姜鳳茹 魏驊 陶群山

中圖分類號(hào) R288 文獻(xiàn)標(biāo)志碼 A 文章編號(hào) 1001-0408（2021）22-2695-06

DOI 10.6039/j.issn.1001-0408.2021.22.02

摘 要 目的：探討我國(guó)中藥材價(jià)格波動(dòng)的影響因素，為促進(jìn)我國(guó)中藥產(chǎn)業(yè)的健康發(fā)展提供參考。方法：基于1992-2019年的相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，構(gòu)建結(jié)構(gòu)向量自回歸模型，經(jīng)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)、模型估計(jì)和穩(wěn)定性檢驗(yàn)后，綜合運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析方法，探討供給、需求、種植生產(chǎn)成本和通貨膨脹等4個(gè)方面的相關(guān)因素對(duì)我國(guó)中藥材價(jià)格的影響。結(jié)果與結(jié)論：中藥材價(jià)格、中藥材種植面積、中成藥產(chǎn)量、中藥材市場(chǎng)成交額、中藥材出口量、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，中藥材價(jià)格對(duì)其自身的沖擊和貢獻(xiàn)率最大，其次是中藥材種植面積、中藥材出口量、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)，而中成藥產(chǎn)量、中藥材市場(chǎng)成交額和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的影響力較弱。建議通過充分利用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)、加強(qiáng)中藥材價(jià)格監(jiān)測(cè)預(yù)警，推進(jìn)中藥產(chǎn)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，提高中藥材種植科技水平、推進(jìn)中藥材規(guī)?；a(chǎn)等措施來穩(wěn)定中藥材價(jià)格。

關(guān)鍵詞 結(jié)構(gòu)向量自回歸模型;中藥材;價(jià)格波動(dòng);脈沖響應(yīng)函數(shù);方差分解分析

Empirical Research on the Influential Factors of Chinese Crude Drug Price Based on SVAR Model

JIANG Fengru，WEI Hua，TAO Qunshan（School of Medical Economics and Management， Anhui University of Chinese Medicine， Hefei 230012， China）

ABSTRACT? ?OBJECTIVE： To explore the influential factors of the price fluctuation of Chinese crud drug， and to provide reference for the healthy development of tranditional Chinese medicine industry in China. METHODS： Based on the relevant statistics from 1992 to 2019， a structural vector autoregressive model was established. After data stationarity test， cointegration relationship test， model estimation and stability test， impulse response function and variance decomposition were used to investigate the impact of supply， demand， cost of implantation and production and inflation on the price of Chinese crud drug. RESULTS & CONCLUSIONS： There was a long-term equilibrium relationship among the price of Chinese crud drug， planting area of Chinese crud drug， output of Chinese patent medicine， market turnover of Chinese crud drug， export volume of Chinese crud drug， price index of agricultural means of production and consumer price index. The price of Chinese crud drug had the greatest impact and contribution rate on itself， followed by planting area of Chinese crud drug， export volume of Chinese crud drug and price index of agricultural means of production. However， the output of Chinese patent medicine， the turnover of Chinese crud drug market and consumer price index had weak influence. It is suggested to make full use of Internet information technology， strengthen the price monitoring and early warning of Chinese crud drug， promote the supply side structural reform of tranditional Chinese medicine industry， improve the scientific and technological level of Chinese crud drug planting and promote large-scale production of Chinese herbal medicine so as to stabilize the price of Chinese crud drug.

KEYWORDS? ? Structural vector autoregressive model; Chinese crud drug; Price fluctuation; Impulse response function; Variance decomposition analysis

近年來，我國(guó)相繼出臺(tái)了《中醫(yī)藥法》《中醫(yī)藥發(fā)展戰(zhàn)略規(guī)劃綱要（2016-2030年）》《中共中央 國(guó)務(wù)院關(guān)于促進(jìn)中醫(yī)藥傳承創(chuàng)新發(fā)展的意見》等若干法律、政策以促進(jìn)中醫(yī)藥事業(yè)的發(fā)展。有關(guān)中藥材市場(chǎng)價(jià)格的調(diào)查資料顯示，自1992年我國(guó)實(shí)行市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制以來，我國(guó)中藥材價(jià)格定基指數(shù)總體呈上升趨勢(shì)，而環(huán)比指數(shù)曾多次出現(xiàn)大幅度漲跌波動(dòng)[圖1，數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（1992-2019）]。這嚴(yán)重?cái)_亂了我國(guó)中藥材市場(chǎng)的管理秩序，影響了我國(guó)中藥產(chǎn)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展[1]。因此，探究中藥材價(jià)格的影響因素進(jìn)而穩(wěn)定中藥材價(jià)格，對(duì)促進(jìn)中藥產(chǎn)業(yè)的健康發(fā)展具有重要意義。

目前，已有不少研究從不同角度分析了影響我國(guó)中藥材價(jià)格波動(dòng)的因素，這些影響因素主要集中在供給量與需求量的變化、種植生產(chǎn)成本、自然災(zāi)害、通貨膨脹等幾個(gè)方面[2-5]。在以往的實(shí)證研究中，研究方法多基于向量自回歸（VAR）模型，雖然該模型是研究變量動(dòng)態(tài)關(guān)系的有效工具，但由于VAR模型是非結(jié)構(gòu)性的，變量之間的當(dāng)期關(guān)系被隱藏在誤差項(xiàng)的相關(guān)結(jié)構(gòu)中而無法被觀測(cè)到，因此存在一定的局限性，而運(yùn)用結(jié)構(gòu)向量自回歸（SVAR）模型能較好地彌補(bǔ)上述不足[6]?；诖耍狙芯繉⑦\(yùn)用SVAR模型，結(jié)合脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解等方法，對(duì)影響我國(guó)中藥材價(jià)格的因素進(jìn)行實(shí)證分析，以期為促進(jìn)我國(guó)中藥產(chǎn)業(yè)的健康發(fā)展提供參考。

1 資料與方法

1.1 資料來源

本研究的數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（1992-2019）、《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》（1992-2019）、《中國(guó)商品交易市場(chǎng)統(tǒng)計(jì)年鑒》（1992-2019）和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)公開的相關(guān)數(shù)據(jù)。

1.2 指標(biāo)選取

參考文獻(xiàn)[3-5]，本研究選取中藥材及中成藥零售價(jià)格指數(shù)（RPI）表示中藥材價(jià)格變動(dòng)情況，從供給、需求、種植生產(chǎn)成本和通貨膨脹等4個(gè)角度選取中藥材價(jià)格影響因素的相關(guān)指標(biāo)：供給因素采用中藥材種植面積[SA，千公頃（1 000公頃，1公頃=0.01平方千米）]和中成藥產(chǎn)量（PCM，萬噸）表示，國(guó)內(nèi)需求用中藥材市場(chǎng)成交額（MT，萬元）、國(guó)際需求用中藥材出口量（EV，萬噸）表示，中藥材種植生產(chǎn)成本用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)（AMPI）表示，我國(guó)通貨膨脹情況用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）表示。

1.3 數(shù)據(jù)處理

本研究選取自我國(guó)實(shí)行市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制以后各指標(biāo)的相關(guān)數(shù)據(jù)，即1992-2019年（時(shí)間跨度為28年），其原始數(shù)據(jù)詳見表1。為便于比較，將所有環(huán)比指數(shù)類數(shù)據(jù)（RPI、AMPI、CPI）轉(zhuǎn)化為以1992年數(shù)據(jù)為基期的定基指數(shù)。為消除變量間異方差性對(duì)實(shí)證研究結(jié)果的影響，增加數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性，本研究采用取自然對(duì)數(shù)的方法處理數(shù)據(jù)[7]。對(duì)RPI、SA、PCM、MT、EV、AMPI、CPI進(jìn)行自然對(duì)數(shù)處理，得到的對(duì)數(shù)序列分別用lnRPI、lnSA、lnPCM、lnMT、lnEV、lnAMPI、lnCPI表示。

1.4 研究方法

本研究利用SVAR模型探究中藥材價(jià)格與影響因素間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。SVAR模型實(shí)際是指VAR模型的結(jié)構(gòu)式，即在VAR模型的基礎(chǔ)上考慮各變量之間的當(dāng)期關(guān)系，并通過對(duì)參數(shù)空間施加約束條件以減少模型的帶估計(jì)參數(shù)[8]。k元p階SVAR（p）模型的表達(dá)式為：

C0yt=Γ1yt-1+Γ2yt-2+…+Γpyt-p+ut（t=1，2，…，T）……（1）

式中，C0是主對(duì)角線元素均為1的k×k階矩陣，yt是k維內(nèi)生變量列向量，Γ1、Γ2、…、Γp是k×k階待估系數(shù)矩陣，ut是k維隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)向量，T為樣本容量[9]。

本研究采用AB型SVAR模型，重點(diǎn)分析正交化沖擊的效應(yīng)，故設(shè)Aεt=But（式中，εt為簡(jiǎn)化式?jīng)_擊，允許存在同期相關(guān);ut為正交的結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊）。為了使模型能夠被識(shí)別，需要對(duì)模型施加約束，短期約束的表達(dá)式如下[9]：

根據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)研究方法和相關(guān)文獻(xiàn)，本研究將通過以下步驟建立SVAR模型[10]——（1）數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)：采用單位根檢驗(yàn)（ADF）法對(duì)lnRPI、lnSA、lnPCM、lnMT、lnEV、lnAMPI、lnCPI數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。（2）協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)：采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。（3）SVAR模型的估計(jì)和穩(wěn)定性檢驗(yàn)：通過相關(guān)準(zhǔn)則確定模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，運(yùn)用完全信息極大似然（FIML）法估計(jì)模型并通過特征根檢驗(yàn)法評(píng)價(jià)模型的穩(wěn)定性。（4）脈沖響應(yīng)函數(shù)：采用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析各變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。（5）方差分解分析：分析SVAR模型中不同變量對(duì)模型影響的貢獻(xiàn)程度，衡量不同外部沖擊的重要性。

2 中藥材價(jià)格影響因素的實(shí)證分析結(jié)果

2.1 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為避免建立的SVAR模型出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，本研究借助Eviews 10.0軟件、采用ADF法對(duì)所有時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果見表2。由表2可知，lnRPI、lnEV、lnAMPI、lnCPI的ADF統(tǒng)計(jì)量小于顯著性水平為5%的臨界值，表明上述指標(biāo)在此顯著性水平上平穩(wěn)。lnSA、lnPCM、lnMT在5%的顯著性水平上不平穩(wěn)，但經(jīng)過一階差分處理后，上述指標(biāo)的ADF統(tǒng)計(jì)量均小于顯著性水平為1%的臨界值，即其一階差分項(xiàng)（DlnSA、DlnPCM、DlnMT）在1%的顯著性水平上平穩(wěn)。所以，本研究使用lnRPI、lnEV、lnAMPI、lnCPI的水平值以及l(fā)nSA、lnPCM和lnMT的一階差分項(xiàng)來構(gòu)建SVAR模型。

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

為研究各變量之間是否存在協(xié)整性，本研究對(duì)所有變量進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果見表3。由表3可知，在5%的顯著性水平下，跡統(tǒng)計(jì)量均大于相應(yīng)臨界值，拒絕原假設(shè)。這說明7個(gè)變量之間至少存在6個(gè)以上的協(xié)整關(guān)系，表示各變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

2.3 SVAR模型估計(jì)與穩(wěn)定性檢驗(yàn)

估計(jì)模型前還要確定模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，本研究通過似然比檢驗(yàn)（LR）、最終預(yù)測(cè)誤差（FPE）、赤池信息準(zhǔn)則（AIC）、施瓦茨準(zhǔn)則（SC）、漢南奎因準(zhǔn)則（HQ）等5項(xiàng)準(zhǔn)則來綜合判斷模型的滯后階數(shù)，結(jié)果見表4。由表4可知，滯后2期得到了多數(shù)準(zhǔn)則的支持[9]，表明本研究最優(yōu)滯后階數(shù)為2。

在模型滿足可識(shí)別條件的情況下，本研究運(yùn)用FIML法估計(jì)得到模型的所有參數(shù)[11]，AB型SVAR模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果如下：

為檢驗(yàn)SVAR模型是否有效，本研究通過特征根檢驗(yàn)法評(píng)價(jià)模型的穩(wěn)定性，結(jié)果見圖2。由圖2可知，所有特征根的倒數(shù)均位于單位圓內(nèi)，判定該模型有效[12]。因此，可以更進(jìn)一步基于模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析來探討各沖擊因素對(duì)我國(guó)中藥材價(jià)格的具體影響。

2.4 脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)是指對(duì)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后，對(duì)內(nèi)生變量不同時(shí)期所帶來的動(dòng)態(tài)影響，可反映各變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，因此脈沖響應(yīng)函數(shù)比參數(shù)估計(jì)更具實(shí)際意義[9]。本文通過Eviews 10.0軟件繪制脈沖響應(yīng)函數(shù)圖，結(jié)果見圖3。

由圖3可知，給中藥材及中成藥零售價(jià)格指數(shù)（lnRPI）一個(gè)正向沖擊后，第1期就給中藥材價(jià)格帶來顯著影響，并在經(jīng)歷幾期上下波動(dòng)后呈現(xiàn)穩(wěn)定的正向影響。在供給因素方面，給中藥材種植面積增長(zhǎng)率（DlnSA）一個(gè)正向沖擊后，對(duì)中藥材價(jià)格帶來了持續(xù)的負(fù)向影響，且影響程度從第1期開始不斷加劇，至第8期達(dá)到最大后逐漸衰減，第20期后趨于穩(wěn)定（限于版面，圖3中未截取20期后的數(shù)據(jù)）;給中成藥產(chǎn)量增長(zhǎng)率（DlnPCM）一個(gè)正向沖擊后，給中藥材價(jià)格帶來短暫的正向效應(yīng)，而在第6期之后表現(xiàn)為較長(zhǎng)時(shí)間的負(fù)向效應(yīng)。在需求因素方面，給中藥材市場(chǎng)成交額增長(zhǎng)率（DlnMT）一個(gè)正向沖擊后，在第2期對(duì)中藥材價(jià)格波動(dòng)有一個(gè)較大的正向影響，然后震蕩變小，在第4期后表現(xiàn)為負(fù)向影響，但影響程度逐漸變小，在第13期后逐漸趨于0;給中藥材出口量（lnEV）一個(gè)正向沖擊后，給中藥材價(jià)格帶來短暫的負(fù)向效應(yīng)，在第4期后呈正向影響，正向影響持續(xù)增加至第11期時(shí)達(dá)到最大。在種植生產(chǎn)成本方面，給農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)（lnAMPI）一個(gè)正向沖擊后，對(duì)中藥材價(jià)格的影響首先表現(xiàn)為短暫的負(fù)向效應(yīng)，從第4期開始表現(xiàn)為正向效應(yīng)，此后正向影響逐漸增大，到第10期時(shí)達(dá)到最大值。在通貨膨脹方面，給居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（lnCPI）一個(gè)正向沖擊后，給中藥材價(jià)格造成短暫的正向影響，從第6期開始變?yōu)樨?fù)向影響，并在第11期時(shí)達(dá)到最大值，之后逐漸趨于穩(wěn)定。

由此可見，中藥材及中成藥零售價(jià)格指數(shù)、藥材出口量、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)與中藥材價(jià)格總體呈正相關(guān)，中藥材種植面積增長(zhǎng)率、中成藥產(chǎn)量增長(zhǎng)率、中藥材市場(chǎng)成交額增長(zhǎng)率、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)與中藥材價(jià)格總體呈負(fù)相關(guān)。此外，除中藥材自身價(jià)格外，其余變量對(duì)中藥材價(jià)格的影響具有滯后性。結(jié)合蛛網(wǎng)模型理論可知，前一期的中藥材價(jià)格將會(huì)影響當(dāng)期供給，所以對(duì)自身具有實(shí)時(shí)的影響，而其他影響因素都需要經(jīng)過一定時(shí)間后才開始對(duì)中藥材價(jià)格產(chǎn)生較為明顯的影響[13]。

2.5 方差分解分析

方差分解是通過分析模型中各變量對(duì)某一特定變量變動(dòng)的貢獻(xiàn)程度，進(jìn)一步衡量不同外部沖擊的重要性[9]。本研究使用Eviews 10.0軟件對(duì)上述SVAR模型進(jìn)行方差分解分析，結(jié)果見表5、圖4。由表5、圖4可知，對(duì)中藥材價(jià)格影響最大的是其本身（lnRPI），第1期影響程度達(dá)到100%，影響程度隨時(shí)間推移而不斷減小，最后保持在48%左右;此外，中藥材種植面積增長(zhǎng)率（DlnSA）對(duì)中藥材價(jià)格的影響也較大，長(zhǎng)期貢獻(xiàn)率超過25%;中藥材出口量（lnEV）對(duì)中藥材價(jià)格影響的貢獻(xiàn)率也是逐漸增加的，在第15期達(dá)到17%左右;農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)（lnAMPI）的長(zhǎng)期貢獻(xiàn)率約為5%;而中成藥產(chǎn)量增長(zhǎng)率（DlnPCM）、中藥材市場(chǎng)成交額增長(zhǎng)率（DlnMT）、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（lnCPI）的貢獻(xiàn)率較小，長(zhǎng)期貢獻(xiàn)率均在2%以內(nèi)。

3 結(jié)論

本研究基于1992-2019年的相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，從供給、需求、種植生產(chǎn)成本和通貨膨脹等4個(gè)方面探究中藥材價(jià)格的影響因素，選取中藥材種植面積、中成藥產(chǎn)量、中藥材市場(chǎng)成交額、中藥材出口量、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)等作為主要影響指標(biāo)，通過建立SVAR模型，運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析研究各因素的變化對(duì)中藥材價(jià)格的沖擊與影響。經(jīng)過分析，得出以下結(jié)論：（1）中藥材價(jià)格對(duì)其自身具有顯著的正向影響，且長(zhǎng)期貢獻(xiàn)率最大。（2）供給因素中，中藥材種植面積對(duì)中藥材價(jià)格波動(dòng)的貢獻(xiàn)率較大，中成藥產(chǎn)量的影響較小。（3）需求因素中，中藥材出口量對(duì)中藥材價(jià)格的影響較大，中藥材市場(chǎng)成交額的影響較小。（4）成本因素也是中藥材價(jià)格的重要影響因素，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格的上漲會(huì)增加中藥材的生產(chǎn)成本，繼而導(dǎo)致中藥材價(jià)格上漲。

4 建議

4.1 充分利用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)，加強(qiáng)中藥材價(jià)格監(jiān)測(cè)預(yù)警

本研究結(jié)果顯示，中藥材價(jià)格受其自身影響最為顯著，即中藥材價(jià)格的一時(shí)波動(dòng)可能在之后較長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)影響其價(jià)格走向。理論上，中藥材價(jià)格對(duì)其自身的影響路徑主要分為兩種：一是中藥材價(jià)格上漲促使藥農(nóng)種植意愿增強(qiáng)，市場(chǎng)供給增多，進(jìn)而導(dǎo)致中藥材價(jià)格下跌;二是中藥材價(jià)格上漲后，市場(chǎng)投機(jī)行為增多而導(dǎo)致供給下降，最終造成中藥材價(jià)格不合理上漲[3]。因此，筆者建議，相關(guān)部門應(yīng)充分利用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)進(jìn)一步加強(qiáng)對(duì)中藥材價(jià)格的監(jiān)測(cè)，建立健全中藥材價(jià)格和市場(chǎng)交易信息平臺(tái)，并完善中藥材真實(shí)交易價(jià)格數(shù)據(jù)的采集與公布制度[14]，以有利于藥農(nóng)或藥材種植商及時(shí)掌握中藥材市場(chǎng)信息，合理安排種植養(yǎng)殖，避免盲目跟風(fēng)，從而穩(wěn)定中藥材市場(chǎng)的供需關(guān)系。針對(duì)價(jià)格變動(dòng)頻繁、變動(dòng)幅度較大，或同一品種在不同地區(qū)藥材價(jià)格差異較大的情況，相關(guān)部門應(yīng)及時(shí)進(jìn)行監(jiān)測(cè)與分析，必要時(shí)應(yīng)開展市場(chǎng)專項(xiàng)調(diào)查，防止出現(xiàn)炒作游資、哄抬中藥材價(jià)格等現(xiàn)象，從而確保中藥材價(jià)格的基本穩(wěn)定。

4.2 推進(jìn)中藥產(chǎn)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革

本實(shí)證研究結(jié)果表明，供給因素和需求因素均不同程度地影響著中藥材價(jià)格。黨的十九大報(bào)告提出，“深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，提高供給體系質(zhì)量，以適應(yīng)新需求變化，實(shí)現(xiàn)供需動(dòng)態(tài)均衡”，這為中藥產(chǎn)業(yè)的發(fā)展指明了方向[15]。以需求側(cè)變化為導(dǎo)向，推進(jìn)中藥材產(chǎn)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，保證中藥材供需平衡發(fā)展，是穩(wěn)定中藥材價(jià)格的途徑之一。為此，筆者建議，首先，應(yīng)推進(jìn)構(gòu)建中藥材生產(chǎn)供給和市場(chǎng)需求信息管理體系，各級(jí)地方政府可依據(jù)中藥材產(chǎn)銷信息數(shù)據(jù)，適時(shí)調(diào)整中藥材種植面積和生產(chǎn)品種結(jié)構(gòu)，并指導(dǎo)中藥材從業(yè)者適度開展生產(chǎn)活動(dòng)，維持供需相對(duì)平衡;其次，應(yīng)構(gòu)建全國(guó)一體化中藥材種子種苗供應(yīng)保障平臺(tái)，確保優(yōu)質(zhì)中藥材種源的持續(xù)穩(wěn)定供應(yīng)，提升中藥產(chǎn)業(yè)鏈源頭質(zhì)量，并通過對(duì)種子種苗供應(yīng)的調(diào)控來調(diào)節(jié)中藥材種植面積和產(chǎn)量，以防中藥材生產(chǎn)供應(yīng)過剩或不足;再次，應(yīng)建立中藥材平準(zhǔn)基金，即政府通過特定的機(jī)構(gòu)以法定的方式建立基金，通過對(duì)市場(chǎng)的逆向操作“熨平”市場(chǎng)非理性價(jià)格波動(dòng)，從而達(dá)到穩(wěn)定中藥材市場(chǎng)的目的[16];最后，應(yīng)研究建立中藥材儲(chǔ)備體系，以積極應(yīng)對(duì)重大災(zāi)害、公共衛(wèi)生事件等突發(fā)風(fēng)險(xiǎn)因素，調(diào)節(jié)中藥材市場(chǎng)的供需矛盾。

4.3 提高中藥材種植科技水平，推進(jìn)中藥材規(guī)?；a(chǎn)

本實(shí)證研究結(jié)果顯示，種植成本因素對(duì)中藥材價(jià)格產(chǎn)生的正向效應(yīng)明顯，長(zhǎng)期貢獻(xiàn)率占比較大，具有長(zhǎng)期推動(dòng)中藥材價(jià)格上漲的特點(diǎn)。為降低中藥材種植生產(chǎn)成本，筆者認(rèn)為可以從提高中藥材種植科技水平和推進(jìn)規(guī)模化生產(chǎn)兩方面入手：一方面，提高中藥材種植的科技含量，轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)中藥材種植模式，推進(jìn)中藥材科學(xué)化、智能化種植，從節(jié)水、節(jié)地、節(jié)肥、節(jié)料、節(jié)能等多方面入手，減少農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料投入成本，為降低中藥材種植成本創(chuàng)造條件[17]。另一方面，中藥材種植生產(chǎn)規(guī)?；菣C(jī)械化、產(chǎn)業(yè)化發(fā)展的基礎(chǔ)，也是降低中藥材生產(chǎn)成本、實(shí)現(xiàn)中藥材優(yōu)質(zhì)優(yōu)價(jià)的基礎(chǔ)[18]。為推進(jìn)中藥材規(guī)模化生產(chǎn)，相關(guān)部門應(yīng)鼓勵(lì)大中型企業(yè)、中藥材專業(yè)合作社或中藥材產(chǎn)銷聯(lián)合體，通過土地承包、合租等形式，建設(shè)規(guī)模化中藥材種植生產(chǎn)基地，并積極推進(jìn)中藥材規(guī)范化生產(chǎn)，促進(jìn)中藥材產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

綜上所述，中藥材價(jià)格、中藥材種植面積、中成藥產(chǎn)量、中藥材市場(chǎng)成交額、中藥材出口量、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，且中藥材價(jià)格與中藥材及中成藥零售價(jià)格指數(shù)、中藥材出口量、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)呈正相關(guān)，與中藥材種植面積、中成藥產(chǎn)量、中藥材市場(chǎng)成交額、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)呈負(fù)相關(guān)。由于中藥材價(jià)格波動(dòng)對(duì)于中藥產(chǎn)業(yè)穩(wěn)定發(fā)展有著重要的影響，故為促進(jìn)我國(guó)中藥產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展，筆者建議可通過利用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)、加強(qiáng)中藥材價(jià)格監(jiān)測(cè)預(yù)警，推進(jìn)中藥產(chǎn)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，提高中藥材種植科技水平、推進(jìn)中藥材規(guī)?；a(chǎn)等措施來穩(wěn)定中藥材價(jià)格。

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（收稿日期：2021-07-13 修回日期：2021-10-19）

（編輯：孫 冰）