月度的数据，运用VAR向量自回归模型及脉冲响应函数对我国农产品价格链导机制进行实证分析，结果表明农产品价格链传导以需求拉动为主，我国农产品产业链上价格的传导机制在短期内三者间的传导路径都较为顺畅，假如农产品产业链任意一个环节受到外界的冲击时，就会传递到产业链上其它的环节。农产品生产价格波动对农业生产资料价格影响较大，农产品零售价格对农业生产资料价格的影响较小。农业生产资料价格指数、农产品零售价格指数均与农产品生产价格指数互为因果的双向引导关系。三个价格指数对自身的冲击会迅速做出响应，同时也会对农产品产业链上其他环节影响会有不同程度的响应。此外，农产品产业链也会受到社会、经济、法律、政策、市场调控等等因素的影响，是造成产业链上的不同环节、不同价格等传导效率差异性的主要原因。
关键词：农产品价格链传导 协整理论 VAR向量自回归模型 效应分析
中图分类号：F830.58 文献标识码：A
文章编号：1004-4914（2015）11-011-03
中国自古以来就是一个以农立国的国家，农业经济的发展状况决定着国力的强弱，社会的稳定。在2001年起到2014年的“十五”、“十一五”和“十二五”期间，我国农产品价格的剧烈波动引起了世界各国的关注，与以往不同，此次农产品价格的波动幅度大，持续时间长。我国物价需保持长久稳定，特别是农作物产品的价格是否稳定，直接影响城镇居民的日常生活消费和农民的收入，我国政府宏观调控的主要目标就是维持物价稳定，保持农产品价格稳定。中国人口的持续增长是对我国农产品需求增加的基本动力，而物价水平、生产资料成本、收入水平、市场及城市化进程将影响我国农产品的价格，随着人民生活水平的提高，社会经济的不断发展与进步，农业产品的商品化、市场化与日俱增，广大居民消费需求呈现出多样化趋势，从农产品生产到广大居民消费，再到零售产业链条不断地延长，农产品价格的传递环节也在不断地增加。为此，明确农业产品流通产业链、多元化环节的传递渠道、不同的动力机制、传递的程度，以及政府机构采取的各种调控补贴措施，用以加强保障农业产品价格的稳定和广大农民劳动者的收入具有深远的意义。
目前，关于农产品价格传导链机制的研究，大多是从维持农产品价格稳定，围绕增加农民收入、农产品价格波动规律和波动分析，以及农产品价格波动剧烈对农民收入的影响和国民经济发展展开研究。
国内外学者对农产品的价格波动做了大量分析，而产业链上的农产品价格传导研究不甚丰富，国内农产品原始数据也不够全面完整，笔者首先以农业产品的生产资料价格指数为起点，接着以中间的环节引入农业产品的生产价格为指数，最终使用农业产品的零售价格指数，主要是更全面地分析农业产品的产业链和几个关键节点之后的价格传导效应，也就是从一个整体上，更好地把握农业产品产业链的各个环节中纵向价格的传导机制。
“十五”和“十一五”期间，中国农业产品价格波动频繁。农业产品价格，并不是单一的价格指标，而是农业产品在社会经济市场不同层次中形成的价格链。在这个价格链中，每一个价格的形成都是社会市场经济关系转移的结果，每一个农业产品的价格，都会对另一价格链中的其它产品价格产生影响。如此会放大或者缩小农业产品价格的变动程度。所以，在产业链视角下的农业产品价格的纵向传递，就会形成农业产品的价格波动。价格的波动与传导不仅关系到农业的发展，还关系到各农业产品环节主体的利益分配，最主要的是关系到社会经济秩序的和谐、稳定和发展。我国农业产品价格如果出现异常波动，后果将会非常严重，必然会影响到中国国民经济的正常发展与运行。
农业产品价格的纵向传递问题的研究，就是根据农业产品的价格在产业链上的相互作用下，调研探讨其价格变化情况，从纵向的农产品市场价格传递的角度，由此主要涉及到的社会经济市场层次，就是农业产品的批发与零售市场的结合。在农业产品的总批发市场中，其输入价格是农产品的市场成本价格，同时也是农业生产资料价格的原始价格;农业产品的输出价格，也是该产品在批发市场的直接销售价格，同时也是农业产品收购批发的最基础的价格。
本文根据2002年1月至2014年12月的月度数据，利用VAR模型和VEC模型，实证分析了我国农产品价格链条的传导机制、传递渠道和传递的效应程度。通过实证分析方案研究农产品价格纵向传递过程中的变化动因和程度，对更好地管理农产品价格波动具有重要意义。
数据来源选取2002年1月至2014年12月农业生产资料价格指数（Im）、农产品生产价格指数（Ip）、农产品零售价格指数（Ir）的月度数据，并以上年同期为100进行处理。其中，农产品生产价格指数来源于中国人民银行统计调查数据，农业生产资料价格指数与农产品零售价格指数来自中国经济统计数据库。农产品零售价格指数来自Wind数据库，采用的是粮食、肉禽及其制品、水产品、鲜菜、鲜瓜果的居民消费价格指数计算而得。实证部分的主要检验步骤为：指标选取及数据说明一单位根检验（平稳性检验）因果关系、检验协整分析、向量误差修正模型、脉冲响应一方差分析。
一、序列的平稳性检验
为了进一步确定序列的平稳性，我们利用单位根检验法（ADF）对原序列及其一阶差分序列进行检验，结果见表1。
由表1知，序列Im、Ip、Ir均为非平稳的，但其一阶差分序列均为平稳序列，即两个序列一阶单整序列，即I（1），满足协整检验同阶单整的要求。
二、协整分析及格兰杰因果检验
由于协整检验对滞后阶数比较敏感，故采用VAR的滞后长度准则（Lag Length Criteria）进行选择，见表2。
由表2可知，5个评价系统（LR、FPE、AIC、SC、HQ）中有4个评价统计量认为应建立VAR（2）模型，则最佳滞后阶数为2阶;且其满足AIC=11.43865最小原则。
由图1可知，采取原序列没有线性确定趋势，协整方程没有截距项的形式所以进行约翰森协整检验。由表3结果知，原假设为：至多存在一个协整关系时，在5%显著性水平下，迹统计值为14.4522，大于其临界值12.4522，并且其最大特征根统计值为14.4374，大于临界值11.2248，即拒绝原假设;而在原假设为至多存在两个协整关系时，其迹统计值（0.01479）和最大特征根统计值（0.014793）均很小，其值也均小于相应的临界值，即在5%显著性水平下接受原假设。
上述协整检验结果：3个变量之间存在两个协整关系，即序列Im、Ip、Ir存在长期的协整均衡关系，则利用Eviews7.0软件，得到了其经过正规化处理后的三者的关系：
Im=0.980442Ir （1）
Ip=0.976589Ir （2）
联立式子（1）和（2），得到三者之间的协整均衡关系。
Im=0.473855Ip+0.51768Ir （3）
为了研究农产品价格产业链的价格传导情况，本文考虑将式子（3）转化成：
Ip=0.1104Im-1.9317Ir （4）
由协整检验结果知，当农业生产资料价格指数（Im）变动1%，则会引起农产品生产价格指数（Ip）增加2.1104%，而当农产品零售价格指数（Ir）同样变动1%，则会引起农产品生产价格指数（Ip）减少1.9317%;此结果表明，不同的因素对农产品价格产业链的价格传导的影响会有差异。
为了进一步研究农产品价格产业链的价格传导情况，本文继续对序列Im、Ip、Ir进行格兰杰检验，见表4。
由表4的结果知，Im和Ip、Ir和Ip的格兰杰检验统计量（F）对应的概率均小于0.01，即拒绝原假设;此结果表明农业生产资料价格指数、农产品零售价格指数均与农产品生产价格指数互为因果关系，即Im和Ip、Ir和Ip之间有双向引导关系。
但是，Ir对Im的F统计量对应的概率值为8e-8，小于0.01，拒绝原假设，而Im对Ir的F统计量（F）对应的概率值为0.6783，大于0.01，接受原假设;结果表明，农产品零售价格指数是农业生产资料价格指数的格兰杰原因，反之不成立。
三、VEC模型
为了更深入和具体地了解研究农产品价格产业链的价格传导情况，基于农产品零售价格指数、生产资料价格指数、农产品生产价格指数数据，本文建立3元VEC模型来进行分析，其关系式见下式。
D（Imt）=-0.091（Imt-1-0.980Irt-1）+0.067（Ipt-1-0.977Irt-1）+0.175D（Imt-1）-0.069D（Ipt-1）+0.011D（Irt-1）
D（IPt）=-0.043（Imt-1-0.980Irt-1）-0.016（Ipt-1-0.977Irt-1）+0.086D（Imt-1）+0.358D（Ipt-1）-0.284D（Irt-1）
D（Irt）=0.056（Imt-1-0.980Irt-1）+0.088（Ipt-1-0.977Irt-1）+0.467D（Imt-1）+0.249D（Ipt-1）-0.241D（Irt-1）
为了进一步研究其短期影响，我们对其进行脉冲效应分析。
四、农产品价格链传导的脉冲效应分析
产业链的短期价格传导机制主要是指一个内生变量短期内在受到冲击时对其他变量的影响，主要表现为其他变量的反应时间及影响程度。反应时间在本研究的体现是当Im、Ip、Ir受到外部冲击时引起自身及其他价格序列变动的起始时间，揭示了价格传导的效率。此外，其影响程度则是当一个价格序列出现波动时其他变量及其本身对波动的解释力度，见图2。
1.农产品产业链价格传导效率分析。由图2中知，当Im受到1个标准差随机扰动的冲击时，Ip和Ir及其自身的响应路径。Im受到冲击时其自身能够较快地做出正向响应，之后呈现直线下降趋势，第10期的响应度约为0.46，说明农业生产资料价格的波动对其自身的正向影响会持续一段时间。Ip对Im的响应度会滞后一期，Ir对Im的响应度会立即响应，但两者均在第2期方向转变，且呈现出下降趋势，至第10期Im对Ip和Ir的冲击造成的响应值很小;表明农业生产资料价格受到自身影响很大，但也会受到轻度的其他两个因素影响。
当Ip受到1个标准差随机扰动的冲击时，Im和Ir及其自身的响应路径。由图2看出，类似于Ir，Ip受到冲击时其自身能够较快地做出正向响应，之后呈现缓慢上升趋势，但Ip的响应值均比Ir大。此外，Im对Ip是第滞后一期响应，此后9期均直线上升;表明农产品生产价格波动对农业生产资料价格影响较大。
当Ir受到1个标准差随机扰动的冲击时，Im和Ip及其自身的响应路径。由图2看出，在10个考察期内，Ir对其自身受到的冲击最为敏感，第1期就达到1.93个正向响应度，但表现出较快的下降趋势，在第2期后响应缓慢下降，说明农产品零售价格的波动更容易受到自身的影响。Ip对Ir受到的冲击是滞后一期做出负向响应，到第6期响应方向转变，随后至第10期逐渐增大至0.44;Im对Ir受到的冲击会滞后一期，且随后从第2期到第10期逐渐增大，但最高响应度约为0.16，说明农产品零售价格对农业生产资料价格的影响不大。
由上述的脉冲响应结果可知，我国农产品产业链上的价格传导机制在短期内有以下几个特点：Im、Ip、Ir三者间的传导路径较为顺畅，当农产品产业链的任意一个环节受到外界冲击时，都会传递到产业链上的其他环节上。
Im、Ip、Ir对自身的冲击会迅速做出响应，同时也会对农产品产业链上其他环节影响会有不同程度的响应。此外，农产品产业链也会受到社会，法律，经济市场及政策调控等因素的影响，这也是可能造成产业链上不同环节的价格传导效率有差异性。
2.农产品产业链价格传导贡献度分析。方差分解的结果可以揭示在短期内农产品产业链某环节价格在发生变动时，其自身及其他相关环节对这种变动的贡献份额。基于上述VEC模型，利用Eviews软件，对其进行方差分解，见表5。
由表5可知：
（1）对于变量Im的变动，Ip的冲击影响由弱至强，平均能解释15%左右，而来自Ir的冲击则影响很小，平均能解释不到0.5%。因此，可以认为Im主要受Ip的影响，而几乎不受Ir的影响
（2）对于变量Ip的变动，Ir和Im的冲击影响都较小，其中Im冲击影响平均能解释不到1%，而Ir冲击影响平均能解释则不到2%。因此，可以认为Im与Ir对Ip几乎无影响。
（3）对于变量Ir的变动，Ip的冲击影响较大，平均能解释60%左右，并且影响有逐渐增强的趋势;来自Im的解释力很小，平均在2%左右，最高不超过4%。因此，可以认为Ir主要受Ip的影响，几乎不受Im的影响。
以上分析意味着价格的传导机制中，处于中间的批发价格指数具有重要的作用，会对上、游价格变动产生影响，尤其对下游的零售价格指数有着重要的影响，但是其受上下游价格指数变动影响极小。因此，价格传导过程中，由上游的生产资料价格指数至批发价格指数，以及由下游的零售价格指数到批发价格指数，这两条价格传导渠道是受阻的，没有发挥作用。这一现象表明批发价格指数可能更多受到市场管制等非市场因素的影响。
五、结语
根据上述经济理论和目前社会经济现状的定性分析：首先，农产品的生产资料价格指数、生产价格指数、市场零售价格指数之间的关系，是长期发展的均衡关系，他们之间的价格指数相互影响较弱。但是，其零售价格指数对农产品生产的价格指数的影响却很大。其次，根据上述检验和模型来看，它们的价格指数变动与零售价格指数变动是互为因果关系，农产品的价格指数与农产品的零售价格指数之间的关系是双向引导的关系，他们之间的价格传导，主要表现为需求拉动型。第三，在受到外界冲击时，农产品产业链都会传递到其它的农产品环节产业链上，其结果说明传导路径顺畅。反之，由于农产品自身对于外部冲击的反应有所不同，这就是价格传导效率存在的差异性。第四，从上述分析结果得知，农产品产业链价格呈下降趋势，这是因为其自身预期误差解释度大。时间越长，农业产品产业链上的其它环节就会不断的加强其影响力。反之观其短期发展轨迹，就应该平抑农业产品的零售价格，有预见性的防止农业产品价格的不正常的波动。由此可见，外部价格冲击，影响整个农产品产业链的价格。
拥有强有力的价格控制力的是农产品零售商，反之，生产者的市场议价能力却很弱，他们的社会地位处于弱势，是被动接受价格者。因此，为了更加有效地预防农产品价格频繁变化，也就是价格的非正常波动，政府部门在制定政策、措施的时候，需多考虑一点：如何平抑农产品零售价格的波动次数，加大对零售商的监管力度，抓住调控农业产品价格波动的主要环节，调控效果一定会更佳。同时，我国要尽快建设和完善目前现有的农业产品价格波动预警体系，使其具有价格监管的前瞻性和预见性。
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[6] 数据来源http：///，http：//db.cei.gov.cn
（作者雷锬为华南理工大学经济与贸易学院金融学硕士研究生，广东科学技术职业学院教师 广东广州 510000）
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