胡 琴何蒲明*
(1長江大學湖北農村發展研究中心,湖北荊州 434023;2長江大學主要糧食作物產業化湖北省協同創新中心,湖北荊州 434025)
隨著我國經濟的不斷發展,居民的消費結構不斷變化,對糧食消費數量越來越少,而對肉類消費數量卻持續增多,2017年我國人均肉類消費量達到60 kg,是世界平均水平的2倍[1]。我國城鄉居民對肉類消費需求的增加促進了我國畜牧業的迅速發展,與此同時,肉禽價格也在持續增長。牛肉、羊肉、雞肉與豬肉存在一定的替代關系,由于市場傳導效應,豬肉價格的變化會影響牛肉、羊肉、雞肉價格的變化,而牛羊雞肉價格的變化也會引起豬肉價格波動。豬肉、牛肉、羊肉和雞肉作為居民日常生活的主要肉類,占居民肉類消費量的90%以上,這些肉類的價格變化對城鄉居民消費水平和生活質量影響較大。研究這幾種肉類價格對豬肉價格波動的影響,對平抑肉類價格、降低其對居民的福利效應損失起著至關重要的作用。
近些年由于我國居民生活水平的提高,居民對肉類的消費不斷上升,使我國肉類價格總體呈現上升趨勢。從2006年1月至2015年12月,豬肉價格由12.67元/kg上漲到26.15元/kg,牛肉價格由18.31元/kg上漲到61.6元/kg,羊肉價格由19.48元/kg上漲到58.6元/kg,雞肉價格由9.66元/kg上漲到18.6元/kg。其中,牛肉價格和羊肉價格上漲趨勢較為明顯,在波動的過程中基本上呈穩中上升的趨勢。從長期來看,豬肉價格和雞肉價格的上漲幅度遠低于牛肉價格和羊肉價格,而短期豬肉價格和雞肉價格的波動劇烈程度遠大于牛肉價格和羊肉價格。
豬肉與雞肉價格波動具有明顯的周期性,從2006年至今豬肉價格經歷了2.5個周期,其中有3個波谷和2個波峰。2006年5月為第1個波谷,到2008年2月到達第1個峰值,增長幅度為137%;2010年5月為第2個波谷,歷時27個月,下降幅度為52%;2011年9月豬肉價格達到第2個峰值,增長幅度為83%;豬肉價格到2014年4月下降到19.3元/kg,下降幅度為36%;2015年8月,豬肉價格到達第3個峰值,價格為28.1元/kg,上漲幅度為45%[2]。
自2006年后,雞肉價格波動了約3個周期。2006年3月為第1個波谷,2008年5月雞肉價格上漲到第1個波峰,上漲幅度為50.6%;2009年6月雞肉價格波動的第1個周期結束,下降幅度為9%;第2個周期從2009年6月開始,2011年9月達到波峰,價格增長幅度為34.4%;2013年5月雞肉價格下降到第2個周期的波谷,價格下降幅度為9%;第3個周期從2013年5月開始波動,到2015年2月達到波峰,增長幅度為23.4%[3]。
為了研究這4種肉類價格的波動情況,本文用4個內生變量PP、BP、MP和CP來建立VAR模型,其中PP代表豬肉價格(pork price),BP代表牛肉價格(beef price),MP代表羊肉價格(mutton price),CP代表雞肉價格(chicken price)。數據來源于《中國農產品價格調查統計年鑒(2007—2016)》和中國畜牧網。為了使得研究更具有科學性,消除時間序列數據帶來的偽回歸,分別對PP、BP、MP和CP取對數處理得到LPP、LBP、LMP和LCP,本文采用的數據處理軟件為excel 2007和eviews 6.0。
平穩的數據是進行計量分析的基礎,只有平穩的數據才能進行下一步分析。檢驗數據平穩性的方法有很多,本文采用ADF檢驗,檢驗結果表明在5%的置信水平下不能通過顯著性檢驗,這4個變量是不平穩的。當取對數后的變量不平穩時,可以通過一階差分得到DLPP、DLBP、DLMP和DLCP,結果表明差分過后的4個變量<0.05,表明DLPP、DLBP、DLMP和DLCP在5%的置信水平下平穩。差分前不平穩,1階差分后平穩,這表明LPP、LBP、LMP和LCP為一階單整序列數據,可以記作I,能夠進行接下來的協整分析。
上文的平穩性檢驗表明本文研究的這4個變量都為一階單整序列(時間序列差分一次后就平穩),符合協整檢驗前提。表明LPP、LBP、LMP和LCP這4個變量可能存在著長期的協整關系,因此本文采用Johansen協整檢驗方法對變量LPP、LBP、LMP和LCP進行檢驗,檢驗結果表明拒絕了不存在協整關系的原假設,即這4個變量之間存在協整關系;第2行<0.05表明拒絕最多只有1個協整方程的原假設,即存在1個以上的協整方程;第3行>0.05表明接受了最多存在2個協整方程的原假設。通過綜合分析表明在5%的置信水平下,LPP、LBP、LMP和LCP這4個變量存在長期的協整關系。豬肉價格、牛肉價格、羊肉價格和雞肉價格之間存在著長期的均衡關系。
在進行VAR模型的估計之前需要對模型的滯后階數進行確定,本文采用多指標法來綜合決定滯后階數長度。綜合法是通過不同準則來選取最佳滯后階數,根據準則的認可度來選擇模型。根據估計結果得出建立二階VAR模型最合理,因此選取變量滯后二階建立VAR。得到的方程如下:

其中:(-1)代表上1期,(-2)代表上2期。
通過上式可以看出,豬肉價格受到了牛肉價格滯后、羊肉價格滯后、雞肉價格滯后和自身滯后的影響。1.6088表示上1期豬肉價格對自身有著很強的正向拉動作用,而-0.7473表示上2期豬肉價格對本期的豬肉價格有負向抑制作用。-0.1786表示上1期牛肉價格對本期豬肉價格有負向抑制作用,-0.0149表示上2期牛肉價格對本期豬肉價格都具有抑制作用,但作用不明顯。-0.0176表示上1期羊肉價格對本期豬肉價格影響很小,0.1299表示上2期的羊肉價格對本期豬肉價格有一定的拉動作用。-0.4779表示上1期雞肉價格對本期雞肉價格有負向抑制作用,0.6908表示上2期的雞肉價格對于本期豬肉價格有著很強的拉動作用。
通過上文的分析可以得到豬肉價格、牛肉價格、羊肉價格和雞肉價格之間存在長期的協整關系,但協整方程不能反映出二者的動態關系。脈沖響應函數分析能夠反映出變量在受到1個標準差的沖擊后,在不同時期對這種沖擊的反應程度。圖1為豬肉價格受到自身價格、牛肉價格、羊肉價格和雞肉價格脈沖后的響應函數圖,圖中虛線代表1倍標準差的置信區域,實線表示相應脈沖函數值。橫坐標代表的是設定的滯后期數,本文因為研究需要設定的脈沖響應期數為12期,縱坐標代表的是豬肉價格面對不同變量的脈沖的敏感程度。
通過圖1可以看出,LPP對于自身的脈沖響應具有瞬時性,在第1期的時候為正向,到第3期時候達到最大,然后到11期衰減為0,這表明豬肉價格的變化在11期內會拉動自身價格的上漲。LPP對于LBP的脈沖響應也具有瞬時性,在第2期達到最大,然后在第10期左右衰減為零,但是牛肉價格對于豬肉價格的影響遠小于豬肉價格自身的慣性作用。LPP對于LMP的脈沖響應具有瞬時性,在第1期的時候為正向,作用很小,然后到第11期時達到穩定。LPP對于LCP的脈沖響應具有瞬時性,在第1期的時候為正向,到第3期時候達到最小,然后到11期逐步趨于穩定。通過對 LPP、LBP、LMP和 LCP對LPP的脈沖響應可以得到豬肉價格受到自身價格波動的影響最大,依次是雞肉、羊肉,牛肉價格最弱。
關于影響因素強弱的解釋:本文認為由于雞肉和豬肉所占消費的比例較大,并且價格較相似,所以在豬肉價格變化的情況下,居民可以選擇雞肉進行替代消費,從而達到原有的效用。牛肉和羊肉由于價格太高,是豬肉價格的2倍以上,在目前我國的消費水平上,與糧食消費支出相比,肉類消費支出所占的比重較少。肉類價格變化會對居民的福利效應產生影響,當豬肉價格上漲時,理性的消費者會選擇放棄一定的豬肉消費,從而選擇同等價格甚至價格更低的雞肉。這就使得牛羊肉價格對于豬肉價格的影響不顯著,而雞肉價格對于豬肉價格影響比較顯著。
本文通過對牛羊肉價格、豬肉價格和雞肉價格的波動特征分析,然后用這4種肉類的月度價格數據建立VAR模型來探究主要替代品變化對于豬肉價格的影響,主要得出以下幾點結論:①我國主要肉類在近些年具有明顯的波動上升趨勢,其中牛羊肉價格以上漲為主,而豬肉價格和雞肉價格以周期性波動為主。②豬肉價格、牛肉價格、羊肉價格和雞肉價格之間存在著長期的均衡關系。③豬肉價格受到自身價格波動的影響最大,雞肉價格次之,羊肉價格緊隨其后,牛肉價格最弱。

圖1 豬肉價格的脈沖響應函數
基于本文研究結論提出以下3點建議。
有效供應不足是導致肉類價格波動的一個重要因素。實行規模化養殖可以對牛羊、生豬和雞的出欄量進行控制,平抑肉類價格波動。由于各類畜禽的出欄周期不同,牛羊和生豬的出欄周期遠遠大于肉雞,但是雞肉價格對豬肉價格卻有很大的影響,在豬肉價格波動比較劇烈的時候,可以通過調節市場的雞肉供給來穩定豬肉價格的波動[4]。
一是要加大投入,構建全面的包括豬肉、牛肉、羊肉、雞肉的肉類主產區、主銷區的綜合監測體系,定期與不定期相結合,監測肉類市場價格變化,及時發布肉類價格信息,以便指導生產[5]。二是要加快對肉類市場價格的綜合監測預警系統建設,及時對肉類價格進行預警,并采取相應措施,如儲備、補貼、減稅、減費等等來促進肉類市場價格合理波動。三是要加強市場價格調控,對肉類市場價格進行綜合調控,明晰各肉類價格波動的周期性特征,以及各類外部因素如疫病、食品安全等問題對肉類市場價格的沖擊,實施針對性的價格調控,穩定肉類價格。
短期內牛羊肉價格相對較高,其替代效應有限,但隨著人們生活水平的提高,肉類消費所占比例會逐漸變小,其價格差距對居民的福利沒有很大影響,大多數居民會選擇口感以及營養更佳的牛羊肉來替代豬肉。因此從長期來看,國家應該出臺鼓勵牛羊規模養殖的政策,給予養殖戶一定的補貼,以擴大牛羊的養殖。