5 生鲜乳价格影响因素的实证分析 .
通过上文对生鲜乳价格波动现状的阐述及对生鲜乳价格波动走向的展望，我们运用生鲜乳价格波动的特点，然后通过经济学角度对生鲜乳价格波动的内生经济波动影响因素与外生经济波动影响因素进行系统的分析，把影响生鲜乳价格的各个因素进行细分化，了解其价格影响机理与作用方式，但上述方法还是没有办法精确的对各类指标进行说明与对比。本章准备把各影响因素量化后在计量模型中体现，因为内生波动与外生波动影响的作用，把文章中提出的生鲜乳供给与需求的影响要素作为指标建立模型进行分析。从我国生鲜乳市场的供给与需求的方面出发，其价格不仅受到消费市场影响的波动，生产资料市场也同样影响到生鲜乳的价格。当我国玉米与豆粕价格上升带动养殖成本的上涨时，我国生鲜乳市场的供给与需求关系必定会发生变化。并且我国消费者的消费偏好及城镇居民收入、农村居民收入都会影响我国居民乳制品的需求，国外进口乳制品的冲击对我国生鲜乳收购也会产生非常大的影响。
5.1 模型的构建 .
通过本文研究结果，用对数线性模型对生鲜乳价格的影响因素及其影响程度进行分析。选用混合料价格（玉米：豆粕以 4:1 的比例混合）替代生产成本。所以，可以选用混合料价格、原料奶产量、城镇居民人均收入、液体乳及乳制品价格指数、进口液体乳及干乳的数量、规模养牛的人工成本等可直接列入模型，其中没有办法量化出的因素如突发事件、消费者偏好等因素都以随机扰动项的形式放入到公式中。研究生鲜乳市场调整需要一定的调整时间，这就是滞后期对当期生鲜乳价格可能会产生的影响，我们运用 VAR 模型根据影响因素构建模型如下：Y=c+BAY,一l+BZX 1,一2+B3X2+B4X 3t-+BsX 4+BMX 5,一2+BMX 6,一2+万。
其中 C 为常数项，Y 为生鲜乳奶价格，X1 为混合料价格，X2 为原奶产量，X3 为城镇居民收入，X4 为液体乳及乳制品价格指数，X5 为进口液体乳与干乳的数量，X6 为规模养牛的人工成本，t-1、t-2 分别为滞后一期与滞后两期的价格， 为随机扰动项。
5.2 数据来源及模型估计。
针对以上的供需因素，本文使用的数据主要来源于《中国奶业年鉴》、《中国统计年鉴》、《全国农产品成本收益资料汇编》、布瑞克农业大数据、全国农产品商务信息公共服务平台与农业部及国家统计局网站。通过上一节的模型建设，模型中选取的生鲜乳价格影响的因素中，混合料价格是用玉米与豆粕以 4:1 的比例进行核算，其余生鲜乳价格、原奶产量、城镇居民收入、液体乳及乳制品价格指数、进口液体乳与干乳的数量与规模养牛的人工成本数据均选取 2006 年至 2016 年。对变量进行了单位根检验和协整检验才可以进行回归，尽量防止ε出现虚假回归伪回归的现象。运用 eviews6.0 进行单位根检验，运算结果如下：
（1）X1 从检验结果上看，在 1%、5%、10%三个显着性水平上，单位根检验的 Mackinnon临界值分别为-4.297073、-3.212696、-2.747676,t 检验统计量值为-2.078583 大于相应临界值，表明 X1 存在单位根，是非平稳序列。
X1 二阶差分从检验结果上看，在 1%、5%、10%三个显着性水平上，单位根检验的 Mackinnon临界值分别为-4.582648、-3.320969、-2.801384,t 检验统计量值为-4.185951,不全大于相应临界值，且 ADF 检验中二阶差分 D（X1（-1），2）的 P 值为 0.0058<0.05,序列是平稳序列。
所以 X1 滞后二期，表示为 D2（X1）。
（2）X2 从检验结果上看，在 1%、5%、10%三个显着性水平上，单位根检验的 Mackinnon临界值分别为-4.297073、-3.212696、-2.747676,t 检验统计量值-3.250017 不全大于相应临界值，序列是平稳序列。
（3）X3 从检验结果上看，在 1%、5%、10%三个显着性水平上，单位根检验的 Mackinnon临界值分别为-4.582648、-3.320969、-2.801384,t 检验统计量值为-0.664373 大于相应临界值，表明 X3 存在单位根，是非平稳序列。
X3 一阶差分从检验结果上看，在 1%、5%、10%三个显着性水平上，单位根检验的 Mackinnon临界值分别为-4.582648、-3.320969、-2.801384,t 检验统计量值为-3.841041 ,不全大于相应临界值，且 ADF 检验中二阶差分 D（X3（-1））的 P 值为 0.0121<0.05,序列是平稳序列。
所以 X3 滞后一期，表示为 D1（X3）。
（4）X4 从检验结果上看，在 1%、5%、10%三个显着性水平上，单位根检验的 Mackinnon临界值分别为-4.297073、-3.212696、-2.747676,t 检验统计量值-3.015668 不全大于相应临界值，序列是平稳序列。
（5）X5 从检验结果上看，在 1%、5%、10%三个显着性水平上，单位根检验的 Mackinnon临界值分别为-4.297073、-3.212696、-2.747676,t 检验统计量值为 0.156398 大于相应临界值，表明 X5 存在单位根，是非平稳序列。
X5 二阶差分从检验结果上看，在 1%、5%、10%三个显着性水平上，单位根检验的 Mackinnon临界值分别为-4.803492、-3.403313、-2.841819,t 检验统计量值为-4.775130 ,不全大于相应临界值，且 ADF 检验中二阶差分 D（X5（-1），2）的 P 值为 0.0088<0.05,序列是平稳序列。所以 X5 滞后二期，表示为 D2（X5）。
（6）X6 从检验结果上看，在 1%、5%、10%三个显着性水平上，单位根检验的 Mackinnon临界值分别为-4.297073、-3.212696、-2.747676,t 检验统计量值为 0.756378 大于相应临界值，表明 X6 存在单位根，是非平稳序列。
X6 二级差分从检验结果上看，在 1%、5%和 10%三个显着性水平上，单位根检验的Mackinnon 临界值分别为-4.582648、-3.320969、-2.801384,t 检验统计量值为-3.624097 ,不全大于相应临界值，且 ADF 检验中二阶差分 D（X6（-1），2）的 P 值为 0.011<0.05,序列是平稳序列。所以 X6 滞后二期，表示为 D2（X6）。因此本文对以原料奶价格对数值为因变量的回归不会出现伪回归的现象，可以对其进行回归分析，参数估计结果如下：
从回归结果的来看，F=3.0723 显示出回归方程显着，模型的结果较为理想。通过对参数的结果可以看出，当混合料价格变化 1%时会引起原料奶价格同向变化近 0.32%,可见增加成本会促使生鲜乳价格上升。而生鲜乳产量对当月生鲜乳价格有 0.22%的波动影响。城镇居民收入对生鲜乳价格也有显着影响，当城镇居民收入变化 1%时，对当期生鲜乳价格影响0.39%.而液体乳及乳制品价格指数变化 1%时，当期原料奶价格受到 0.27%的波动影响。进口液体乳与干乳的数量和规模养牛的人工成本对生鲜乳价格也都是正影响，进口液体乳与干乳的数量对生鲜乳价格影响程度较大一些，可达 0.39%,而规模养牛的人工成本为 0.16%.
5.3 模型结果分析。
（1）城镇居民收入与进口液体乳与干乳的数量对当期生鲜乳价格影响最为明显，两个数据都为正影响。如果城镇居民收入处于较高的位置，那么生鲜乳价格也会一同上涨。其中生鲜乳价格的波动如果开始波动，必定会具备一定的持续性。
（2）从上文中模型估计结果来看，混合料价格的增长可以推进我国生鲜乳价格的上升。
并且从表 5-1 中也可以看出，生鲜乳价格与混合料价格为同向的波动方向。
（3）规模养牛的人工成本对生鲜乳奶价格变化有一定的作用，从模型估计结果看，影响程度较小主要是由于规模养牛的人工成本的变化比较平稳，同时也反应了规模养牛的人工成本对我国生鲜乳价格反应不强烈。
（4）液体乳及乳制品价格指数会推动生鲜乳价格的上涨，液体乳及乳制品价格指数上涨直接对乳制品消费造成了影响，进而影响乳制品企业对生鲜乳需求和生鲜乳的收购价格。整体来看，液体乳及乳制品价格指数的提升相应来说可以扩大乳制品加工企业的利润空间，也是为了进一步生鲜乳的价格上调。
5.4 小结 .
为了计算出我国生鲜乳价格影响因素的作用程度，按照文章中理论解析的成果，选择混合料价格、原奶产量、城镇居民收入、液体乳及乳制品价格指数、进口液体乳与干乳数量、规模养牛的成本及生鲜乳价格作为变量因素建立对数线性模型。在此基础上，利用2006-2016 年十年的年度数据用作于模型数据进行回归，结果显示：当混合料价格变化 1%时会引起原料奶价格同向变化近 0.32%,可见增加成本会促使生鲜乳价格上升。而生鲜乳产量对当月生鲜乳价格有 0.22%的波动影响。城镇居民收入对生鲜乳价格也有显着影响，当城镇居民收入变化 1%时，对当期生鲜乳价格影响 0.39%.而液体乳及乳制品价格指数变化 1%时，当期原料奶价格受到 0.27%的波动影响。进口液体乳与干乳的数量和规模养牛的人工成本对生鲜乳价格也都是正影响，进口液体乳与干乳的数量对生鲜乳价格影响程度较大一些，可达0.39%,而规模养牛的人工成本为 0.16%.
