農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)與物流業(yè)景氣指數(shù)的關(guān)系研究

楊思雨 田國(guó)強(qiáng)

(中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083)

1 問題提出與理論分析

1.1 問題提出

農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)是聯(lián)結(jié)生產(chǎn)和消費(fèi)、實(shí)現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品流通的關(guān)鍵環(huán)節(jié)，承擔(dān)著主要農(nóng)產(chǎn)品集散、價(jià)格形成和信息傳遞3大功能。Price Statistics Review Committee[1]指出批發(fā)價(jià)格指數(shù)從1890年起連年公布，其最初是作為衡量一級(jí)市場(chǎng)價(jià)格變動(dòng)的指標(biāo)。我國(guó)從2005年11月11日起每天公布全國(guó)農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)，為全面反映全國(guó)農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)環(huán)節(jié)的價(jià)格整體水平及其變化，對(duì)于指導(dǎo)生產(chǎn)、引導(dǎo)消費(fèi)、促進(jìn)流通具有重要作用。以往文獻(xiàn)指出，農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)一般會(huì)受到季節(jié)與氣候因素、供需關(guān)系、物流成本的影響[2-3]。隨著我國(guó)商品流通體制市場(chǎng)化改革的不斷推進(jìn)，自20世紀(jì)80年代中期，國(guó)家全面取消農(nóng)產(chǎn)品統(tǒng)購(gòu)統(tǒng)銷，農(nóng)產(chǎn)品流通正式進(jìn)入自由流通的商品經(jīng)濟(jì)時(shí)代，物流在農(nóng)產(chǎn)品流通中的作用愈加凸顯。中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品物流總額呈逐年遞增趨勢(shì)，2017年，中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品物流總額為3.7萬億元。按可比價(jià)格計(jì)算，同比增長(zhǎng)3.9%，增速比上年同期提高0.8個(gè)百分點(diǎn)。我國(guó)糧食從產(chǎn)區(qū)到銷區(qū)的物流費(fèi)用占銷售價(jià)的30%～35%，而發(fā)達(dá)國(guó)家為20%～25%；鮮活農(nóng)產(chǎn)品物流成本占總成本60%以上。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格傳導(dǎo)的研究較多，主要集中在季節(jié)調(diào)整、橫向傳導(dǎo)、縱向傳導(dǎo)等。對(duì)農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)的季節(jié)調(diào)整，孟文強(qiáng)等[4]分析了農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)季節(jié)波動(dòng)規(guī)律和經(jīng)濟(jì)含義，提出適用于農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)季節(jié)效應(yīng)預(yù)調(diào)整的最優(yōu)時(shí)間間隔，更好的分析其季節(jié)波動(dòng)特征。羅光強(qiáng)等[5]運(yùn)用季節(jié)分析法與濾波法分析農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)的趨勢(shì)與特征，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)整體呈現(xiàn)周期性上升態(tài)勢(shì)，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)的季節(jié)性和周期性特征明顯。促進(jìn)我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)穩(wěn)定運(yùn)行需要謹(jǐn)防季節(jié)性和跨周期性的內(nèi)外沖擊。

縱向研究全產(chǎn)業(yè)鏈的價(jià)格傳導(dǎo)機(jī)制，李桂芹等[6]認(rèn)為蔬菜全產(chǎn)業(yè)鏈條價(jià)格之間的傳遞呈現(xiàn)出明顯的“非均衡性”。與零售價(jià)格相比，蔬菜批發(fā)價(jià)格的上漲更能帶動(dòng)生產(chǎn)價(jià)格的提高。潘建偉等[7]采用VAR模型對(duì)我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格←→農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格←→農(nóng)產(chǎn)品零售價(jià)格傳導(dǎo)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，揭示農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格、批發(fā)價(jià)格、零售價(jià)格的正向傳導(dǎo)和逆行反饋在農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲和下跌狀態(tài)下傳導(dǎo)規(guī)律。

橫向研究農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)與其他要素的關(guān)系，針對(duì)農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)與消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)(CPI)的協(xié)整關(guān)系研究眾多。Shahbaz等[8]以巴基斯坦為例，實(shí)證研究了批發(fā)價(jià)格指數(shù)與CPI之間的協(xié)整性和雙向因果關(guān)系。姚壽福[9]得出我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)與CPI之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)對(duì)CPI的作用當(dāng)期比滯后期大。譚晶榮等[10]研究農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)與國(guó)際大宗商品期貨價(jià)格指數(shù)之間的關(guān)系。

國(guó)外學(xué)者對(duì)物流業(yè)景氣指數(shù)的研究較少，國(guó)內(nèi)學(xué)者唐光海[11]指出市場(chǎng)規(guī)模會(huì)直接影響現(xiàn)代物流業(yè)景氣程度。王虹等[12]發(fā)現(xiàn)模型化的物流業(yè)景氣變動(dòng)狀況同宏觀經(jīng)濟(jì)大勢(shì)是吻合的。孫穎[13]指出物流業(yè)景氣指數(shù)與制造業(yè)采購(gòu)經(jīng)理指數(shù)的長(zhǎng)期關(guān)系為：制造業(yè)采購(gòu)經(jīng)理指數(shù)每上升1個(gè)百分點(diǎn)，物流業(yè)景氣指數(shù)將被拉動(dòng)7.584 301個(gè)百分點(diǎn)。羅濤[14]認(rèn)為物流業(yè)景氣指數(shù)與生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)在5%的顯著性水平下存在單向Granger因果關(guān)系，表現(xiàn)為物流業(yè)景氣指數(shù)是生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)的Granger原因。

回顧現(xiàn)有文獻(xiàn)，幾乎鮮有研究農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)與物流業(yè)景氣指數(shù)的非對(duì)稱傳遞。故本研究旨在深入探究農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)與物流業(yè)景氣指數(shù)波動(dòng)特征的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步對(duì)比分析農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)與物流業(yè)景氣指數(shù)的影響機(jī)理。比較農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)與物流業(yè)景氣指數(shù)的關(guān)系，基于MS-VAR模型，在考慮變量間非線性關(guān)系的前提下，分析區(qū)制轉(zhuǎn)換持續(xù)時(shí)間，進(jìn)而探究不同區(qū)制狀態(tài)下脈沖響應(yīng)路徑及傳導(dǎo)特征。

1.2 理論分析

農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)市場(chǎng)依托于一定的規(guī)模，由生產(chǎn)者或中間收購(gòu)商將分散的產(chǎn)品集中到批發(fā)市場(chǎng)被批發(fā)商收購(gòu)，再通過零售商銷售，最終到達(dá)消費(fèi)者手中?？梢砸?guī)避產(chǎn)品分散經(jīng)營(yíng)，加強(qiáng)社會(huì)分工，實(shí)現(xiàn)規(guī)模化，有效降低物流成本。農(nóng)產(chǎn)品物流的不同流通階段會(huì)有不同的流通主體執(zhí)行物流活動(dòng)，具體表現(xiàn)為物流的全過程被分割為農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)、批發(fā)、零售等不同階段的物流。

圖1 農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)市場(chǎng)與物流業(yè)的作用機(jī)理

通常而言，零售商會(huì)根據(jù)農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)市場(chǎng)的批發(fā)價(jià)格w決定訂貨量q，而批發(fā)商則會(huì)綜合考慮與農(nóng)產(chǎn)品流通相關(guān)的成本和損耗，并在成本最小化的原則下制定最優(yōu)批發(fā)價(jià)格及訂貨量。當(dāng)把農(nóng)產(chǎn)品運(yùn)送到零售商手中時(shí)，零售商會(huì)根據(jù)農(nóng)產(chǎn)品自身品質(zhì)、市場(chǎng)需求量以及物流成本來確定最終零售價(jià)格[15]。

基本假設(shè)：

1)批發(fā)商承擔(dān)農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)地到批發(fā)市場(chǎng)的物流運(yùn)輸成本a1(t)。

2)零售商承擔(dān)農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)市場(chǎng)到零售商之間的物流運(yùn)輸成本a2(t)。

3)農(nóng)產(chǎn)品在常溫的物流過程中，極易損耗，設(shè)其生命周期為T，構(gòu)造與流通時(shí)間相關(guān)的產(chǎn)品保存比率函數(shù)φ(t)(0≤t≤T)，用以闡述這一產(chǎn)品實(shí)體數(shù)量的變化規(guī)律。當(dāng)t=T時(shí)，φ(t)=0；當(dāng)t=0時(shí)，φ(t)=1。當(dāng)訂貨量為q時(shí)，批發(fā)市場(chǎng)為了預(yù)測(cè)出損耗后的訂貨量有效值，需運(yùn)送q/φ(t)件產(chǎn)品。

4)假設(shè)流通企業(yè)對(duì)于每件農(nóng)產(chǎn)品的加工成本為L(zhǎng)，批發(fā)商承擔(dān)產(chǎn)地到批發(fā)市場(chǎng)的物流倉(cāng)儲(chǔ)成本b1(t),零售商承擔(dān)批發(fā)市場(chǎng)到零售商的物流倉(cāng)儲(chǔ)成本b2(t)。

5)農(nóng)產(chǎn)品在產(chǎn)地的自身成本為C0，季末殘值為零。

6)市場(chǎng)需求函數(shù)d=AP-kγ(t)是零售價(jià)格與產(chǎn)品品質(zhì)的函數(shù)。在同樣的價(jià)格條件下，農(nóng)產(chǎn)品的品質(zhì)越好，消費(fèi)者的需求量越大，其中A是市場(chǎng)規(guī)模系數(shù)，k是價(jià)格彈性系數(shù)，k>1。

對(duì)批發(fā)商而言，當(dāng)零售商每次訂貨量為q時(shí)，由于農(nóng)產(chǎn)品流通中的損耗，會(huì)選擇提供大于訂貨量的運(yùn)輸量。已構(gòu)造產(chǎn)品保存比率函數(shù)φ(t)，且訂貨量為q，需運(yùn)送q/φ(t)件產(chǎn)品。在以上約束條件后，可得批發(fā)商的成本與利潤(rùn)分別為：

C=(a1(t)+b1(t)+C0)(q/φ(t))

(1)

π=wq-(a1(t)+b1(t)+C0)(q/φ(t))

(2)

令上式一階導(dǎo)數(shù)為零，由零售商利潤(rùn)最大化知q*′=q*[-k/(w+b2(t)+a2(t)+L)]，則可得出農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格直接影響零售商的訂貨量。

則可推導(dǎo)出批發(fā)商最優(yōu)批發(fā)價(jià)格為：

(3)

農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格與物流運(yùn)輸成本、倉(cāng)儲(chǔ)成本、產(chǎn)品自身成本、損耗率、加工成本等相關(guān)。結(jié)合實(shí)際情況，物流費(fèi)用一般占到農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格的50%以上，農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)會(huì)對(duì)物流業(yè)景氣指數(shù)產(chǎn)生較大影響。

2 研究方法

馬爾可夫區(qū)制轉(zhuǎn)移向量自回歸MS-VAR模型，可被視為VAR(p)模型的一般化形式[16-18]?？紤]一個(gè)K維時(shí)間序列構(gòu)成向量：

yt=v+A1yt-1+…+APyt-p+ut

(4)

式中，yt是K維時(shí)間序列向量，yt=(y1t,…yKt),t=1,2，…，T；ut～I(xiàn)ID(0,∑)。

將式(1)表示成如下均值調(diào)整后VAR模型：

yt-u=A1(yt-1-u)+…+Ap(yt-p-u)+ut

(5)

yt的條件概率密度函數(shù)為：

(6)

假設(shè)st服從離散狀態(tài)馬爾科夫隨機(jī)過程，其轉(zhuǎn)移概率推算方式將其定義為：

Pij=Pr(st+1=j|st=i),

(7)

則其轉(zhuǎn)移矩陣可表示為式(5)：

式中PiM=1-Pi1-…-Pi,M-1,i=1,2,…,M。

下面考慮VAR(p)模型均值調(diào)整的區(qū)制轉(zhuǎn)移形式，假設(shè)M為區(qū)制數(shù)，p為階數(shù)，則可表示為：

yt-u(st)=A1(s1)(yt-1-u(st-1))+…+

Ap(st)(yt-p-u(st-p))+ut

(8)

其中，ut～I(xiàn)ID(0,∑(st))，u(st)，A1(s1),…,Ap(st),∑(st)是用來描述參數(shù)u，A1,A2,…,Ap和∑對(duì)于區(qū)制st依賴的變參數(shù)函數(shù)，即

(9)

當(dāng)區(qū)制發(fā)生一次性跳躍時(shí)，模型也會(huì)隨之改變。但有些情況，當(dāng)模型轉(zhuǎn)移到另一個(gè)區(qū)制時(shí)，期望其均值能夠平滑地變成新的水平，這樣也更為合理。此時(shí)模型中加入一個(gè)區(qū)制相關(guān)的截距項(xiàng)v(st)，可按式(7)處理：

yt=v(st)+A1(s1)yt-1+…+Ap(st)yt-p+ut

(10)

不同于線性VAR模型，對(duì)區(qū)制變化后可觀測(cè)變量的狀態(tài)進(jìn)行相應(yīng)調(diào)整[19-20]。

3 變量選擇與數(shù)據(jù)來源

3.1 研究假設(shè)

根據(jù)理論分析可知，農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)波動(dòng)會(huì)影響物流業(yè)景氣指數(shù)，但并不能得出兩者呈正相關(guān)或負(fù)相關(guān)關(guān)系。進(jìn)一步地，本研究推測(cè)農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格上升，市場(chǎng)農(nóng)產(chǎn)品流通量上升，物流業(yè)收入增加，帶動(dòng)物流業(yè)的庫(kù)存周轉(zhuǎn)次數(shù)、設(shè)備利用率、從業(yè)人員、新訂單、業(yè)務(wù)總量5項(xiàng)指數(shù)均增加，從而這5項(xiàng)指數(shù)加權(quán)合成的下一期物流業(yè)景氣指數(shù)提高；農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格下降，市場(chǎng)農(nóng)產(chǎn)品流通量下降，會(huì)使物流業(yè)收入減少，下一期物流業(yè)景氣指數(shù)降低。因此，在分析時(shí)主要驗(yàn)證以下2個(gè)假設(shè)：一是農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)的變動(dòng)對(duì)物流業(yè)景氣指數(shù)的影響應(yīng)該是顯著的，是物流業(yè)景氣指數(shù)的重要帶動(dòng)力量。二是農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)變動(dòng)對(duì)物流業(yè)景氣指數(shù)的作用一般不會(huì)在當(dāng)期完成，應(yīng)該具有明顯的滯后作用。

3.2 數(shù)據(jù)來源

選取2011年12月—2019年1月各月度數(shù)據(jù)作為研究對(duì)象，由于我國(guó)目前沒有編制農(nóng)產(chǎn)品物流景氣指數(shù)，本研究用物流業(yè)景氣指數(shù)近似替代。雖然物流業(yè)景氣指數(shù)反映我國(guó)物流業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的總體變化情況，但是農(nóng)產(chǎn)品物流作為物流業(yè)的一個(gè)組成部分，用物流業(yè)景氣指數(shù)近似替代能在一定程度上反映農(nóng)產(chǎn)品物流景氣指數(shù)的變化趨勢(shì)。物流業(yè)景氣指數(shù)具體來源于中國(guó)物流信息中心，記為L(zhǎng)PI；物流業(yè)景氣指數(shù)以50%作為經(jīng)濟(jì)強(qiáng)弱的分界點(diǎn)，高于50%時(shí)，反映物流業(yè)經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張；反之，則物流業(yè)經(jīng)濟(jì)收縮。農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)來源于中國(guó)農(nóng)業(yè)信息網(wǎng)，記為NONG。為便于比較，以上數(shù)據(jù)均選取2010年為基期。選取2011年12月作為樣本起始點(diǎn)是因?yàn)椋何锪鳂I(yè)景氣指數(shù)最早設(shè)立于此時(shí)。

3.3 數(shù)據(jù)預(yù)處理

為降低異方差造成的影響，將序列LPI、NONG依次取自然對(duì)數(shù)，記為L(zhǎng)LPI、LNONG，以獲得更加平滑的指數(shù)值?？紤]到農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)和物流業(yè)景氣指數(shù)的波動(dòng)存在季節(jié)性，利用EVIEWS軟件中的census12x季節(jié)調(diào)整法，對(duì)各指標(biāo)序列進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，以剔除季節(jié)變動(dòng)要素和不規(guī)則要素的影響，其中公布的物流業(yè)景氣指數(shù)已經(jīng)過季節(jié)調(diào)整，無須再調(diào)整。完成數(shù)據(jù)預(yù)處理后的2序列可記為：LLPI、LNONG_SA。

4 實(shí)證結(jié)果與分析

4.1 變量的描述性分析

從2011年以來，我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)波動(dòng)較為劇烈，物流業(yè)景氣指數(shù)總體較為平穩(wěn)，但存在短期的波動(dòng)起伏，呈現(xiàn)高位趨穩(wěn)的發(fā)展態(tài)勢(shì)。為了更好研究農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)的變動(dòng)，引入農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)中的小類指數(shù)“菜籃子”產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行對(duì)照分析。在樣本期間的86個(gè)月中，“菜籃子”產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)的波動(dòng)幅度高于農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)的波動(dòng)幅度，兩者的波動(dòng)頻率、變化趨勢(shì)存在一致性，也都呈現(xiàn)出了一定的周期性。

如圖2所示，農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)和物流業(yè)景氣指數(shù)原始序列趨勢(shì)圖，2011年12月—2019年1月，物流業(yè)景氣指數(shù)在50附近平穩(wěn)波動(dòng)，2018年2月達(dá)到樣本期間的最大值59.5，2012年3月達(dá)到樣本期間的最小值50。在2015—2018年，農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)和“菜籃子”產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)的走勢(shì)起伏較大，比2011—2014年的平均水平高，這除了與物價(jià)等有關(guān)外，還與2015年的經(jīng)濟(jì)新常態(tài)、A股股災(zāi)、2016年供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、2018年的中美經(jīng)貿(mào)摩擦有關(guān)。2016年3月農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)和“菜籃子”產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)都達(dá)到樣本期間最大值分別為255.19和265.34，2012年11月其達(dá)到樣本期間的最小值分別為185和182.4。2019年初，物流業(yè)景氣指數(shù)雖然有所回落，但仍保持在較高水平，預(yù)示著后期中國(guó)物流有望保持平穩(wěn)運(yùn)行的基本走勢(shì)。

圖2 2011年12月以來我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)、物流業(yè)景氣指數(shù)走勢(shì)

4.2 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

通過以上的描述性分析可知，直觀上可看出農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)在樣本期間不同時(shí)期狀態(tài)特征有區(qū)別，并分析農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)的不同時(shí)期狀態(tài)特征下其與物流業(yè)景氣指數(shù)間的關(guān)系對(duì)物價(jià)的穩(wěn)定以及相關(guān)政策制定有著重要意義。對(duì)農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)(LNONG_SA)、物流業(yè)景氣指數(shù)(LLPI)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，以免出現(xiàn)偽回歸。采用ADF檢驗(yàn)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

表1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)(單位根檢驗(yàn))

注：_SA為經(jīng)過季節(jié)調(diào)整后，LLPI已是季節(jié)調(diào)整后指數(shù)；***表示在1%的水平上顯著。

Note: _SA is seasonally adjusted, and LLPI is seasonally adjusted.*** means significant at the 1% level.

農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)、物流業(yè)景氣指數(shù)在5%顯著性水平下均通過單位根檢驗(yàn)，說明LLPI、LNONG_SA為平穩(wěn)序列，可用于構(gòu)建MS-VAR模型，能夠保證估計(jì)的有效性。

4.3 MS-VAR模型

4.3.1模型估計(jì)

通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)后，建立MS-VAR模型。在使用MS-VAR模型進(jìn)行計(jì)算前，通過BDS檢驗(yàn)農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)與物流業(yè)景氣指數(shù)間存在非線性關(guān)系。由于目前沒有嚴(yán)格程序可確定MS-VAR模型滯后階數(shù)，一般沿用普通VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)的確定準(zhǔn)則，即根據(jù)AIC、SIC和HQ準(zhǔn)則，得出基于LLPI與LNONG_SA的MS-VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)為2。針對(duì)區(qū)制選擇，將模型的區(qū)制狀態(tài)設(shè)定為2。

MS-VAR模型可劃分為多種形式，通過比較不同形式的對(duì)數(shù)似然比、AIC值、HQ值、SC值等，依據(jù)對(duì)數(shù)似然比值最大、AIC值最小、HQ值最小、SC值最小準(zhǔn)則，確定基于LLPI與LNONG_SA最優(yōu)模型形式為MSIH(2)-VAR(2)，且MSIH(2)-VAR(2)模型卡方統(tǒng)計(jì)量和DAVIES檢驗(yàn)的P值均<5%，顯著地拒絕線性模型的假設(shè)，說明模型選擇合理，由表2 可見。

4.3.2結(jié)果分析

本研究MS-VAR分析的2區(qū)制如圖3所示，自2012年2月以來存在35次區(qū)制轉(zhuǎn)換，在2012年，較多的樣本處于區(qū)制2內(nèi)，在2013年，較多的樣本處于區(qū)制1內(nèi)，在2014—2015年，大部分樣本處于區(qū)制2內(nèi)；在2016年，41.7%的樣本處于區(qū)制1內(nèi)，58.3%的樣本處于區(qū)制2內(nèi)；在2017年，較多的樣本處于區(qū)制1內(nèi)；2018—2019年1月，樣本較多的處于區(qū)制2內(nèi)。

農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)和物流業(yè)景氣指數(shù)間存在明顯的“雙區(qū)制”動(dòng)態(tài)變化特征，處于區(qū)制1的維持概率是0.416 1，處于區(qū)制2的維持概率是0.728 5，相對(duì)應(yīng)地，處于區(qū)制1的平均持續(xù)期為1.71個(gè)月，處于區(qū)制2的平均持續(xù)期為3.68個(gè)月，狀態(tài)轉(zhuǎn)換頻繁。區(qū)制2下農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)和物流業(yè)景氣指數(shù)之間的持續(xù)時(shí)間為區(qū)制1的2倍。從模型估計(jì)的區(qū)制轉(zhuǎn)移概率陣可知，由區(qū)制1向區(qū)制2轉(zhuǎn)移的概率為0.583 9，由區(qū)制2向區(qū)制1轉(zhuǎn)移的概率為0.271 5。

表2 基于LLPI與LNONG_SA的模型選擇依據(jù)

注：*表示根據(jù)對(duì)應(yīng)的判斷標(biāo)準(zhǔn)下最優(yōu)選擇。

Note: *indicates the optimal choice according to the corresponding judgment criteria.

圖3 基于LLPI與LNONG_SA的各區(qū)制下平滑概率

表3 基于LLPI與LNONG_SA的各區(qū)制持續(xù)期

在不同區(qū)制狀態(tài)下，物流業(yè)景氣指數(shù)與農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)的相關(guān)程度不同。在區(qū)制1下，物流業(yè)景氣指數(shù)與農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)的相關(guān)系數(shù)為-0.543 0，而在區(qū)制2下，2者的相關(guān)系數(shù)為-0.260 2，區(qū)制1時(shí)LLPI與LNONG_SA序列的相互影響程度要強(qiáng)于區(qū)制2時(shí)的影響程度，說明了物流業(yè)景氣指數(shù)與農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)之間的傳導(dǎo)具有非線性特征，見表4所示。

表4 基于LLPI與LNONG_SA的各區(qū)制變量相關(guān)系數(shù)矩陣

MSIH(2)-VAR(2)模型估計(jì)結(jié)果如表5所示，分別比較區(qū)制1和區(qū)制2狀態(tài)下農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)和物流業(yè)景氣指數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤(SE)，可看出區(qū)制2狀態(tài)下標(biāo)準(zhǔn)誤(0.026 4、0.040 7)高于區(qū)制1狀態(tài)下標(biāo)準(zhǔn)誤(0.014 9、0.007 6)。

無論農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)、物流業(yè)景氣指數(shù)都是受其自身滯后1期的正向顯著影響，受其自身滯后2期的負(fù)向顯著影響。比較2者之間的相關(guān)性，相比于農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)，物流業(yè)景氣指數(shù)更容易受到對(duì)方的影響。當(dāng)農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)滯后1期增加一個(gè)單位，物流業(yè)景氣指數(shù)減少-0.134 7個(gè)單位，即農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)上升，物流業(yè)會(huì)收縮；農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)滯后2期增加一個(gè)單位，物流業(yè)景氣指數(shù)增加0.211 7個(gè)單位，即農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)上升，物流業(yè)會(huì)擴(kuò)張，且擴(kuò)張的幅度比上期收縮的幅度大。可見，物流業(yè)景氣指數(shù)會(huì)受到農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)波動(dòng)的顯著影響，且累積影響為正。農(nóng)產(chǎn)品“滯銷”可能由于農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格過低，導(dǎo)致物流業(yè)收縮，農(nóng)產(chǎn)品運(yùn)不出來，大多“爛在地里”。

表5 基于LLPI與LNONG_SA的模型估計(jì)結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著。

Note: ***, ** and * mean significant at 1%, 5% and 10%, respectively.

4.3.3脈沖響應(yīng)分析

為了進(jìn)一步考察LONG_SA與LLPI的影響方向、持續(xù)時(shí)間與作用強(qiáng)度，并比較不同區(qū)制下短期動(dòng)態(tài)影響差異?；贛SIH(2)-VAR(2)模型分別給物流業(yè)景氣指數(shù)、農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)一個(gè)沖擊，觀察其在不同區(qū)制狀態(tài)下的響應(yīng)情況(圖4)。

圖4 基于LLPI與LNONG_SA的各區(qū)制下脈沖響應(yīng)

農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)沖擊對(duì)物流業(yè)景氣指數(shù)的動(dòng)態(tài)影響。給定農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正沖擊，在區(qū)制1下，物流業(yè)景氣指數(shù)在當(dāng)期有正向響應(yīng)，隨后開始上升，在第4期達(dá)到正的最大值0.002，隨即開始下降，在第11期達(dá)到收斂。在區(qū)制2下，物流業(yè)景氣指數(shù)當(dāng)期有負(fù)向響應(yīng)，隨后開始上升，在第4期達(dá)到正的最大值0.004，隨即開始下降，在第11期達(dá)到收斂。區(qū)制2下農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)對(duì)物流業(yè)景氣指數(shù)的沖擊力度比區(qū)制1大；區(qū)制1下，農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)對(duì)物流業(yè)景氣指數(shù)的沖擊力度大于物流業(yè)景氣指數(shù)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)的沖擊力度。

總體來說，在任何區(qū)制下，農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)顯著影響物流業(yè)景氣指數(shù)，且累積影響為正。農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)上升，會(huì)導(dǎo)致物流業(yè)景氣指數(shù)上升。給定農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正沖擊，無論區(qū)制1、2下，物流業(yè)景氣指數(shù)均在第4期達(dá)到最大，持續(xù)到第11期收斂。

物流業(yè)景氣指數(shù)沖擊對(duì)農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)的動(dòng)態(tài)影響。給定物流業(yè)景氣指數(shù)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正沖擊，在區(qū)制1下，農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)在當(dāng)期有正向響應(yīng)，隨后開始上升，在第1期達(dá)到正的最大值0.000 6，隨即開始下降，在第9期達(dá)到收斂，物流業(yè)景氣指數(shù)沖擊農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)的累積影響為正。在區(qū)制2下，物流業(yè)景氣指數(shù)當(dāng)期有正向響應(yīng)，隨后開始上升，在第1期達(dá)到正的最大值0.004，隨即開始下降，在第9期達(dá)到收斂。區(qū)制2下物流業(yè)景氣指數(shù)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)的沖擊力度比區(qū)制1大；區(qū)制1下，物流業(yè)景氣指數(shù)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)的沖擊力度小于農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)對(duì)物流業(yè)景氣指數(shù)的。

總之，農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)會(huì)顯著影響物流業(yè)景氣指數(shù)提高，無論是在區(qū)制1還是區(qū)制2下，物流業(yè)景氣指數(shù)、農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)對(duì)其自身的沖擊都強(qiáng)于其對(duì)對(duì)方的沖擊。

5 結(jié)論與啟示

5.1 結(jié)論

基于2011年12月—2019年1月農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)、物流業(yè)景氣指數(shù)的月度數(shù)據(jù)，本研究構(gòu)建了農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)與物流業(yè)景氣指數(shù)之間MS-VAR模型進(jìn)行實(shí)證分析，主要得出以下結(jié)論:

農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)作為先導(dǎo)性指標(biāo)，顯著影響物流業(yè)景氣指數(shù)，且累積影響為正。但是農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)對(duì)物流業(yè)景氣指數(shù)的正向顯著影響是在滯后2期完成的，政策的落實(shí)存在時(shí)滯，不是立竿見影的。

農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)與物流業(yè)景氣指數(shù)間存在明顯的“雙區(qū)制”動(dòng)態(tài)變化特征。處于區(qū)制2的總時(shí)間和平均持續(xù)時(shí)間均要顯著長(zhǎng)于區(qū)制1的時(shí)間。宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)、運(yùn)費(fèi)成本的變動(dòng)、價(jià)格支持政策，是可能導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)與物流業(yè)景氣指數(shù)之間波動(dòng)存在區(qū)制轉(zhuǎn)換效應(yīng)的主要原因。

農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)與物流業(yè)景氣指數(shù)之間波動(dòng)的區(qū)制狀態(tài)具有較強(qiáng)的持續(xù)性。區(qū)制1的持續(xù)概率為0.416 1，區(qū)制2持續(xù)概率為0.728 5，從區(qū)制1轉(zhuǎn)換到區(qū)制2時(shí)的轉(zhuǎn)換概率要大于從區(qū)制2轉(zhuǎn)換到區(qū)制1的概率，不同區(qū)制狀態(tài)之間的轉(zhuǎn)換具有非對(duì)稱性。

5.2 啟示

農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)對(duì)物流業(yè)景氣指數(shù)有正向顯著影響，且農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)與物流業(yè)景氣指數(shù)間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，在區(qū)制1下，農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)與物流業(yè)景氣指數(shù)相關(guān)性強(qiáng)于區(qū)制2下的相關(guān)性。

我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)上升，會(huì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)企業(yè)、農(nóng)業(yè)合作社、家庭農(nóng)場(chǎng)、種糧大戶、普通農(nóng)戶生產(chǎn)農(nóng)產(chǎn)品積極性提高，農(nóng)產(chǎn)品供給增加，從而提升物流需求量。但是并不是農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格越高越好，農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)上升，會(huì)使物流業(yè)景氣指數(shù)上升，然而農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格太高，則又會(huì)導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品三量齊增，其會(huì)對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的健康發(fā)展、農(nóng)民就業(yè)以及農(nóng)民收入增長(zhǎng)產(chǎn)生不利影響。

致謝

作者對(duì)匿名審稿專家和田志宏教授、鄭志浩教授、武拉平教授的寶貴修改意見表示衷心感謝。