中南林業(yè)科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 鄒楊

金融因素對我國大宗農(nóng)產(chǎn)品影響的價格傳遞效應(yīng)研究

中南林業(yè)科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 鄒楊

摘 要：在國際農(nóng)產(chǎn)品市場一體化的背景下，金融因素對大宗農(nóng)產(chǎn)品價格的影響廣受關(guān)注。本文選取2000年至2014年季度數(shù)據(jù)，在多變量VAR計(jì)量模型基礎(chǔ)上，通過協(xié)整檢驗(yàn)，并運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解來探究金融因素對我國大宗農(nóng)產(chǎn)品影響的價格傳遞效應(yīng)。研究結(jié)果表明，國際大宗農(nóng)產(chǎn)品期貨價格水平對我國大宗農(nóng)產(chǎn)品價格的傳遞效應(yīng)最明顯，其次為國內(nèi)利率水平，國際原油價格與人民幣匯率水平。但國際原油價格的傳遞效應(yīng)具有很強(qiáng)的滯后性。

關(guān)鍵詞：大宗農(nóng)產(chǎn)品價格 金融因素 VAR模型

1 引言

肖皓，劉姝(2014)提出農(nóng)業(yè)投入成本中的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格、國際能源價格和國內(nèi)工資整體水平的顯著提高將推動農(nóng)產(chǎn)品價格上漲；郭曉慧，葛黨橋(2009)得出了生產(chǎn)成本的提高，供需結(jié)構(gòu)變化以及農(nóng)產(chǎn)品物流成本是促使農(nóng)產(chǎn)品價格波動的主要原因；李華(2013)從農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈的角度分析農(nóng)產(chǎn)品價格波動，認(rèn)為供應(yīng)鏈各環(huán)節(jié)成本是農(nóng)產(chǎn)品價格波動的主要因素；劉藝卓(2010)運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和向量誤差修正模型的計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法，對我國農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口價格和國內(nèi)價格的匯率傳遞效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證研究。前人主要探究了農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)成本與供需關(guān)系對大宗農(nóng)產(chǎn)品價格的影響，但是對不同類型金融因素共同影響農(nóng)產(chǎn)品價格波動的研究還不夠深入。自2000年來，我國農(nóng)產(chǎn)品市場發(fā)生重大階段性變化，眾多金融因素日益成為農(nóng)產(chǎn)品價格上漲和波動變化的放大器。大宗農(nóng)產(chǎn)品的屬性已經(jīng)由消費(fèi)屬性向金融屬性轉(zhuǎn)變。因此本文選取國內(nèi)利率水平，國際大宗農(nóng)產(chǎn)品期貨價格水平，人民幣匯率水平，國際原油價格這四個金融因素，建立VAR計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型來探究金融因素對我國大宗農(nóng)產(chǎn)品影響的價格傳遞效應(yīng)。

2 變量選取與數(shù)據(jù)處理

本文數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、同花順數(shù)據(jù)庫，中國人民銀行統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)以及國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)。在四大金融因素，國內(nèi)利率水平用銀行間同業(yè)拆借利率(SHIBOR)表示；鑒于歷年在進(jìn)口農(nóng)產(chǎn)品中大豆一直占據(jù)絕對份額，大豆期貨市場機(jī)制較為成熟而且最為有效，國際大宗農(nóng)產(chǎn)品期貨價格水平(IPAP)可以用CBOT大豆期貨價格代替；人民幣匯率水平以人民幣實(shí)際有效匯率(REER)表示；國際原油價格(OIL)以布倫特原油價格量化表示；我國大宗農(nóng)產(chǎn)品價格用企業(yè)商品價格指數(shù)中的農(nóng)產(chǎn)品指數(shù)量化表示。企業(yè)商品價格指數(shù)(corporate goods price index,簡稱CGPI)由中國人民銀行權(quán)威統(tǒng)計(jì)發(fā)布，能夠比較全面地測度通貨膨脹水平和反映經(jīng)濟(jì)波動的綜合價格指數(shù)。

所有數(shù)據(jù)區(qū)間均為2000年至2014年的季度數(shù)據(jù)，對各變量數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)化處理。對所有數(shù)據(jù)對數(shù)化的主要目的是為了盡量避免數(shù)據(jù)的波動，除去時間序列的異方差性。并使用Eviews8.0軟件進(jìn)行計(jì)量模型處理。

3 計(jì)量實(shí)證檢驗(yàn)與分析

3.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文在考察我國大宗農(nóng)產(chǎn)品價格與解釋變量的關(guān)系時，首先對各變量間的長期穩(wěn)定關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，即采用ADF檢驗(yàn)方法對各變量序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，零假設(shè)為存在單位根。從下表中可得出檢驗(yàn)結(jié)果。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表1可得出檢驗(yàn)結(jié)果，5%的顯著性水平下LNCGPI，LNSHIBOR，LNOIL，LNIPAP，LNREER均不能拒絕原假設(shè)，即水平序列都是不平穩(wěn)的，至少具有一個單位根，但經(jīng)過一階差分后，變量D(LNCGPI)，D(LNSHIBOR)，D(LNOIL)，D(IPAP)，D(LNREER)具有平穩(wěn)性，在5%的顯著水平下拒絕存在單位根的原假設(shè)，即4個變量均為一階單整序列。

3.2 協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件是所有變量在同一階差分下為平穩(wěn)序列。根據(jù)上述的ADF單位根檢驗(yàn)，即4個變量在一階差分下為平穩(wěn)序列，符合協(xié)整檢驗(yàn)要求。對于多變量協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)，一般采用Johansen進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)滯后階的確定是以VAR模型的結(jié)構(gòu)為基礎(chǔ)的，一般都使用AIC，SC信息準(zhǔn)則來判斷。本文由表2可以確定VAR模型變量最優(yōu)滯后階為3階。

從表3中可得：在5%的顯著水平下，我國大宗農(nóng)產(chǎn)品價格，銀行間同業(yè)拆借利率，國際大宗農(nóng)產(chǎn)品期貨價格水平，人民幣匯率水平，國際原油價格五個變量間至少存在1個協(xié)整方程。選取其中一個：

LNCGPI=0.200671LNIPAP-0.297623LNREER-0.067188LNSHIBOR-0.081985LNOIL

從VAR模型可以得到：LNCGPI=1.237633LNCGPI(-1)-0.469295 LNCGPI(-2)+0.060618LNIPAP(-1) - 0 . 0 3 6 3 6 2 L N I PA P (-2) - 0 .113 0 52 L N R E E R (-1)+0.063456LNREER(-2)+0.019137LNSHIBOR(-1)-0.041025LNSHIBOR(-2)-0.014215LNOIL(-1)+ 0.010709LNOIL(-2)+1.177538

從標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)的協(xié)整方程我們可以得到以下結(jié)論：(1)長期來看，國際大宗農(nóng)產(chǎn)品期貨價格水平與我國大宗農(nóng)產(chǎn)品價格呈正相關(guān)關(guān)系；銀行間同業(yè)拆借利率,間接標(biāo)價法下的人民幣實(shí)際有效匯率，國際原油價格與我國大宗農(nóng)產(chǎn)品價格呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。(2)國際大宗農(nóng)產(chǎn)品期貨價格水平每上升一個單位，國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價格上升0.200671個單位。國際大宗農(nóng)產(chǎn)品期貨價格主要通過影響國內(nèi)大連商品交易所與鄭州商品交易所的農(nóng)產(chǎn)品期貨價格去實(shí)現(xiàn)價格傳導(dǎo)。所以對大宗農(nóng)產(chǎn)品價格影響比較快速、顯著。(3)銀行間同業(yè)拆借利率每增加一個單位，我國大宗農(nóng)產(chǎn)品價格下降0.3966個單位；當(dāng)利率上升，從貨幣購買力角度，農(nóng)產(chǎn)品價格應(yīng)該下降；從農(nóng)產(chǎn)品加工成本角度，農(nóng)產(chǎn)品價格應(yīng)該上升。但由于貨幣的影響要強(qiáng)于農(nóng)產(chǎn)品加工成本的影響。所以，從協(xié)整方程得出我國大宗農(nóng)產(chǎn)品價格波動與銀行間同業(yè)拆借利率呈負(fù)相關(guān)。(4)人民幣實(shí)際有效匯率每上升一個單位，我國國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價格下降0.297623個單位，我國國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價格的匯率傳遞效應(yīng)是不完全的。人民幣升值會通過生產(chǎn)成本機(jī)制與替代機(jī)制等影響國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價格水平，具體的影響程度是這幾種傳遞機(jī)制綜合作用的結(jié)果。(5)由于國際原油對大宗農(nóng)產(chǎn)品的價格傳遞十分復(fù)雜，故要從多個方面去分析。從協(xié)整方程來看，得出國際原油價格與我國大宗農(nóng)產(chǎn)品價格呈負(fù)相關(guān)關(guān)系；而最終的VAR模型說明：滯后一期的國際原油價格和我國大宗農(nóng)產(chǎn)品價格呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，而滯后兩期的國際原油價格和我國大宗農(nóng)產(chǎn)品價格均呈正相關(guān)關(guān)系。在預(yù)測分析我國大宗農(nóng)產(chǎn)品價格波動時需要綜合考慮滯后一期和滯后兩期的存在。國際原油對我國大宗農(nóng)產(chǎn)品價格的自變量回歸系數(shù)數(shù)值較小，表明其直接影響是很小的。探究其中原因，是由于國內(nèi)石油市場化程度較低，政府管制力度較強(qiáng)，因此延長了傳導(dǎo)鏈， 增加了傳導(dǎo)中的不確定因素。

表2 VAR模型最佳滯后階數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

表3 Johansen檢驗(yàn)結(jié)果

3.3 脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分析

圖1 脈沖響應(yīng)函數(shù)

圖1給出了國際大宗農(nóng)產(chǎn)品期貨價格水平，國際原油價格，人民幣匯率水平，銀行間同業(yè)拆借利率產(chǎn)生一個單位的沖擊時，我國大宗農(nóng)產(chǎn)品價格的脈沖響應(yīng)函數(shù)。

從脈沖響應(yīng)圖中可以看出：(1)國際大宗農(nóng)產(chǎn)品期貨價格水平產(chǎn)生一個單位的沖擊時，大宗農(nóng)產(chǎn)品價格的回應(yīng)十分迅速且強(qiáng)烈，其對國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價格產(chǎn)生正向影響，正向影響程度在第4期附近達(dá)到峰值，在18期之后逐漸趨近于平衡。(2)國際原油價格產(chǎn)生一個單位的沖擊時，在前3期對大宗農(nóng)產(chǎn)品價格產(chǎn)生極其微小的影響，直至第4期開始產(chǎn)生負(fù)向影響。(3)當(dāng)人民幣實(shí)際有效匯率產(chǎn)生一個單位的沖擊時，其對國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價格的沖擊是負(fù)向的，這說明人民幣升值將會通過生產(chǎn)成本機(jī)制與替代機(jī)制壓低我國國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價格水平。(4)當(dāng)銀行間同業(yè)拆借利率產(chǎn)生一個單位的沖擊時，其對大宗農(nóng)產(chǎn)品價格的沖擊是由前3期的正向影響轉(zhuǎn)向更強(qiáng)的負(fù)向影響，于第7期附近達(dá)到負(fù)向峰值。

表4 大宗農(nóng)產(chǎn)品價格的方差分解表

我國企業(yè)商品價格指數(shù)(農(nóng)產(chǎn)品)的方差分解結(jié)果如表4所示。方差分析在第8期后整體達(dá)到一個相對穩(wěn)定值。結(jié)果表明：(1)企業(yè)商品價格指數(shù)(農(nóng)產(chǎn)品)變動主要由其自身的沖擊產(chǎn)生，隨時間的推移其比例有所下降，在13期之后基本達(dá)到穩(wěn)定，約為 68%。(2)在影響農(nóng)產(chǎn)品金融因素的分析中，國際大宗農(nóng)產(chǎn)品期貨價格水平對國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價格的貢獻(xiàn)反應(yīng)很迅速，并且對國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價格波動的貢獻(xiàn)最大，在第6期達(dá)到峰值15.5%。(3)銀行間同業(yè)拆借利率對國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價格影響的貢獻(xiàn)排在第二，貢獻(xiàn)率是由前幾期極小的值增加到11%，可能是因?yàn)樨泿耪叩臏笮詫?dǎo)致前期的貢獻(xiàn)很小。(4)人民幣實(shí)際有效匯率的沖擊對我國大宗農(nóng)產(chǎn)品價格的影響貢獻(xiàn)程度最小，由于匯率的變動會首先影響進(jìn)口農(nóng)產(chǎn)品價格，中間的傳導(dǎo)過程較長，所以其對國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價格的貢獻(xiàn)度較小。(5)國際原油價格對我國大宗農(nóng)產(chǎn)品的影響貢獻(xiàn)在逐步增加，由脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解可以推斷， 國際原油價格對我國農(nóng)產(chǎn)品價格的影響時長為20期以上， 在20期內(nèi)并沒有出現(xiàn)峰值。這說明了國際原油價格對我國農(nóng)產(chǎn)品價格傳遞效應(yīng)反應(yīng)緩慢，但影響作用的時間長。

4 結(jié)論及政策建議

本文采用2000年第1季度至2014年第四季度的同比數(shù)據(jù)得出金融因素對我國大宗農(nóng)產(chǎn)品價格的影響程度排名：國際大宗農(nóng)產(chǎn)品期貨價格水平，銀行間同業(yè)拆借利率，國際原油價格，人民幣實(shí)際有效匯率。每個金融因素對我國農(nóng)產(chǎn)品的價格傳遞效應(yīng)都有各自的特點(diǎn)。在國際金融市場方面，國際大宗農(nóng)產(chǎn)品期貨價格水平與我國大宗農(nóng)產(chǎn)品價格呈正相關(guān)，其對波動貢獻(xiàn)最大且相當(dāng)明顯；由于我國石油市場的市場化程度還不夠充分，導(dǎo)致國際原油價格對我國大宗農(nóng)產(chǎn)品價格傳遞的中間傳導(dǎo)鏈過長，價格傳遞效應(yīng)不夠明顯并且具有很強(qiáng)的傳導(dǎo)滯后性。人民幣匯率變動對大宗農(nóng)產(chǎn)品價格的傳導(dǎo)包括生產(chǎn)成本機(jī)制與替代機(jī)制，當(dāng)匯率上升時，會先通過在影響中間品價格與進(jìn)口農(nóng)產(chǎn)品價格的基礎(chǔ)上，再傳導(dǎo)到國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品物價水平，所以其價格傳遞效應(yīng)也不夠顯著。國內(nèi)利率水平從以下兩個方面來實(shí)現(xiàn)價格傳遞效應(yīng)：一是通過改變貨幣供給影響國內(nèi)通貨膨脹水平，進(jìn)而影響大宗農(nóng)產(chǎn)品價格；二是通過影響農(nóng)產(chǎn)品成本來影響大宗農(nóng)產(chǎn)品價格。

為了保證我國大宗農(nóng)產(chǎn)品市場的穩(wěn)定，防止農(nóng)產(chǎn)品價格異常波動，有以下幾點(diǎn)建議。

(1)我國農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施薄弱，生產(chǎn)管理技術(shù)相對落后。應(yīng)先推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營專業(yè)化、標(biāo)準(zhǔn)化、規(guī)?；⒓s化。

(2)進(jìn)一步發(fā)展與完善我國的農(nóng)產(chǎn)品期貨市場，借鑒國際經(jīng)驗(yàn),在規(guī)范發(fā)展原有農(nóng)產(chǎn)品交易品種的基礎(chǔ)上, 進(jìn)一步擴(kuò)充大宗農(nóng)產(chǎn)品期貨的上市種類,并不斷探究農(nóng)產(chǎn)品期貨市場創(chuàng)新品種的上市和退市機(jī)制。同時，提高農(nóng)民的市場意識。農(nóng)產(chǎn)品期貨市場通過公開透明的市場機(jī)制,使廣大農(nóng)民及時了解農(nóng)產(chǎn)品未來的價格走勢,并根據(jù)市場信息進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和銷售決策。這樣才能逐步增強(qiáng)在國際農(nóng)產(chǎn)品市場的話語權(quán)與定價權(quán)。

(3)為防止國際性金融危機(jī)對我國農(nóng)產(chǎn)品市場的巨大沖擊，在進(jìn)一步開放農(nóng)產(chǎn)品市場的同時，有必要實(shí)行政府調(diào)控和市場調(diào)節(jié)相結(jié)合的機(jī)制，在市場價格基礎(chǔ)上實(shí)施調(diào)和保護(hù)。在利率市場化與匯率市場化的改革過程中，政府應(yīng)當(dāng)建立完善的預(yù)警機(jī)制和風(fēng)險監(jiān)測體系，規(guī)范整個金融市場秩序。

參考文獻(xiàn)

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中圖分類號：F830

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：2096-0298(2015)06(a)-078-04