蔬菜價格短期波動傳導機制分析
——以上海青菜為例

楊 娟 錢婷婷 鄭秀國 趙京音 許葉穎

（1.上海市農業科學院農業科技信息研究所，上海 201403；2.上海數字農業工程技術研究中心，上海 201403）

1 引言

農產品價格是農產品供給與需求平衡的結果，是反映供求關系變化的風向標。近年來我國農產品尤其是蔬菜產品季節性、區域性供過于求或供不應求的現象頻現，為更好滿足農產品質量、數量、種類的有效供給，國家提出了農業供給側結構性改革的農業發展戰略。蔬菜作為農業中相對生產周期短、收益快的產業，不僅對提高農民收入，而且對滿足市民“菜籃子”供應具有重要作用。以蔬菜為研究對象，開展價格波動傳導機制分析與研究，通過揭示蔬菜市場價格傳導機制，科學指導生產布局，對穩定蔬菜有效供應，促進蔬菜產業結構調整，穩定物價等都具有重要的意義。

價格傳導機制的影響因素眾多[1]，一般運用計量經濟學方法研究。從研究動態來看，農產品價格傳導機制的研究分為國際市場與國內市場之間的傳導，區域間的傳導，產業鏈間的傳導，同類產品期貨價格與現貨價格間的傳導以及某一產品生產者價格與零售價格之間的傳導等。國際國內市場的價格傳導研究有關于大豆和農產品的綜合價格指數的研究[2-4]，各類政策對國際國內農產品價格傳導的影響[5-7]。區域間農產品價格橫向傳遞的研究則主要集中于傳遞的通暢程度及其影響因素[8-9]。產業鏈間的價格傳導研究主要集中于蛋雞產業[10-12]、生豬產業[13]、肉雞養殖業[14]和奶業[15]。同類產品間的傳導研究有李新建等[16]分析了豆油、菜籽油和棕櫚油之間的關聯性和價格引導作用，趙安平等[17]關于北京市場大白菜、黃瓜和菠菜批發價和零售價之間關系的研究，胡華平等[18]雖然將糧食產品、蔬菜產品、肉類產品和水產品作為研究對象開展垂直價格傳遞與縱向市場聯結研究，但僅將其作為各自平行的個體，并未將四種農產品結合起來分析。某一產品的價格傳導研究中，有咖啡的生產價格、拍賣價格和世界價格的研究[19]，有同類產品期貨價格與現貨價格間的傳導[20-23]，生產者價格與零售價格之間的傳導,有綜合性的中國農產品生產者價格與零售價格的傳導研究[24]，有范潤梅關于蔬菜批零價差的研究[25]，劉芳等[26]、宋長鳴等[27]關于果蔬產品和蔬菜的生產價格與零售價格的傳導研究。

可以看出，蔬菜價格的傳導機制研究主要集中在從生產價格到批發價格再到零售價格的傳遞鏈上，但現有研究限于數據獲取的困難，多以年度、季度的蔬菜綜合價格為研究對象，價格數據一般為生產價格指數和零售價格指數，數據的時間尺度較大，許多因素難免被綜合掉，且以具體某一種蔬菜品種為研究對象的尚未見報道。為此本文以上海青菜為研究對象，采用周度生產價格、批發價格和零售價格開展蔬菜價格波動傳導機制研究，運用動態計量經濟學方法對近年來上海青菜市場價格間長期、短期動態關系、價格傳導路徑效率和強度進行動態分析，從而探明上海青菜價格波動傳導機制狀況，為控制蔬菜產業鏈中生產、流通、銷售各環節的市場風險，減緩短期價格的頻繁波動，科學布局生產規模等提供科學支撐。

2 數據來源

本文采用上海青菜生產價格（俗稱田頭價格）、批發價格和零售價格的周平均價格開展蔬菜價格波動傳導機制研究，下文簡稱為田頭價、批發價和零售價。數據來源于上海市農業農村委“上海農產品價格監測與分析預測系統”，青菜批發價和零售價的采集頻率為每日1次，田頭價的采集頻率為每周2次，用算術平均數法獲得周平均價格。數據分析時段為2014 年4月至2018年12月。

3 研究方法

首先分別計算田頭價、批發價和零售價的標準差、變異系數、中位數、眾數、偏度和峰度，初步分析蔬菜價格的波動性特征。然后借鑒許世衛等的鏈合模型方法[28]，該方法是綜合多種計量經濟學模型形成的組合模型，具體模型和運算方法如下。

3.1 長期均衡關系分析

對上海青菜田頭價、批發價和零售價進行相關性檢驗，若三者之間存在顯著相關關系，則進一步采用動態計量方法分析價格在流通過程中的傳導機制。具體方法如下：

（1）平穩性檢驗

應用EViews8.0 軟件，采用ADF 單位根檢驗方法檢驗各價格數據序列的平穩性，選擇1%顯著水平的值作為判斷標準。

（2） 協整檢驗

上海青菜田頭價、批發價和零售價均為非平穩時間序列，本文采用是否Johansen協整檢驗方法來檢驗上海青菜價格傳遞鏈各種價格間是否存在長期協整關系，若存在，則構建價格傳導效應的協整模型，模型結構如下：

3.2 短期波動關系分析方法

如果上海青菜田頭價、批發價和零售價具有長期協整關系，則可以建立誤差修正模型（VECM）來揭示分析上海青菜價格的短期變化或突發沖擊對其他價格的作用。建立誤差修正模型之前首先建立向量自回歸模型（VAR），模型結構為：

在此基礎上建立誤差修正模型（VECM），模型結構為：

式（3）中，ΔPLSt表示上海青菜零售價的一階差分，表示上海青菜零售價一階差分的1 期、2 期和第i 期滯后期，表示上海青菜批發價的一階差分表示上海青菜田頭價的一階差分，c3為系數，ecm為式（2）殘差數列ut的一階差分。

3.3 價格傳導路徑、效率和強度分析

采用Granger格蘭杰因果關系檢驗法和方差分解法分析價格傳導的路徑，采用脈沖響應函數揭示價格傳導的效率，價格傳導的強度通過有限分布滯后模型來分析，均在EViews8.0軟件中完成。

格蘭杰因果檢驗的原理是對于兩個時間序列變量X與Y，若添加X的滯后變量作為解釋變量后，能顯著增強回歸模型的解釋能力，則稱X是Y的格蘭杰原因，X的變化應該發生在Y變化之前，X的過去值應該有助于預測Y的未來值，但Y的過去值不應該能預測X的未來值；反之，若添加X的滯后變量作為解釋變量后，沒有顯著增加回歸模型的解釋能力，則稱X不是Y的格蘭杰原因。

方差分解和脈沖響應函數均是在式（2）的向量自回歸（VAR）模型的基礎上進行分析。方差分解通過分析每一種價格的變化沖擊對其他價格的方差的變化情況，以及這種變化隨時間而發生的變化，可以進一步評價各內生變量對預測變量的貢獻度，通過方差分解圖可以看出一個變量受其他變量的影響大小及回復穩定所需要的時間，各種價格變量變化效應的相對大小通過變量沖擊的貢獻占總貢獻的比例來表示。

脈沖響應函數分析的是各種價格對某一種價格擾動的一個沖擊所做出的動態反應，從動態反應中還可分析出不同價格之間的時滯關系，因此可用于分析價格序列之間的傳導反應時間，即價格傳導效率，在Eviews軟件中建立所有變量的VAR 模型后可得到系統內全部信息相互脈沖作用的響應結果。

有限分布滯后模型的原理是被解釋變量Yt不僅受同期解釋變量Xt的影響，還依賴于X的滯后值Xt-1,Xt-2…的影響。根據滯后長度可分為有限滯后變量模型和無限分布滯后模型，若滯后期長度有限，稱為有限滯后變量模型，若滯后期長度無限，稱為無限分布滯后模型。本文選取有限滯后變量模型對上海青菜價格傳導強度進行分析，模型的結構為：

式（4）中，Yt表示應變量，Xt表示自變量，Xt-1、Xt-i表示自變量的的第1 期和第i 期滯后期，a0為常數，a1、a2、…、ai為系數，δt為殘差。

4 結果與分析

4.1 上海青菜價格特征分析

由圖1 可以看出，上海青菜田頭價、批發價和零售價呈現同升同降的變化趨勢，但三者波動幅度有所差異，波動“拐點”有時略有滯后，但總體表現出趨同存異的變動趨勢特征。相關性檢驗結果表明，三種價格之間相關性極高，田頭價和批發價的相關系數為93.2%，批發價和零售價的相關系數為85.1%，零售價和田頭價的相關系數為87.6%。

分析時段內上海青菜的田頭價平均值為1.7 元/kg，批發價平均值為2.6 元/kg，比田頭價上漲了52%，零售價平均值為5.0 元/kg，比批發價上漲了89%。田頭價、批發價和零售價的標準差中，零售價的標準差最大，為1.6 元/kg，說明青菜零售價的波動性最大，但從變異系數來看，田頭價的變異系數大于批發價和零售價，表現為波動百分比最大。從整個數據序列的分布來看，田頭價、批發價和零售價都呈現出右偏態分布，田頭價和零售價相對于正態分布曲線較平坦，為平頂峰，而批發價相對于正態分布是較為陡峭的尖頂峰。

4.2 價格的長期均衡關系分析

由表2結果可以看出，在1%顯著性水平下，上海青菜田頭價、批發價、零售價均未通過顯著性檢驗，都是非平穩序列，但一階差分序列均為平穩序列，ADF統計量均小于1%顯著性水平下的臨界值。表3上海青菜田頭價、批發價與零售價的協整檢驗結果表明，在5%顯著性水平下，上海青菜市場供應傳遞鏈的三種價格之間有三種協整關系，說明上海青菜供應鏈系統價格之間存在長期穩定的均衡關系。

其中一種協整關系的方程式可以表示為：

表1 上海青菜周價格田頭價、批發價和零售價的數據特征Table 1 The data features of weekly average production price,wholesale price and retail price of pak choi in Shanghai

式（5）中，系數下面的括號內數值為系數的顯著性檢驗Prob.值，從模型系數可以看出，上海青菜零售價與批發價和田頭價存在正相關關系，上海青菜批發價和田頭價分別變動1%，就會引起上海青菜零售價變動42.5%、133.9%。長期來看，田頭價對零售價的影響最大，其次是批發價。

4.3 價格的短期波動關系分析

上海青菜田頭價、批發價和零售價的VAR 模型結果如下：

式（6）中，系數下面括號內數值為系數的顯著性檢驗Prob.值。模型殘差ut的t-statistic 值為-6.476，小于1%顯著水平的臨界值-2.574，為白噪聲序列。通過模型殘差和參數系數的顯著性檢驗結果來看，上海青菜田頭價、批發價和零售價的VAR 模型是有效模型。因此，繼續建立誤差修正模型，結果如下：

表2 上海青菜田頭價、批發價和零售價序列平穩性的單位根檢驗Table 2 The unit root test for the stationarity of the time series data of weekly average production price,wholesale price and retail price of pak choi in Shanghai

表3 上海青菜田頭價、批發價和零售價的Johansen協整檢驗結果Table 3 The Johansen cointegration test results of weekly average production price,wholesale price and retail price of pak choi in Shanghai

式（7）中，ecm 為均衡誤差，又叫誤差修正項，反映的是變量在短期波動中偏離長期均衡關系的程度，其系數為負值，符合反向修正機制，說明上海青菜在發生短期價格突變時，田頭價、批發價和零售價系統在長期均衡關系的作用下會減輕價格的偏離，促使各種價格波動性走向均衡，誤差修正的強度為82.4%。式中上海青菜前一周的零售價、田頭價、批發價、前一周的批發價均會對青菜零售價有影響，系數分別為0.551、0.114、0.337和-0.049，說明前一周的零售價、田頭價、批發價這些變量在短期內和上海青菜零售價的變化方向相同，且影響強度由大到小分別是前一周的零售價、批發價、田頭價。

4.4 價格傳導路徑、效率和強度分析

4.4.1 價格傳導路徑

格蘭杰因果關系檢驗結果表明（表4），上海青菜批發價是其零售價和田頭價的格蘭杰原因，田頭價也是零售價的格蘭杰原因，而零售價對批發價和田頭價的解釋作用較小，田頭價對批發價的解釋作用較小。

圖2 示出上海青菜田頭價、批發價和零售價的方差分解狀況，表5 示出方差分解值。從圖2a 可以看出，上海青菜田頭價的預測標準差主要由其自身的殘差沖擊所致，其次為批發價和零售價，第1 周,上海青菜田頭價的預測標準差為0.15,其中100%由田頭價的殘差沖擊所致，隨后預測標準差增大，但田頭價的沖擊比例還是最大（表5）。從圖2b可以看出，上海青菜批發價的預測標準差主要由田頭價的殘差沖擊所致，其次為批發價自身沖擊，零售價貢獻較小，對應內生變量對標準差的貢獻比例顯示,第1周,上海青菜批發價的預測標準差為0.15,其中69.98%由田頭價的殘差沖擊所致,30.47%由批發價的殘差沖擊所致（表5）。從圖2c 可以看出，在第2 周之前，上海青菜零售價的預測標準差主要由其自身的殘差沖擊所致，其次為田頭價和批發價，在第2 周之后，零售價的預測標準差主要由田頭價的殘差沖擊所致，其次為自身和批發價，第5 周后基本穩定，對應內生變量對標準差的貢獻比例顯示,第1周,上海青菜零售價的預測標準差為0.50,其中33.81%由田頭價的殘差沖擊所致,5.33%由批發價的殘差沖擊所致,60.85%由零售價的殘差沖擊所致（表5）。

表4 上海青菜田頭價、批發價和零售價格蘭杰因果關系檢驗結果Table 4 The Granger causality test results of weekly average production price,wholesale price and retail price of pak choi in Shanghai

4.4.2 價格傳導效率

從圖3 脈沖響應函數中可以看出，上海青菜田頭價對自身一個標準差的影響的響應時間較快，當周就有響應，第2周達到頂峰，之后響應程度逐漸減弱，來自上海青菜周批發價的一個標準差單位沖擊后，上海青菜田頭價第1 周沒有響應，之后逐漸反應逐漸增強，到第2～3周時影響最大，最后逐漸減弱，來自上海青菜周零售價的一個標準差單位沖擊后，上海青菜田頭價的響應周期與批發價的沖擊情況一致，影響方向相反，且響應程度要遠遠小于來自批發價的沖擊。上海青菜批發價對自身一個標準差的影響的響應時間較快，當周就有響應，但到第2周時影響最大，之后響應程度逐漸減弱，恢復平穩期的時間較長，對田頭價沖擊的影響情況與批發價的沖擊情況一致，但響應程度略弱，對來自零售價的沖擊的影響響應較小，且從第2 周才有所響應，上海青菜零售價對自身一個標準差的影響的響應時間也較快，當周就有響應，之后響應程度逐漸減弱，其次對田頭價的響應時間也較快，第3 周時達到最大，之后持續時間也較長，而對批發價的響應程度是逐漸增強后再減弱的，到第2～3周達到最高，持續時間長達8周以上。

表5 上海青菜田頭價、批發價和零售價序列的方差分解表Table 5 The variance decomposition table of weekly average production price,wholesale price and retail price of pak choi in Shanghai

上述結果表明，上海青菜田頭價受自身定價機制影響較大，反應即時，對批發價上漲或下跌信息的影響有一定的滯后，滯后期為2～3 周，回復到平穩的時間約為6.5周。批發價的定價機制主要來源于其自身的經營和采購成本等，受田頭價影響大而受零售價的影響較小。零售價對批發價和田頭價變動的信息都較敏感，對田頭價和批發價的響應有逐漸增強的特點，受田頭價的影響大且時間長。

4.4.3 價格傳導強度分析

從前述結果可知，上海青菜田頭價、批發價和零售價均受自身前期價格影響最大，而批發價是引起田頭價和零售價變動的原因，因此選擇批發價作為分析價格傳導強度的有限分布滯后模型的解釋變量，即自變量，田頭價、批發價和零售價分別作為被解釋變量建立了3個有限分布滯后模型，模型參數列于表6。

從中可以看出，上海青菜田頭價主要受當期批發價和上一周的批發價影響，影響程度分別為55.9%和18.7%，批發價主要受前3周的批發價影響，前一周的批發價影響最大，為120.2%，零售價主要受當期批發價和前3 周的批發價影響，其中當期批發價的影響強度最大，為77.1%。反過來看，說明上海青菜批發價格不僅對當期零售價和田頭價的影響較大，而且會影響下一期的批發價、田頭價和零售價。

表6 上海青菜周田頭價、零售價和周批發價的有限分布滯后模型參數估計結果Table 6 The parameter estimation results of the finite distribution lag model for weekly production price,retail price and wholesale price of pak choi in Shanghai

5 結語

本文以青菜這一上海農產品消費市場消費量多、本地供應比例高的蔬菜為對象進行了蔬菜價格波動傳導機制研究，通過分析上海青菜2014 年以來，從田頭價格到批發價格再到零售價格的數據統計特征和價格傳導機制，以期找出蔬菜生產、中間市場、終端市場管理的關鍵環節，為平衡菜農和市民的均衡關系奠定一定基礎。

1.價格數據統計特征分析結果表明，上海青菜田頭價、批發價與零售價為非平穩序列，總體表現出同升同降的變化趨勢，但三者一階差分序列為平穩序列，說明近年來上海青菜價格在一定范圍內波動，幅度有限。

2.協整檢驗結果表明，上海青菜田頭價、批發價與零售價三者存在長期穩定的均衡關系。在5%顯著性水平下，有3種協整關系，其中1種協整關系表明上海青菜零售價與批發價和田頭價存在正相關關系，上海青菜批發價和田頭價分別變動1%，就會引起上海青菜零售價變動42.5%、133.9%，長期來看，田頭價對零售價的影響最大，其次是批發價。

3.短期動態關系分析VECM 模型結果表明，上海青菜價格在受到短期波動的干擾后，田頭價、批發價與零售價在長期均衡關系的作用下會減輕價格的偏離，促使各種價格波動性走向均衡，誤差修正的強度為82.4%。上海青菜零售價受到前一周的零售價、批發價、田頭價的綜合影響，其中前一周的零售價影響最大。

4.價格傳導格蘭杰因果關系檢驗結果表明，上海青菜批發價是零售價和田頭價變化的原因，田頭價也是零售價變化的原因，而零售價對批發價和田頭價變化的解釋作用較小，田頭價對批發價變化的解釋作用較小。方差分解結果表明，上海青菜田頭價受自身殘差沖擊影響最大，受批發價和零售價異常波動的影響較小，說明田頭價價格波動主要來源于自身原因，可能是惡劣天氣、自然災害等；批發價主要由田頭價的殘差沖擊所致，其次是批發價自身沖擊，上一期乃至幾期的價格對當期的價格都有影響；零售價短期價格最初主要受自身殘差沖擊，較長時間的價格變化主要是源于田頭價和批發價。

5.價格傳導效率的脈沖效應分析結果表明，上海青菜田頭價對自身變化的反應及時，對批發價上漲或下跌信息的影響有一定的滯后，滯后期為2～3 周，回復到平穩的時間約為6.5 周，對零售價變化的反應較弱。批發價受田頭價和批發價影響大，影響時間較長，如受批發價的影響時間達8.5周，受零售價的影響較小。零售價對批發價、田頭價和自身價格變動的信息都較敏感，對田頭價和批發價的響應有逐漸增強再減弱的特點，且時間長，如受批發價的影響時間達8周。

6.價格傳導強度分析的有限分布滯后模型結果表明，上海青菜批發價格不僅對當期零售價和田頭價的影響較大，而且會影響下一期的批發價、田頭價和零售價。其中田頭價主要受當期批發價和上一周的批發價影響，批發價受到前3 周批發價的影響，其中前一周批發價的影響達120.2%，零售價主要受當期批發價和前3 周的批發價影響，其中當期批發價的影響強度最大，達77.1%。

綜合來看，上海青菜田頭價、批發價和零售價三者之間具有較強的相關性和長期均衡性，從長期來看田頭價對市場整體價格的影響較大且較深遠，但批發價仍是市場價格的核心，是引起田頭價和零售價變動的原因，批發價的外部沖擊傳導至零售價并重新達到平衡需經歷8 周左右的時滯，而傳導到田頭價并重新達到平衡的時滯期為6 周，這表明穩定批發市場青菜供給與價格是緩解整個青菜市場價格波動的關鍵環節，因此建議加強批發市場蔬菜的穩定供給和價格監督。

6 討論

蔬菜價格傳導機制研究中，受已有數據的限制，多數研究只能采用年度數據、季度數據，最小尺度的是月度數據，數據尺度如果過于宏觀，則會綜合或隱藏價格數據的波動信息，本文采用周度數據進行蔬菜短期價格波動傳導機制的研究，具有創新性，研究結果會更有針對性和實用性，更能指導蔬菜生產的宏觀調控。

同類產品生產價格到零售價格之間的傳導較受關注，因為其傳導受阻對兩端的影響都較大，顧此難免失彼。目前生產者價格與零售價格之間的傳導不及時常常表現為，產地價格偏低，而零售終端價格卻居高不下，或是終端零售價格較高時，產地價格卻遲遲漲不上去，上海青菜市場實際也表現出這種特征。前人研究表明，生產價格到消費價格的傳導更為重要[29]，消費價格引起生產價格變化的作用是微弱的[30]，本文格蘭杰因果檢驗得到相同結論，對于以往研究中表明的農產品價格傳導中多存在阻滯現象，本文脈沖響應曲線分析結果也表明，田頭價到批發價再到零售價不存在阻滯現象，而從批發價到田頭價、零售價到批發價、零售價到田頭價都存在1 周的阻滯。田頭價和零售價標準差的變動主要來自于其自身殘差的沖擊，其次才是其他價格，說明這兩種價格的波動性強，且波動來源于自身原因，因此今后應加強蔬菜生產價格和零售價格形成機制的研究。