一、蔬菜零售价格波动分析

蔬菜零售价格是指蔬菜销售商向个人出售蔬菜时的单位产品的价格，它是客观反映市场蔬菜销售价格的重要指标，是蔬菜在流通领域中的最终出售价格。蔬菜零售价格指数是综合反映一定时期蔬菜市场零售价格变动趋势和变动程度的一个相对数，主要用于说明蔬菜市场价格的变动情况，分析供求关系。为了反映蔬菜市场价格变化的长期趋势，我们以 1989 年的蔬菜零售价格为基期，计算整理得到1990 － 2011 年山东蔬菜定基零售价格指数 ( 见图1) 。

1990 － 2011 年，山东蔬菜零售价格总体上呈波动上升趋势，年平均增长率为 9． 94%，上涨幅度超过蔬菜生产价格指数。22 年间，蔬菜零售价格的波动比生产价格的波动情况要复杂，蔬菜零售价格的波动次数更多、波动周期更短，总共经历了 4 次波动:1990 － 1998 年为第一个波动周期，基本情况同生产价格指数，在 1996 年时蔬菜零售价格达到了第一个波峰，此期也是蔬菜生产价格上涨最快的一个时期，1994 年的蔬菜零售价格环比增长率高达 41．8% ，且此后两年增长率仍保持较高水平，此期的蔬菜价格增长率极其不稳定，变化幅度较大，蔬菜零售价格迅速大幅上涨后略有下降，下降趋势明显小于蔬菜生产价格;1999 － 2002 年为第二个波动周期，基本情况也同蔬菜生产价格指数，在 2001 年时蔬菜生产价格达到了第二个波峰，此期的波动周期较短，波动振幅也较小，蔬菜生产价格相对稳定;和蔬菜生产价格指数不同的是，蔬菜零售价格在 2003 － 2004期间又经历了一次大幅上涨后又大幅下跌的过程，这是由于 2003 年蔬菜零售价格指数的环比增长率高达 29． 1%，远远超过蔬菜生产价格指数 10% 的增长率;2005 － 2011 年为第四个波动周期，蔬菜零售价格指数一直保持着持续上升，但环比增长率变化极大，2006、2009、2010 的环比增长率分别高达 16．9% 、17． 3% 、25% ，然而 2011 年蔬菜零售价格指数并没有和生产价格指数一样下降，仍保持 1． 6% 的增长。

通过蔬菜零售价格指数与蔬菜生产价格指数对比，二者变化情况并不完全一致，生产价格指数的下跌更为明显而零售价格指数的上涨更为明显，很多年份出现了“农民低价卖菜、市民高价买菜”的现象。这是由于我国蔬菜流通体系尚未健全，流通环节过多，并且层层加价，导致市民吃“高价菜”现象的发生。在中间商的支配下，这种产销两地近乎“断裂”的现状，便造成了菜价下跌大部分由菜农承担，而菜价上涨则转嫁给市民的怪象。

二、变量及模型选择

(一)指标选取及数据处理

由于蔬菜价格、生产成本等因素地区差异性大，例如北京地区和新疆地区蔬菜生产的实际情况相差极大，而全国的平均数据削弱了各地区的差异性，可能会掩盖某些关键因素所发挥的重要作用，因而，我们缩小研究范围，选择山东省作为研究对象，同时考虑数据的可获得性，采用年度数据。

本文选取蔬菜生产成本、蔬菜供给量、蔬菜生产价格、货币的溢出效应和居民收入五大影响因素来说明蔬菜价格波动的原因和特征。考虑到数据的可获得性和处理过程中的技术因素，本文用山东蔬菜零售价格指数的变化代表蔬菜价格的波动情况，用山东农业生产资料价格指数代表蔬菜的生产成本，用山东蔬菜产量代表蔬菜的供给量，用山东蔬菜生产价格指数代表蔬菜的收购价格，用流通中现金(M0)量指数表示货币的溢出效应，用居民收入年增加量表示居民收入情况。

数据来源于 1989 －2011 年的山东统计年鉴、山东农村统计年鉴、中国农村统计年鉴、中国农产品成本和收益汇编、中国寿光蔬菜网等。由于蔬菜价格的地区数据较难获取，导致获取渠道较多，同时由于我国统计指标的改变，2002 年起，蔬菜收购价格指数改为蔬菜生产价格指数，因此导致各指标数据的不一致性，可能会影响最终得到的结论。山东农业生产资料价格指数 AMPI、山东蔬菜生产价格指数PPI 均由环比数据处理获得，基期为 1989 年;流通中现金量指数 M0 由剔除价格因素的流通中现金处理获得，基期同样为 1989 年;居民收入年增量 DPI 中也剔除了由于物价上涨而带来的收入增加量。

为了避免数据变化所带来的剧烈波动，同时为了消除数据中可能存在的异方差性，也为了避免数据变化所带来的剧烈波动，在这里对各变量进行了对数变换，并分别用 LNＲPI、LNAMPI、LNVP、LNPPI、LNM0 和 LNDPI 来表示。另外，本文采用 EXCEl 软件和计量经济学软件 Eviewss． 5． 0 软件进行数据处理和建模。

(二)模型选择

直接用回归的方法研究蔬菜零售价格和其诱因之间的关系，即使 Ｒ2拟合度很高且 t 统计值显著，也很难得到准确的推断。因为传统的经济计量方法直接运用变量的水平值研究经济现象之间的均衡关系容易导致谬误结论，而对数据进行差分变换后进行回归却可能丢失长期信息。向量自回归 VAＲ 模型把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型，从而将单变量自回归模型推广到由多元时间序列变量组成的“向量”自回归模型，刻画了每个时间序列对所有时间序列滞后项的回归。

三、结果与讨论

经过一阶差分后，各时间序列均为一阶平稳序列，符合建立 VAＲ 模型的前提;同时，协整分析表明，蔬菜零售价格指数 LNＲPI 与各相关诱因间存在协整关系，即蔬菜零售价格指数 LNＲPI 与各相关诱因在长期内存在一定的均衡关系。因此，可以进行脉冲函数分析和方差分解。

(一)脉冲响应函数分析

脉冲响应函数是用于衡量随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前和未来取值的影响，将脉冲响应函数绘制成脉冲响应曲线图，则可以更直观地分析冲击对每个内生变量的动态影响:如果脉冲响应曲线位于零坐标线之上，则表示一变量暂时变化可对另一变量产生正向冲击;若曲线位于零坐标线之下，则表示一变量暂时变化可对另一变量产生负面冲击;如果脉冲响应曲线趋近于 0，则说明一变量的变化对另一变量没有明显影响。

1． 当在本期给生产资料价格指数 LNAMPI 一个正冲击，会给蔬菜零售价格指数 LNＲPI 带来正面影响，影响程度迅速上升并在第二期达到最大，此后逐渐下降并趋于稳定，说明蔬菜生产成本指数对蔬菜零售价格指数波动的冲击时滞为 2 个年度。

2． LNPPI 接受到正冲击后，会对 LNＲPI 产生正影响，且影响程度不断增大并在第三期达到最大值，此后下降围绕 0 上下波动，并趋于稳定，说明蔬菜生产价格对蔬菜零售价格的时滞为 3 年。

3． 对 LNM0 一个正向的冲击后发现，LNＲPI 对LNM0 的响应情况为正，影响程度先不断增加，在第5 期达到最大值，随后下降至一定程度后持续稳定，这表明流通中的现金对蔬菜价格的上涨具有助推作用，再加上货币溢出效应的“惯性”，流通中的现金将在很长的时间内作用于蔬菜价格，致使农产品价格不断上升。