張丹

摘要針對(duì)目前的水果價(jià)格現(xiàn)狀進(jìn)行分析，提出產(chǎn)銷價(jià)格之間相互作用，互為影響，但是兩者的相互作用力并不平衡的假設(shè)。然后以1996～2013年的年度水果產(chǎn)品數(shù)據(jù)為樣本，使用阿爾蒙多項(xiàng)式法、VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解的方法對(duì)我國(guó)水果產(chǎn)品生產(chǎn)和銷售價(jià)格的傳導(dǎo)連通性進(jìn)行實(shí)證分析。最后得出兩者作用力不均衡，價(jià)格傳導(dǎo)機(jī)制不順暢的結(jié)論。

關(guān)鍵詞水果產(chǎn)品；生產(chǎn)價(jià)格；銷售價(jià)格；傳導(dǎo)連通性；實(shí)證分析

中圖分類號(hào)S-9文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼

A文章編號(hào)0517-6611（2015）24-319-04

隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的推進(jìn)，水果產(chǎn)品市場(chǎng)形成了巨大的買方市場(chǎng)，生產(chǎn)環(huán)節(jié)和零售環(huán)節(jié)的對(duì)接構(gòu)成了水果產(chǎn)業(yè)國(guó)內(nèi)價(jià)格形成機(jī)制的基礎(chǔ)。如何幫助水果產(chǎn)品順利地流入到消費(fèi)者手中，減少中間的各個(gè)環(huán)節(jié)的利潤(rùn)分割，切實(shí)提高農(nóng)戶的收入問題，是當(dāng)今水果產(chǎn)業(yè)需要亟待解決的問題。尤其面臨生產(chǎn)資料上漲的趨勢(shì)下，提高農(nóng)戶的議價(jià)能力和權(quán)力是本行業(yè)三農(nóng)問題的重中之重。在計(jì)劃經(jīng)濟(jì)的沿革下，政府依靠農(nóng)業(yè)局等地方機(jī)構(gòu)重視水果產(chǎn)品的良性育種、減災(zāi)防害，但是卻忽略了在流通領(lǐng)域?yàn)閺V大果農(nóng)創(chuàng)利創(chuàng)收。隨著水果產(chǎn)量的上升，農(nóng)民收入?yún)s沒有同比上升或者上升不如預(yù)期，我們有理由相信在流通環(huán)節(jié)上出現(xiàn)了不暢的情況。構(gòu)建新型的價(jià)格連通機(jī)制，便成為政府和學(xué)術(shù)界關(guān)心的問題。

學(xué)術(shù)界對(duì)于價(jià)格方面的研究，近年來也主要集中于大農(nóng)業(yè)產(chǎn)品的生產(chǎn)價(jià)格和消費(fèi)價(jià)格之間。如文喜峰等認(rèn)為水產(chǎn)品產(chǎn)銷價(jià)格之間具有很高的相關(guān)性，運(yùn)用1994～2010年年度面板數(shù)據(jù)，對(duì)我國(guó)水產(chǎn)品產(chǎn)銷價(jià)格之間的影響機(jī)制進(jìn)行研究，在長(zhǎng)期來說，兩者之間的相互影響是均衡穩(wěn)定的。又通過Granger檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)主導(dǎo)零售價(jià)格的波動(dòng)，符合成本附加理論。曹曉青等以無錫市大白菜、西紅柿的批發(fā)價(jià)格和零售價(jià)格為研究對(duì)象，分別從農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格傳導(dǎo)關(guān)系、傳導(dǎo)路徑、傳導(dǎo)效率、傳導(dǎo)強(qiáng)度和調(diào)整路徑等方面，運(yùn)用VAR模型方法對(duì)蔬菜批發(fā)市場(chǎng)與零售市場(chǎng)間價(jià)格傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行了探究。許世衛(wèi)等運(yùn)用鏈合模型（簡(jiǎn)稱MCM）揭示農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格體系變動(dòng)的內(nèi)在機(jī)制，研究考慮農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格傳導(dǎo)的短期性和滯后性等特點(diǎn)。從所掌握的文獻(xiàn)來看，目前研究水果產(chǎn)品的價(jià)格連通性的較少，對(duì)于各種價(jià)格聯(lián)動(dòng)性問題主要集中在匯率與價(jià)格，或者產(chǎn)業(yè)價(jià)格的聯(lián)動(dòng)（如工農(nóng)業(yè)產(chǎn)品），而專門針對(duì)水果產(chǎn)品的研究文獻(xiàn)很少。筆者以我國(guó)水果產(chǎn)品的產(chǎn)銷價(jià)格的連通性進(jìn)行分析，找出水果產(chǎn)品內(nèi)在的聯(lián)系，為政府制定穩(wěn)定的農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格政策措施提供參考，為農(nóng)民增收謀福祉。

針對(duì)以上情況分析，水果產(chǎn)品的生產(chǎn)價(jià)格與零售價(jià)格相互影響相互制約。生產(chǎn)價(jià)格作為源頭，在生產(chǎn)資料、運(yùn)費(fèi)、不可抗力等因素的作用下會(huì)發(fā)生一定的波動(dòng)，但是訂單的預(yù)定價(jià)格、品質(zhì)浮動(dòng)價(jià)格等對(duì)水果生產(chǎn)價(jià)格產(chǎn)生一定的限制作用，所以生產(chǎn)價(jià)格從實(shí)際來分析基本波動(dòng)不會(huì)太大。但是零售價(jià)格對(duì)生產(chǎn)價(jià)格的影響就不再具有穩(wěn)定性影響的特點(diǎn)，零售價(jià)格的定價(jià)機(jī)制除了受到供給的影響（生產(chǎn)價(jià)格和產(chǎn)量），還會(huì)受到市場(chǎng)需求、總體經(jīng)濟(jì)狀況、食品檢測(cè)能力等多種因素的共同作用，具有相對(duì)的獨(dú)立性。所以筆者假設(shè)生產(chǎn)價(jià)格和零售價(jià)格之間是相互作用，互為影響，但是兩者的相互作用力并不平衡，兩者的作用力到達(dá)終點(diǎn)時(shí)被中間環(huán)節(jié)緩沖了大半，根據(jù)此分析筆者會(huì)在該研究做出實(shí)證研究。

1數(shù)據(jù)來源與變量闡釋

1.1數(shù)據(jù)來源

對(duì)我國(guó)水果產(chǎn)品生產(chǎn)和銷售價(jià)格連通性的數(shù)據(jù)來源選擇，筆者選擇了價(jià)格指數(shù)來展開研究，好處是指數(shù)是在基期數(shù)值的基礎(chǔ)上做了對(duì)比，這樣可以減少數(shù)據(jù)的異方差性，也有利于增加序列的平穩(wěn)性。筆者采用了1996～2013年的年度價(jià)格指數(shù)數(shù)據(jù)，相關(guān)變量分別用水果產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)ps和水果產(chǎn)品零售價(jià)格指數(shù)pl來表示，數(shù)據(jù)來自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

1.2基本分析

1.2.1 數(shù)據(jù)基本分析。從表1可知，針對(duì)水果產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)的均值，1996～2013年間ps和pl分別為103.2和104.9，兩者相差不大，說明水果產(chǎn)品的利潤(rùn)中間環(huán)節(jié)也是很少的，農(nóng)零對(duì)接效果顯著。ps和pl的偏度分別出現(xiàn)左拖尾和右拖尾，說明分布不對(duì)稱。關(guān)于峰度，pl和ps都小于但接近3，序列分布相對(duì)于是平坦的，但已經(jīng)很接近正態(tài)分布。ps的波動(dòng)性大于pl的波動(dòng)性，極差達(dá)到30.8，標(biāo)準(zhǔn)差也有7.78，而pl的極差為26.95，標(biāo)準(zhǔn)差為7.38。水果產(chǎn)品的生產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)較劇烈的原因，可能是近年來政府對(duì)居民消費(fèi)物價(jià)進(jìn)行調(diào)控尤其是農(nóng)副產(chǎn)品[1]。

從圖1可知，ps和pl的波動(dòng)幅度較大，兩者同步性較強(qiáng)，波動(dòng)趨勢(shì)具有一致性。這也符合筆者基本假設(shè)，兩者相互影響制約。只是pl波動(dòng)較柔和，說明中間環(huán)節(jié)已經(jīng)把源頭產(chǎn)生的波動(dòng)性分解消化掉大部分。筆者進(jìn)一步用eviews軟件進(jìn)行相關(guān)性分析，兩者的相關(guān)系數(shù)也較高，達(dá)到0.639 96。

1.2.2平穩(wěn)性檢驗(yàn)。在判斷變量間的因果關(guān)系之前，必須先進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)[2]，否則容易造成偽回歸。筆者采用ADF（單位根）檢驗(yàn)方式。序列ps檢驗(yàn)結(jié)果顯示，ADF檢驗(yàn)的t值為-3.971 018，小于5%的顯著性水平下的臨界值-3.690 814，大于1%顯著性水平下的臨界值-4.571 559。因此，ps序列在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，序列不存在單位根。序列pl檢驗(yàn)結(jié)果顯示，ADF檢驗(yàn)的t值為-4.873 919，小于1%的顯著性水平下的臨界值-4.571 559。因此，pl序列在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，序列不存在單位根。

1.2.3因果關(guān)系檢驗(yàn)。

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)可以分析水果產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格與零售價(jià)格在先不考量經(jīng)濟(jì)意義的情況下判斷一個(gè)變量是否是另一個(gè)變量變化的原因。檢驗(yàn)結(jié)果表明，pl可以格蘭杰引起ps的χ2統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)的值是0.073 006，大于2.5%顯著性水平的值，ps統(tǒng)計(jì)值也大于檢驗(yàn)值，而且伴隨概率很小，可以認(rèn)為ps可以格蘭杰引起pl，由此可以看出兩序列存在引導(dǎo)關(guān)系。雖然格蘭杰檢驗(yàn)只是理論意義上的檢驗(yàn)，但是這種同起同落的趨勢(shì)是確定存在的。

從圖2可知，序列ps和序列plt，plt-1，plt-2 顯著相關(guān)，這里為了計(jì)算方便，可取滯后3期；序列pl和序列pst，pst-1，pst-2 顯著相關(guān)，這里為了計(jì)算方便，可取滯后3期。

2實(shí)證分析

2.1分布滯后模型的參數(shù)估計(jì)（阿爾蒙多項(xiàng)式法）

通過以上計(jì)算可知，各指數(shù)序列都是平穩(wěn)序列，接下來可以采用分布滯后模型進(jìn)行估計(jì)和分析。筆者采用eviews6.0統(tǒng)計(jì)軟件，采用關(guān)于時(shí)間的冪數(shù)較低的m次多項(xiàng)式去逼近，對(duì)水果產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)和水果產(chǎn)品零售價(jià)格指數(shù)進(jìn)行分布滯后動(dòng)態(tài)模型估計(jì)，結(jié)果顯示如表2～3。由表2可知，在模擬過程中，輸入權(quán)數(shù)是分別是2，3，4，因?yàn)檩斎?是產(chǎn)生奇異矩陣無法估計(jì)，而輸入3時(shí)R2為0.583 601，大于權(quán)數(shù)為2時(shí)的0.537 632，于是選定權(quán)數(shù)為3。F值為3.854 249，大于5%的顯著性水平下的值3.29，D.W.值顯示不存在序列相關(guān)，模型線性關(guān)系基本成立。模型擬合效果較好，估計(jì)結(jié)果可以接受。從估計(jì)結(jié)果可知，ps對(duì)pl存在深遠(yuǎn)影響。ps增加1%，會(huì)引起當(dāng)年的pl也攀升0.308 07%。此種統(tǒng)計(jì)現(xiàn)象表明，水果產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格會(huì)通過供給的影響推動(dòng)零售價(jià)格隨之變動(dòng)，這是符合流通經(jīng)濟(jì)的價(jià)格基礎(chǔ)原理的。同時(shí)滯后1期的ps對(duì)pl仍存在同向關(guān)系向影響，系數(shù)為0.450 36，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過同期的影響系數(shù)，這說明上期的水果產(chǎn)品的成本，以及產(chǎn)生的收益會(huì)對(duì)本期農(nóng)民的種植意愿產(chǎn)生影響，影響供給，進(jìn)而影響本期零售價(jià)格。

從表3可見，模型的擬合優(yōu)度檢驗(yàn)值達(dá)到0.463 921，F(xiàn)值也達(dá)到了5%下的顯著性水平，D.W.值顯示不存在序列相關(guān)，模型擬合較好。從統(tǒng)計(jì)結(jié)果來看，pl與ps同向變動(dòng)，也就是pl增加1%會(huì)引起ps增加0.808 03%，說明水果產(chǎn)品零售市場(chǎng)的供求情況，對(duì)本期的水果產(chǎn)品的收購(gòu)價(jià)產(chǎn)生巨大的引導(dǎo)作用，特別是對(duì)于處于觀望狀態(tài)的農(nóng)民的賣果價(jià)格給予了一定的壓力，改變其觀望態(tài)度；同時(shí)可以看到，pl影響存在滯后效應(yīng)，上期的pl對(duì)本期的ps的影響系數(shù)為0.180 40，遠(yuǎn)遠(yuǎn)<0.808 03，說明水果的零售價(jià)格的波動(dòng)順利地傳遞到本期，滯后的影響較小。同時(shí)說明我國(guó)的生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)存在蛛網(wǎng)模型效應(yīng)，也就是在對(duì)本期存在影響，并把部分影響結(jié)果分散在后期。根據(jù)蛛網(wǎng)理論，產(chǎn)生的原因在于水果產(chǎn)品這種生產(chǎn)周期較長(zhǎng)的商品的產(chǎn)量和價(jià)格會(huì)存在波動(dòng)，進(jìn)而就會(huì)影響生產(chǎn)價(jià)格和零售價(jià)格的變動(dòng)。生產(chǎn)者總是根據(jù)上一期的價(jià)格來決定下一期的產(chǎn)量（供給會(huì)影響生產(chǎn)價(jià)格），這樣，上一期的價(jià)格同時(shí)也就是生產(chǎn)者對(duì)下一期的預(yù)期價(jià)格，而實(shí)際上，在每一期，生產(chǎn)者只能按照本期的零售價(jià)格或者批發(fā)價(jià)格來出手，這種實(shí)際價(jià)格與預(yù)期不符，就會(huì)造成不同年份產(chǎn)量?jī)r(jià)格波動(dòng)，就會(huì)出現(xiàn)筆者所描述的部分情況。

2.2基于脈沖響應(yīng)函數(shù)的研究

ps對(duì)于自身的影響系數(shù)從第2年起回落，在第3～6年產(chǎn)生負(fù)影響（圖3a）。ps對(duì)pl的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的影響第1期為0，但隨著時(shí)間的推移，其反應(yīng)在不斷增加，但增加幅度較弱，影響系數(shù)在0.5以內(nèi)，在4年內(nèi)保持正向影響，在第5、7、9年都出現(xiàn)負(fù)向影響（圖3b）。這說明價(jià)格傳導(dǎo)機(jī)制不順暢，可能是由于水果生產(chǎn)還是小農(nóng)經(jīng)濟(jì)居多，大多數(shù)的果農(nóng)沒有加入農(nóng)村合作社經(jīng)濟(jì)，沒能提高自身的議價(jià)權(quán)利。另一方面，產(chǎn)業(yè)流轉(zhuǎn)的不經(jīng)濟(jì)，物流倉(cāng)儲(chǔ)、批發(fā)、零售等多環(huán)節(jié)存在，導(dǎo)致生產(chǎn)價(jià)格對(duì)零售價(jià)格產(chǎn)生不了撬動(dòng)作用，或者影響的力量在各個(gè)環(huán)節(jié)中分散掉了[3]。

而pl對(duì)自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊在初期就有很強(qiáng)烈的反應(yīng)，但是第2年呈現(xiàn)負(fù)影響，第3年又出現(xiàn)回調(diào)，第4年又出現(xiàn)負(fù)影響。隨后各期也都出現(xiàn)這種起伏波浪的趨勢(shì)，只不過影響幅度越來越小，最后趨于穩(wěn)定（圖3c）。而pl對(duì)ps一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的影響，第1年就上升為2.379 835，第2年更上升到頂峰4.675 391，第3年則回落，第5年出現(xiàn)負(fù)影響，其后的影響則趨于0（圖3d）。這說明零售價(jià)格對(duì)水果產(chǎn)品的生產(chǎn)價(jià)格存在的影響，存在明顯的滯后效應(yīng)（第2年系數(shù)到達(dá)峰值），而且價(jià)格傳遞機(jī)制通暢。這是因?yàn)榱闶坌袠I(yè)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)的擴(kuò)展，銷售終端的信息能夠迅速傳達(dá)到果農(nóng)這一環(huán)節(jié)，特別是互聯(lián)網(wǎng)網(wǎng)站的使用，手機(jī)終端信息的收發(fā)平臺(tái)建立，使得零售對(duì)生產(chǎn)的價(jià)格指導(dǎo)作用不斷增強(qiáng)。由上述分析可見，水果產(chǎn)品的生產(chǎn)價(jià)格和農(nóng)產(chǎn)品零售價(jià)格的波動(dòng)的相互影響存在力量不均衡態(tài)勢(shì)。

2.3基于方差分解的分析

在方差分解的基礎(chǔ)上，筆者繼續(xù)研究對(duì)ps和pl波動(dòng)影響因素。隨著預(yù)測(cè)周期的增加，生產(chǎn)價(jià)格對(duì)其自身的影響很大，從第2期保持在99.51%的影響力。水果產(chǎn)品零售價(jià)格對(duì)生產(chǎn)價(jià)格的影響力幾乎為零，從第4期后一直保持在0.48%。而生產(chǎn)價(jià)格對(duì)零售價(jià)格的影響較穩(wěn)定，當(dāng)期影響稍顯弱勢(shì)，為24.34%的影響力，從第2期一直穩(wěn)定在58%以上，這符合之前的論證。零售價(jià)格對(duì)自身的解釋力度也呈現(xiàn)逐年下降趨勢(shì)，從第1期的75%到第3期后一直穩(wěn)定在41%（表4）。從方差分析結(jié)果可知，從自身

解釋來看，生產(chǎn)價(jià)格對(duì)過去的價(jià)格有較大依賴，而零售價(jià)格則較獨(dú)立，過去時(shí)段的影響力不占主導(dǎo)。從兩個(gè)市場(chǎng)相互的

影響來看，生產(chǎn)價(jià)格對(duì)零售價(jià)格波動(dòng)的影響更為顯著，而零

售價(jià)格對(duì)生產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)影響很弱，這表明水果產(chǎn)品價(jià)格存在價(jià)格傳動(dòng)效率低下。

3結(jié)論

（1）水果產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格和零售價(jià)格為平穩(wěn)序列，并且從趨勢(shì)圖中看出沒有明顯的趨勢(shì)性，這與水果產(chǎn)品的生產(chǎn)周期有關(guān)，呈現(xiàn)周期波動(dòng)。從波動(dòng)趨勢(shì)來看，兩者的趨勢(shì)圖大致相符，兩者的相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.639 96。

（2）分布滯后動(dòng)態(tài)模型分析結(jié)果表明，水果產(chǎn)品價(jià)格間的雙向傳遞是通暢的，水果產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格會(huì)對(duì)同期的零售價(jià)格產(chǎn)生正的影響。從影響系數(shù)大小來看，同期pl對(duì)ps的影響大于ps對(duì)pl的影響，上期對(duì)本期的影響則生產(chǎn)價(jià)格對(duì)零售價(jià)格影響較為深遠(yuǎn)，而且超過了同期的表現(xiàn)。說明雙方的影響通道出現(xiàn)了不均衡現(xiàn)象。

（3）脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析針對(duì)ps和pl之間相互作用的強(qiáng)度沒有達(dá)成一致分析意見。脈沖響應(yīng)函數(shù)認(rèn)為零售價(jià)格對(duì)生產(chǎn)價(jià)格的作用強(qiáng)度更大，而方差分解認(rèn)為生產(chǎn)函數(shù)的影響力更大一些。其實(shí)兩種分析并無實(shí)質(zhì)矛盾，因?yàn)槲覀冎懒闶蹆r(jià)格對(duì)生產(chǎn)價(jià)格的影響是通過中間批發(fā)價(jià)格逐步的有層次的回壓回去，不會(huì)對(duì)生產(chǎn)價(jià)格產(chǎn)生直接的影響，所以在數(shù)據(jù)中較難體現(xiàn)。從方差分解中得知，我國(guó)的水果產(chǎn)品仍然沒有改變傳統(tǒng)種植的誤區(qū)，沒有按照市場(chǎng)需求來改善種植的方向和品種（pl對(duì)ps影響力僅有0.48%）?？傊陨蟽煞N分析均表明，我國(guó)水果產(chǎn)品的價(jià)格傳導(dǎo)機(jī)制無論是順向還是逆向都存在不順暢的情況。

該研究結(jié)果表明，現(xiàn)代水果產(chǎn)業(yè)的流通體系應(yīng)該建立起來，可以興建適宜的農(nóng)村合作社組織，盡力減少中間環(huán)節(jié)的消耗；廣泛地普及電子商務(wù)的運(yùn)作，實(shí)現(xiàn)“線上線下對(duì)接”；并不斷擴(kuò)展手機(jī)APP的應(yīng)用方式，實(shí)現(xiàn)雙向傳導(dǎo)機(jī)制的無障礙。

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