【毕业学位论文】（Word原稿）中国农产品价格波动影响因素研究——基于VAR模型的协整分析-统计教育学

中国农产品价格波动影响因素研究 基于 型的协整分析 江西财经大学 摘要 ： 在 多变量 型 基础上 ， 通过协整检验建立误差修正模型， 并运用 脉冲响应 函数对 1997 年至 2010 年期间 中国 农产品 价格波动的影响因素进行 实证 分析 。 研究表明： 农业生产成本是 农产品 价格变动的最关键因素；国际市场农产品价格与中国市场价格呈强烈正相关； 热钱的炒作在短期内对农产品价格震荡有加剧作用，但长期作用 并不显著。因此， 控制农业投入品价格，加大生产资料补贴力度 ， 进一步完善农产品储备机制， 是促进 我国 农业发展 、维持 农产品 价格稳定的关键 。 关键词 ： 农产品 价格 影响 因素 协整检验 型 自 2010 年初 ， 中国 农产品 价格 开始新一轮快速大幅的上涨 ， 市场上粮食、蔬菜、瓜果价格呈现交替上涨的现象， 从“蒜你狠”、“豆你玩”，“姜你军”，再到“糖高宗”、“苹什么”这一系列的词汇在起到了调侃作用的同时，也给人们平添了一份忧虑。 2010 年 10 月 物价 水平 上涨 幅度 创下 25 个月来新高，在新涨价因素中，食品类价格上涨 为 幅 “ 贡献 ” 了 74 ， 引起国内外广泛关注。 2010 年 11 月 17 日，国务院常务会议通过分析 当前价格形势， 研究部署稳定消费价格总水平、保障群众基本生活的政策措施。 作为一个拥 有 13 亿人口的大国， 农业有着 举足轻重的地位， 一方面，农 业是国民经济的 基石，是众多 产业生产环节的起 点， 农产品 的 价格变动 异常波动频繁 会导致局部市场供求失衡，严重扰乱了市场秩序 ； 另一方面， 农产品 是 居民日常生活的必需品， 其 价格 稳定更是保障社会安定、人民生活正常的重要前提 ， 农产品价格震荡幅度过大不仅损害 农产品生产者、消费者和其他经营者的合法权益 ，还 增加 了农民收入的不确定性，影响生产积极性 ， 进而 对我国粮食安全造成威胁 ； 此外，若农产品价格 持 续 暴涨 ， 销售者和消费者 势必会形成 价格 上涨 预期，供应商产生囤积行为，消费者出现抢购现象，结果 将 进一步加剧农产品供求缺口的矛盾， 使农产品 1 价格波动超过趋势性上涨、周期性波动和季节性波动，广大民众对政府调控能力产生不信任感，甚至会干扰农产品市场化进程。 因此，剖析中国 农产品价格波动影响因素 ，对于宏观经济调控、维持社会稳定 具有十分重要的意义。 1 文献综述 国内外学者 对 农产品价格波动 问题进行 了大量的研究 ， 取得了一系列研究成果 。 部分学者 从 经济学 中 价格与供求关系 角度 出发 ， 分析 自然环境 变化 及政府干预行为下 农产品产量、库存 的 变动对价格波动 产生 影响 。 2008） 分析了全球农产品供需变动的主要影响因素，结合美元汇率、贸易政策对农产品价格的影响 ，指 出农产品价格上涨对部分发展中国家的粮食安全带来威胁， 并 认为 未来国际农产品市场仍然 具有很大的 不确定性。 1刘晓雪（ 2008）探究了我国主要农产品价格大幅上涨的 因素 主要有：石油价格上涨、 国际农产品供求 不平衡状况、 国内“供弱需强”的供求关系和政府保护的“两难悖论” 。 2同时， 国际油价上涨、 生物质能源发展 使 粮食作物的需求不断增长 。 2009） 通过对不同方案 模拟得出结论 ：随着石油价格上涨，生物质能源的发展不仅 对欧洲谷物价格产生影响，也将进一步给畜牧业和养殖业发展带来冲击 。 32007）通过研究美国生物质能源的发展战略，指出美国生物质能源发展对玉 米生产具有直接影响，对大豆等农产品生产具有 间接影响。 4胡冰川（ 2009）基于时间序列计量模型，证明了生物质能源的发展在长期对农 产品价格具有重要影响，全球石油价格对农产品价格的弹性大幅提高，而美国国内经济的变化并未对国际农产品价格产生实质性影响 。 5卢 锋 (2009)分析认为 ， 我国粮价走 势在短中期存在很大的不确 定性，在我国货币供应与总需求增长不 失控 的前提下，油价上涨不会引致 粮价全面猛涨。 6 此外， 针对 中国农产品价格变动 ，国内 部分 学者 通过 理论分析 认为是多种因素综合作用。 李国祥（ 2008）通过对比中国农产品进出口贸易结构、研究国际食品价格走势，认为国内、国际农产品市场价格波动方向基本一致，并且全球农产品价格高位运行的状况难以改变，国际农产品价格大幅度上涨必然会对中国农产品价格产生影响。 7马晓河（ 2008）认为农产品价格的上涨，既有货币溢出效应、经济周期影响作用，也有成本推动和国际市场农产品价格传导作用。 8方松海（ 2008）生产成本和比较收益的变化是涨价的根源，而国际市场行情及国际上的投机行为加剧了 2 涨价过程。 9 近年来，国内外学者在研究方法上，尝试通过建立计量模型定量 分析 农产品价格波动 的 特点 。 2008）采用非线性 型得出库存对粮食价格波动有着重要影响。 10徐雪高（ 2008）运用 波法，将 1978的农产品价格波动分为 五个周期。第六个周期农产品价格上涨主要是由国际价格 传导、生产成本推动、加工需求拉动、突发因素 扰动引起 的 。 11何启志（ 2010）基于 布实证研究国际农产品价格指数对数收益率的均值和波动性 ， 并以 此为基础， 利用 模型、 型证明国际农产品市场的价格波动性风险比较大。 12顾国达 （ 2010）运用马尔科夫局面转移向量误差修正模型 研 究中国农产品价格波动 的特点 ，认为 中国农产品价格波动 受 国际市场因素的影响较大，两者局面转移呈现一致性。 13 国内外学者的研究 成果为 我们 进一步深化 中国农产品价格波动 问题的 理论探索 提供了基础和方向 ， 但在 农产品价格实证 研究中 方法运用略显不足， 主要 表现在：国内学者在考究中国农产品价格影响因素时多侧重单一变量的传递效应， 综合分 析各变量影响大小的研究很少 ， 对价格影响因素的作用程度没有进行实际测度，不同因素的贡献度也无法横向比较。 因此，本文 拟 借鉴数理 分析中的效应分析方法， 运用协整模型 实证分析 多 重 影响因素 对 中国 农产品 价格波动的 传递效应 。 2 理论 分析与模型设定 理论分析 通过对国内外相关文献的梳理， 可知学者们普遍认为：农产品价格的波动是受多种因素影响。首先，农产品的供求是导致价格变动的根本原因， 自然灾害、生产周期性变动以及政策调控等因素 均会 导致农副产品的总产量降低，同时，石油价格上涨带动生物质能源的不断发展，使得粮食作物的需 求不断增长，进一步给畜牧业和养殖业发展带来冲击，市场中农副产品需求大于供给，直接决定了市场中农副产品价格的上涨。 其次为生产成本的变动， 生产环节所需的 生产性资源资料 的价格 变动 必然引起 农业生产、产品流通的成本上升 ， 从成本 收益角度分析必会对农 产品的成品价格产生传递效应。 此外， 全球经济状况 ，期货交易对现货市场 价格 的传导及短期内金融市场 投机因素也是短期内中国农产品市场个别商品价格波动的原因 。 因此，我们 建立以下基本假设： 1. 农产品生产成本上升是 推动农产品整体价格上涨的根本原因。 3 2. 国际农产品市场价格与中国农 产品价格有极强的正相关性。 3. 游资炒作对农产品价格波动具有助推作用。 变量选取及样本区间设定 根据 假设，我们确定 本文研究所需变量体系：因变量为 农产品 价格，自变量包括农业生产成本、国际价格因素以及游资炒作。其中，中国农产品价格用 (表，国际市场农产品总体价格用国际食品价格指数 (表、 农业生产成本用中国农业生产资料价格指数 (示，国内外 游资炒作 用热钱 规模 (表示。具体来说，农产品包含粮食、干鲜瓜 果 、油类、肉类以及调味品 等 ， 中国 居民消费价格指数中食品类指数是对以上产品 实际价格 变动的加权平均，能够全面地 反映 农产品价格走势。农业成本可分为两类，一是生产过程中所需购买和租用的生产要素成 本，如购买种子、化肥、农药及租用农机工具、土地的实际支出；二是农业生产的劳动成本，即农民在生产过程中获得劳动报酬。考虑到农民劳动报酬（收益）通常以年为核算口径，无法准确获取月度数据，因此仅将农业生产资料 投入价格 纳入分析模型。目前，国际上尚 未找到准确核算热钱进出规模 (的方法，本文研究拟采用中国国家统计局核算方法：热钱规模 =新增外汇储备 实际利用外资额。 实证分析建立双对数传递效应模型： P C P I t )l n ()l n ()l n ()l n ( 321(2 其中， 1 、 2 、3为系数 项。t为误差项。 样本数据为 1997 年 1 月到 2010 年 12 月的月度数据，共包含 168 个样本观测数据。中国食品价格指数 (中国农业生产资料价格指数 (据取自中国国家统计局数据库；国际食品价格指数 (自世界粮农组织数据库网站；新增外汇储备、进出口差额及实际利用外资额数据来自中国海关总署及中国经济景气月报相关各期。为便于比较 ，本文将中国食品价格指数 (中国农业生产资料价格指数 (据转化为定基数据，并以 2002 年 平均价格作为 100；将热钱规模标准化处理：m 4 3 实证分析 变量 描述 图 1 为 1997 年 1 月 2010 年 12 月中国 农产品 价格、农业生产成本、国际价格因素以及游资炒作波动的时间路径。就中国 农产品 价格而言 ： 1997 年至 2004 年维持在较平稳的水平基本不变 ； 2005 年至 2007 年伴随着中国经济的高速运行 农产品 价格开始上扬， 上涨相对温和； 自 2007 年 下半年价格的上涨幅度加大 并不断创下历史新高。本文认为 ， 目前中国仍处于自 2007 年以来 新一轮的 农产品 价格上涨区间内。 同时 图 1 显示 ， 中国 农产品 价格、农业生产成本、国际价格因素三个变量 走势相似； 中国 农产品 价格、农业生产成本 时间路径表现出高度一致性；近几年 国际农产品价格 变动幅度大， 2007 年 价格指数急剧上升，一年内价格涨幅超过 50%，而2008 年 又 急剧下降，进入 2010 年，国际农产品价格又开始新一轮迅速上涨；中 国热钱规模 在 2003 年以前比较平稳， 自 2003 年下半年 震荡 幅度 趋 于 强烈 。 图 1 农产品 价格与相关因素走势判断 平稳性 检验 通过观测上述四变量的时间路径， 并不能直接判断 变量是 否平稳 ， 若 对非平稳的时间序列直接进行回归分析，则 可能 出现“伪回归” ， 致使模型估计 无效。因此 ，本文 在考察中国 农产品 价格 与解释变量的关系时 ， 首先 对各变量 间的长期稳定关系运用 法 进行 平稳性检验。 验的原理是： 在回归方程的右边加入因变量 5 的滞 后差分项来调控高阶序列相关，即： 111 111 111原假设和备择假设可写成 : 0:H 0, 1:H 0通过检验 的估计值 是否拒绝原假设，课进而判断高阶自相关序列 AR(p)过程是否存在单位根。 表 1 位根检验结果 注： 检验形式（ C,T,K）中 C 表示单位根检验方程中包含常数项， T 指存在时间趋势， 0 和 N 分别表示不含有常数项和时间趋势。滞后由 则确定， 表示一阶差分， 临界值中 *为 5%显著性 水平 （ *为 1%显著性水平） 下的 验统计量 。 由表 1 可以看出，在 5%的显著性水平下， 水平序列 ln( ln(ln( M )均 不能拒绝原假设 ，即 序列都是不平稳的，至少具有一个单位根 ， 但经过一阶差分后，变量 ln( ln( ln( M )具有平稳性，不存在单位根。因此， 认为所有变量均为一阶单整 I(1)，可以 进行协整性分析。 协整 检验与误差修正模型 对于多变量协整关系的检验， 应 采用 988)- 990)提出的方法变量 检验形式 (C,T,K) 计量 临界值 ln(（ C,T,2） ln(（ C,T,1） ln(（ 0,T,4） M ) （ 0,T,8） ln(（ C,T,4） ln(（ 0,N,3） ln(（ 0,T,2） M ) （ 0,N,2） 6 检验。 其检验原理及步骤为： 设 , 21 为一 k 维随机时间序列， ,2,1 ，且 1 ,2,1,1 ，受 d 维 外生的时间序列 21影响（限制），首先 建立 型 ： 1 1 2 2 , ( 1 , 2 , , )t t t p t p t y A y A y D x u t T (3将上式进行差分变换，也称为协整变换，可写成 ： 111 pi 其中， (3在 式 (3 ，由于 1 ,1,0,0 ， 110pi 因此，只要 01 ，, 21 之间具有协整关系，而11211 , 之间是否具有协整关系取决于 阶矩阵 的秩 设 ，则 r 有 3 种情况： ， 是一列满秩阵 。 0r ，则 0 ，是否具有有协整关系。 0 ，, 21 中一定存在 r 个协整关系（协整组合），其余 个关系仍然为 1I 关系。 于是， 可将 分解成两个 阶阵 、 的乘积 T ，且 、 。 根据上述分析， 我们 通过检验 的非零特征根的个数来检验 来 判定 , 21 是否具有协整关系。 选用序列有线性趋势项而协整方程只有截距的检验形式，协整检验滞后阶的确定是以 型的结构为基础的，通过多次试验最终使用 息准则，确定 型 变量最优滞后阶为 3 阶，则协整检验相应为 3 阶。 表 2 模型滞后阶数判定 R C A 3 7 表 3 验结果 特征值 零假设（ 0H ） 备择假设（ 1H ） 似然比统计量 5%临界值 r=0 r=1 r 1 r=2 r 2 r=3 r 3 r=4 验结果中， r 为协整向量 的个数，通过比较似然比统计量与临界值的大小，得出在 5%的显著性 水平下，在 中国 农产品 价格 ( 农业生产成本 ( 国际市场 价格 (热钱规模 (四个变量中 至少 存在 3 个协整方程，显示四变量间的长期动态均衡关系 (括号内为 t 值 )。其中之一为： ln(+ + M ) + (3 ( ( (从 长期 分析 ， 中国 农产品 价格与农业生产成本、 国际市场 价格、热钱规模存在显著的协整关系， 农业生产成本上升、国际市场 价格持续走高及热钱的进入均会导致中国 农产品 价格上涨 ，并且 上述因素波动对国内 农产品 价格的弹 性均小于 1，传递效应不完全。 生产成本每上升 1 个百分点会造成 产品 价格 百分点的增长；国际市场 价格的向上 变动 一单位 传递到中国，中国食品价格 仅 增长 热钱规模每变动一单位， 对农产品 价格变动 贡献 因此，综合考虑多轮农产品价格上涨因素，农业生产成本上涨带动 贡献率最大 ： 煤、石油 等 能源价格 带动， 农业投入 中农机工具及燃料 的价格 不断攀升，种子、化肥、农药价格上涨幅度较大 ，土地流转承包费用 与劳动力要素价格 呈现 逐年 上升趋势。 都 直接带动 农产品价格 的上扬。 国际农产品市场价格的影响是积极的，但 与农 业成本相比 传递效应 并不明显，可能的解释为： 国际市场价格的传导途径主要是外贸 进口， 而 目 前 中国 农产品 市场主要以自我供给为主，进口占市场总供给份额很小， 因此， 以进口为主的 豆类、 油类，其价格变动与国际市场基本一致，而 对国 际市场依赖程度很低的产品（像稻谷、干鲜瓜果类），价格受国际市场价格影响并不显著。 游资炒作在长期内对农产品价格的影响微弱，这是因为 市场 上数额巨大、 流动迅速 的游资进入农产品市场，短期内势必会 加大价格的震荡幅度 ，但持续性短，所以在长期均衡中不显著 。 基于误差修正模型的 果 关系 检验 协整方程反映了 变量 中国 农产品 价格 、 农业生产成本 、 国际市场价格 、热钱规 8 模 之间的长期均衡关系，是向量误差修正模型中最核心的部分， 协整关系对农产品价格 的增长起到了反向修正作用，当 农产品价格的增长超出国际农产品价格、农业生产成本以及热钱规模 的均衡约束， 误差修正作用 将降低当期农产品价格 水平 。 验旨在解决变量 X 是否引起 变量 Y 的问题，也就是检验 现在的 序列Y 能够在多大程度上被过去的 X 解释， 以及 加入 X 的滞后值是否使解释程度提高。如果 X 在 Y 的预测中有帮助，或者 X 与 Y 的相关系数在统计上显著时，就可以说变量 Y 是由 变量 X 格兰杰 引起的 ， X 就是 Y 的格兰杰因 。 本文 利用 误差修正模型的系数进一步 探究中国农产品价格波动影响因素，对下列 4 个 误差修正模型 中的第一个进行 果关系检验 ： 21 1 1 1 1 1 1 11l n l n l n l n l n t i t i i t i i t i i t i C P I f C N C P I f P P I f W C P I f H M E C (322 2 2 2 2 2 1 21l n l n l n l n l n t i t i i t i i t i i t i I f C N C P I f P P I f W C P I f H M E C (323 3 3 3 3 3 1 31l n l n l n l n l n t i t i i t i i t i i t i P I f C N C P I f P P I f W C P I f H M E C (324 4 4 4 4 4 1 41l n l n l n l n l n t i t i i t i i t i i t i C N C P I f P P I f W C P I f H M E C (3其中 ，1ln( M )- 误差修正模型 估计结果 为： 1 2 1 2l n 1 0 9 . 1 4 5 4 1 . 2 2 1 * l n 3 . 0 8 2 4 * l n 2 . 9 3 0 5 * l n 5 . 0 6 4 0 * l nt t t t C P I f C N C P I f C N C P I f P P I f P P I f 1 2 1 2 10 . 4 2 1 1 * l n 1 . 1 2 2 4 * l n 0 . 0 0 4 8 * l n 0 . 0 0 2 5 * l n 1 . 5 1 9 4 *t t t t t P I f W C P I f H M H M E C (3数检验 过程 是通过对误差修正模型中不同滞后阶数 协整向量 的系数 进行 F 检验 ， 、 、 、 、 、分别对应 常量、 ln( ln( ln( M )的系数。 原假设 1：某一 自 变 量 不同滞后阶数的系数同时为 0 备择假设 1：该变 量 不同滞后阶数的系数不同时为 0 原假设 1 被接受，说明检验的自变量不构成因变量的短期因；原假设 1 被拒绝，表明该变量是因变量的短期因，可以解释因变量的增长。 原假设 2：上述自变量 不同滞 后阶数的系数与误差修正项系数同时为 0 9 备择假设 2：某一变 量 不同滞后阶数的系数与误差修正项系数不同时为 0 原假设 2 被接受，说明检验的自变量不构成因变量的长期因；原假设 2 被拒绝，表明该变量是因变量的长期因，与因变量存在长期均衡关系。 表 4 格兰杰因果关系检验结果 序号 零假设（ 0H ） F 统计量 P 值 结论 1 01211 绝零假设 2 012111 绝零假设 3 01211 绝零假设 4 012111 绝零假设 5 01211 绝 零假设 6 012111 受 零假设 注： 检验方法为 数检验法， P 值为零假设成立的概率，结论为 P 值与 5%显著性 水平的比较结果。 果关系检验 显示：在 5%的置信水平下， 原假设 1( 01211 )和原假设 2( 012111 )均 被拒绝，说 明农业生产成本上升既是农产品价格推高的 单向 短期因， 也是长期因。 以本轮农产品价格上涨为例， 至 2010 年 9 月 ，农产品价格 较去年 上涨 了 8%，农业生产资料价格上涨 生产成本中工业性产品的价格助推作用最为明显：作为农产品生产必不可少的投入品， 农用机油价格同比上涨 饲料 、化肥 价格同比上涨 不仅提高 了农产品生产环节中的成本，流通销售成本也随之增加 。 原假设 3( 01211 )、 原假设 4( 012111 )也被拒绝， 说明 国际农产品价格大幅度上涨 ， 会对中国农产品价格产生影响。 具体来说， 短期内中国对国际市场依赖程度较高的大豆和食用植物油等价格 涨幅比较大，而国内自给率较 高的谷物等价格在短期内所受影响相对较小；从长期看，受中国农业资源总量约束和农产品比价调整等影响，国内各种农产品价格受国际市场的传导，均形成上涨趋势。 原假设 5( 01211 )被拒绝 、 原假设 6( 01211 )被接受，说明 误差修正模型中变量 同滞后阶数的系数 显著 ，误差修正项系数不显著，即：热钱炒作可以作为农产品价格波动的短期因，但不构成长期因。 也就是说 生产成本是影响我国农产品价格推高的关键因素， 国际市场价格 助推 我国农产品 10 价格 上涨的重要原因， 热钱炒作 在短期内会加大我国农产品价格的波动，但从长期考虑，其作用并不 显著 。 脉冲响应函数 对 型采用脉冲响应函数分析扰动项发生 变化，或者说模型受到某种冲击时，对系统的动态影响，就是分析扰动项发生变化是如何传播到各变量的。 设 1为二 维随机时间序列，滞后阶数 2p ， 1为二 维随机扰动的时间序列，则有 二 元 型为 ： ( 1 ) ( 1 ) ( 2 ) ( 2 )1 1 1 1 1 1 2 2 1 1 1 1 2 1 2 2 2 1( 1 ) ( 1 ) ( 2 ) ( 2 )2 2 1 1 1 2 2 2 1 2 1 1 2 2 2 2 2 2t t t t t tt t t t t ty a y a y a y a y uy a y a y a y a y u (3其中， 1, 2, ,， 扰动项满足白噪声假设条 件 。 假设上述 型 从 0t 时期开始运行，并设 02,21,22,11,1 0t 时给定扰动项 012010 ， 并且其后 ,2,1,021 0t 在时给定 有 010,20,1 。 将上述结果再代入 (3在 1t 时，于是有，)1(211,2)1(111,1 、 ； 再将上述结果代入 (3如此下去，可求得结果, 3,12,11,10,1 称此结果为由 1y 的冲脉冲引起的 响应函数；所求得的, 3,22,21,20,2 称为由 1y 的冲脉冲引起的 响应函数。反过来，也可求得在 0t 时，给定扰动项 102010 并且其后 ,2,1,021 在 0t 给定 2y 的冲脉冲引起的 假设有 p)模型 ： ,2,1,2211 (3p)是可逆的，即可将： tt (3其中： 阶单位阵 022101 ,当 2k 时 , (3 11 ( 0 ) ( 0 ) ( 1 ) ( 1 ) ( 2 ) ( 2 )1 1 1 1 1 21 1 1 2 1 1 1 2 1 1 1 2( 0 ) ( 0 ) ( 1 ) ( 1 ) ( 2 ) ( 2 )2 2 2 1 2 22 1 2 2 2 1 2 2 2 1 2 2t t t tt t t ty u u uc c c c c cy u u uc c c c c c (3现在假定在基期给 1y 一个单位脉冲 ， 0,00,11 2,1,0,02 tu y 的脉冲引起 2y 的响应函数为： )2(2122)1(2121)0(2120,2,1,0由 (3 ， 其中的i 行、第 j 列元素可表示为 ： ,2,1;,2,1,0,)( (3作为 q 的函数，它描述了在时期 t ，其他变量和早期变量不变的情况下，称 为脉冲 响应函数。 0. 81. 21. 62. 02. 42. 81 2 3 4 5 6 7 8 9 10R e s p o n s e o f C N C P t o C h o le s k yO n e S . D . C N C P In n o v a t io . 8- 0. 40. 00. 40. 81. 21. 61 2 3 4 5 6 7 8 9 10R e s p o n s e o f C N C P t o C h o le s k yO n e S . D . P P In n o v a t io 农产品价格对自身脉冲响应图 图 3 生产成本对农产品价格脉冲响应图 12 - 0. 20. 00. 20. 40. 60. 81. 01. 21. 41 2 3 4 5 6 7 8 9 10R e s p o n s e o f C N C P t o C h o le s k yO n e S . D . W C P In n o v a t io 6- . 4- . 3 4 5 6 7 8 9 10R e s p o n s e o f C N C P t o C h o le s k yO n e S . D . H O T M O N E Y In n o v a t io 国际价 格对农产品价格脉冲响应图 图 5 热钱对农产品价格脉冲响应图 在上面四幅图中，横轴表示冲击作用的滞后期间数（单位：月份），纵轴表示因变量对扰动项一个标准差冲击的响应程度，实线表示脉冲响应函数，虚线表示正负两倍标准差偏离带。 从图 2 可以看出，当在本期给 我国农产品价格 一个正的冲击（ 自身的单位冲击 ）后， 会通过市场机制传递形成平稳而缓慢的促进作用，而且随时间的推移，这种促进作用逐渐减弱，持续期约为 9 个月。说明中国农产品价格惯性趋势明显，当期价格的上升对未来 9 个月的价格均具有助涨作用； 从图 3 可以看出，当在本期 给生产成本一个正的冲击后，农产品价格指数先持续一段时间（ 5月）的较平缓的增长，然后回落，这表明农产品成本对其价格的影响，短期内有助涨作用，长期来说是没有影响的，这也符合经济学原理，当成本上升，短期内农产品价格上涨，而价格上涨，带来利润增加，在这种情况下，会吸引更多的农民投入到农产品的种植生产中来，使农产品在市场上的供应量突然增加，根据经济学中的供需关系，此时农产品价格将下跌，与脉冲响应函数的分析一致。 从图 4 可以看出， 若给国际市场农产品价格一个正向冲击 ， 我国农产品价格同生产成本带来的冲击一样，显示短期 内有一个上涨，持续期为五个月左右，低于生产成本的，然后缓慢回落，但回落的速度慢于生产成本的。这说明国际市场对通过市场机制传递行程对我国农产品价格的冲击影响，短期效果低于生产成本，但长期作用大于生产成本。 对于 热钱规模的冲击，我国农产品价格将在持续 2 个月内作出持续上涨的响 13 应，然后快速回落。这说明游资的性质只是短期的投资，会迅速抬高某一种产品的价格，但长期来说对农产品的总体价格不会造成太大的影响。 通过上面的分析，我们可以看出，农产品价格、生产成本、国际市场、热钱规模受到冲击后，通过市场机制的传递对我国农产品的 影响情况同协整分析、 而再一次验证了其结论。 4 结 论与 政策 建议 本文 的核心是 基于 多变量 型 ， 利用 协整 分析 、 果关系检验及 脉冲响应函数 方法对中国 农产品 价格波动的原因进行 实证 研 究。 实证表 明： 农业生产成本是 农产品 价格变动的最关键因素 ， 与之相比，热钱炒作与国际市场价格的传导效应并不显著。 同时， 受高生产成本推动与自身价格的惯性带动，中国 农产品价格将在未来 4月继续保持