價(jià)格的影響可能不同，本文選取食品(y1)、糧食(y2)、肉禽及其制品(y3)、蛋(y4)、水產(chǎn)品(y5)、鮮菜(y6)、鮮果(y7)等七類價(jià)格指數(shù)作為分析變量。變量的數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局，時(shí)間范圍是2001年1月至2012年8月，共140 個(gè)樣本。但國家統(tǒng)計(jì)局公布的是同比數(shù)據(jù)，為了獲得穩(wěn)定的定基比數(shù)據(jù)，筆者以2001年1月至12月間數(shù)據(jù)的平均值作為基期，然后將同比數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為定基比序列。

SVAR 模型要求變量是平穩(wěn)的或者變量間存在協(xié)整關(guān)系。筆者先對(duì)變量序列取對(duì)數(shù)(消除異方差)，然后采用ADF 方法檢驗(yàn)其平穩(wěn)性，結(jié)果表明(表2)：變量lny1、lny2、lny3、lny4、lny5、lny6、lny7是非平穩(wěn)的，而它們的一階差分是平穩(wěn)的。因此，確定D(lny1)、D(lny2)、D(lny3)、D(lny4)、D(lny5)、D(lny6)、D(lny7)為(1)式中序列yt的內(nèi)生變量。

表2 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果(ADF 方法)

3．滯后階數(shù)的確定和模型識(shí)別

表3 給出了根據(jù)LR、FPE、AIC、SC、HQ 準(zhǔn)則進(jìn)行滯后階數(shù)檢驗(yàn)的結(jié)果，其中3 個(gè)準(zhǔn)則(LR、FPE、AIC)所得結(jié)果為2 階，由此可以確定(1)式中滯后階數(shù)為2，即p=2。同時(shí)，要保證SVAR 模型能夠被識(shí)別，即所有系數(shù)得到準(zhǔn)確的估計(jì)，需要對(duì)模型施加短期或長期約束條件。根據(jù)需要，本文采用Cholesky 分解法建立遞歸式的短期約束，即短期約束矩陣的上三角為0。另外，對(duì)模型進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)(圖1)發(fā)現(xiàn)，AR 特征多項(xiàng)式根的倒數(shù)都位于單位圓內(nèi)，表明模型滿足平穩(wěn)性條件。

表3 滯后階數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

圖1 AR 特征多項(xiàng)式根的倒數(shù)分布圖

三、計(jì)量結(jié)果分析

1．農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格對(duì)食品價(jià)格的沖擊效應(yīng)

通過SVAR 模型可以得到正交化的脈沖響應(yīng)函數(shù)，而脈沖響應(yīng)函數(shù)能夠很好地描述SVAR 模型中某個(gè)內(nèi)生變量的一次性沖擊給模型中其他內(nèi)生變量所帶來的影響，本文據(jù)此考察各類農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格對(duì)食品價(jià)格的沖擊效應(yīng)。圖2 和圖3 描述了食品價(jià)格 分別受到糧食、肉禽及其制品、蛋、水產(chǎn)品、鮮菜、鮮果價(jià)格1 個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊后的1 至24個(gè)月內(nèi)所作出的響應(yīng)：

圖2 食品價(jià)格對(duì)糧食(shock2)、肉禽及其制品(shock3)、蛋(shock4)價(jià)格沖擊的響應(yīng)

圖3 食品價(jià)格對(duì)水產(chǎn)品(shock5)、鮮菜(shock6)、鮮果(shock7)價(jià)格沖擊的響應(yīng)

糧食價(jià)格對(duì)食品價(jià)格的沖擊剛開始呈正向作用(圖2)，2 個(gè)月后達(dá)到最大的正向作用(約為0.45%)，隨后轉(zhuǎn)變?yōu)樨?fù)向作用，在第4 個(gè)月達(dá)到最大負(fù)向作用(約為-0.2%)；從第5 個(gè)月開始，這一沖擊呈現(xiàn)振蕩式衰減，14 個(gè)月后作用基本消失。整體而言，糧食價(jià)格上漲對(duì)食品價(jià)格的沖擊效應(yīng)在前5個(gè)月并不穩(wěn)定，呈現(xiàn)出比較大的波動(dòng)性。這可能與糧食價(jià)格的較強(qiáng)波及作用有關(guān)，糧食價(jià)格上漲引致其他相關(guān)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格變動(dòng)，從而導(dǎo)致食品價(jià)格波動(dòng)幅度比較大。

肉禽及其制品價(jià)格對(duì)食品價(jià)格的沖擊作用一直是正向的，在第3 個(gè)月達(dá)到峰值(約為0.28%)，隨后逐漸減弱，在12 個(gè)月后作用消失。表明肉禽及其制品價(jià)格上漲對(duì)食品價(jià)格產(chǎn)生了比較穩(wěn)定的正向影響，并且這種影響持續(xù)了近1年之久。

蛋價(jià)格和鮮果價(jià)格對(duì)食品價(jià)格的沖擊效果類似，都呈現(xiàn)出波動(dòng)式的衰減，并且都比較溫和；蛋類價(jià)格對(duì)食品價(jià)格的沖擊作用在前3 個(gè)月是正向的，然后轉(zhuǎn)為負(fù)向，而鮮果價(jià)格的作用方向剛好相反。總的說來，由于蛋和鮮果占居民食品支出比重較小，并且鮮果的需求彈性較大，因此，蛋和鮮果價(jià)格上漲對(duì)食品價(jià)格的沖擊作用有限。

不同于其他幾類農(nóng)產(chǎn)品，水產(chǎn)品價(jià)格和鮮菜價(jià)格對(duì)食品價(jià)格的沖擊整體呈負(fù)向作用，且強(qiáng)度和持續(xù)時(shí)間明顯大于正向作用；鮮菜價(jià)格的沖擊作用在前2 個(gè)月呈微弱的正向作用然后迅速轉(zhuǎn)為負(fù)向作用，而水產(chǎn)品價(jià)格的沖擊作用在前8 個(gè)月一直是負(fù)向的。出現(xiàn)這種情況，一個(gè)合理的解釋是：水產(chǎn)品的需求彈性大，當(dāng)價(jià)格上漲時(shí)，水產(chǎn)品的市場需求量迅速減少，從而導(dǎo)致食品價(jià)格下跌；而鮮菜價(jià)格上漲會(huì)引誘菜農(nóng)擴(kuò)大生產(chǎn)，由于生產(chǎn)周期比較短，幾個(gè)月后鮮菜供給量大增，鮮菜價(jià)格迅速下跌，從而導(dǎo)致食品價(jià)格下跌。

2．農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格對(duì)食品價(jià)格變化的貢獻(xiàn)程度

脈沖響應(yīng)函數(shù)可以反映隨著時(shí)間的變化，模型中的一個(gè)內(nèi)生變量如何響應(yīng)其他變量的沖擊；但脈沖響應(yīng)函數(shù)沒有刻畫出在一個(gè)內(nèi)生變量的變化中其他變量沖擊的相對(duì)重要性，而方差分解可以分析SVAR 模型中不同變量的結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，從而定量地考察各變量間的影響關(guān)系。基于此，筆者進(jìn)一步對(duì)食品、糧食、肉禽及其制品、蛋、水產(chǎn)品、鮮菜、鮮果價(jià)格進(jìn)行方差分解，結(jié)果如表4 所示：

表4 SVAR 模型中各內(nèi)生變量的方差分解結(jié)果

食品價(jià)格自身沖擊對(duì)食品價(jià)格變動(dòng)的貢獻(xiàn)率最大，達(dá)到64.46%；糧食價(jià)格和肉禽及其制品價(jià)格沖擊對(duì)食品價(jià)格變化影響較大，分別是13.92%和7.1%；水產(chǎn)品價(jià)格和鮮菜價(jià)格沖擊對(duì)食品價(jià)格變化影響較??；而蛋價(jià)格和鮮果價(jià)格沖擊對(duì)食品價(jià)格變化影響微弱。在食品價(jià)格變化中，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格沖擊總共貢獻(xiàn)了35.53%(13.92%+7.1%+2.56%+5.59%+ 4.6%+1.76%)，遠(yuǎn)低于食品價(jià)格自身沖擊(64.46%)，同時(shí)這一數(shù)據(jù)也低于農(nóng)產(chǎn)品占食品支出的比重(約54%)，表明農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格沖擊不是影響食品價(jià)格波動(dòng)的主要原因。

食品價(jià)格沖擊對(duì)幾類主要農(nóng)產(chǎn)品(糧食、肉禽及其制品、蛋、水產(chǎn)品、鮮菜、鮮果)的價(jià)格變化的影響比較大，分別達(dá)到10.79%、21.24%、27.11%、26.98%、43.26%、9.78%，表明食品價(jià)格變化對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的反作用比較顯著。這可能與農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)者和消費(fèi)者的理性預(yù)期及農(nóng)產(chǎn)品市場的供需特點(diǎn)有關(guān)。以鮮菜價(jià)格為例，當(dāng)其他食品價(jià)格普遍上漲時(shí)，消費(fèi)者會(huì)預(yù)期鮮菜價(jià)格也會(huì)上漲，從而增加對(duì)鮮菜的需求量；但由于鮮菜有一定的生長周期同時(shí)不易儲(chǔ)存，在一般情況下，市場存貨不多，當(dāng)市場需求量突增時(shí)，鮮菜供給往往跟不上，從而導(dǎo)致鮮菜價(jià)格上漲。

糧食價(jià)格和肉禽及其制品價(jià)格顯示出較強(qiáng)的獨(dú)立性，主要受到自身沖擊和食品價(jià)格的影響，其他農(nóng)產(chǎn)品的價(jià)格沖擊對(duì)其影響較弱。同時(shí)，糧食價(jià)格對(duì)其他幾類農(nóng)產(chǎn)品(蛋、水產(chǎn)品、鮮菜、鮮果)的價(jià)格變化影響較大，分別達(dá)到10.78%、10.57%、15.39%和19.72%。表明糧食價(jià)格對(duì)其他農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格有較強(qiáng)的波及作用，這一結(jié)果印證了前面糧食價(jià)格對(duì)食品價(jià)格沖擊效應(yīng)的相關(guān)結(jié)論。肉禽及其制品價(jià)格的波及作用要明顯小于糧食價(jià)格，盡管肉禽及其制品占食品支出的比重是糧食的2 倍多，但其價(jià)格沖擊對(duì)食品價(jià)格變化的貢獻(xiàn)率是糧食價(jià)格沖擊的1/2 左右。這說明農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格沖擊對(duì)食品價(jià)格的影響主要是依靠農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的波及作用。

四、結(jié)論與啟示

在構(gòu)建一個(gè)結(jié)構(gòu)化的向量自回歸模型(SVAR)基礎(chǔ)上，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)描述了食品價(jià)格對(duì)幾類主要農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格沖擊的響應(yīng)軌跡，同時(shí)采用方差分解法定量地考察了食品價(jià)格與幾類主要農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明：

(1)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格對(duì)食品價(jià)格有重要的影響，但并不是推動(dòng)食品價(jià)格上漲的主要原因；食品價(jià)格變化的自身沖擊貢獻(xiàn)為64.46%，而幾類主要農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格沖擊貢獻(xiàn)共為35.54%。這表明食品價(jià)格變化可能更多地是受到食品中的非農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格或者是外部因素(如貨幣政策、通貨預(yù)期、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格等)的影響。

(2)不同類別的農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格對(duì)食品價(jià)格的沖擊效應(yīng)和影響大小都存在明顯差異?？傮w而言，在農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格沖擊對(duì)食品價(jià)格變化的影響當(dāng)中，糧食價(jià)格和肉禽及其制品價(jià)格沖擊扮演了主要角色，它們不僅直接貢獻(xiàn)了食品價(jià)格變化中的13.92%和7.1%，同時(shí)還通過影響其他類農(nóng)產(chǎn)品(蛋、水產(chǎn)品、鮮菜、鮮果)的價(jià)格而間接影響到食品價(jià)格。不過，糧食價(jià)格和肉禽及其制品價(jià)格的沖擊效應(yīng)并不一致，糧食價(jià)格上漲對(duì)食品價(jià)格的沖擊作用表現(xiàn)出較大的波動(dòng)性，而肉禽及其制品價(jià)格的沖擊作用呈穩(wěn)定的正向影響。

(3)與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格沖擊對(duì)食品價(jià)格變化的影響相比，由于市場主體(主要是農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)者和消費(fèi)者)對(duì)價(jià)格的理性預(yù)期和農(nóng)產(chǎn)品本身的供需特點(diǎn)，食品價(jià)格沖擊對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的反作用更為顯著。這說明食品價(jià)格一旦上漲，就會(huì)表現(xiàn)出很強(qiáng)的慣性趨勢。

以上結(jié)論表明，糧食價(jià)格和肉禽及其制品價(jià)格在農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格沖擊對(duì)食品價(jià)格變化的影響當(dāng)中處于主導(dǎo)地位，保障糧食和肉禽及其制品的市場供給將有助于食品價(jià)格的穩(wěn)定；但是農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格沖擊僅貢獻(xiàn)了食品價(jià)格變化的35.54%，因此，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格對(duì)于穩(wěn)定食品價(jià)格的作用有限。在制定穩(wěn)定食品價(jià)格的相關(guān)政策過程中，政府應(yīng)更多地關(guān)注貨幣政策、通貨預(yù)期、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格等外部因素，特別是通脹預(yù)期對(duì)食品價(jià)格的影響。本文的相關(guān)結(jié)論表明，鮮菜等農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格容易受到生產(chǎn)者和消費(fèi)者的價(jià)格預(yù)期的影響，盡管本文對(duì)其作用機(jī)理沒有作進(jìn)一步的實(shí)證分析，但已有的研究表明，通脹預(yù)期對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲有顯著的影響。[5]因此，當(dāng)食品價(jià)格上漲后，政府應(yīng)當(dāng)積極采取相關(guān)措施(比如加強(qiáng)農(nóng)產(chǎn)品儲(chǔ)備，完善物流體系等)來平抑農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)者和消費(fèi)者的通脹預(yù)期。

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