杭熙竣，朱正根

（天津農(nóng)學(xué)院 經(jīng)濟管理學(xué)院，天津 300392）

我國是雞肉消費和生產(chǎn)大國，雞肉在我國居民生活中占據(jù)著非常重要的地位，雞肉價格的波動直接影響到肉類及其制品市場的健康穩(wěn)定運轉(zhuǎn)。在自然災(zāi)害、供需變化以及外部影響等多重因素作用下，雞肉價格在不同時期往往會出現(xiàn)大幅波動，給養(yǎng)殖戶及消費者帶來巨大沖擊?；诖?，研究雞肉價格的波動特征趨勢及其未來走向，對政府采取宏觀措施穩(wěn)定雞肉市場價格、指導(dǎo)肉雞養(yǎng)殖戶進行合理生產(chǎn)獲得良好經(jīng)濟效益、規(guī)避市場風(fēng)險、提高居民生活水平有著重要意義[1]。

1 我國雞肉價格波動的走勢分析

我國雞肉價格受自然、政策、經(jīng)濟等多方面因素影響，表現(xiàn)出以下價格波動趨勢。2013 年1月—2017 年1 月，價格總體平穩(wěn)，但出現(xiàn)過兩次大幅度下跌。第一次為2013 年5 月，雞肉價格下降至15.67 元/kg，第二次出現(xiàn)在2017 年5 月，價格為16.87 元/kg。2017 年6 月—2019 年10 月，價格呈持續(xù)上漲趨勢，最高點在2019 年10 月顯現(xiàn)，價格為24.37 元/kg。2019 年11 月，雞肉價格開始大幅下降，此次下降持續(xù)至2020 年6 月，價格為19.82 元/kg。2020 年7 月—2021 年8 月價格總體平穩(wěn)，雞肉價格在20～22 元/kg 區(qū)間波動。見圖1。

圖1 我國雞肉價格波動趨勢

2 我國雞肉價格波動特征的實證研究

2.1 數(shù)據(jù)選取及研究方法

本研究選取census X12 季節(jié)調(diào)整模型和HP濾波法來分析我國雞肉價格的波動特征。通常來說，時間序列指標Yt包含4 種變化要素，包括長期趨勢變動要素Tt、周期變動要素Ct、季節(jié)性變動要素St和不規(guī)則變動要素It。而census X12 季節(jié)調(diào)整模型能夠?qū)?shù)據(jù)中的季節(jié)調(diào)整序列St以及不規(guī)則要素分量It剔除，從而得到最終的趨勢循環(huán)序列TCt、季節(jié)性變動序列SFt以及最終季節(jié)調(diào)整后序列SAt。census X12 季節(jié)調(diào)整模型包括乘法模型、加模型、偽加法模型以及對數(shù)加法模型。本研究采用乘法模型，其形式為Yt＝TCtStIt。HP濾波法能夠過濾掉低頻的趨勢成分，保留高頻的周期成分，其表達式為：設(shè)時間序列Yt包含趨勢gt以及波動ct， 則Yt＝gt＋ct。gt＝，其中λ是平滑參數(shù)，L是gt的延遲算子。 越大，估計趨勢越平滑；當(dāng) 趨于無窮大時，估計趨勢將接近線性函數(shù)。一般來說，當(dāng)時間序列為年度數(shù)據(jù)時，λ取值為100；當(dāng)時間序列為季度數(shù)據(jù)時，λ取值為1 600；當(dāng)時間序列為月度數(shù)據(jù)時，λ取值為14 400。

本文首先以censusX12 季節(jié)調(diào)整法為基礎(chǔ)，得到原時間序列的趨勢循環(huán)序列、季節(jié)調(diào)整后序列以及季節(jié)因子序列，然后通過HP 濾波法將趨勢循環(huán)序列分解為長期趨勢變動要素和周期變動要素，即等式為TCt＝y(tǒng)t；Tt＝gt；Ct＝ct。以我國雞肉集貿(mào)市場價格為研究對象，數(shù)據(jù)時間跨度為2013 年1 月—2021 年8 月，共計103 個月，數(shù)據(jù)選取自國家統(tǒng)計局，為方便計量分析，將我國雞肉集貿(mào)市場價格序列數(shù)據(jù)設(shè)為X。

2.2 雞肉價格波動的特征分析

利用censusX12 季節(jié)調(diào)整模型對我國雞肉價格的時間序列數(shù)據(jù)進行季節(jié)調(diào)整，分離出最終趨勢循環(huán)序列、最終季節(jié)調(diào)整后序列以及最終季節(jié)因子。見圖2、圖3、圖4。

圖2 最終趨勢循環(huán)序列

圖3 最終季節(jié)調(diào)整后序列

圖4 季節(jié)因子序列

根據(jù)最終趨勢循環(huán)序列（圖2）和最終季節(jié)調(diào)整后序列（圖3）可知，我國雞肉價格的最低點在2013 年、2017 年顯現(xiàn)，在2017 年6 月之后呈整體上升趨勢，上漲持續(xù)至2019 年第三季度，在2019 年第三季度后，我國雞肉價格迅速下滑，谷點為2020 年11 月，此后又逐漸上漲。

我國雞肉價格波動之所以呈現(xiàn)以上特征，受以下5 個因素影響。①疫病影響。2013 年，我國出現(xiàn)H7N9 禽流感疫情，雞肉需求急劇減少，導(dǎo)致雞肉價格持續(xù)下跌。②產(chǎn)能擴張。2016 年我國黃羽雞行業(yè)產(chǎn)能大幅擴張，導(dǎo)致進入2017 年以后市場供應(yīng)較高，而需求則受當(dāng)年禽流感影響而大幅下滑，從而使得價格下降[2]。③替代品作用。2019年我國受非洲豬瘟疫的影響，豬肉價格持續(xù)走高，部分消費者轉(zhuǎn)向雞肉消費，導(dǎo)致雞肉需求增加，推動雞肉價格持續(xù)上漲[3]。④新冠肺炎疫情影響。在2019年年末新冠肺炎疫情暴發(fā)，從需求端來看，我國多地實行封閉式管理，餐飲業(yè)基本停滯，雞肉需求大幅下降，導(dǎo)致雞肉價格持續(xù)走低。從供給端來看，由于2019 年雞肉價格持續(xù)走高，部分養(yǎng)殖企業(yè)擴大肉雞養(yǎng)殖規(guī)模提高存欄量，導(dǎo)致供給較多，在供需雙重作用下，雞肉價格呈持續(xù)下降趨勢。⑤產(chǎn)業(yè)鏈因素。從產(chǎn)業(yè)鏈角度來看，我國雞肉產(chǎn)業(yè)分為傳統(tǒng)模式、公司＋農(nóng)戶模式以及一體化企業(yè)模式。在傳統(tǒng)模式下，小型養(yǎng)殖戶以及散養(yǎng)戶能夠根據(jù)市場行情及時調(diào)整銷售價格及養(yǎng)殖規(guī)模，而在公司＋農(nóng)戶和一體化企業(yè)模式下，由于生產(chǎn)規(guī)模較大和收購合同限制等原因，很難在短期內(nèi)調(diào)整其銷售價格，因此雙方因素的同時作用也加劇了雞肉市場價格的波動。

根據(jù)圖4 可知，我國雞肉價格波動顯示出典型的“波形”形態(tài)，即存在明顯的季節(jié)性特征，且時間跨度基本一致，大致周期為1 年，但波動幅度隨著時間的推移顯示出增大趨勢。2016 年以前，波峰為每年的1 月份；2016 年以后，波峰為每年的2 月份，波谷為每年的6 月份。

2.3 雞肉價格波動的周期分析

利用HP 濾波法分解我國雞肉價格的最終趨勢循環(huán)序列TCt，見圖5。圖5 中X_TC 曲線為我國雞肉價格的最終趨勢循環(huán)序列，Trend 曲線為雞肉價格的長期趨勢序列，Cycle 曲線為分解出的雞肉價格周期變動序列。根據(jù)圖中長期趨勢序列曲線可知，我國雞肉價格的長期波動趨勢較為明顯，即隨著時間的推移，雞肉價格呈現(xiàn)上漲態(tài)勢。

圖5 HP 濾波分解結(jié)果

根據(jù)圖5 還可知，我國雞肉價格的周期變動序列曲線圍繞0 值上下波動，根據(jù)谷-谷法，將0值以下的部分定義為波谷，從而可以將整個雞肉的周期變動序列曲線分為3 個周期：第一周期為2013 年6 月—2017 年4 月，持續(xù)46 個月；第二周期為2017年5 月—2018年10月，持續(xù)17個月；第三周期為2018 年10 月—2020 年11 月，持續(xù)26 個月。

3 我國雞肉價格波動的趨勢預(yù)測

3.1 研究方法

本研究以我國2013 年1 月—2021 年8 月雞肉價格數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，利用ARMA 模型（自回歸平均移動模型）對我國2021 年12 月—2022 年4 月雞肉集貿(mào)市集價格進行預(yù)測，本文在預(yù)測中預(yù)留2021 年9 月—2021 年11 月間的雞肉價格數(shù)據(jù)對預(yù)測結(jié)果進行檢驗。ARMA 模型是一種擬合平穩(wěn)序列模型，ARMA 模型中有兩個參數(shù)p和q，其中p為預(yù)測模型中所采用的預(yù)測誤差的滯后數(shù)，也稱為MA 項。假定p和q已知，則ARMA 模型的形式如公式（1）。

其中，?表示AR 的系數(shù)，θ表示MA 的系數(shù)。且當(dāng)?為0 時，該模型為MA 模型；當(dāng)θ為0 時，則為AR 模型。

3.2 序列平穩(wěn)性檢驗

在建立ARMA 模型前，首先要對時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，如果一個時間序列數(shù)據(jù)，隨著時間的推移，其統(tǒng)計特征保持不變（如平均數(shù)、方差），則為平穩(wěn)序列，反之則是非平穩(wěn)序列。本研究利用ADF 單位根檢驗方法檢驗該組時間序列數(shù)據(jù)平穩(wěn)性，本方法的原假設(shè)為該組數(shù)據(jù)是含有單位根的非平穩(wěn)時間序列，在分析中，通過比較t統(tǒng)計量來拒絕或者接受原假設(shè)，當(dāng)t統(tǒng)計量小于5%時，則拒絕原假設(shè)，該時間序列數(shù)據(jù)為平穩(wěn)數(shù)據(jù)，反之則為非平穩(wěn)序列。為方便模型分析，將我國雞肉集貿(mào)市場價格時間序列數(shù)據(jù)設(shè)為X。ADF單位根檢驗結(jié)果見表1。

表1 原數(shù)據(jù)ADF單位根檢驗結(jié)果

表1 表明，在5%的顯著性水平下，拒絕了原假設(shè)，即該組時間序列數(shù)據(jù)為平穩(wěn)的，能夠以本數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)進行分析。

3.3 模型識別

通過雞肉價格時間序列數(shù)據(jù)的自相關(guān)及偏自相關(guān)圖判斷模型形式。根據(jù)表2 可知，自相關(guān)系數(shù)在第一期后逐步下降，偏相關(guān)系數(shù)在第二期后迅速下降并趨向于0，自相關(guān)存在拖尾現(xiàn)象，偏相關(guān)存在截尾現(xiàn)象，因此初步判斷建立AR（2）時間序列模型，即p取1 到2。

表2 序列自相關(guān)和偏相關(guān)

為進一步確認模型形式，需要通過分別建立AR（1）、AR（2）、AR（3）模型進行觀測，根據(jù)赤池信息準則（AIC）、施瓦茲準則（SC）、漢南-奎因準則（HQ）來判斷最終的模型形式。

根據(jù)表3 可知，AR（2）模型的AIC值、SC值和HQ值均為三者中最小，因此選取AR（2）模型進行分析。

表3 AR模型參數(shù)

3.4 模型建立及檢驗

利用EVIEWS 軟件對雞肉價格序列數(shù)據(jù)建立AR（2）模型，結(jié)果見表4。模型估計結(jié)果見公式（2）。

表4 AR模型結(jié)果

利用LM 檢驗法，對回歸方程殘差序列的相關(guān)性進行檢驗，LM 檢驗的原假設(shè)為：直至p階后不存在序列相關(guān)，LM 統(tǒng)計量為0.614 3，即在5%的顯著性水平下接受原假設(shè)，回歸方程的殘差不存在序列相關(guān)性，見表5。利用自回歸條件異方差（ARCH）檢驗法能夠檢驗?zāi)Ｐ椭惺欠翊嬖谡`差項二階矩的自回歸過程，即ARCH 過程。該檢驗的原假設(shè)為：殘差序列中直到p階不存在ARCH 效應(yīng)。該模型的檢驗結(jié)果顯示ARCH 檢驗的統(tǒng)計量為0.189 1，在5%顯著性水平下接受原假設(shè)，即模型不存在ARCH 效應(yīng)，通過檢驗。見表6。

表6 ARCH檢驗結(jié)果

3.5 模型預(yù)測

以AR（2）模型為基礎(chǔ)對我國2013 年1 月—2021 年8 月的雞肉集貿(mào)市場價格進行預(yù)測，結(jié)果如圖6 所示。由圖6 可知，預(yù)測值與實際值曲線非常接近，雖然曲線顯示預(yù)測值與實際值有部分差異，但總體來看，誤差較小，能夠用于分析。

圖6 實際值與預(yù)測值對比

將預(yù)留的2021 年9—11 月雞肉價格實際值與預(yù)測值進行對比可知，2021 年9—11 月間的預(yù)測值與實際值之間擬合度較高，相對誤差均小于3%（表7），可以進行下一步預(yù)測。

表7 預(yù)測值與實際值對比

利用模型對2021 年12 月—2022 年4 月雞肉價格進行預(yù)測，結(jié)果顯示，2021 年12 月—2022年4 月雞肉價格呈持續(xù)下降態(tài)勢，預(yù)測的5 個月價格較上年同期分別下降1.1%、4.4%、7.0%、6.3%、4.9%。預(yù)測結(jié)果見表8。

表8 月度價格預(yù)測結(jié)果

4 討論與結(jié)論

通過對我國2013—2021 年雞肉價格進行實證分析，得出以下結(jié)論：（1）從雞肉價格波動特征來看，我國雞肉價格在長期中呈現(xiàn)上漲趨勢。（2）我國的雞肉價格存在明顯的季節(jié)性趨勢。研究表明，每年的1—2 月即春節(jié)前后，我國雞肉價格波動幅度較大；而每年6 月即夏季，價格波動幅度較小。這是因為每年的1—2 月為我國的傳統(tǒng)節(jié)日——春節(jié)，在此期間，我國肉類食品的需求提高，雞肉價格也出現(xiàn)上漲趨勢。（3）2013—2021年，我國雞肉價格波動存在3 個周期。第一周期為2013 年6 月—2017 年4 月；第二周期為2017年5 月—2018 年10 月；第三周期為2018 年10月—2020 年11 月。（4）對2021 年12 月—2022年4 月雞肉價格進行預(yù)測，結(jié)果顯示，2021 年12月—2022 年4 月，我國雞肉價格總體平穩(wěn)，波動幅度較小，可能會出現(xiàn)下降趨勢。分析結(jié)果可知，我國雞肉價格出現(xiàn)的幾次較大的波動，主要是由畜禽疫病導(dǎo)致的供需變動引起的。因此，在規(guī)范雞肉市場的基礎(chǔ)上，防范控制疫病能夠?qū)ζ揭蛛u肉市場價格起到積極的作用。

基于對我國雞肉價格的波動特征趨勢及預(yù)測結(jié)論，提出以下對策建議：首先，雞肉價格的波動不僅受自身因素的影響，雞肉的替代品、互補品價格對其價格波動也起到較大作用。因此，應(yīng)當(dāng)建立多品類的價格監(jiān)測預(yù)警體系，將我國居民主要的肉類消費品種納入監(jiān)督機制中，及時將市場上不同品類的肉類價格波動進行交叉?zhèn)鬟f，引導(dǎo)養(yǎng)殖戶及時進行生產(chǎn)規(guī)模的調(diào)整，穩(wěn)定市場供需，從而平抑雞肉價格[5]。其次，研究結(jié)論顯示，我國雞肉價格幾次大的波動都與疫病有關(guān)，因此應(yīng)當(dāng)進一步完善重大流行疫病監(jiān)測防控管理機制。一是對各類、各亞型的禽流感進行仔細篩查，準確把握疫病基本情況、總結(jié)疫病的流行規(guī)律，建立完善的疫病防控長效機制[6]。二是建立財政補貼與養(yǎng)殖戶自費相結(jié)合的治理方法，根據(jù)不同地區(qū)的疫病特點采取不同的免疫及撲殺措施，一方面控制養(yǎng)殖戶在面對疫情發(fā)生時的成本，另一方面減輕政府的財政負擔(dān)，從而抑制疫病時期的雞肉價格波動。再次，針對我國雞肉價格波動的季節(jié)性特點，應(yīng)當(dāng)由政府牽頭，市場、農(nóng)業(yè)部門協(xié)同，建立雞肉生產(chǎn)銷售指導(dǎo)建議制度，根據(jù)雞肉價格的季節(jié)性特征引導(dǎo)養(yǎng)殖戶生產(chǎn)。同時考慮建立雞肉的收儲制度，在夏季價格較低時，收購雞肉，防止價格進一步下跌的同時保障養(yǎng)殖戶利潤，在冬季雞肉價格上升時期投放雞肉，平抑價格的過度上漲。此外，消費者主觀預(yù)期也會對雞肉價格波動產(chǎn)生巨大影響，例如當(dāng)社會出現(xiàn)禽類以及相關(guān)替代品疫病時，消費者預(yù)期未來雞肉價格將劇烈波動，會增加當(dāng)期的雞肉購買量，使得短期內(nèi)雞肉價格劇烈上漲，不利于雞肉市場的穩(wěn)定。因此，當(dāng)市場上出現(xiàn)突發(fā)事件及短期供需失調(diào)時，相關(guān)部門應(yīng)及時發(fā)布真實市場信息及突發(fā)事件的處理進展，安撫消費者情緒，引導(dǎo)其進行合理消費，抑制短期內(nèi)雞肉價格的異常波動。最后，根據(jù)預(yù)測結(jié)果，2022 年前4 個月我國雞肉價格基本平穩(wěn)，但可能會出現(xiàn)下降趨勢，有關(guān)部門應(yīng)重點監(jiān)測雞肉價格的波動情況、確認雞肉的供需狀況，當(dāng)價格持續(xù)高速下降時，政府應(yīng)適當(dāng)增加冷凍雞肉的市場投放量，控制雞肉價格的進一步下跌[7]。