農業生產資料價格與農產品生產價格之間的關系研究

楊 宇，陸奇岸

（廣西師范大學a.漓江學院；b.經濟管理學院，廣西 桂林 541006）

農業生產資料價格與農產品生產價格之間的關系研究

楊 宇a，陸奇岸b

（廣西師范大學a.漓江學院；b.經濟管理學院，廣西 桂林 541006）

文章依據“價值→成本”和“工業→農業”的價值傳動鏈思路，收集了1978～2008年農產品生產價格指數和農業生產資料價格指數年度序列數據，運用協整理論、鄒志莊檢驗以及格蘭杰因果關系檢驗分析兩者之間的關系。

農業生產資料價格；農產品生產價格；協整檢驗；鄒志莊檢驗；格蘭杰檢驗

0 引言

自1978年的十一屆三中全會到2008年，中國農業方面價格改革經歷30幾年波瀾壯闊而又艱苦卓絕的歷程，農業價格形成機制經歷了從統購統銷、合同定購及計劃銷售、放開市場階段的變遷，初步實現了計劃價格體制向市場價格體制的轉變。在這30年價格體制轉變過程中，政府實施了“提高農產品生產收購價格”惠農政策來提高農民生產積極性，從而保證農民收入的穩定增長，但是目前農村卻出現“農民增產不增收”的現象，并未實現政府的預期效果。此現象是引起一些專家學者重點討論的話題，一些認為農民只享受提高農產品生產價格所帶來少數部分利益，因為農業產品價格的提高導致農業生產成本的提高，從而農業生產資料成本的提高抵消了由于農業生產價格提高所帶來的利益。因此，本文將以此為研究背景，探討農業生產產品價格與農業生產資料價格之間的關系，分析農業生產資料的價格上漲侵蝕了由于農產品生產價格的上漲所帶來的農民利潤空間的力度，為政府提出建設性的意見和措施，實現農業價格從計劃體制向市場體制平穩過渡，保證農民收入穩定增長。

本文將建立在前人研究基礎上，主要從定量的角度分析農業產品價格與農業生產資料價格之間關系規律。筆者將依據“價值→成本”和“工業→農業”的價值傳動鏈思路，即同一條環環相扣，層層傳遞的鏈條關系，收集1978～2008年農產品生產價格指數和農業生產資料價格指數年度序列數據，運用協整方法探討兩者之間長期穩定的數量關系，分析兩者之間關系的影響力度和規律，并用Granger因果關系法分析兩個時序之間“誰先行，誰后動”的關系，進一步探討兩者是否存在格蘭杰意義上的因果關系及其走向。最后，根據所得出結論為政府主動出擊改善兩個價格指數之間的平衡關系提出相應的政策建議。

1 指標解釋及數據描述

1.1 指標解釋

為了分析兩者之間的關系，必須了解兩個指標的經濟意義和兩者之間的對應關系。農業生產資料價格指數，指反映一定時期內農業生產資料價格變動趨勢和程度的相對數，其是一個關于農業投入的綜合指數，包含小農具、飼料、幼禽家畜、半機械化農具、機械化農具、化學肥料、農藥及農藥械、農機用油、其他農業生產資料、農業生產服務十個大類。農產品生產價格指數是反映一定時期內，農產品生產者出售農產品價格水平變動趨勢及幅度的相對數。該指數可以客觀反映全國農產品生產價格水平和結構變動情況，其也是一個關于農業價值的綜合指數，包括農產品、林業產品、畜牧業產品、漁業產品價格指數。依據兩個價格指數的概念可以了解它們存在相互對應關系：一是兩者存在“價值→成本”的價格傳動鏈的對應關系，即兩者都是滿足農業與國民經濟核算需要的綜合指數，一個是反應農產品價值的價格指數，一個是反應農產品投入成本的價格指數；二是兩者存在“工業→農業”的價格對應關系，即農業生產資料價格指數則是反應部分工業產品價格特征，農產品生產價格指數反應的是農業產品價格特征。因此，兩個價格指數之間對應關系構成本文研究的理論基礎。

1.2 數據描述

本文收集了1978～2008年的農業生產資料價格指數和農產品生產價格指數資料，數據來源于《2008年中國農村統計年鑒》、《2009年中國統計年鑒》以及 《中國經濟景氣月報》。為了反應時間序列規律性，兩個價格指數都采用定基指數形式（1978=100）。本文首先運用統計描述對農業生產資料價格指數（Y）和農產品生產價格指數（X）的波動趨勢和兩者之間關系有一個感性認識，為下一步深入分析奠定基礎。

2 實證分析

2.1 單整檢驗——ADF檢驗

由于傳統的回歸分析要求所選取的時間序列數據是平穩的，否則會產生“偽回歸”。為了有效地避免了數據的“偽回歸性”，建立了良好的模型，必須進行單位根檢驗。本文利用的是計量經濟學軟件Eviews3.1,采用的是ADF單位根檢驗方法來檢驗變量的平穩性。同時為了考察序列的自相關性，可能存在滯后期，滯后期數根據AIC(赤池信息準則)和SC(斯瓦茨準則)共同決定。當AIC和SC都達到相對最小時，表明這時的滯后期數是最佳的，用AIC來檢驗滯后期。經檢驗得，各序列的滯后情況見表1。

表2反映，序列X和Y的ADF統計量都大于臨界值，表明序列是非平穩的，存在單位根。而其一階差分△X和△Y序列的ADF統計量都小于臨界值，表明序列是平穩的。因此得出結論：X和Y均是一階單整變量，這說明農業生產資料價格指數和農產品生產價格指數之間保持長期平穩的關系。

2.2 協整分析

C．J．Granger把非平穩的單整變量之間所存在的長期穩定關系稱為“協整關系”。兩變量間的協整關系檢驗常用的方法是恩格爾-格蘭杰兩步法(EG兩步法)、德賓-瓦特法和Johansen檢驗。

本文采用的是利用的AEG兩步法檢驗房價指數對地價指數之間的協整關系，第一步進行的單整檢驗已經完成；第二步對變量X和Y建立協整方程，用普通最小二乘法(OLS)作回歸進行估計，然后對其殘差e作單整檢驗，即檢驗殘差e是否含有單位根，如果殘差沒有單位根，即殘差是平穩的，則可拒絕原假設，表明X和Y具有協整關系；否則不能拒絕原假設，那么原變量之間沒有協整關系即長期的均衡關系。

為確定兩者是否具有協整的關系，必須對殘差e進行單位根檢驗，首先是根據AIC信息準則，選擇e最佳滯后期（見表3）。

由于ADF統計量比顯著性水平10%的臨界值都大，因此不能拒絕原假設，即農業生產資料價格指數與農業生產品價格指數按上述關系建立協整方程，其殘差e具有至少一個單位根，是不平穩的。從而表明，在整個研究期內 （1978～2008）兩個價格指數之間關系是不協整的。

運用Chow's檢驗法進行斷點檢驗，以判斷農業生產資料價格指數與農業生產產品價格指數的關系結構在整個研究期間是否發生了變化。Chow's斷點檢驗的思想是對每個子樣本單獨擬合方程是否顯著差異。零假設是兩個子樣本擬合的方程無顯著差異。有顯著差異意味著關系中的結構改變。依據兩個價格指數運行軌跡特征，選擇1989年和1996作為兩個斷點，把樣本分成為1978～1988年、1989～1997年和1998～2008年三個子樣本。其具體Chow's檢驗結果如表5。

表1 序列X和Y以及它們一階差分滯后期的確定表(AIC取值表)

表2 序列X和Y單位根檢驗表

表3 序列e的滯后期確定(AIC取值表)

表4 農業生產產品價格與農業生產資料價格指數的協整檢驗

表5 Chow斷點檢驗結果表

表6 引入虛擬變量后的兩個價格指數的協整檢驗

兩個斷點檢驗的P值分別為0.028和0.092，小于10%的顯著水平，因此可拒絕零假設，認為1989年和1998年確實是斷點。因此，以期從中發現兩個價格指數之間潛在的經濟規律，須引入虛擬變量 D1和 D2，當 D1=1時，代表 1989～1997年，其他年限為0，當 D2=1時，代表 1998～2008年，其他年限為0。擬建立如下回歸模型：

采用計量軟件對模型進行模擬，其具體方程如下：

從以上的各項統計量檢驗來看，模型有比較優秀的統計結果。以上述協整方程為基礎，作引入虛擬變量后的協整檢驗。根據AIC和SC信息準則，選擇最佳的滯后期為P=1，此時得到如下檢驗結果。

分析發現，當引入虛擬變量后，對變量進行分析階段研究，各分階段下變量之間是協整的。兩個價格指數在整個研究期（1978～2008）內不協整，各分階段下變量之間是協整的。出現這種情況的原因在于：價格機制從計劃體制向市場體制轉變過程對農業生產資料價格指數和農產品生產價格指數的影響是不一樣的。其具體表現在：

（1）在 1978～1988年（逐步放開價格管制階段），方程式為：Y=40.328+0.486X，農業生產產品價格指數對農業生產資料價格指數影響力度是0.486，農民享受農產品價格提高1個百分點所帶來利潤空間0.514個百分點；

（2）在 1989～1997年（價格治理整頓階段），方程式為：Y=40.328+(0.486+0.112)X，農業生產產品價格指數對農業生產資料價格指數影響力度是0.598，農民享受農產品價格提高1個百分點所帶來利潤空間0.402個百分點；

（3）在 1998～2008 年，方程式為：Y=40.328+(0.486+0.243)X，農業生產產品價格指數對農業生產資料價格指數影響力度是0.729，農民享受農產品價格提高1個百分點所帶來利潤空間0.281個百分點。

在農業價格變遷不同階段，農業生產產品價格指數對農業生產資料價格指數影響力度不同，農民享受價格提高所帶來的利潤空間是不斷減少，反映了農民增產不增收的現象。政府通過提高農產品的生產價格來刺激農民生產積極性，增加農作物產量進而增加農業收入。但是，農產品的生產價格上漲導致農業生產資料這一“隱形”因素價格上漲，侵蝕了農民的利潤空間，因此，為了保證農民收入增加，政府不僅要重視提高農場品的生產價格這一“顯性”因素，也不要忽略對農業生產資料這一“隱形”因素價格控制。

2.3 Granger因果關系檢驗

上述分析只是表明農產品生產價格指數與農業生產資料價格指數存在長期的均衡關系，但這種關系是否構成因果關系，還需要進一步驗證，因為經濟時間序列常出現“偽相關”問題，即經濟意義表明幾乎沒有聯系的序列卻可能計算出較大的相關系數。因此，筆者利用Granger因果關系檢驗來對它們之間的因果關系進一步驗證和分析兩者 “誰先行，誰后動”的關系。由于Granger因果關系檢驗對滯后的階數所引起變化非常敏感，選取6項滯后階數，看結果是否具有同一性。對兩個價格指數之間的Granger因果檢驗見表7。

在滯后1～4期的情況下，農業生產資料價格指數變化不是農產品生產價格指數變化的原因，在滯后5～6期的情況下，農業生產資料價格指數變化則是農產品生產價格指數的原因，說明農產品生產價格變化對工業產品價格變化（農業生產資料價格變化）反應遲鈍，靈敏度不高。顯然，這是符合邏輯，其一，農產品的生產價格多數是由政府制定和控制的，其二，農產品的投資和生產周期相對比較長，對農業生產資料價格變化反應較慢，其三，農民自身對農業生產資料價格變化缺乏預期認識。

在滯后1～6期的情況下，農產品生產價格指數變化是農業生產資料價格指數變化的原因，說明農產品生產價格指數變化是農業生產資料價格指數變化的先行指標，農業生產資料價格指數變化對農產品生產價格指數變化反應靈敏。農業生產資料價格作為工業產品的生產價格，其市場主體是企業，善于掌握“農產品生產價格提高→刺激農民的生產積極性→加大農業投資→農業生產資料需求增加→提高農業生產資料價格”的規律，因此對市場變化反應靈敏。

3 結論與政策建議

3.1 結論

本文依據農產品生產價格指數與農業生產資料價格指數兩者之間“價值→成本”和“工業→農業的對應關系思路，收集了1978～2008年兩個價格指數年度數據，運用計量經濟學方法分析兩個價格指數之間的關系進行探討，其結論表明：

（1）運用單整檢驗法檢驗兩個價格指數都屬于一階單整的非平穩的時間序列，說明兩個價格指數之間線性組合保持長期平穩均衡關系。

（2）在這30年價格體制轉變過程中，兩者之間關系出現階段特征。兩個價格指數在整個研究期（1978～2008）內不協整，各分階段下變量之間是協整的。出現這種情況的原因在于：價格機制從計劃體制向市場體制轉變過程中，農業生產資料價格指數與農產品生產價格指數關系出現階段特征。

（3）農民享受農產品價格提高所帶來的利潤空間是不斷減少，進一步證實“農民增產不增收”的怪現象。政府想通過提高農產品生產價格來刺激農民的生產積極性，從而提高農民的收入，但是，隨著農產品生產價格提高，加速了農業生產資料價格增長的速度，使農民的農業生產成本提高，侵蝕農民農業生產的利潤空間。

（4）農產品生產價格與農業生產資料價格彼此反應靈敏度不一致。農業生產資料價格對農產品生產價格變化反應很靈敏，其主要是因為農業生產資料的市場主體是企業，企業善于根據市場動態變化，調整產品的生產價格；農產品生產價格對農業生產資料價格變化反應遲鈍緩慢，其主要因為農產品生產價格所涉及的市場主體是政府和農民，政府對農業生產資料價格變化所制定的政策具有滯后性，農民自身對農業生產資料價格變化所做出的預期遲和反應慢。

表7 格蘭杰因果檢驗結果表

3.2 政策建議

（1）在市場允許范圍之內，加大對農業生產資料價格上漲的控制力度，積極實施農業生產資料補貼政策。政府應采取綜合措施穩定農資價格，抑制其過快增長，對一些企業利用“囤積居奇”現象，趁機提高農業生產資料價格加以嚴懲。同時，政府要實施好農資惠農補貼政策，積極評估政策的執行效果，提高農民的生產收入。

（2）提高農民和政府對市場變化所反應的靈敏度。農民作為農產品生產價格的主體，應積極應對農業生產資料價格變化，做出適度的預期和調整農產品的生產價格。政府作為調整農產品生產價格的間接主體，要縮短調整農產品生產價格政策的滯后期。

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F224.9

A

1002-6487（2010）22-0107-03

廣西師范大學漓江學院基金資助項目（2009LJG03）

（責任編輯/浩 天）