基于VAR的产销两地蔬菜市场价格传导机制研究

戎宇霆 唐勇

摘要：选取销地广东和产地广西，以大白菜、圆白菜、西红柿、黄瓜、青椒、茄子为研究对象，采用Spearman相关系数、Granger因果关系检验、VAR、脉冲响应函数、方差分解等方法研究蔬菜市场价格在产销两地间的传导机制。研究结果表明，销地广东和产地广西的蔬菜市场价格的相关性较高，广西的大白菜、西红柿、黄瓜、青椒、茄子五种蔬菜的零售价格是广东的单向格兰杰原因，两地黄瓜和青椒两种蔬菜的零售价格存在长期引致关系。脉冲响应函数和方差分解的分析结果表明，对不同的蔬菜品种，产地一个标准差的随机扰动对销地的影响存在差异，但总体来说随着滞后期的增加，其影响的变化趋势和正负关系一致。在此基础上给相关部门提出了政策建议。合理把握价格传导的内在机制，根据产地蔬菜零售价格对销地的不同程度的影响，出台相应的政策，维持市场蔬菜价格的稳定。

关键词：蔬菜市场价格；价格传导机制；VAR；脉冲相应函数；方差分解

中图分类号：F224 文献标识码：A 文章编号：0439-8114（2016）06-1575-05

DOI：10.14088/j.cnki.issn0439-8114.2016.06.054

中国是一个农业大国，农村人口约九亿占全国人口的70%，农业人口约七亿占产业人口的50.1%，第一产业在中国占据着极其重要的地位。蔬菜是人们日常生活中不可替代的副食品，更是人体维持健康所必需的维生素、矿物质和膳食纤维的主要来源。因此，蔬菜种植作为第一产业的重要组成部分，从生产环节直至零售环节，不仅关系着农民和普通百姓的切实利益，也关系着国民经济的健康稳定发展。但是近些年来，“菜贱伤农”、“菜贵伤民”的现象屡见不鲜。这些现象都是市场价格不对称所造成的。蔬菜的价格到底如何传递，这一直是国内外学者关注的问题。

国外部分文献研究了农产品价格的国内、国际传递特征。Carol等[1]研究印度不同地区的粮食价格，采用回归分析方法探寻市场空间协整关系。结果表明，供应方比需求方在价格传递过程中更重要。Bakhshoodeh[2]就进口粮食对伊朗不同地区的人群的影响进行了分析，结果表明进口粮食的价格对不同阶层的影响不同，而且价格上涨使穷人处于更糟糕的境地。国内学者关于蔬菜价格传导机制的研究主要集中于批发市场和零售市场的“最后一公里”问题，但存在观点不一的现象。赵安平等[3]的研究结果表明，不同蔬菜品種批零市场发挥的作用存在一定差异，但是总体观察批发市场在批零价格传导中发挥主导作用，而零售商相对处于弱势地位。范润梅等[4]对北京蔬菜市场小白菜、西红柿和土豆的价格传导的研究发现，零售价格是影响蔬菜批零价差的主要因素，同时蔬菜市场的零售商对某些产品具有一定的市场支配能力。再次，部分文献考察了中国农产品在产地和销地之间的价格传导机制。谢思娜等[5]研究了五个主产区的鸡蛋价格和主销区北京的鸡蛋价格水平，结果表明，主产区山东对北京鸡蛋波动的影响最大。

上述研究虽丰富了蔬菜价格传导机制的研究内容，但现有研究多集中于蔬菜生产价格与零售价格、批发价格与零售价格之间的关系。本研究从产销两地零售市场角度出发，对蔬菜价格传导机制进行了研究。

1 研究方法与研究数据

1.1 研究思路与方法

1）分析广东和广西两地蔬菜市场价格之间的相关性。产销两地价格之间的相关关系是研究蔬菜价格传导机制的前提。相关性分析采用Spearman秩相关系数，属于一个非参数的度量。两组变量之间同级相关性的指标通常用rs表示，rs越大，表明两者之间的关系越紧密。Spearman秩相关系数的求法见公式（1），公式（2）为对应的t检验的统计量值。其中rs表示产地与销地之间的Spearman相关系数，xi表示销地蔬菜价格，yi表示产地蔬菜价格，n表示变量的个数。

2）Granger因果关系检验。相关性检验只是分析了产销两地蔬菜市场价格之间的相关关系。为进一步明确两者是否构成因果关系以及价格传导的方向，需要通过Granger因果关系检验进行分析。

3）建立VAR方程，再进行Johansen协整检验。建立VAR方程是因为协整检验首先需要确定最优滞后期。Johansen协整检验能够考察两组变量之间是否存在长期均衡关系。

4）选取具有长期均衡关系的蔬菜品种，利用脉冲响应函数和方差分解对产销两地蔬菜市场价格的短期传导机制进行研究。脉冲响应函数描述的是每一个内生变量的冲击对自身与其他内生变量所产生的影响，在本研究中体现为产地和销地市场价格的冲击对其自身以及对方的影响程度。而方差分解进一步评价一地价格波动对另一地价格波动的贡献度。

1.2 数据来源

数据均来源于中国经济社会发展数据库，为蔬菜零售市场价格数据，研究区间为2000年1月至2011年11月。由于数据库提供的数据是每月5、15、25日的日数据，因此将三个日数据取算术平均值作为相应的月度平均价格进行研究，共计143个样本。

2 实证分析

2.1 相关性分析

相关系数表明，大白菜和黄瓜的相关系数超过0.9。进一步计算其平均相关系数，为0.882。因而，可以简单判断两地蔬菜市场价格存在着紧密联系。

为进一步判断两地蔬菜市场价格的相关关系，利用Eviews软件分别绘制广东和广西六种蔬菜的价格走势图（图1至图6）。从图1至图6中可以看出，广西和广东六种蔬菜的价格走势均较为一致且广东的价格高于广西，而广西蔬菜的零售价格一般先于广东的蔬菜零售价格变化。

通过以上对广东和广西两地的蔬菜市场价格的相关性分析，得出广东蔬菜市场价格与广西蔬菜市场价格存在密切联系。

2.2 ADF平稳性检验

时间序列数据的平稳性是进行回归分析的前提条件，运用非平稳的时间序列进行回归分析往往导致“虚假回归”，其结果没有实际意义。因此，首先对广东和广西两地的蔬菜价格进行平稳性检验，为了消除量纲采用取蔬菜价格对数之后的数据。根据检验结果可以得出，广东和广西两地的蔬菜价格所对应的t统计量在10%的显著性水平下均未通过检验，即为非平稳序列；但一阶差分之后所对应的t统计量在1%的显著性水平下通过检验，即广东和广西的蔬菜价格对数序列均为一阶单整。

2.3 Granger因果关系检验

在建立广东和广西蔬菜价格的VAR模型之前，必须证明两者之间存在因果关系。格兰杰因果關系检验能够有效地从统计学意义检验两地蔬菜间是否存在相互影响的关系。根据大白菜、西红柿、黄瓜、青椒、茄子价格的Granger因果检验结果可知，以上五种蔬菜在广西的零售价格是广东的零售价格的格兰杰原因。而广东圆白菜零售价格是广西圆白菜零售价格的格兰杰原因，因此不对圆白菜零售价格的传导机制进行研究。

2.4 长期传导效应的研究

2.4.1 滞后阶数的确定 根据滞后长度准则（Lag length criteria）评价建立滞后期为多少阶的VAR模型最合理。利用Eviews软件求解结果。根据AIC和FPE准则，大白菜、西红柿、黄瓜、青椒四种蔬菜选定最优滞后期均为3期，所以均建立3阶滞后阶数的VAR模型比较合理。而茄子价格的检验结果无实际意义。

2.4.2 VAR方程的建立 通过以上的分析我们确定了广东和广西两地大白菜、西红柿、黄瓜、青椒、茄子五种蔬菜的零售价格之间存在广西对与广东的单向格兰杰引导关系，并且已经确定了建立VAR方程的最优滞后阶数，建立部分VAR方程（表1）。根据VAR方程主要结论如下，除黄瓜和青椒滞后一期的零售价格对产地广西产生负向影响外，其余蔬菜滞后一期的蔬菜价格均对销地和产地产生正向影响。而滞后二期和三期的蔬菜价格对两地的影响差异较大，不具有规律性。

2.4.3 协整关系检验 协整检验的目的是判断一组非平稳序列的线性组合是否具有稳定的均衡关系。利用Eviews软件，应用Johansen检验判断两地蔬菜价格是否存在长期协整关系。协整检验结果说明广东和广西两地之间的黄瓜和青椒的价格存在长期协整关系。

2.5 广东和广西两地蔬菜价格的脉冲响应函数分析和方差分解

Granger因果关系检验证明了广东和广西两地之间的五种蔬菜价格存在着传导关系，进一步通过Johansen协整检验发现两地之间仅有黄瓜和青椒两种蔬菜存在着长期协整关系。广东蔬菜价格和广西蔬菜价格同属于一个内生系统，其内在的价格传导形式、传导动力需要通过脉冲响应函数和方差分解进行分析。

图7反应的是两地黄瓜零售价格的脉冲响应函数。由图7可知，广东蔬菜价格的对数（lnguangd）的一个标准差随机扰动对其自身的影响逐年下降，但一直是正向影响；广西蔬菜价格的对数（lnguangx）对lnguangd的一个标准差随机扰动在第一年具有较强反应，之后逐年下降；lnguangx的一个标准差随机扰动对lnguangd的影响较其自身的影响更为强烈，平均高出4.5个百分点；lnguangx的一个标准差随机扰动对lnguangx的影响也逐年下降，但一直为正向影响。

图8反应的是两地青椒零售价格的脉冲响应函数。由图8可知，lnguangd的一个标准差随机扰动对其自身的影响逐年下降，且一直是正向影响；lnguangx对lnguangd的一个标准差随机扰动在第一年具有较强反应，达到7%，之后逐年下降；lnguangx的一个标准差随机扰动对lnguangd的影响较其自身的影响更为强烈，平均高出2至3个百分点；lnguangx的一个标准差随机扰动对lnguangx的影响也逐年下降，且一直为正向影响。

比较图7和图8可以得出，产地广西对销地广东地方蔬菜零售价格的影响均为正向影响，且持续了较长的时间。无论产地和销地如何变化，一个标准差的随机扰动对其自身另一个内生变量的冲击表现出一致性，但在影响程度上存在差异。

对黄瓜零售价格的方程分解结果表明，lnguangd对其自身的价格波动的影响在第一期时为100%，之后逐年或增或降，最后趋近于90%，而其对lnguangx的影响逐年递增。lnguangx对lnguangd的影响逐年上升，相反对其自身的影响逐年下降。

对青椒零售价格的方程分解结果表明，lnguangd对其自身的价格波动的影响在第一期时为100%，之后逐年下降，且下降趋势十分明显，说明其影响持续效果不好，而其对lnguangx的影响以每年10个以上的百分点递增。lnguangx对lnguangd的影响由刚开始的32.088%不断降至21%逐步趋于稳定，相反对其自身的影响逐年上升，说明销地广西的零售价格的影响对产地广东的蔬菜价格的影响随着滞后期的延伸逐渐减弱，同时也说明了产地蔬菜零售价格对销地蔬菜零售价格的影响存在着滞后。

3 结论与政策建议

3.1 结果分析

以销地广东和产地广西为例，研究蔬菜零售市场价格在产销两地间的传导机制，主要结论如下。

1）通过Spearman相关系数的定量分析和价格趋势图的直观体现，发现广东与广西六种蔬菜的市场价格序列均表现出较强的紧密联系，且广东的价格高于广西，而广西蔬菜的市场价格一般先于广东的蔬菜市场价格变化。

2）经ADF平稳性检验，广东和广西两地的蔬菜价格对数序列均为1阶单整，在此基础上进行Granger因果检验。结果显示，对于大白菜、西红柿、黄瓜、青椒、茄子五种蔬菜，广西是广东的格兰杰原因，说明蔬菜价格是从产地传向销地的。

3）协整检验的结果表明，广东和广西两地黄瓜和青椒两种蔬菜的价格存在长期协整关系。而VAR结果表明，滞后一期的蔬菜价格一般均对当期销地和产地产生正向影响。

4）脉冲响应函数和方差分解的结果表明，产地广西对销地广东地方蔬菜市场价格的影响均为正向影响，且持续时间长，产地蔬菜市场价格一个标准差的随机扰动对销地蔬菜市场价格的传导路径顺畅。对于黄瓜，广西对广东的影响随着时间的推进减弱，但是青椒恰恰相反。

3.2 政策建议

1）蔬菜零售价格的传导往往存在一定的时滞，因此相关部门应该合理把握蔬菜价格传导的内在关联，建立相应的蔬菜价格检测部门，把握蔬菜价格的市场行情，制定相关的政策。

2）Granger因果检验结果表明，广西的大白菜、西红柿、黄瓜、青椒、茄子五种蔬菜的市场价格是广东的格兰杰原因，因此政府部门应该及时把握广西该类蔬菜市场的价格行情，并由此决定是否需要提前收购蔬菜以备用等。

3）在分析中得出了不同种类的蔬菜产地价格对销地价格的影响程度，相关部门可以据此制定合理的价格调控政策，维持市场稳定。

参考文献：

[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] 赵安平，赵友森，王晓东，等.蔬菜批发市场和零售市场价格变化及传导机制研究[J].中国农学通报，2011，27（4）：253-260.

[4] 范润梅，庞晓鹏，王征南.蔬菜市场批零价差和价格传递机制分析——以北京市为例[J].商业研究，2007（11）：110-114.

[5] 谢思娜，刘合光，秦 富.主产区与主销区鸡蛋价格传导机制分析[J].中国农业大学学报，2013，18（1）：229-234.