我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)銷價(jià)格的聯(lián)動(dòng)性實(shí)證分析

我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)銷價(jià)格的聯(lián)動(dòng)性實(shí)證分析

F323.7：A1008-3456(2013)01-0006-06改革開放以來，隨著高度市場(chǎng)化的流通體制逐步建立，我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)銷體制、供給狀況和供求格局都發(fā)生了深刻變化。但近年來在國(guó)內(nèi)外各種因素共同作用下，部分農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)頻繁，急劇上漲和快速下滑的狀況交替出現(xiàn)，反映出當(dāng)前我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品流通仍然存在較大問題。價(jià)格穩(wěn)定是宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的重要目標(biāo)[1]，而如何提高農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)的運(yùn)作效率，更好地穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)價(jià)格也成為政府制定相關(guān)政策解決農(nóng)產(chǎn)品流通問題時(shí)必須考慮的核心環(huán)節(jié)。2012年中央一號(hào)文件在闡述如何提高農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)流通效率，保障農(nóng)產(chǎn)品穩(wěn)定均衡供給時(shí)強(qiáng)調(diào)要重點(diǎn)加強(qiáng)市場(chǎng)調(diào)控，要求綜合運(yùn)用多種調(diào)控手段，努力穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)，保持價(jià)格合理水平。因此，研究農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)銷間價(jià)格聯(lián)動(dòng)性，分析農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格與零售價(jià)格之間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)具有重要意義。學(xué)術(shù)界對(duì)于農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格方面的研究主要集中在4個(gè)方面：價(jià)格形成、價(jià)格波動(dòng)、價(jià)格傳導(dǎo)以及價(jià)格預(yù)測(cè)等。而近年來對(duì)于生產(chǎn)者價(jià)格與消費(fèi)者價(jià)格之間關(guān)系的研究日益增多，研究重點(diǎn)側(cè)重于探討兩類價(jià)格誰帶動(dòng)誰。Cushing等對(duì)美國(guó)的價(jià)格傳導(dǎo)機(jī)制的實(shí)證分析表明，從生產(chǎn)者價(jià)格到消費(fèi)者價(jià)格的傳導(dǎo)機(jī)制比從消費(fèi)者價(jià)格到生產(chǎn)者價(jià)格的傳導(dǎo)機(jī)制更重要[2]。Todd全面分析了生產(chǎn)者價(jià)格對(duì)消費(fèi)者價(jià)格的傳導(dǎo)機(jī)制的各種可能原因并且運(yùn)用回歸分析和向量自回歸(VAR)模型對(duì)美國(guó)數(shù)據(jù)做了實(shí)證分析，得出從生產(chǎn)者價(jià)格到消費(fèi)者價(jià)格的傳導(dǎo)機(jī)制比較微弱的結(jié)論[3]。賀力平等通過實(shí)證分析表明，在所考察時(shí)期內(nèi)，消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)是生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)變動(dòng)的格蘭杰原因，從而得出在影響以消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)來衡量的國(guó)內(nèi)通貨膨脹中，需求方因素的作用可能相對(duì)大于供給方面的作用的結(jié)論[4]。白雪梅等運(yùn)用基于向量自回歸(VAR)模型的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，對(duì)我國(guó)生產(chǎn)者價(jià)格和消費(fèi)者價(jià)格的傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)者價(jià)格是消費(fèi)者價(jià)格最重要的影響因素[5]。許世衛(wèi)等選取農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格總指數(shù)和食品零售價(jià)格指數(shù)作為產(chǎn)銷價(jià)格信號(hào)，運(yùn)用向量誤差修正模型(VECM)、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解法對(duì)我國(guó)產(chǎn)地市場(chǎng)和銷地市場(chǎng)的價(jià)格傳遞機(jī)制進(jìn)行了實(shí)證分析[6]。劉芳等運(yùn)用基于VAR模型的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)法與方差分解法對(duì)果蔬產(chǎn)品產(chǎn)銷間價(jià)格傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行了實(shí)證分析[7]。從所掌握的文獻(xiàn)來看，目前關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格傳導(dǎo)和聯(lián)動(dòng)性等方面的研究仍不多，對(duì)于各價(jià)格間聯(lián)動(dòng)性問題的研究主要集中于金融領(lǐng)域[8-10]，而專門針對(duì)我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)銷價(jià)格聯(lián)動(dòng)性的研究還不多見。本文以我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)和零售價(jià)格指數(shù)變化情況為基礎(chǔ)，進(jìn)行產(chǎn)銷價(jià)格的聯(lián)動(dòng)性分析，找出農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格和零售價(jià)格之間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)，為政府制定穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的相關(guān)政策和措施提供決策參考。一、理論框架與假設(shè)在過去計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制下，國(guó)內(nèi)普遍存在“重生產(chǎn)、輕流通”的觀念，而隨著農(nóng)產(chǎn)品買方市場(chǎng)的出現(xiàn)，流通逐漸成為我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要“瓶頸”。在搞活流通、擴(kuò)大消費(fèi)、轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略下，構(gòu)建農(nóng)產(chǎn)品現(xiàn)代流通體系，搞活農(nóng)產(chǎn)品流通成為當(dāng)下政府與學(xué)界關(guān)注的焦點(diǎn)11]。尤其是在目前部分農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格迅速上漲、通脹預(yù)期不斷強(qiáng)化的形勢(shì)下，直接牽連著農(nóng)民和消費(fèi)者利益的農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)銷價(jià)格成為保障民生、破解三農(nóng)問題的重點(diǎn)關(guān)注領(lǐng)域。顯然，農(nóng)產(chǎn)品的價(jià)格調(diào)控需要考慮產(chǎn)銷價(jià)格的聯(lián)動(dòng)性。農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)與零售作為農(nóng)產(chǎn)品流通過程的一頭一尾，必然存在著相互影響、相互作用的關(guān)系。農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格作為農(nóng)產(chǎn)品流通的初始價(jià)格，在生產(chǎn)資料價(jià)格、交通運(yùn)輸、自然氣候等因素影響下會(huì)發(fā)生一定的波動(dòng)，但最低收購價(jià)、訂單合同等因素的存在又對(duì)其波動(dòng)產(chǎn)生了較大的約束力，因此具有較強(qiáng)的自我穩(wěn)定性，并通過“供給推動(dòng)”引起零售價(jià)格的波動(dòng)；農(nóng)產(chǎn)品零售價(jià)格作為終端銷售價(jià)格，在市場(chǎng)需求、貨幣流動(dòng)性、食品安全等眾多因素作用下，具有較強(qiáng)的自主波動(dòng)性，并通過“需求倒逼”拉動(dòng)生產(chǎn)價(jià)格發(fā)生相應(yīng)的波動(dòng)。從價(jià)格傳遞的角度，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)與零售分處農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈條兩端，數(shù)量龐大的收購商、合作社、物流公司、加工企業(yè)、批發(fā)市場(chǎng)以及連鎖超市等形成層層中間環(huán)節(jié)。在農(nóng)產(chǎn)品收購環(huán)節(jié)，由于農(nóng)戶談判能力弱以及信息獲取能力差等因素的影響，生產(chǎn)價(jià)格的形成往往伴隨著壓價(jià)嫌疑，無法反映農(nóng)產(chǎn)品供求關(guān)系的真實(shí)情況。而在農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格向農(nóng)產(chǎn)品零售價(jià)格傳遞的過程中，由于產(chǎn)業(yè)鏈的非效率問題，物流倉儲(chǔ)、批發(fā)以及零售等環(huán)節(jié)一直占著較高的利潤(rùn)份額，導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格對(duì)農(nóng)產(chǎn)品零售價(jià)格的影響在層層環(huán)節(jié)的干擾下被削弱；而反之不然，隨著我國(guó)大中城市農(nóng)產(chǎn)品零售終端組織化水平的不斷提高，相比農(nóng)產(chǎn)品收購環(huán)節(jié)，無論是市場(chǎng)需求情況還是價(jià)格信息掌握，農(nóng)產(chǎn)品零售終端都具有明顯的軟硬件優(yōu)勢(shì)，農(nóng)產(chǎn)品零售價(jià)格波動(dòng)信號(hào)不需要經(jīng)過中間環(huán)節(jié)就可以直接傳遞(反饋)給收購環(huán)節(jié)，再加上隨著“農(nóng)零對(duì)接”的開展(“農(nóng)零對(duì)接”主要包括商務(wù)部最近幾年開展的“農(nóng)超對(duì)接”“農(nóng)餐對(duì)接”“農(nóng)校對(duì)接”等模式)，農(nóng)產(chǎn)品零售對(duì)生產(chǎn)的價(jià)格傳遞能力得到不斷增強(qiáng)。正如韓香玲等認(rèn)為“農(nóng)超對(duì)接”的制度設(shè)計(jì)導(dǎo)致“強(qiáng)者更強(qiáng)、弱者稍強(qiáng)”，超市處于明顯的主導(dǎo)地位，超市價(jià)格可以在第一時(shí)間影響產(chǎn)地收購價(jià)，而農(nóng)村產(chǎn)地價(jià)格對(duì)超市定價(jià)沒有太大的影響力[12]?；谙嚓P(guān)文獻(xiàn)研究和以上分析，提出2個(gè)假設(shè)。研究假設(shè)1：鑒于農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)銷互通現(xiàn)狀，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格與零售價(jià)格必然存在相互影響、相互作用的關(guān)系。兩者分別通過“供給推動(dòng)”和“需求倒逼”對(duì)彼此波動(dòng)產(chǎn)生影響。研究假設(shè)2：無論是從速度上還是影響力上看，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格與零售價(jià)格之間的影響存在明顯的“非均衡性”或“單向”特點(diǎn)，農(nóng)產(chǎn)品零售價(jià)格對(duì)生產(chǎn)價(jià)格的影響明顯大于生產(chǎn)價(jià)格對(duì)零售價(jià)格的影響。二、數(shù)據(jù)說明與變量預(yù)分析1.數(shù)據(jù)說明對(duì)全國(guó)農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)銷價(jià)格聯(lián)動(dòng)性的數(shù)據(jù)選擇，既可用農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)價(jià)格變化的絕對(duì)數(shù)值，也可選擇價(jià)格指數(shù)這一相對(duì)數(shù)據(jù)開展研究。共同點(diǎn)在于，兩者均能反映前后期價(jià)格變動(dòng)的方向與變化程度；而區(qū)別是后者通過對(duì)基期價(jià)格數(shù)值的比值作為數(shù)值，另前者是直接用實(shí)際價(jià)格數(shù)據(jù)作為數(shù)值。選擇價(jià)格指數(shù)進(jìn)行價(jià)格傳導(dǎo)研究，可以減少數(shù)據(jù)間的異方差性，增加序列的平穩(wěn)性而不影響其結(jié)果的分析[13-17]?；诖耍疚脑趯?duì)我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)地生產(chǎn)價(jià)格與銷地零售價(jià)格之間的聯(lián)動(dòng)性的實(shí)證研究中，采用1950-2010年的年度價(jià)格指數(shù)數(shù)據(jù)。相關(guān)變量分別為農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)(用表示)和農(nóng)產(chǎn)品零售價(jià)格指數(shù)(用表示)，二者數(shù)據(jù)均來自于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。由于統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中沒有農(nóng)產(chǎn)品零售價(jià)格指數(shù)指標(biāo)，本文農(nóng)產(chǎn)品零售價(jià)格指數(shù)由食品(包括糧食、油脂、肉禽及其制品、蛋、水產(chǎn)品、菜、干鮮瓜果等主要農(nóng)產(chǎn)品)零售價(jià)格指數(shù)代替。2.數(shù)據(jù)基本統(tǒng)計(jì)分析(1)數(shù)據(jù)變化趨勢(shì)及相關(guān)性分析。從表1可以看出，就農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)平均值而言，1950-2010年間，平均值為104.94，平均值為104.75，二者相差不大。就總體分布而言，受1994年和分別為139.90、135.20這一異常情形的影響，使得兩者偏差和峰度系數(shù)都比較大，變量在樣本期內(nèi)均為非正態(tài)分布。從價(jià)格波動(dòng)性來看，的波動(dòng)性大于，觀測(cè)期內(nèi)，極差達(dá)到52.1個(gè)點(diǎn)，標(biāo)準(zhǔn)差也達(dá)到8.97，而同期的極差為44.6個(gè)點(diǎn)，標(biāo)準(zhǔn)差為7.67。農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)變動(dòng)幅度明顯高于農(nóng)產(chǎn)品零售價(jià)格指數(shù)，這可能與近年來農(nóng)產(chǎn)品零售市場(chǎng)上的價(jià)格調(diào)控政策有一定的關(guān)系。從圖1給出的和波動(dòng)走勢(shì)圖可以看出，和波動(dòng)頻繁而且波動(dòng)幅度較大。兩者之間的同步性較強(qiáng)，波動(dòng)趨勢(shì)總體是一致的，只在個(gè)別年份出現(xiàn)較大偏差(如1951年和1979年)。進(jìn)一步應(yīng)用EVIEWS6.0軟件對(duì)兩者的相關(guān)性進(jìn)行了分析，結(jié)果顯示二者高度相關(guān)，相關(guān)系數(shù)達(dá)0.901，這與研究假設(shè)1的內(nèi)容是相一致的。(2)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。為了正確判斷各變量間的因果關(guān)系，首先必須檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性。本文采用ADF單位根檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)價(jià)格時(shí)間序列的平穩(wěn)性，選擇顯著性水平1%作為判斷標(biāo)準(zhǔn)。從表2的結(jié)果來看，在1%的顯著性水平下，拒絕存在單位根的非平穩(wěn)變量的原假設(shè)，認(rèn)為各個(gè)變量的水平序列都是平穩(wěn)序列。據(jù)此可以看出，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格與零售價(jià)格沒有表現(xiàn)出明顯的趨勢(shì)性，以周期性波動(dòng)為主。(3)Granger因果檢驗(yàn)。Granger因果檢驗(yàn)可以分析農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格與農(nóng)產(chǎn)品零售價(jià)格在不考慮自身影響的情況下，是否對(duì)彼此的波動(dòng)具有解釋作用。因果關(guān)系檢驗(yàn)是用于檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)時(shí)間變量之間的時(shí)間先后順序，并不表示一定存在真正的因果關(guān)系，需要結(jié)合理論、經(jīng)驗(yàn)和模型進(jìn)行判斷。如表3所示，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格與農(nóng)產(chǎn)品零售價(jià)格之間的Granger檢驗(yàn)的P值分別為0.317和0.734，在1%、5%和10%的顯著性水平下均無法拒絕原假設(shè)，由此看出，兩序列之間不存在引導(dǎo)關(guān)系。值得注意的是，Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)論只是統(tǒng)計(jì)意義上的因果性，而不一定是真正的因果關(guān)系，不能作為肯定或否定因果關(guān)系的最終根據(jù)。因此，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格與農(nóng)產(chǎn)品零售價(jià)格之間因果關(guān)系如何還有待進(jìn)一步的實(shí)證分析。三、實(shí)證分析1.分布滯后動(dòng)態(tài)模型分析由于各價(jià)格指數(shù)序列都是平穩(wěn)的，因此可以直接利用分布滯后動(dòng)態(tài)模型進(jìn)行回歸分析。運(yùn)用EVIEWS6.0軟件，采用加權(quán)最小二乘法分別對(duì)農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)與農(nóng)產(chǎn)品零售價(jià)格指數(shù)進(jìn)行了分布滯后動(dòng)態(tài)模型模擬，結(jié)果如表4、表5所示。由表4可以看出，模型的擬合優(yōu)度達(dá)到0.85，F(xiàn)值達(dá)到了1%下的統(tǒng)計(jì)極顯著水平，D-W值顯示模型不存在序列相關(guān)性，模型的擬合效果較好，估計(jì)結(jié)果是可信的。從模型估計(jì)結(jié)果來看，對(duì)存在長(zhǎng)期影響。每變動(dòng)1%，會(huì)引起當(dāng)年朝相同方向變動(dòng)0.7%，說明農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格通過“供給推動(dòng)”引起零售價(jià)格做出相應(yīng)變化，符合零售價(jià)格以生產(chǎn)價(jià)格為基礎(chǔ)的原理；滯后1期的農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品零售價(jià)格指數(shù)仍存在正向影響，影響系數(shù)為0.19，可能的原因是農(nóng)民在農(nóng)產(chǎn)品收購環(huán)節(jié)收益與否直接影響下一年度的生產(chǎn)安排，由此導(dǎo)致的農(nóng)產(chǎn)品供求變化將通過農(nóng)產(chǎn)品零售價(jià)格予以反映。從表5可見，模型的擬合優(yōu)度達(dá)到0.87，F(xiàn)值達(dá)到了1%下的統(tǒng)計(jì)極顯著水平，D-W值顯示模型不存在序列相關(guān)性，模型的擬合效果較好，估計(jì)結(jié)果是可信的。從結(jié)果來看，對(duì)存在正向影響，每變動(dòng)1個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)引起當(dāng)年朝相同方向變動(dòng)1.18個(gè)百分點(diǎn)，說明農(nóng)產(chǎn)品零售市場(chǎng)供求情況對(duì)當(dāng)期農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)地收購價(jià)格的形成具有較大的指導(dǎo)作用；其影響存在滯后期，上年的對(duì)之后第二年的產(chǎn)生一定的正向影響，其影響系數(shù)為0.19，說明農(nóng)產(chǎn)品零售價(jià)格的波動(dòng)向生產(chǎn)價(jià)格的傳遞同樣是順暢的，滯后期的存在反映出農(nóng)戶參照當(dāng)年農(nóng)產(chǎn)品零售價(jià)格情況安排下年的生產(chǎn)計(jì)劃，符合“蛛網(wǎng)模型”對(duì)農(nóng)產(chǎn)品供求變化的判斷[18-24]。模型擬合結(jié)果與研究假設(shè)1的內(nèi)容一致。在價(jià)格指數(shù)序列平穩(wěn)和兩序列存在相互影響的前提下，利用1950-2010年的農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)與農(nóng)產(chǎn)品零售價(jià)格指數(shù)數(shù)據(jù)構(gòu)建VAR模型，實(shí)證分析兩者之間的聯(lián)動(dòng)性關(guān)系。根據(jù)AIC值和SC值最小準(zhǔn)則，確定滯后階數(shù)為3。為了進(jìn)一步考察兩序列之間的相互影響，下面采用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解進(jìn)行分析。2.脈沖響應(yīng)函數(shù)脈沖響應(yīng)函數(shù)是用于衡量隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)內(nèi)生變量當(dāng)前和未來取值的影響。脈沖響應(yīng)函數(shù)刻畫了誤差變化大小的反應(yīng)，即每個(gè)內(nèi)生變量的變動(dòng)或沖擊對(duì)它自身及其他所有內(nèi)生變量產(chǎn)生的影響作用。給定1%的價(jià)格沖擊，考察和兩變量在10個(gè)年度內(nèi)對(duì)于波動(dòng)沖擊的反應(yīng)路徑，結(jié)果見圖2。圖2脈沖響應(yīng)函數(shù)據(jù)圖2所示，對(duì)于的1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差隨機(jī)擾動(dòng)的沖擊，不會(huì)立即做出反應(yīng)，而是存在短期的滯后。但隨著時(shí)間推移，其影響逐漸增強(qiáng)，在第2年達(dá)到最大，上漲了約1.32。隨后影響程度逐漸下降，在第6年仍為正向影響，但作用極小，而后基本消失。這說明農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格對(duì)農(nóng)產(chǎn)品零售價(jià)格具有一定的影響，但影響并不十分顯著，而且傳遞速度也較慢，影響作用需要較長(zhǎng)的時(shí)間才能緩慢顯示，可能的原因是在農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格向農(nóng)產(chǎn)品零售價(jià)格傳遞的過程中，產(chǎn)業(yè)鏈的非效率，物流倉儲(chǔ)、批發(fā)以及零售等較多環(huán)節(jié)的存在，導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格對(duì)農(nóng)產(chǎn)品零售價(jià)格的影響在層層環(huán)節(jié)的干擾下被削弱。反之，的1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)的影響較大，當(dāng)期即上漲了約5.73，隨后兩年正向影響迅速回調(diào)，在第3-4年時(shí)出現(xiàn)反向影響，第4年時(shí)達(dá)到最低的-0.35，之后從第4年開始響應(yīng)系數(shù)逐步上升，到第7年后影響趨近于零。這表明，農(nóng)產(chǎn)品零售價(jià)格的波動(dòng)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格有著顯著影響，而且傳遞速度相對(duì)較快。這是因?yàn)殡S著我國(guó)大中城市農(nóng)產(chǎn)品零售終端組織化水平的不斷提高，相比農(nóng)產(chǎn)品收購環(huán)節(jié)，農(nóng)產(chǎn)品零售終端在信息搜集和發(fā)布上具有明顯的軟硬件優(yōu)勢(shì)，農(nóng)產(chǎn)品零售價(jià)格波動(dòng)信號(hào)可以繞開中間環(huán)節(jié)直接反饋給收購環(huán)節(jié)，再加上“農(nóng)零對(duì)接”等模式的推廣，農(nóng)產(chǎn)品零售對(duì)生產(chǎn)的價(jià)格傳遞能力更是得到不斷增強(qiáng)?？梢?，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格和農(nóng)產(chǎn)品零售價(jià)格波動(dòng)的相互影響存在明顯的“非均衡性”。3.方差分解為考察影響和價(jià)格波動(dòng)的因素，此處采用方差分解分析。如表6所示，對(duì)于農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)，隨著預(yù)測(cè)期的增加，對(duì)其自身價(jià)格變動(dòng)的影響比較小，但逐漸增大，從第6期開始，解釋力度穩(wěn)定在21.62%。對(duì)預(yù)測(cè)誤差的解釋力度比較高，總體保持在80%左右，最大解釋力度出現(xiàn)在第2期的82.19%，之后呈現(xiàn)出逐步減弱的趨勢(shì)，從第6期開始，解釋力度保持在78.38%，由此可以看出，農(nóng)產(chǎn)品零售價(jià)格的波動(dòng)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格具有重要影響，這與前文得到的結(jié)果一致。對(duì)于農(nóng)產(chǎn)品零售價(jià)格指數(shù)，在10個(gè)預(yù)測(cè)期內(nèi)，自身一直都是其最大的解釋變量，解釋力度始終保持在96%以上，而農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)對(duì)其波動(dòng)的影響微乎其微。由此可以看出，與農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格相比，農(nóng)產(chǎn)品零售價(jià)格處于相對(duì)獨(dú)立、封閉的狀態(tài)，具有較強(qiáng)的“自主波動(dòng)性”。從方差分解的結(jié)果整體來看，農(nóng)產(chǎn)品零售價(jià)格對(duì)農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)銷2個(gè)市場(chǎng)上的價(jià)格波動(dòng)具有更為顯著的作用，而農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格發(fā)揮的作用十分有限。尤其是農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格對(duì)農(nóng)產(chǎn)品零售價(jià)格預(yù)測(cè)誤差的解釋力度始終在5%以內(nèi)，相比較農(nóng)產(chǎn)品零售價(jià)格對(duì)農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格預(yù)測(cè)誤差的解釋力度而言，兩者相差超過70%。這表明，農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)銷間價(jià)格存在“單向”的價(jià)格聯(lián)動(dòng)關(guān)系，這可以用價(jià)格傳遞效率