劉靜 周玉璽 崔太昌

摘要：根據(jù)1979-2013年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，運用協(xié)整檢驗、VAR模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解法，揭示了我國蠶絲價格與蠶繭價格間的相互影響關(guān)系。結(jié)果表明：蠶絲價格和蠶繭價格間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系；蠶絲價格與蠶繭價格具有雙向的Granger因果關(guān)系；VAR（3）模型及脈沖響應(yīng)分析表明，蠶絲價格與蠶繭價格對來自彼此的沖擊響應(yīng)是非漸進式的；方差分解分析顯示：蠶繭價格受自身波動的影響較大，蠶絲價格對蠶繭價格的預(yù)測方差貢獻度較小；蠶絲價格受其自身影響較大，蠶繭價格對蠶絲價格的預(yù)測方差貢獻度最終會收斂于24.5%左右。

關(guān)鍵詞：蠶繭價格；蠶絲價格；VAR模型；脈沖響應(yīng)；方差分解

中圖分類號：F307.3文獻標(biāo)識號：A文章編號：1001-4942（2016）10-0167-06

中國是世界繭絲綢業(yè)的發(fā)源地，20世紀(jì)70年代末期超過日本成為世界上最大的繭絲綢生產(chǎn)國與出口國。1978年以前，國家對蠶繭統(tǒng)一定價，80年代后期以來，逐步放開收購價格管制，蠶繭市場格局發(fā)生了重大變化。蠶繭市場由過去絲綢公司的統(tǒng)一經(jīng)營所形成的強制供求均衡，逐漸演變?yōu)樾Q繭市場價格的周期性波動[1]。國家在改革開放后對生絲實行放權(quán)經(jīng)營，各級政府不顧自身的實際情況，盲目建立了很多繅絲廠，破壞了生絲的流通和出口秩序，給生絲造成了不良影響[2]。

繭絲價格波動主要表現(xiàn)為正常波動和異常波動（暴漲暴跌）兩種情形。其中，造成繭絲價格異常波動的原因有多種，比如我國蠶繭市場上供給與需求不均衡，各地蠶繭市場進入不同的發(fā)展階段，以及在繭絲綢產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)存在部門分割、多頭管理甚至各自為政等現(xiàn)象，使得中國繭絲綢產(chǎn)業(yè)仍處于一種不穩(wěn)定狀態(tài)。在眾多的影響因素中既有政府對蠶繭的價格政策、通貨膨脹等長期性的影響因素，又有養(yǎng)蠶成本、蠶繭的市場供求關(guān)系等短期性的影響因素[3]。另外，導(dǎo)致繭絲價格波動的重要原因還包括遠期交易市場中的過度投機[4]?，F(xiàn)有繭絲遠期交易市場可提供價格信號，避免生產(chǎn)風(fēng)險，但投機者惡意炒作繭絲市場波動狀況，可能會引起繭絲價格大幅起落。除外部因素外，繭絲價格波動還受自身結(jié)構(gòu)方面的因素影響。繭絲綢產(chǎn)業(yè)是典型的垂直關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)鏈，由于氣候災(zāi)害、農(nóng)藥中毒、蠶病爆發(fā)等原因致使蠶繭生產(chǎn)規(guī)?？s小、鮮繭產(chǎn)量下降，自然會導(dǎo)致鮮繭價格上升，進而可能引起干繭、生絲價格上升，絲綢等絲制品的價格也隨之上升。若國內(nèi)外對絲綢制品消費需求上升，絲制品價格就會上升，進而導(dǎo)致生絲、干繭價格上升，最終導(dǎo)致鮮繭價格上升。

國內(nèi)研究集中在繭絲價格波動原因、繭絲綢產(chǎn)業(yè)發(fā)展及宏觀調(diào)控方面，關(guān)于繭絲價格波動和傳遞規(guī)律及繭絲綢價格傳遞的方向、幅度和時間等具體模式尚需要做出更完善的解釋和分析。隨著我國對外開放步伐的不斷加快，繭絲價格波動對國內(nèi)的影響日益強烈，國際國內(nèi)兩個市場已經(jīng)日益相互融合并交互影響，我國雖依然處于蠶絲原料輸出國的領(lǐng)先地位，但部分利潤空間較大的絲綢二次制品的國際市場占有率較低[5]。探討蠶絲價格波動與蠶繭價格波動間的影響程度、傳播規(guī)律，對準(zhǔn)確把握繭絲市場變化，做好宏觀經(jīng)濟調(diào)控，提高國際市場占有率具有重要研究價值。本文選取鮮繭價格和生絲出口價格為變量，建立蠶繭價格與蠶絲價格的VAR模型，揭示繭絲價格波動和傳遞規(guī)律及繭絲價格的傳遞方向、幅度和時間問題。

1研究方法、變量選取及數(shù)據(jù)來源

1.1研究方法

首先對蠶絲價格、蠶繭價格的平穩(wěn)性進行單位根檢驗，然后采用Johansen檢驗方法進行協(xié)整檢驗，以判斷蠶絲價格與蠶繭價格間的長期關(guān)系，通過Granger因果檢驗判斷兩者間是否存在因果關(guān)系，最后采用向量自回歸模型（簡稱VAR模型）的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解法，解析蠶絲價格波動與蠶繭價格波動間的相互影響程度。

VAR模型是一種基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質(zhì)來建模的計量經(jīng)濟模型。它把系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值作為解釋變量，把每一個內(nèi)生變量作為被解釋變量，通過形成這樣的函數(shù)來構(gòu)造模型，這樣可以將單變量自回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的向量自回歸模型[6]。含n個變量，滯后p期的VAR模型如下：

Yt=α+∑pi=1βiYt-i+εt（1）

其中，Yt是（n×1）向量組成的同方差平穩(wěn)的線性隨機過程，βi是（n×n）的系數(shù)矩陣，Yt-i是Yt向量的i階滯后變量，εt是誤差項，在本模型中可視為隨機擾動項。本模型滿足：E（εt）=0，E（εtYt-i）=0，i=1，2，…，p，即εt的期望為0，εt與內(nèi)生變量Y及各滯后期不相關(guān)。

1.2變量選取與數(shù)據(jù)來源

繭絲綢產(chǎn)業(yè)鏈中，鮮繭是位于繭絲綢垂直關(guān)聯(lián)市場最上游的初級產(chǎn)品，是比較特殊的農(nóng)副產(chǎn)品；干繭是鮮繭的初加工產(chǎn)品，生絲是干繭的加工后產(chǎn)品，生絲加工進而生成坯綢[7]。生絲既是繭絲綢生產(chǎn)的初加工產(chǎn)品，又是重新投入再生產(chǎn)過程的生產(chǎn)資料，具有消費資料和生產(chǎn)資料的雙重性質(zhì)。因此，選取蠶繭和生絲作為分析變量進行研究具有一定代表性。

蠶繭價格選取桑蠶繭每50 kg主產(chǎn)品平均出售價格，數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)村經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》（1979-1989）和《全國農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編》（1990-2013）；蠶絲價格選取生絲出口價格，根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》（1979-2013）生絲出口數(shù)量和出口金額，計算出生絲每年出口平均價格。在實證分析中，上述指標(biāo)均取自然對數(shù)，用LS表示蠶絲價格，用LJ表示蠶繭價格。

2實證分析

運用Eviews 7.2進行實證分析。步驟如下：先對變量序列做單位根檢驗，看變量序列是否平穩(wěn)，若不平穩(wěn)，對變量序列進行差分，當(dāng)進行到第i次差分時序列平穩(wěn)，則說明原變量序列服從i階單整；當(dāng)所有檢驗序列均服從同階單整，可進行Granger因果檢驗；然后構(gòu)造VAR模型，通過VAR模型中的脈沖響應(yīng)和方差分解對變量序列進行分析。

2.1單位根檢驗

為防止偽回歸問題，一般采取 ADF 檢驗方法對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗。本文運用ADF方法對蠶絲價格LS、蠶繭價格LJ等序列進行平穩(wěn)性檢驗。設(shè)定單位根的基本類型為（c，t，d），其中 c 表示常數(shù)項，t 表示趨勢項，d表示滯后階數(shù)，依據(jù)赤池信息準(zhǔn)則（AIC）的最小化原則選擇趨勢項，確定是否存在常數(shù)項以及最優(yōu)滯后變量的階數(shù)[8]。檢驗結(jié)果如表1。

從表1可以看出，LS、LJ兩個變量序列在5%水平下的臨界值小于假設(shè)的ADF統(tǒng)計量的值，則說明不能拒絕原假設(shè)，即LS、LJ兩個變量序列在顯著水平0.05下都是非平穩(wěn)的；而LS和LJ的一階差分序列在5%水平下的臨界值大于假設(shè)的ADF統(tǒng)計量的值，則說明拒絕原假設(shè)，即DLS和DLJ在顯著水平0.05下都是平穩(wěn)的。因此，以下分析中，均使用這兩個變量的一階差分序列進行研究，并在變量名前加字母D表示一階差分。

2.2協(xié)整檢驗

在進行時間序列分析時，為防止分析中出現(xiàn)“偽回歸”問題，傳統(tǒng)上要求所用的時間序列必須沒有隨機趨勢或確定趨勢，必須是平穩(wěn)的[9]。但是，在現(xiàn)實經(jīng)濟中存在的時間序列通常是非平穩(wěn)的，而協(xié)整傳遞出了一種長期均衡關(guān)系，它能夠在幾個變量（具有單獨隨機性趨勢）間找到一種可靠的聯(lián)系，然后通過引入一種“相對平穩(wěn)”對模型進行調(diào)整，從而可排除單位根帶來的隨機性趨勢。結(jié)果如表2所示。

從表2可以看出，顯著性概率都小于0.05，即蠶絲價格和蠶繭價格間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

2.3 Granger因果檢驗

協(xié)整檢驗?zāi)軌蛘f明變量之間存在一種長期均衡關(guān)系，但變量之間是否構(gòu)成因果關(guān)系還不能確定。為確定變量間是否存在因果關(guān)系，在建立VAR模型前，需要對VAR模型中的變量進行Granger因果關(guān)系檢驗。如果在Y的過去值對Y進行回歸時，加上X的過去值能夠顯著增強回歸的解釋能力，則稱變量X有助于預(yù)測變量Y，即X是Y的Granger原因；如果不能增強回歸的解釋能力，則稱X不是Y的Granger原因[10]。

Granger因果關(guān)系檢驗中，滯后期的選擇對檢驗結(jié)論有明顯影響。因此，在滯后期的選擇上考慮了三個因素：一是AIC最小信息準(zhǔn)則，二是經(jīng)濟變量間相互影響往往存在滯后性，三是我國宏觀調(diào)控效果存在滯后性[6]。根據(jù)這三個因素，最終選擇滯后期數(shù)為3年。檢驗結(jié)果中，顯示存在Granger因果關(guān)系的部分如表3所示。

從表3可以看出，滯后3年的Granger因果檢驗顯示：在10%顯著水平上，DLS是DLJ的Granger原因，說明蠶絲價格波動將會引起蠶繭價格變動；在5%顯著性水平上，DLJ是DLS的Granger原因，說明蠶繭價格波動將會引起蠶絲價格變動。

2.4VAR模型構(gòu)建與分析

為進一步揭示蠶絲價格與蠶繭價格間的動態(tài)關(guān)系，構(gòu)建二維向量自回歸模型（VAR模型）。觀察我國最近十多年來的蠶繭市場價格的變化可以發(fā)現(xiàn)，蠶繭價格每隔2～3年就會出現(xiàn)一次周期性波動，但每次波動的振蕩幅度以及振蕩時間會因不同的影響因素而有所差異[1]。觀察我國最近十多年來的生絲出口量的變化可以發(fā)現(xiàn)，生絲出口基本上已形成規(guī)律性的周期波動，每隔3～4年就會出現(xiàn)一次出口高峰，但每次出口高峰的峰值都有一定差異。為確定VAR模型的滯后階數(shù)，可采用多種定階方法（LR準(zhǔn)則、FPE準(zhǔn)則、AIC準(zhǔn)則、SC準(zhǔn)則、HQ準(zhǔn)則）進行篩選。本文根據(jù)FPE和AIC最小信息準(zhǔn)則選擇最優(yōu)滯后期為3年，建立VAR（3），具體表達式如下：

DLStDLJt=0.1394960.017021+

0.0014480.0654920.3181580.166623×

DLSt-1DLJt-1+

-0.7270920.647467-0.2954360.422130×

DLSt-2DLJt-2+

-0.109523-0.6127850.001865-0.443172×

DLSt-3DLJt-3+

ε1ε2

計算模型的AR特征多項式，觀察結(jié)果可發(fā)現(xiàn)特征多項式的根的倒數(shù)全部位于單位圓內(nèi)（如圖1所示），表明所建立的VAR（3）模型是穩(wěn)定的，得到的結(jié)果是有效的。由于得到的VAR模型穩(wěn)定有效，因此可以在此基礎(chǔ)上使用廣義VAR模型的脈沖響應(yīng)分析蠶絲價格與蠶繭價格間的沖擊響應(yīng)，刻畫兩者間的動態(tài)關(guān)系[11]。

根據(jù)建立的VAR（3）模型得出結(jié)論如下：①蠶繭價格對蠶絲價格的影響。在VAR（3）模型中，蠶繭價格滯后1期、滯后2期和滯后3期對蠶絲價格的影響系數(shù)分別為0.0655、0.6475、-0.6128。這說明，滯后1期和滯后2期的蠶繭價格上升會引起蠶絲價格上升，而滯后3期的蠶繭價格上升將引起蠶絲價格下降。由于系數(shù)之和（0.0655+0.6475-0.6128=0.1002）大于0，所以長期來看，蠶繭價格上升會引起蠶絲價格上升。

②蠶絲價格對蠶繭價格的影響。在VAR（3）模型中，蠶絲價格滯后1期、滯后2期和滯后3期對蠶繭價格的影響系數(shù)分別是0.3182、-0.2954、0.0019。這說明，滯后1期蠶絲價格上升會引起蠶繭價格上升，滯后2期蠶絲價格上升會引起蠶繭價格下降，而滯后3期蠶絲價格上升又會引起蠶繭價格上升。由于系數(shù)之和（0.3182-0.2954+0.0019=0.0247）>0，所以長期來看，蠶絲價格上升會引起蠶繭價格上升。

2.5脈沖響應(yīng)

脈沖響應(yīng)函數(shù)是指在VAR模型中的擾動項上加一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的新息（innovation）沖擊，通過變量之間的動態(tài)聯(lián)系，對變量的當(dāng)前值和未來值所產(chǎn)生的影響[12]。也就是說脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是受到某一擾動變量的一個沖擊后，系統(tǒng)對這一沖擊所做出的動態(tài)反應(yīng)，并依據(jù)動態(tài)反應(yīng)來判斷變量間是否具有時滯關(guān)系。但需要注意的是，脈沖響應(yīng)函數(shù)是假定系統(tǒng)只受一個變量的沖擊，不受其他變量的沖擊，來研究系統(tǒng)對一個內(nèi)生變量沖擊的反應(yīng)[13]。根據(jù)所建立的VAR（3）模型，可以得到各種脈沖響應(yīng)函數(shù)圖，這里給出蠶絲價格對蠶繭價格的脈沖響應(yīng)圖和蠶繭價格對蠶絲價格的脈沖響應(yīng)圖，如圖2和圖3所示，圖中實線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。

從圖2可以看出，DLS對DLJ的脈沖響應(yīng)曲線大致為“W”型。蠶絲價格一個單位標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊，首先會引起蠶繭價格上升，然后下降，再上升，來回波動，從第8期開始，蠶繭價格會穩(wěn)定在零增長率這一均衡水平，也就是說，蠶絲價格沖擊對蠶繭價格的影響逐漸消失?？赡茉蚴牵荷z屬于非生活必需品，不會像糧食、石油等生活必需品一樣價格彈性大。一般來說，在價格變動幅度不大的情況下，因為存在消費慣性，生絲在短期內(nèi)的需求價格彈性變化很小，對生絲出口國近期地位的影響不會太大。當(dāng)生絲價格持續(xù)上升時，繅絲廠為增加利潤，會費盡心機擴大絲制品生產(chǎn)，相應(yīng)的蠶繭儲備量會增大?？壗z廠增加蠶繭儲備量就會導(dǎo)致蠶繭需求量增加，進而會引起蠶繭價格上升；當(dāng)生絲價格持續(xù)上升超過某一水平時，進口國有可能會出于對利潤最大化的追求，調(diào)整國內(nèi)的生產(chǎn)布局和資源配置[14]，增加自我供給，從而導(dǎo)致進口量減少，也就是我國生絲出口量減少。另外，持續(xù)過高的價格會刺激新興產(chǎn)絲國的出現(xiàn)和迅速發(fā)展，從而使我國生絲在國際市場的占有率降低，進而使我國蠶繭價格下跌。隨著生絲價格波動沖擊影響的逐漸消失，蠶繭價格會逐漸恢復(fù)增長，并最終趨于穩(wěn)定。

從圖3可以看出，DLJ對DLS的脈沖響應(yīng)曲線大致為“N”型。蠶繭價格一個單位標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊，首先會引起蠶絲價格上升，然后下降，再上升，從第9期開始，蠶絲價格會穩(wěn)定在零增長率這一均衡水平，也就是說，蠶繭價格沖擊對蠶絲價格的影響逐漸消失?？赡茉蚴牵河捎谛Q繭是繭絲綢產(chǎn)業(yè)鏈最基本的原材料，繭價上升會直接引起相關(guān)產(chǎn)業(yè)成本的增加，進而拉動繭絲綢產(chǎn)業(yè)鏈中其他產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品價格的上升，蠶絲價格也會隨之上升；當(dāng)繭價繼續(xù)上升時，繭農(nóng)往往會費盡心機地增加蠶繭產(chǎn)量來提高收入，尤其在比較收入較高時，繭農(nóng)會擴大生產(chǎn)規(guī)模以提高產(chǎn)量增加收入[3]。蠶繭產(chǎn)量增加，導(dǎo)致蠶絲產(chǎn)量增加，由邊際效應(yīng)遞減規(guī)律可知，蠶絲價格會隨著產(chǎn)量增加而降低，隨著繭價沖擊影響的逐漸消失，蠶絲價格又緩慢增長，并最終趨于穩(wěn)定。

方差分解是解釋VAR系統(tǒng)動態(tài)行為的另一種方法。該方法是將系統(tǒng)的均方誤差分解成系統(tǒng)中各變量沖擊對變量變化所做的貢獻，以此來考察VAR模型中任意一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化（這種變化用方差來衡量）的貢獻程度，進而評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性[8]。

由表4可以看出，蠶繭價格第1期只受自身波動的影響，蠶絲價格從第2期開始才對蠶繭價格產(chǎn)生解釋力，預(yù)測方差的貢獻度是10.7%，隨后蠶絲價格預(yù)測方差的貢獻度逐漸增強，最終趨于平穩(wěn)。但從整體而言，蠶繭價格受自身波動的影響較大。

由表5可以看出，蠶絲價格受自身的預(yù)測方差貢獻度較大，整個期間的比重都保持在50%以上。蠶繭價格對蠶絲價格的預(yù)測方差貢獻度有升有降，但從整體上看貢獻度最終會趨于24.5%左右。

3結(jié)論與政策建議

3.1研究結(jié)論

根據(jù)1979-2013年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，構(gòu)建VAR模型并運用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解方法對我國蠶絲價格與蠶繭價格波動間的相互影響進行了實證研究，結(jié)論如下：

（1）長期而言，蠶絲價格與蠶繭價格間存在協(xié)整關(guān)系，即表現(xiàn)出長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。蠶絲價格波動對蠶繭價格有一定影響，蠶繭價格波動對蠶絲價格也有一定影響，但相互間的影響程度都不大。

（2）蠶絲價格與蠶繭價格間具有雙向的Granger因果關(guān)系。在10%顯著水平上，蠶絲價格是蠶繭價格的Granger原因；在5%顯著性水平上，蠶繭價格是蠶絲價格的Granger原因。

（3）通過脈沖響應(yīng)分析表明：蠶絲價格與蠶繭價格對來自彼此的沖擊響應(yīng)滯后期長而且是非漸進式的——蠶絲價格對蠶繭價格的沖擊響應(yīng)曲線大致為“W”型，說明蠶絲價格對蠶繭價格影響較大且反應(yīng)期內(nèi)波動頻率高；蠶繭價格對蠶絲價格的沖擊響應(yīng)曲線大致為“N”型，說明蠶繭價格對蠶絲價格影響較小且反應(yīng)期內(nèi)波動頻率低。從方差分解結(jié)果來看，繭絲價格受自身波動的影響較大。

3.2政策建議

基于上述分析結(jié)論，為進一步創(chuàng)造良好的繭絲市場環(huán)境，提出以下政策建議：

（1）增強蠶業(yè)信息化建設(shè)，建立健全信息收集網(wǎng)絡(luò)，拓展信息收集渠道，提高信息處理能力，增加信息透明度，便于企業(yè)和農(nóng)戶及時掌握市場信息，根據(jù)市場需求調(diào)整產(chǎn)品結(jié)構(gòu)和種養(yǎng)布局。

（2）因為繭絲綢產(chǎn)業(yè)的特殊性，決定了繭絲價格波動僅僅依靠市場力量的調(diào)節(jié)無法處于正常狀態(tài)。因此，必須發(fā)揮政府宏觀調(diào)控職能，積極運用宏觀調(diào)控手段，力求使繭絲價格波動保持在一個合理范圍內(nèi)，使繭絲價格正常波動對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的促進作用充分發(fā)揮，并盡量抑制繭絲價格異常波動對產(chǎn)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生的負(fù)面影響[15]。

（3）我國生絲出口價格波動比較頻繁，國內(nèi)絲價受出口絲價波動的直接影響也會出現(xiàn)價格不穩(wěn)定的現(xiàn)象，進而影響繭絲綢業(yè)的發(fā)展。因此，應(yīng)該加強繭絲出口企業(yè)之間的溝通與協(xié)調(diào)，增強對繭絲企業(yè)出口環(huán)節(jié)的管理。

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