渠道勢力對農產品價格波動的影響機制研究

周廣竹 副教授

（重慶工商大學融智學院 重慶 401320）

引言

2005-2018年農產品批發價格指數呈“鋸齒狀”的波動趨勢，而其零售價格指數保持了單邊震蕩上漲趨勢，這反映出流通環節對農產品從生產端到消費端的價格傳導具有一定的平抑效果（余天霞，2019）。此現象引起了學術界的關注，學者們從農產品流通角度探究農產品價格波動的主要影響因素。彭新宇等（2017）從供需角度探究農產品價格波動的原因，他認為流通環節對農產品價格波動的主要影響機制在于流通環節控制了農產品市場的供給與需求。孫偉仁等（2018）探究了我國農業供給側改革背景下，農產品市場價格波動的主要原因，他認為當前我國農產品流通模式單一，流通環節透明度低，加劇了農產品市場價格波動。劉哲（2018）利用蛛網模型探究大宗農產品市場和小宗農產品市場價格波動，結果發現大宗農產品市場的需求彈性較大，更容易造成價格波動。學者們的研究多為理論分析，而且忽略了渠道勢力對農產品市場價格波動的影響，本文以此為切入點進行實證分析，彌補了已有文獻的不足。

渠道勢力對農產品價格波動影響的理論分析與假設

渠道勢力是指農產品流通渠道中批發商和零售商的規模勢力和運營勢力，其中規模勢力是指流通商在農產品流通市場中的市場份額優勢，運營勢力指流通商通過制度優勢和管理優勢形成的市場競爭優勢。因此本文嘗試從規模勢力和運營勢力兩個方面分析渠道勢力對農產品價格波動的影響（孫偉仁等，2019）。

首先是規模勢力對農產品價格波動的影響。第一，受市場供需狀況的影響，農產品市場價格提高以后，批發商可以通過強有力的規模勢力，控制農產品的供給，增加從上游環節獲取農產品的價格，通過價格傳遞機制，造成農產品的市場消費價格上升，以此獲取更高的市場溢價。第二，批發環節存在逆向選擇和道德風險，信息并不透明，通過規模勢力，農產品批發商存在一定的定價權，隨著定價的波動，農產品市場價格必然波動（王剛毅等，2018）。第三，農產品批發商比零售商的規模勢力更大，二者在產業鏈上的合作對農產品價格波動的影響更明顯。基于此，本文提出假設1：

假設1：批發商和零售商的規模勢力明顯加劇了農產品價格波動。

其次是運營勢力對農產品價格波動的影響。農產品的上中下游供應鏈主要分為供應商、批發商、零售商。供應商多為當地大宗農戶，在供應鏈上的影響程度有限；批發商在農產品供應上承擔著商品集散、供需調節等作用，對農產品價格的影響更為明顯；零售商處于產業鏈下游，而當前電子商務時代“線上與線下”結合的方式，增加了農產品信息透明度，所以零售商在運營環節對產品價格的影響相對較低。因此，本文認為批發商對農產品價格波動的影響更為明顯，批發商通過供需調節農產品價格波動（蔡柏良，2016）。基于此，本文提出假設2：

假設2：批發商和零售商的運營勢力明顯加劇了農產品價格波動。

渠道勢力對農產品價格波動影響的實證檢驗

（一）變量選取與數據來源

本研究重點是渠道勢力對農產品價格波動的影響，因此本文將農產品價格波動作為被解釋變量，參考現有文獻將農產品生產價格指數作為被解釋變量的衡量指標，使用ncpi表示，數據來源于國家統計局，研究對象選取我國30個省市區（西藏、香港、澳門、臺灣數據缺失，予以剔除），數據時間跨度為2010-2018年。渠道勢力是本文的核心解釋變量，本文將渠道勢力分為規模勢力和運營勢力，規模勢力計算方法如方程（1）所示，用gsl表示，運營勢力計算方法如方程（2）所示，用ysl表示（王超，2016）。

此外，參考現有文獻選取以下控制變量：地區經濟發展水平，使用地區生產總值表示，用gdp表示；城鎮化水平，使用城鎮化率衡量，用city表示；物價波動指數，使用地區消費者物價指數衡量，用cpi表示；貨幣供應量，使用廣義貨幣供應量衡量，用M2表示，以上數據均來源于國家統計局。

（二）變量平穩性檢驗

本文選取的變量時間跨度為2010-2018年，非平穩序列進行實證分析可能會導致模型出現“偽回歸”，因此本文對ncpi、gsl等變量進行平穩性檢驗，結果如表1所示。

如表1所示，ncpi的LLC檢驗值為-5.853且在1%的水平上顯著，ADF檢驗值為175.925且在10%的水平上顯著，說明ncpi為平穩序列。gsl的LLC檢驗值為-13.609且在1%的水平上顯著，ADF檢驗值為103.982且在1%的水平上顯著，說明gsl為平穩序列。ysl的LLC檢驗值為-5.449且在1%的水平上顯著，ADF檢驗值為199.574且在1%的水平上顯著，說明ysl為平穩序列。lngdp的LLC檢驗值為-14.461且在1%的水平上顯著，ADF檢驗值為497.887且在10%的水平上顯著，說明lngdp為平穩序列。city的LLC檢驗值為-2.559且在5%的水平上顯著，ADF檢驗值為183.854且在5%的水平上顯著，說明city為平穩序列。cpi的LLC檢驗值為-6.988且在1%的水平上顯著，ADF檢驗值為91.440且在1%的水平上顯著，說明cpi為平穩序列。m2的LLC檢驗值為-9.966且在1%的水平上顯著，ADF檢驗值為126.545且在1%的水平上顯著，說明m2為平穩序列。

（三）變量相關性分析

對變量進行相關性檢驗，結果如表2所示。

如表2所示，gsl與ncpi之間的相關系數為0.749且在1%的水平上顯著，說明規模勢力與農產品價格波動之間為明顯的正相關關系。ysl與ncpi之間的相關系數為0.546且在1%的水平上顯著，說明運營勢力與農產品價格波動之間為明顯的正相關關系。lngdp與ncpi之間的相關系數為-0.284且在5%的水平上顯著，說明地區經濟發展水平與農產品價格波動之間為明顯的負相關關系。city與ncpi之間的相關系數為-0.293且在1%的水平上顯著，說明城鎮化水平與農產品價格波動之間為明顯的負相關關系。cpi與ncpi之間的相關系數為0.127且在1%的水平上顯著，說明消費者物價指數與農產品價格波動之間為明顯的正相關關系。lnm2與ncpi之間的相關系數為0.404且在1%的水平上顯著，說明貨幣供應量與農產品價格波動之間為明顯的正相關關系。

表1 變量平穩性檢驗

表2 變量相關性檢驗

表3 固定效應回歸結果

表4 穩健性檢驗結果

（四）模型設置與回歸結果分析

基于數據特征，本文設置回歸模型，如方程（3）所示：

如方程（3）所示，ncpi為農產品生產價格指數，gsl為規模勢力，ysl為運營勢力，lngdp為地區經濟發展水平的對數形式，city為城鎮化率，cpi為生產者物價指數，lnm2為廣義貨幣發行量的對數形式，c為常數項，β為回歸系數，ε為誤差項。

由于本文的數據為面板數據，所以應該進行F檢驗與豪斯曼檢驗，F檢驗值為10.323且在1%的水平上顯著，豪斯曼檢驗值為37.25且在1%的水平上顯著，說明本文應該使用固定效應進行回歸分析，結果如表3所示。

如表3所示，gsl與ncpi之間的回歸系數為0.326且在1%的水平上顯著，說明規模勢力與農產品物價波動之間為明顯的正相關關系，也就是說規模勢力提升一個單位，能夠導致農產品物價波動率上升0.326個單位，即本文假設1成立。批發商可以通過強有力的規模勢力，控制農產品的供給，增加從上游環節獲取農產品的價格，通過價格傳遞機制，造成農產品的市場消費價格上升，以此獲取了更高的市場溢價（李光泗等，2015）。ysl與ncpi之間的回歸系數為1.536且在1%的水平上顯著，說明運營勢力與農產品物價波動之間為明顯的正相關關系，也就是說運營勢力提升一個單位，能夠導致農產品物價波動率上升1.536個單位，即本文假設2成立。運營勢力擴大，表示批發商和運營商對市場的掌控力度上升，因此能夠在一定程度上加劇農產品市場價格波動（王亞飛等，2013）。lngdp與ncpi之間的回歸系數為-0.370且在1%的水平上顯著，說明地區經濟發展水平與農產品物價波動之間為明顯的負相關關系，也就是說經濟發展水平提升一個單位，能夠促進農產品物價波動率降低0.370個單位，city與ncpi之間的回歸系數為-0.877且在1%的水平上顯著，說明城鎮化率與農產品物價波動之間為明顯的負相關關系，也就是說城鎮化率提升一個單位，能夠導致農產品物價波動率降低0.877個單位。cpi與ncpi之間的回歸系數為0.166且在1%的水平上顯著，說明生產者價格指數與農產品物價波動之間為明顯的正相關關系，也就是說生產者價格指數提升一個單位，能夠導致農產品物價波動率上升0.166個單位。lnm2與ncpi之間的回歸系數為1.175且在1%的水平上顯著，說明廣義貨幣供應量與農產品物價波動之間為明顯的正相關關系，也就是說廣義貨幣供應量提升一個單位，能夠導致農產品物價波動率上升1.175個單位。

（五）穩健性檢驗

為檢驗上述回歸結果的穩健性，本文使用農產品零售價格指數對數表示農產品價格波動，使用ncp表示，回歸結果如表4所示。如表4所示，各變量的回歸系數大小、方向與表3相比并沒有發生明顯變化，說明本文的回歸結果穩健。

結論與建議

（一）結論

規模勢力與農產品物價波動之間為明顯的正相關關系，也就是說規模勢力提升一個單位，能夠導致農產品物價波動率上升0.326個單位，批發商可以通過強有力的規模勢力，控制農產品的供給，增加從上游環節獲取農產品價格的能力，再通過價格傳遞機制，造成農產品的市場消費價格上升，以此獲取了更高的市場溢價。運營勢力與農產品物價波動之間為明顯的正相關關系，也就是說運營勢力提升一個單位，能夠導致農產品物價波動率上升1.536個單位，運營勢力擴大，表示批發商和運營商對市場的掌控力度上升，因此能夠在一定程度上加劇農產品市場價格波動。經濟發展水平提升一個單位，能夠促進農產品物價波動率降低0.370個單位，城鎮化率提升一個單位，能夠導致農產品物價波動率降低0.877個單位。生產者價格指數提升一個單位，能夠導致農產品物價波動率上升0.166個單位。廣義貨幣供應量提升一個單位，能夠導致農產品物價波動率上升1.175個單位。

（二）政策建議

基于上述結論，本文提出以下幾點政策建議：

第一，創新農產品流通模式。渠道勢力提升加劇了我國農產品價格波動狀況，鑒于此我國應該改善當前粗放式的農產品批發、零售模式，提升農產品流通效率。一方面可以加強農戶與大型超市的合作，降低批發商的規模勢力，提升生產者與銷售者的直接溝通比例，進而抑制批發商規模勢力對農產品價格的影響（方晨靚等，2012）。另一方面要加強農戶與電子商務結合，依靠互聯網平臺銷售農產品，減少中間環節受到的規模勢力和運營勢力影響。第二，穩定物價，保持經濟平穩增長。經濟發展水平與農產品價格波動之間為明顯的負相關關系，因此我國保持經濟平穩運行，穩定物價水平能夠有效降低農產品市場價格波動。第三，提升農產品流通運行水平（張利庠等，2010）。規模勢力和運營勢力對農產品價格波動有負向影響，因此我國可以從規模勢力和運營勢力入手調節農產品價格。一方面完善農產品市場機制，限制價格競爭行為。另一方面完善農產品批發市場公益性建設，加大中央和地方財政對農產品的補貼，降低規模勢力和運營勢力對農產品價格的影響。