豬肉產業的市場結構、縱向傳導與價格變動

周祥軍

（東北財經大學經濟學院，遼寧 大連 110036）

豬肉產業的市場結構、縱向傳導與價格變動

周祥軍

（東北財經大學經濟學院，遼寧 大連 110036）

隨著養豬產業的快速發展，生豬養殖的規?；徒M織化程度在不斷提高，生豬養殖散戶數量減少，而規模卻不斷擴大，帶來豬肉產業集中度提高。同時，從豬肉批發商到生豬養殖戶的產品價格變動傳導缺乏效率，導致豬肉供應鏈的競爭力不足。針對目前的狀況，本文驗證了我國豬肉市場從批發商到養殖戶的價格縱向傳導效率水平。實證結果表明，我國豬肉價格從養殖戶到批發商只具有單向傳導效應，豬肉產業從豬肉價格到生豬價格傳導機制無效率，而且我國豬肉價格具有非對稱傳導性，生豬價格變動導致豬肉價格變動的速度快慢，主要取決于生豬價格變動是上升還是下降。

價格傳導；誤差修正模型；豬肉產業

目前，中國生豬養殖產業的典型特點是，以農民家庭為單位的農村散養戶和規模生豬養殖戶并存，農村散養戶數量多，其生豬出欄量占據總出欄量的較大比重。農村散養戶由于其知識水平有限，獲取市場信息的能力較差，導致在經營管理上只注重短期經濟利益，對生豬價格變化的預期和相關的決策反應是大致相同的。出現了價格上漲時擴大投資“一哄而上”，而在面對生豬價格下跌時也會集體選擇迅速退出市場，對生豬養殖產業造成巨大沖擊，這種沖擊會進一步導致養豬業價格的變化。

為了促進豬肉產業的健康發展，近年來我國豬肉產業結構發生了很大變化，比如我國豬肉產業不斷兼并和重組，提高了產業的集中度，生豬養殖戶的數量減少，而經營規模增大。生豬養殖戶非常關注豬肉供應鏈的競爭力，認為從豬肉批發商到生豬養殖戶的產品價格變化傳導缺乏效率。該問題關系到效率和福利分配問題，已經引起了政策制定部門和學者的廣泛關注。

價格是連接市場各個部門的主要工具，因此從市場到農產品生產者的價格傳導，是農業生產和效率提高的根本。制定農業政策的目的不僅是要降低市場失靈，提高競爭力，更主要的是降低貧困，保證食品的供應安全，因此準確掌握從批發商對生產商的向下游價格傳導程度，對合理的制訂相關的政策具有重要作用。依據上述情況，本文研究主要有以下目的：①通過實證檢驗批發商和養殖戶的豬肉價格是否具有協整效應；②檢驗批發商豬肉價格變動是否能有效地傳導給養殖戶的產品價格；③評價批發商和養殖戶豬肉價格之間的動態關系。

1 我國豬肉市場的結構分析

我國居民對豬肉的消費量占到肉類總消費量的60%以上，同時在總產值方面，生豬養殖業幾乎占到畜牧業總產值的一半，比重高達47%。豬肉供應產業在我國農業生產中占有重要的地位，關系到我國食物供應安全和社會穩定。

生豬養殖規模逐年提高。作為傳統產業，我國生豬養殖產業生產規模相對較小，生產方式落后粗放，以農村家庭為單位進行副業經營為主。近年來，豬肉產業發展較快，規?；徒M織化程度有了極大提升，年出欄量在1~49頭豬的零散養殖戶的出欄量為38.65%，年出欄量在50頭豬以上的規模養殖戶的出欄量比重為61.35。年出欄量在50~499頭豬的規模養殖戶，出欄量的比重達到29.68%，比例幾乎占到規模養殖戶出欄量的一半。而特大規模的養殖比例還偏低，比如年出欄量5 000頭豬以上的規模養殖戶的出欄量比重只占到總出欄量的9.75%。

雖然豬肉產業中散戶的年出欄量的比重不斷下降，但是生豬養殖散戶的數量占總養殖戶數的96%，仍然偏高。而規模養殖戶數（50頭豬以上）占總養豬戶數的4%；1 000~3 000頭豬養殖規模的養殖戶的比重為0.028%；萬頭豬以上規模的養殖戶的比重僅為0.004 8%?？梢钥闯鲐i肉產業中大型規模養殖戶的發展明顯不足，比重偏低。家庭散養戶的仔豬一般從仔豬市場購買，出欄時由生豬收購販子上門收購。家庭散養戶規模小，管理技術水平粗放，飼喂行為不規范，不能保證生豬的質量，由于飼養人員知識水平有限，盲目跟風，加劇了豬肉產業鏈的波動。

養殖規模較大的生豬養殖場或由各飼養戶組成的養殖專業戶，仔豬一般是養殖戶自己繁殖并飼養的，有完善的種豬繁育和飼料廠體系，飼養技術科學、規范。出欄的生豬通過長期合約定向供應指定的屠宰場，豬肉的質量和供應量比較穩定、有保障。

2 豬肉產業縱向價格傳導機制

縱向價格傳導分析用來評價市場中不同部門之間的整合效率。價格變化從市場鏈的一個部門傳導到另一個部門的速度和程度，對部門之間福利分配、競爭力和持續能力具有重要影響。在完全競爭的市場上，生產力鏈條中某一環節的價格變動沖擊將會帶來另一環節價格的相同變動，市場效率要求二者之間存在價格均衡關系。

根據市場的運作環境，兩個不同環節的價格可以有不同的變化關系方式，可以隨著一方的價格變動另一方價格呈現完全或部分變動，也可以呈現當期變動或滯后變動，還可以呈現線性或非線性方式變動。目前在該領域的研究，主要是集中在市場供應鏈的不同環節價格變動的傳導類型、變動程度、變動速度。在這些研究中，價格變動率通常通過上下游價格的滯后關系來衡量，非對稱價格響應用來評價下游環節價格對上游環節價格上升或下降的反應。

很多關于價格縱向傳導的文獻，把價格傳導的不完全性歸因于市場的不完全競爭性?？梢园阎萍s農產品價格變動從一個市場向另一個完全、對稱傳導的眾多因素歸納為以下幾點：①農產品生產者的市場勢力；②企業對產品數量、價格、投入或產出進行調整時，所帶來的不同環節的成本變動；③政府對農產品的價格干預；④不完全信息；⑤市場供應鏈不同環節的價格彈性不同；⑥農產品的易逝性。

研究縱向價格傳導的模型，起初主要是通過價格數據差分或價格差分的滯后期為變量來構建回歸模型進行研究，但是這些模型往往是不可靠的。由于產品價格數據不平穩、一階差分的錯誤應用、產品價格之間存在協整關系的問題，實證檢驗存在偽回歸，模型錯誤地驗證了理論假設。為了解決模型存在的缺陷，Engel和Granger（1987）根據協整理論提出了新的計量方法，指出兩個非平穩的時間序列如果存在相同階數的單整，那么二者存在長期的協整關系。

Cramon，Taubadel（1998）應用非對稱誤差修正模型（AECM），對非平穩的價格序列進行非對稱價格傳導檢驗。在該方法中，提出了將誤差修正項分解為正向和負向兩部分，來判斷價格上升或下降是否帶來傳導機制的不同。Meyer(2004)指出在對價格傳導進行分析時，存在的計量問題可能會對結果造成嚴重的影響，因此特別需要注意以下問題：①多重共線性問題；②結構突變問題；③數據的頻率分布；④調整成本；⑤需要更加深入地了解造成價格不對稱傳導的深層次原因。

3 豬肉產業價格縱向傳導的檢驗方法

回歸模型中包含非平穩時間序列將會導致偽回歸的結果，造成原本沒有關系的變量之間表現出顯著的統計關系。因此，縱向價格傳導分析的第一步要判斷時間序列是否存在單位根，對單位根檢驗的可靠性取決于模型的選擇是否能夠模擬真實數據的產生過程?；貧w方程中是否包含截距項和時間趨勢將會影響臨界值t的統計量，多余的參數將會降低模型的自由度，導致單位根檢驗失效，導致存在單位根的原假設被錯誤的拒絕。

單位根檢驗用來檢驗時間序列數據的平穩性過程，如果時間序列分析是非平穩的，根據協整理論進行協整檢驗，然后應用格蘭杰因果關系檢驗來衡量價格傳導的方向?？紤]到時間序列的協整關系，本文應用兩階段誤差修正模型來分析變量X對Y的短期和長期影響，同時對因變量和自變量變動的調整速度進行計量。第一步我們根據方程（1）做Y對X的回歸，得到了回歸的殘差項Z。第二步，估計方程（2）做Δyt對Δxt-1的回歸加上均衡誤差項Zt-1。這個方程可以由一個基本的ECM結構表示，α2代表X對Y的短期相應，φ代表誤差修正項的系數（ECT）。

最后，根據Cramon-Taubadel，Loy（1996）測量價格非對稱傳導的方法，本文將誤差修正項（ECT）分為對長期均衡的正向偏離和負向偏離。如方程（4）所示，將誤差修正項分解為正、負兩部分，用來說明價格傳導是否具有非對稱性。

4 縱向價格傳導關系的實證檢驗

本文研究價格傳導問題，采用2000年1月~2013年11月全國豬肉和生豬每周價格為研究樣本（共167期）。以2000年1月的豬肉價格和生豬價格為基期價格，分別計算2000年1月~ 2013年11月的豬肉和生豬物價指數。數據來自中國畜牧業信息網和中國農業信息網。

采用ADF方法對生豬價格指數、豬肉價格指數進行單位根檢驗。檢驗結果，生豬價格指數和豬肉價格指數的t統計量分別為-0.837和-0.704，而5%的顯著性水平的臨界值為-2.886，兩個變量無法在5%的顯著性水平上拒絕存在單位根的原假設，因此生豬價格指數和豬肉價格指數是非平穩的時間序列。而對兩個變量一階的一階差分進行ADF檢驗，t統計量分別為-6.91和-6.424，而5%的顯著性水平的臨界值為-2.886，兩個變量的一階差分序列在5%的顯著性水平上拒絕存在單位根的原假設，即是平穩時間序列。

由于生豬價格指數和豬肉價格指數序列都是非平穩的時間序列，且都是一階單整I（1）。對兩個變量進行Johansen秩檢驗，來判斷二者是否存在長期協整關系。檢驗結果，拒絕不存在協整關系的原假設，說明生豬價格指數和豬肉價格指數之間存在長期的協整關系。而最大特征值檢驗表明，可以在5%的水平上拒絕協整跡為0的原假設，但無法拒絕協整跡為1的原假設。

通過對兩個變量進行格蘭杰因果檢驗，判斷價格傳導的方向，檢驗結果，由于P值為0，拒絕了原假設，說明生豬價格變動不是豬肉價格變動的原因。如果不能拒絕原假設，說明豬肉價格變動不是生豬價格變動的原因。因此，生豬價格變動導致豬肉價格變動，而豬肉價格變動不能導致生豬價格變動。

本文應用誤差修正模型（ECM）來估計豬肉供應鏈不同環節價格序列的動態關系，通過誤差修正模型，短期可以估計自變量對因變量沖擊的短期效應，長期還可以估計出系統在受到沖擊之后調整到均衡狀態的速度。由上面格蘭杰因果檢驗可知，生豬價格指數（X）變動引起豬肉價格指數（Y）的變動，豬肉價格變動不是生豬價格變動的原因。因此，豬肉價格指數序列Y位于等式的左邊。通過兩階段單方程誤差修正模型估計，得到結果如下：

估計結果中，誤差修正項ECM的系數φ為0.567 8，t統計量為4.85，在5%的水平上顯著不為0。短期效應的系數β為0.717 8，在5%的水平上顯著不為0。說明生豬價格和豬肉價格存在長期的均衡關系，且當期生豬價格對下一期豬肉價格的短期影響也非常顯著。

為了考察生豬價格和豬肉價格之間的傳導是否具有對稱性，在前人研究的基礎上，本文采用下面的模型來考察，當生豬價格上升或下降時，對豬肉價格影響的調整速度是否存在差異。

估計結果中，代表價格下降影響的ECT-的系數為-0.297 4，t統計量為-1.43，在5%的水平上不能拒絕不為0的原假設。代表價格上升影響的ECT+的系數為0.790 6，t統計量為-4.31，在5%的水平上顯著不為0。實證結果說明，豬肉價格傳導速度是非對稱的，當生豬價格上升時，豬肉價格的調整速度比較快，當生豬價格下降時，豬肉價格調整速度不具有統計顯著性。

本文的實證結果具有重要的政策含義，由于豬肉供應鏈價格的非對稱傳導，生豬養殖戶處于弱勢地位，增加了其獲取利益的困難。如果豬肉的市場價格信號不能有效地傳遞到生豬養殖環節，生豬養殖戶將不會根據豬肉市場結構的變化及時有效地調整生產機制以適應市場的變化。

5 結論

本文通過實證分析得出以下結論：①生豬價格和豬肉價格之間存在長期單向的協整關系，價格傳導的方向是從生豬價格向豬肉價格單向傳導。通過格蘭杰因果檢驗可知，生豬價格變動是豬肉價格變動的原因，而豬肉價格變動卻不是生豬價格變動的原因，因此價格縱向傳導過程中，只存在上游環節向下游的傳導，傳導過程不可逆；②當期生豬價格對下一期豬肉價格具有顯著的影響。通過實證檢驗可知，生豬價格變動對豬肉價格變動存在短期的顯著影響，尤其是當期生豬價格對下一期豬頭價格的影響；③當生豬價格上升時，豬肉價格的調整速度明顯變快。當生豬價格下降時，豬肉價格的調整速度相對較慢。誤差修正模型中，正向的誤差修正項統計顯著，而負向的誤差修正模型統計不顯著，表明從生豬到豬肉的價格傳導是非對稱的。

從以上實證結論中可以看出，目前我國豬肉產業化過程中，過分地強調通過轉變生產技術方式，來提高生豬養殖戶的競爭力水平的政策是存在一定缺陷的。應該針對豬肉產業價格傳導的現狀，重點進行機制設計，提升產業鏈中從豬肉價格到生豬價格的價格傳遞效率，保證豬肉的市場價格信號有效地傳遞到生豬養殖環節，使其根據豬肉市場結構的變化及時有效地調整生產機制以適應市場的變化。

[1]苗珊珊.我國大米產業波動的來源及沖擊路徑[J].華南農業大學學報：社會科學版,2014(1):64-71.

[2]李文煌.我國豬肉價格走勢與生豬飼養業格局變化的相關分析[J].價格理論與實踐,2013(7):60-61.

[3]朱險峰.2011年以來糧食價格分析及后期走勢展望[J].農業展望,2011 (8):3-5.

[4]張利癢,張喜才.外部沖擊對我國農產品價格波動的影響研究[J].管理實踐,2011(1):22-29.

[5]趙守軍,趙瑞瑩.山東省生豬價格波動研究[J].科技和產業,2012(5):69-73.

[6]楊瑢．基于結構方程模型的生豬價格預警研究[J].中國畜牧雜志,2011, 47(18):6-9.

[7]易澤忠，高陽，等.我國生豬市場風險的主要特征和危害及政策建議[J]．農業現代化研究，2012,33(4):425-429.

[8]國輝,張峰.農戶生豬養殖新技術選擇行為的影響因素[J].中國農學通報，2010，26(14):37-40.

[9]閆振宇,陶建平,徐家鵬.我國生豬規?；B殖發展現狀和省際差異及發展對策[J].農業現代化研究,2012,33(1):13-18.

[10]王千六,李強.我國生豬產業市場機制的缺陷及其對策[J].農業現代化研究,2009,30(3):293-297.

10.3969/j.issn.1673-0194.2015.05.101

F326.3

A

1673-0194（2015）05-0210-03 0 引言

2014-12-22

國家自然科學基金項目(71272053);東北財經大學項目“縱向合作中的聲譽轉移和責任追索”系列論文之一。

周祥軍（1983-），男，山東濟南人，東北財經大學經濟學院講師，博士，主要研究方向：縱向一體化、合約。