我國生豬價格波動與CPI關系的實證研究

程素云+胡進

摘要：為了研究生豬價格波動與居民消費價格指數（CPI）的關系，選取2006年1—3月的月度生豬價格環比數據和CPI的同比數據為樣本，利用VAR模型實證發現，CPI不是生豬價格波動的格蘭杰原因，生豬價格波動是CPI的格蘭杰原因；生豬價格波動和CPI是長期、穩定的均衡關系，二者對自身的影響大于給對方帶來的影響；長期來看，生豬價格對CPI影響逐漸增大，并存在一定時滯效應，而CPI對生豬價格影響不顯著。在對結論解釋的基礎上，給出的應對策略是健全生豬預警機制和豬肉儲備體系，完善豬肉價格補貼政策和強化生豬金融支持，建立生豬信息共享平臺和引導主體理性預期。

關鍵詞：生豬價格；居民消費價格指數（CPI）；VAR模型；格杰原因；時滯效應；策略；生豬預警機制；豬肉儲備體系

中圖分類號： F323.7文獻標志碼： A文章編號：1002-1302（2017）23-0307-05

生豬價格波動與CPI的關系密切，但究竟是一種什么樣的關系，須要通過進一步分析來了解。同時，了解生豬價格波動與CPI的關系，不僅能夠指導居民生活，也能夠為國家經濟決策提供一定的依據，具有較大的現實意義。因此，本試驗通過對生豬價格和CPI關系的數據實證，探尋二者關系的相關機理，以便加深對此問題的理解。

1實證研究

1.1數據來源及處理方法

出于對具體數據可得性的考慮，選取2006年1—3月的數據，包括我國生豬價格和CPI等2項數據。生豬價格用的是生豬價格的月度數據，來源于中國畜牧業信息網，以2006年1月為基準日期，將生豬價格編制成為指數形式，采用的是環比處理，用生產價格指數（PPI）表示[2-3]。消費價格指數數據來源于國家統計局發布的月度居民消費者物價指數，采用的是同比數據。由于PPI和CPI等2項指標受到實際生活變化的影響，容易出現季節性特征，因此，利用CensusX12的方法對2006年1—3月的數據進行處理，得到調整后的指標 PPI_SA和CPI_SA，利用這2組調整后的數據開展分析。在計量軟件和模型的選取上結合數據的特征和模型的特征，選取Eviews 6.0計量軟件，并選取向量自回歸（VAR）模型作為分析工具。處理的主要步驟如下：第一，利用調整后的數據構建模型，對其進行各種指標檢驗，主要包括平穩性、協整、格蘭杰因果檢驗，主要判斷這一模式是否有效；第二，使用脈沖響應和方差分解的辦法確定生豬價格波動與CPI二者之間確切的影響程度。具體而言，本試驗構建的生豬價格波動與CPI二者之間關系的VAR模型如下：

PPI_SAt=α1iPPI_SAt-i+β2jCPI_SAt-j+ε1t；

CPI_SAt=α2iPPI_SAt-i+β2jCPI_SAt-j+ε2t。

1.2實證檢驗

要了解CPI和PPI構建的VAR模型是否有效，須對模型進行檢驗，主要進行平穩性檢驗、協整檢驗、格蘭杰因果檢驗，基于檢驗結果再確定這一結果是否有效。

1.2.1平穩性檢驗平穩性檢驗是時間序列數據須要考慮的一個重要問題，主要目的是讓數據保持一個平穩隨機的過程，確保實證的結果能夠有效。這里的單位根檢驗主要利用ADF統計量，通過統計量的值與不同置信度水平下臨界值比較得出分析結果（表1）。

由表1可知，統計量PPI_SA分析結果為-8.267 005，小于1%臨界值的-2.584 055和5%臨界值的-1.943 471，P值為0表示出現接受原假設檢驗不平穩概率為0，此時拒絕檢驗不平穩的假設，結論是平穩的。統計量CPI_SA分析結果為-2.841 759，大于1%臨界值的-4.043 609和5%臨界值的-3.451 184，P值為0.185 9表示出現接受原假設檢驗不平穩概率大于5%，此時不平穩。因此，PPI_SA與CPI_SA在同階上不平穩。利用一階差分來看，ΔPPI_SA和ΔCPI_SA統計量都小于臨界值、原假設發生概率都是0，說明ΔPPI_SA和ΔCPI_SA存在平穩關系，由此可以進行下一步檢驗。表1時間序列變量PPI_SA與CPI_SA的單位根檢驗結果

變量檢驗形式（C，T，K）ADF統計量1%的臨界值5%的臨界值P值結論PPI_SA（N，N，0）-8.267 005-2.584 055-1.943 4710.000 0平穩ΔPPI_SA（N，N，6）-7.544 679-2.585 226-1.943 6370.000 0平穩CPI_SA（C，T，12）-2.841 759-4.043 609-3.451 1840.185 9不平穩ΔCPI_SA（N，N，11）-4.791 037-2.586 154-1.943 7680.000 0平穩注：C、T、K分別表示含常數項、趨勢項、滯后期數；N表示無，滯后期數的選擇遵循AIC和SC準則。

1.2.2協整檢驗通過平穩性檢驗，可以初步判斷2個變量的平穩關系。平穩性檢驗后須要進一步判別這2個變量之間的相互關系是否長期具有均衡效應，此時就要利用協整檢驗來判別。這里利用VAR模型中的Johansen方法進行檢驗（表2）。由表2可知，當H=0時，跡統計量的值為 45.099 62，大于5%水平臨界值的15.494 710、最大特征值33.049 47大于5%水平臨界值的14.264 600，顯然是拒絕原假設的H=0；當H=1時，跡統計量是12.050 15，大于5%水平臨界值的 3.841 466，最大特征值12.050 15，大于5%水平臨界值的 3.841 466，顯然拒絕原假設的H=1。從可能性的大小P值來看，分別是0、0.000 5，都小于5%顯著性。由此可以看出，時間序列變量PPI_SA與CPI_SA存在2個協整關系，進一步可以判斷這2個變量是均衡的，也就是說二者具有長期穩定的關系。表2時間序列變量PPI_SA與CPI_SA的協整檢驗結果endprint

協整序列原假設跡統計量5%水平臨界值P值最大特征值5%水平臨界值P值PPI_SA與CPI_SAH=045.099 6215.494 710033.049 4714.264 6000.000 0H=112.050 153.841 4660.000 512.050 153.841 4660.000 5注：原假設H=0表示不存在協整關系、H=1表示最多存在1個協整關系。

1.2.3格蘭杰因果檢驗綜上檢驗可知，時間序列變量 PPI_SA與CPI_SA兩者的關系是穩定的，且長期能夠形成一種均衡結果，但這種均衡是初步的，須要進一步判斷二者誰是因子、誰是結果，須要開展因果關系檢驗。一般而言，因果關系檢驗應用較多的是格蘭杰因果關系檢驗，也利用此法檢驗PPI_SA與CPI_SA兩者的關系（表3）。表3時間序列變量PPI_SA與CPI_SA的格蘭杰檢驗結果

原假設滯后階數F值P值結論1.PPI_SA不是CPI_SA的格蘭杰原因19.300 100.002 8拒絕原假設2.CPI_SA不是PPI_SA的格蘭杰原因10.013 480.907 8接受原假設

由表3可知，原假設1中，滯后1期的P值為0.002 8，明顯小于5%的置信度水平，可以判斷原假設不成立，也就是PPI_SA不是CPI_SA的格蘭杰原因不正確，從統計學意義上來說，統計的結論PPI_SA是CPI_SA的格蘭杰原因。原假設2中，滯后1期的P值為0.907 8，明顯不小于5%的置信度水平，可以判斷原假設成立，也就是CPI_SA不是PPI_SA的格蘭杰原因正確，從統計學意義上來說，統計的結論CPI_SA不是PPI_SA的格蘭杰原因。

1.2.4VAR模型有效性的判定經過平穩性、協整和因果檢驗，接下來須要判斷模型是否有效，判斷標準首先要確認最佳滯后期，然后評判模型的有效性。

1.2.4.1判斷VAR模型的最佳滯后期為了判斷最佳滯后期的期數，選取自然對數似然函數值（LogL）、似然比率（LR）、最終預測誤差準則（FPE）、赤池信息準則（AIC）、施瓦茨準則（SC）、漢南-奎因準則（HQ）作為判斷指標進行綜合評判，選取的是滯后7期（表4）。由表4可知，滯后1、4、7期都有“*”，表明上述3期都有可能是最佳滯后期，但從這3期的結果比較來看，滯后7期的優勢更加明顯，基本可以確定滯后期中最佳的是7期。

1.2.4.2VAR模型有效性的判定確定最佳滯后期后，為了弄清模型的有效期，以便于判斷模型的有效性，選取LM和AR等2種比較常見的方法作為分析的主要方法開展分析（表5、圖1）。由表5、圖1可知最佳滯后期是7期，模型中7期的P值為0.222， 明顯大于5%的置信度水平，從另一個角

1.2.5VAR模型脈沖響應為了了解模型中各個變量的關系，特別是內生變量對于干擾項的影響程度時，一般采用脈沖反應來衡量。具體而言，模型中的某一個干擾項的標準差發生變化時，標準差的變化會對內生變量當然的值和未來滯后期的數值產生一定程度的影響。對時間序列變量PPI_SA與CPI_SA組成的VAR模型進行脈沖響應，從橫軸可以看出選取的滯后期限是24，縱軸表示響應程度。選擇24期的原因在于使用的是月度數據，響應的周期可能會長一些。脈沖響應分析結果見圖2至圖5。

綜合脈沖響應的具體結果來看，CPI面對自身的沖擊變化總體趨勢是向下的，滯后1～2期保持1個梯度向下，滯后2～4期保持相對平穩，滯后4期開展進入加速下降趨勢，到滯后24期達到最小。長期來看，CPI對自身保持著一定影響，并最終呈現相對下降狀態（圖2）。生豬價格沖擊下，CPI在滯后1～4期逐漸上升，到滯后4期達到峰值，進入下降通道，直到滯后24期達到最小值；總體而言，生豬價格對CPI的脈沖響應經歷了由逐漸變大達到峰值再逐漸減少的過程，其脈沖響應整體較強（圖3）。CPI的變化引起生豬價格在滯后1期變化，滯后1～2期上升，滯后2期達到峰值，滯后2～3期開始衰減，滯后4期滯后，逐漸趨于0（圖4）。生豬價格波動對于自身價格的波動迅速響應，在滯后1期達到最大，到滯后2期迅速減小，隨即下降過程緩慢變化，到滯后5期最終變為0，直到滯后10影響仍為0。根據總的趨勢來看，生豬價格對于自身脈沖響應呈現總體遞減的規律，且這種響應影響要大于生豬價格對于CPI的脈沖響應（圖5）。

1.2.6VAR模型的方差分解脈沖響應表明了信息沖擊對各個變量的影響，但具體貢獻程度不清楚。為進一步理解變量沖擊對于影響的貢獻度，須要利用VAR模型的方差分解法進行化解。利用方差分解得出的具體結果見圖6至圖9。

綜上， 將圖6、圖7對比看，滯后1期CPI保持了90%以

上的貢獻率，滯后2～8期逐漸下降，滯后8期開始一直到滯后24期趨于穩態，保持60%左右的貢獻率。相反，CPI對生豬價格的貢獻率較低，滯后1期為0，到滯后2期開始達到5%，此后保持相對穩態，貢獻率在5%左右。二者比較來看，CPI對于自身的貢獻率遠大于CPI對于生豬價格的貢獻率。將圖8、圖9對比看，生豬價格對于自身貢獻率較高，滯后1期達到90%，滯后1～2期下降，滯后2期開始保持穩定，貢獻率在80%左右；滯后1期時，生豬價格對CPI的貢獻率為10%，滯后2～8期加速上漲，上漲到40%左右，隨后保持穩態。綜上結果來看，生豬價格對于CPI的影響顯著，并保持長期的、穩定的影響；CPI對生豬價格的影響并不顯著，整體較小。

2結論及其解釋

2.1實證結論

本試驗關于生豬價格波動與CPI關系的實證分析，進行了平穩性檢驗、協整檢驗、格蘭杰因果關系檢驗，判斷了模型的有效性，并得出脈沖響應、方差分解等結果后，分析的主要

結論如下：第一，CPI不是生豬價格波動的格蘭杰原因，CPI對生豬價格波動貢獻很小，即CPI對生豬價格波動影響不顯著。第二，生豬價格波動是CPI的格蘭杰原因，生豬價格對CPI的影響存在一定的滯后，但是生豬價格對于CPI的貢獻逐漸上升，即生豬價格對于CPI的影響顯著，且存在著長期穩定的影響關系。第三，生豬價格波動和CPI對自身有著長期的正向沖擊，對自身的貢獻程度高，2個變量受自身影響顯著且強烈。endprint

2.2結論的解釋

2.2.1CPI對生豬價格波動影響不顯著生豬價格波動是十分復雜的經濟現象，其影響因素也是多樣化的，如豬仔成本、飼料價格、人工費用、疫病防治等因素變化都會影響到生豬價格。雖然按照邏輯分析CPI上升客觀上會導致養豬的各種成本上升，間接影響生豬價格，但豬肉CPI上升傳導到生豬價格上漲經過的流程復雜、環節多，多項傳導的效力會減弱。同時，生豬價格波動也具有周期性，處于不同周期中會有不一樣的環境，為了克服CPI上漲和市場環境的影響，養殖戶會采取相應措施阻止這種傳導過程進行，如通過規模化養殖、使用先進技術、引入優質豬仔、優化管理手段等降低養殖成本，提高利潤。所以CPI對生豬價格的影響甚微。

2.2.2生豬價格波動對CPI影響較大但存在一定的時滯性豬肉是人們主要的肉食來源，中國人的餐桌上沒有豬肉不是一件正常的事情，這使得小小的豬肉不僅影響到人們的日常生活，更是我國CPI的重要組成部分。生豬價格在CPI中的權重較大，使得生豬價格波動會直接影響到人們的日常生活，進而影響到CPI，于是造就了“成也豬肉，敗也豬肉”的結局。同時，生豬價格波動呈現明顯的周期性特征，多年的經驗證明生豬價格往往經歷3年1個周期輪回，由于生豬生長存在一定的時間周期，而市場上生豬價格是根據供求關系決定的，變化極快，當市場價格變動時，生豬供應不能馬上得到調節，于是生豬供應與需求不同步。當前，我國生豬養殖散戶多，大多使用當前市場價格指導生豬生產，等幾個月后生豬上市市場行情發生變化，生豬價格總是大起大落。另外，當生豬價格上漲幅度較大時，會引起市場上供應者和消費者對于生豬價格的上漲預期，出現不合理經濟行為，從而助推CPI上漲。當然，經濟活動傳導存在著一定時間，消費者和生產者的經濟預期到經濟行為，再由經濟行為傳導到CPI上漲都須要經過一段時間且程序復雜，所以生豬價格對CPI影響會出現一定時滯效應。從另一個角度看，受生豬價格的周期性影響，生豬價格的時滯效應也會發生得更明顯。

2.2.3生豬價格波動和CPI受自身影響顯著且大于其他因素生豬價格波動主要受各種成本變動和生豬周期性的影響，受CPI的影響極其有限，然后逐漸傳導到其他因素。CPI變動的主要因素是匯率、利率、外匯儲備量等。這些因素對CPI的影響要大于生豬價格對于CPI的影響，因此，CPI變化時首先受到自身影響較大，然后才逐漸傳導到其他因素。

3政策建議

3.1建立健全生豬價格預警機制，完善豬肉儲備體系

我國生豬價格呈現周期性波動頻繁，生豬市場上“蛛網現象”影響始終難以消除，生豬價格波動幅度大，從而影響到居民的日常生活。為了保證生豬價格穩定并將其控制在合理水平，有必要建立健全生豬價格預警機制，并配套完善的豬肉儲備體系。參照歷年生豬價格的變動情況，綜合考慮生豬價格、豬糧比價、盈虧平衡點等多項指標，設置相應的預警級別，配套不同等級的應對措施，盡可能保障豬肉價格穩定[4]。同時，為了維護豬肉價格穩定，國家豬肉儲備體系意義重大。儲備單位在生豬出欄過多時，進行收儲；在市場生豬價格過高時，投放儲備肉，適當緩解市場豬肉緊缺局面。一般而言，生豬價格具有一定的周期性，周期約為3年，豬肉收購和投放市場也能夠在3年內完成，可以保證豬肉品質不會出現變壞的問題。豬肉儲備體系可以起到市場調節器的作用，是形成生豬價格預警機制的一項重要輔助措施，可以保障生豬價格穩定，平穩物價水平。

3.2完善生豬價格補貼政策，強化生豬養殖金融扶持

豬肉是人們日常生活必備的一種肉類，也是人們消費最多的肉類，豬肉價格穩定關系到人們的日常生活，也影響到CPI的波動，從而影響了國家經濟決策[5]。而生豬養殖行業是風險極大、投入極大、回報卻較少的一個行業，因此國家對于生豬市場調控是一種必然趨勢。采取生豬補貼便是一種重要的調控手段。自2007年以來，國家逐步開展生豬價格補貼政策，在一定程度上起到了調動養殖積極性、維護市場穩定的作用，但是，該政策實行不具有普惠效應、未考慮地區差別、未能夠起到化解養殖帶來的環境問題，因此，須要對這一政策進行完善，如通過政策補貼向中西部地區傾斜，合理引導生豬養殖向中西部轉移；通過對養殖戶進行登記造冊，對養殖戶進行補貼和扶持；安排專門資金化解生豬養殖的環境問題，盡可能減少生豬養殖對居民生活的負面影響。同時，要強化生豬養殖的金融扶持。一方面，生豬養殖企業要擴大和進一步發展需要有良好的資金支持；另一方面，普通養殖戶進行生豬養殖投入大，所需資金多，回收期長，且需要相應的周轉資金，普通養殖戶擁有的資金較少，難以滿足所需，需要有一定的資金資助。推動生豬養殖的金融支持辦法也有很多，金融部門和機構在資金支持上適當向生豬養殖企業和個人傾斜；發展并推廣生豬保險，為生豬養殖提供一份天然保障；鼓勵符合國家政策的生豬養殖企業參與到資本市場中，獲取資金援助。

3.3構建生豬市場信息共享平臺，引導主體對生豬價格的合理預期

我國的生豬養殖龍頭企業相對較少，帶動力有限，相反生豬養殖散戶多，決策行為存在的盲目性大，使得養殖的生豬規模最終與市場所需不符現象嚴重，生豬價格波動大。進一步看，決策盲目在于對市場不了解，對信息了解不多，生豬市場上信息不對稱現象普遍存在，使得經營決策行為往往有失偏頗。完善的市場，穩定的價格離不開信息透明的作用，生豬市場信息進一步透明化，讓養殖戶共享生豬信息，便利地獲取價格相關資訊對于保障生豬價格穩定意義較大。因此，政府牽頭構建1個由政府、企業、養殖戶、相關產業從業人員參與的網絡平臺，利用網站、微信、短信等多種渠道，將生豬相關信息發布出去，讓信息盡可能容易獲得，便利地獲取。從嚴打擊信息造假行為和欺騙養殖戶的行為，保證信息不失真，從而有助于信息完全。

生豬價格上漲最終推動物價上漲，與生豬養殖者和生豬消費群體的預期息息相關。當生豬價格上漲時，居民預期價格會上漲，從而在日常消費行為上作出反應，進而助推物價進一步上漲，形成一種惡性循環。為了控制該問題，在生豬價格上漲時，國家應控制謠言源頭、發布權威準確的信息，同時積極配套相關措施控制豬肉價格上漲，合理引導居民消除繼續上漲的預期，從而有助于生豬價格穩定。

參考文獻：

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