農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)與物流業(yè)景氣指數(shù)的關(guān)系研究

楊思雨 田國強

(中國農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，北京 100083)

1 問題提出與理論分析

1.1 問題提出

農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)是聯(lián)結(jié)生產(chǎn)和消費、實現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品流通的關(guān)鍵環(huán)節(jié)，承擔(dān)著主要農(nóng)產(chǎn)品集散、價格形成和信息傳遞3大功能。Price Statistics Review Committee[1]指出批發(fā)價格指數(shù)從1890年起連年公布，其最初是作為衡量一級市場價格變動的指標(biāo)。我國從2005年11月11日起每天公布全國農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)，為全面反映全國農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)環(huán)節(jié)的價格整體水平及其變化，對于指導(dǎo)生產(chǎn)、引導(dǎo)消費、促進流通具有重要作用。以往文獻指出，農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)一般會受到季節(jié)與氣候因素、供需關(guān)系、物流成本的影響[2-3]。隨著我國商品流通體制市場化改革的不斷推進，自20世紀80年代中期，國家全面取消農(nóng)產(chǎn)品統(tǒng)購統(tǒng)銷，農(nóng)產(chǎn)品流通正式進入自由流通的商品經(jīng)濟時代，物流在農(nóng)產(chǎn)品流通中的作用愈加凸顯。中國農(nóng)產(chǎn)品物流總額呈逐年遞增趨勢，2017年，中國農(nóng)產(chǎn)品物流總額為3.7萬億元。按可比價格計算，同比增長3.9%，增速比上年同期提高0.8個百分點。我國糧食從產(chǎn)區(qū)到銷區(qū)的物流費用占銷售價的30%～35%，而發(fā)達國家為20%～25%；鮮活農(nóng)產(chǎn)品物流成本占總成本60%以上。

國內(nèi)外學(xué)者對農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格傳導(dǎo)的研究較多，主要集中在季節(jié)調(diào)整、橫向傳導(dǎo)、縱向傳導(dǎo)等。對農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)的季節(jié)調(diào)整，孟文強等[4]分析了農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)季節(jié)波動規(guī)律和經(jīng)濟含義，提出適用于農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)季節(jié)效應(yīng)預(yù)調(diào)整的最優(yōu)時間間隔，更好的分析其季節(jié)波動特征。羅光強等[5]運用季節(jié)分析法與濾波法分析農(nóng)產(chǎn)品價格波動的趨勢與特征，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟新常態(tài)下農(nóng)產(chǎn)品價格波動整體呈現(xiàn)周期性上升態(tài)勢，農(nóng)產(chǎn)品價格波動的季節(jié)性和周期性特征明顯。促進我國農(nóng)產(chǎn)品市場穩(wěn)定運行需要謹防季節(jié)性和跨周期性的內(nèi)外沖擊。

縱向研究全產(chǎn)業(yè)鏈的價格傳導(dǎo)機制，李桂芹等[6]認為蔬菜全產(chǎn)業(yè)鏈條價格之間的傳遞呈現(xiàn)出明顯的“非均衡性”。與零售價格相比，蔬菜批發(fā)價格的上漲更能帶動生產(chǎn)價格的提高。潘建偉等[7]采用VAR模型對我國農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格←→農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格←→農(nóng)產(chǎn)品零售價格傳導(dǎo)關(guān)系進行實證研究，揭示農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格、批發(fā)價格、零售價格的正向傳導(dǎo)和逆行反饋在農(nóng)產(chǎn)品價格上漲和下跌狀態(tài)下傳導(dǎo)規(guī)律。

橫向研究農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)與其他要素的關(guān)系，針對農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)與消費者價格指數(shù)(CPI)的協(xié)整關(guān)系研究眾多。Shahbaz等[8]以巴基斯坦為例，實證研究了批發(fā)價格指數(shù)與CPI之間的協(xié)整性和雙向因果關(guān)系。姚壽福[9]得出我國農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)與CPI之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)對CPI的作用當(dāng)期比滯后期大。譚晶榮等[10]研究農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)與國際大宗商品期貨價格指數(shù)之間的關(guān)系。

國外學(xué)者對物流業(yè)景氣指數(shù)的研究較少，國內(nèi)學(xué)者唐光海[11]指出市場規(guī)模會直接影響現(xiàn)代物流業(yè)景氣程度。王虹等[12]發(fā)現(xiàn)模型化的物流業(yè)景氣變動狀況同宏觀經(jīng)濟大勢是吻合的。孫穎[13]指出物流業(yè)景氣指數(shù)與制造業(yè)采購經(jīng)理指數(shù)的長期關(guān)系為：制造業(yè)采購經(jīng)理指數(shù)每上升1個百分點，物流業(yè)景氣指數(shù)將被拉動7.584 301個百分點。羅濤[14]認為物流業(yè)景氣指數(shù)與生產(chǎn)者價格指數(shù)在5%的顯著性水平下存在單向Granger因果關(guān)系，表現(xiàn)為物流業(yè)景氣指數(shù)是生產(chǎn)者價格指數(shù)的Granger原因。

回顧現(xiàn)有文獻，幾乎鮮有研究農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)與物流業(yè)景氣指數(shù)的非對稱傳遞。故本研究旨在深入探究農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)與物流業(yè)景氣指數(shù)波動特征的基礎(chǔ)上，進一步對比分析農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)與物流業(yè)景氣指數(shù)的影響機理。比較農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)與物流業(yè)景氣指數(shù)的關(guān)系，基于MS-VAR模型，在考慮變量間非線性關(guān)系的前提下，分析區(qū)制轉(zhuǎn)換持續(xù)時間，進而探究不同區(qū)制狀態(tài)下脈沖響應(yīng)路徑及傳導(dǎo)特征。

1.2 理論分析

農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)市場依托于一定的規(guī)模，由生產(chǎn)者或中間收購商將分散的產(chǎn)品集中到批發(fā)市場被批發(fā)商收購，再通過零售商銷售，最終到達消費者手中。可以規(guī)避產(chǎn)品分散經(jīng)營，加強社會分工，實現(xiàn)規(guī)模化，有效降低物流成本。農(nóng)產(chǎn)品物流的不同流通階段會有不同的流通主體執(zhí)行物流活動，具體表現(xiàn)為物流的全過程被分割為農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)、批發(fā)、零售等不同階段的物流。

圖1 農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)市場與物流業(yè)的作用機理

通常而言，零售商會根據(jù)農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)市場的批發(fā)價格w決定訂貨量q，而批發(fā)商則會綜合考慮與農(nóng)產(chǎn)品流通相關(guān)的成本和損耗，并在成本最小化的原則下制定最優(yōu)批發(fā)價格及訂貨量。當(dāng)把農(nóng)產(chǎn)品運送到零售商手中時，零售商會根據(jù)農(nóng)產(chǎn)品自身品質(zhì)、市場需求量以及物流成本來確定最終零售價格[15]。

基本假設(shè)：

1)批發(fā)商承擔(dān)農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)地到批發(fā)市場的物流運輸成本a1(t)。

2)零售商承擔(dān)農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)市場到零售商之間的物流運輸成本a2(t)。

3)農(nóng)產(chǎn)品在常溫的物流過程中，極易損耗，設(shè)其生命周期為T，構(gòu)造與流通時間相關(guān)的產(chǎn)品保存比率函數(shù)φ(t)(0≤t≤T)，用以闡述這一產(chǎn)品實體數(shù)量的變化規(guī)律。當(dāng)t=T時，φ(t)=0；當(dāng)t=0時，φ(t)=1。當(dāng)訂貨量為q時，批發(fā)市場為了預(yù)測出損耗后的訂貨量有效值，需運送q/φ(t)件產(chǎn)品。

4)假設(shè)流通企業(yè)對于每件農(nóng)產(chǎn)品的加工成本為L，批發(fā)商承擔(dān)產(chǎn)地到批發(fā)市場的物流倉儲成本b1(t),零售商承擔(dān)批發(fā)市場到零售商的物流倉儲成本b2(t)。

5)農(nóng)產(chǎn)品在產(chǎn)地的自身成本為C0，季末殘值為零。

6)市場需求函數(shù)d=AP-kγ(t)是零售價格與產(chǎn)品品質(zhì)的函數(shù)。在同樣的價格條件下，農(nóng)產(chǎn)品的品質(zhì)越好，消費者的需求量越大，其中A是市場規(guī)模系數(shù)，k是價格彈性系數(shù)，k>1。

對批發(fā)商而言，當(dāng)零售商每次訂貨量為q時，由于農(nóng)產(chǎn)品流通中的損耗，會選擇提供大于訂貨量的運輸量。已構(gòu)造產(chǎn)品保存比率函數(shù)φ(t)，且訂貨量為q，需運送q/φ(t)件產(chǎn)品。在以上約束條件后，可得批發(fā)商的成本與利潤分別為：

C=(a1(t)+b1(t)+C0)(q/φ(t))

(1)

π=wq-(a1(t)+b1(t)+C0)(q/φ(t))

(2)

令上式一階導(dǎo)數(shù)為零，由零售商利潤最大化知q*′=q*[-k/(w+b2(t)+a2(t)+L)]，則可得出農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格直接影響零售商的訂貨量。

則可推導(dǎo)出批發(fā)商最優(yōu)批發(fā)價格為：

(3)

農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格與物流運輸成本、倉儲成本、產(chǎn)品自身成本、損耗率、加工成本等相關(guān)。結(jié)合實際情況，物流費用一般占到農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格的50%以上，農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)會對物流業(yè)景氣指數(shù)產(chǎn)生較大影響。

2 研究方法

馬爾可夫區(qū)制轉(zhuǎn)移向量自回歸MS-VAR模型，可被視為VAR(p)模型的一般化形式[16-18]。考慮一個K維時間序列構(gòu)成向量：

yt=v+A1yt-1+…+APyt-p+ut

(4)

式中，yt是K維時間序列向量，yt=(y1t,…yKt),t=1,2，…，T；ut～IID(0,∑)。

將式(1)表示成如下均值調(diào)整后VAR模型：

yt-u=A1(yt-1-u)+…+Ap(yt-p-u)+ut

(5)

yt的條件概率密度函數(shù)為：

(6)

假設(shè)st服從離散狀態(tài)馬爾科夫隨機過程，其轉(zhuǎn)移概率推算方式將其定義為：

Pij=Pr(st+1=j|st=i),

(7)

則其轉(zhuǎn)移矩陣可表示為式(5)：

式中PiM=1-Pi1-…-Pi,M-1,i=1,2,…,M。

下面考慮VAR(p)模型均值調(diào)整的區(qū)制轉(zhuǎn)移形式，假設(shè)M為區(qū)制數(shù)，p為階數(shù)，則可表示為：

yt-u(st)=A1(s1)(yt-1-u(st-1))+…+

Ap(st)(yt-p-u(st-p))+ut

(8)

其中，ut～IID(0,∑(st))，u(st)，A1(s1),…,Ap(st),∑(st)是用來描述參數(shù)u，A1,A2,…,Ap和∑對于區(qū)制st依賴的變參數(shù)函數(shù)，即

(9)

當(dāng)區(qū)制發(fā)生一次性跳躍時，模型也會隨之改變。但有些情況，當(dāng)模型轉(zhuǎn)移到另一個區(qū)制時，期望其均值能夠平滑地變成新的水平，這樣也更為合理。此時模型中加入一個區(qū)制相關(guān)的截距項v(st)，可按式(7)處理：

yt=v(st)+A1(s1)yt-1+…+Ap(st)yt-p+ut

(10)

不同于線性VAR模型，對區(qū)制變化后可觀測變量的狀態(tài)進行相應(yīng)調(diào)整[19-20]。

3 變量選擇與數(shù)據(jù)來源

3.1 研究假設(shè)

根據(jù)理論分析可知，農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)波動會影響物流業(yè)景氣指數(shù)，但并不能得出兩者呈正相關(guān)或負相關(guān)關(guān)系。進一步地，本研究推測農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格上升，市場農(nóng)產(chǎn)品流通量上升，物流業(yè)收入增加，帶動物流業(yè)的庫存周轉(zhuǎn)次數(shù)、設(shè)備利用率、從業(yè)人員、新訂單、業(yè)務(wù)總量5項指數(shù)均增加，從而這5項指數(shù)加權(quán)合成的下一期物流業(yè)景氣指數(shù)提高；農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格下降，市場農(nóng)產(chǎn)品流通量下降，會使物流業(yè)收入減少，下一期物流業(yè)景氣指數(shù)降低。因此，在分析時主要驗證以下2個假設(shè)：一是農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)的變動對物流業(yè)景氣指數(shù)的影響應(yīng)該是顯著的，是物流業(yè)景氣指數(shù)的重要帶動力量。二是農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)變動對物流業(yè)景氣指數(shù)的作用一般不會在當(dāng)期完成，應(yīng)該具有明顯的滯后作用。

3.2 數(shù)據(jù)來源

選取2011年12月—2019年1月各月度數(shù)據(jù)作為研究對象，由于我國目前沒有編制農(nóng)產(chǎn)品物流景氣指數(shù)，本研究用物流業(yè)景氣指數(shù)近似替代。雖然物流業(yè)景氣指數(shù)反映我國物流業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的總體變化情況，但是農(nóng)產(chǎn)品物流作為物流業(yè)的一個組成部分，用物流業(yè)景氣指數(shù)近似替代能在一定程度上反映農(nóng)產(chǎn)品物流景氣指數(shù)的變化趨勢。物流業(yè)景氣指數(shù)具體來源于中國物流信息中心，記為LPI；物流業(yè)景氣指數(shù)以50%作為經(jīng)濟強弱的分界點，高于50%時，反映物流業(yè)經(jīng)濟擴張；反之，則物流業(yè)經(jīng)濟收縮。農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)來源于中國農(nóng)業(yè)信息網(wǎng)，記為NONG。為便于比較，以上數(shù)據(jù)均選取2010年為基期。選取2011年12月作為樣本起始點是因為：物流業(yè)景氣指數(shù)最早設(shè)立于此時。

3.3 數(shù)據(jù)預(yù)處理

為降低異方差造成的影響，將序列LPI、NONG依次取自然對數(shù)，記為LLPI、LNONG，以獲得更加平滑的指數(shù)值。考慮到農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)和物流業(yè)景氣指數(shù)的波動存在季節(jié)性，利用EVIEWS軟件中的census12x季節(jié)調(diào)整法，對各指標(biāo)序列進行季節(jié)調(diào)整，以剔除季節(jié)變動要素和不規(guī)則要素的影響，其中公布的物流業(yè)景氣指數(shù)已經(jīng)過季節(jié)調(diào)整，無須再調(diào)整。完成數(shù)據(jù)預(yù)處理后的2序列可記為：LLPI、LNONG_SA。

4 實證結(jié)果與分析

4.1 變量的描述性分析

從2011年以來，我國農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)波動較為劇烈，物流業(yè)景氣指數(shù)總體較為平穩(wěn)，但存在短期的波動起伏，呈現(xiàn)高位趨穩(wěn)的發(fā)展態(tài)勢。為了更好研究農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)的變動，引入農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)中的小類指數(shù)“菜籃子”產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)進行對照分析。在樣本期間的86個月中，“菜籃子”產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)的波動幅度高于農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)的波動幅度，兩者的波動頻率、變化趨勢存在一致性，也都呈現(xiàn)出了一定的周期性。

如圖2所示，農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)和物流業(yè)景氣指數(shù)原始序列趨勢圖，2011年12月—2019年1月，物流業(yè)景氣指數(shù)在50附近平穩(wěn)波動，2018年2月達到樣本期間的最大值59.5，2012年3月達到樣本期間的最小值50。在2015—2018年，農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)和“菜籃子”產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)的走勢起伏較大，比2011—2014年的平均水平高，這除了與物價等有關(guān)外，還與2015年的經(jīng)濟新常態(tài)、A股股災(zāi)、2016年供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、2018年的中美經(jīng)貿(mào)摩擦有關(guān)。2016年3月農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)和“菜籃子”產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)都達到樣本期間最大值分別為255.19和265.34，2012年11月其達到樣本期間的最小值分別為185和182.4。2019年初，物流業(yè)景氣指數(shù)雖然有所回落，但仍保持在較高水平，預(yù)示著后期中國物流有望保持平穩(wěn)運行的基本走勢。

圖2 2011年12月以來我國農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)、物流業(yè)景氣指數(shù)走勢

4.2 變量的平穩(wěn)性檢驗

通過以上的描述性分析可知，直觀上可看出農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)在樣本期間不同時期狀態(tài)特征有區(qū)別，并分析農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)的不同時期狀態(tài)特征下其與物流業(yè)景氣指數(shù)間的關(guān)系對物價的穩(wěn)定以及相關(guān)政策制定有著重要意義。對農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)(LNONG_SA)、物流業(yè)景氣指數(shù)(LLPI)進行平穩(wěn)性檢驗，以免出現(xiàn)偽回歸。采用ADF檢驗進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果見表1。

表1 平穩(wěn)性檢驗(單位根檢驗)

注：_SA為經(jīng)過季節(jié)調(diào)整后，LLPI已是季節(jié)調(diào)整后指數(shù)；***表示在1%的水平上顯著。

Note: _SA is seasonally adjusted, and LLPI is seasonally adjusted.*** means significant at the 1% level.

農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)、物流業(yè)景氣指數(shù)在5%顯著性水平下均通過單位根檢驗，說明LLPI、LNONG_SA為平穩(wěn)序列，可用于構(gòu)建MS-VAR模型，能夠保證估計的有效性。

4.3 MS-VAR模型

4.3.1模型估計

通過平穩(wěn)性檢驗后，建立MS-VAR模型。在使用MS-VAR模型進行計算前，通過BDS檢驗農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)與物流業(yè)景氣指數(shù)間存在非線性關(guān)系。由于目前沒有嚴格程序可確定MS-VAR模型滯后階數(shù)，一般沿用普通VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)的確定準(zhǔn)則，即根據(jù)AIC、SIC和HQ準(zhǔn)則，得出基于LLPI與LNONG_SA的MS-VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)為2。針對區(qū)制選擇，將模型的區(qū)制狀態(tài)設(shè)定為2。

MS-VAR模型可劃分為多種形式，通過比較不同形式的對數(shù)似然比、AIC值、HQ值、SC值等，依據(jù)對數(shù)似然比值最大、AIC值最小、HQ值最小、SC值最小準(zhǔn)則，確定基于LLPI與LNONG_SA最優(yōu)模型形式為MSIH(2)-VAR(2)，且MSIH(2)-VAR(2)模型卡方統(tǒng)計量和DAVIES檢驗的P值均<5%，顯著地拒絕線性模型的假設(shè)，說明模型選擇合理，由表2 可見。

4.3.2結(jié)果分析

本研究MS-VAR分析的2區(qū)制如圖3所示，自2012年2月以來存在35次區(qū)制轉(zhuǎn)換，在2012年，較多的樣本處于區(qū)制2內(nèi)，在2013年，較多的樣本處于區(qū)制1內(nèi)，在2014—2015年，大部分樣本處于區(qū)制2內(nèi)；在2016年，41.7%的樣本處于區(qū)制1內(nèi)，58.3%的樣本處于區(qū)制2內(nèi)；在2017年，較多的樣本處于區(qū)制1內(nèi)；2018—2019年1月，樣本較多的處于區(qū)制2內(nèi)。

農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)和物流業(yè)景氣指數(shù)間存在明顯的“雙區(qū)制”動態(tài)變化特征，處于區(qū)制1的維持概率是0.416 1，處于區(qū)制2的維持概率是0.728 5，相對應(yīng)地，處于區(qū)制1的平均持續(xù)期為1.71個月，處于區(qū)制2的平均持續(xù)期為3.68個月，狀態(tài)轉(zhuǎn)換頻繁。區(qū)制2下農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)和物流業(yè)景氣指數(shù)之間的持續(xù)時間為區(qū)制1的2倍。從模型估計的區(qū)制轉(zhuǎn)移概率陣可知，由區(qū)制1向區(qū)制2轉(zhuǎn)移的概率為0.583 9，由區(qū)制2向區(qū)制1轉(zhuǎn)移的概率為0.271 5。

表2 基于LLPI與LNONG_SA的模型選擇依據(jù)

注：*表示根據(jù)對應(yīng)的判斷標(biāo)準(zhǔn)下最優(yōu)選擇。

Note: *indicates the optimal choice according to the corresponding judgment criteria.

圖3 基于LLPI與LNONG_SA的各區(qū)制下平滑概率

表3 基于LLPI與LNONG_SA的各區(qū)制持續(xù)期

在不同區(qū)制狀態(tài)下，物流業(yè)景氣指數(shù)與農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)的相關(guān)程度不同。在區(qū)制1下，物流業(yè)景氣指數(shù)與農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)的相關(guān)系數(shù)為-0.543 0，而在區(qū)制2下，2者的相關(guān)系數(shù)為-0.260 2，區(qū)制1時LLPI與LNONG_SA序列的相互影響程度要強于區(qū)制2時的影響程度，說明了物流業(yè)景氣指數(shù)與農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)之間的傳導(dǎo)具有非線性特征，見表4所示。

表4 基于LLPI與LNONG_SA的各區(qū)制變量相關(guān)系數(shù)矩陣

MSIH(2)-VAR(2)模型估計結(jié)果如表5所示，分別比較區(qū)制1和區(qū)制2狀態(tài)下農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)和物流業(yè)景氣指數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤(SE)，可看出區(qū)制2狀態(tài)下標(biāo)準(zhǔn)誤(0.026 4、0.040 7)高于區(qū)制1狀態(tài)下標(biāo)準(zhǔn)誤(0.014 9、0.007 6)。

無論農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)、物流業(yè)景氣指數(shù)都是受其自身滯后1期的正向顯著影響，受其自身滯后2期的負向顯著影響。比較2者之間的相關(guān)性，相比于農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)，物流業(yè)景氣指數(shù)更容易受到對方的影響。當(dāng)農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)滯后1期增加一個單位，物流業(yè)景氣指數(shù)減少-0.134 7個單位，即農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)上升，物流業(yè)會收縮；農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)滯后2期增加一個單位，物流業(yè)景氣指數(shù)增加0.211 7個單位，即農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)上升，物流業(yè)會擴張，且擴張的幅度比上期收縮的幅度大。可見，物流業(yè)景氣指數(shù)會受到農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)波動的顯著影響，且累積影響為正。農(nóng)產(chǎn)品“滯銷”可能由于農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格過低，導(dǎo)致物流業(yè)收縮，農(nóng)產(chǎn)品運不出來，大多“爛在地里”。

表5 基于LLPI與LNONG_SA的模型估計結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著。

Note: ***, ** and * mean significant at 1%, 5% and 10%, respectively.

4.3.3脈沖響應(yīng)分析

為了進一步考察LONG_SA與LLPI的影響方向、持續(xù)時間與作用強度，并比較不同區(qū)制下短期動態(tài)影響差異。基于MSIH(2)-VAR(2)模型分別給物流業(yè)景氣指數(shù)、農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)一個沖擊，觀察其在不同區(qū)制狀態(tài)下的響應(yīng)情況(圖4)。

圖4 基于LLPI與LNONG_SA的各區(qū)制下脈沖響應(yīng)

農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)沖擊對物流業(yè)景氣指數(shù)的動態(tài)影響。給定農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)一個標(biāo)準(zhǔn)差的正沖擊，在區(qū)制1下，物流業(yè)景氣指數(shù)在當(dāng)期有正向響應(yīng)，隨后開始上升，在第4期達到正的最大值0.002，隨即開始下降，在第11期達到收斂。在區(qū)制2下，物流業(yè)景氣指數(shù)當(dāng)期有負向響應(yīng)，隨后開始上升，在第4期達到正的最大值0.004，隨即開始下降，在第11期達到收斂。區(qū)制2下農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)對物流業(yè)景氣指數(shù)的沖擊力度比區(qū)制1大；區(qū)制1下，農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)對物流業(yè)景氣指數(shù)的沖擊力度大于物流業(yè)景氣指數(shù)對農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)的沖擊力度。

總體來說，在任何區(qū)制下，農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)顯著影響物流業(yè)景氣指數(shù)，且累積影響為正。農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)上升，會導(dǎo)致物流業(yè)景氣指數(shù)上升。給定農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)一個標(biāo)準(zhǔn)差的正沖擊，無論區(qū)制1、2下，物流業(yè)景氣指數(shù)均在第4期達到最大，持續(xù)到第11期收斂。

物流業(yè)景氣指數(shù)沖擊對農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)的動態(tài)影響。給定物流業(yè)景氣指數(shù)一個標(biāo)準(zhǔn)差的正沖擊，在區(qū)制1下，農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)在當(dāng)期有正向響應(yīng)，隨后開始上升，在第1期達到正的最大值0.000 6，隨即開始下降，在第9期達到收斂，物流業(yè)景氣指數(shù)沖擊農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)的累積影響為正。在區(qū)制2下，物流業(yè)景氣指數(shù)當(dāng)期有正向響應(yīng)，隨后開始上升，在第1期達到正的最大值0.004，隨即開始下降，在第9期達到收斂。區(qū)制2下物流業(yè)景氣指數(shù)對農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)的沖擊力度比區(qū)制1大；區(qū)制1下，物流業(yè)景氣指數(shù)對農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)的沖擊力度小于農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)對物流業(yè)景氣指數(shù)的。

總之，農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)會顯著影響物流業(yè)景氣指數(shù)提高，無論是在區(qū)制1還是區(qū)制2下，物流業(yè)景氣指數(shù)、農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)對其自身的沖擊都強于其對對方的沖擊。

5 結(jié)論與啟示

5.1 結(jié)論

基于2011年12月—2019年1月農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)、物流業(yè)景氣指數(shù)的月度數(shù)據(jù)，本研究構(gòu)建了農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)與物流業(yè)景氣指數(shù)之間MS-VAR模型進行實證分析，主要得出以下結(jié)論:

農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)作為先導(dǎo)性指標(biāo)，顯著影響物流業(yè)景氣指數(shù)，且累積影響為正。但是農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)對物流業(yè)景氣指數(shù)的正向顯著影響是在滯后2期完成的，政策的落實存在時滯，不是立竿見影的。

農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)與物流業(yè)景氣指數(shù)間存在明顯的“雙區(qū)制”動態(tài)變化特征。處于區(qū)制2的總時間和平均持續(xù)時間均要顯著長于區(qū)制1的時間。宏觀經(jīng)濟波動、運費成本的變動、價格支持政策，是可能導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)與物流業(yè)景氣指數(shù)之間波動存在區(qū)制轉(zhuǎn)換效應(yīng)的主要原因。

農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)與物流業(yè)景氣指數(shù)之間波動的區(qū)制狀態(tài)具有較強的持續(xù)性。區(qū)制1的持續(xù)概率為0.416 1，區(qū)制2持續(xù)概率為0.728 5，從區(qū)制1轉(zhuǎn)換到區(qū)制2時的轉(zhuǎn)換概率要大于從區(qū)制2轉(zhuǎn)換到區(qū)制1的概率，不同區(qū)制狀態(tài)之間的轉(zhuǎn)換具有非對稱性。

5.2 啟示

農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)對物流業(yè)景氣指數(shù)有正向顯著影響，且農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)與物流業(yè)景氣指數(shù)間存在長期均衡關(guān)系，在區(qū)制1下，農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)與物流業(yè)景氣指數(shù)相關(guān)性強于區(qū)制2下的相關(guān)性。

我國農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)上升，會促進農(nóng)業(yè)企業(yè)、農(nóng)業(yè)合作社、家庭農(nóng)場、種糧大戶、普通農(nóng)戶生產(chǎn)農(nóng)產(chǎn)品積極性提高，農(nóng)產(chǎn)品供給增加，從而提升物流需求量。但是并不是農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格越高越好，農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)上升，會使物流業(yè)景氣指數(shù)上升，然而農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格太高，則又會導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品三量齊增，其會對我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的健康發(fā)展、農(nóng)民就業(yè)以及農(nóng)民收入增長產(chǎn)生不利影響。

致謝

作者對匿名審稿專家和田志宏教授、鄭志浩教授、武拉平教授的寶貴修改意見表示衷心感謝。