閆桂權(quán)，何玉成

（華中農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，湖北 武漢 430070）

我國是為世界眾多五加科人參屬名貴藥用植物栽培和應(yīng)用的宗主國[1-2]。在五加科人參屬家族中，來自太平洋彼岸的北美洲的西洋參（Panax quinquefolium L.）于公元1784年將古老的中華與初生的美利堅直接串聯(lián)起來[3]。無論在我國歷史上，還是直至今日，西洋參作為一種具有極高醫(yī)療保健價值和經(jīng)濟價值的藥用植物和特種農(nóng)產(chǎn)品，在我國對外貿(mào)易活動中一直扮演著至關(guān)重要的關(guān)鍵角色。中國加入WTO后，一方面得益于知識產(chǎn)權(quán)和地理標示制度的保護，我國藥用植物面臨貿(mào)易全球化所帶來的前所未有的機遇，而一方面西洋參市場開放程度日益提高，客觀上降低了西洋參的進口限制，西洋參一度長驅(qū)直入。當今世界經(jīng)濟環(huán)境日益開放的宏觀背景之下，物流、資金流和信息流跨越關(guān)境，在不同地理空間自由流動和傳遞，價格波動與市場風險高速變化并向外溢出，世界西洋參的供求狀況以及國際西洋參價格變化對我國西洋參市場的價格漲跌有著極為重要的影響，國際西洋參價格變化通過進口環(huán)節(jié)影響我國西洋參市場。中藥材作為一種藥食兼用的特種經(jīng)濟作物備受學者關(guān)注。通過對國內(nèi)外文獻的回顧，多數(shù)學者主要從宏觀層面進行對西洋參展開研究，如王鐵生等[4]的研究指出，我國西洋參產(chǎn)業(yè)發(fā)展亟待解決的諸多問題；萬莉梅和于麗梅[5]的研究，指出價格因素是導致西洋參產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展的主要原因，同時西洋參價格會由于西洋參生產(chǎn)速度、西洋參生產(chǎn)周期和經(jīng)濟技術(shù)投入變化出現(xiàn)下跌；Park et al[6]發(fā)現(xiàn)人工栽培西洋參的價格大幅下降，而野生西洋參價格大幅上漲，并且西洋參的價格曲線呈現(xiàn)劇烈波動，不僅反映了供求關(guān)系，還反映了其他因素；王鐵生[7]對美國西洋參產(chǎn)品、渠道、價格、包裝、品牌等市場營銷情況進行了考察；胡麗和張文生[8]以美國威斯康辛州為例，分析了當?shù)氐漠a(chǎn)業(yè)現(xiàn)狀、生產(chǎn)規(guī)模、西洋參相關(guān)法律規(guī)定和相關(guān)企業(yè)管理營銷模式，為我國西洋參產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展提供參考；易莉莉[9]的研究為加拿大西洋參重新制定了中國市場的市場競爭戰(zhàn)略?，F(xiàn)有的國內(nèi)外對西洋參產(chǎn)業(yè)的研究較為久遠，并且研究方向主要集中于宏觀層面。因此，西洋參產(chǎn)業(yè)微觀層面的現(xiàn)實情況如何用計量模型進行闡釋和佐證是當務(wù)之急。通過本文的研究，以期厘清國產(chǎn)西洋參和進口西洋參價格波動特征的共性與個性，并探析國內(nèi)外兩個市場的西洋參價格波動風險相互沖擊強度與持續(xù)性，并在一定程度上可以為維持西洋參價格基本穩(wěn)定，完善西洋參產(chǎn)業(yè)政策，保障我國西洋參產(chǎn)業(yè)安全提供有益的理論基礎(chǔ)和決策依據(jù)。

1 數(shù)據(jù)來源和研究模型

1.1 數(shù)據(jù)來源和樣本區(qū)間

我國多個地區(qū)均有西洋參種植栽培，吉林地區(qū)因其得天獨厚的自然條件和悠久的種植歷史，該地出產(chǎn)的西洋參品質(zhì)較優(yōu)，其產(chǎn)量可以達到全國的一半以上，被公認是我國國產(chǎn)西洋參道地產(chǎn)區(qū)。進口西洋參主要來自于加拿大和美國，由于數(shù)據(jù)所限無法對加拿大和美國進口西洋參做出區(qū)別，因此對兩國進口西洋參統(tǒng)稱為進口西洋參。本研究分別選取進口統(tǒng)規(guī)格西洋參價格指數(shù)和吉林統(tǒng)規(guī)格西洋參價格指數(shù)代表進口西洋參價格情況和國產(chǎn)西洋參價格情況的指標。

本研究所采取的樣本區(qū)間為2013年4月15日至2018年3月26日的周度數(shù)據(jù)展開實證分析，國產(chǎn)（吉林）西洋參價格指數(shù)與進口西洋參價格指數(shù)數(shù)據(jù)均摘取自康美·中國中藥材價格指數(shù)。

1.2 數(shù)據(jù)處理

為了滿足本研究實證分析部分的數(shù)據(jù)需求，在進行實證分析之前，需要對原始數(shù)據(jù)做一系列必要的處理：（1）利用中藥材及中成藥消費者價格指數(shù)CPI對原始數(shù)據(jù)進行平減化處理，剔除通貨膨脹對價格波動的影響；（2）對價格指數(shù)序列取自然對數(shù)，消除異方差效應(yīng)；（3）引入了 “價格指數(shù)收益率”的指標以反映價格波動性，即分別對價格指數(shù)對數(shù)進行一階差分處理。

1.3 研究模型

1.3.1 ARCH類模型 自回歸條件異方差（ARCH）由兩個方程組成

其中，方程（1）為西洋參價格收益率的均值方程，被解釋變量用Yt表示，在本研究中指的是西洋參價格的收益率；方程（2）為西洋參價格收益率的條件方差方程，是均值方程（1）殘差滯后項εt在t時刻的條件方差項。

廣義自回歸條件異方差（GARCH）模型將一個高階的ARCH過程轉(zhuǎn)化為較為簡潔的低階GARCH過程，GARCH（p，q）模型的均值方程與方程（1）一致，而條件方差方程則在方程（2）后加入條件方差自身的滯后項，其形式為

在（3）式中，p為 ARCH項的滯后階數(shù)，αi為ARCH項的系數(shù)，表示 GARCH項，q為GARCH項的滯后階數(shù)，βj為GARCH項的系數(shù)。若ARCH和GARCH項均顯著，表明西洋參價格收益率具有波動集簇效應(yīng)。在GARCH模型中，產(chǎn)生價格波動的來源可以分解為外部沖擊和變量過去的波動兩個部分，而其系數(shù)αi表示外部沖擊對本期波動的影響強度，βj則表示對變量過去波動的長記憶性。兩者之和的大小反映了波動的持續(xù)性。

GARCH-M（GARCH-in-mean）模型的均值方程是在（1）式右端增加條件方差，其均值方程的表達式為

在（4）式中，μ為條件方差項的系數(shù)，若μ＞0且顯著，則意味著該市場具有風險報酬特征。

門限自回歸條件異方差（TARCH）模型是一種非對稱沖擊模型，用以解釋市場中價格下跌伴隨比之程度更強的上漲的現(xiàn)象，其條件方差的表達式為：

其中，dt是一個名義變量，

εt＞0表示價格上漲信息，εt＜0表示下跌信息。當φ＞0時，認為存在杠桿作用，即利空消息能夠引發(fā)比利好消息更大的波動，反之亦反。

1.3.2 VAR模型 向量自回歸（VAR）模型通常用于多變量時間序列系統(tǒng)的預測和描述隨機擾動對變量的動態(tài)影響（易丹輝，2008）。以兩個變量的VAR模型為例，探討Y1和Y2的關(guān)系問題，假設(shè)兩個變量相互影響，則可以建立如下VAR模型：

在（7）式中，α0，…，αk，β1，…，βk，φ0，…，φk，γ1，…，γk是待估參數(shù)；εt和ut是隨機擾動項；k為VAR模型的滯后階數(shù)定。當滿足平穩(wěn)性條件就可以利用該方法建立各變量之間的關(guān)系模型，從而進行預測和下一步分析，如脈沖響應(yīng)函數(shù)分析及方差分解等。

2 實證分析

2.1 國內(nèi)外西洋參價格波動特征分析

首先，進行單位根檢驗。經(jīng)ADF單位根檢驗發(fā)現(xiàn)，進口和國產(chǎn)西洋參價格對數(shù)序列均為非平穩(wěn)序列，而價格收益率序列則都通過了檢驗，可以借助后者構(gòu)建相關(guān)模型進行價格波動特征分析。其次，擬合均值方程。本研究借助自回歸移動平均（ARIMA）模型進行擬合，分別對進口和國產(chǎn)西洋參價格收益率擬合 ARIMA（2，1，3）和ARIMA（1，1，2）模型。然后，進行 ARCH-LM檢驗（見表1）。經(jīng)檢驗發(fā)現(xiàn)，進口和國產(chǎn)西洋參價格收益率的殘差序列均具有5階以上的高階條件異方差，可用低階GARCH模型擬合進口西洋參價格收益率，以克服用高階ARCH模型擬合進口西洋參價格收益率參數(shù)過多而且很難估計、擬合效果較差的一系列問題。在此基礎(chǔ)上，建立相應(yīng)的驗證西洋參市場是否具備高風險高回報、低風險低回報的風險報酬特征的GARCH-M模型，度量價格上漲的利好消息與價格下跌的利空消息的價格信號非對稱沖擊的TARCH模型。對進口西洋參和國產(chǎn)西洋參價格收益率構(gòu)建的ARCH類模型參數(shù)估計結(jié)果如表2和表3所示。

表1 價格收益率殘差序列ARCH-LM檢驗

2.1.1 GARCH模型分析 如表2所示，α1、α2和β1、β2分別為進口西洋參收益率的GARCH（2，2）模型的ARCH項和GARCH項系數(shù)，在1%的顯著性水平下均顯著。α1、α2兩項系數(shù)之和的絕對值遠小于1，因此，外部沖擊對進口西洋參價格本期波動強度較弱，并且進口西洋參價格所受到的外部沖擊會在后期迅速減弱；β1、β2兩項系數(shù)之和小于1且非常接近于1，因此進口西洋參價格波動對前期波動的記憶性較強，前期價格信號的沖擊持續(xù)時間較長；對比α1、α2兩項系數(shù)之和以及β1、β2兩項系數(shù)之和，可見進口西洋參價格波動主要受到自身滯后期價格信號傳導和沖擊；α1、α2、以及β1、β2四項系數(shù)之和顯著小于1而接近于1，表明進口西洋參價格存在波動的集簇效應(yīng)，但進口西洋參價格波動持續(xù)時間長，并且會在后期逐漸減弱，因此國外西洋參市場的風險較低，并且能夠迅速的減弱。

表2 進口西洋參價格收益率ARCH類模型參數(shù)估計

如表3所示，α1和β1為國產(chǎn)西洋參收益率的GARCH（1，1）模型的 ARCH項和 GARCH項的系數(shù)，在1%的顯著性水平下均顯著。α1和β1兩項系數(shù)之和大于1且非常接近于1，因此國產(chǎn)西洋參本期價格波動會受到其自身前期價格信號的傳導以及外部的沖擊，且前期價格信號和外部沖擊程度較強，并會向后期持續(xù)放大。因此，一旦價格出現(xiàn)大幅度波動，國內(nèi)西洋參市場的風險將會持續(xù)下去，并在后期將價格波動放大。而且對比α1和β1兩項系數(shù)，可見，國產(chǎn)西洋參與進口西洋參類似，其自身前期的價格信號是導致市場風險和不確定性的主因，但是自身前期的價格信號的影響在進口西洋參中的更大，因此國外西洋參市場受到的外部沖擊往往小于我國國內(nèi)市場所受到的外部沖擊。

表3 國產(chǎn)西洋參價格收益率ARCH類模型參數(shù)估計

2.1.2 GARCH-M模型分析 根據(jù)表2和表3的結(jié)果，進口西洋參價格收益率的GARCH-M模型系數(shù)μ分別在10%的顯著性水平下并不顯著，表明國外西洋參市場并不存在風險與收益對等的特征，即便是國外市場風險較高，因西洋參價格波動的加劇、市場風險的上升，國外市場的西洋參從業(yè)者要求提高價格，其也很難獲得更高的投資回報以應(yīng)對西洋參市場的高風險。而國產(chǎn)西洋參也表現(xiàn)出了相似的特征，本研究認為國內(nèi)西洋參市場也不具有高風險高回報與低風險低回報的特征。

2.1.3 TARCH模型分析 進口西洋參和國產(chǎn)西洋參的TARCH模型的估計結(jié)果表明，系數(shù)φ的估計值分別為－0.044 0和－0.179 9，分別在1%和10%的顯著性水平下顯著，同時由于φ＜0，意味著西洋參市場的利空消息和利好消息對西洋參價格的影響都是非對稱性。無論是在國外西洋參市場，還是在國內(nèi)西洋參市場，當西洋參價格上揚的利好消息出現(xiàn)時，該消息能夠引起比西洋參價格下跌的利空消息更大的價格波動。就價格上行所引起的波動而言，國產(chǎn)西洋參最大，進口西洋參次之。

2.2 國內(nèi)外西洋參價格波動沖擊分析

首先，對進口和國產(chǎn)西洋參價格指數(shù)對數(shù)兩個序列建立 VAR模型。根據(jù) LR、FPE、AIC、SC和HQ準則確定滯后時間，根據(jù)多數(shù)原則，有超過一半的準則確定滯后長度為3階，即本文認為對進口西洋參和國產(chǎn)西洋參價格構(gòu)建的VAR模型為VAR（3）較為合適。其次，對VAR（3）模型進行Granger因果關(guān)系檢驗。如表4所示，可見進口西洋參價格指數(shù)對數(shù)和國產(chǎn)西洋參價格指數(shù)對數(shù)相互影響，適合建立該模型。在此基礎(chǔ)上，分別對進口西洋參價格指數(shù)對數(shù)和國產(chǎn)西洋參價格指數(shù)對數(shù)進行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析、方差分解。

表4 VAR（3）模型Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

2.2.1 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析 小圖 “Response of LNIPQ to LNDPQ”為進口西洋參價格指數(shù)對數(shù)對國產(chǎn)西洋參價格指數(shù)對數(shù)的脈沖響應(yīng)，小圖 “Response of LNDPQ to LNIPQ”為國產(chǎn)西洋參價格指數(shù)對數(shù)對進口西洋參價格指數(shù)對數(shù)的脈沖響應(yīng)。

圖1 表明，國產(chǎn)西洋參價格指數(shù)對數(shù)一個單位標準差變化的新息對進口西洋參價格指數(shù)對數(shù)的沖擊影響一開始便是正向影響，進口西洋參價格指數(shù)對數(shù)的響應(yīng)程度從第2期的0.216%經(jīng)過第3期的0.146%到達第4期的0.244 9%，從第2期到第4期，響應(yīng)程度上升較快，從第4階開始增速放緩，可見隨后持續(xù)緩慢上升，保持在0.32%到0.36%之間。并且國產(chǎn)西洋參價格指數(shù)對數(shù)一個標準差變化對進口西洋參價格指數(shù)對數(shù)的沖擊影響到第10期仍沒有達到?jīng)_擊峰值，說明國產(chǎn)西洋參價格指數(shù)對數(shù)一個標準差變化對進口西洋參價格指數(shù)對數(shù)的沖擊具有持續(xù)性并且作用力持續(xù)增加。

進口西洋參價格指數(shù)對數(shù)一個標準差變化對國產(chǎn)西洋參價格指數(shù)對數(shù)的沖擊影響一開始為正向影響，并且該沖擊影響由初始較強迅速衰變?yōu)榉浅Ｎ⑷酢Ｔ诘?期迅速達到小幅峰值后又迅速回落至0值水平線，第2期時國產(chǎn)西洋參價格指數(shù)對數(shù)的沖擊響應(yīng)程度為0.101 2%，第3期為0.063 6%。于第4期進口西洋參價格指數(shù)對數(shù)一個標準差變化對國產(chǎn)西洋參價格指數(shù)對數(shù)的沖擊影響變?yōu)樨撓蛴绊懀藭r的響應(yīng)程度變?yōu)椋?.015 1%，并且作用力持續(xù)減少，到第10期也接近沖擊的負向峰值，達到－0.357 4%，因此進口西洋參價格指數(shù)對數(shù)一個標準差變化對國產(chǎn)西洋參價格指數(shù)對數(shù)的沖擊快速而持續(xù)性較弱。

2.2.2 方差分解分析 本研究借助VAR（3）模型的方差分解，考察進口西洋參價格沖擊對國產(chǎn)西洋參價格波動的貢獻率，即分析在未來某一段時間內(nèi)西洋參價格系統(tǒng)內(nèi)的動態(tài)變化過程，某一種西洋參價格指數(shù)對數(shù)的預測誤差的方差由另一種西洋參價格波動的新息沖擊影響的比重，從而了解各新息對進口西洋參價格指數(shù)對數(shù)和國產(chǎn)西洋參價格指數(shù)對數(shù)VAR（3）模型各變量的相對重要性。對進口和國產(chǎn)西洋參價格指數(shù)對數(shù)進行方差分解的結(jié)果分別如表5。

表5 方差分解結(jié)果

通過分別對國產(chǎn)西洋參價格指數(shù)對數(shù)和進口西洋參價格指數(shù)對數(shù)進行方差分解可以發(fā)現(xiàn)，無論是國產(chǎn)西洋參價格指數(shù)的標準差，還是進口西洋參價格指數(shù)的標準差，絕大部分都是由自身承載（從100%遞減至86%），尤其在兩個序列前10期的方差分解中最為明顯。同時，本研究也發(fā)現(xiàn)進口西洋參價格沖擊對國產(chǎn)西洋參價格波動的貢獻率在前10期大于國產(chǎn)西洋參價格沖擊對進口西洋參價格波動的貢獻率。最初進口西洋參價格受自身100%的影響，國產(chǎn)西洋參價格波動的影響則微乎其微；隨著時間不斷向后期推移，來自進口西洋參自身波動的影響有輕微削弱，而且隨著預測期的增加，國產(chǎn)西洋參價格波動對進口西洋參價格影響增加愈發(fā)明顯，觀察滯后50期的進口西洋參價格波動方差分解圖可見，國產(chǎn)西洋參價格對進口西洋參價格標準差的解釋可達到30%以上，進一步佐證了脈沖響應(yīng)的判斷。

而從國產(chǎn)西洋參價格波動的方差分解來看，當預測期達到第2期時，國產(chǎn)西洋參價格波動受到來自進口西洋參價格13%的沖擊，進口西洋參價格沖擊對國產(chǎn)西洋參價格的影響程度隨著滯后期的增加不斷削弱，并在15期左右保持在較短的6%的水平。可見，國產(chǎn)西洋參價格與進口西洋參價格相互影響，但國產(chǎn)西洋參價格對進口西洋參價格的沖擊過程更長遠，沖擊強度更大，而進口西洋參價格對國產(chǎn)西洋參價格的沖擊小并且持續(xù)的時間較短。

3 討論

3.1 國內(nèi)外西洋參價格波動風險集簇效應(yīng)存在差異，自身滯后期價格信號是引起風險群集的主因

進口和國產(chǎn)西洋參價格均存在波動集簇效應(yīng)，但是進口西洋參價格波動持續(xù)時間長，并且會在后期逐漸減弱。因此，國外西洋參市場價格波動的風險較低，并且能夠隨著時間迅速衰弱。國產(chǎn)西洋參價格也存在著顯著的波動集簇效應(yīng)，并且當期價格對滯后期的價格波動具有較強的記憶性，一旦價格出現(xiàn)大幅度波動，國內(nèi)西洋參市場價格波動的風險將會持續(xù)下去，并在后期將風險放大。國產(chǎn)西洋參與進口西洋參類似，其自身滯后期的價格信號是導致的西洋參市場風險和不確定性的主因，但是自身前期的價格信號的影響在進口西洋參中的更大，因此，國外西洋參市場受到的非自身價格滯后期波動的外部沖擊往往小于我國國內(nèi)市場所受到非自身價格滯后期波動的外部沖擊。

3.2 國內(nèi)外西洋參市場均不存在風險收益特征

國內(nèi)外西洋參市場并不存在風險與收益對等的特征。西洋參金融屬性較強，中藥材市場信息不完全性和信息不對稱性較強，其他市場參與者的非理性行為進一步加劇了市場波動。西洋參作為一味耐存儲的藥材，其在治療和預防疾病方面具有巨大的開發(fā)潛力，因而具有投機產(chǎn)品的特征，藥企游資運作、囤貨居奇、伺機炒作等投機行為會導致價格波動隨著時間偏離價值曲線。因此，國內(nèi)國外西洋參市場的風險收益情況卻表明市場尚不成熟，理性程度仍較弱。

3.3 國內(nèi)外西洋參市場中利好消息引致價格波動風險非對稱

西洋參前期價格上揚的信號能夠引起比西洋參價格下跌信號更大的價格波動。印證了近年來價格上行通道中國內(nèi)外西洋參價格上揚對西洋參從業(yè)者的影響，往往在西洋參價格上漲時，西洋參從業(yè)者的行為缺乏理性，而面臨的市場風險和不確定性也就更大，表現(xiàn)為參農(nóng)迅速擴大西洋參種植規(guī)模，加工企業(yè)加大西洋參的生產(chǎn)，藥企瘋狂囤積藥材，進而導致價格瘋漲，而后卻因為供給能力過剩，而市場消化西洋參的能力飽和，價格一落千丈。國產(chǎn)西洋參價格上行所引起的波動較大，進口西洋參次之。相對于以農(nóng)場經(jīng)營方式為主的加拿大和美國兩國的參農(nóng)，我國參農(nóng)則以小規(guī)模生產(chǎn)方式為主，因此后者的行為更為非理性，抗風險的能力也較差，因此價格上漲的風險對其行為的影響則更大，從而導致更為非理性的行為和隨之而來的更劇烈的價格波動。

3.4 國內(nèi)西洋參市場價格波動風險對國際西洋參市場的沖擊更為強烈而長遠

國內(nèi)外西洋參市場價格波動風險相互沖擊，造成對方市場價格波動的沖擊影響程度與負載比重存在差異。在國產(chǎn)西洋參和進口西洋參價格關(guān)系中，國產(chǎn)西洋參居于主導地位，國內(nèi)西洋參價格波動的風險對國際西洋參的沖擊較為劇烈，持續(xù)時間長，并且在緩慢增強，而國際西洋參市場風險的沖擊后期較為微弱，用力持續(xù)減少，歷時較短。若某一種西洋參當期價格波動的條件方差只由自身和另一種西洋參的滯后期的條件方差解釋，在前期國產(chǎn)西洋參價格波動對進口西洋參價格的影響微乎其微；隨時間向后推移，對進口西洋參價格影響增加愈發(fā)明顯，約滯后50期的國產(chǎn)西洋參價格對進口西洋參價格標準差的解釋可達到30%以上；進口西洋參價格沖擊對國產(chǎn)西洋參價格的影響程度隨著滯后期的增加不斷削弱，并在15期左右保持在較低的6%的水平。因此，國產(chǎn)西洋參價格與進口西洋參價格相互影響，但國產(chǎn)西洋參價格對進口西洋參價格的沖擊過程更長遠，沖擊強度更大，而進口西洋參價格對國產(chǎn)西洋參價格的沖擊小并且持續(xù)的時間較短。

4 建議

4.1 推進中藥材產(chǎn)業(yè)信息化建設(shè)

目前我國中藥材市場信息系統(tǒng)尚未健全，相關(guān)市場信息的缺失導致中藥材產(chǎn)銷分析工作滯后，甚至無法深入開展市場維穩(wěn)工作。因此，有必要大力推進我國中藥材產(chǎn)業(yè)信息化建設(shè)，構(gòu)建現(xiàn)代化專業(yè)化的中藥材產(chǎn)業(yè)信息系統(tǒng)，提供準確、及時、有效的中藥材生產(chǎn)、消費和價格等市場信息，實時發(fā)布中藥材各產(chǎn)地各交易市場價格走勢、生產(chǎn)成本、交易量等數(shù)據(jù)，這將有助于引導生產(chǎn)者、消費者等中藥材市場參與者理性認知和科學預期，緩解由于市場信息不對稱所帶來的市場失靈負面效應(yīng)，提高各方感知市場變化的能力，從而增強各方交易理性，利于參農(nóng)開展有序生產(chǎn)，提升抵御市場風險能力，有效防范炒作跟風的市場行為。

4.2 合理構(gòu)建西洋參市場價格監(jiān)測、預測、預警與調(diào)控機制

在國內(nèi)外市場環(huán)境復雜多變的背景之下，為保持我國西洋參市場價格穩(wěn)定，及時有效地防范進口西洋參價格急劇變化對國產(chǎn)西洋參的沖擊，政府需要強化對進口西洋參價格的監(jiān)測和預測工作，并建立設(shè)計預警指標對國際西洋參市場價格波動進行預警，綜合運用貿(mào)易政策和應(yīng)急保障措施對西洋參市場價格進行調(diào)控。

4.3 積極關(guān)注與警惕西洋參價格上漲的因素

西洋參價格波動表現(xiàn)出顯著的非對稱性，相對于價格下跌信息對價格波動的影響而言，價格上漲的信息引起的波動程度大于價格下跌信息引起的波動程度。鑒于此，為保證我國西洋參市場的穩(wěn)定運行，參農(nóng)、政府部門、制藥企業(yè)、合作經(jīng)濟組織以及消費者等西洋參市場主體應(yīng)積極關(guān)注引發(fā)西洋參價格上漲的因素，提前采取必要應(yīng)對措施，預防西洋參價格過度上漲，減輕價格上漲對市場主體的沖擊，控制和降低價格波動所導致的不必要損失。

4.4 多方面改善我國西洋參產(chǎn)業(yè)的發(fā)展環(huán)境

相較于加拿大、美國進口西洋參在國內(nèi)外市場上的領(lǐng)導地位，國產(chǎn)西洋參的品質(zhì)亟待改善，價格水平的弱勢地位需要盡快擺脫。為了破除我國西洋參產(chǎn)業(yè)發(fā)展的被動局面，縮小進口西洋參與國產(chǎn)西洋參之間的差距，政府應(yīng)從資金、技術(shù)、政策等多個方面支持西洋參產(chǎn)業(yè)發(fā)展。首先，推進西洋參GAP基地建設(shè)，規(guī)范西洋參栽培技術(shù)，提高生產(chǎn)水平和藥材質(zhì)量；積極扶持相關(guān)西洋參加工企業(yè)、龍頭企業(yè)和合作經(jīng)濟組織的發(fā)展，發(fā)揮其帶動和輻射作用，促進西洋參生產(chǎn)發(fā)展，通過統(tǒng)一生產(chǎn)計劃、統(tǒng)一生產(chǎn)資料供應(yīng)、統(tǒng)一技術(shù)指導服務(wù)、統(tǒng)一品牌、統(tǒng)一銷售等多種 “企業(yè)＋參農(nóng)”、“企業(yè)＋合作社＋參農(nóng)”、 “合作社＋參農(nóng)”的方式提高參農(nóng)生產(chǎn)效率，從而增加參農(nóng)藥材收入。其次，推進科研院所與龍頭企業(yè)的合作，不斷強化研發(fā)能力，加強基礎(chǔ)研究和科研攻關(guān)，促進科技成果轉(zhuǎn)化。然后，關(guān)注參農(nóng)種植意愿，對良種基地提供相應(yīng)的良種培育補貼、科技支撐和政策支持，并借助農(nóng)業(yè)保險和農(nóng)村金融等服務(wù)降低參農(nóng)種植風險，提高參農(nóng)的種植積極性和抗風險能力。最后，樹立品牌意識，加強我國西洋參品牌規(guī)劃，投入專項資金用于發(fā)展我國西洋參品牌建設(shè)，通過品質(zhì)建設(shè)建立我國西洋參品牌聲譽。

5 構(gòu)建西洋參市場價格預測與預警的指標體系及模型的初步探討

農(nóng)產(chǎn)品關(guān)系人類基本需求，近年來多種大宗農(nóng)產(chǎn)品價格呈現(xiàn)劇烈波動態(tài)勢，而異常劇烈波動即為農(nóng)產(chǎn)品市場所面臨的警情[10]。探尋農(nóng)產(chǎn)品價格波動的內(nèi)在規(guī)律，對市場價格波動風險進行及時預警預報是維持農(nóng)產(chǎn)品市場穩(wěn)定的重要內(nèi)容[11]。以西洋參為代表的中藥材作為一種特種經(jīng)濟作物，其價格也出現(xiàn)了更為復雜的異常波動，無疑將影響中下游產(chǎn)業(yè)的健康發(fā)展，甚至危及中醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)健康有序運行。西洋參價格產(chǎn)生并實現(xiàn)于商品市場，是市場供求關(guān)系共同作用的結(jié)果。國內(nèi)學者展開了一系列的研究對引起中藥材價格波動的原因進行了探討，除了本文所關(guān)注的國內(nèi)外市場間價格的聯(lián)動效應(yīng)，還有學者提出了自然災害、氣候變化、生產(chǎn)成本、突發(fā)疫情、市場投機行為、替代產(chǎn)品、重要藥材的進出口量、藥農(nóng)價格預期等市場因素和非市場因素都會引起供需矛盾激化，進而引致價格異常波動，宏觀經(jīng)濟環(huán)境、政策環(huán)境也會對此產(chǎn)生一定的影響[12-16]。因此，建立合理的西洋參市場價格預測與預警指標體系與模型需要結(jié)合我國西洋參供給和需求的具體情況以及宏觀經(jīng)濟、政策環(huán)境，本文主要從指標體系和模型兩個方面展開初步探討。

5.1 西洋參市場價格預測與預警指標體系

5.1.1 西洋參市場價格警情指標的警限與警度設(shè)定 構(gòu)建預警指標體系是開展預警預報的前提保障，一般而言預警指標包括兩個方面：警情指標和警兆指標[10]。

參照其他農(nóng)產(chǎn)品價格預警的研究成果，本文選取西洋參價格波動率（即本文中的 “價格指數(shù)收益率”）作為西洋參市場價格波動警情指標[17]。在正常情況下，西洋參價格能夠保持在一定的范圍內(nèi)并伴隨小幅波動，一旦西洋參價格波動超越合理范圍時，便可視為發(fā)生警情進而觸發(fā)警報。依據(jù)西洋參價格波動率的大小可以判斷當前西洋參價格波動狀況，確定警限并進行警度分組。其中，西洋參價格預警的警限即為界定不同西洋參價格波動警度的尺度，確定警限的方法包括：統(tǒng)計方法、系統(tǒng)方法和專家經(jīng)驗法。本文將運用統(tǒng)計方法確定警限，選擇2013年4月15日至2018年3月26日的西洋參價格指數(shù)收益率周度數(shù)據(jù)的平均值作為基準，以平均值上下1個標準差作為無警區(qū)間，超過1個標準差但在2個標準差內(nèi)為輕度預警，超過2個標準差但在3個標準差內(nèi)為中度預警，超過3個標準差為重度預警。警情指標以及警限警度設(shè)定如表6所示。

表6 西洋參市場價格警情指標的警限與警度設(shè)定

5.1.2 西洋參市場價格警兆指標的設(shè)定 為了實現(xiàn)對西洋參市場警情有效研判，需要結(jié)合我國西洋參供給和需求的具體情況以及宏觀環(huán)境政策環(huán)境構(gòu)建合理的西洋參市場警兆指標體系，本文提出的我國西洋參市場價格警兆指標體系包括目標層、準則層和指標層，指標構(gòu)成涉及反映滯后期情況的滯后指標、當前情況的同步指標以及未來預期情況的先行指標，具體警兆指標的設(shè)定情況如表7所示。

表7 西洋參市場價格警兆指標的設(shè)定

5.2 西洋參市場價格預測與預警模型

預警模型是預警體系的核心[10]。常用的預警模型如B-P人工神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)模型、支持向量機（SVM，Support Vector Machine）、灰色預測等各類人工智能算法模型，結(jié)構(gòu)方程模型、ARMA模型、ARCH類模型、VAR模型和VEC模型及他們的衍生模型等一系列計量經(jīng)濟模型以及景氣循環(huán)模型和概率模式識別模型[17-20]。其中，由于B-P人工神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)模型人工神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)具有一定的泛化能力，能夠研究價格系統(tǒng)內(nèi)部各因素間的相互作用，具有良好的自學習能力，其預測預報能力可被用于氣象災害、病蟲害預報、金融投資、電力系統(tǒng)預測等各種需要預測預報的領(lǐng)域。隨著近年來人工神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)技術(shù)的不斷成熟，其應(yīng)用領(lǐng)域也不斷擴大，該模型目前在農(nóng)產(chǎn)品價格預測預警應(yīng)用較為廣泛。因此，我國西洋參市場價格預測預警模型可結(jié)合西洋參價格預測與預警的警情指標和警兆指標，應(yīng)用B-P人工神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)模型構(gòu)建。

限于當前中藥材市場信息體系尚未健全以及與西洋參生產(chǎn)、消費等相關(guān)市場信息的可獲得性不足，無法對提出價格預測與預警指標體系和模型進行訓練、驗證，因此在本文中不再進一步探討。本文對于西洋參市場價格預測與預警指標體系和模型的初步探討，企望為我國中藥材價格預測與預警工作的開展提供有益思路，但是預測與預警指標體系和模型的深入探討還有待于加快推進我國中藥材產(chǎn)業(yè)信息化建設(shè)，未來若能獲取更為豐富的指標數(shù)據(jù)可開展更為深入的研究。