HP滤波法（精选4篇）
HP滤波法 篇1
摘要：文章首先分析了地区潜在经济增长率的测算方法, 指出生产函数法与多变量结构化分解法不适用于测算地区潜在产出;然后, 使用HP滤波方法对1982年-2007年北京市潜在经济增长率进行了测算, 并对未来潜在经济增长率的水平及适度增长区间做了初步预测。分析表明, 在分析地区潜在经济增长率时应参考经济理论和实际经济运行状况, 不同参数的HP滤波器结合使用。
关键词：北京,潜在经济增长率,HP滤波,平滑参数
一、引言
潜在产出是分析宏观经济运行态势、制定经济政策的重要工具和依据。就一国而言, 通过估算潜在产出可以估测通货膨胀压力, 从而更有针对性地制定力度适当的宏观经济调控措施。就地区层面而言, 测算潜在经济增长率同样具有重要意义, 只有以潜在经济增长率为基础制定科学的经济发展规划, 才能实现经济健康、协调发展的目标。
潜在产出是宏观经济学的重要概念, 不同学派对于潜在产出的界定不尽相同, 主要以两类为代表。第一类定义以凯恩斯理论为基础, 认为潜在产出是当经济中各种投入要素达到充分利用, 特别是失业率达到“非自愿失业”时的最大产出水平。该潜在产出是“最高产出”, 实际经济很难达到。第二类定义以新古典理论为基础, 认为潜在产出是在给定实际约束条件下, 不引起通货膨胀率改变 (变大或变小) 时经济所能实现的产出。实际产出围绕潜在产出上下波动。同近年大多数学者的研究一样, 本文所述潜在产出沿用后者的定义。“潜在经济增长率”是由潜在产出延伸而来的概念, 指经济处在潜在产出水平时的经济增长率, 即通货膨胀稳定 (或非加速) 情况下的经济增长率。
目前, 国内关于中国潜在产出的文献如汗牛充栋, 但关于地区潜在产出测算的研究并不多, 且以定性研究为主, 近年来使用相关计量方法进行研究的文献才有所增加。曹龙 (2007) 以安徽省1978年-2004年GDP、资本存量、就业人数等数据为基础, 采用生产函数对安徽省的潜在产出增长率进行测算:1978年-2004年的潜在经济增长率为11%, 预测“十一五”期间的潜在经济增长率为10.8%。石柱鲜、王立勇等 (2007) 用HP滤波法对吉林省潜在产出进行了估计, 认为2000年以来实际GDP和潜在GDP几乎重合, 吉林省处于适度经济增长水平。曹正 (2005) 采用生产函数法估计杭州市1992年-2003年的潜在经济增长率为15.6%, 预测“十一五”期间潜在经济增长率为13.7%。陈石俊和彭道宾等 (2003) 根据对经济增长潜力的限定, 将经济增长潜力归结于三个因素:资本投入、劳动力投入、制度或技术变革。并预测未来几年江西经济增长潜力 (GDP) 的年均增速在l1.9%左右。魏立桥 (2004) 认为目前甘肃省工业化处于初期向中期阶段的转变过程, 并以统计数据为基础预测未来15年甘肃省经济增长的潜力和增长格局。黄志勇 (2003) 从广西省的经济发展进程、工业化发展、国内外环境、本省政策发展趋势等几方面进行定性分析, 预测广西省未来18年经济增长速度将保持略高于全国的年均水平。囿于数据可得性与质量等原因, 上述文献多使用年度数据进行测算。
本文将讨论适合地区经济增长年度数据特征的HP滤波参数, 并以此为基础, 测算北京市1982年-2007年的潜在经济增长率。论文共分为四部分:第二部分介绍潜在产出测算的主要方法, 论述HP滤波是适合地区潜在产出测算的方法;第三部分通过比较采用不同平滑参数进行HP滤波的估算结果, 分析适合北京市年度样本数据的平滑参数, 并以此为基础得出北京市的潜在经济增长率与适度增长区间;第四部分是结论。
二、地区潜在产出测算方法的比较与选择
从理论上讲, 地区潜在产出的测算使用的方法与国家相同。因此, 对潜在产出常用的测算方法进行概括介绍十分必要。
(一) 潜在产出测算方法
潜在产出的测算和估计方法很多, 并且仍在不断发展。总的来说, 这些方法可分为以下三类。
1. 消除趋势法。
消除趋势法 (Detrending Method) 把宏观经济运行看作是潜在增长和短期波动的某种组合, 因而可运用计量技术将实际产出序列分解为趋势成分与周期成分, 其中的趋势成分即潜在产出, 周期成分即产出缺口。
序列分解方法随着计量技术的发展不断改进, 早期比较常用的数据分解方法是对时间t进行一次或二次线性回归, 该方法默认经济变量是趋势稳定的;Nelson和Plosser (1982) 认为大多数宏观经济变量不具有确定性时间趋势, 而是具有单位根性质, 因而应直接对数据差分或者是进行Beveridge and Nelson (1981) 分解;Hodrick和Prescott (1980, 1997) 的滤波方法 (简称HP滤波法) 居于两者之间, 认为经济变量既不是永远不变也不是随机变动, 其趋势是缓慢变动的。下面简要介绍HP滤波法的基本方法。
时间序列yt由趋势部分gt和周期波动部分Ct构成, 即
Hodrick和Prescott (1980, 1997) 采用对称的数据移动平均方法原理, 设计一个滤波器 (即HP滤波器) , 该滤波器从时间序列yt中得到一个平滑的序列gt (即趋势部分) , gt是下列问题的解:
其中, 大括号中多项式的第一部分是对波动成分的度量, 第二部分是对趋势成分“平滑程度”的度量, λ为正数, 用以调节两者的比重, 称为平滑参数。
HP滤波方法的一个重要问题就是平滑参数λ的取值, 不同的λ值即不同的滤波器, 决定了不同的周期方式和平滑度。在处理季度数据时经济学家基本达成了共识——沿用Hodrick和Prescott (1980, 1997) 1600这一取值。但是, 在处理其他频率数据尤其是年度数据时, 经济学家对λ的取值则有较大分歧。Backus and Kehoe (1992) 认为平滑参数λ=100, 这也是时间序列软件Eviews的默认值;Correia, Neves and Rebelo (1992) , Cooley and Ohanian (1991) 认为λ的取值应该为400;Baxter and King (1999) 的研究表明λ=10更合理;Ravn and Uhlig (2002) 认为λ应该是观测数据频率的4次方, 即年度数据应取6.25。通过在频域上比较HP滤波转移方程的图像、分析HP滤波的转移方程、以及蒙特卡罗实验, Ravn and Uhlig发现4次方调整最佳。该结论被Iacobucci和Noullez (2004) 进一步证实。
对HP滤波可以有三种理解, 其一, HP滤波可以看作是一个为了从数据中抽出一条平滑曲线而精确设定的算法;其二, HP滤波可看作一个特殊的射影问题, 其目的是从数据yt中抽取某个信号gt, yt被认为是gt和正交噪声ct的叠加;其三, HP滤波可看作一个近似高通滤波器 (High-pass Filter) , 能分离出周期在8年以下的高频成分 (汤铎铎, 2007) 。
HP滤波法往往只考虑实际产出这一个指标, 十分简便有效。不过该方法也由于存在不足而招致一些批评和争论, 如没有体现潜在产出的供给面特征。但HP滤波经受住了考验, 获得了广泛的引用和认可, 成为时间序列消除趋势方法的一个基准。
2. 生产函数法。
生产函数法 (Production Function Method) 的基本思想是首先利用现实经济数据估算出总量生产函数, 并得到全要素生产率, 然后利用消除趋势法对全要素生产率进行分解得到趋势全要素生产率, 再估算出潜在就业, 将趋势全要素生产率和潜在就业带入总量生产函数即得到潜在产出。
生产函数法的优点在于:全面考虑了生产要素利用率和技术进步的影响来估算潜在产出, 充分体现了潜在产出的供给面特征, 从而更具有说服力。因而, 生产函数法是目前国际上使用最多的估算潜在产出的方法, 而且得到了OECD、IMF等官方组织机构的认同。
3. 多变量结构化分解法。
随着统计、计量技术的发展, 为建立既有经济学理论基础, 预测精度又比较好的方法, 一些学者提出建立在一定经济关系基础上的多变量结构化分解方法 (State-Space Model) , 如Blanchard and Quah (1989) 、Dea and Ng (1990) 、Kuttner (1994) 、Laxton and Tetlow (1992) 、Apel and Jansson (1997) 等。该方法在实际产出的分解中引入菲利浦斯曲线 (或奥肯定律曲线) 建立多变量系统方程组, 联合估计出潜在产出和菲利浦斯曲线 (或奥肯定律曲线) 。多变量结构化分解法考虑多种经济指标的影响, 能更好地揭示实际经济运行的状况, 是估计潜在产出和产出缺口的典型方法。
(二) 地区潜在产出测算方法和参数选择
上述测算潜在产出的三类方法在很大程度上都受到经济数据可得性及质量的影响, 不同方法测算的潜在产出不同, 而且可能相差很大。
生产函数法虽然更合理并被广泛使用, 但该方法要求生产函数稳定, 从而要素投入增加与其所导致的总产出增加二者之间的关系稳定, 这对转型经济国家的地区来说很难满足。而且, 生产函数法涉及的指标较多, 对相关数据质量的要求较高。很多数据如资本存量、劳动力等缺乏或存在缺陷, 据此计算的潜在产出误差较大 (已被中国潜在产出测算的现有研究证明) 。此外, 我国相关指标的统计多按属地原则, 如劳动力按户籍统计。由于地区间要素流动性较大, 实际要素投入与地区要素统计量的差距较大。故生产函数法不适用地区潜在产出测算。多变量结构化分解方法需以一定经济关系为基础, 如菲利浦斯曲线或奥肯定律, 但上述关系即便成立也只在国家层面存在。多变量结构化分解方法也不能用于估计地区潜在产出。因此, 本文以为采用HP滤波法消除趋势是目前估计地区潜在产出的恰当方法。
国外一般对季度数据应用HP滤波法测算潜在产出。但是, 中国地区层面季度数据不但时间较短、较难获取, 而且可靠性较差, 故使用年度产出数据估计地区潜在经济增长率更为合理。正如上文所述, 经济学家在用HP滤波处理年度数据时平滑参数的取值仍有较大争议。Ravn和Uhlig (2002) 认为对美国年度产出数据来说, 最佳的平滑参数应该为6.25。因不同国家数据特点差异较大, 不可将该结论直接应用于我国。本文将使用6.25, 100两个HP滤波对北京市产出的年度数据进行分解, 通过对比分析得出适用于中国的平滑参数, 并进而估计北京市潜在经济增长率。
三、北京市潜在经济增长率的估计
本文使用的数据是1952年-2007北京市年度实际产出, 数据主要来源于《北京统计年鉴 (2008) 》, 使用的软件为Stata10。
(一) 潜在产出与产出缺口
应用平滑参数λ=6.25和100两种HP滤波器 (以下简称为滤波器1和滤波器2) 对北京市GDP指数 (1952=100) 的自然对数进行滤波, 得到其中的趋势成分和波动成分。尽管由滤波器2所得波动序列好似波幅更大, 但两波动序列和两趋势序列并无显著差异 (95%置信水平) 。
依据滤波器分解得到的潜在产出序列计算产出缺口率 (又称GDP偏离率) 。总体来看两产出缺口率序列的变化特征一致:1955年到20世纪70年代初波动幅度较大且频繁, 改革开放后显著下降, 1998年以来波幅进一步减小。但由滤波器2所得到的产出缺口率与滤波器1相比差异较大:产出缺口率2绝对值的平均值为6.18%, 其中最大正缺口为70.67%, 最大负缺口为-43.24%;产出缺口率1绝对值的平均值为8.87%, 其中最大正缺口为45.54%, 最大负缺口为-24.04%。1978年以后, 随着产出缺口率的整体下降, 两缺口率序列的差异也显著缩小:1978年-2007年产出缺口率绝对值的平均值分别为1.47和2.21%, 其中产出缺口率1的最大正缺口为5.28%, 最大负缺口为-5.79%;产出缺口率2的最大正缺口为5.15%, 最大负缺口为-7.97%。但是, 在2000年和2001年两滤波器得到的缺口方向相反, 滤波器1为正缺口, 而滤波器2的缺口为负。
(二) 潜在经济增长率
本文依据由HP滤波所得到的潜在产出计算潜在经济增长率。由滤波器1和2得到的两潜在经济增长率序列的差异显著:滤波器2对应的潜在经济增长率序列平滑程度大于滤波器1, 这在实际经济增长率波动幅度较大的阶段体现更为明显。由表1可知, 1952年-2007年两潜在经济增长率序列的均值分别为10.56与9.72;平均潜在经济增长分别为9.86和9.16;其中, 1952年-1977年平均潜在经济增长率分别9.19和7.94, 1978年-2007年分别为10.39和10.35, 对改革开放后潜在经济增长率大幅增加这一客观事实都有很好的说明。改革开放后潜在经济增长率序列1的离散程度大大降低:1952年-2007年的标准差为10.98, 1978年-2007年降为1.50。按改革开放经济增长的不同阶段将1978年-2007年大致分为三段:1982年-1990年、1991年-1999年、2000年-2007, 每个时间段潜在经济增长率的统计特征见表1。三个时间段内滤波器1所对应的均值和平均潜在经济增长率虽稍高, 但差别很小, 滤波器2所对应的平均潜在经济增长率在9.8%左右, 且离散程度很小。
分析改革开放后尤其是1982年-2007年北京市的潜在经济增长率序列, 可以发现两潜在经济增长率路径存在较大的差别。滤波器1对应的增长路径表现出更显著的周期波动特点, 有两个峰点 (1984年、1994年) 、两个谷点 (1989年, 1996年) , 区间为[8%, 12%];滤波器2对应的增长路径接近于斜率为正的平滑直线, 没有明显的波峰、波谷, 1982年-2007年的增长区间为[9%, 12%]。由于滤波器1中潜在经济增长率的估算值大小受样本期内极值的影响较大, 因此, 就1982年-2007年整个样本期而言, 滤波器2所测算的长期增长路径更准确。此外, 对比中国潜在经济增长路径可知, 北京市潜在经济增长率从数值来看高于全国水平, 而且从路径来看表现出不同于全国的特征:更为明显的平稳增长。
但是, 由于滤波器2所得到潜在经济增长路径被过度平滑化, 不能很好地反映潜在产出的结构性变动。滤波器2所对应的经济增长路径在1982年-1990年近似为平行于横轴的直线, 潜在经济增长率为9.5%;1992年-1998年近似为斜率为正的平滑直线, 对该阶段中的结构性变动没有明显反映。由滤波器1所得到的潜在经济增长路径则能较好地刻画这一特点, 如滤波器1对20世纪80年代、90年代改革等制度变迁导致的潜在产出的波动, 以及1999年以来潜在产出显著增加的特点都能较好地刻画。因此, 平滑参数取6.25的滤波器1能更好地刻画潜在产出的结构性变动。
综合上述分析可知, 对于潜在经济增长路径平稳的地区或阶段, 平滑参数取6.25的滤波器1的误差可能会更小。但处于转轨经济的中国, 地区层面经济增长的波动性较大, 作为首都的北京也不例外。滤波器1能较好地刻画结构变动, 但测算的潜在经济增长路径受极值影响较大, 误差较大;滤波器2测算的长期潜在经济增长路径虽更为合理, 但无法捕捉和反映结构变动。因此, 在对北京年度数据使用HP滤波方法测算潜在经济增长率时, 两滤波器需结合使用。首先应根据经济理论和实际经济运行情况判断是否发生了结构性的变动:如为结构性变动, 则应重视参考平滑参数取6.25的滤波器的估算结果, 反之, 则应重视参考平滑参数取100的滤波器的估算结果。这样也可在一定程度上弥补HP滤波法对所有序列都使用同样滤波器的不足。并且, 对经济走势的判断和政策的制定不能单纯依赖经济增长指标, 还要结合产出缺口。由于经济增长率是将本年与前一年产出比较得到, 不但决定于本年产出, 而且受前一年产出水平的影响。如前一年产出水平较高, 即便本年经济增长率有所减缓, 产出缺口仍为正, 不宜实施力度较大的扩张性经济政策;如前一年产出水平较低, 即便本年经济增长率有所增加, 产出缺口仍为负, 则仍需采用力度适当的扩张性政策。此外, 平滑参数取值的不同虽能影响样本终点偏差大小, 但不能根本克服机械滤波这一固有缺点, 因此, 政策制定者在使用近期潜在产出的估计值时要谨慎。
(三) 未来经济增长趋势
由表1可知, 1978年-2007年北京市平均潜在经济增长率为10.4%, 适度增长区间为[9.5%, 11.5%]。自1999年以来北京市经济在较小波动位势上持续适度高位运行, 呈现为起伏平缓、峰谷落差较小的波动轨迹。目前, 始于2007年下半年次贷问题的金融危机的波及面仍在不断扩大、影响深度持续增加, 对世界各国经济的负面影响尚难以估测, 北京市经济增长不可避免地受到较大冲击。但随着制度变迁作用的继续发挥, 人力资本不断提高, 管理和技术创新的内在激励不断增强, 北京潜在经济增长率应该不会发生较大改变, 估计未来几年仍能保持在10.5%左右, 适度增长区间为[10%, 11%]。但就长期来看, 随着产业结构的调整、城市功能定位的明确, 北京第二产业所占比重会逐年降低, 受经济结构调整摩擦的影响, 潜在经济增长率会有所下降, 估计在9%左右, 适度增长区间为[8%, 10%]
四、结论
本文结合1952年-2007年北京市年度产出数据特征, 讨论了应用HP滤波方法在测算地区潜在产出时的平滑参数选择问题。由于平滑参数取100时的HP滤波器能更准确地刻画长期增长路径;平滑参数取6.25时的HP滤波器能更好地捕捉潜在产出的波动特点。因而必须从经济理论和实际经济运行情况进行判断是否发生了结构性的变动, 两滤波器结合使用。以此为基础, 本文对北京市1982年-2007年的潜在经济增长率进行了测算, 并对未来潜在经济增长率的水平及适度增长区间做了初步预测。
HP滤波法 篇2
关键词 Census X12 ；HP滤波 ；海南蔬菜 ；价格波动特征 ；原因
分类号 F323.7 Doi：10.12008/j.issn.1009-2196.2016.03.017
Abstract The research object was the retail price of main vegetable varieties from January 2012 to September 2015 in Hainan province， the Census X12 seasonal adjustment method was used to separate final seasonal factors from the time series to analyze seasonal fluctuation of Hainan vegetables price， and HP filter method was used to separate trend series and cycle series from the final trend-cycle series to analyze trend and cycle fluctuation of Hainan vegetables price. Then the reasons of the price fluctuation of Hainan vegetables were analyzed.
Keywords census X12 ； HP filter ； Hainan vegetables ； price fluctuation characteristics ； reasons
蔬菜产业是海南省优势产业之一，产值占海南省农业总产值的30%以上，是海南农民收入的重要来源。从2012～2014年的数据来看，海南的蔬菜均价比全国高出13%～15%。海南每年菜价的平均值都比上一年要高10%～20%，但2014年是一个转折点，商务跟物价部门监测数据同时显示，2014年平均菜价跟2013年同期相比没有上涨，这是建省之后第一次出现菜价和上年同期比没有上涨[1]。海南省蔬菜价格波动与流通环节、流通模式、市场供应、气候等因素息息相关，“菜贱伤农”与“菜贵伤民”的现象经常会在短时期内交替出现甚至同时发生，特别是2012年暖冬，辣椒等冬季瓜菜价格低迷，甚至出现烂在地里无人收购的情形，严重损害了农户利益，但是市民依然没有享受到瓜菜价格下降的优惠。蔬菜价格稳定是保障社会安定、人民生活正常的重要前提，对经济社会有序发展至关重要。国内部分学者在蔬菜价格波动上有一些研究，如沈辰等[2]运用季节分解和HP滤波法将中国四大类28种蔬菜批发价格分解为趋势、周期、季节、随机4种波动类型；郭力野[3]采用HP和BP滤波法分析了中国2004～2013年蔬菜及主要品种的价格波动规律；姜雅莉[4]采用 HP 滤波法分析了中国蔬菜价格变动的长期（年度）和短期（月度）周期特征；王丽娟等[5]、王中[6]采用Census X12和HP滤波方法分别分析了天津市、太原市蔬菜价格的波动情况；但是关于海南蔬菜价格波动特征的分析极少，现有文献中仅有侯媛媛[7]运用X11 季节调整模型剔除季节性因素后，运用 HP 滤波模型分析海南瓜菜价格波动的规律性，并对短期波动的周期进行了划分。本研究主要采用Census X12季节调整法分离出季节性因素分析海南省蔬菜价格的季节性波动情况，采用HP滤波法进一步分离出价格的趋势和循环序列分析海南省蔬菜价格的趋势周期波动情况，并分析了影响海南省蔬菜价格的主要原因，有助于了解海南省蔬菜市场价格变化的规律，有助于农业部门制定相关的价格调控措施，使“菜篮子”蔬菜稳定在目标管理价格波动合理区间，真正减轻海南人民的“菜篮子”负担。
1 研究方法
时间序列的波动有四大要素： 趋势变动（Trend）、周期变动（Cycle）、季节变动（Seasonal）及不规则变动（Irregular）。假设蔬菜价格趋势变动为T、季节变动为S、循环变动为C、不规则变动为I，采用季节模型中的加法模型，则蔬菜的价格P=T+S+C+I。本研究采用Census X12 季节调整方法，把季节变动S、不规则变动I从蔬菜价格P中分离出来，分析海南省蔬菜价格的季节性波动情况；再进一步利用HP滤波法将趋势变动T、循环变动C从剩下的蔬菜价格月度数据长期趋势中分离，平滑系数取值14 400，分析海南省各类蔬菜价格的趋势和循环波动情况[8-10]。
2 海南省蔬菜价格波动特征分析
2.1 数据说明
本研究蔬菜主要包括叶菜类蔬菜（芹菜、小白菜、油菜、圆白菜、韭菜、菜心、生菜、空心菜、地瓜叶、大白菜）、瓜类蔬菜（黄瓜、冬瓜、苦瓜）、茄果类蔬菜（茄子、西红柿、青椒、尖椒）、豆类蔬菜（豆角）、根茎类蔬菜（白萝卜、胡萝卜、土豆）等5类21种。原始数据来源于海南4大市15个定点零售市场（海口国贸/龙昆南大润发超市、海口南亚广场家乐福超市、海口府城东门市场、海口沿江三西路市场、儋州红旗市场、儋州中心市场、儋州金屯乐卖特超市、儋州百佳汇超市、三亚鸿港市场、三亚第三市场、三亚旺毫超市、三亚百佳汇超市、琼海中心市场、琼海南门市场、琼海北门市场）的旬价格，波动分析将旬价格取平均值作为月价格，数据起止时间为2012年1月～2015年9月。
2.2 主要蔬菜品种价格波动特征分析
nlc202309040920
海南省21种主要蔬菜品种2012年1月至2015年9月的月平均零售价格如图1所示。总体来说，海南省每年的5～10月是蔬菜生产淡季，价格较高；11月至次年4月是蔬菜生产旺季，价格较低。
2.2.1 叶菜类蔬菜
海南省叶菜类蔬菜零售价格走势及其季节因子序列、趋势循环序列的H-P滤波分解情况如图2～4所示。从走势来看，叶菜类价格起伏变动幅度不大。从季节因子序列来看，海南省叶菜类蔬菜价格每年的1月开始下降，3月有个微小回升，4月下降至最低点，5月开始迅速上升，9月升至最高点然后下降，12月又上升至次高点，呈现类似W形的波动。从分离出的趋势和循环序列来看，叶菜类价格呈现逐年上升的趋势，2013年周期的时间长度较大，之后周期逐渐缩短，振幅逐渐缩小。
2.2.2 瓜类蔬菜
海南省瓜类蔬菜零售价格走势及其季节因子序列、趋势循环序列的H-P滤波分解情况如图5～7所示。从走势来看，瓜类蔬菜价格波动幅度较大，2013年波动尤其剧烈。从季节因子序列来看，海南省瓜类蔬菜价格每年的1月份价格上涨到较高位，2月份后下降，6月份降至最低点然后回升，到10月份开始又微降，12月开始又上涨，呈现W形波动。从分离出的趋势和循环序列来看，瓜类价格呈现逐年上升的趋势，上升幅度比叶类蔬菜大一点，2013年周期的时间长度较大，之后周期逐渐缩短。
2.2.3 茄果类蔬菜
海南省茄果类蔬菜零售价格走势及其季节因子序列、趋势循环序列的H-P滤波分解情况如图8～10所示。从走势来看，茄果类蔬菜价格波动幅度很大，尤其是2013年1月至2014年5月。从季节因子序列来看，海南省茄果类蔬菜价格每年的1月份开始下降，3月份下降至最低点然后回升，9月份升至最高点然后稍有下降，11月份有个小回升，然后开始下降，呈现类似V形的波动。从分离出的趋势和循环序列来看，茄果类价格呈现逐年下降的趋势，自2014年开始周期逐渐缩短，振幅逐渐缩小。
2.2.4 豆类蔬菜
海南省豆类蔬菜零售价格走势及其季节因子序列、趋势循环序列的H-P滤波分解情况如图11～13所示。从走势来看，豆类蔬菜价格波动幅度很大，尤其是2013年12月至 2014年5月。从季节因子序列来看，海南省豆类蔬菜价格每年的1月份开始下降，6月份下降至最低点然后回升，到次年1月份又上涨到最高点，呈现V形的波动。从分离出的趋势和循环序列来看，豆类价格呈现逐年上升的趋势，自2014年起振幅开始缩小。
2.2.5 根茎类蔬菜
海南省根茎类蔬菜零售价格走势及其季节因子序列、趋势循环序列的H-P滤波分解情况如图14～16所示。从走势来看，根茎类蔬菜价格波动幅度较小。从季节因子序列来看，海南省根茎类蔬菜价格每年的1月份为全年最低点，2月份有较小的上涨，3月份又下降至全年次低点，5月份开始回升，9月份上涨至全年最高点然后下降，到次年1月份又下降到最低点，呈现类似M形的波动。从分离出的趋势和循环序列来看，根茎类价格呈现逐年上升的趋势，周期的时间长度逐年变大。
3 海南省蔬菜价格波动成因分析
近年来，农产品市场价格受到社会各界的高度关注，已成为当前的一个热点和焦点问题。总体来看，蔬菜价格波动情况十分复杂，这是多种因素综合作用的结果。经过调研，发现影响海南省蔬菜价格波动的主要因素有市场供求、生产成本、流通成本、气候因素、政府因素[11]。
3.1 市场供求
海南省经济属于典型的岛屿型经济，价格受市场供求影响较大。本地菜上市期间，产量高，价格就下降，否则上涨；由于游客逐年快速上涨，蔬菜等刚性消费需求增大，许多包括蔬菜在内的农产品都是依靠云南、广东、广西和山东等省外调入，原产地产量高则价格下降，否则上涨，2015年下半年胡萝卜的零售价格上涨，正是原产地产量减少的影响。
3.2 生产成本
近年来农业劳动力成本上涨较快，是影响蔬菜生产成本的重要因素。海南现在的生产方式还是以传统的手工生产作业为主，属于劳动密集型行业，散户种植的比例在50%以上，劳动力成本偏高。以菜心为例，2013年儋州露天蔬菜基地种植总成本每公顷约21 600元，较2010年的16 800元上涨了28%。其中人工工资约占总成本的60%，2010～2013年以每年近10%的速度提高。另外，菜农老龄化，缺乏劳动力等问题，导致复种指数下降、播种亩次减少、科技种植程度不高，产量偏低造成成本增加。
其次种子、化肥、农药、农膜、农机等农用生产资料和能源价格逐年上涨，最终将传导到蔬菜价格上，是推动蔬菜价格上涨的另一个主要因素。据调查，海口农民种植蔬菜成本达每公斤2.8元以上，企业蔬菜大棚基地种植成本达每公斤3.6元以上。
3.3 流通成本
流通环节多，运输成本高，是海南省淡季蔬菜价格居高的主要推手。本地蔬菜从农民“菜园子”到市民“菜篮子”，一般要经过收购、运输、批发和零售等多个中间环节，每个环节增加了运输、装卸等产生的费用，并且在此过程中，腐烂、散落的蔬菜损耗平均在25%左右，导致每个环节至少要加价5%以上。近年来，因成品油价格上涨和人工工资增加，蔬菜运输成本连年看涨。
摊位成本高也是流通成本高的重要原因。从2005年开始，海南启动了一项名为“农改超”的规划，将农贸市场改造为农贸超市。尽管“农改超”改变了农贸市场脏、乱、差的问题，但也带来了租金大幅上涨等一系列问题，甚至在部分市场，商户对租金上涨和不满而出现集体拒绝入驻或罢市。比如临高县加来农贸市场，改造前摊位年租金为1 200元，现在年租金为5 000元。琼海阳江镇农贸市场，以前摊位费每年才650元，现在摊位年租金3 750元。2012年1月，由于不满市场租金上涨，海口市南沙路新华果副集贸市场的七八十位摊贩1月31日早上开始停止交易并宣称“如不能协商好”就无限期歇业。但最终还是胳膊扭不过大腿，博弈的结果仍是商户无奈接受并将上涨的租金转嫁到买菜的居民头上。
nlc202309040920
3.4 气候因素
蔬菜生产有很强的季节性。海南省每年的5～10月是蔬菜生产淡季，市场供应量小，再加上高温多雨、台风等自然灾害影响，价格是一年中最高的时候，若遇上台风，琼州海峡全线停航，外地蔬菜无法调入，再加上岛内冷藏储备蔬菜量较小，致使蔬菜价格快速上涨；11月至次年4月是蔬菜生产旺季，市场供应量大，价格也为一年中最低的时候。
3.5 政策因素
政府每天监测蔬菜价格，当价格异常波动时，实行价格干预，影响价格变动趋势。如农业局投入资金建设蔬菜冻库，一旦市场供应不足，便投放市场以平抑价格；物价局设立平价菜办公室，台风天气设立平价专营区和平价市场，销售价格低于市场15%～20%，政府对规定销量内的亏损进行补贴，部分平价市场免摊位费。
4 讨论与结论
本研究通过对海南省近几年蔬菜价格的时间序列进行季节调整和HP滤波分析，以及对海南省蔬菜价格波动原因的分析，得到以下结论：
（1）长期来看，海南省叶菜类、瓜类、豆类、根茎类蔬菜零售价格呈现出逐年上升的趋势，茄果类零售价格呈现下降的趋势；叶菜类、瓜类、茄果类、豆类蔬菜零售价格循环周期在缩短，根茎类价格循环周期在扩大。短期来看，各类蔬菜价格季节波动虽有差异，大体符合1、2月价格维持高位在春节后回落，3、4月为全年价格最低点，5～10月涨势明显，11月价格涨势趋稳并逐渐回落的波动规律。
（2）海南省蔬菜价格波动主要受市场供求、生产成本、流通成本、气候、政策等影响。同样受到这些因素影响[12-13]，“菜篮子”的菜却比内地高，这与海南本地菜品种不多，且易受天气影响有较大关联。各市县蔬菜价格管理部门及农业部门应根据本地实际，结合主要制约因素完善管理机制和制定调控措施，保障蔬菜市场价格稳定。
参考文献
[1] 南海网. 海南菜价高于全国均价13% 商务物价支招破解“高菜价”困局.[EB/OL]. [2015-5-8].http：//www.hinews.cn/news/system/2015/05/08/017550018.shtml.
[2] 沈 辰，张玉梅，李志强. 我国不同类型蔬菜价格波动分解与贡献分析[J]. 中国蔬菜，2015（5）：52-57.
[3] 郭力野. 我国蔬菜价格周期性波动规律分析[J]. 中国蔬菜，2014（1）：41-45.
[4] 姜雅莉. 蔬菜价格波动及传导研究[D]. 西北农林科技大学，2013：5.
[5] 王丽娟，刘桂峰，信丽媛，等. 天津市蔬菜价格波动规律及短期预测——基于时间序列的季节调整和预测[J]. 中国农学通报，2015，31（9）：286-290.
[6] 王 中. 太原市蔬菜价格波动及其影响因素研究[D]. 山西农业大学，2015：6.
[7] 侯媛媛. 基于HP滤波模型的海南瓜菜价格波动分析[J]. 广东农业科学，2015（19）：173-180.
[8] 江六一，丁家云，周正平. 我国猪肉价格波动规律及调控对策研究——基于H-P滤波法的实证分析[J]. 经济问题探索，2014 （9）：96-101.
[9] 李碧芳，王洋天，张永波. Census X12 季节调整下的黑龙江零售品销售总额的预测研究[J]. 统计与决策，2010（4）：123-125.
[10] 许亚萍，张 爽. 我国小麦价格的周期性波动特征及动因分析——基于HP滤波模型[J]. 生产力研究，2012（3）：34-38.
[11] 儋州市物价局. 儋州市蔬菜价格波动成因分析及对策[EB/OL]. [2014-8-18].http：//dz.hnpi.net/detail.asp？id=3299.
[12] 李崇光，包玉泽. 我国蔬菜价格波动特征与原因分析[J]. 2012（9）：1-7.
[13] 赵 鑫，刘瑞涵，赵安平. 我国蔬菜价格波动问题研究进展[J]. 2013（24）：48-49.
HP滤波法 篇3
一、文献综述
生猪价格波动, 一直以来受到国内外学者的广泛关注。国外关于生猪价格波动的研究主要集中在用蛛网理论来分析生猪价格周期的波动方面。Coase、Fowle (1937) , Ezekiel (1938) , Nerlove (1958) , Harlow (1960) 等最早使用蛛网理论探讨生猪周期, 用动态分析方法刻画了生猪供给量和价格在偏离均衡状态以后的实际波动过程及其结果;[1,2]Futrell等学者 (1989) 发现, 1950~1986年, 美国生猪的生产周期平均为4.5年。[3]另外, 高频蛛网理论指出, 在较长的周期中可能有几个短周期同时存在。因此, Talpaz (1974) 认为在讨论不同周期时, 需要在较长的周期内识别短周期。
国内关于生猪价格波动特征的实证研究在研究方法上主要采用时间序列周期分解, 如季节调整和HP滤波法。李秉龙、何秋红 (2007) 认为, 年度内生猪价格一般“两头高、中间低的趋势, 年度间生猪价格波峰———波谷”的周期越来越长, 中国猪肉价格的短期波动表现为线性增长趋势;[4]毛学峰、曾寅初 (2008) 认为, 生猪价格存在显著的周期波动, 周期大约为35~45个月, 仔猪价格波动特征与其有一定差别, 且外部冲击往往对生猪市场的价格波动起到推波助澜的作用;[5]王倩等 (2014) 研究发现, 我国生猪价格无论是周期波动率还是短期波动指标都有波动明显加剧的迹象。[6]
以上关于生猪价格的研究从经典的蛛网理论开始分析了生猪价格波动的特征, 不仅从波动过程上还从波动的长期趋势、波动的周期以及波动前后的的频率比较分析了其内部波动特点并根据研究结论提出了关于生猪波动的若干观点。这些研究抓住了生猪价格波动的规律、特征以及内部波动的本质, 较为全面地研究了生猪价格波动的相关内容。但笔者结合近年来我国生猪价格波动出现的新规律, 采用HP和BP滤波法对生猪价格局部波动新特征进行补充性研究, 并据此提出若干平抑生猪价格的政策措施。
二、我国生猪价格波动新特征的实证分析
1. 数据的来源及选取
本文所选用的数据为2000年1月至2013年8月 (共164期) 生猪价格时间序列数据, 数据均来自于农业部发布的“月份全国畜产品和饲料价格情况”。由于经济指标的季度、月度时间序列观察值常显示出季度或月度的循环变动, 这些季节性变动掩盖了数据自身所反映的客观规律。因此, 在利用季度或月度时间序列数据进行分析之前需要对这些时间序列数据进行季节调整。鉴于此, 为了剔除这种季节性变化对数据自身规律的影响, 本文对所选取的数据采用CENSUSX12季节调整方法进行了季节性调整。数据计量分析均采用Eviews6.0软件运算处理获得。
2. 生猪价格波动趋势特征
趋势性特征是对生猪价格长期波动起主要和决定作用的因素, 该因素使生猪价格长期沿着一定的方向波动, 呈现出一定的波动趋势。用X12季节调整对生猪价格的时间序列进行分析, 剔出季节和不规则变动因素, 获得了趋势循环的分量;再通过HP滤波趋势分解模型对生猪价格的长期趋势项和周期循环项进行分解。由图1可知, 我国生猪价格从长期来看呈缓慢上升态势, 尤其是2008年以后我国生猪价格上升比较明显。2000~2013年, 我国生猪价格由5.83元/千克上升至15.2元/千克, 上涨162.05%。在这个过程中有两个方面的因素促使了我国生猪价格从长期来看呈上升态势的形成:一方面从供给角度来看, 养殖户养殖成本持续上涨造成了我国生猪价格的长期上涨;另一方面, 我国居民收入增加拉动猪肉需求呈现刚性增长, 从而使供给水平的增减波动会很快通过市场价格的变化体现出来。
3. 生猪价格波动周期特征
我国生猪价格的周期性波动不同于趋势性和季节性的波动, 它不是沿着单一方向持续的运动, 而是呈现升降相间、涨落交替的特征。周期性波动多在一年以上, 且周期长短不一。2000年1月至2013年8月期间, 我国生猪价格波动可以分为4个周期, 其持续时间分别为42个月、36个月、46个月、37个月 (见图3) , 每个周期的持续时间不一致。但是由图2可以看到, 在2008年以后出现的生猪价格波动周期与以前相比又出现一些新的特征, 在生猪价格的上涨周期内伴随出现了较为明显的下跌周期;在整个的大周期里伴随着小周期且大周期的下跌周期时间变短。
同时, 本文对生猪价格波动周期进行ARCH (1) 检验, 考察生猪价格是否存在自回归条件异方差效应, 即大的波动后面常常伴随着较大的波动, 较小的波动后面伴随着较小的波动。ARCH (1) 效应检验结果如图3所示。通过观察ARCH (1) 效应检验残差序列图可以发现, 生猪价格的残差序列较小的波动集群部分中开始的小波动后面紧跟的还是较小的波动, 显示出残差方差序列波动较小;而较大的波动群集部分中残差序列一个大的波动后面紧跟着就是一个大的波动, 显示出方差序列波动较大。检验结果表明, 生猪价格存在一定的ARCH效应, 即周期波动集聚效应, 外部冲击对生猪价格的波动影响较为明显。
2008年下半年以后的一段较长时间内, 生猪价格波动频率较大。然而, 2000~2005年生猪价格较为稳定。在通常情况下, 生猪的需求不可能在短期内发生较大变化, 同时在这一阶段玉米价格又相对稳定。那么, 可能的解释就是生猪供给方面或外部环境出现了问题。2000~2005年这一阶段生猪产量未受到较大外部冲击的影响, 一直保持平稳增长的态势。而2008年以来我国部分生猪主产省份爆发了蓝耳病、流行性腹泻以及口蹄疫等疫情, 这些疫病除了造成养殖户和养殖企业生猪的直接损失以外, 还导致了患病母猪的流产或者死胎。其中个别的生猪养殖场小猪的死亡率达到50%。这充分说明本文的实证分析结果是与以上客观事实相吻合的。因此, 减少外部冲击 (如疫病、自然灾害等) 对生猪市场价格的影响, 对于稳定生猪市场以及生猪产业的健康发展具有十分重要意义。
4. 生猪价格波动频率特征
为了对生猪价格的波动周期频率特征进行进一步深入研究, 把采用了CENSUSX12季节调整后的数据通过BP滤波趋势分解模型根据设定的频率范围 (2年~5年) , 分离出的总体非循环波动周期频率趋势如图4。
图4给出了我国生猪价格总体的波动频率变化趋势, 从图中可以看出我国猪肉价格的周期波动率在2008年之前波动变化幅度较小, 之后一直处于剧烈波动中, 振幅较2007年之前有所放大, 频繁出现极值现象。同时, 我国生猪价格的波动周期在2008年以后逐渐变得紊乱并丧失规律性。我国生猪价格的波动震荡幅度呈现先变大后变小的趋势, 并出现了波动加剧的趋势。
三、研究结论与建议
1. 研究结论
(1) 生猪价格存在一定的ARCH效应, 即周期波动集聚效应, 外部冲击对生猪价格的波动影响较为明显。生猪价格的残差序列较小的波动集群部分中开始的小波动后面紧跟的还是较小的波动, 显示出残差方差序列波动较小;而较大的波动群集部分中残差序列一个大的波动后面紧跟着就是一个大的波动, 显示出方差序列波动较大。自2008年以来, 生猪养殖业爆发了高致病性蓝耳病、0型口蹄疫、流行性腹泻等疫情, 影响严重, 波及范围广。此外, 每年都会伴有猪瘟等常态化、范围分散且规模较小的疫情发生。疫病的发生一方而直接导致生猪死亡, 影响生猪供给;另一方面, 引发养殖户短期恐慌性出栏。尤其是生猪价格下跌周期内爆发疫病会给养殖户带来重大损失, 使得生猪散养户或小规模养殖户快速退出, 从而导致生猪供应减少, 生猪价格上涨。疫病扩散增加了对生猪价格波动的外部冲击。
(2) 2008年以后生猪价格波动在上涨周期内伴随出现了较明显的下跌周期, 在整个大周期里伴随着小周期, 且大周期中的下跌周期变短。2011年农业部对全国2000个生猪养殖村的定点监测显示, 散养户占所有农户的比例为22.74%, 说明散户养殖仍有较大比例。[7]历次生猪价格的波动尤其是2008年以后生猪价格周期波动加剧, 散养户因缺乏准确的市场信息和预测能力而对市场价格走势判断失误, 只能随着生猪市场价格的涨跌, 或盲目扩张生产, 或恐慌性退出市场。生猪散养户养殖成本相对较高, 其利润水平主要取决于生猪市场价格变化, 抗风险能力较弱。生猪养殖户的补栏与否主要取决于生猪价格的高低而不是持续、稳定有规律地进行。这是自2008年以来我国生猪价格出现的大周期里伴随着小周期的主要原因之一。
(3) 我国猪肉价格的周期波动振幅在2008年后有所放大, 同时波动周期逐渐丧失规律性。农畜产品价格形成具有一定的滞后性, 今年农畜产品的价格会对明年农畜产品的产量产生重大影响。作为我国主要的农畜产品, 生猪价格的形成也具有一定的滞后性。同时, 生猪的生产又具有周期较长、中途难以改变的特性。生猪养殖户和养殖企业往往以当年的市场价格为标准来预期未来收益, 从而调整其生产规模。而2008年以来, 中央和各级政府先后出台的政策措施未考虑生猪价格形成的滞后性;而政策目标只注重于在短期内使猪肉价格下降到合理水平, 忽视了生猪供应水平的长期稳定。此外, 政府采取平抑猪肉价格的政策措施会使生猪价格随之大幅下降, 从而使大量生猪养殖散户减少补栏直至退出市场, 使得我国生猪的长期供应能力不足, 进而使得我国生猪价格周期波动加剧。
2. 对策建议
(1) 加强生猪重大疫病监测与防控力度。生猪养殖产业属于畜牧业, 其价格存在一定的ARCH效应即周期波动集聚效应, 以重大疫病为主的外部冲击对生猪价格的波动影响较明显。每次疫情都会造成部分养殖场生猪大量死亡, 生猪存栏量与出栏量会大幅下跌, 造成市场供给急剧减少, 生猪的价格大幅上涨。因此, 要加强重大疫情的监测与防控, 尽可能避免生猪产量骤然减少的系统性风险, 从而夯实平抑生猪价格波动的基础。
(2) 健全生猪价格信息监测与预警机制。由于养殖分散, 养殖单位众多, 难以全面普查, 部分抽样又存在巨大的误差, 因此存在着对生猪价格信息数据统计不准的问题。同时, 生产者和地方政府出于对税收、疫病信息、政策红利等影响自身利益因素的考量, 配合程度不高。畜牧主管部门缺乏完善灵敏的生猪价格监测与预警机制, 使得广大生猪养殖户和养殖企业难以掌握整个生猪养殖行业价格信息, 以销定产难度加大。因此, 政府需要加强市场供需信息调查, 如种猪与生猪存栏量、出栏量, 生猪与猪肉价格等, 并及时发布这些有效信息。当生猪价格过低或过高时, 主管部门应及时向广大生猪养殖企业及养殖户发出预警。
(3) 增强生猪价格调控政策的针对性。如前所述, 与2008年前相比我国生猪价格波动有着明显加剧的迹象, 意味着2008年以后实行的生猪调控政策在平抑生猪价格的周期波动幅度、波动频率及短期波动等方面发挥了显著作用, 但未达到政策预期目标。生猪价格的波动直接影响着猪肉的价格, 猪肉价格的波动主要是由生猪价格的波动引起的。在制定平抑猪肉价格的政策措施时, 政府只考虑了维护广大消费者的利益, 而忽视了政策对生猪供应产生的巨大负面冲击。因此, 政府应该在维护消费者利益和生猪生产者利益之间找到一个平衡点, 提高生猪调控政策的针对性, 并做好政策落实工作, 确保生猪价格调控政策兼顾消费者与生产者的基本利益。
参考文献
[1]Coase R.H, Fowler, R.F.The Pig-cycle in Great Britain:An Explanation[J].Economica, 1937, (13) .
[2]Ezekiel M.The Cobweb Theorem, Quarterly[J].Journal Economics, 1938, (02) .
[3]Futrell G.A, Mueller A.G., Grimes G.Understanding Hog Production and Price Cycles[R].Purdue University Cooperative Extension Service, West Lafayette, Indiana, 1989.
[4]李秉龙, 何秋红.中国猪肉价格短期波动及其原因分析[J].农业经济问题, 2007, (10) .
[5]毛学峰, 曾寅初.基于时间序列分解的生猪价格周期识别[J].中国农村经济, 2008, (12) .
[6]王倩, 王明, 常清.我国猪肉价格周期波动的实证分析[J].价格理论与实践, 2014, (09) .
HP滤波法 篇4
1 资料与方法
1.1 一般资料
收集本院胃镜室 (2008年10月至2009年10月) 消化性胃炎、胃溃疡患者62例。其中经病理室尿素酶试验诊断阳性36例, 阴性26例, 分别经静脉采血3m L, 分离血清, 立即检测。
1.2 检测试剂
胶体金法选用MP生物医学亚太私人有限公司试剂。
ELISA法选用柏定生物工程 (北京) 有限公司的试剂盒。
1.3 检测方法
每个做尿素酶呼气试验的患者经胃镜取活检组织3~4块送病理室, 分别作快速尿素酶试验, 染色涂片和病理切片。所有详细数据均取自病理室。其数据真实可信。同时做ELISA和胶体金法测Hp-Ig G抗体, 2种方法均严格按照说明书操作, 试剂盒在有效期使用, 结果判定准确无误。
1.4 判断标准
根据中华医学会“关于幽门螺杆菌问题的若干意见” (草案) 中的Hp感染诊断标准[2]:快速尿素酶试验, HE涂片染色和ws银染色法判断Hp感染。凡2项以上阳性为阳性, 3项阴性为阴性, 单项阳性者退出实验。
2 结果 (表1)
胶体金法和ELISA法检测血清Hp-Ig G抗体, 两者与尿素酶试验之间, 在灵敏度、特异性、阳性预示值、阴性预示值, 都非常接近, 均无明显差异 (P>0.05) 。
3 讨论
目前检测Hp感染的方法很多, 但从各种文献来看, 对几种Hp检测方法的可行性意见并不一致, 这可能跟患者的性别, 年龄构成的不同导致的敏感性和特异性差异有关, 同时所用试剂, 操作方法, 结果判断造成的误差也是原因之一。本文根据Hp感染判断标准, 结合临床诊断, 对胶体金法检测血清Hp-Ig G抗体进行评价, 其敏感度, 特异性等均与ELISA和尿素酶试验无较大差异, 符合临床需要。
近年来随着Hp感染与消化道疾病相关研究的深入, 证实了Hp感染是消化道疾病的主要因素。有学者认为, Hp感染产生的酶和毒素可损伤胃上皮细胞, 造成局部炎症。经胃酸和胃蛋白酶作用造成炎症继续发展而引起慢性腹痛[3]。尤其小儿慢性腹痛临床表现复杂。再加上小儿表述不清楚, 给临床诊断造成相当困难, 甚至贻误诊治。但胶体金法检测血清Hp-Ig G抗体不需要侵入性检查, 随到随诊, 容易被小儿患者家长, 临床医生接受。在临床体检Hp感染筛查中, 该方法更具有快速简便, 不需要特殊仪器, 结果准确可靠等优点。
由于机体产生Hp-Ig G抗体较晚, 则在幽门杆菌感染的早期, 可能出现Hp-Ig G抗体阴性, 造成假阴性的现象。处在恢复期的病人, 虽然细菌已经被清除, 但体内还存在高滴度的Hp-Ig G抗体, 可能出现假阳性现象。所以, 对这类型患者, 要采用几种检测方法综合评价, 以取得满意的诊断结果。
总之, 胶体金法检测Hp-Ig G抗体虽然有缺点, 但优点是主流, 特别是在基层医疗单位, 值得推广使用。
摘要：目的比较胶体金法检测血清Hp-IgG抗体与酶联免疫吸附试验 (ELISA) 法、尿素酶法检测血清Hp-IgG抗体结果之间的差异。与诊断标准进行对比, 评价胶体金法检测Hp-IgG抗体的可行性。方法对36例尿素酶试验阳性和26例尿素酶试验阴性患者做ELISA、胶体金法检测血清Hp-IgG抗体。结果对比3种方法结果无显著差异 (P>0.05) 。结论胶体金法检测Hp-IgG抗体灵敏度高, 特异性强, 快速方便, 对人体刺激性小, 不需特殊的仪器设备, 是较为理想的幽门螺杆菌 (Hp) 感染者的筛查实验。
关键词：幽门螺杆菌 (Hp) ,ELISA,胶体金法
参考文献
[1]蒋涛, 邹伟民, 李子俊.唾液幽门螺杆菌IgG的检测[J].中山大学学报 (医学科学版) , 2005, 26 (3S) :93～95.
[2]周殿元, 张万岱.关于幽门螺杆菌若干问题的意见 (草案) [J].中华内科杂志, 1997, 36 (7) :4.