农业生产资料价格与农产品生产价格之间的关系研究

2010-12-13陆奇岸

统计与决策 2010年22期

关键词：价格指数协整价格

杨宇，陆奇岸

（广西师范大学a.漓江学院；b.经济管理学院，广西桂林 541006）

农业生产资料价格与农产品生产价格之间的关系研究

杨宇a，陆奇岸b

（广西师范大学a.漓江学院；b.经济管理学院，广西桂林 541006）

文章依据“价值→成本”和“工业→农业”的价值传动链思路，收集了1978～2008年农产品生产价格指数和农业生产资料价格指数年度序列数据，运用协整理论、邹志庄检验以及格兰杰因果关系检验分析两者之间的关系。

农业生产资料价格；农产品生产价格；协整检验；邹志庄检验；格兰杰检验

0 引言

自1978年的十一届三中全会到2008年，中国农业方面价格改革经历30几年波澜壮阔而又艰苦卓绝的历程，农业价格形成机制经历了从统购统销、合同定购及计划销售、放开市场阶段的变迁，初步实现了计划价格体制向市场价格体制的转变。在这30年价格体制转变过程中，政府实施了“提高农产品生产收购价格”惠农政策来提高农民生产积极性，从而保证农民收入的稳定增长，但是目前农村却出现“农民增产不增收”的现象，并未实现政府的预期效果。此现象是引起一些专家学者重点讨论的话题，一些认为农民只享受提高农产品生产价格所带来少数部分利益，因为农业产品价格的提高导致农业生产成本的提高，从而农业生产资料成本的提高抵消了由于农业生产价格提高所带来的利益。因此，本文将以此为研究背景，探讨农业生产产品价格与农业生产资料价格之间的关系，分析农业生产资料的价格上涨侵蚀了由于农产品生产价格的上涨所带来的农民利润空间的力度，为政府提出建设性的意见和措施，实现农业价格从计划体制向市场体制平稳过渡，保证农民收入稳定增长。

本文将建立在前人研究基础上，主要从定量的角度分析农业产品价格与农业生产资料价格之间关系规律。笔者将依据“价值→成本”和“工业→农业”的价值传动链思路，即同一条环环相扣，层层传递的链条关系，收集1978～2008年农产品生产价格指数和农业生产资料价格指数年度序列数据，运用协整方法探讨两者之间长期稳定的数量关系，分析两者之间关系的影响力度和规律，并用Granger因果关系法分析两个时序之间“谁先行，谁后动”的关系，进一步探讨两者是否存在格兰杰意义上的因果关系及其走向。最后，根据所得出结论为政府主动出击改善两个价格指数之间的平衡关系提出相应的政策建议。

1 指标解释及数据描述

1.1 指标解释

为了分析两者之间的关系，必须了解两个指标的经济意义和两者之间的对应关系。农业生产资料价格指数，指反映一定时期内农业生产资料价格变动趋势和程度的相对数，其是一个关于农业投入的综合指数，包含小农具、饲料、幼禽家畜、半机械化农具、机械化农具、化学肥料、农药及农药械、农机用油、其他农业生产资料、农业生产服务十个大类。农产品生产价格指数是反映一定时期内，农产品生产者出售农产品价格水平变动趋势及幅度的相对数。该指数可以客观反映全国农产品生产价格水平和结构变动情况，其也是一个关于农业价值的综合指数，包括农产品、林业产品、畜牧业产品、渔业产品价格指数。依据两个价格指数的概念可以了解它们存在相互对应关系：一是两者存在“价值→成本”的价格传动链的对应关系，即两者都是满足农业与国民经济核算需要的综合指数，一个是反应农产品价值的价格指数，一个是反应农产品投入成本的价格指数；二是两者存在“工业→农业”的价格对应关系，即农业生产资料价格指数则是反应部分工业产品价格特征，农产品生产价格指数反应的是农业产品价格特征。因此，两个价格指数之间对应关系构成本文研究的理论基础。

1.2 数据描述

本文收集了1978～2008年的农业生产资料价格指数和农产品生产价格指数资料，数据来源于《2008年中国农村统计年鉴》、《2009年中国统计年鉴》以及《中国经济景气月报》。为了反应时间序列规律性，两个价格指数都采用定基指数形式（1978=100）。本文首先运用统计描述对农业生产资料价格指数（Y）和农产品生产价格指数（X）的波动趋势和两者之间关系有一个感性认识，为下一步深入分析奠定基础。

2 实证分析

2.1 单整检验——ADF检验

由于传统的回归分析要求所选取的时间序列数据是平稳的，否则会产生“伪回归”。为了有效地避免了数据的“伪回归性”，建立了良好的模型，必须进行单位根检验。本文利用的是计量经济学软件Eviews3.1,采用的是ADF单位根检验方法来检验变量的平稳性。同时为了考察序列的自相关性，可能存在滞后期，滞后期数根据AIC(赤池信息准则)和SC(斯瓦茨准则)共同决定。当AIC和SC都达到相对最小时，表明这时的滞后期数是最佳的，用AIC来检验滞后期。经检验得，各序列的滞后情况见表1。

表2反映，序列X和Y的ADF统计量都大于临界值，表明序列是非平稳的，存在单位根。而其一阶差分△X和△Y序列的ADF统计量都小于临界值，表明序列是平稳的。因此得出结论：X和Y均是一阶单整变量，这说明农业生产资料价格指数和农产品生产价格指数之间保持长期平稳的关系。

2.2 协整分析

C．J．Granger把非平稳的单整变量之间所存在的长期稳定关系称为“协整关系”。两变量间的协整关系检验常用的方法是恩格尔-格兰杰两步法(EG两步法)、德宾-瓦特法和Johansen检验。

本文采用的是利用的AEG两步法检验房价指数对地价指数之间的协整关系，第一步进行的单整检验已经完成；第二步对变量X和Y建立协整方程，用普通最小二乘法(OLS)作回归进行估计，然后对其残差e作单整检验，即检验残差e是否含有单位根，如果残差没有单位根，即残差是平稳的，则可拒绝原假设，表明X和Y具有协整关系；否则不能拒绝原假设，那么原变量之间没有协整关系即长期的均衡关系。

为确定两者是否具有协整的关系，必须对残差e进行单位根检验，首先是根据AIC信息准则，选择e最佳滞后期（见表3）。

由于ADF统计量比显著性水平10%的临界值都大，因此不能拒绝原假设，即农业生产资料价格指数与农业生产品价格指数按上述关系建立协整方程，其残差e具有至少一个单位根，是不平稳的。从而表明，在整个研究期内（1978～2008）两个价格指数之间关系是不协整的。

运用Chow's检验法进行断点检验，以判断农业生产资料价格指数与农业生产产品价格指数的关系结构在整个研究期间是否发生了变化。Chow's断点检验的思想是对每个子样本单独拟合方程是否显著差异。零假设是两个子样本拟合的方程无显著差异。有显著差异意味着关系中的结构改变。依据两个价格指数运行轨迹特征，选择1989年和1996作为两个断点，把样本分成为1978～1988年、1989～1997年和1998～2008年三个子样本。其具体Chow's检验结果如表5。

表1 序列X和Y以及它们一阶差分滞后期的确定表(AIC取值表)

表2 序列X和Y单位根检验表

表3 序列e的滞后期确定(AIC取值表)

表4 农业生产产品价格与农业生产资料价格指数的协整检验

表5 Chow断点检验结果表

表6 引入虚拟变量后的两个价格指数的协整检验

两个断点检验的P值分别为0.028和0.092，小于10%的显著水平，因此可拒绝零假设，认为1989年和1998年确实是断点。因此，以期从中发现两个价格指数之间潜在的经济规律，须引入虚拟变量 D1和 D2，当 D1=1时，代表 1989～1997年，其他年限为0，当 D2=1时，代表 1998～2008年，其他年限为0。拟建立如下回归模型：

采用计量软件对模型进行模拟，其具体方程如下：

从以上的各项统计量检验来看，模型有比较优秀的统计结果。以上述协整方程为基础，作引入虚拟变量后的协整检验。根据AIC和SC信息准则，选择最佳的滞后期为P=1，此时得到如下检验结果。

分析发现，当引入虚拟变量后，对变量进行分析阶段研究，各分阶段下变量之间是协整的。两个价格指数在整个研究期（1978～2008）内不协整，各分阶段下变量之间是协整的。出现这种情况的原因在于：价格机制从计划体制向市场体制转变过程对农业生产资料价格指数和农产品生产价格指数的影响是不一样的。其具体表现在：

（1）在 1978～1988年（逐步放开价格管制阶段），方程式为：Y=40.328+0.486X，农业生产产品价格指数对农业生产资料价格指数影响力度是0.486，农民享受农产品价格提高1个百分点所带来利润空间0.514个百分点；

（2）在 1989～1997年（价格治理整顿阶段），方程式为：Y=40.328+(0.486+0.112)X，农业生产产品价格指数对农业生产资料价格指数影响力度是0.598，农民享受农产品价格提高1个百分点所带来利润空间0.402个百分点；

（3）在 1998～2008 年，方程式为：Y=40.328+(0.486+0.243)X，农业生产产品价格指数对农业生产资料价格指数影响力度是0.729，农民享受农产品价格提高1个百分点所带来利润空间0.281个百分点。

在农业价格变迁不同阶段，农业生产产品价格指数对农业生产资料价格指数影响力度不同，农民享受价格提高所带来的利润空间是不断减少，反映了农民增产不增收的现象。政府通过提高农产品的生产价格来刺激农民生产积极性，增加农作物产量进而增加农业收入。但是，农产品的生产价格上涨导致农业生产资料这一“隐形”因素价格上涨，侵蚀了农民的利润空间，因此，为了保证农民收入增加，政府不仅要重视提高农场品的生产价格这一“显性”因素，也不要忽略对农业生产资料这一“隐形”因素价格控制。

2.3 Granger因果关系检验

上述分析只是表明农产品生产价格指数与农业生产资料价格指数存在长期的均衡关系，但这种关系是否构成因果关系，还需要进一步验证，因为经济时间序列常出现“伪相关”问题，即经济意义表明几乎没有联系的序列却可能计算出较大的相关系数。因此，笔者利用Granger因果关系检验来对它们之间的因果关系进一步验证和分析两者 “谁先行，谁后动”的关系。由于Granger因果关系检验对滞后的阶数所引起变化非常敏感，选取6项滞后阶数，看结果是否具有同一性。对两个价格指数之间的Granger因果检验见表7。

在滞后1～4期的情况下，农业生产资料价格指数变化不是农产品生产价格指数变化的原因，在滞后5～6期的情况下，农业生产资料价格指数变化则是农产品生产价格指数的原因，说明农产品生产价格变化对工业产品价格变化（农业生产资料价格变化）反应迟钝，灵敏度不高。显然，这是符合逻辑，其一，农产品的生产价格多数是由政府制定和控制的，其二，农产品的投资和生产周期相对比较长，对农业生产资料价格变化反应较慢，其三，农民自身对农业生产资料价格变化缺乏预期认识。

在滞后1～6期的情况下，农产品生产价格指数变化是农业生产资料价格指数变化的原因，说明农产品生产价格指数变化是农业生产资料价格指数变化的先行指标，农业生产资料价格指数变化对农产品生产价格指数变化反应灵敏。农业生产资料价格作为工业产品的生产价格，其市场主体是企业，善于掌握“农产品生产价格提高→刺激农民的生产积极性→加大农业投资→农业生产资料需求增加→提高农业生产资料价格”的规律，因此对市场变化反应灵敏。

3 结论与政策建议

3.1 结论

本文依据农产品生产价格指数与农业生产资料价格指数两者之间“价值→成本”和“工业→农业的对应关系思路，收集了1978～2008年两个价格指数年度数据，运用计量经济学方法分析两个价格指数之间的关系进行探讨，其结论表明：

（1）运用单整检验法检验两个价格指数都属于一阶单整的非平稳的时间序列，说明两个价格指数之间线性组合保持长期平稳均衡关系。

（2）在这30年价格体制转变过程中，两者之间关系出现阶段特征。两个价格指数在整个研究期（1978～2008）内不协整，各分阶段下变量之间是协整的。出现这种情况的原因在于：价格机制从计划体制向市场体制转变过程中，农业生产资料价格指数与农产品生产价格指数关系出现阶段特征。

（3）农民享受农产品价格提高所带来的利润空间是不断减少，进一步证实“农民增产不增收”的怪现象。政府想通过提高农产品生产价格来刺激农民的生产积极性，从而提高农民的收入，但是，随着农产品生产价格提高，加速了农业生产资料价格增长的速度，使农民的农业生产成本提高，侵蚀农民农业生产的利润空间。

（4）农产品生产价格与农业生产资料价格彼此反应灵敏度不一致。农业生产资料价格对农产品生产价格变化反应很灵敏，其主要是因为农业生产资料的市场主体是企业，企业善于根据市场动态变化，调整产品的生产价格；农产品生产价格对农业生产资料价格变化反应迟钝缓慢，其主要因为农产品生产价格所涉及的市场主体是政府和农民，政府对农业生产资料价格变化所制定的政策具有滞后性，农民自身对农业生产资料价格变化所做出的预期迟和反应慢。