金融因素对我国大宗农产品影响的价格传递效应研究

中南林业科技大学经济学院 邹杨

金融因素对我国大宗农产品影响的价格传递效应研究

中南林业科技大学经济学院 邹杨

摘 要：在国际农产品市场一体化的背景下，金融因素对大宗农产品价格的影响广受关注。本文选取2000年至2014年季度数据，在多变量VAR计量模型基础上，通过协整检验，并运用脉冲响应函数与方差分解来探究金融因素对我国大宗农产品影响的价格传递效应。研究结果表明，国际大宗农产品期货价格水平对我国大宗农产品价格的传递效应最明显，其次为国内利率水平，国际原油价格与人民币汇率水平。但国际原油价格的传递效应具有很强的滞后性。

关键词：大宗农产品价格 金融因素 VAR模型

1 引言

肖皓，刘姝(2014)提出农业投入成本中的农业生产资料价格、国际能源价格和国内工资整体水平的显著提高将推动农产品价格上涨；郭晓慧，葛党桥(2009)得出了生产成本的提高，供需结构变化以及农产品物流成本是促使农产品价格波动的主要原因；李华(2013)从农产品供应链的角度分析农产品价格波动，认为供应链各环节成本是农产品价格波动的主要因素；刘艺卓(2010)运用Johansen协整检验和向量误差修正模型的计量经济方法，对我国农产品进口价格和国内价格的汇率传递效应进行了实证研究。前人主要探究了农产品生产成本与供需关系对大宗农产品价格的影响，但是对不同类型金融因素共同影响农产品价格波动的研究还不够深入。自2000年来，我国农产品市场发生重大阶段性变化，众多金融因素日益成为农产品价格上涨和波动变化的放大器。大宗农产品的属性已经由消费属性向金融属性转变。因此本文选取国内利率水平，国际大宗农产品期货价格水平，人民币汇率水平，国际原油价格这四个金融因素，建立VAR计量经济模型来探究金融因素对我国大宗农产品影响的价格传递效应。

2 变量选取与数据处理

本文数据主要来源于《中国统计年鉴》、同花顺数据库，中国人民银行统计数据以及国家统计局数据。在四大金融因素，国内利率水平用银行间同业拆借利率(SHIBOR)表示；鉴于历年在进口农产品中大豆一直占据绝对份额，大豆期货市场机制较为成熟而且最为有效，国际大宗农产品期货价格水平(IPAP)可以用CBOT大豆期货价格代替；人民币汇率水平以人民币实际有效汇率(REER)表示；国际原油价格(OIL)以布伦特原油价格量化表示；我国大宗农产品价格用企业商品价格指数中的农产品指数量化表示。企业商品价格指数(corporate goods price index,简称CGPI)由中国人民银行权威统计发布，能够比较全面地测度通货膨胀水平和反映经济波动的综合价格指数。

所有数据区间均为2000年至2014年的季度数据，对各变量数据进行对数化处理。对所有数据对数化的主要目的是为了尽量避免数据的波动，除去时间序列的异方差性。并使用Eviews8.0软件进行计量模型处理。

3 计量实证检验与分析

3.1 平稳性检验

本文在考察我国大宗农产品价格与解释变量的关系时，首先对各变量间的长期稳定关系进行检验，即采用ADF检验方法对各变量序列的平稳性进行检验，零假设为存在单位根。从下表中可得出检验结果。

表1 单位根检验结果

由表1可得出检验结果，5%的显著性水平下LNCGPI，LNSHIBOR，LNOIL，LNIPAP，LNREER均不能拒绝原假设，即水平序列都是不平稳的，至少具有一个单位根，但经过一阶差分后，变量D(LNCGPI)，D(LNSHIBOR)，D(LNOIL)，D(IPAP)，D(LNREER)具有平稳性，在5%的显著水平下拒绝存在单位根的原假设，即4个变量均为一阶单整序列。

3.2 协整检验

协整检验的前提条件是所有变量在同一阶差分下为平稳序列。根据上述的ADF单位根检验，即4个变量在一阶差分下为平稳序列，符合协整检验要求。对于多变量协整关系的检验，一般采用Johansen进行协整检验。协整检验滞后阶的确定是以VAR模型的结构为基础的，一般都使用AIC，SC信息准则来判断。本文由表2可以确定VAR模型变量最优滞后阶为3阶。

从表3中可得：在5%的显著水平下，我国大宗农产品价格，银行间同业拆借利率，国际大宗农产品期货价格水平，人民币汇率水平，国际原油价格五个变量间至少存在1个协整方程。选取其中一个：

LNCGPI=0.200671LNIPAP-0.297623LNREER-0.067188LNSHIBOR-0.081985LNOIL

从VAR模型可以得到：LNCGPI=1.237633LNCGPI(-1)-0.469295 LNCGPI(-2)+0.060618LNIPAP(-1) - 0 . 0 3 6 3 6 2 L N I PA P (-2) - 0 .113 0 52 L N R E E R (-1)+0.063456LNREER(-2)+0.019137LNSHIBOR(-1)-0.041025LNSHIBOR(-2)-0.014215LNOIL(-1)+ 0.010709LNOIL(-2)+1.177538

从标准化系数的协整方程我们可以得到以下结论：(1)长期来看，国际大宗农产品期货价格水平与我国大宗农产品价格呈正相关关系；银行间同业拆借利率,间接标价法下的人民币实际有效汇率，国际原油价格与我国大宗农产品价格呈负相关关系。(2)国际大宗农产品期货价格水平每上升一个单位，国内农产品价格上升0.200671个单位。国际大宗农产品期货价格主要通过影响国内大连商品交易所与郑州商品交易所的农产品期货价格去实现价格传导。所以对大宗农产品价格影响比较快速、显著。(3)银行间同业拆借利率每增加一个单位，我国大宗农产品价格下降0.3966个单位；当利率上升，从货币购买力角度，农产品价格应该下降；从农产品加工成本角度，农产品价格应该上升。但由于货币的影响要强于农产品加工成本的影响。所以，从协整方程得出我国大宗农产品价格波动与银行间同业拆借利率呈负相关。(4)人民币实际有效汇率每上升一个单位，我国国内农产品价格下降0.297623个单位，我国国内农产品价格的汇率传递效应是不完全的。人民币升值会通过生产成本机制与替代机制等影响国内农产品价格水平，具体的影响程度是这几种传递机制综合作用的结果。(5)由于国际原油对大宗农产品的价格传递十分复杂，故要从多个方面去分析。从协整方程来看，得出国际原油价格与我国大宗农产品价格呈负相关关系；而最终的VAR模型说明：滞后一期的国际原油价格和我国大宗农产品价格呈负相关关系，而滞后两期的国际原油价格和我国大宗农产品价格均呈正相关关系。在预测分析我国大宗农产品价格波动时需要综合考虑滞后一期和滞后两期的存在。国际原油对我国大宗农产品价格的自变量回归系数数值较小，表明其直接影响是很小的。探究其中原因，是由于国内石油市场化程度较低，政府管制力度较强，因此延长了传导链， 增加了传导中的不确定因素。

表2 VAR模型最佳滞后阶数检验结果

表3 Johansen检验结果

3.3 脉冲响应函数与方差分析

图1 脉冲响应函数

图1给出了国际大宗农产品期货价格水平，国际原油价格，人民币汇率水平，银行间同业拆借利率产生一个单位的冲击时，我国大宗农产品价格的脉冲响应函数。

从脉冲响应图中可以看出：(1)国际大宗农产品期货价格水平产生一个单位的冲击时，大宗农产品价格的回应十分迅速且强烈，其对国内农产品价格产生正向影响，正向影响程度在第4期附近达到峰值，在18期之后逐渐趋近于平衡。(2)国际原油价格产生一个单位的冲击时，在前3期对大宗农产品价格产生极其微小的影响，直至第4期开始产生负向影响。(3)当人民币实际有效汇率产生一个单位的冲击时，其对国内农产品价格的冲击是负向的，这说明人民币升值将会通过生产成本机制与替代机制压低我国国内农产品价格水平。(4)当银行间同业拆借利率产生一个单位的冲击时，其对大宗农产品价格的冲击是由前3期的正向影响转向更强的负向影响，于第7期附近达到负向峰值。

表4 大宗农产品价格的方差分解表

我国企业商品价格指数(农产品)的方差分解结果如表4所示。方差分析在第8期后整体达到一个相对稳定值。结果表明：(1)企业商品价格指数(农产品)变动主要由其自身的冲击产生，随时间的推移其比例有所下降，在13期之后基本达到稳定，约为 68%。(2)在影响农产品金融因素的分析中，国际大宗农产品期货价格水平对国内农产品价格的贡献反应很迅速，并且对国内农产品价格波动的贡献最大，在第6期达到峰值15.5%。(3)银行间同业拆借利率对国内农产品价格影响的贡献排在第二，贡献率是由前几期极小的值增加到11%，可能是因为货币政策的滞后性导致前期的贡献很小。(4)人民币实际有效汇率的冲击对我国大宗农产品价格的影响贡献程度最小，由于汇率的变动会首先影响进口农产品价格，中间的传导过程较长，所以其对国内农产品价格的贡献度较小。(5)国际原油价格对我国大宗农产品的影响贡献在逐步增加，由脉冲响应函数和方差分解可以推断， 国际原油价格对我国农产品价格的影响时长为20期以上， 在20期内并没有出现峰值。这说明了国际原油价格对我国农产品价格传递效应反应缓慢，但影响作用的时间长。

4 结论及政策建议

本文采用2000年第1季度至2014年第四季度的同比数据得出金融因素对我国大宗农产品价格的影响程度排名：国际大宗农产品期货价格水平，银行间同业拆借利率，国际原油价格，人民币实际有效汇率。每个金融因素对我国农产品的价格传递效应都有各自的特点。在国际金融市场方面，国际大宗农产品期货价格水平与我国大宗农产品价格呈正相关，其对波动贡献最大且相当明显；由于我国石油市场的市场化程度还不够充分，导致国际原油价格对我国大宗农产品价格传递的中间传导链过长，价格传递效应不够明显并且具有很强的传导滞后性。人民币汇率变动对大宗农产品价格的传导包括生产成本机制与替代机制，当汇率上升时，会先通过在影响中间品价格与进口农产品价格的基础上，再传导到国内农产品物价水平，所以其价格传递效应也不够显著。国内利率水平从以下两个方面来实现价格传递效应：一是通过改变货币供给影响国内通货膨胀水平，进而影响大宗农产品价格；二是通过影响农产品成本来影响大宗农产品价格。

为了保证我国大宗农产品市场的稳定，防止农产品价格异常波动，有以下几点建议。

(1)我国农业基础设施薄弱，生产管理技术相对落后。应先推动农业生产经营专业化、标准化、规模化、集约化。

(2)进一步发展与完善我国的农产品期货市场，借鉴国际经验,在规范发展原有农产品交易品种的基础上, 进一步扩充大宗农产品期货的上市种类,并不断探究农产品期货市场创新品种的上市和退市机制。同时，提高农民的市场意识。农产品期货市场通过公开透明的市场机制,使广大农民及时了解农产品未来的价格走势,并根据市场信息进行农业生产和销售决策。这样才能逐步增强在国际农产品市场的话语权与定价权。

(3)为防止国际性金融危机对我国农产品市场的巨大冲击，在进一步开放农产品市场的同时，有必要实行政府调控和市场调节相结合的机制，在市场价格基础上实施调和保护。在利率市场化与汇率市场化的改革过程中，政府应当建立完善的预警机制和风险监测体系，规范整个金融市场秩序。

参考文献

[1] 刘艺卓.汇率变动对中国农产品价格的传递效应[J].中国农村经济,2010(1).

[2] 肖皓,刘姝.农产品价格上涨的供给因素分析:基于成本传导能力的视角[J].农业技术经济,2014(6).

[3] 周姁,张建波.我国农产品价格上涨原因及农业政策分析[J].江西财经大学学报,2008(4).

[4] 李敬辉,范志勇.利率调整和通货膨胀预期对大宗商品价格波动的影响[J].经济研究,2005(6).

[5] 李广众,吕继伟,薛漫天.石油价格对初级产品价格的影响研究[J].国际贸易问题,2008(7).

中图分类号：F830

文献标识码：A

文章编号：2096-0298(2015)06(a)-078-04