農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格波動(dòng)論文范文

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1文獻(xiàn)述評(píng)

一般而言，當(dāng)居民收入水平達(dá)到一定程度以后，農(nóng)產(chǎn)品需求的收入彈性基本穩(wěn)定，由需求變動(dòng)引起農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格普遍持續(xù)上漲的可能性較小，大部分文獻(xiàn)從供給角度解釋我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲現(xiàn)象。一是中國(guó)加入世界貿(mào)易組織（WTO）后，隨著國(guó)際國(guó)內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)的整合，國(guó)內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格會(huì)更明顯地受國(guó)際因素影響[9-10]。國(guó)際農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格持續(xù)上漲通過(guò)進(jìn)出口、期權(quán)期貨和國(guó)際資本潛入抬高了國(guó)內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格[11-12]。另外，國(guó)際石油價(jià)格上漲一方面帶來(lái)的對(duì)生物燃料的需求，擴(kuò)大了對(duì)糧食等農(nóng)產(chǎn)品的需求，推動(dòng)了國(guó)際及國(guó)內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲[13-14]，另一方面通過(guò)提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本抬高了農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格[15]。然而，姚濤、趙一夫等的研究表明，與改革開放初期相比，我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易占貿(mào)易總額的比重呈下降趨勢(shì)，農(nóng)產(chǎn)品的進(jìn)出口主要在于調(diào)劑品種，國(guó)際農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的上漲僅會(huì)對(duì)那些進(jìn)出口貿(mào)易量較大的農(nóng)產(chǎn)品帶來(lái)較大影響，比如大豆，不同的農(nóng)產(chǎn)品受國(guó)際同類產(chǎn)品的價(jià)格影響也存在很大差異[16-18]。另外，雖然加入WTO之后，農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)逐步開放，但各國(guó)出于糧食安全以及保護(hù)本國(guó)相關(guān)產(chǎn)業(yè)利益的考慮，對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易保護(hù)仍然屢見(jiàn)不鮮，這也阻礙了國(guó)際農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的傳遞渠道，上述解釋并不能夠完全得到經(jīng)驗(yàn)證據(jù)支持。二是寬松的貨幣政策改變了居民對(duì)通貨膨脹、農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格變動(dòng)和利率變動(dòng)的預(yù)期，從而增加了包括糧食產(chǎn)品在內(nèi)的大宗商品的存貨需求，投機(jī)因素導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品物價(jià)上漲[19]。這一結(jié)論即使能夠解釋糧食這類易于儲(chǔ)存的農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲，也很難說(shuō)明諸如水果、鮮菜、肉類食品等不易儲(chǔ)藏的農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格變動(dòng)。另外，從每次價(jià)格上漲的先后順序來(lái)看，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲通常先于一般物價(jià)上漲。盧鋒、彭凱翔認(rèn)為貨幣供給量增加導(dǎo)致購(gòu)買力下降會(huì)推動(dòng)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲[20]。馬龍和劉瀾飚從經(jīng)驗(yàn)層面證明了貨幣供給沖擊只能解釋9%左右的農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)[21]，蔡風(fēng)景等也認(rèn)為貨幣政策主要通過(guò)改變貨幣供應(yīng)量和匯率機(jī)制影響農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格[22]，但傳導(dǎo)效應(yīng)不強(qiáng)，這與本研究最終的結(jié)論是一致的；最后，張利庠和張喜才、何孝星和張寧以自然災(zāi)害頻發(fā)及其他不可抗力等外部沖擊導(dǎo)致的農(nóng)產(chǎn)品供給下降解釋價(jià)格上漲[23-24]，胡卓紅和申世軍認(rèn)為農(nóng)產(chǎn)品流通成本過(guò)高導(dǎo)致了農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲[25]。從我國(guó)近年來(lái)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲過(guò)程來(lái)看，具有兩個(gè)明顯的特征：一是農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格普遍上漲，而不是某一種農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲，雖然每次價(jià)格上漲最快的農(nóng)產(chǎn)品不同，但幾乎所有農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格都存在上漲趨勢(shì)；第二是農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格持續(xù)上漲，而不是某一次暫時(shí)的上漲，基于這一特點(diǎn)，部分學(xué)者認(rèn)為近年來(lái)的通貨膨脹應(yīng)該看作一次相對(duì)價(jià)格的調(diào)整，是農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格向自身價(jià)值的回歸。已有文獻(xiàn)雖然可以說(shuō)明部分農(nóng)產(chǎn)品或某一次短暫的農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲，但很難對(duì)過(guò)去近10年農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格普遍上漲作出一般性說(shuō)明。本研究將要證明，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的價(jià)格上漲是近年來(lái)推動(dòng)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格普遍持續(xù)上漲的重要因素之一。

2模型驗(yàn)證

由于經(jīng)濟(jì)變量之間存在復(fù)雜的動(dòng)態(tài)聯(lián)系，在建立計(jì)量模型對(duì)他們之間的因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，往往很難區(qū)分外生變量和內(nèi)生變量，為了解決這一問(wèn)題往往需要建立非結(jié)構(gòu)化模型來(lái)描述變量之間的關(guān)系。向量自回歸模型（VAR）把系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量滯后值的函數(shù)來(lái)構(gòu)建模型，分析時(shí)間序列系統(tǒng)的相互聯(lián)系以及隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)沖擊。本研究利用VAR模型驗(yàn)證農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格、貨幣供給量、原油價(jià)格之間動(dòng)態(tài)聯(lián)系，模型表述如。其中，Appit、Ampit、Mit、Coit分別為農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)、貨幣供給量指數(shù)和原油進(jìn)口價(jià)格指數(shù)，農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)根據(jù)中國(guó)農(nóng)業(yè)信息網(wǎng)的年度數(shù)據(jù)整理得到，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)來(lái)源于CNKI中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)，貨幣供給數(shù)量指數(shù)根據(jù)中國(guó)人民銀行網(wǎng)站提供的貨幣供給量（M1）計(jì)算得到，原油進(jìn)口價(jià)格指數(shù)根據(jù)《中國(guó)經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)月報(bào)》相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算得到。所有數(shù)據(jù)均為2006—2012年的月度數(shù)據(jù)，不存在季節(jié)因素，無(wú)需進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。

2.1數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性及協(xié)整檢驗(yàn)在建立VAR模型之前，首先對(duì)各時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，采取較常用的ADF檢驗(yàn)法，對(duì)各時(shí)間序列的水平值和一階差分值進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果說(shuō)明所有變量均含有1個(gè)單位根，為一階單整（表1）。當(dāng)一組具有相同單位根的變量存在協(xié)整關(guān)系時(shí)，基于水平值的向量自回歸模型不存在錯(cuò)誤識(shí)別問(wèn)題，最小二乘法得到的參數(shù)估計(jì)結(jié)果是一致的[26]。現(xiàn)利用JJ方法檢驗(yàn)以上變量的協(xié)整關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明變量之間至少存在兩個(gè)協(xié)整變量，協(xié)整關(guān)系成立（表2）。

2.2建立非約束向量自回歸模型在非約束VAR模型中，由于在模型的右邊僅包含內(nèi)生變量的滯后值，不存在同期相關(guān)性問(wèn)題，即使擾動(dòng)項(xiàng)有同期相關(guān)，用普通最小二乘法便能得到一致且有效的估計(jì)量。在滯后期的選擇時(shí)，主要參考的是AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則以及考慮模型的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義，最后選擇滯后3期值作為模型的解釋變量。為了檢驗(yàn)所估計(jì)的VAR模型是否具有合適的滯后結(jié)構(gòu)，本模型AR根模的倒數(shù)均小于1，位于單位圓內(nèi)（圖2），說(shuō)明VAR模型是穩(wěn)定的。通過(guò)觀察依據(jù)以上各時(shí)間序列變量建立的VAR模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果可以得到以下結(jié)論：各時(shí)間序列都表現(xiàn)出強(qiáng)烈的慣性，其滯后值對(duì)當(dāng)期值具有較強(qiáng)的解釋力，參數(shù)估計(jì)量的T統(tǒng)計(jì)值具有顯著性；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格波動(dòng)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格具有很強(qiáng)的解釋力，在選擇的滯后3期模型中，滯后1期和滯后2期參數(shù)估計(jì)T統(tǒng)計(jì)量顯著，滯后1期的系數(shù)大于0，而滯后2期的系數(shù)小于0；從計(jì)量模型看，其他內(nèi)生變量滯后期值的參數(shù)估計(jì)結(jié)果表明其對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的影響較小。2.3脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解為說(shuō)明當(dāng)內(nèi)生變量產(chǎn)生某種沖擊時(shí)對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響，需要利用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析擾動(dòng)項(xiàng)的變動(dòng)如何傳遞到各個(gè)變量，以說(shuō)明該沖擊對(duì)其他變量影響的變化趨勢(shì)。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格沖擊對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的影響在前兩期上升較快，從第3期開始，其影響慢慢變?nèi)酰?2期時(shí)趨于0，說(shuō)明了農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格沖擊的正向響應(yīng)。來(lái)自于原油價(jià)格的波動(dòng)在第1期、第3期和第4期大于0，12期之內(nèi)的其他時(shí)間都小于0。而農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格對(duì)來(lái)自于貨幣供給沖擊的響應(yīng)在12期之內(nèi)都是負(fù)的，說(shuō)明貨幣供給增加未必能導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的上漲（圖3）。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格對(duì)來(lái)自于農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格和原油價(jià)格的沖擊響應(yīng)首先是上升的，然后趨于下降，對(duì)來(lái)自于貨幣供給量的沖擊，在第1期為正，后面11期均為負(fù)，說(shuō)明貨幣也不是導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格上漲的原因。方差分解是通過(guò)某個(gè)變量基于沖擊的方差對(duì)于被解釋變量方差的相對(duì)貢獻(xiàn)度來(lái)觀測(cè)這個(gè)變量對(duì)被解釋變量的影響程度的大小，從而評(píng)價(jià)不同變量沖擊的重要性。對(duì)于農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲，從第3期開始，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格自身的影響降弱，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格的影響迅速增強(qiáng)。隨著時(shí)間推移，原油價(jià)格對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的影響程度緩慢上升，12期之后逐漸平穩(wěn)。通過(guò)方差分解發(fā)現(xiàn)，扣除農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格自有的慣性，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格波動(dòng)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的影響所占權(quán)重最大，并在第3期之后相對(duì)穩(wěn)定（圖5）。隨著時(shí)間推移農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格影響程度逐漸上升，其自身價(jià)格波動(dòng)的慣性下降，在15期之后各變量的沖擊對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格的影響程度平穩(wěn)（圖6）。

3預(yù)測(cè)與結(jié)論

隨著農(nóng)民工工資上漲，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的規(guī)模將會(huì)越來(lái)越大，《2013年全國(guó)農(nóng)民工監(jiān)測(cè)調(diào)查報(bào)告》顯示，全國(guó)農(nóng)民工總量為26894萬(wàn)人，比2012年增加633萬(wàn)人，增長(zhǎng)2.4%，但低于2012年3.9%的增長(zhǎng)率，這從數(shù)據(jù)上驗(yàn)證了農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移規(guī)模逐步擴(kuò)大但轉(zhuǎn)移速度下降的趨勢(shì)。短期內(nèi)，在農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲的激勵(lì)下，部分農(nóng)民工回鄉(xiāng)務(wù)農(nóng)，增加農(nóng)產(chǎn)品供給，抑制農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格過(guò)快上漲。但是長(zhǎng)期來(lái)看，在農(nóng)業(yè)貿(mào)易條件不利及比較收益下降的情況下，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力減少是必然趨勢(shì)。為保證農(nóng)產(chǎn)品供給，穩(wěn)定農(nóng)業(yè)產(chǎn)量，勞動(dòng)力替代型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的投入數(shù)量必然會(huì)增加，如農(nóng)業(yè)機(jī)械的使用、農(nóng)業(yè)生化技術(shù)的投入，這一趨勢(shì)將繼續(xù)提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格在影響農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格中的比重。因此只要農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格上漲，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲也就是必然的，當(dāng)然前提是相比農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格上漲的幅度，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲能保證農(nóng)民獲得收益。從近兩年相關(guān)的月度數(shù)據(jù)看，2013年1月—2014年4月農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)較大，最高月份是2013年10月，同期上漲109.6%，最低月份是2013年3月，農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)為96.9%，但總體趨勢(shì)是下降的，這可能是對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲的預(yù)期增加了農(nóng)產(chǎn)品供給帶來(lái)的結(jié)果。短期內(nèi)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格在大部分月份仍然處于上行趨勢(shì)，但上漲幅度越來(lái)越小，在2014年1—4月已經(jīng)出現(xiàn)了下降趨勢(shì)。雖然從單個(gè)月份的數(shù)據(jù)來(lái)看兩者的相關(guān)性不強(qiáng)，但整體變動(dòng)趨勢(shì)是吻合的（圖7）。可以預(yù)測(cè)，長(zhǎng)期內(nèi)在農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移規(guī)模逐步擴(kuò)大的背景下，隨著非勞力畜力農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料投入的增加，其價(jià)格變動(dòng)必然成為影響農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格變動(dòng)的主要因素之一，兩者的變動(dòng)趨勢(shì)會(huì)表現(xiàn)出較強(qiáng)的相關(guān)性，當(dāng)然這種相關(guān)性在數(shù)據(jù)上的表現(xiàn)也會(huì)受農(nóng)村勞動(dòng)力返鄉(xiāng)、農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格預(yù)期、自然災(zāi)害、季節(jié)因素等其他影響農(nóng)產(chǎn)品供求因素的干擾。

對(duì)勞動(dòng)力具有替代作用的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料主要有兩類：一類是農(nóng)業(yè)機(jī)械，也是替代勞動(dòng)力的主要農(nóng)業(yè)投入要素；一類是農(nóng)業(yè)生物化學(xué)技術(shù)，主要用于節(jié)約土地這類稀缺的農(nóng)業(yè)資源，但對(duì)勞動(dòng)力也具有一定的替代作用。對(duì)于農(nóng)業(yè)機(jī)械生產(chǎn)而言，原材料價(jià)格波動(dòng)不大，機(jī)械購(gòu)買價(jià)格可能會(huì)因?yàn)橹圃旒夹g(shù)的進(jìn)步而下降，但機(jī)械使用過(guò)程中的油料價(jià)格容易受原油價(jià)格波動(dòng)的影響，這將會(huì)間接地傳遞到農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格中。另外，對(duì)于農(nóng)業(yè)生物化學(xué)技術(shù)，如一些化肥的生產(chǎn)依賴于不可再生的自然資源，長(zhǎng)期內(nèi)隨著這些資源的日益枯竭，如果沒(méi)有發(fā)現(xiàn)替代性的資源，其價(jià)格必然上漲，這也會(huì)成為推動(dòng)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲的一個(gè)推力。農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲是近年來(lái)宏觀經(jīng)濟(jì)研究中備受關(guān)注的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，由于農(nóng)產(chǎn)品需求彈性較低，其價(jià)格上漲增加了居民的生活成本，影響消費(fèi)支出結(jié)構(gòu)。實(shí)際上任何一種商品的價(jià)格都不可能永久停留在一個(gè)水平，價(jià)格波動(dòng)的原因來(lái)自于影響供給和需求的各個(gè)方面。隨著近年來(lái)的農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲，已有研究作出了各種解釋，本研究在不完全否定已有解釋的基礎(chǔ)上，從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格上漲角度提供一個(gè)補(bǔ)充性的解釋。通過(guò)分析發(fā)現(xiàn)，雖然農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格上漲很大程度上能解釋農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲，但長(zhǎng)期看來(lái)其解釋力僅有20%左右，而其他幾個(gè)變量的解釋力更低。在本研究的計(jì)量模型中，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格表現(xiàn)出強(qiáng)烈的慣性，意味著應(yīng)該還包含著未分離出的其他解釋變量，筆者認(rèn)為當(dāng)前從農(nóng)業(yè)投入要素角度解釋農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的研究中，所忽略的兩個(gè)重要方面是農(nóng)村勞動(dòng)力成本和土地成本的變動(dòng)，其將是未來(lái)的一個(gè)研究方向。

作者：吳偉偉單位：南昌大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院