肉蛋奶市場之間價格關系的實證分析

張偉楠 魯統宇 孫建明

摘要：使用四大肉類（牛肉、羊肉、豬肉、雞肉）、雞蛋、牛奶近10年的月度價格數據，分析肉蛋奶市場間的價格關系，即分析驗證需求上的替代效應和互補效應;分析玉米價格對肉蛋奶產品價格的影響，即分析驗證供給上的價格傳遞。研究表明：肉蛋奶產品的價格均存在顯著的自回歸性和蛛網效應;肉類價格存在復雜的當期互補效應和前期替代效應;雞肉與雞蛋、牛肉與牛奶也存在類似效應，但價格傳遞期更短。玉米價格在供給上的成本傳遞，對牛肉、羊肉分別滯后5期、6期，對雞肉滯后1期，對雞蛋、牛奶當期影響，對豬肉影響不顯著。

關鍵詞：肉蛋奶;價格關系;蛛網效應;價格傳遞

中圖分類號： F323.7? 文獻標志碼： A? 文章編號：1002-1302（2019）10-0317-05

改革開放40年間，經濟快速增長，居民收入不斷增加。中國糧食年產量從3億t跨越到超過6億t，居民對食物的需求從吃飽向吃好、營養、健康轉變，對食品的要求也不斷提高。其中，肉蛋奶食品是居民飲食結構的重要組成部分，是重要的能量和蛋白質來源。國務院辦公廳印發《中國食物與營養發展綱要（2014—2020年）》，對人體健康提出了規劃建議：保障充足的能量和蛋白質攝入量，控制脂肪攝入量，保持適量的維生素和礦物質攝入量。

為了更好地滿足居民的需要，黨的十八大以來，我國畜牧業供應充足，生產方式也在加速轉變，規模化生產已成為主導，同時，結構調整加快推進，并取得明顯成效。無論超市還是菜場，人們會發現身邊的肉蛋奶產品越來越多、越來越好。同時，我國畜牧業轉型升級步伐不斷加快，奶業、牛羊肉及生豬產業協調發展，保供給、保安全、保生態能力持續加強，現代畜牧業建設取得了階段性成效。肉蛋奶產品中，政府將豬肉放在非常重要的位置，將豬肉價格作為政府管理食品價格的主要工具。當前，我國畜產品市場調控體系，包括價格支持政策、畜產品補貼、生豬生產大縣獎勵和監測預警等。除畜產品補貼政策外，其余政策都是針對生豬市場。

牛肉、羊肉、豬肉、雞肉這四大肉類，參考美國農業部的數據，牛羊肉和豬肉的交叉價格彈性基本小于0.1，二者為替代品，但影響較小。豬肉、雞肉的交叉價格彈性為-0.298～0.282，這意味著豬肉和雞肉既可以互為互補品，也可以是替代品。從圖1中可以看出，我國近10年的價格數據中，豬肉價格波動較大，雞肉價格波動較小，牛羊肉價格整體上漲。在四大肉類中，牛羊肉價格最高，豬肉價格居中，雞肉價格最低。

雞蛋、牛奶也是居民的重要食品。蛋雞和肉雞、奶牛和肉牛在生產過程上和居民消費上也存在相似和差異之處。雞蛋和雞肉、牛奶和牛肉也有可能同時具有替代效應和互補效應。從經濟學的供給需求來看，二者的價格關系是存在重要聯系的。

1 文獻回顧

對肉類產品研究中，通常是對單個市場進行分析，內容通常是價格波動和價格預測。對牛產業鏈的主要環節價格，采用馬爾科夫區制轉換向量自回歸模型進行分析，發現肉牛產業存在2種狀態，這2種狀態的轉換概率較低，價格波動呈現階段性和平滑性[1]。使用多元線性回歸模型和聯立方程組模型來分析羊肉價格波動及其成因[2]。使用經驗模態分解方法分解豬肉價格，再運用支持向量機進行分別預測，提高模型的價格預測能力[3]。使用HP濾波法研究我國豬肉價格波動的周期性特征，發現我國豬肉價格波動十分頻繁，且其波動具有明顯的季節性，波動周期一般為3～4年[4]。使用B-N趨勢周期分解法和Cochrane方差比統計量，將豬肉價格劇烈波動的形勢分為6個周期[5]。使用MS-VAR模型，分析雞肉價格波動的影響因素，包括玉米價格、肉雛雞、居民收入等因素[6]。

雞蛋和牛奶的收入彈性較小，其價格變動主要通過分析供給側的影響。使用誤差修正模型進行分析，滯后的豆粕價格（正影響）和滯后的蛋雞存欄量（負影響）解釋了雞蛋價格下跌[7]。使用HP濾波方法和協方差，發現我國雞蛋價格季節性、周期性波動明顯;生產成本等和供需失衡是雞蛋價格波動主因[8]。建立局部均衡模型包括牛奶供給、需求、進出口貿易、價格聯系以及市場出清，對牛奶市場2015—2020年的發展狀況進行預測[9]。使用VAR模型，通過脈沖響應函數、方差分解分析進口奶粉價格對我國原料奶價格的影響。進口奶粉價格提高有助于提高我國原料奶的價格水平，價格的沖擊響應期約為2年[10]。

不同市場價格之間的研究相對較少。研究發現豬肉價格與牛肉、羊肉、雞肉價格存在長期穩定的均衡關系;豬肉價格波動主要受其自身影響較大[11]。將均衡關系推廣到四大肉類市場價格之間，豬肉與其他肉類價格的關聯最為緊密[12]。使用BP濾波和HP濾波對雞肉和雞蛋的價格周期進行比較和預測[13]。構建MS-VAR模型對牛肉及牛奶價格波動進行分析，存在明顯的狀態轉換和階段特征，牛奶價格對牛肉價格波動沖擊影響大、持續時間長，牛肉價格對牛奶價格沖擊作用相對較小[14]。使用協整和向量誤差修正模型，控制收入水平和貨幣供給后，發現四者價格存在長期均衡關系。應用動態條件相關GARCH模型發現，牛羊肉間的波動聯系最大，豬肉與牛羊肉價格間的聯系次之，雞肉與其他肉類價格的波動聯系最小[15]。

以往研究中，單個市場研究居多，多個市場研究偏少;價格波動和價格預測居多，價格關聯偏少;供給側成本研究居多，需求側研究偏少。肉蛋奶產品作為農產品，天然具有生產周期帶來的供給量波動;肉蛋奶產品作為重要食品，收入彈性較小。對于肉蛋奶產品的價格，既要分析供給側的影響，又要考慮多個市場分析需求側的影響。本研究希望對牛肉、羊肉、豬肉、雞肉、雞蛋和牛奶等6類產品，分析彼此的價格關系。供給側對價格影響，主要考慮生產成本;需求側對價格影響，主要考慮彼此間的替代和互補效應。

2 研究方法和數據來源

2.1 研究方法

本研究使用相關系數和格蘭杰因果檢驗，來觀測肉蛋奶產品和玉米產品共計7種產品之間的價格關系。其中，玉米作為重要的畜牧業原材料，對肉蛋奶的生產有重要影響，使用其價格作為生產成本的代表性指標。再使用時間序列數據，探討肉類之間價格（替代和互補效應）、肉蛋奶價格和飼料價格（供給側）、肉類價格與副產品價格（雞蛋和牛奶）、肉蛋奶價格和其滯后價格（生產周期、蛛網效應）。最后，使用6類肉蛋奶產品構建一個面板數據模型，進一步探討肉蛋奶產品市場的價格關系。

2.2 數據來源

本研究所有數據均來自中國畜牧業信息網和全國畜牧業監測預警信息網，為2008—2017年的月度數據。其中，牛肉為去骨牛肉價格、羊肉為帶骨羊肉價格、豬肉為去皮帶骨豬肉價格、雞肉為白條雞價格、牛奶為10個主產省（區）的平均價格。參考以往研究[6-16]，使用玉米價格作為成本的代表性指標。

3 分析結果

3.1 相關系數和格蘭杰因果檢驗分析

利用相關系數和格蘭杰因果檢驗來觀測牛肉、羊肉、豬肉、雞肉、雞蛋、牛奶、玉米間的價格關系（圖2）。

牛肉價格與羊肉價格（0.95）、牛奶價格（0.91）、雞肉價格（0.84）的相關性較高。羊肉與牛肉價格（0.95）、牛奶價格（0.95）、雞肉價格（0.85）相關性較高。豬肉價格只與雞肉價格（0.72）有較高相關性。雞肉價格與羊肉價格（0.85）、牛奶價格（0.85）、牛肉價格（0.84）相關性較高。雞蛋價格與玉米價格（0.80）、雞肉價格（0.76）相關性較高。牛奶價格與羊肉價格（0.95）、牛肉價格（0.91）、雞肉價格（0.85）相關性較高。玉米價格與豬肉價格（0.25）、牛肉價格（0.47）相關性較低，與雞肉、羊肉、雞蛋、牛奶價格相關系數均大于0.6。

產品價格數據往往不是平穩序列，因此不對其進行單位根檢驗和協整分析。使用格蘭杰因果檢驗，觀測彼此的價格關系。

由表1可知，在5%顯著性下，羊肉價格是牛肉價格、雞肉價格的格蘭杰原因，即羊肉價格變化是牛肉、雞肉價格變化的原因;雞肉價格和豬肉價格互為格蘭杰原因，即雞肉價格與豬肉價格互相影響。放寬到10%顯著性下，牛肉價格是雞肉價格的格蘭杰原因，即牛肉價格變化是雞肉價格變化的原因。

由表2可知，在5%顯著性下，玉米價格是牛肉價格、羊肉價格、雞肉價格、雞蛋價格的格蘭杰原因，即玉米價格變化是牛肉、羊肉、雞肉、雞蛋價格變化的原因。放寬到10%顯著性下，玉米價格是牛奶價格的格蘭杰原因，即玉米價格變化也是牛奶價格變化的原因。

由表3可知，雞肉價格與雞蛋價格、牛肉價格與牛奶價格間不存在顯著的格蘭杰因果關系。結合上面的相關系數，副產品價格對解釋肉類價格有一定作用但不夠充分，必須要結合其他因素。

3.2 時間序列分析

使用產品的時間序列價格建立回歸模型中，6類產品普遍存在嚴重的正自相關。以下回歸方程中，普遍使用滯后項和自回歸模型，使用赤池信息準則（Akaike information criterion，簡稱AIC）、回歸系數及其顯著性、德賓-沃森檢驗（Durbin-Watson，簡稱DW）等指標來判斷滯后階數和自相關情況。回歸方程中，變量后接括號代表滯后變量，如MUTTON（-1）代表羊肉價格滯后1期。

3.2.1 牛肉價格 由表4中t統計量可知，所有回歸系數均在1%水平下顯著，R2達到0.999 4，表明變量的解釋效果良好，DW系數則表明回歸方程不存在自相關情況。

按照蛛網模型，農產品前期的價格上升會帶來供給增加和需求減少，最終本期價格下降，即前期與本期價格負相關;

若本期價格下跌，則會導致供給減少和需求增加，最終后期價格上漲，即前期與后期正相關。價格之間出現的滯后交替正負的變化現象，即為蛛網現象（蛛網效應）。

牛肉的前1期和前2期價格分別對本期牛肉價格有顯著的正方向（1.359 9）和反方向（-0.377 1）作用。前1期價格的作用（1.359 9>0.377 1）要更大，說明牛肉價格有很強的延續性和滯后性;前2期價格的反方向作用表明牛肉價格存在蛛網效應。羊肉價格對牛肉價格存在當期互補、前期替代效應，本期羊肉價格與本期牛肉價格正相關（0.744 7），驗證了二者互補效應;前1期和前2期羊肉價格的回歸系數與前1期和前2期牛肉價格回歸系數的數值相近、符號相反（-1.063 7 和1.359 9、0.337 8和-0.377 1），驗證了二者的替代效應。

由表5中t統計量可知所有回歸系數均在1%水平下顯著，R2達到0.998 5，表明變量的解釋效果良好，DW系數則表明回歸方程不存在自相關情況。前1期和前2期牛肉價格的結果與表4中的結果十分類似。前5期和前6期的玉米價格對本期牛肉價格有顯著影響，說明了牛肉的農業生產周期較長，供給側的成本傳遞需要5、6個月。前5期和前6期玉米價格的回歸系數數值相近、符號相反（4.985 6和 -4.810 9），說明了供給側的成本價格傳遞上也存在顯著的蛛網效應。

由表6中t統計量可知所有回歸系數均在1%水平下顯著，R2達到0.998 4，表明變量的解釋效果良好，DW系數則表明回歸方程不存在自相關情況。前1期和前2期牛肉價格的結果與表4、表5十分類似。本期牛奶價格系數為正，驗證牛肉與牛奶的互補效應;前1期的牛奶價格與前一期的牛肉價格的回歸系數符號相反（-4.139 1和1.421 5），說明牛奶與牛肉也有一定的替代效應。與表4的羊肉不同，牛奶的替代效應僅限于前1期價格，說明其替代效用的傳遞要弱于羊肉。

3.2.2 羊肉價格 由表7中t統計量可知所有回歸系數均在1%水平下顯著，R2達到0.99表明變量的解釋效果良好，DW系數則表明回歸方程不存在自相關情況。與表4中的牛肉類似，羊肉自身存在蛛網效應，牛肉價格對羊肉價格當期存在互補效應（0.888 1）、前期存在替代效應（-1.279 5）。

由表8中t統計量可知所有回歸系數均在1%水平下顯著，R2達到0.998 0，表明變量的解釋效果良好，DW系數則表明回歸方程不存在自相關情況。與表5中的牛肉類似，羊肉的生產周期較長，成本傳遞上也需要5、6個月且存在蛛網效應。

3.2.3 豬肉價格 由表9中t統計量可知所有回歸系數均在1%水平下顯著，R2達到0.964 8，表明變量的解釋效果良好，DW系數則表明回歸方程不存在自相關情況。豬肉價格自身存在蛛網效應，雞肉價格對豬肉價格當期存在互補效應（1839 0）、前期存在替代效應（-2.844 0）。

3.2.4 雞肉價格 由表10中t統計量可知所有回歸系數均在1%水平下顯著，R2達到0.978 2，表明變量的解釋效果良好，DW系數則表明回歸方程不存在自相關情況。雞肉價格自身存在蛛網效應，羊肉價格對雞肉價格當期存在互補效應（0224 7）、前期存在替代效應（-0.443 2）。

由表11中t統計量可知所有回歸系數均在5%水平下顯著，R2達到0.974 1，表明變量的解釋效果良好，DW系數則表明回歸方程不存在自相關情況。本期和前1期的玉米價格對雞肉價格有顯著影響，說明雞肉的生產周期較短;二者符號相反，玉米價格對雞肉價格的成本傳遞也具有蛛網效應。

由表12中t統計量可知所有回歸系數均在1%水平下顯著，R2達到0.985 3，表明變量的解釋效果良好，DW系數則表明回歸方程不存在自相關情況。雞蛋價格對雞肉價格也是當期存在互補效應（0.496 5）、前期存在替代效應（-0.431 7）。與表6中牛奶價格對牛肉價格的作用類似，前期的替代效應也只存在1期，替代效應的傳遞效應較弱。

3.2.5 雞蛋價格 由表13中t統計量可知所有回歸系數均在1%水平下顯著，R2達到0.929 8，表明變量的解釋效果良好，DW系數則表明回歸方程不存在自相關情況。雞蛋價格自身的蛛網模型傳遞效應較短，只有前1期有顯著影響。雞肉價格對雞蛋價格也存在當期的互補效應（0.933 3）、前期存在替代效應（-0.865 5）。

由表14中t統計量可知所有回歸系數均在1%水平下顯著，R2達到0.887 9，表明變量的解釋效果良好，DW系數則表明回歸方程不存在自相關情況。玉米價格對雞肉價格有顯著的成本傳遞，且雞蛋生產周期短，只受當期玉米價格的影響。玉米價格對雞肉價格的解釋能力有限，還需要前1期和前2期的雞蛋價格增加解釋力和避免自相關問題。

3.2.6 牛奶價格 由表15中t統計量可知所有回歸系數均在1%水平下顯著，R2達到0.996 4，表明變量的解釋效果良好，DW系數則表明回歸方程不存在自相關情況。牛奶價格自身存在蛛網效應。牛肉價格對牛奶價格也是當期存在互補效應（0.011 7）、前期存在替代效應（-0.114 0）。

3.3 面板數據分析

為了確定固定效應還是隨機效應，先對雙誤差分量模型進行Hausman檢驗。表16中Hausman檢驗結果可知，顯著性P值表明橫截面應該采用固定效應、時間序列采用隨機效應。采用這樣的模型設定得到表17的結果。其中，PRICE為肉蛋奶產品的價格，CORN為玉米價格，變量后接括號代表滯后變量。

由表17中t統計量可知所有回歸系數均在1%水平下顯著，R2達到0.999 4，表明變量的解釋效果良好，DW系數則表明回歸方程不存在自相關情況。肉蛋奶產品價格存在顯著的蛛網效應，受前1期、前2期價格影響。玉米價格對肉蛋奶產品的價格影響顯著，成本傳遞上也存在蛛網效應。

4 結論

從整體上看，肉、蛋、奶產品價格存在顯著的蛛網效應，這是其價格波動的重要原因。從供給方面來看，玉米作為重要的飼料原料，其價格對肉、蛋、奶產品的價格有著重要影響。由于農業生產周期的差異，玉米價格對牛肉、羊肉價格影響滯后5期、6期;對雞肉價格影響滯后1期;對雞蛋、牛奶價格直接受當期價格影響;對豬肉價格影響不顯著。玉米價格對肉、蛋、奶價格的影響也存在蛛網效應。

從需求方面來看，兩兩之間存在互補效應和替代效應。牛肉價格和羊肉價格關聯緊密，二者存在當期的互補效應和前期的替代效應。雞肉價格對豬肉價格存在當期的互補效應和前期的替代效應，反之豬肉對雞肉價格則不成立。雞肉價格和羊肉價格關聯緊密，二者存在當期的互補效應和前期的替代效應。牛肉價格與牛奶價格、雞肉價格與雞蛋價格也存在當期的互補效應和前期的替代效應，與肉類之間價格傳遞（滯后兩期）相比，傳遞效應時期更短（滯后1期），傳遞作用較弱。

肉蛋奶價格對居民的生活有著重要影響，也是政府在物價方面的重要調控對象。基于以上對肉蛋奶市場的價格關系分析，提出以下建議：

（1）肉蛋奶產品作為農產品，其價格存在蛛網效應、自相關性。前期的價格波動會影響后續的價格，必須要堅持對物價的監測。要堅決避免價格大漲大跌引起市場混亂和價格傳遞對消費者居民和生產者農民造成損害。

（2）在供給側上，肉蛋奶產品的價格波動很大程度上是由生產方面導致的，特別是生產周期和原材料價格。肉蛋奶產品各自有著明確的生產周期和價格傳遞周期，可以進行預見性的操作，如期貨市場套期保值、交錯生產周期，來實現減弱供給導致的價格波動。

（3）在需求側上，肉蛋奶產品之間存在替代效應和互補效應。利用這一關系，在某種產品價格異常波動時，使用價格關聯密切的產品來平穩價格，特別是可以利用生產周期短的農產品來平穩生產周期長的農產品。

參考文獻：

[1]石自忠，王明利，胡向東，等. 我國肉牛產業鏈價格非線性波動及傳遞特征分析[J]. 中國農業大學學報，2017，22（8）：162-170.

[2]李嘉祺，張 華，孫建明. 羊肉價格波動分析和預測[J]. 中國畜牧雜志，2018，54（11）：133-139.

[3]蔡超敏，凌立文，牛 超，等. 國內豬肉市場價格的EMD-SVM集成預測模型[J]. 中國管理科學，2016，24（S1）：845-851.

[4]葉 鋒，謝 娟，馬敬桂. 基于HP濾波法的我國豬肉價格波動周期性探究[J]. 價格月刊，2017（10）：27-30.

[5]羅千峰，張利庠. 基于B-N分解法的我國生豬價格波動特征研究[J]. 農業技術經濟，2018（7）：93-106.

[6]盧彥丞，許 畔. 基于Markov區制轉換VAR模型的我國雞肉價格波動及其影響因素分析[J]. 中國家禽，2018，40（1）：36-41.

[7]周星宇，張怡雅，陳 琨，等. 從供給角度分析雞蛋價格長期下跌的原因[J]. 中國畜牧雜志，2018，54（6）：132-137.

[8]閆振宇，孫養學. 我國雞蛋價格波動規律及影響因素分析[J]. 統計與決策，2018，34（19）：150-154.

[9]程長林，任愛勝，陳 林. 中國牛奶市場供需關系及預測分析——基于局部均衡模型[J]. 干旱區資源與環境，2017，31（4）：9-15.

[10]衛龍寶，王倩倩. 進口奶粉價格對我國原料奶價格的影響——基于VAR模型的實證分析[J]. 中國畜牧雜志，2018，54（1）：134-137.

[11]田文勇，黃 超，覃 玥，等. 我國豬肉價格與牛羊雞肉價格動態關聯實證分析[J]. 黑龍江畜牧獸醫，2016（14）：20-24，291.

[12]胡 月，田志宏，陳紅華. 我國肉類價格的動態關聯性分析[J]. 中國農業大學學報，2017，22（11）：181-188.

[13]阿米娜·玉蘇甫. 我國雞肉和雞蛋價格周期規律及對比分析[J]. 黑龍江畜牧獸醫，2017（20）：58-63.

[14]石自忠，王明利. 我國牛肉與牛奶價格非線性傳導特征分析[J]. 價格理論與實踐，2018（8）：106-109.

[15]毛學峰，杜 銳，王濟民. 中國四大肉類產品之間是否存在價格聯系[J]. 農業技術經濟，2018（10）：97-108.

[16]張 曉. 豆粕價格、玉米價格和活豬價格的短期動態關系與長期均衡[J]. 江蘇農業科學，2015，43（1）：440-443.