謝衛(wèi)衛(wèi)，羅光強

(湖南農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，湖南 長沙 410128)

一、問題的提出

由于我國每輪食品價格上漲的背后往往都伴隨著農(nóng)產(chǎn)品價格的大幅上漲，社會上普遍認為農(nóng)產(chǎn)品價格是推動食品價格上漲的主要力量。以2012年4月份的價格數(shù)據(jù)為例(數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局)，食品價格同比上漲了7.0%，而同期肉禽及其制品價格上漲了8.2%，鮮菜價格上漲了27.8%，水產(chǎn)品價格上漲了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)另一個事實：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)品價格上漲的同時，食品中非農(nóng)產(chǎn)品的價格可能保持了同樣的增長速度。因此，對于農(nóng)產(chǎn)品是否是影響食品價格上漲的主要原因，需作進一步的研究。

關(guān)于我國農(nóng)產(chǎn)品價格的研究文獻比較豐富，主要是從國際農(nóng)產(chǎn)品價格、外部沖擊、貨幣供給等方面探討了農(nóng)產(chǎn)品價格波動的機理及影響因素。這些研究指出，國際農(nóng)產(chǎn)品價格變化對國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價格波動有顯著的影響；[1]但不同農(nóng)產(chǎn)品的國內(nèi)價格對國際價格的反應(yīng)程度存在一定的差異；[2]外部沖擊因素對國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價格波動也有顯著的影響；[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。就初級農(nóng)產(chǎn)品價格而言，波動幅度在短期內(nèi)可能會擴大3~5 倍；[4]貨幣供給對國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價格波動有一定的影響，但不是影響農(nóng)產(chǎn)品價格波動的主要因素。[5,6]馬敬桂等認為農(nóng)產(chǎn)品價格是食品價格波動的主要原因，但他們采用的是VAR 模型，忽視了農(nóng)產(chǎn)品價格與食品價格的同期影響，其研究結(jié)論有待進一步驗證。[7]總的來說，已有文獻對農(nóng)產(chǎn)品價格與食品價格間的關(guān)聯(lián)性研究較少。基于此，筆者擬建立結(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)品的價格與食品價格之間相互影響程度，以厘清農(nóng)產(chǎn)品價格與食品價格的內(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)品價格對食品價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是待估計的系數(shù)矩陣；ut是n 維隨機擾動列向量。

2．變量的選取和平穩(wěn)性檢驗

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)品的價格對食品價格的影響可能不同，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)計局，時間范圍是2001年1月至2012年8月，共140 個樣本。但國家統(tǒng)計局公布的是同比數(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。筆者先對變量序列取對數(shù)(消除異方差)，然后采用ADF 方法檢驗其平穩(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)性檢驗結(jié)果(ADF 方法)

3．滯后階數(shù)的確定和模型識別

表3 給出了根據(jù)LR、FPE、AIC、SC、HQ 準則進行滯后階數(shù)檢驗的結(jié)果，其中3 個準則(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，要保證SVAR 模型能夠被識別，即所有系數(shù)得到準確的估計，需要對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，對模型進行平穩(wěn)性檢驗(圖1)發(fā)現(xiàn)，AR 特征多項式根的倒數(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)檢驗結(jié)果

圖1 AR 特征多項式根的倒數(shù)分布圖

三、計量結(jié)果分析

1．農(nóng)產(chǎn)品價格對食品價格的沖擊效應(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)品價格對食品價格的沖擊效應(yīng)。圖2 和圖3 描述了食品價格 分別受到糧食、肉禽及其制品、蛋、水產(chǎn)品、鮮菜、鮮果價格1 個單位標準差的正向沖擊后的1 至24個月內(nèi)所作出的響應(yīng)：

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

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

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

肉禽及其制品價格對食品價格的沖擊作用一直是正向的，在第3 個月達到峰值(約為0.28%)，隨后逐漸減弱，在12 個月后作用消失。表明肉禽及其制品價格上漲對食品價格產(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。

蛋價格和鮮果價格對食品價格的沖擊效果類似，都呈現(xiàn)出波動式的衰減，并且都比較溫和；蛋類價格對食品價格的沖擊作用在前3 個月是正向的，然后轉(zhuǎn)為負向，而鮮果價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，蛋和鮮果價格上漲對食品價格的沖擊作用有限。

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

2．農(nóng)產(chǎn)品價格對食品價格變化的貢獻程度

脈沖響應(yīng)函數(shù)可以反映隨著時間的變化，模型中的一個內(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)沒有刻畫出在一個內(nèi)生變量的變化中其他變量沖擊的相對重要性，而方差分解可以分析SVAR 模型中不同變量的結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻度，從而定量地考察各變量間的影響關(guān)系。基于此，筆者進一步對食品、糧食、肉禽及其制品、蛋、水產(chǎn)品、鮮菜、鮮果價格進行方差分解，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

食品價格自身沖擊對食品價格變動的貢獻率最大，達到64.46%；糧食價格和肉禽及其制品價格沖擊對食品價格變化影響較大，分別是13.92%和7.1%；水產(chǎn)品價格和鮮菜價格沖擊對食品價格變化影響較??；而蛋價格和鮮果價格沖擊對食品價格變化影響微弱。在食品價格變化中，農(nóng)產(chǎn)品價格沖擊總共貢獻了35.53%(13.92%+7.1%+2.56%+5.59%+ 4.6%+1.76%)，遠低于食品價格自身沖擊(64.46%)，同時這一數(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)品價格沖擊不是影響食品價格波動的主要原因。

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

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

四、結(jié)論與啟示

在構(gòu)建一個結(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)描述了食品價格對幾類主要農(nóng)產(chǎn)品價格沖擊的響應(yīng)軌跡，同時采用方差分解法定量地考察了食品價格與幾類主要農(nóng)產(chǎn)品價格之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明：

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

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

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

以上結(jié)論表明，糧食價格和肉禽及其制品價格在農(nóng)產(chǎn)品價格沖擊對食品價格變化的影響當中處于主導(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格的穩(wěn)定；但是農(nóng)產(chǎn)品價格沖擊僅貢獻了食品價格變化的35.54%，因此，農(nóng)產(chǎn)品價格對于穩(wěn)定食品價格的作用有限。在制定穩(wěn)定食品價格的相關(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)資料價格等外部因素，特別是通脹預(yù)期對食品價格的影響。本文的相關(guān)結(jié)論表明，鮮菜等農(nóng)產(chǎn)品價格容易受到生產(chǎn)者和消費者的價格預(yù)期的影響，盡管本文對其作用機理沒有作進一步的實證分析，但已有的研究表明，通脹預(yù)期對農(nóng)產(chǎn)品價格上漲有顯著的影響。[5]因此，當食品價格上漲后，政府應(yīng)當積極采取相關(guān)措施(比如加強農(nóng)產(chǎn)品儲備，完善物流體系等)來平抑農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)者和消費者的通脹預(yù)期。

[1]羅 鋒，牛寶俊．國際農(nóng)產(chǎn)品價格波動對國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價格的傳遞效應(yīng)——基于VAR 模型的實證研究[J]．國際貿(mào)易問題，2009(6)：16-22．

[2]王孝松，謝申祥．國際農(nóng)產(chǎn)品價格如何影響了中國農(nóng)產(chǎn)品價格?[J]．經(jīng)濟研究，2012(3)：141-153．

[3]羅 鋒．外部沖擊對我國農(nóng)產(chǎn)品價格波動的影響——基于SVAR 模型的實證研究[J]．農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2011(10)：4-11．

[4]張利庠，張喜才．外部沖擊對我國農(nóng)產(chǎn)品價格波動的影響研究——基于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈視角[J]．管理世界，2011(1)：71-81．

[5]馬 龍，劉瀾飚．貨幣供給沖擊是影響我國農(nóng)產(chǎn)品價格上漲的重要原因嗎[J]．經(jīng)濟學(xué)動態(tài)，2010(9)：15-20．

[6]胡冰川．消費價格指數(shù)、農(nóng)產(chǎn)品價格與貨幣政策——基于2001～2009年的經(jīng)驗數(shù)據(jù)[J]．中國農(nóng)村經(jīng)濟，2010(12)：37-45．

[7]馬敬桂，黃 普．農(nóng)產(chǎn)品價格對CPI 和食品價格的沖擊效應(yīng)分析——基于VAR 模型的實證分析[J]．長江大學(xué)學(xué)報：自然科學(xué)版，2011(9)：256-260．