劉姣姣，張鋼仁，2，高 群

(1.華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖北 武漢 430070； 2.黃岡師范學(xué)院 商學(xué)院，湖北 黃岡 438000； 3.南昌大學(xué) 公共管理學(xué)院，江西 南昌 330000)

畜產(chǎn)品(肉、蛋、奶)作為我國居民生活的必需品，其價格波動嚴(yán)重影響城鄉(xiāng)居民的生活水平。21世紀(jì)以來，我國城鄉(xiāng)居民畜產(chǎn)品消費(fèi)量整體呈上升趨勢。據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)，我國城鄉(xiāng)居民人均畜產(chǎn)品消費(fèi)量分別從2000年的46.5 kg和23.1 kg增至2017年的66.3 kg和47.3 kg，年均增幅依次為2.11%和4.31%。其中，豬肉是城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的主要品種，牛羊肉的消費(fèi)比重不斷上升。與此同時，國內(nèi)畜產(chǎn)品價格整體呈上漲態(tài)勢。

如圖1所示，長期來看，牛肉和羊肉價格上漲趨勢更為明顯，2001年7月至2019年3月，牛肉和羊肉價格分別上漲404.1%和357.5%，豬肉價格上漲123.0%。短期來看，相對于牛肉和羊肉價格，豬肉價格波動更為頻繁，如2006年6月至2008年2月，豬肉價格上漲136.9%，牛肉和羊肉價格分別上漲71.2%和74.5%；2008年2月至2019年5月，豬肉價格下降37.70%，牛肉和羊肉價格則繼續(xù)小幅上升，分別上漲3.49%和1.36%。2010年以來，牛肉、羊肉價格呈快速平滑上漲趨勢，而豬肉價格受歐債危機(jī)影響，在2011年9月前后仍有較大幅度波動[1]。不難發(fā)現(xiàn)，牛肉、羊肉價格變動趨勢較為平緩，而豬肉價格則表現(xiàn)出更為明顯的“過山車”式變動。豬肉價格的劇烈波動是否會在一定程度上導(dǎo)致牛羊肉價格的波動？牛肉、羊肉價格之間是否存在一定的傳導(dǎo)關(guān)系？深入分析并解答這些問題，對于穩(wěn)定畜產(chǎn)品價格劇烈波動，保障畜產(chǎn)品生產(chǎn)安全、維護(hù)生產(chǎn)者和消費(fèi)者切身利益具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

圖1 2001年1月至2019年3月國內(nèi)畜產(chǎn)品月度價格走勢Fig.1 Monthly price trend of domestic animal products from Jan. 2001 to Mar. 2019

有關(guān)畜產(chǎn)品價格傳導(dǎo)的研究可以分為2類：一是畜產(chǎn)品價格的橫向傳導(dǎo)研究，二是畜產(chǎn)品價格的縱向傳導(dǎo)研究。其中，縱向傳導(dǎo)研究居多。關(guān)于畜產(chǎn)品價格的縱向傳導(dǎo)，不少學(xué)者研究了畜產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈價格的非對稱傳遞特征[2-6]。Abdulai[2]和董曉霞[4]利用協(xié)整檢驗(yàn)和非對稱檢驗(yàn)等分析了生豬和豬肉價格的非對稱傳導(dǎo)關(guān)系，一致認(rèn)為兩者對彼此價格的上漲和下跌信息反應(yīng)具有一定的非對稱性，均對“利空”信息比較敏感，如豬肉價格對生豬價格的上漲更為敏感。于愛芝等[7]在前人的研究基礎(chǔ)上加入仔豬價格，利用協(xié)整檢驗(yàn)和非對稱誤差修正模型分析了豬肉產(chǎn)業(yè)鏈上、中、下游價格之間的傳導(dǎo)關(guān)系，同樣認(rèn)為產(chǎn)業(yè)鏈順向價格傳導(dǎo)均對“利空”信息較為敏感。賈偉等[8]和張喜才等[9]又加入了玉米和豬飼料的價格，利用格蘭杰因果檢驗(yàn)、誤差修正模型、方差分解等分析了豬肉產(chǎn)業(yè)鏈的價格傳導(dǎo)關(guān)系，認(rèn)為價格在產(chǎn)業(yè)鏈中的順向傳導(dǎo)更為顯著，生豬價格是產(chǎn)業(yè)鏈價格傳導(dǎo)的核心。何忠偉等[10]則基于生豬生產(chǎn)價格總指數(shù)、農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)、食品零售價格指數(shù)、居民肉禽及其制品消費(fèi)價格指數(shù)數(shù)據(jù)，利用VAR模型分析了生豬產(chǎn)業(yè)鏈產(chǎn)銷價格的傳導(dǎo)關(guān)系，也認(rèn)為產(chǎn)業(yè)鏈價格的順向傳導(dǎo)更為顯著。董曉霞等[11]還對肉雞產(chǎn)業(yè)的價格傳導(dǎo)特征進(jìn)行了實(shí)證分析，認(rèn)為雞飼料價格已取代雛雞價格將成為肉雞產(chǎn)業(yè)鏈的主導(dǎo)價格。

相對而言，畜產(chǎn)品價格的橫向傳導(dǎo)研究相對較少，且多集中于均值層面。吳志強(qiáng)[12]基于豬、牛、羊生產(chǎn)價格指數(shù)，利用VAR模型分析了畜產(chǎn)品價格之間均值層面的傳導(dǎo)作用，認(rèn)為豬的價格對牛、羊價格的影響較大，而羊的價格對豬、牛價格的傳導(dǎo)作用較弱。王明利等[13]從均值層面分析了牛肉和羊肉價格之間的線性和非線性傳導(dǎo)關(guān)系，認(rèn)為在線性條件下，牛肉對羊肉價格的影響較大，而在非線性條件下，羊肉對牛肉價格的影響較大。石自忠等[14]則通過脈沖響應(yīng)和方差分解方法，從方差層面著重研究了豬肉和羊肉價格對牛肉價格的沖擊，而未研究他們之間的相互影響關(guān)系。毛學(xué)峰等[15]利用向量誤差修正模型和DCC-GARCH模型，從均值和方差2方面分析了豬肉、牛肉、羊肉、雞肉價格之間的關(guān)聯(lián)性，認(rèn)為牛肉和羊肉價格波動的關(guān)聯(lián)性最強(qiáng)，而雞肉價格與其他價格波動的關(guān)聯(lián)性最弱。但是，對于畜產(chǎn)品價格之間具體的關(guān)聯(lián)程度還缺少進(jìn)一步的分析。

綜上所述，學(xué)界對畜產(chǎn)品價格傳導(dǎo)的研究相對比較豐富，從多個角度研究了畜產(chǎn)品價格傳導(dǎo)效應(yīng)，但主要集中于產(chǎn)業(yè)鏈角度，并且以生豬產(chǎn)業(yè)研究居多，而將不同品種納入同一分析框架深入研究不同產(chǎn)品價格彼此之間作用機(jī)理的文獻(xiàn)并不多。其次，在研究方法上，多用格蘭杰因果檢驗(yàn)、向量自回歸、誤差修正等模型分析，而這些模型都是檢驗(yàn)價格在均值層面的相互影響關(guān)系，或稱為均值溢出效應(yīng)，而較少關(guān)注畜產(chǎn)品價格之間在方差層面的相互影響，或稱為波動溢出效應(yīng)。因此，本文試圖在前人的基礎(chǔ)上，利用VEC-BEKK-GARCH模型和溢出指數(shù)模型，綜合均值和方差2個層面深入研究不同畜產(chǎn)品價格之間的溢出方向和溢出程度，對于理解國內(nèi)畜產(chǎn)品價格形成與波動機(jī)制具有較強(qiáng)的理論意義，且在科學(xué)構(gòu)建畜產(chǎn)品價格預(yù)測、預(yù)警體系及調(diào)控政策的制定方面也具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。

1 材料與方法

1.1 研究方法

價格溢出效應(yīng)是指某種產(chǎn)品的市場價格不僅會受到自身往期價格的影響，而且也會受到其他相關(guān)產(chǎn)品歷史價格和(或)當(dāng)期價格的影響，具體表現(xiàn)為價格一階矩(均值)間和二階矩(方差)間的聯(lián)動反應(yīng)[16-17]。本文主要從品種視角出發(fā)，研究不同畜產(chǎn)品價格之間的溢出效應(yīng)。研究主要由2部分構(gòu)成：一是利用協(xié)整檢驗(yàn)和向量誤差修正模型分析不同畜產(chǎn)品價格序列之間的均值溢出效應(yīng)；二是利用BEKK-GARCH和溢出指數(shù)模型檢驗(yàn)畜產(chǎn)品之間價格波動的方向及相互影響程度的大小，以考察畜產(chǎn)品價格之間的波動溢出效應(yīng)。其中，協(xié)整檢驗(yàn)及向量誤差修正模型比較常見，因此不再贅述，本部分將重點(diǎn)介紹BEKK-GARCH模型和溢出指數(shù)模型。

1.1.1 BEKK-GARCH溢出模型

1995年，Engle和Kroner提出一種多元GARCH模型，即BEKK形式的GARCH模型，該模型能夠在較弱的條件下假定協(xié)方差矩陣的正定性，待估參數(shù)較少，后來被廣泛應(yīng)用于金融、經(jīng)濟(jì)等領(lǐng)域[18]。構(gòu)建該模型的基本步驟如下。

首先，設(shè)定BEKK-GARCH(1，1)模型的均值方程如下：

(1)

(2)

(3)

式(1)～(3)中，Ppork，t、Pbeef，t和Pmutton，t分別代表豬肉、牛肉和羊肉的第t期價格，εt=(ε1t，ε2t，ε3t)-1為擾動項(xiàng)，且εt～(0，Ht)，其中Ht為三維條件方差—協(xié)方差對稱矩陣，可將其展開為以下形式：

(4)

A、B分別為三維ARCH項(xiàng)系數(shù)矩陣和GARCH項(xiàng)系數(shù)矩陣，C為常數(shù)項(xiàng)矩陣。各元素具體的矩陣表現(xiàn)形式為

(5)

(6)

(7)

(8)

式(5)中，hii，t為第i種品價格在t時刻的條件方差，hij，t是第i種品和第j種品價格序列在t時刻的條件協(xié)方差，aij表示第j類品對第i類品價格的ARCH型波動溢出效應(yīng)，bij表示第j類品對第i類品價格的GARCH型波動溢出效應(yīng)。

其次，利用極大似然法估計(jì)三元BEKK-GARCH(1，1)模型中的待估參數(shù)。假設(shè)εt服從條件正態(tài)分布，樣本量為T，序列數(shù)量為N，θ為參數(shù)，則參數(shù)估計(jì)對數(shù)似然函數(shù)表示為

(9)

根據(jù)上述BEKK-GARCH(1，1)，本文提出如下檢驗(yàn)假設(shè)和檢驗(yàn)步驟。

假設(shè)H01：第j種品對第i種品不存在價格波動溢出效應(yīng)，即aij=bij=0。具體檢驗(yàn)為：若aij、bij不全為0，則表明第i種品價格的條件方差受第j種品價格前期絕對殘差或前期波動的影響，即第j種品對第i種品存在價格波動溢出效應(yīng)。

假設(shè)H02：第i種品對第j種品不存在價格波動溢出效應(yīng)，即aji=bji=0。具體檢驗(yàn)同上，若aji、bji不全為0，則表明第i種品價格對第j種品價格存在波動溢出效應(yīng)。

假設(shè)H03：第j種品價格和第i種品價格之間不存在波動溢出效應(yīng)，即aij=bij=0且aji=bji=0。具體檢驗(yàn)為：若aij、bij、aji和bji不全為0，則表明兩種畜產(chǎn)品價格序列之間存在波動溢出；若aij、bij不全為0，且aji、bji不全為0，則表明兩種畜產(chǎn)品價格序列之間存在雙向波動溢出；若aij=bij=0，但aji、bji不全為0，或aji=bji=0，但aij、bij不全為0，則表明兩畜產(chǎn)品價格序列之間存在單向的波動溢出效應(yīng)。

1.1.2 溢出指數(shù)模型

2009年，Diebold等[19]基于向量自回歸模型中的方差分解概念提出了波動溢出指數(shù)模型，但該溢出指數(shù)模型受變量順序的影響較大，使得溢出指數(shù)的結(jié)果并不穩(wěn)定。2012年，Diebold等[20]對該溢出指數(shù)進(jìn)行了改進(jìn)，不僅可以計(jì)算總溢出指數(shù)，還可以計(jì)算凈溢出指數(shù)，并且溢出指數(shù)的結(jié)果不再受到納入變量順序的限制?？紤]一個協(xié)方差不變的N變量向量自回歸模型VAR(p)：

(10)

式(10)中，εt滿足獨(dú)立同分布，ε～(0，Σ)，xt的移動平均形式為

(11)

Ai=φ1Ai-1+φ2Ai-2+…+φpAi-p。

(12)

式(11)、(12)中：A0為NN的單位矩陣，i<0時，Ai=0。在此基礎(chǔ)上，利用KPPS方法進(jìn)行預(yù)測誤差方差分解，得到變量xj對xi向前H步的溢出效應(yīng)估計(jì)為

(13)

(14)

(15)

總波動溢出指數(shù)是指變量之間的溢出對總樣本預(yù)測誤差方差的貢獻(xiàn)，但方向性溢出指數(shù)可以使我們進(jìn)一步了解波動溢出的方向，構(gòu)建變量i受到的所有其他變量的波動溢出效應(yīng)：

(16)

同理，變量i對所有其他變量的波動溢出效應(yīng)為

(17)

在以上兩個指數(shù)的基礎(chǔ)上，我們還可以構(gòu)建變量i的凈溢出指數(shù)，即變量i對所有其他變量的溢出與其受到的其他變量的溢出之間的差異：

(18)

1.2 數(shù)據(jù)來源

我國畜產(chǎn)品主要包括畜禽肉類、蛋類和奶類，其中以肉類消費(fèi)居多。據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)，2017年，我國居民人均肉類消費(fèi)占肉蛋奶類畜產(chǎn)品消費(fèi)的61.7%，而豬肉、牛肉和羊肉又是我國居民經(jīng)常消費(fèi)的肉類食品，占人均肉類消費(fèi)的87.3%。因此，本文選取豬肉、牛肉、羊肉這3種畜產(chǎn)品分析我國畜產(chǎn)品價格間的溢出效應(yīng)。選取的畜產(chǎn)品價格序列的時間跨度為2001年1月至2019年3月，共219個樣本。本文涉及到的豬肉、牛肉和羊肉價格均用集貿(mào)市場去骨統(tǒng)肉價格替代，數(shù)據(jù)來源于中國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(http://#cnki.net/kns55/index.aspx)。為了消除異方差，對畜產(chǎn)品價格序列進(jìn)行對數(shù)化處理，溢出效應(yīng)和溢出指數(shù)的計(jì)算均利用畜產(chǎn)品價格序列的對數(shù)差分處理數(shù)據(jù)。

2 結(jié)果與分析

豬肉、牛肉和羊肉均富含蛋白質(zhì)，可以為消費(fèi)者提供必需的蛋白營養(yǎng)。據(jù)統(tǒng)計(jì)，豬肉與牛羊肉的交叉價格彈性均大于0，說明豬肉、牛肉、羊肉之間具有一定的替代性[15]。根據(jù)替代效應(yīng)，當(dāng)一種產(chǎn)品的價格上升(下降)時，消費(fèi)者對該產(chǎn)品的需求量將會降低(提高)，而對其替代品的需求將增加(降低)，在市場經(jīng)濟(jì)規(guī)律的作用下，其替代品價格會相應(yīng)提高(下降)。此外，隨著消費(fèi)者收入水平的提高，以及消費(fèi)習(xí)慣的改變，消費(fèi)者有更多的資本和機(jī)會增加對牛羊肉的消費(fèi)。隨著生活水平的不斷提升，人們對飲食也有更多的要求，比如飲食要健康，營養(yǎng)要均衡、全面等，人們會適當(dāng)降低肥肉的消費(fèi)，而適度增加瘦肉的消費(fèi)。綜上，消費(fèi)者會根據(jù)個人的消費(fèi)能力、習(xí)慣、營養(yǎng)需求，以及畜產(chǎn)品的價格等方面，綜合選擇自己喜歡和需要的產(chǎn)品，這些均對豬肉、牛肉和羊肉的需求產(chǎn)生重要影響，增加豬肉、牛肉和羊肉價格之間的關(guān)聯(lián)效應(yīng)，但這種關(guān)聯(lián)效應(yīng)還需更為精確的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。利用VEC-BEKK-GARCH模型和溢出指數(shù)模型，估計(jì)畜產(chǎn)品價格之間在均值和方差兩方面的溢出效應(yīng)，包括溢出的方向和溢出的程度，以期更為深刻地了解畜產(chǎn)品價格之間的聯(lián)動效應(yīng)。

2.1 不同畜產(chǎn)品價格間的均值溢出效應(yīng)分析

在分析豬肉、牛肉、羊肉價格之間是否具有長期穩(wěn)定關(guān)系之前，首先利用ADF檢驗(yàn)對豬肉、牛肉、羊肉價格序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。結(jié)果表明，我國豬肉、牛肉和羊肉價格序列都是一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的基本前提。其次，利用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)對我國畜產(chǎn)品價格序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)是一種以VAR模型為基礎(chǔ)，進(jìn)行多變量協(xié)整檢驗(yàn)的較好方法，其對滯后階數(shù)比較敏感，根據(jù)VAR模型的定階方法，依據(jù)LR、FPE、AIC、SC以及HQ這5個檢驗(yàn)量確定最優(yōu)滯后階數(shù)為3。基于ADF檢驗(yàn)結(jié)果，對畜產(chǎn)品價格序列實(shí)施協(xié)整檢驗(yàn)。如表1所示，我國畜產(chǎn)品價格序列在1%的顯著性水平上拒絕了協(xié)整向量個數(shù)為0的原假設(shè)，說明我國畜產(chǎn)品價格序列之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，也暗示著畜產(chǎn)品價格之間溢出效應(yīng)存在的可能性。

表1 畜產(chǎn)品價格間的協(xié)整檢驗(yàn)Table 1 Co-integration inspection among animal product prices

利用向量誤差修正(VEC)模型分析畜產(chǎn)品價格序列之間的均值溢出效應(yīng)，結(jié)果如表2所示(D表示差分，ConitEq表示誤差修正項(xiàng)系數(shù))。從自回歸系數(shù)來看，畜產(chǎn)品價格均受到自身前期價格的較大影響，且畜產(chǎn)品價格兩兩之間影響顯著。其中，豬肉價格受到自身前期價格和牛肉價格的影響顯著(P<0.05)，而羊肉價格對豬肉價格的影響不顯著(P>0.1)；豬肉價格對牛肉和羊肉價格均具有顯著影響(P<0.05)；牛肉價格和羊肉價格之間相互影響較大，且顯著(P<0.05)。在我國，牛肉和羊肉屬于高端消費(fèi)。2019年3月，豬肉價格23.70元·kg-1，而牛肉、羊肉價格分別為67.6、68.9元·kg-1，是豬肉價格的近3倍。因此，兩者之間的替代性更強(qiáng)，影響更為顯著[14]。此外，羊肉性溫?zé)?，具有抵御風(fēng)寒的作用，其消費(fèi)具有較強(qiáng)的季節(jié)性，在冬季食用較多。羊肉的獨(dú)特品質(zhì)和消費(fèi)的季節(jié)性，可能在一定程度上制約了其價格對豬肉價格的影響力，僅表現(xiàn)出豬肉價格對羊肉價格的單向均值溢出效應(yīng)，且較弱。

表2 畜產(chǎn)品價格序列向量誤差修正模型估計(jì)結(jié)果Table 2 Estimation of vector error correction (VEC) model for livestock products price

2.2 不同畜產(chǎn)品價格間的波動溢出效應(yīng)

利用三元BEKK-GARCH(1，1)模型研究我國畜產(chǎn)品價格間的波動溢出效應(yīng)，模型結(jié)果如表3所示。我國畜產(chǎn)品價格均受到自身前期波動較大影響。首先，在BEKK-GARCH(1，1)模型中，a11、b11、a22、a33、b22、b33均在1%的顯著性水平下顯著，說明我國豬肉、牛肉和羊肉價格均對自身存在著顯著的ARCH和GARCH型波動溢出效應(yīng)，即同時表現(xiàn)出方差的時變特征和波動的持久性特征，意味著豬肉、牛肉和羊肉價格的波動均受到自身前期波動的影響，且波動具有顯著的集群性，即較大幅度的波動后會有較大幅度的波動，較小幅度的波動后往往伴隨較小幅度的波動。除豬肉和羊肉之間，不同畜產(chǎn)品價格兩兩之間均存在顯著的雙向波動溢出。其中，豬肉和牛肉市場之間，BEKK-GARCH(1，1)模型結(jié)果顯示，系數(shù)a12、b12、a21、b21分別在10%、5%、1%的顯著性水平下均顯著，即我國豬肉和牛肉價格之間存在顯著的ARCH和GARCH型價格波動溢出效應(yīng)，方差的時變特征和波動的持久性特征并存；牛肉和羊肉市場之間，系數(shù)a23、b23、a32、b32也分別在5%、1%的顯著性水平下均顯著，說明牛肉價格和羊肉價格之間也存在顯著的雙向ARCH和GARCH型波動溢出效應(yīng)；但豬肉和羊肉市場之間，系數(shù)a13、a31、b13、b31在10%的顯著性水平下均不顯著，說明豬肉價格和羊肉價格之間的波動溢出效應(yīng)不顯著。分析原因，牛、羊均為草食性動物，牛羊肉不僅在肉質(zhì)、價格上較為相近，且在食用場合和方法上也較為相近，其具有較強(qiáng)的相互替代性，價格的溢出效應(yīng)也較為顯著。豬肉與牛肉的替代性更強(qiáng)，與羊肉的替代性次之。豬肉價格變動時，更多的消費(fèi)者會選擇牛肉作為豬肉替代品，對牛肉需求的影響較大，且牛肉供給的調(diào)整能力較低，進(jìn)而對牛肉價格產(chǎn)生顯著影響。由于羊肉具有膻味，其消費(fèi)人群相對固定，因此豬肉價格變動對羊肉價格變動的影響有限。

表3 BEKK-GARCH(1，1)模型估計(jì)結(jié)果Table 3 Estimated results of BEKK-GARCH (1，1) model

2.3 基于溢出指數(shù)模型的分析

使用溢出指數(shù)可以進(jìn)一步了解畜產(chǎn)品價格間波動溢出的程度。由于溢出指數(shù)隨著測算長度的變化而有所變化，本研究分別計(jì)算了溢出持續(xù)時間(H)分別為1、2、3、4、5、6時畜產(chǎn)品價格序列之間的溢出指數(shù)(表4)，表中FO表示受到其他產(chǎn)品價格波動的溢出程度，CTO表示對其他產(chǎn)品的溢出程度(contribution to others)，CIO表示對自身和其他產(chǎn)品的總溢出程度(contribution including own)。表4中，每一行數(shù)據(jù)表示該產(chǎn)品(行標(biāo)題所指產(chǎn)品)受到其他產(chǎn)品價格波動的溢出程度，F(xiàn)O列數(shù)據(jù)為部分行數(shù)據(jù)的加總，表示該產(chǎn)品(行標(biāo)題所指產(chǎn)品)受到其他產(chǎn)品價格波動的總溢出程度。相應(yīng)地，每一列數(shù)據(jù)表示該產(chǎn)品(列標(biāo)題所指產(chǎn)品)對其他產(chǎn)品價格波動的溢出程度。CTO為部分列數(shù)據(jù)的加總，表示該產(chǎn)品(列標(biāo)題所指產(chǎn)品)對其他產(chǎn)品價格波動的總溢出程度。CIO也為列數(shù)據(jù)的加總，表示該產(chǎn)品(列標(biāo)題所指產(chǎn)品)對自身以及其他產(chǎn)品價格波動的總溢出程度。矩陣CIO行和FO列的交叉點(diǎn)即為總波動溢出指數(shù)，是指變量之間的溢出對總樣本預(yù)測誤差方差的貢獻(xiàn)，表示各變量之間整體的相關(guān)程度。研究表明，隨著溢出持續(xù)時間的增加，總溢出指數(shù)呈增加的趨勢；溢出持續(xù)時間為6個月時，總溢出指數(shù)達(dá)到38%，說明畜產(chǎn)品價格序列之間的溢出效應(yīng)明顯，對總預(yù)測誤差方差的貢獻(xiàn)為38%，且溢出效應(yīng)在持續(xù)6個月后基本平復(fù)。分析原因，可能與畜產(chǎn)品的生產(chǎn)周期有關(guān)，豬妊娠期約4個月，羊妊娠期約5個月，而牛妊娠期相對較長(約9個月)。隨著育肥技術(shù)的提升，畜產(chǎn)品的出欄屠宰周期也在縮短。當(dāng)新一輪的畜產(chǎn)品進(jìn)入市場之后，畜產(chǎn)品的供給也就發(fā)生了實(shí)質(zhì)性的變化，對畜產(chǎn)品價格的影響將達(dá)到一個較高的水平。

表4 畜產(chǎn)品價格序列的溢出指數(shù)結(jié)果Table 4 Spillover index results of livestock products price

從畜產(chǎn)品價格兩兩之間的方向性溢出指數(shù)來看，豬肉、牛肉、羊肉價格波動均主要來自于自身價格波動的沖擊。測算長度H=6時，豬肉、牛肉、羊肉價格波動來自自身價格波動沖擊的比例分別占80.95%、52.95%、52.03%。短期內(nèi)(H=1)，豬肉價格波動對牛肉和羊肉價格波動的溢出效應(yīng)較弱，尤其是對羊肉價格的溢出效應(yīng)最弱，分別為6.8%、0.94%；但長期內(nèi)(H=6)，豬肉價格波動對牛肉和羊肉價格波動的溢出效應(yīng)增強(qiáng)，分別達(dá)到19.41%、20.51%，豬肉價格波動對其他價格序列波動的總溢出也相應(yīng)達(dá)到39.9%。分析原因，豬肉價格上漲時，短期內(nèi)豬肉價格上漲幅度較小，相對于牛羊肉而言豬肉仍然有絕對的價格優(yōu)勢，對牛羊肉的需求影響較小，因而對牛羊肉價格的影響也較弱。豬肉價格的調(diào)整需要一定的周期，豬肉價格仍然會持續(xù)上漲。隨著豬肉價格的進(jìn)一步上漲，豬肉價格在消費(fèi)者心中的絕對優(yōu)勢將會消失，更多的消費(fèi)者將會選擇牛羊肉作為豬肉的替代品，對牛羊肉的需求增加，進(jìn)而影響牛羊肉的價格。此外，豬肉價格的上漲，以及牛羊肉需求的上漲，會使牛羊肉生產(chǎn)者產(chǎn)生一個價格預(yù)期，促使他們增加牛羊肉的供給。但是這種供給的變化有一定的周期(生產(chǎn)周期)，也需要一定的時間后才能顯現(xiàn)出來。因此，最終表現(xiàn)為短期內(nèi)豬肉價格變動對牛羊肉的需求影響較小，但在長期內(nèi)豬肉價格變動對牛羊肉的需求影響較大，且牛羊肉供給的調(diào)整也需要一定的周期，進(jìn)而長期內(nèi)能夠顯著影響牛羊肉價格的變動。與此不對稱的是，豬肉價格受其他價格序列波動的溢出影響卻相對較小，僅19.1%。牛肉和羊肉價格之間的溢出效應(yīng)明顯，長期內(nèi)(H=6)牛肉價格波動對羊肉價格的溢出影響為27.47%，羊肉價格波動對牛肉價格的溢出影響為27.63%。

從各畜產(chǎn)品價格的凈溢出效應(yīng)來看，豬肉價格的凈溢出效應(yīng)較強(qiáng)，達(dá)到20.8%，而牛肉和羊肉價格的凈溢出效應(yīng)為負(fù)，分別為-10.4%、-10.5%，說明豬肉價格對其他價格的影響要大于其受到的外界價格的影響，而牛肉、羊肉價格對其他價格的影響要小于其受到的外界價格的影響。因此，在價格溢出過程中，豬肉價格表現(xiàn)出一定的主導(dǎo)地位。這可能是因?yàn)?，豬肉無論是在生產(chǎn)還是消費(fèi)上，均占據(jù)肉類消費(fèi)品的主導(dǎo)地位，是我國居民的主要肉類消費(fèi)品種。據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)，2017年，城鎮(zhèn)居民人均豬肉消費(fèi)20.6 kg，占其肉類消費(fèi)量的70.5%。農(nóng)村居民由于生活水平相對較低，豬肉更是其消費(fèi)的主要肉類品種，2017年，農(nóng)村居民人均豬肉消費(fèi)19.5 kg，占其肉類消費(fèi)量的82.6%。在外界沖擊的影響下，豬肉需求的變動范圍是很大的。其次，在生產(chǎn)方面，豬的生產(chǎn)周期相對較短(牛的生產(chǎn)周期最長)，且多產(chǎn)，一胎可生多達(dá)十幾只，因此豬肉供給的變化相對較快也較大。在供需的影響下，豬肉價格波動也最為頻繁。此外，相對于牛羊肉來說，豬肉價格也是受經(jīng)濟(jì)政策不確定影響最大的[21]。我國在畜牧業(yè)方面的政策也多偏向生豬，如價格補(bǔ)貼、良種補(bǔ)貼、生豬調(diào)出大縣獎勵、生豬保險(xiǎn)、貸款貼息、監(jiān)測預(yù)警等政策或項(xiàng)目，把對生豬的調(diào)控放在了最重要的位置上，生豬產(chǎn)業(yè)在畜牧業(yè)中占據(jù)著絕對主導(dǎo)性地位。從以上分析可以看出，溢出指數(shù)結(jié)果與BEKK-GARCH(1，1)模型結(jié)果較為一致，也說明了我們所得結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。

3 研究結(jié)論與政策建議

基于2001年1月至2019年3月國內(nèi)豬肉、牛肉、羊肉月度市場價格數(shù)據(jù)，利用VEC-BEKK-GARCH(1，1)模型和溢出指數(shù)模型，分析了畜產(chǎn)品價格之間的溢出效應(yīng)。研究結(jié)論如下：

第一，我國畜產(chǎn)品價格之間存在不同程度的均值溢出效應(yīng)。根據(jù)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，我國豬肉、牛肉、羊肉這3種畜產(chǎn)品市場之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。向量誤差修正(VEC)模型結(jié)果進(jìn)一步表明，牛肉價格對豬肉價格的影響較為顯著，羊肉價格對豬肉價格的影響不顯著，而豬肉價格對牛肉和羊肉價格均具有顯著影響；牛肉價格和羊肉價格之間替代性較強(qiáng)，相互影響也較大且顯著。

第二，畜產(chǎn)品價格之間存在顯著的波動溢出效應(yīng)。BEKK-GARCH(1，1)和溢出指數(shù)模型結(jié)果顯示，豬肉和牛肉、牛肉和羊肉價格之間均存在顯著的雙向ARCH和GARCH型波動溢出效應(yīng)，即某畜產(chǎn)品前一期的價格波動會顯著影響另一畜產(chǎn)品價格的當(dāng)期波動，但豬肉和羊肉價格之間的波動溢出效應(yīng)不顯著。

第三，畜產(chǎn)品價格之間的總溢出指數(shù)說明畜產(chǎn)品價格序列之間的溢出效應(yīng)明顯，且溢出效應(yīng)可以持續(xù)6個月。從方向性溢出指數(shù)來看，短期內(nèi)豬肉價格波動對牛肉和羊肉價格波動的溢出效應(yīng)較弱，尤其是對羊肉價格的溢出效應(yīng)最弱，分別為6.8%、0.94%；但長期內(nèi)豬肉價格波動對牛肉和羊肉價格波動的溢出效應(yīng)有所增強(qiáng)。牛肉和羊肉價格之間的溢出效應(yīng)明顯，且相互影響的程度也相當(dāng)，均在27.5%左右。從凈溢出效應(yīng)來看，豬肉價格的凈溢出效應(yīng)為正，而牛肉和羊肉價格的凈溢出效應(yīng)為負(fù)，說明豬肉價格的獨(dú)立性較強(qiáng)，對其他價格的影響要大于其受到的外界價格的影響，而牛肉、羊肉價格對其他價格的影響要小于其受到的外界價格的影響。

畜產(chǎn)品價格波動與畜產(chǎn)品生產(chǎn)者和消費(fèi)者的生活息息相關(guān)，畜產(chǎn)品價格之間的溢出效應(yīng)也對畜產(chǎn)品價格的調(diào)控形成了一定的挑戰(zhàn)。相對來說，豬肉價格波動最為劇烈，穩(wěn)定豬肉價格在一定程度上也可以降低其他畜產(chǎn)品價格的波動。因此，我國對于畜產(chǎn)品價格的調(diào)控仍需主要集中于豬肉價格。對豬肉價格進(jìn)行預(yù)警或調(diào)控時，除充分考慮豬肉前期價格的影響外，還應(yīng)充分考慮其他畜產(chǎn)品(尤其是牛肉)對豬肉價格在均值和方差2個層面的影響，尤其是畜產(chǎn)品價格之間影響的程度和滯后時長對于相關(guān)預(yù)警或調(diào)控指標(biāo)的建立或完善尤為重要。雖然牛羊肉價格波動相對平緩，但是對牛羊肉價格的監(jiān)控與預(yù)警也不能放松，尤其是疫病、質(zhì)量安全等突發(fā)事件對牛羊肉價格產(chǎn)生沖擊的同時，也會傳遞到豬肉價格上，進(jìn)而造成整個畜產(chǎn)業(yè)的波動。因此，為穩(wěn)定畜產(chǎn)品價格，確保畜產(chǎn)品安全生產(chǎn)與穩(wěn)定供給，完善整個畜產(chǎn)品市場價格預(yù)警與調(diào)控機(jī)制是必要的。