劉明月,張淑霞
(西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,陜西 楊凌 712100)
禽流感(AI)是一種由A型流感病毒引起的禽類感染疾病綜合癥,被世界動(dòng)物衛(wèi)生組織(OIE)規(guī)定為A類動(dòng)物疫病。根據(jù)禽流感致病性的不同,可分為高致病性禽流感(HPAI)、低致病性禽流感(LPAI)和非致病性禽流感,其中以高致病性禽流感最為嚴(yán)重,該病毒會(huì)在家禽中迅速傳播,死亡率極高。自20世紀(jì)90年代后期,禽流感在世界約50個(gè)國家和地區(qū)暴發(fā)流行,且日趨頻繁。2005年,我國半數(shù)以上省份先后發(fā)生30多起禽流感疫情,死亡家禽18.6萬只,撲殺2284.9萬只,肉雞的存欄和出欄量僅在正常水平的70%左右。禽流感疫情暴發(fā)不僅損害畜禽的生產(chǎn)能力,而且會(huì)降低消費(fèi)者對(duì)畜產(chǎn)品的消費(fèi)意愿,從而引發(fā)畜產(chǎn)品市場(chǎng)價(jià)格的大幅波動(dòng)。本文以新疆雞蛋市場(chǎng)為例,采ARIMA模型定量分析禽流感疫情對(duì)新疆雞蛋價(jià)格波動(dòng)的影響,考察禽流感疫情事件對(duì)雞蛋市場(chǎng)價(jià)格的沖擊效應(yīng),以幫助人們認(rèn)識(shí)畜產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)的形成機(jī)理,為養(yǎng)禽業(yè)疫情災(zāi)后恢復(fù)和價(jià)格調(diào)控政策的制訂提供實(shí)證依據(jù)。
ARIMA模型是由博克思(Box)和詹金斯(Jenkins)于20世紀(jì)70年代創(chuàng)立的用于研究時(shí)間序列的重要方法,該方法依據(jù)變量本身的變化規(guī)律利用外推機(jī)制來描述時(shí)間序列的變化,從而達(dá)到最小方差的最優(yōu)預(yù)測(cè)。在國內(nèi),有學(xué)者將這種方法用于研究SARS對(duì)中國入境旅游外匯收入的影響(孫玉環(huán),2006)、突發(fā)事件對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響(吳令云,2004)、“911”事件后國際恐怖主義活動(dòng)的發(fā)展動(dòng)態(tài)(歐朝敏,2011)等。
ARIMA模型的全稱為求和自回歸移動(dòng)平均模型,由自回歸模型與滑動(dòng)平均模型為基礎(chǔ)“混合”構(gòu)成。ARIMA(p,d,q)模型中,AR是自回歸模型,p為模型的自回歸階數(shù);MA是移動(dòng)平均模型,q為模型的移動(dòng)平均階數(shù);I是求和法,指時(shí)間序列d次差分的總和,d為模型的差分階數(shù)。ARIMA模型可以表示為:
式中,Xt為時(shí)間序列;Φ(B)=1-φ1B-φ2B2-…-φP BP,B為滯后算子,φi(i=1,2…p)為待估計(jì)的自回歸系數(shù);(1-B)dXt表示對(duì)Xt進(jìn)行d次差分;Θ(B)=1-θ1B-θ2B2-…-θqBq,θi(i=1,2…q)為待估計(jì)的移動(dòng)平均系數(shù);et為誤差項(xiàng)。
本文嘗試借助ARIMA模型來定量評(píng)估禽流感疫情事件對(duì)新疆雞蛋價(jià)格的影響程度?;舅悸肥牵菏紫雀鶕?jù)禽流感疫情事件發(fā)生前的時(shí)間序列建立ARIMA模型,利用該模型對(duì)事件發(fā)生后的各期值進(jìn)行追溯預(yù)測(cè),得到預(yù)測(cè)值和實(shí)際值的差值,即雞蛋價(jià)格受禽流感疫情事件影響而減少的數(shù)值。通過對(duì)差值的分析定量評(píng)估禽流感疫情事件對(duì)雞蛋價(jià)格的沖擊效應(yīng)。
選擇新疆作為研究對(duì)象,主要基于以下考慮:一是新疆地處我國西北部,遠(yuǎn)離內(nèi)陸諸省(區(qū)),可以忽略價(jià)格波動(dòng)跨區(qū)域傳遞的影響,而專注于禽流感疫情事件對(duì)雞蛋價(jià)格波動(dòng)沖擊效果的研究;二是2002年10月至2012年4月期間,新疆發(fā)生15次高致病性禽流感,禽流感疫情事件對(duì)家禽產(chǎn)品供給與需求產(chǎn)生嚴(yán)重影響,雞蛋價(jià)格的波動(dòng)劇烈,選擇該地區(qū)具有代表性。
本文采用2002年10月至2012年4月農(nóng)業(yè)部國內(nèi)重大動(dòng)物疫情通報(bào)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。為了考察疫情事件對(duì)雞蛋價(jià)格波動(dòng)的影響,采用月度數(shù)據(jù)進(jìn)行影響效果的分析,以損失家禽數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)來衡量禽流感月度影響規(guī)模。期間雖經(jīng)歷15次高致病性禽流感,但多以局部發(fā)生為主,難以影響新疆整個(gè)雞蛋市場(chǎng)的價(jià)格。2005年11月,新疆7個(gè)地方發(fā)生禽流感,損失604069只家禽,與其它疫情暴發(fā)相比,本次疫情規(guī)模最大,且為全面爆發(fā),因此,本文選擇2005年11月的禽流感疫情事件來分析對(duì)雞蛋價(jià)格的沖擊效應(yīng)。
圖1反映了2002年10月至2012年4月新疆雞蛋價(jià)格走勢(shì)。價(jià)格總體上圍繞趨勢(shì)成分呈波動(dòng)上升趨勢(shì)。2005年11月,雞蛋價(jià)格為5.72元/千克,新疆禽流感疫情暴發(fā)后,疫情事件對(duì)價(jià)格產(chǎn)生了較大沖擊,雞蛋價(jià)格明顯下降,2006年4月跌至最低,之后緩慢上升,直到2006年11月(雞蛋價(jià)格為5.76元/千克)才回歸到原來的運(yùn)行軌跡。
圖1 2002年10月至2012年4月新疆雞蛋價(jià)格走勢(shì)
從雞蛋價(jià)格的走勢(shì)圖(圖1)可以看出,雞蛋價(jià)格總體上呈波動(dòng)上升趨勢(shì),季節(jié)性影響顯著,利用X-12對(duì)雞蛋價(jià)格進(jìn)行季節(jié)調(diào)整,同時(shí)為了防止異方差的存在,對(duì)季節(jié)調(diào)整后的數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)。
建立時(shí)間序列模型時(shí),要求數(shù)據(jù)具有平穩(wěn)性,所以在建立模型之前,需要用單位根檢驗(yàn)來判斷時(shí)間序列的平穩(wěn)性。從ADF檢驗(yàn)結(jié)果(表1)可知,預(yù)處理后的雞蛋價(jià)格的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量大于1%的臨界值,接受原假設(shè),時(shí)間序列不具有平穩(wěn)性。一階差分后,檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量小于1%的臨界值,為平穩(wěn)的時(shí)間序列。
其中c表示含截距項(xiàng),t表示含趨勢(shì)項(xiàng),p表示滯后階數(shù);P的選擇標(biāo)準(zhǔn)是以AIC、SC值最小為準(zhǔn)則;Xt為雞蛋價(jià)格,△Xt變量表示雞蛋價(jià)格的一階差分。
白噪聲檢驗(yàn)又稱為純隨機(jī)檢驗(yàn),是用來專門檢驗(yàn)序列是否為純隨機(jī)序列的一種方法。純隨機(jī)序列的序列值之間沒有任何相關(guān)關(guān)系,我們不能根據(jù)過去的數(shù)據(jù)對(duì)未來的數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)測(cè),所以在建立時(shí)間序列模型過程中要求待處理序列為非白噪聲序列。從一階差分后的時(shí)間序列的自相關(guān)-偏相關(guān)分析圖中可知,Q統(tǒng)計(jì)量的P值小于5%的顯著性水平,拒絕原假設(shè),認(rèn)為序列為非白噪聲序列,滿足模型建立的條件。
表1 ADF檢驗(yàn)結(jié)果
圖2 DLNXt的自相關(guān)-偏相關(guān)分析圖
模型識(shí)別的一般方法是通過觀察數(shù)據(jù)的自相關(guān)-偏相關(guān)分析圖的信息,找出顯著截尾的延遲階數(shù)。這種方法有很大的主觀性,所以只能作為模型識(shí)別的一個(gè)參考。具體的模型階數(shù),還要通過自相關(guān)-偏自相關(guān)分析圖給出的信息,經(jīng)過反復(fù)的試驗(yàn)與檢驗(yàn),最終確定符合各項(xiàng)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)要求的模型階數(shù)。雞蛋價(jià)格經(jīng)過一階差分后平穩(wěn),所以d=1,p、q的階數(shù)從自相關(guān)-偏相關(guān)分析圖獲得為1或2,根據(jù)備選模型各項(xiàng)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)檢驗(yàn)結(jié)果(表2)可知,(2,1,2)的AIC、SC信息準(zhǔn)則最小,R2最大,所以我們初步選擇ARIMA(2,1,2)模型。
表2 備選模型的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)結(jié)果
運(yùn)用Eviews6.0軟件對(duì)ARIMA(2,1,2)模型的參數(shù)進(jìn)行估計(jì),建立的模型如下:
*表示在10%的顯著性水平上顯著,**表示在5%的顯著性水平上顯著,***表示在1%的顯著性水平上顯著。
R2=0.4151,D-W=2.1726,AIC=-3.5591,AC=-3.4978
式中,R2=0.4151,該模型的所有參數(shù)在1%的水平上顯著,特征根的倒數(shù)都在單位圓之內(nèi),因此該模型是穩(wěn)定的。
ARIMA(2,1,2)模型的識(shí)別與估計(jì)是在假設(shè)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)是白噪聲的基礎(chǔ)上進(jìn)行的,因此,若殘差序列不是白噪聲,意味著殘差序列還存在有用信息沒被提取,需要進(jìn)一步改進(jìn)模型。從殘差序列的Q統(tǒng)計(jì)量表(表3)可知,Q統(tǒng)計(jì)量的P值都大于5%的顯著性水平,接受原假設(shè),即殘差序列是白噪聲序列,模型估計(jì)正確。
表3 殘差序列的Q統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)
運(yùn)用ARIMA(2,1,2)模型對(duì)2005年12月至2007年1月的雞蛋價(jià)格數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)測(cè),預(yù)測(cè)值和實(shí)際值的差值即為雞蛋價(jià)格受禽流感疫情事件影響而減少的數(shù)值。
表4 ARIMA模型對(duì)2005年12月至2007年1月雞蛋價(jià)格的預(yù)測(cè)值
ARIMA(2,1,2)對(duì)疫情后雞蛋價(jià)格的外推預(yù)測(cè)值與實(shí)際值的差值即為疫情的沖擊效應(yīng)。從表4的結(jié)果可知,預(yù)測(cè)值的平均絕對(duì)誤差為0.3203,平均相對(duì)誤差為7.17%,可見其預(yù)測(cè)精度很高,模型具有一定的參考價(jià)值。2005年12月雞蛋的實(shí)際價(jià)格為5.08元/千克,而ARIMA模型預(yù)測(cè)的雞蛋價(jià)格為5.59元/千克,偏離了10.11%。2006年1月雞蛋的實(shí)際價(jià)格為5.19元/千克,預(yù)測(cè)價(jià)格為5.42元/千克,預(yù)測(cè)值高于實(shí)際值0.23元/千克,可能的原因是節(jié)日效應(yīng),傳統(tǒng)節(jié)日會(huì)使消費(fèi)者增加對(duì)雞蛋的需求,從而導(dǎo)致疫情事件對(duì)雞蛋價(jià)格的沖擊效應(yīng)減弱。2006年2月,雞蛋的實(shí)際價(jià)格為4.48元/千克,預(yù)測(cè)價(jià)格高于實(shí)際價(jià)格12.68%,之后沖擊效應(yīng)逐漸增強(qiáng),實(shí)際價(jià)格與預(yù)測(cè)價(jià)格的偏離度也逐漸增大。2006年5月,預(yù)測(cè)價(jià)格高于實(shí)際價(jià)格0.71元/千克,偏離了16.39%,沖擊效應(yīng)最為顯著。2006年6月、7月價(jià)格的偏離度分別為14.24%、14.01%,之后隨著時(shí)間的推移雞蛋的實(shí)際價(jià)格與預(yù)測(cè)價(jià)格的偏離度逐漸減小,疫情事件對(duì)雞蛋價(jià)格的沖擊效應(yīng)呈減弱的趨勢(shì)。2006年11月,雞蛋實(shí)際價(jià)格僅低于預(yù)測(cè)價(jià)格0.02元/千克,沖擊效應(yīng)不再顯著,價(jià)格隨著消費(fèi)者的消費(fèi)信心的恢復(fù)趨于正常。
禽流感疫情事件對(duì)雞蛋價(jià)格的沖擊效應(yīng)總體上呈先增強(qiáng)后逐漸減弱的趨勢(shì),共持續(xù)12個(gè)月左右,之后雞蛋價(jià)格恢復(fù)到原有的運(yùn)行趨勢(shì)。禽流感疫情事件對(duì)雞蛋價(jià)格的沖擊效應(yīng)在期初6個(gè)月使雞蛋價(jià)格呈現(xiàn)逐漸下降的趨勢(shì),作用機(jī)制如圖3。疫情發(fā)生前的供給曲線為Qs,需求曲線為Qd,雞蛋價(jià)格為P0,供需均衡點(diǎn)為M。禽流感疫情暴發(fā)使大批家禽死亡,同時(shí)政府對(duì)疫點(diǎn)周圍3公里范圍內(nèi)的家禽進(jìn)行了捕殺,疫區(qū)之外5公里的范圍內(nèi)進(jìn)行免疫,蛋雞的生產(chǎn)性能下降,淘汰率提高,雞蛋的供給下降,供給曲線由Qs向Q′s移動(dòng)。另外,疫情發(fā)生以后,消費(fèi)者由于擔(dān)心食品安全問題,需求減少,雞蛋價(jià)格迅速受到?jīng)_擊,在疫情發(fā)生后的第一個(gè)月,實(shí)際價(jià)格與預(yù)測(cè)價(jià)格已偏離10.11%。隨著疫情逐漸擴(kuò)散,影響范圍擴(kuò)大,消費(fèi)者對(duì)疫情的恐懼心理增強(qiáng),消費(fèi)信心降低,需求大幅下降,需求曲線由Qd向Q′d移動(dòng)。需求的降幅大于供給的降幅導(dǎo)致價(jià)格逐漸下降,在疫情發(fā)生后的第6個(gè)月降為P1,供需均衡點(diǎn)變?yōu)镸′。沙愛龍、劉澤?。?007)證實(shí)禽流感暴發(fā)導(dǎo)致國內(nèi)活禽、禽肉等的消費(fèi)降幅為40%左右,價(jià)格下降30%左右,需求的降幅大于供給的降幅,這與本文的研究一致。
圖3 禽流感暴發(fā)后1~6月的供需關(guān)系圖
禽流感疫情事件對(duì)雞蛋價(jià)格的沖擊效應(yīng)在6個(gè)月之后使價(jià)格呈現(xiàn)逐步上升的趨勢(shì),雞蛋價(jià)格大約經(jīng)歷6個(gè)月回歸到原有的運(yùn)行軌跡,作用機(jī)制見圖4。政府對(duì)禽流感疫情地區(qū)禁養(yǎng)6個(gè)月,6個(gè)月以后養(yǎng)殖戶逐漸恢復(fù)生產(chǎn),雞蛋的供給增加,供給曲線由Q′s向Qs移動(dòng)。另外隨著時(shí)間的推移,禽流感疫情對(duì)消費(fèi)者的心理影響逐漸減弱,消費(fèi)信心逐漸恢復(fù),需求增加,需求曲線由Q′d向Qd移動(dòng)。由于雞蛋的生產(chǎn)存在周期性,所以供給恢復(fù)的速度慢于需求恢復(fù)的速度,價(jià)格逐步回升,在暴發(fā)后的第12個(gè)月,價(jià)格回升到P0,供需均衡點(diǎn)回到M,沖擊效應(yīng)消失。
從雞蛋實(shí)際價(jià)格的走勢(shì)(圖1)可知,2005年11月的雞蛋價(jià)格為5.72元/千克,之后一路下跌,2006年4月價(jià)格跌至谷底,2006年4月以后逐漸回升,到2006年11月價(jià)格(5.76元/千克)趨于正常,疫情事件對(duì)雞蛋價(jià)格的影響大約持續(xù)12個(gè)月,這與模型分析的結(jié)論是一致的。
本文運(yùn)用ARIMA模型定量評(píng)估2005年新疆禽流感疫情事件對(duì)雞蛋市場(chǎng)價(jià)格的沖擊效應(yīng),實(shí)證研究表明,短期內(nèi)疫情事件通過養(yǎng)殖戶生產(chǎn)能力毀損、消費(fèi)者消費(fèi)信心等具體途徑影響供給與需求,進(jìn)而造成雞蛋市場(chǎng)價(jià)格的劇烈波動(dòng)。價(jià)格沖擊效應(yīng)在疫情暴發(fā)后的前6個(gè)月逐漸增強(qiáng),之后處于逐漸減弱的趨勢(shì);期初的6個(gè)月,雞蛋價(jià)格主要受需求減少的影響而下降,最大降幅為16.39%,之后雞蛋價(jià)格隨著消費(fèi)者消費(fèi)信心的增強(qiáng)而逐步上升,大約經(jīng)歷6個(gè)月沖擊效應(yīng)消失,價(jià)格回歸原有的運(yùn)行趨勢(shì),這意味著疫情事件暴發(fā)對(duì)價(jià)格的沖擊具有一定的延滯效應(yīng)。也許疫情事件對(duì)養(yǎng)殖戶生產(chǎn)能力毀損可能并不大,但是會(huì)引起消費(fèi)者信心的急劇下挫,而信心的恢復(fù)具有彈性,造成疫情事件具有一定的延滯效應(yīng)。其政策含義是疫情事件對(duì)養(yǎng)殖業(yè)戶造成經(jīng)濟(jì)損失,既包括疫情事件造成養(yǎng)殖戶生產(chǎn)能力的損失,又包括疫情事件沖擊造成的雞蛋價(jià)格下降給養(yǎng)殖戶造成的損失,所以政府給養(yǎng)殖戶疫情損失補(bǔ)償不僅要考慮養(yǎng)殖戶生產(chǎn)能力下降造成的直接損失,還要考慮由于疫情沖擊造成畜產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)帶來的間接損失。
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