我國飼料產業發展及上下游產業的關聯分析

張正佳 楊海成 田亞軍 劉洪義 吳建寨 沈 辰*

（1中國農業科學院農業信息研究所/農業農村部農業大數據重點實驗室，北京 100081；2農業農村部農業貿易促進中心，北京 100125；3德州市不動產登記中心，山東德州 253000）

飼料產業與種植業、畜牧業高度關聯，對發展現代養殖、推進農業現代化建設具有重要意義。近年來，我國飼料產業不斷發展壯大，有力支撐了種植業和畜牧業的持續發展，在推動國內食品消費升級和保障糧食安全中發揮了重要作用。在飼料產業鏈中，飼料原料來源于種植業，飼料產品服務于畜牧業，飼料價格變化影響到原料相關作物、飼料產品及畜牧產品的市場運行，因而受到廣泛關注[1]。本文在總結我國飼料產業發展現狀的基礎上，梳理飼料與上下游產業的相互關聯，基于監測數據實證分析飼料價格與相關產品的傳導規律，進而提出針對性建議。

1 我國飼料產業發展現狀

20世紀70年代，伴隨著改革開放的浪潮，正大集團等外資飼料企業進入中國市場，帶動了我國飼料產業興起。進入21世紀后，城鄉居民對肉蛋奶等畜產品的消費需求不斷增加，畜禽養殖規模化水平不斷提升，飼料工業持續快速發展。2020年，我國飼料產量超過美國，成為全球最大的飼料生產國。

1.1 產量不斷增長，配合飼料占比明顯提高

據中國飼料工業協會統計，2009—2020年，我國飼料產量從1.48億噸增至2.53億噸，除2013年因H7N9流感、2019年因生豬產能下滑外，飼料產量均保持平穩增長，年均增長5.0%。從產品結構來看，低品質的混合飼料基本退出市場，形成了以高品質的配合飼料為主、濃縮飼料和添加劑預混合飼料為輔的飼料產品結構。2009—2020年，配合飼料占比不斷提高，占總產量比重由77.9%增長至91.3%，濃縮飼料和添加劑預混合飼料占比略有下降，分別由18.2%、4.0%下降至6.0%、2.4%（圖1）。

圖1 2009—2020年我國飼料總產量及同比增長

1.2 沿海省份產量較高，集中程度有所提高

我國飼料生產主要集中在黃淮海地區、兩廣地區和華中地區。根據中國飼料工業統計年鑒數據，2020年山東、遼寧、河北、江蘇、河南等（黃淮海地區）省飼料產量合計超9 800萬噸，占全國飼料產量比例近40%；廣東、廣西飼料產量合計超4 500萬噸，占全國飼料產量比例約18%；湖北、湖南飼料產量合計超2 000萬噸，占全國飼料產量比例超8%。產量排名前10位的省份中，6個省份位于沿海地區，占全國產量的60%。從近10年飼料產業區域變化看，生產有向主產省份集中的趨勢。2009—2020年，產量排名前5位的省份（山東、廣東、遼寧、廣西、江蘇）飼料產量占比由38.4%增至46.9%，提高了8.5個百分點。

1.3 規模企業快速增加，現代化程度不斷提高

近年來，國內飼料生產逐漸趨于集約化和規模化。據統計，2020年我國10萬噸以上規模的飼料生產企業949家，較2009年增加700家，增長近4倍；百萬噸以上規模的飼料企業33家，較2009年增加15家，增長約2倍；千萬噸以上的飼料企業達到3家。近年來，更是涌現出新希望、通威等一批在國內外影響力較強的一體化或多元化集團企業，逐步實現現代企業的歷史性跨越[2]。以新希望集團為例，該集團2020年飼料產量近3 000萬噸，超過泰國正大集團，躍居全球第1位，成為全球500強的頂尖飼料企業。

1.4 飼料原料需求大增，對外依存度有所提高

隨著國內飼料產量持續較快增長，對飼料原料的需求也相應增加，大豆、魚粉等蛋白質原料的進口依存度依然居高不下，同時也帶動了玉米等谷實類能量飼料進口增加。據海關統計，2020年我國大豆進口量為1.0億噸，較2009年增長135.8%，進口依存度達到84.8%，其中，進口大豆的80%用于加工豆粕。2020年，我國飼料用魚粉173.6萬噸，較2009年增長18.3萬噸，但國內魚粉產量僅由58.8萬噸增至70.8萬噸，魚粉對外依存度接近60%。2009—2020年，我國玉米進口規模不斷擴大，玉米進口量由8.5萬噸增至1 129.4萬噸，增長超130倍，成為世界第一大玉米進口國[3]。

2 我國飼料產業的上下游分析

飼料產業連接種植、養殖業，聯動國內國際糧食、畜牧產品貿易[4]。上游關系著玉米、大豆等多種糧食生產和貿易，下游關系著肉蛋奶等畜禽產品養殖成本（圖2），其價格波動將帶來原料配比和養殖投入變化，影響到上下游市場供需[5]。

圖2 飼料產業鏈關系示意圖

2.1 飼料與上游產業的關聯分析

飼料成分多樣，配方復雜，包括玉米、豆粕、麩皮、魚粉及添加劑等多種原料。其中，玉米、大豆是主要的谷物來源。盡管不同養殖品種、不同生長階段飼料配方有所差異，但玉米在生豬、肉雞、肉鴨等多種動物飼料中均占有較大比例，其占比大體在45%～65%之間，是最為主要的飼料原料之一。除玉米外，大豆提油后的副產品豆粕在飼料原料中也占有較高比例，占比大體在15%～30%之間（見表1）。作為飼料生產的主要原料，玉米、大豆生產供給和價格走勢不可避免地將影響到飼料生產。同時，飼料的消費需求和價格波動也將影響玉米、大豆等農產品的市場運行，并體現在其價格走勢中。

表1 生豬、肉雞和肉鴨主要飼料原料配比 （%）

2.2 飼料與下游產業的關聯分析

隨著我國居民收入水平不斷提高和食品消費結構升級，居民對肉、蛋、奶等畜產品的消費需求明顯增加。盡管近年來養殖中飼料支出在成本中的占比有所下降，但在生豬、肉雞等主要畜禽養殖成本中占比仍然達到35%、68%。作為養殖成本的主要構成，飼料價格上漲或下跌對于畜產品市場價格具有一定聯動影響。畜產品的供需變動也決定著飼料市場消費需求，并間接影響到飼料價格乃至玉米、大豆等飼料原料需求及價格。2019—2020年，國內生豬價格持續高位運行，零售價格由21.16元/kg漲至33.93元/kg，生豬養殖企業紛紛擴群增產，帶動飼料需求增加，育肥豬配合飼料價格也由3.03元/kg增至3.21元/kg。

3 我國飼料產業發展與上下游產業之間動態關系的實證研究

結合我國飼料生產與原料來源的實際情況，選取國內玉米價格pmaize、進口大豆價格psoybean作為飼料上游產品代表，活豬價格phog作為下游產品代表，分析飼料價格pfeed與上述產品價格傳導關系，數據時間跨度為2009年1月至2020年12月共144個月。

3.1 飼料產業與上游產業之間動態關系研究

采用ADF檢驗對各價格時間序列進行平穩性檢驗。ADF檢驗的原假設是被檢驗序列中存在單位根，即該序列為非平穩序列。檢驗結果如表2所示，pmaize、psoybean、pfeed的ADF統計量均大于10%顯著水平下的臨界值，未拒絕原假設，為非平穩序列。對序列進行一階差分，并對差分序列進行ADF檢驗。差分后序列的ADF統計量均小于10%顯著水平下的臨界值，表明差分后序列不存在單位根，為平穩序列。pmaize、psoybean、pfeed均為1階單整序列，滿足協整檢驗的基本條件。

表2 pmaize、psoybean、pfeed的ADF檢驗結果

采用Johansen協整檢驗考察價格序列間是否存在長期均衡關系。Johansen協整檢驗基于向量自回歸模型（Vector Autoregression Models,VAR model），通過跡統計量（Trace）和最大特征值統計量（Max）與臨界值比較，判斷是否存在長期均衡關系。構建VAR模型時，依據AIC準則判斷出最優滯后期為3期，構建VAR（3）模型，并進行Johansen協整檢驗（見表3）。

表3 pmaize、psoybean、pfeed的Johansen協整檢驗結果

pmaize、psoybean、pfeed的協整檢驗結果表明，當原假設為“沒有協整關系”時，跡統計量、最大特征根統計量的P值均小于0.1，拒絕原假設，可以判斷國內玉米價格、進口大豆價格和飼料價格存在長期均衡關系；當原假設為“至多1個協整關系”時，跡統計量的P值為0.095，同樣小于0.1，拒絕原假設，最大特征根統計量P值為0.354，未能拒絕原假設，可以判斷各價格之間至少存在1個長期均衡關系。進一步通過Granger因果檢驗，可以分析出飼料產業與上游產業的價格傳導關系，仍然選擇VAR（3）模型進行檢驗，檢驗結果如表4所示。

表4 pmaize、psoybean、pfeed的Granger因果關系檢驗結果

Granger因果關系檢驗結果表明，在10%的顯著水平下，原假設“國內玉米價格不是飼料價格的Granger原因”“進口大豆價格不是飼料價格的Granger原因”相對應的F統計量（分別為3.70、6.22）大于臨界值，相應P值分別為0.027、0.003，拒絕了原假設，表明國內玉米價格、進口大豆價格是引起飼料價格波動的原因。而原假設“飼料價格不是國內玉米價格的Granger原因”“飼料價格不是進口大豆價格的Granger原因”相對應的F統計量（分別為1.51、1.04）小于臨界值，相應P值分別為0.225、0.355，未能拒絕原假設，表明飼料價格并不表現為國內玉米價格、進口大豆價格波動的原因。此外，從國內玉米價格和進口大豆價格的Granger因果關系檢驗結果看，進口大豆價格表現為國內玉米價格的Granger原因，但國內玉米價格并不表現為進口大豆價格波動的原因。綜合來看，作為原料的玉米、大豆價格波動表現為飼料價格波動的原因，但飼料價格并不表現為原料價格波動的原因，價格傳導表現出由上游（原料價格）向下游（飼料價格）單向傳導的特征。

3.2 飼料產業與下游產業之間動態關系研究

同樣對pfeed、phog進行ADF檢驗。檢驗結果如表5所示，pfeed、phog的ADF統計量均大于10%顯著水平下的臨界值，未拒絕原假設，故價格序列為非平穩序列。一階差分后序列的ADF統計量均小于10%顯著水平下的臨界值，拒絕原假設，故差分后的序列為平穩序列。pfeed、phog均為1階單整序列，滿足協整檢驗的基本條件。

表5 pfeed、phog的ADF檢驗結果

為分析pfeed、phog之間的長期均衡關系，構建pfeed、phog的VAR模型。根據AIC準則判斷VAR模型的最優滯后期為7期，構建VAR（7）模型，并進行Johansen協整檢驗（見表6）。

表6 pfeed、phog的Johansen協整檢驗結果

pfeed、phog的Johansen協整檢驗結果表明，當原假設為“沒有協整關系”時，跡統計量、最大特征根統計量的臨界概率值分別為0.097、0.089，P值均小于0.1，拒絕原假設，由此可以判斷飼料價格和活豬價格之間存在長期均衡關系；當原假設為“至多1個協整關系”時，跡統計量、最大特征根統計量的臨界概率值均為0.349，P值大于0.1，可以判斷出2個價格之間僅存在1個協整關系。進一步采用Granger因果關系檢驗來判斷飼料產業和下游產業間的價格傳導關系，選擇在VAR（7）模型的基礎上進行檢驗（見表7）。

表7 pfeed、phog的Granger因果關系檢驗結果

Granger因果關系檢驗結果表明，在10%的顯著水平下，原假設“飼料價格不是活豬價格的Granger原因”相應的F統計量（為1.68）小于臨界值，相應P值為0.132，未能拒絕原假設，即飼料價格不是引起活豬價格波動的原因；原假設“活豬價格不是飼料價格的Granger原因”相應的F統計量（為2.43）大于臨界值，相應P值為0.030，拒絕原假設，即活豬價格是引起飼料價格波動的原因。綜合來看，活豬價格波動表現為飼料價格波動的原因，但飼料價格并不表現為畜產品價格波動的原因，價格傳導表現為由下游（活豬價格）向上游（飼料價格）的單向傳導特征。

4 結論與建議

本文通過Johansen協整檢驗和Granger因果關系檢驗分析了國內玉米價格、進口大豆價格、活豬價格和飼料價格之間的動態關系，主要得出以下結論：一是飼料價格與上游國內玉米價格、進口大豆價格之間至少存在一種長期均衡關系，與下游活豬價格間僅存在一種長期均衡關系。二是飼料價格在價格傳導中主要表現為被動傳導的一方，國內玉米價格、進口大豆價格與活豬價格均表現為飼料價格波動的原因，但飼料價格并不表現為國內玉米價格、進口大豆價格（上游原料價格）和活豬價格（下游畜牧產品）波動的原因。

基于上述分析，提出如下3點建議。一是進一步加強國內外飼料原料市場信息監測、分析和預警，針對玉米、大豆等主要飼料原料，構建涉及生產、加工、零售、貿易等環節的監測體系，確保國內飼料生產穩定；主動、及時發布肉禽產品等市場信息，將市場供需變化、價格預期以及產業政策等有效準確傳遞給養殖戶，指導養殖戶科學安排養殖。二是進一步支持飼料企業加強技術研發，走“科技興飼”之路，推動葵花籽粕、菜籽粕、花生粕等豆粕替代品的研發，優化現有配方結構，降低飼料對玉米、豆粕的依賴程度。三是推動飼料工業縱向發展，促進飼料加工向生產、銷售等環節延伸，通過消費訂單進行有計劃批量的生產，推動飼料生產銷售一體化，促進上中下游產業協調發展，提高行業競爭力[6]。