張 清 潔

(亳州學(xué)院 經(jīng)濟與管理系，安徽 亳州 236800)

0 引 言

中藥產(chǎn)業(yè)在社會經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)鏈中的比重越來越大，中藥材產(chǎn)品價格的高低不僅影響居民的健康消費水平，還在一定程度上對社會管理產(chǎn)生一定的影響。當中藥材產(chǎn)品價格過高時會增加人們的醫(yī)療成本；而當中藥材產(chǎn)品價格過低時，會導(dǎo)致中藥材供應(yīng)方收益下降，從而會在一定程度上阻礙藥材產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。因此，國家應(yīng)當采取適當?shù)男姓侄蝸韺χ兴幃a(chǎn)業(yè)進行干預(yù)和管理。中藥材價格的持續(xù)上漲和異常波動會增加消費者和供應(yīng)商的風險，從而導(dǎo)致中藥材市場不能長期穩(wěn)定發(fā)展。對中藥材價格的波動性及影響因素進行研究，主要包括以下幾個方面的意義：一是有利于藥材生產(chǎn)規(guī)范化，不斷凸顯地方特色的同時，將中藥材的生產(chǎn)、加工和銷售等流程規(guī)范化，提高產(chǎn)業(yè)的效率水平；二是有利于加強對市場囤貨炒作的管制，嚴格加強中藥材市場的監(jiān)管,對囤貨后加價的行為進行管控；三是有利于建立中藥材質(zhì)量監(jiān)督機構(gòu)，中藥材的質(zhì)量問題是生產(chǎn)者、消費者、國家有關(guān)部門都極為關(guān)心的問題，為了加強中藥材質(zhì)量的監(jiān)督和管理，國家中醫(yī)藥管理局、食品監(jiān)督局應(yīng)該對中藥材種植者、經(jīng)營商進行嚴格的審查，政府部門應(yīng)該通過各項優(yōu)惠政策，加大對中藥材種植戶的扶持力度，盡可能避免由于外部因素如自然災(zāi)害、突發(fā)意外、戰(zhàn)爭因素、重大疫情等造成種植戶損失，從而減小中藥材價格的波動；四是有利于加大投資基金用于中藥材基地的建立，逐漸使中藥材產(chǎn)業(yè)向規(guī)范化、高效化的新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

汪瑩、申俊龍、趙坤元(2014)運用經(jīng)濟學(xué)模型來說明中藥材的價格產(chǎn)生波動的原因以及特點。從供給側(cè)和需求側(cè)進行探討，分析造成中藥材價格波動的原因，從而提出穩(wěn)定中藥材價格的建議[1]。王諾、劉書真、楊光(2014)運用格蘭杰因果檢驗和方差分析的方法考察了中國中藥材價格的影響因素(自然災(zāi)害、經(jīng)濟因素、種植成本等)，該方法是在向量自回歸的模型上延伸發(fā)展出來的?；貧w結(jié)果表明種植成本和通貨膨脹這些經(jīng)濟因素都對中藥材的價格有著重要影響。通過研究還發(fā)現(xiàn)中藥材的種植成本、通貨膨脹與中藥材的價格成正向變化關(guān)系[2]。朱婉麗(2015)的研究成果表明三七價格受到多種因素的影響，她的研究以三七藥材為實證進行，根據(jù)市場條件著重把握影響三七價格的因素，通過對要素進行分析進而對三七市場價格發(fā)生波動的原因進行討論，總結(jié)出三七價格變化的特點，通過三七價格的走勢得出三七價格的波動性強，而且會受到季節(jié)因素的影響，尤其是在春夏季，會因為季節(jié)的變化導(dǎo)致三七的價格提高，同時通過HP濾波法發(fā)現(xiàn)三七的價格不僅受到自然因素的影響還受到人為因素的制約，尤其是政府政策的變動。自然因素和人為因素導(dǎo)致了三七價格的周期性波動比較明顯[3]。常征宇(2015)在蛛網(wǎng)模型和均衡價格的基礎(chǔ)上研究中藥材價格的變動趨勢。結(jié)果表明：中藥材的價格大多呈現(xiàn)上升趨勢，且大多數(shù)中藥材具有周期性波動的特點，波動的周期多為一至兩年，上升的幅度越大下降的幅度也越大[4]。張晉之,楊元娟、許燕(2016)近年來根據(jù)中藥市場發(fā)現(xiàn)國內(nèi)的中藥材價格處于一種忽上忽下的狀態(tài)，這種忽上忽下的價格波動狀態(tài)對中藥種植戶、經(jīng)銷商、居民以及老百姓的安全用藥產(chǎn)生了負面影響。追根溯源，導(dǎo)致其價格波動的原因不僅有中藥材自身生長環(huán)境，還有政府政策、通貨膨脹、自然災(zāi)害頻發(fā)導(dǎo)致的中藥材產(chǎn)量比率下降，同時由于近年來人們思想觀念的變化，人們越來越注重養(yǎng)生，從而對中藥材的需求越來越大，對中藥材質(zhì)量的要求越來越高。所以市場上更需要有專業(yè)的科學(xué)技術(shù)來完善中藥材從開發(fā)到上市的系統(tǒng)性監(jiān)察機制，盡可能降低其生產(chǎn)成本與減少流通費用。打造電子化商務(wù)平臺，進行規(guī)?；N植，使中藥材的經(jīng)銷變得更加透明化[5]。王園園、劉苗(2017)通過對近年來亳州市中藥材的種植、收采、經(jīng)營和銷售進行重點分析，提出關(guān)于如何打造亳州市中藥材未來發(fā)展宏圖的計劃[6]。柴海霞(2018)的研究主要討論了影響中藥材價格的自然因素和社會因素。研究建立中藥材種植儲存系統(tǒng)和社會監(jiān)察機構(gòu)，通過建立監(jiān)察機構(gòu)來預(yù)防中藥材價格的劇烈波動，從而維護中藥產(chǎn)業(yè)的平穩(wěn)發(fā)展[7]。楊勇、陶群山(2019)通過建立向量自回歸模型進行研究，研究結(jié)果表明居民消費指數(shù)、中藥材成交價格和中藥產(chǎn)量與中藥材價格指數(shù)之間存在相關(guān)關(guān)系，而中藥材的種植面積與中藥材價格指數(shù)之間不存在相關(guān)關(guān)系。對具有相關(guān)關(guān)系的因素進行VAR分析，并提出穩(wěn)定中藥材價格的相關(guān)建議[8]。李飛飛、宋慶燕、陳長秀等(2019)以分析影響三七價格波動的因素為重點，并對這些重點為相關(guān)性分析，建立三七價格指數(shù)預(yù)測模型。模型以LSTM神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)為基礎(chǔ)，對三七未來的價格進行合理預(yù)測。通過研究結(jié)論，可以對藥材的種植、經(jīng)營進行合理安排，從而在一定程度上穩(wěn)定中藥材的價格[9]。賈海彬(2019)通過對中醫(yī)藥及其相關(guān)產(chǎn)業(yè)鏈進行研究，分析了2018年中藥材價格下行而中成藥價格上漲的背后原因，進一步的剖析了中藥材價格下行的影響因素，如氣候、種植、政策等。最后對2019年我國中藥材市場的發(fā)展趨勢、價格波動、供求關(guān)系進行預(yù)測。發(fā)現(xiàn)2019年中藥產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)將會發(fā)生巨變[10]。盧亞妹、王曉輝、王建忠等(2019)認為中醫(yī)是中國的優(yōu)良傳統(tǒng)，而中醫(yī)發(fā)展的物質(zhì)基礎(chǔ)就是中藥材，中藥材的價格和質(zhì)量關(guān)系到國民生計。該文章基于對中藥產(chǎn)業(yè)發(fā)展的相關(guān)文獻的閱讀，對中藥產(chǎn)業(yè)進行系統(tǒng)性的總結(jié)，為后人提供優(yōu)質(zhì)的參考文獻[11]。

通過對以往學(xué)者的研究進行梳理可以發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)對中藥材價格的研究成果比較豐富，但是對于中藥材價格與宏觀經(jīng)濟因素之間聯(lián)系的研究較少，且對地方性的藥材市場的研究較少。因此，本文立足于亳州地區(qū)，對影響亳州中藥材價格的因素進行研究，試圖在研究方向、研究方法及研究視角等方面尋求突破。

1 相關(guān)概念及理論基礎(chǔ)

本部分將對文中的相關(guān)概念及理論進行梳理與介紹。

1.1 中藥材價格波動

研究中藥材的價格其實質(zhì)上就是研究中藥材的價值，而中藥材的價值又是由凝聚在中藥材價格中的社會勞動量所決定的，也受到社會上對中藥材需求量和供給量的影響，中藥材價格受供求關(guān)系的影響，總是圍繞著價值上下波動。

1.2 VAR

VAR全稱為向量自回歸模型，它是在回歸模型的基礎(chǔ)上進行深入研究發(fā)展而來的。它是研究滯后項與內(nèi)生變量之間的關(guān)系，是多元回歸模型。一般VAR(p)模型可以寫成

yt=v+Ayt-1+…+Apyt-p+β?Xt-q+…+μi,t∈(-∞,+∞)

式中yt-1(t=1、2、3…p)分別代表內(nèi)生變量滯后1至p階項，Xt-1(t=1、2…p)分別代表外生變量的滯后1至p階項。

2 模型設(shè)定與數(shù)據(jù)分析

2.1 數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計

2.1.1 數(shù)據(jù)的選取

本文所采用的5種中藥材數(shù)據(jù)及影響因素主要通過網(wǎng)上收集的方式獲得，數(shù)據(jù)來源為國家統(tǒng)計局網(wǎng)和中藥材天地網(wǎng)。本文實證部分采用的數(shù)據(jù)為1999-2018年亳州市的白芍、菊花、桔梗、白芷、白術(shù)價格和人均GDP、藥材出口數(shù)量及中藥材價格指數(shù)。在HP濾波分析中采用的是2013年1月-2019年10月5種中藥材的月度數(shù)據(jù)。

2.1.2 中藥材品種價格趨勢性及周期性特征分析

從白芍價格序列趨勢圖(圖1)中可以看出，白芍價格有價格低峰，除此之外，價格穩(wěn)步下降。根據(jù)其周期線看，白芍的價格序列呈現(xiàn)明顯的周期性，共出現(xiàn)5個周期，周期長度為1～1.5年，并且每一周期內(nèi)呈比較明顯特征，有最高點也有最低點。

圖1 白芍價格序列趨勢

從白芷的價格序列圖(圖2)中可以看出，白芷的價格先緩慢下降，后趨于平穩(wěn)。并且每一周期呈現(xiàn)比較明顯的特征，存在最低點和最高點。

圖2 白芷價格序列

從白術(shù)的價格序列圖(圖3)中可以看出，白術(shù)價格的變化趨勢比較平穩(wěn)。周期性并不明顯，大約有2個周期，時間為3～4年。

圖3 白術(shù)價格序列

從桔梗的價格序列圖(圖4)中可以看出，桔梗的價格是先下降，再趨于平穩(wěn)，在2016年到2017年達到最高峰。周期并不明顯，大約為4年一個周期。

圖4 桔梗價格序列

從菊花的價格序列圖(圖5)中可以看出，菊花的價格是先下降后上升，然后再緩慢下降。但從總體來看，菊花的價格還是上升的，且周期性不明顯。

圖5 菊花的價格序列

本文使用的上述5種中藥材價格數(shù)據(jù)時間跨度為2013年1月至2019年10月，數(shù)據(jù)來源于中藥材天地網(wǎng)。對5種藥材的價格進行描述性統(tǒng)計得表1，從表1可以看出，白術(shù)、白芷、白芍、桔梗、菊花的峰度大于0，其中白術(shù)、白芷、桔梗、菊花成右偏分布，白芍呈左偏分布。桔梗與白術(shù)的峰度值分別為4.614 7和3.285 1，這2種藥材的價格序列具有尖峰厚尾的特征。

表1 中藥材價格序列的描述性統(tǒng)計結(jié)果

2.2 模型構(gòu)建

2.2.1 指標變量的選取

中藥產(chǎn)業(yè)作為第一產(chǎn)業(yè)在國內(nèi)有著悠久的種植歷史，導(dǎo)致中藥價格發(fā)生變動的因素也是多方面的。本文從宏觀經(jīng)濟因素對中藥的價格進行研究，選取人均GDP、藥材出口數(shù)量(XQ)、中藥材價格指數(shù)(PI)3個要素進行深入研究，分析影響因素與中藥材價格(P)之間的關(guān)系。

2.2.2 數(shù)據(jù)的預(yù)處理

對價格數(shù)據(jù)進行對數(shù)處理可以得到GDP對數(shù)序列l(wèi)n(GDP)、藥材出口數(shù)量對數(shù)序列l(wèi)n(XQ)、中藥材價格指數(shù)對數(shù)序列l(wèi)n(PI)和中藥材價格對數(shù)序列l(wèi)n(P)，取自然對數(shù)的變量建立VAR模型。

2.2.3 數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

采用ADF對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗，檢驗結(jié)果見表2。

表2 單位根檢驗

由表2數(shù)據(jù)可知，在檢驗精度為1%、5%和10%條件下，經(jīng)過取自然對數(shù)處理后的各個數(shù)據(jù)滿足構(gòu)建VAR的平穩(wěn)性要求。因此，構(gòu)建VAR模型如下

通過Eviews對5種不同藥材的價格VAR模型的參數(shù)進行估計，并得到相應(yīng)的VAR模型。

2.3 模型檢驗

2.3.1 模型系統(tǒng)穩(wěn)定性

為了檢驗?zāi)Ｐ拖到y(tǒng)的穩(wěn)定性，需要對建立的模型進行檢驗。模型的單位根檢驗結(jié)果如圖6～10所示。由圖可以看出，特征值均在圓內(nèi)，因此構(gòu)建的VAR模型較為穩(wěn)定。

圖6 VAR1特征方程根檢驗 圖7 VAR2特征方程根檢驗

圖8 VAR3特征方程根檢驗 圖9 VAR4特征方程根檢驗 圖10 VAR5特征方程根檢驗

2.3.2 格蘭杰因果檢驗(表3)

表3 格蘭杰因果檢驗

由表3可知，在檢驗精度為5%的條件下，白芍的價格受到人均GDP的滯后效應(yīng)影響，而與藥材出口量和中藥材價格指數(shù)無明顯相關(guān)性。白芷的價格受到人均GDP和中藥材價格指數(shù)的滯后效應(yīng)影響，而與藥材出口量無明顯相關(guān)性。白術(shù)的價格受到人均GDP的滯后效應(yīng)影響，而與藥材出口量和中藥材價格指數(shù)無明顯相關(guān)性。菊花的價格受到人均GDP的滯后效應(yīng)影響，而與藥材出口量和中藥材價格指數(shù)無明顯相關(guān)性。桔梗的價格受到人均GDP的滯后效應(yīng)影響，而與藥材出口量和中藥材價格指數(shù)無明顯相關(guān)性。

2.4 模型分析

2.4.1 脈沖響應(yīng)分析

通過格蘭杰因果檢驗可以發(fā)現(xiàn)，人均GDP是中藥價格的格蘭杰原因。本文對ln(JH)和ln(GDP)進行脈沖響應(yīng)分析，得出相應(yīng)的脈沖響應(yīng)(圖11)。

圖11 脈沖響應(yīng)

由圖11可知，價格在第四期時就對自身具有強烈的響應(yīng)，而人均GDP會在第四期對價格(PI)產(chǎn)生較強影響。

2.4.2 方差分解

通過方差分解可以得到表4的分析結(jié)果。由表4可以看出，在第一期，中藥材價格對其自身的影響程度達到了100%。在隨后的九期中，中藥材價格對其自身的影響程度都在80%以上。與藥材出口量和中藥材價格指數(shù)在第一期對價格的影響相比，人均GDP的影響較高，影響程度從第一到第十期由0%逐漸增加到8.03%。

表4 方差分解

3 結(jié)論和建議

3.1 結(jié)論

本文主要通過HP濾波法研究亳州市5種主要大宗中藥材的價格波動趨勢和周期性特征，發(fā)現(xiàn)白芍、菊花、桔梗、白術(shù)、白芷皆具有周期性，周期為3～4年，受到外部因素如自然災(zāi)害、盲目哄抬中藥材價格、國家政策的影響等，導(dǎo)致中藥材價格波動幅度較大。通過對白芍、菊花、桔梗、白術(shù)、白芷5種中藥材價格與人均GDP、藥材出口量和中藥材價格指數(shù)構(gòu)建VAR模型進行研究可以得出：一是白芍、菊花、桔梗、白術(shù)、白芷的價格會受到其歷史價格水平的影響；二是藥材的價格主要會受到人均GDP的影響，中藥材價格指數(shù)和藥材出口量對藥材價格的影響程度較低。

3.2 建議

提高藥材市場的透明度。藥材市場信息的公開化、透明化不僅是消費者的訴求，更可以便利藥材種植者和藥材批發(fā)商及時掌握市場變化信息、合理種植藥材以及達到供需平衡狀態(tài)。

強化藥材的市場流通性。為了保證藥材市場的正常流通，首先，充分發(fā)揮市場機制在藥材經(jīng)濟中的作用，確保在經(jīng)濟規(guī)律下中藥材可以正常流通；其次，盡可能地減少藥材交易環(huán)節(jié)，降低交易成本的同時還可以控制藥價。

做好藥材規(guī)制化。關(guān)于藥材的規(guī)制，不應(yīng)該局限于一個方面，例如藥材的來源、性狀鑒別、含量測定、炮制方法都應(yīng)該做出詳細的規(guī)制。可以通過推出1個系統(tǒng)，然后將每個藥材都貼上二維碼，掃二維碼通過系統(tǒng)辨別，立刻就可以知道這個藥材的所有信息，使藥材的流通更加規(guī)范化。

藥材的利用與保護。藥材雖是可再生資源，但若沒有合理的利用與保護，這些藥材也將處于瀕危的境地。這就要求要合理采挖藥材，保護藥材。

建立藥材信息識別系統(tǒng)與誠信體系。建立藥材信息識別系統(tǒng)，將藥材大數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計以供消費者識別真假藥材，來確保消費者權(quán)益。在藥材市場建立誠信體系則是對于商家而言的，比如可以將商家的信用以百分制劃分，不僅消費者可以公開透明監(jiān)督，而且商家還可以互相監(jiān)督，優(yōu)勝劣汰，將不守誠信的商家排除市場之外。