我國生鮮乳供給的價格滯后效應(yīng)分析

劉亞釗，劉 芳*，王 晰，宋 凡

（1.北京農(nóng)學(xué)院經(jīng)濟管理學(xué)院，北京 102206；2.北京新農(nóng)村建設(shè)研究基地，北京102206）

1 引言

市場經(jīng)濟體制下，供給和需求相互作用會使市場價格自發(fā)地趨向均衡，這是最基本的市場規(guī)律，但在農(nóng)畜產(chǎn)品市場上，市場價格的調(diào)整過程是漫長而曲折的，這就導(dǎo)致農(nóng)業(yè)領(lǐng)域普遍存在著“蛛網(wǎng)效應(yīng)”。從“豆你玩”到“蒜你狠”，從“糖高宗”到“姜你軍”等農(nóng)產(chǎn)品價格暴漲暴跌就是“蛛網(wǎng)效應(yīng)”的體現(xiàn)。“蛛網(wǎng)理論”就是研究商品價格與產(chǎn)量變動相互影響引起規(guī)律性循環(huán)變動的理論，分析的是農(nóng)產(chǎn)品價格波動具有滯后效應(yīng)情況下所發(fā)生的均衡變動情況。它假定當單個廠商或生產(chǎn)者無法改變商品價格時，只能改變自己的產(chǎn)量；由于生產(chǎn)周期長，本期產(chǎn)量只能依據(jù)上一期價格進行生產(chǎn)決策；在該生產(chǎn)周期內(nèi)，由于生產(chǎn)規(guī)模調(diào)整困難，本期市場供求發(fā)生變化時生產(chǎn)者無法及時改變產(chǎn)量。在這種情況下，供求決定當期價格，當期價格引導(dǎo)下一期生產(chǎn)，價格與生產(chǎn)的短期波動不同步就很容易出現(xiàn)“周期性波動”。

價格上下波動本是價格機制發(fā)揮作用最正常的表現(xiàn)，但在農(nóng)畜產(chǎn)品市場上，由于生產(chǎn)周期較長，價格機制就會發(fā)生滯后效應(yīng)，從而帶來周期性的暴漲暴跌。這是因為，一方面，生產(chǎn)周期長會導(dǎo)致供給量短期調(diào)整困難，如外部因素沖擊導(dǎo)致需求增加或減少，但供給量短期內(nèi)無法改變，必然會引起價格的劇變；另一方面，生產(chǎn)周期長會導(dǎo)致價格調(diào)節(jié)有滯后性，價格劇變后供給量需要經(jīng)過一個生產(chǎn)周期才能有所反應(yīng)，此時需求已經(jīng)發(fā)生變化，出現(xiàn)新的不均衡。近年來，我國奶業(yè)就存在著“奶荒”與“過?！苯惶嫔涎莸默F(xiàn)象，即“本期奶價上漲→奶牛存欄量大增→第二期生鮮乳供應(yīng)量增加→奶價下跌→大量淘汰奶?！谌诠?yīng)量減少→奶價上漲→奶牛存欄量大增→第四期生鮮乳供應(yīng)量增加……。本文運用有限分布滯后模型估測我國生鮮乳市場上的價格滯后效應(yīng)，明確對生產(chǎn)有顯著影響的滯后期長度，并將估測結(jié)果運用到政府的干預(yù)措施中，以便更合理地利用市場手段來進行調(diào)節(jié)。

2 研究方法和數(shù)據(jù)說明

2.1 研究方法 在經(jīng)濟活動中，由于心理上、技術(shù)上以及制度上的原因，對于解釋變量的變化，被解釋變量要經(jīng)過一段時間才會有所反應(yīng)，這在經(jīng)濟領(lǐng)域是非常普遍的現(xiàn)象，如居民的儲蓄就與當期的收入以及過去幾期的收入有很強的相關(guān)性，即被解釋變量Y 不僅受到同期解釋變量Xt的影響，而且與X 的滯后值X(t-1)，X(t-2)…有很強的相關(guān)性，人們把這些過去時期的變量，稱作滯后變量，把那些包括滯后變量作為解釋變量的模型稱作滯后解釋變量模型。分布滯后模型就是滯后解釋變量模型的一種，模型中僅包含解釋變量的現(xiàn)期值和滯后值，它的一般形式為：

按照滯后長度，分布滯后模型可以分為兩大類，一類是有限分布滯后模型，就是滯后長度k 為一個確定的數(shù)；而另外一種是沒有規(guī)定最大滯后長度，一般稱其為無限分布滯后模型，如下式：

回歸系數(shù)β0稱為短期影響乘數(shù)，它表示解釋變量X 變化一個單位對同期被解釋變量Y 產(chǎn)生的影響；β1,β2…稱為延期過渡性影響乘數(shù)，它們度量解釋變量X的各個前期值變動一個單位對被解釋變量Y 的滯后影響。所有乘數(shù)和∑βi=β0+β1+…稱為長期影響乘數(shù)或均衡乘數(shù)，表示X 變動一個單位，由于滯后效應(yīng)而形成的對Y 平均值總影響的大小。

對于無限分布滯后模型，因為其包含無限多個參數(shù)，無法用最小二乘法直接對其估計，目前只能采用有限分布滯后模型。由于有限分布滯后模型也存在多重共線性、序列相關(guān)等問題，直接利用普通最小二乘法對這類模型估計就不再能得到具有較好統(tǒng)計性質(zhì)的估計量。對有限分布滯后模型的估計通常有經(jīng)驗法（又稱為經(jīng)驗權(quán)數(shù)法）和阿爾蒙（Almon）多項式法，本文采用阿爾蒙多項式法。首先通過CROSS 估測是被解釋變量與解釋變量各滯后期相關(guān)系數(shù)，在此基礎(chǔ)上，根據(jù)調(diào)整的R2、AIC 值，依次設(shè)定PDL 項的參數(shù)來調(diào)整滯后期長度和階數(shù)，選擇最佳的方程。

2.2 數(shù)據(jù)說明 ①全國生鮮乳的銷售量（Q）和收購價格（P）均選取2011 年5 月至2017 年12 月全國畜牧業(yè)監(jiān)測預(yù)警信息網(wǎng)公布的河北、山西、內(nèi)蒙古、遼寧、黑龍江、山東、河南、陜西、寧夏、新疆10 個奶牛主產(chǎn)?。▍^(qū)）的月度數(shù)據(jù)；②鮮奶（FM）、酸奶（YM）、國產(chǎn)品牌嬰幼兒奶粉（DMP）及國外品牌嬰幼兒奶粉（FMP）的零售價格根據(jù)商務(wù)部公共商務(wù)信息服務(wù)發(fā)布的2011 年5 月至2017 年12 月的周數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換而來；③玉米（CN）及豆粕（SM）市場價格均選取全國畜牧業(yè)監(jiān)測預(yù)警信息網(wǎng)發(fā)布的2011 年5 月至2017 年12 月的月度數(shù)據(jù)。

具體估計流程：第一，利用我國居民消費價格指數(shù)（2011 年1 月=100）對價格數(shù)據(jù)進行平減；第二，對所有數(shù)據(jù)取自然對數(shù)，需要剔除季節(jié)因素的數(shù)據(jù)利用CensusX12 季節(jié)調(diào)整方法進行季節(jié)調(diào)整；第三，通過CROSS 估測是被解釋變量與解釋變量各滯后期相關(guān)系數(shù)，并根據(jù)調(diào)整的R2、AIC 值，依次設(shè)定PDL 項的參數(shù)來調(diào)整滯后期長度和階數(shù)，選擇最佳的方程。

2.3 研究思路 本文主要關(guān)注的對象是生鮮乳環(huán)節(jié)，生鮮乳的生產(chǎn)是全產(chǎn)業(yè)鏈中波動最頻繁的環(huán)節(jié)，涉及到很多農(nóng)戶生產(chǎn)者，因此也是最脆弱的環(huán)節(jié)。滯后效應(yīng)分析具體思路如下：

①自價格滯后效應(yīng)。主要探討生鮮乳供給量與自身價格間的相互作用。

②相關(guān)價格滯后效應(yīng)。其中，上游產(chǎn)業(yè)主要探討生鮮乳供給量與玉米、豆粕及進口苜蓿價格間的相互作用。下游產(chǎn)業(yè)主要探討生鮮乳供給量與鮮奶、酸奶及國內(nèi)品牌嬰幼兒奶粉價格間的相互作用。

3 估計結(jié)果及分析

模型采用的是雙對數(shù)模型，所以回歸系數(shù)值為生鮮乳供給量的價格彈性。

3.1 自價格滯后效應(yīng) 由表1 估計結(jié)果可以看出，從滯后2 期開始P 的回歸系數(shù)t 統(tǒng)計量值在5%顯著性水平下拒絕系數(shù)為零的原假設(shè)，這說明生鮮乳自身價格變化經(jīng)過2 個月后對生鮮乳供給開始產(chǎn)生影響，滯后期長度為33 個月。

表1 全國生鮮乳總供給量與自價格有限分布滯后模型估計結(jié)果

從影響力來看，生鮮乳自身價格作為分布滯后變量對生鮮乳供給量的影響從滯后2 個月開始，影響力度明顯增加，到滯后9 個月時開始逐步下降，在滯后21 個月時達到最小，然后逐月增加，長期總影響力為0.61。彈性系數(shù)的絕對值小于1，說明生鮮乳的供給是缺乏彈性的，這符合農(nóng)畜產(chǎn)品供給的基本特征。影響力乘數(shù)為正，即生鮮乳供給量與價格之間同方向變動，說明我國生鮮乳價格上漲在一定程度上可以刺激生鮮乳供給量的增加。

根據(jù)供給原理，在其他條件不變的情況下，一種商品的供給量與價格之間成同方向變動，即供給量隨著商品本身價格的上升而增加。但在現(xiàn)實經(jīng)濟中，無法保證其他條件不變這一基本假設(shè)，因此，供給量與自身價格之間就不僅僅存在同方向變動的關(guān)系，也可能由于價格上升導(dǎo)致需求者轉(zhuǎn)向消費其他替代品，進而引起供給量減少，如國內(nèi)原料奶價格上漲會導(dǎo)致乳制品加工企業(yè)減少對國內(nèi)生鮮乳的需求轉(zhuǎn)向國際市場購買價格較低的大包奶粉，致使供給量減少。從我國生鮮乳總供給量與自價格有限分布滯后模型估計結(jié)果看，我國生鮮乳價格對其供給量的傳導(dǎo)機制主要表現(xiàn)為：生鮮乳價格上升→刺激生產(chǎn)者→生鮮乳供給量增加。

3.2 上游價格滯后效應(yīng) 從表2 估計結(jié)果可以看出，從滯后7 個月開始CN 回歸系數(shù)t 統(tǒng)計量值在5%顯著性水平下拒絕系數(shù)為零的原假設(shè)，這說明玉米價格變化對生鮮乳供給的影響在經(jīng)過7 個月后明顯地顯現(xiàn)出來，滯后期長度為15 個月。

從影響力來看，玉米價格作為分布滯后變量對生鮮乳供給量的長期乘數(shù)為-0.10，其中影響力最強的是滯后14～15 個月。彈性值為負，說明玉米價格的上漲能夠抑制生鮮乳供給量的增加，但其乘數(shù)值較小，即玉米價格變動對生鮮乳供給量的影響是非常有限的。

從表3 估計結(jié)果可以看出，SM 回歸系數(shù)t 統(tǒng)計量值在5%顯著性水平下不能拒絕系數(shù)為零的原假設(shè)，這說明豆粕價格變化對生鮮乳供給量沒有顯著的影響。

從表4 估計結(jié)果可以看出，從滯后2 期開始IA 變量大部分回歸系數(shù)的t 統(tǒng)計量值在5%顯著性水平下拒絕系數(shù)為零的原假設(shè)，這說明進口苜蓿價格變化對生鮮乳供給的影響在經(jīng)過2 個月后明顯地顯現(xiàn)出來，滯后期長度為11 個月。

從影響力來看，進口苜蓿價格作為分布滯后變量對生鮮乳供給量的長期乘數(shù)為0.16，說明進口苜蓿價格上漲往往與生鮮乳供給量增加是同步的，這一反?，F(xiàn)象源于中國奶牛飼喂方式的變革。苜蓿作為重要的飼料，其價格上漲推動奶牛養(yǎng)殖成本上升，理論上生鮮乳的供給將會減少，但是在我國奶牛日糧中，苜蓿具有一定的特殊性。眾所周知，2008 年以前，奶牛場很少使用苜蓿，奶牛場對苜蓿的重視始于2008 年“三聚氰胺事件”，國外苜蓿也是從2008 年開始井噴式地向國內(nèi)輸入，價格一路飆升。進口苜蓿的大規(guī)模使用提高了國內(nèi)生鮮乳的品質(zhì)，這在一定程度上恢復(fù)了消費者對國產(chǎn)奶的信心，促進了生鮮乳供給。此外，苜蓿與玉米秸稈、青貯玉米等粗纖維飼料相比，價格昂貴，在市場需求萎靡、奶業(yè)進入不景氣周期時，牧場往往會減少苜蓿的使用量，導(dǎo)致苜蓿價格下行。

表2 全國生鮮乳總供給量與玉米價格有限分布滯后模型估計結(jié)果

飼料產(chǎn)品是生鮮乳的上游相關(guān)產(chǎn)品，與生鮮乳有一定的互補關(guān)系，因此，在其他條件不變的情況下，互補品的價格和供給量呈反方向變動，即供給量會隨互補品價格上漲而減少，但如果互補品價格上升的同時質(zhì)量也顯著提高，也可能會促進另一種商品供給量的增加。例如飼料產(chǎn)品價格上漲，同時帶來質(zhì)量提高，進而提升了生鮮乳的質(zhì)量，生鮮乳價格同比上升，最終刺激生鮮乳供給量增加。從生鮮乳總供給量與玉米價格、進口苜蓿價格的有限分布滯后模型估計結(jié)果看，玉米價格對生鮮乳供給量的傳導(dǎo)機制主要表現(xiàn)為： 玉米價格上升→生產(chǎn)成本提高→生鮮乳供給量減少。

表3 全國生鮮乳總供給量與豆粕價格有限分布滯后模型估計結(jié)果

表4 全國生鮮乳總供給量與進口苜蓿價格有限分布滯后模型估計結(jié)果

進口苜蓿價格對生鮮乳供給量的傳導(dǎo)機制主要表現(xiàn)為： 進口苜蓿價格上升→生鮮乳質(zhì)量提升→生鮮乳供給價格上升→生鮮乳供給量增加。

3.3 下游價格滯后效應(yīng) 從表5 估計結(jié)果可以看出，從當期開始FM 變量的大部分回歸系數(shù)t 統(tǒng)計量值在5%顯著性水平下拒絕系數(shù)為零的原假設(shè)，這說明鮮奶價格變化對生鮮乳供給的影響是及時的，滯后期長度為30個月。

從影響力來看，鮮奶價格作為分布滯后變量對生鮮乳供給量的影響從當期開始，影響力度逐漸減弱，到滯后14 個月時達到最小，然后逐月增加，長期總影響力為0.43。影響力乘數(shù)為正，即生鮮乳供給量與鮮奶價格之間同方向變動，說明鮮奶價格上漲對生鮮乳的供給有一定的拉動作用。

從表6 估計結(jié)果可以看出，從當期開始YM 變量的大部分回歸系數(shù)t 統(tǒng)計量值在5%顯著性水平下拒絕系數(shù)為零的原假設(shè)，這說明酸奶價格變化對生鮮乳供給的影響是及時的，滯后期長度為35 個月。

從影響力來看，酸奶價格作為分布滯后變量對生鮮乳供給量的影響從當期開始，影響力度逐漸減弱，到滯后8 個月時達到最小，然后逐月增加，長期總影響力為1.59。影響力乘數(shù)為正，即生鮮乳供給量與酸奶價格之間同方向變動，說明酸奶價格上漲對生鮮乳的供給有極大的拉動作用。

從表7 估計結(jié)果可以看出，從滯后24 個月開始DMP 變量的大部分回歸系數(shù)t 統(tǒng)計量值在5%顯著性水平下拒絕系數(shù)為零的原假設(shè)，這說明國內(nèi)品牌奶粉價格變化對生鮮乳供給的影響在經(jīng)過24 個月后明顯地顯現(xiàn)出來，滯后期長度為30 個月。

從影響力來看，國內(nèi)品牌奶粉價格作為分布滯后變量對生鮮乳供給量的影響從滯后24 個月開始，影響力度逐漸減弱，長期總影響力為0.47。影響力乘數(shù)為正，即生鮮乳供給量與國內(nèi)品牌奶粉價格之間同方向變動，說明國內(nèi)品牌奶粉價格上漲對生鮮乳的供給有一定的拉動作用。

表5 全國生鮮乳總供給量與 鮮奶價格有限分布滯后模型估計結(jié)果

表6 全國生鮮乳總供給量與 酸奶價格有限分布滯后模型估計結(jié)果

表7 全國生鮮乳總供給量與國內(nèi)品牌奶粉價格有限分布滯后模型估計結(jié)果

乳制品是生鮮乳的下游相關(guān)產(chǎn)品，二者依然屬于互補關(guān)系，因此，在其他條件不變的情況下，互補品的價格和供給量呈反方向變動，即供給量會隨互補品價格上漲而減少。但如果互補品價格上漲不是由于成本等供給側(cè)原因而是源于需求側(cè)，即需求旺盛引起互補品價格上漲且消費者對上漲的價格不敏感則會導(dǎo)致另一種商品的供給量增加。如由于對乳制品需求旺盛，導(dǎo)致產(chǎn)品價格上漲，生鮮乳價格會發(fā)生連鎖反應(yīng)，價格跟進，生鮮乳供給量因價格上升而增加。

從生鮮乳總供給量與國內(nèi)品牌奶粉價格、酸奶價格的有限分布滯后模型估計結(jié)果看，我國酸奶價格對生鮮乳供給量的傳導(dǎo)機制主要表現(xiàn)為：酸奶價格上漲→消費者對價格不敏感→生鮮乳價格上升→生鮮乳供給量增加。

國內(nèi)品牌奶粉價格對生鮮乳供給量的傳導(dǎo)機制主要表現(xiàn)為：國內(nèi)品牌奶粉價格上漲→消費者對價格不敏感→生鮮乳價格上升→生鮮乳供給量增加。

4 結(jié) 論

通過有限分布滯后模型估測結(jié)論如下：

第一，從影響力來看，各環(huán)節(jié)對我國生鮮乳供給量的影響各不相同，整體來看，生鮮乳下游產(chǎn)業(yè)影響力最大，其中酸奶價格對生鮮乳供給量的影響最為顯著；其次是生鮮乳自身價格；最后是上游產(chǎn)業(yè)，其中進口苜蓿干草的價格對生鮮乳供給量的影響最為顯著。

第二，從滯后期長度來看，上游產(chǎn)業(yè)的滯后期長度在10 個月左右，其他產(chǎn)品的影響力較及時，且滯后期長度都在30 個月左右，說明滯后效應(yīng)較明顯。

第三，從影響機制來看，同一環(huán)節(jié)的不同產(chǎn)品影響機制并不完全相同，在上游環(huán)節(jié)，玉米價格上升會引起生產(chǎn)成本上升進而生鮮乳供給量減少，而進口苜蓿價格上升則引起產(chǎn)品質(zhì)量提高進而生鮮乳供給增加；在下游環(huán)節(jié)，各類產(chǎn)品影響機制基本一致，鮮奶、酸奶及國內(nèi)品牌奶粉的價格上升都會激發(fā)生鮮乳供給量增加。