■丁 雄
生豬是我國肉類食品的主要來源,生豬養(yǎng)殖是農(nóng)村家庭的主要經(jīng)濟來源之一。在我國,年人均肉類消費中豬肉占肉類消費總量的65%以上,生豬養(yǎng)殖收入占農(nóng)村居民人均純收入的8% ~10%左右[1]。自1985年開放肉類市場以來,我國生豬產(chǎn)業(yè)得到迅猛發(fā)展,然而這個快速發(fā)展的過程卻一直伴隨著生產(chǎn)波動現(xiàn)象,且波動幅度有明顯加劇的趨勢。生豬生產(chǎn)的每一次波動,都會給眾多養(yǎng)殖戶造成巨大的經(jīng)濟損失,同時也影響著廣大居民的生活質(zhì)量。因此,分析理解并把握影響我國生豬生產(chǎn)的內(nèi)在因素,在最大限度上控制或穩(wěn)定生豬生產(chǎn),是關(guān)系我國生豬產(chǎn)業(yè)發(fā)展以及人民群眾生活的大問題[2]。
對于生豬生產(chǎn)波動的成因,Mordecai Ezekiel首次應(yīng)用蛛網(wǎng)模型理論分析了不同時期價格對生產(chǎn)者供給行為的影響程度,認為產(chǎn)量與價格之間的循環(huán)變化形成了生產(chǎn)波動過程[3];綦穎等分析了生豬生產(chǎn)波動的內(nèi)部傳導(dǎo)和外部沖擊的原因[4]。關(guān)于生豬生產(chǎn)波動影響因素的研究,Gene A.Futrell通過對美國生豬生產(chǎn)波動特征的分析,認為能否獲利是生產(chǎn)者進行決策時需要考慮的重要因素,隨后將豬糧比價作為指標,分析了獲利能力與生產(chǎn)波動之間的變化關(guān)系;譚瑩根據(jù)生豬生產(chǎn)具有成長周期固定且產(chǎn)業(yè)鏈較長的特點,認為上游玉米、母豬、仔豬及下游毛豬價格和存量會對豬肉的供給產(chǎn)生影響[5];呂杰研究證實了造成我國生豬生產(chǎn)波動的內(nèi)部因素主要包括飼料成本、生產(chǎn)加工、小規(guī)模生產(chǎn)等,外部因素包括疫情、宏觀調(diào)控體系等[6]。
綜上可見,價格引導(dǎo)著資源的配置,生豬生產(chǎn)的形成及規(guī)模,與生豬的養(yǎng)殖成本、銷售價格緊密關(guān)聯(lián)。以玉米為主的飼料成本占我國生豬養(yǎng)殖成本的70%[7],因此本文選擇我國生豬年出欄量、玉米價格指數(shù)、生豬價格指數(shù)三項指標,利用1985—2012年的統(tǒng)計數(shù)據(jù),采用時間序列的協(xié)整分析和向量自回歸(Vector Auto-Regressive,簡稱 VAR)理論,建立相應(yīng)的經(jīng)濟計量模型,對玉米價格、生豬價格變動與生豬生產(chǎn)之間的作用機制與效果進行實證研究。
考察我國生豬生產(chǎn)與生豬飼料及生豬價格之間的動態(tài)效應(yīng)關(guān)系,需要確定可供衡量的指標。由于生豬飼料的主要原料是玉米,因此本文用玉米價格指數(shù)(CNPI)和生豬價格指數(shù)(PGPI)分別代表生豬飼料價格水平和生豬價格水平。生豬價格指數(shù)是按照肥豬收購時的有關(guān)特征統(tǒng)計所得,即反映生豬出欄時的價格特征,與之相對應(yīng),生豬生產(chǎn)指標選擇生豬出欄量(PG)。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒2012》、《中國農(nóng)產(chǎn)品價格調(diào)查年鑒2012》。在數(shù)據(jù)統(tǒng)計中,考慮到我國自1985年取消生豬派購制度,放開購銷市場,因此選取1985—2012年共28年相關(guān)數(shù)據(jù)進行分析。設(shè)定1985年為基期,將1985年指數(shù)定為100,各序列數(shù)據(jù)均折算到1985年的指數(shù)水平。由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不改變原來的協(xié)整關(guān)系,并能使其趨勢線性化,消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象,所以對所有數(shù)據(jù)取其自然對數(shù)。設(shè)變量LPG表示生豬出欄量的自然對數(shù),LPGPI、LCNPI分別代表調(diào)整后的生豬價格指數(shù)和玉米價格指數(shù)的自然對數(shù)。各變量自然對數(shù)變換后的變化趨勢見圖1。
圖1 1985—2012年生豬出欄量、生豬價格與玉米價格指數(shù)對數(shù)值時序圖
表1 數(shù)據(jù)序列平穩(wěn)性ADF檢驗結(jié)果
從圖1可以看出,LPG、LPGPI、LCNPI都有不斷增長的趨勢,可能為非平穩(wěn)序列,但它們有共同的變動趨勢,可能存在著協(xié)整關(guān)系。當然,上述結(jié)論需要通過平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗加以證實。
在利用時間序列建模時,要求時間序列是平穩(wěn)的,否則可能會產(chǎn)生“偽回歸”問題[8]。采用ADF單位根檢驗方法對時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。在檢驗時,參考圖1所示變量的時序圖,根據(jù)赤池信息準則(AIC)的最小化原則,選擇采用ADF檢驗的不同檢驗形式(c,t,n)。
表2 VAR 模型不同選擇準則下最佳滯后階數(shù)情況
表1單位根檢驗結(jié)果表明:變量序列生豬年出欄量對數(shù)LPG、生豬價格指數(shù)對數(shù)LPGPI、玉米價格指數(shù)對數(shù)LCNPI在10%的顯著性水平下都是非平穩(wěn)序列,但它們的一階差分序列D(LPG)、D(LPGPI)、D(LCNPI)在5%以上都是平穩(wěn)的,即三個變量都屬于一階單整 I(1)序列。
LPG、LPGPI、LCNPI均為一階單整序列,因此它們之間可能存在長期的協(xié)整關(guān)系。
1.Johansen協(xié)整檢驗
我們采用Johansen協(xié)整檢驗方法,來判斷三個變量序列LPG、LPGPI、LCNPI之間的協(xié)整關(guān)系。檢驗之前,首先需要確定三個變量VAR模型的滯后期p。利用AIC和SC準則進行判斷,并考慮模型的擬合優(yōu)度情況。VAR滯后不同階數(shù)下選擇準則情況和最佳滯后階數(shù)判斷如表2所示??梢?,在5%的顯著性水平下,F(xiàn)PE、AIC和HQ指標最優(yōu)滯后期為2,而LR和SC指標最優(yōu)滯后期為1期①,考慮到AIC準則傾向于選擇較大的滯后階數(shù),確定VAR模型滯后階數(shù)為2。相應(yīng)的,協(xié)整檢驗選擇的滯后階數(shù)為1。
2.協(xié)整關(guān)系分析
依據(jù)圖1所示序列LPG、LPGPI、LCNPI初始數(shù)據(jù)的形態(tài),可以確定數(shù)據(jù)空間中有確定性趨勢,協(xié)整方程中有截距項,同時也有趨勢項。選擇滯后期為1,含有無約束的截距和無約束的趨勢項情況,對LPG、LPGPI和LCNPI之間協(xié)整關(guān)系進行檢驗。
表3所示Johansen協(xié)整檢驗的跡統(tǒng)計量和最大特征值統(tǒng)計量輸出結(jié)果表明,在5%顯著性水平下,序列LPG、LPGPI、LCNPI存在3個協(xié)整關(guān)系,也即3個變量有著共同的變化趨勢,保持著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。三序列樣本長期均衡關(guān)系式可用協(xié)整方程表示如下:
式 (1)揭示了 LPG、LPGPI、LCNPI序列的長期均衡關(guān)系。生豬年出欄量與生豬價格指數(shù)長期存在正向關(guān)系,在其他解釋變量保持不變的情況下,從長期來看生豬價格指數(shù)波動1%會導(dǎo)致生豬年出欄量同向波動2.246%;而玉米價格指數(shù)與生豬年出欄量存在負向關(guān)系,從長期來看,玉米價格指數(shù)波動1%會導(dǎo)致生豬年出欄量反向波動2.244%。可見,飼料的價格和生豬的價格長期影響著生豬的生產(chǎn),且影響作用顯著。
表3 Johansen 協(xié)整檢驗結(jié)果
為更好地刻畫生豬價格和飼料價格的波動對生豬生產(chǎn)的影響,以及這種影響產(chǎn)生的強度和持續(xù)的時間長度,采用基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析方法,在VAR(2)模型的框架下分析擾動項的一次沖擊,給生豬年出欄量當前值和未來值所帶來的影響,以判斷分析我國生豬生產(chǎn)與生豬價格及飼料價格之間的動態(tài)關(guān)系,以便更有利于完整、準確地分析生豬生產(chǎn)波動的形成機理。
1.脈沖響應(yīng)函數(shù)分析
脈沖響應(yīng)函數(shù)可以衡量來自隨機擾動項的一個標準差沖擊,對變量當前和未來取值的影響軌跡,它能比較直觀地刻畫出變量之間的交互作用及效應(yīng)。假設(shè)響應(yīng)函數(shù)的軌跡期為10期,得到基于結(jié)構(gòu)分解的生豬年出欄量對各影響因素一個標準差沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù),見圖2。橫坐標是沖擊發(fā)生后的時間間隔(以年為單位),縱坐標表示生豬年出欄量對沖擊的反應(yīng)程度(以百分數(shù)作度量)。
圖2 生豬年出欄量對數(shù)LPG對各影響因素的脈沖響應(yīng)
分析圖2,可得出如下結(jié)論:
第一,LPG的沖擊對自身的當期影響作用最大,達到5.21%,隨后兩年逐漸減小至3.35%,第4年、第5年略有恢復(fù),第6年開始震蕩穩(wěn)定在3.82%左右。上期生產(chǎn)對當期生產(chǎn)產(chǎn)生正向影響,可以用生產(chǎn)的慣性特征來解釋。生豬生產(chǎn)過程需要一個較長的生物周期,因此,當生產(chǎn)者決定加入某一個環(huán)節(jié)后,如育肥、仔豬繁育等,就不可能中途終止,這就在一定程度上形成了生產(chǎn)的慣性特征。
第二,LPG對LPGPI的一個標準差信息擾動當期反應(yīng)不敏感,反應(yīng)為零,但隨后迅速上升,具有正向響應(yīng),在第2年達到頂峰,為1.62%,隨后迅速下降到1.16%,之后略有恢復(fù),震蕩穩(wěn)定在1.32%左右。上一期的價格與當期生產(chǎn)之間在時間上存在一定的滯后,生產(chǎn)與價格之間呈現(xiàn)同向變化趨勢。這一結(jié)論與蛛網(wǎng)模型理論中的基本假設(shè)是一致的,即當期生產(chǎn)受上一期價格的影響,產(chǎn)量隨著前一期的價格而發(fā)生同步、同向變化。
第三,LPG對LCNPI的一個標準差信息擾動當期反應(yīng)同樣不敏感,反應(yīng)為零,隨后具有負響應(yīng),在第2年達到最低點,為-1.31%,之后略有恢復(fù),第4年之后震蕩穩(wěn)定在-0.44%左右。對此合理的解釋是,玉米價格的波動對生豬生產(chǎn)的影響具有一定的時滯性,這是因為由于生豬生產(chǎn)周期較長,上游玉米價格上漲時,高飼料成本信息傳導(dǎo)到生豬出欄需要一定的時間,所以LPG對LCNPI的沖擊影響在本期反應(yīng)為零。在第2期這種影響開始顯現(xiàn)出來,因玉米價格上漲而減少補欄的決策使本期的生豬出欄量減少。由于第2期飼養(yǎng)生豬的減少,使得飼料原料需求下降,玉米價格上漲的沖擊影響作用減弱。
2.沖擊因素對生豬生產(chǎn)波動的貢獻率分析
利用方差分解技術(shù),通過將LPG的均方差分解成系統(tǒng)中各變量的隨機沖擊承擔(dān)的貢獻,然后計算出每一個變量沖擊的相對重要性,即變量沖擊的貢獻占總貢獻的比例。利用Eviews 6.0對VAR(2)進行方差分解,以測算LPG、LPGPI、LCNPI對LPG波動的相對貢獻率,結(jié)果見圖3。
圖3 生豬年出欄量對數(shù)LPG的方差分解結(jié)果
圖3數(shù)據(jù)顯示,從長期來看,LPG變動的73%左右由自身決定,LPGPI的貢獻率約為12%,還有大約15%的變動源于LCNPI的隨機擾動項。方差分解結(jié)果進一步驗證了影響生豬生產(chǎn)波動的隨機沖擊,主要來源于其自身的波動,以及生豬價格和飼料價格的波動。
對于玉米價格和生豬價格對生豬生產(chǎn)的影響,通過基于協(xié)整分析的長期影響和基于VAR(2)模型的動態(tài)影響的實證分析,得出的基本結(jié)論包括以下幾個方面:
第一,從長期來看,生豬生產(chǎn)波動的原因主要在于其自身,上游飼料的價格和生豬的銷售價格也長期影響著生豬的生產(chǎn),且作用顯著。避免生豬生產(chǎn)波動應(yīng)首先保持生豬飼養(yǎng)的連續(xù)性,其次是要穩(wěn)定生豬價格和上游飼料的價格。所以應(yīng)當提高生豬產(chǎn)業(yè)規(guī)?;?、產(chǎn)業(yè)化程度,保持養(yǎng)殖規(guī)模的穩(wěn)定性,同時做好產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)的對接,發(fā)展訂單養(yǎng)殖,穩(wěn)定飼料價格和生豬價格。
第二,生豬年出欄量對自身沖擊的當期反應(yīng)最大,而對于玉米價格和生豬價格當期反應(yīng)不敏感,玉米價格和生豬價格對生豬生產(chǎn)的影響具有一定的時滯性。因此應(yīng)完善飼料價格、生豬價格預(yù)警體系并落實到生產(chǎn)實際中去,在生豬生產(chǎn)的動態(tài)調(diào)整過程中,擴大理性預(yù)期的影響,以避免頻繁的飼料和生豬價格波動對生豬生產(chǎn)造成影響。
注釋:
①LR表示似然比統(tǒng)計量、FPE表示最終預(yù)測誤差統(tǒng)計量、AIC表示赤遲信息準則統(tǒng)計量、SC表示施瓦茨準則統(tǒng)計量、HQ表示信息準則統(tǒng)計量,*表示根據(jù)該準則選定的階數(shù)。
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