基于門限自回歸的羊肉價格波動論文范文

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1模型介紹與數(shù)據(jù)說明

1.1TAR模型由Tong提出并發(fā)展而來的門限自回歸模型（Thresholdautoregressivemodel）簡稱TAR模型，是一種非線性模型，它用分段線性模型得到條件均值更好的逼近，且利用門限空間來改進(jìn)線性逼近。該模型的基本思想是存在某一特定的時點(diǎn)，時間序列的運(yùn)動方式跨越這個時點(diǎn)后就從一種體制跳躍到了另一種體制，且這種跳躍是離散的，需要通過門限變量來搜尋出最合適的門限值[10]。就羊肉價格波動來說，受外部沖擊和調(diào)控政策等因素的影響，當(dāng)價格超過門限值時其波動就會較為劇烈，而當(dāng)?shù)陀陂T限值時其波動就會相對平緩。在進(jìn)行TAR估計之前，必須首先確認(rèn)門限效果存在，本文采用門限非線性似然比檢驗方法，通過獲得不同延遲參數(shù)下的檢驗統(tǒng)計量大小，檢驗序列的非線性。當(dāng)門限效果被證明確實(shí)存在之后，就可以建立TAR模型。得到上式后就可以通過以下過程計算θ贊、e贊t和σ贊n：首先對排序后的門限變量數(shù)據(jù)進(jìn)行排序，為了保證門限兩邊有恰當(dāng)?shù)挠^察值，將排序后門限變量數(shù)據(jù)首尾各截去15%，并按照不同的滯后項逐一帶入（3）式進(jìn)行估計，最后按照使（4）式最小的原則就可以選取門限值及門限變量滯后階數(shù)。

1.2數(shù)據(jù)說明本研究數(shù)據(jù)源自歷年相關(guān)統(tǒng)計年鑒，包括《中國畜牧業(yè)統(tǒng)計》和中國畜牧業(yè)信息網(wǎng)，數(shù)據(jù)樣本為1994年6月至2014年2月帶骨羊肉價格的月度數(shù)據(jù)（單位為元/kg），將羊肉價格序列記為MP。為消除季節(jié)性影響，用當(dāng)年羊肉價格的月度數(shù)據(jù)除以上年同期羊肉價格得到同比指數(shù)序列，記為LMP；為降低羊肉價格同比指數(shù)序列的波動幅度并消除其異方差性，對LMP進(jìn)行對數(shù)處理，得到的序列為LNMP。經(jīng)過這種處理后的樣本區(qū)間縮減為1995年6月至2014年2月，樣本值有225個。圖1是羊肉價格同比指數(shù)序列的走勢圖，圖中的虛線為后文中通過建立TAR模型得到的門限值。從圖1可以看出，在選取的樣本區(qū)間內(nèi)，羊肉價格同比指數(shù)序列表現(xiàn)出了明顯的非線性波動特征，下面將進(jìn)行嚴(yán)格的統(tǒng)計檢驗分析。

2羊肉價格波動非線性特征分析

2.1序列平穩(wěn)性檢驗首先用Eviews6.0對羊肉價格同比指數(shù)序列進(jìn)行單位根的ADF檢驗，其原假設(shè)是被檢驗序列具有單位根，即非平穩(wěn)序列，備擇假設(shè)是被檢驗序列不具有單位根，即平穩(wěn)序列。ADF檢驗結(jié)果見表1，在具有截距項和趨勢項的情況下，羊肉價格同比指數(shù)序列通過了1%水平下的顯著性檢驗，說明序列是平穩(wěn)的，因此可以對其建立TAR模型。

2.2序列非線性檢驗根據(jù)Hayashi最大滯后期數(shù)的選取標(biāo)準(zhǔn)，在樣本值滿足25<T<1000時，能夠用函數(shù)值對最大滯后期數(shù)進(jìn)行確定[13]。在本研究中，羊肉價格序列的最大滯后期數(shù)參考值為14，由于最大滯后期數(shù)要大于等于延遲參數(shù)，因此延遲參數(shù)選擇為其可以取得的最大值，即14。表2是用門限非線性似然比檢驗出的羊肉價格同比指數(shù)序列的非線性檢驗結(jié)果，從檢驗結(jié)果可知，1~14不同延遲參數(shù)下的門限非線性似然比統(tǒng)計量所對應(yīng)的P值均通過了1%水平下的顯著性檢驗，檢驗結(jié)果顯示羊肉價格同比指數(shù)序列是非線性波動變化的。

2.3門限值及滯后期數(shù)在延遲參數(shù)仍然選擇14的情況下，使用MAIC方法對TAR模型的滯后期數(shù)進(jìn)行確定，即在第10個百分?jǐn)?shù)和第90個百分?jǐn)?shù)之間搜索門限。延遲參數(shù)為1~14時所對應(yīng)的AIC值、門限值及滯后期數(shù)見表3，根據(jù)AIC最小原則選擇門限值。從表3可以看出，當(dāng)延遲參數(shù)為4時，AIC值最小，因此TAR模型的門限值為4.678，對應(yīng)的價格同比指數(shù)門限值為107.57%，且對應(yīng)的兩個體制模型的最優(yōu)滯后期數(shù)均是13期。通過R軟件tsDyn程序包的STAR程序可以檢驗羊肉價格同比指數(shù)是否存在著兩個門限值的三體制，原假設(shè)是沒有第2個門限值，檢驗結(jié)果顯示接受原假設(shè)，由此建立1個門限值的兩體制門限自回歸模型。另外從圖1羊肉價格同比序列的波動上可以看出，該序列底部波動較為平穩(wěn)，而上部波動較為劇烈，這與胡向東等研究的豬肉價格序列相似，因此進(jìn)行兩體制分析是合理的。

2.4門限自回歸估計結(jié)果兩體制門限自回歸模型的滯后期數(shù)確定了之后，就可以通過R軟件TSA程序包編程對羊肉價格同比指數(shù)序列進(jìn)行TAR模型估計。根據(jù)估計結(jié)果，樣本量縮減到了212個，其中門限回歸下區(qū)域（體制1）包括的樣本量有135個，門限回歸上區(qū)域（體制2）包括的樣本量有77個，模型估計結(jié)果見表4。同時，為了與羊肉價格同比序列門限回歸結(jié)果進(jìn)行對比，表4也給出了用Eviews6.0做出的線性自回歸結(jié)果。從表4不難看出，兩體制門限回歸模型的可決系數(shù)R2值和F統(tǒng)計值均要高于線性自回歸；且在低于門限值的下區(qū)域模型中，其滯后項有6項通過了顯著性檢驗，在門限回歸上區(qū)域中，有10項通過了顯著性檢驗，而在線性模型中僅有7項通過了顯著性檢驗。由此可見TAR模型相比于線性自回歸模型能夠更好的擬合羊肉價格同比指數(shù)序列的變動特征，這也在一定程度上說明了羊肉價格同比指數(shù)序列變動趨勢是非線性的，門限模型具有優(yōu)勢性。通過對羊肉價格指數(shù)序列的TAR模型估計結(jié)果進(jìn)行分析，可以得到以下規(guī)律：（1）模型中體制2的常數(shù)項約是體制1的3倍，這意味著羊肉價格同比指數(shù)序列進(jìn)入體制2之后，常數(shù)項的值迅速變大，價格被抬高得非常快；而進(jìn)入體制1之后，常數(shù)項迅速變小，因此價格下降得也非常快。在上漲中突破門限值后的兩個時期（2006年11月至2008年3月、2010年8月至2011年10月）內(nèi)，由于常數(shù)項較大，羊肉價格同比指數(shù)序列在較短時間內(nèi)就達(dá)到了頂峰；在下跌過程中突破門限值后的較短一段時期（1996年5月至1996年8月）內(nèi)，羊肉價格同比指數(shù)序列由于常數(shù)項變小而迅速下降。（2）就兩個體制估計結(jié)果來看，體制1模型的系數(shù)之和為1.085，體制2模型的系數(shù)之和為1.251，說明在體制2前期羊肉價格對后期的影響更大。如果羊肉價格同比指數(shù)超過門限值，也即處于體制2時，在外部沖擊、羊肉價格自身周期等因素的影響作用下，羊肉價格產(chǎn)生波動，對后期價格產(chǎn)生較大的影響，導(dǎo)致后期羊肉價格大幅度波動。而在體制1下，也就是在門限值以下，羊肉價格產(chǎn)生波動，但對后期價格產(chǎn)生的影響作用較小，因此后期羊肉價格波動幅度較小。從圖1可以看出，2006年11月份羊肉價格同比指數(shù)序列向上突破了門限值，此后羊肉價格同比指數(shù)序列出現(xiàn)了大幅的波動，這是羊肉價格遇到了較大的外部沖擊后對后期價格產(chǎn)生連鎖反應(yīng)的結(jié)果。2006年4月份，我國為了保護(hù)草原生態(tài)環(huán)境而推行了嚴(yán)格的休牧、禁牧、輪牧等政策，隨著這些政策措施的執(zhí)行，牧區(qū)肉羊養(yǎng)殖由放牧轉(zhuǎn)而向舍飼方式發(fā)展，導(dǎo)致養(yǎng)殖成本大幅提高，繼而推動了羊肉價格急劇上漲，并向上突破了門限值，導(dǎo)致后期羊肉價格在短期內(nèi)登頂。2008年，在自然災(zāi)害及金融危機(jī)等事件的影響作用下，羊肉價格同比指數(shù)序列又出現(xiàn)了大幅下降，并向下突破了門限值，由于當(dāng)時受到前期的影響作用較小，因此羊肉價格波動相對平緩。在肉羊養(yǎng)殖中所花費(fèi)的物質(zhì)與服務(wù)費(fèi)用的急劇上漲的推動作用下，以及不斷增長的羊肉消費(fèi)需求的拉動作用下，2010年11月份，羊肉價格迅速上漲并又一次向上突破門限值，導(dǎo)致后期羊肉價格又在短期內(nèi)出現(xiàn)了大幅上漲。（3）從體制1模型可以看出，滯后1~3期是顯著的，滯后10、12~13期也顯著，前3期系數(shù)均為正值，這說明在羊肉價格同比指數(shù)較低（低于門限值）的情況下，某一期價格出現(xiàn)正的影響，那么對后面兩期的影響仍然為正，且該沖擊對價格的影響時間較長。而在體制2的情況下，也即如果羊肉價格同比指數(shù)高于門限值，則顯著項是一正一負(fù)交替呈現(xiàn)的，某期對價格指數(shù)出現(xiàn)正影響，其后期將出現(xiàn)負(fù)影響，即有一個強(qiáng)烈的逆轉(zhuǎn)趨勢。這可能與政府的迅速調(diào)控政策相關(guān)，使其呈現(xiàn)出了收斂蛛網(wǎng)調(diào)整的特點(diǎn)。

3結(jié)論與啟示

本文利用兩體制門限自回歸模型對我國羊肉價格同比指數(shù)序列進(jìn)行了深入的研究，得到的結(jié)論為：通過平穩(wěn)性檢驗可知，我國羊肉價格同比指數(shù)序列是平穩(wěn)的時間序列，通過非線性檢驗可知，我國羊肉價格同比指數(shù)序列表現(xiàn)出了明顯的非線性特征。根據(jù)TAR模型的估計結(jié)果，我國羊肉價格門限值為4.678，對應(yīng)的價格同比指數(shù)為107.57%。如果在外部沖擊和羊肉價格自身周期等因素的影響下，羊肉價格同比指數(shù)高于107.57%，也就是進(jìn)入體制2，則前期羊肉價格將對后期產(chǎn)生較大影響，導(dǎo)致羊肉價格指數(shù)序列波動幅度越來越大，嚴(yán)重?fù)p害羊肉市場的穩(wěn)定；如果羊肉價格同比指數(shù)低于107.57%，也就是進(jìn)入體制1，那么前期對后期的影響較小，價格指數(shù)的波動相對穩(wěn)定，不會對羊肉市場的穩(wěn)定產(chǎn)生不利影響。綜上，政府在政策調(diào)控上要將門限值當(dāng)作重要的依據(jù)，當(dāng)羊肉價格同比指數(shù)超過門限值時，考慮到其將有大幅度的上漲，相關(guān)部門應(yīng)該立即對此做出反應(yīng)，在分析抬高羊肉價格因素的基礎(chǔ)上，及時出臺相應(yīng)的政策措施抑制其大幅上漲，維持羊肉市場的穩(wěn)定性。而當(dāng)羊肉價格同比指數(shù)遠(yuǎn)在門限值之下時，可以預(yù)見在將來一段時期內(nèi)羊肉價格變動的幅度不會太大，政府不用對羊肉市場進(jìn)行過多的調(diào)控。另外，在政府以門限值為參照對羊肉市場進(jìn)行政策調(diào)控的同時，還要考慮到政策實(shí)施效果的時滯性，并根據(jù)實(shí)際情況減少通脹、疫病及炒作及等外在因素對羊肉市場的沖擊。

作者：劉玉鳳王明利石自忠單位：中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與發(fā)展研究所