编辑: 捷安特680 | 2019-07-03 |
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0 7 年、
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1 1年减少.养殖户追求利益最大化的生产决 策建立在预期价格的基础之上, 且养猪户根据本期生 猪价格来预测下期生猪价格, 因此生猪出栏量会受到 价格的影响[
5 ] .但是, 生猪的生产周期长使得在短 期内难以调整生产, 且由于市场信息不对称, 养殖户 对市场信息获取不及时、 分析不准确等因素, 致使出 栏量对价格变动产生的反应具有滞后性[
3 ] .
2 ) 猪肉价格对生猪出栏量增加和减少变化的反 应速 度不同, 但在短期内都存在反向变动关系.
2 0
0 0 ―2
0 0 6年、
2 0
0 8 ―2
0 1 0年间, 生猪出栏量稳步增 加, 猪肉价格先是稳定或上涨而后转变为下跌.
2 0
0 7年、
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1 1年, 生猪出栏量减少, 猪肉价格迅速反 应, 表现为剧烈上涨.猪肉价格由供求关系决定, 生 猪需求相对稳定、 供给变化较大, 因此生猪供给量是 生猪价格形成的主要因素[
6 ] , 进而生猪出栏量的变 动会对猪肉价格产生影响.在生猪出栏量增加时, 市 场中的生猪需求量是猪肉价格与出栏量发生反向变 动的临界值.当出栏量低于市场需求时, 价格稳定或 上涨, 当出栏量高于市场需求时, 价格下跌.受价格 下跌的影响, 消费者增加对猪肉的购买, 市场中对生 猪的需求增加, 此时生猪出栏量减少, 出现供不应求, 因此猪肉价格迅速上涨.
2 我国猪肉价格与生猪出栏量的动态关联实证分析 分别运用平稳性检验和协整检验、 向量误差修正 模型、 格兰杰( G r a n g e r ) 因果关系检验和脉冲响应函 数分析方法, 对2000―2
0 1 4年中国猪肉价格和生猪 出栏量之间的关系进行实证分析, 来探析两者间的内 在联系.
2 .
1 模型设定与数据来源 猪肉价格波动和生猪出栏量间的关系可用数学 模型表示为: l n Y t= C+ α l n P t+ ε t (
1 ) 式中: Y表示生猪年出栏量, P表示猪肉月平均 价格, ε t表示随机扰动项. 选取
2 0
0 0 ―2
0 1 4年时间序列数据, 猪肉价格数 据采用猪肉价格的月度平均价格, 来自中国畜牧业信 息网;
生猪年出栏量数据来自《 中国畜牧业年鉴》 .
2 .
2 平稳性检验及协整检验 平稳性检验结果见表
1 . ・
5 1 ・ №.
0 2 ,
2 0
1 7 表1猪肉价格与生猪出栏量的平稳性检验 变量 检验形式 ( C , T , K ) A D F统计值
1 %临界值 平稳性 检验结果 l n Y ( C , T ,
0 ) -
2 .
6 3
08 8
6 -
4 .
8 0
00 8
0 不平稳 Δ l n Y (
0 ,
0 ,
0 ) -
3 .
6 5
31 8
4 -
2 .
7 5
49 9
3 平稳 l n P ( C , T ,
1 ) -
3 .
9 3
88 1
4 -
4 .
8 8
64 2
6 不平稳 Δ l n P ( C ,
0 ,
1 ) -
5 .
9 1
65 4
4 -
4 .
1 2
19 9
0 平稳 注: Δ表示差分形式;
( C , T , K ) 分别表示常数项、 趋势项及滞 后阶数;
最优滞后期数由 A I C准则确定. 由表 1看见: 原序列 l n Y t和lnPt的 A D F统计值 都比
1 %临界值大, 即lnYt和 l n P t序列存在单位根, 是非平稳的, 但是一阶差分 Δ l n Y t和ΔlnPt通过了一 阶单整检验, 即序列 Δ l n Y t~I (
1 ) 和序列 Δ l n P t~ I (
1 )在1%的显著性水平下接受不存在单位根的结 论.考虑到两者的差异扰动可能会影响到它们之间 的协整关系, 需要进行协整检验. 采用 E- G两步法对 l n Y t和lnPt两序列之间的 协整关系进行检验, 先建立变量的协整方程, 如下: l n Y t=