基于VAR的產銷兩地蔬菜市場價格傳導機制研究

戎宇霆 唐勇

摘要：選取銷地廣東和產地廣西，以大白菜、圓白菜、西紅柿、黃瓜、青椒、茄子為研究對象，采用Spearman相關系數、Granger因果關系檢驗、VAR、脈沖響應函數、方差分解等方法研究蔬菜市場價格在產銷兩地間的傳導機制。研究結果表明，銷地廣東和產地廣西的蔬菜市場價格的相關性較高，廣西的大白菜、西紅柿、黃瓜、青椒、茄子五種蔬菜的零售價格是廣東的單向格蘭杰原因，兩地黃瓜和青椒兩種蔬菜的零售價格存在長期引致關系。脈沖響應函數和方差分解的分析結果表明，對不同的蔬菜品種，產地一個標準差的隨機擾動對銷地的影響存在差異，但總體來說隨著滯后期的增加，其影響的變化趨勢和正負關系一致。在此基礎上給相關部門提出了政策建議。合理把握價格傳導的內在機制，根據產地蔬菜零售價格對銷地的不同程度的影響，出臺相應的政策，維持市場蔬菜價格的穩定。

關鍵詞：蔬菜市場價格；價格傳導機制；VAR；脈沖相應函數；方差分解

中圖分類號：F224 文獻標識碼：A 文章編號：0439-8114（2016）06-1575-05

DOI：10.14088/j.cnki.issn0439-8114.2016.06.054

中國是一個農業大國，農村人口約九億占全國人口的70%，農業人口約七億占產業人口的50.1%，第一產業在中國占據著極其重要的地位。蔬菜是人們日常生活中不可替代的副食品，更是人體維持健康所必需的維生素、礦物質和膳食纖維的主要來源。因此，蔬菜種植作為第一產業的重要組成部分，從生產環節直至零售環節，不僅關系著農民和普通百姓的切實利益，也關系著國民經濟的健康穩定發展。但是近些年來，“菜賤傷農”、“菜貴傷民”的現象屢見不鮮。這些現象都是市場價格不對稱所造成的。蔬菜的價格到底如何傳遞，這一直是國內外學者關注的問題。

國外部分文獻研究了農產品價格的國內、國際傳遞特征。Carol等[1]研究印度不同地區的糧食價格，采用回歸分析方法探尋市場空間協整關系。結果表明，供應方比需求方在價格傳遞過程中更重要。Bakhshoodeh[2]就進口糧食對伊朗不同地區的人群的影響進行了分析，結果表明進口糧食的價格對不同階層的影響不同，而且價格上漲使窮人處于更糟糕的境地。國內學者關于蔬菜價格傳導機制的研究主要集中于批發市場和零售市場的“最后一公里”問題，但存在觀點不一的現象。趙安平等[3]的研究結果表明，不同蔬菜品種批零市場發揮的作用存在一定差異，但是總體觀察批發市場在批零價格傳導中發揮主導作用，而零售商相對處于弱勢地位。范潤梅等[4]對北京蔬菜市場小白菜、西紅柿和土豆的價格傳導的研究發現，零售價格是影響蔬菜批零價差的主要因素，同時蔬菜市場的零售商對某些產品具有一定的市場支配能力。再次，部分文獻考察了中國農產品在產地和銷地之間的價格傳導機制。謝思娜等[5]研究了五個主產區的雞蛋價格和主銷區北京的雞蛋價格水平，結果表明，主產區山東對北京雞蛋波動的影響最大。

上述研究雖豐富了蔬菜價格傳導機制的研究內容，但現有研究多集中于蔬菜生產價格與零售價格、批發價格與零售價格之間的關系。本研究從產銷兩地零售市場角度出發，對蔬菜價格傳導機制進行了研究。

1 研究方法與研究數據

1.1 研究思路與方法

1）分析廣東和廣西兩地蔬菜市場價格之間的相關性。產銷兩地價格之間的相關關系是研究蔬菜價格傳導機制的前提。相關性分析采用Spearman秩相關系數，屬于一個非參數的度量。兩組變量之間同級相關性的指標通常用rs表示，rs越大，表明兩者之間的關系越緊密。Spearman秩相關系數的求法見公式（1），公式（2）為對應的t檢驗的統計量值。其中rs表示產地與銷地之間的Spearman相關系數，xi表示銷地蔬菜價格，yi表示產地蔬菜價格，n表示變量的個數。

2）Granger因果關系檢驗。相關性檢驗只是分析了產銷兩地蔬菜市場價格之間的相關關系。為進一步明確兩者是否構成因果關系以及價格傳導的方向，需要通過Granger因果關系檢驗進行分析。

3）建立VAR方程，再進行Johansen協整檢驗。建立VAR方程是因為協整檢驗首先需要確定最優滯后期。Johansen協整檢驗能夠考察兩組變量之間是否存在長期均衡關系。

4）選取具有長期均衡關系的蔬菜品種，利用脈沖響應函數和方差分解對產銷兩地蔬菜市場價格的短期傳導機制進行研究。脈沖響應函數描述的是每一個內生變量的沖擊對自身與其他內生變量所產生的影響，在本研究中體現為產地和銷地市場價格的沖擊對其自身以及對方的影響程度。而方差分解進一步評價一地價格波動對另一地價格波動的貢獻度。

1.2 數據來源

數據均來源于中國經濟社會發展數據庫，為蔬菜零售市場價格數據，研究區間為2000年1月至2011年11月。由于數據庫提供的數據是每月5、15、25日的日數據，因此將三個日數據取算術平均值作為相應的月度平均價格進行研究，共計143個樣本。

2 實證分析

2.1 相關性分析

相關系數表明，大白菜和黃瓜的相關系數超過0.9。進一步計算其平均相關系數，為0.882。因而，可以簡單判斷兩地蔬菜市場價格存在著緊密聯系。

為進一步判斷兩地蔬菜市場價格的相關關系，利用Eviews軟件分別繪制廣東和廣西六種蔬菜的價格走勢圖（圖1至圖6）。從圖1至圖6中可以看出，廣西和廣東六種蔬菜的價格走勢均較為一致且廣東的價格高于廣西，而廣西蔬菜的零售價格一般先于廣東的蔬菜零售價格變化。

通過以上對廣東和廣西兩地的蔬菜市場價格的相關性分析，得出廣東蔬菜市場價格與廣西蔬菜市場價格存在密切聯系。

2.2 ADF平穩性檢驗

時間序列數據的平穩性是進行回歸分析的前提條件，運用非平穩的時間序列進行回歸分析往往導致“虛假回歸”，其結果沒有實際意義。因此，首先對廣東和廣西兩地的蔬菜價格進行平穩性檢驗，為了消除量綱采用取蔬菜價格對數之后的數據。根據檢驗結果可以得出，廣東和廣西兩地的蔬菜價格所對應的t統計量在10%的顯著性水平下均未通過檢驗，即為非平穩序列；但一階差分之后所對應的t統計量在1%的顯著性水平下通過檢驗，即廣東和廣西的蔬菜價格對數序列均為一階單整。

2.3 Granger因果關系檢驗

在建立廣東和廣西蔬菜價格的VAR模型之前，必須證明兩者之間存在因果關系。格蘭杰因果關系檢驗能夠有效地從統計學意義檢驗兩地蔬菜間是否存在相互影響的關系。根據大白菜、西紅柿、黃瓜、青椒、茄子價格的Granger因果檢驗結果可知，以上五種蔬菜在廣西的零售價格是廣東的零售價格的格蘭杰原因。而廣東圓白菜零售價格是廣西圓白菜零售價格的格蘭杰原因，因此不對圓白菜零售價格的傳導機制進行研究。

2.4 長期傳導效應的研究

2.4.1 滯后階數的確定 根據滯后長度準則（Lag length criteria）評價建立滯后期為多少階的VAR模型最合理。利用Eviews軟件求解結果。根據AIC和FPE準則，大白菜、西紅柿、黃瓜、青椒四種蔬菜選定最優滯后期均為3期，所以均建立3階滯后階數的VAR模型比較合理。而茄子價格的檢驗結果無實際意義。

2.4.2 VAR方程的建立 通過以上的分析我們確定了廣東和廣西兩地大白菜、西紅柿、黃瓜、青椒、茄子五種蔬菜的零售價格之間存在廣西對與廣東的單向格蘭杰引導關系，并且已經確定了建立VAR方程的最優滯后階數，建立部分VAR方程（表1）。根據VAR方程主要結論如下，除黃瓜和青椒滯后一期的零售價格對產地廣西產生負向影響外，其余蔬菜滯后一期的蔬菜價格均對銷地和產地產生正向影響。而滯后二期和三期的蔬菜價格對兩地的影響差異較大，不具有規律性。

2.4.3 協整關系檢驗 協整檢驗的目的是判斷一組非平穩序列的線性組合是否具有穩定的均衡關系。利用Eviews軟件，應用Johansen檢驗判斷兩地蔬菜價格是否存在長期協整關系。協整檢驗結果說明廣東和廣西兩地之間的黃瓜和青椒的價格存在長期協整關系。

2.5 廣東和廣西兩地蔬菜價格的脈沖響應函數分析和方差分解

Granger因果關系檢驗證明了廣東和廣西兩地之間的五種蔬菜價格存在著傳導關系，進一步通過Johansen協整檢驗發現兩地之間僅有黃瓜和青椒兩種蔬菜存在著長期協整關系。廣東蔬菜價格和廣西蔬菜價格同屬于一個內生系統，其內在的價格傳導形式、傳導動力需要通過脈沖響應函數和方差分解進行分析。

圖7反應的是兩地黃瓜零售價格的脈沖響應函數。由圖7可知，廣東蔬菜價格的對數（lnguangd）的一個標準差隨機擾動對其自身的影響逐年下降，但一直是正向影響；廣西蔬菜價格的對數（lnguangx）對lnguangd的一個標準差隨機擾動在第一年具有較強反應，之后逐年下降；lnguangx的一個標準差隨機擾動對lnguangd的影響較其自身的影響更為強烈，平均高出4.5個百分點；lnguangx的一個標準差隨機擾動對lnguangx的影響也逐年下降，但一直為正向影響。

圖8反應的是兩地青椒零售價格的脈沖響應函數。由圖8可知，lnguangd的一個標準差隨機擾動對其自身的影響逐年下降，且一直是正向影響；lnguangx對lnguangd的一個標準差隨機擾動在第一年具有較強反應，達到7%，之后逐年下降；lnguangx的一個標準差隨機擾動對lnguangd的影響較其自身的影響更為強烈，平均高出2至3個百分點；lnguangx的一個標準差隨機擾動對lnguangx的影響也逐年下降，且一直為正向影響。

比較圖7和圖8可以得出，產地廣西對銷地廣東地方蔬菜零售價格的影響均為正向影響，且持續了較長的時間。無論產地和銷地如何變化，一個標準差的隨機擾動對其自身另一個內生變量的沖擊表現出一致性，但在影響程度上存在差異。

對黃瓜零售價格的方程分解結果表明，lnguangd對其自身的價格波動的影響在第一期時為100%，之后逐年或增或降，最后趨近于90%，而其對lnguangx的影響逐年遞增。lnguangx對lnguangd的影響逐年上升，相反對其自身的影響逐年下降。

對青椒零售價格的方程分解結果表明，lnguangd對其自身的價格波動的影響在第一期時為100%，之后逐年下降，且下降趨勢十分明顯，說明其影響持續效果不好，而其對lnguangx的影響以每年10個以上的百分點遞增。lnguangx對lnguangd的影響由剛開始的32.088%不斷降至21%逐步趨于穩定，相反對其自身的影響逐年上升，說明銷地廣西的零售價格的影響對產地廣東的蔬菜價格的影響隨著滯后期的延伸逐漸減弱，同時也說明了產地蔬菜零售價格對銷地蔬菜零售價格的影響存在著滯后。

3 結論與政策建議

3.1 結果分析

以銷地廣東和產地廣西為例，研究蔬菜零售市場價格在產銷兩地間的傳導機制，主要結論如下。

1）通過Spearman相關系數的定量分析和價格趨勢圖的直觀體現，發現廣東與廣西六種蔬菜的市場價格序列均表現出較強的緊密聯系，且廣東的價格高于廣西，而廣西蔬菜的市場價格一般先于廣東的蔬菜市場價格變化。

2）經ADF平穩性檢驗，廣東和廣西兩地的蔬菜價格對數序列均為1階單整，在此基礎上進行Granger因果檢驗。結果顯示，對于大白菜、西紅柿、黃瓜、青椒、茄子五種蔬菜，廣西是廣東的格蘭杰原因，說明蔬菜價格是從產地傳向銷地的。

3）協整檢驗的結果表明，廣東和廣西兩地黃瓜和青椒兩種蔬菜的價格存在長期協整關系。而VAR結果表明，滯后一期的蔬菜價格一般均對當期銷地和產地產生正向影響。

4）脈沖響應函數和方差分解的結果表明，產地廣西對銷地廣東地方蔬菜市場價格的影響均為正向影響，且持續時間長，產地蔬菜市場價格一個標準差的隨機擾動對銷地蔬菜市場價格的傳導路徑順暢。對于黃瓜，廣西對廣東的影響隨著時間的推進減弱，但是青椒恰恰相反。

3.2 政策建議

1）蔬菜零售價格的傳導往往存在一定的時滯，因此相關部門應該合理把握蔬菜價格傳導的內在關聯，建立相應的蔬菜價格檢測部門，把握蔬菜價格的市場行情，制定相關的政策。

2）Granger因果檢驗結果表明，廣西的大白菜、西紅柿、黃瓜、青椒、茄子五種蔬菜的市場價格是廣東的格蘭杰原因，因此政府部門應該及時把握廣西該類蔬菜市場的價格行情，并由此決定是否需要提前收購蔬菜以備用等。

3）在分析中得出了不同種類的蔬菜產地價格對銷地價格的影響程度，相關部門可以據此制定合理的價格調控政策，維持市場穩定。

參考文獻：

[1] CAROL A，JOHN W. Co-integration and market integration：an application to the indonesian rice market[J]. Journal of Development Studies，1994（30）：3-328.

[2] BAKHSHOODEH M. Impacts of world prices transmission to domestic rice markets in rural Iran[J]. Food Policy，2009，35（1）：12-19.

[3] 趙安平，趙友森，王曉東，等.蔬菜批發市場和零售市場價格變化及傳導機制研究[J].中國農學通報，2011，27（4）：253-260.

[4] 范潤梅，龐曉鵬，王征南.蔬菜市場批零價差和價格傳遞機制分析——以北京市為例[J].商業研究，2007（11）：110-114.

[5] 謝思娜，劉合光，秦 富.主產區與主銷區雞蛋價格傳導機制分析[J].中國農業大學學報，2013，18（1）：229-234.