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1模型介紹與數據說明

1.1TAR模型由Tong提出并發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線性逼近。該模型的基本思想是存在某一特定的時點，時間序列的運動方式跨越這個時點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，受外部沖擊和調控政策等因素的影響，當價格超過門限值時其波動就會較為劇烈，而當低于門限值時其波動就會相對平緩。在進行TAR估計之前，必須首先確認門限效果存在，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下的檢驗統計量大小，檢驗序列的非線性。當門限效果被證明確實存在之后，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據進行排序，為了保證門限兩邊有恰當的觀察值，將排序后門限變量數據首尾各截去15%，并按照不同的滯后項逐一帶入（3）式進行估計，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。

1.2數據說明本研究數據源自歷年相關統計年鑒，包括《中國畜牧業統計》和中國畜牧業信息網，數據樣本為1994年6月至2014年2月帶骨羊肉價格的月度數據（單位為元/kg），將羊肉價格序列記為MP。為消除季節性影響，用當年羊肉價格的月度數據除以上年同期羊肉價格得到同比指數序列，記為LMP；為降低羊肉價格同比指數序列的波動幅度并消除其異方差性，對LMP進行對數處理，得到的序列為LNMP。經過這種處理后的樣本區間縮減為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，在選取的樣本區間內，羊肉價格同比指數序列表現出了明顯的非線性波動特征，下面將進行嚴格的統計檢驗分析。

2羊肉價格波動非線性特征分析

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

2.2序列非線性檢驗根據Hayashi最大滯后期數的選取標準，在樣本值滿足25<T<1000時，能夠用函數值對最大滯后期數進行確定[13]。在本研究中，羊肉價格序列的最大滯后期數參考值為14，由于最大滯后期數要大于等于延遲參數，因此延遲參數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序列的非線性檢驗結果，從檢驗結果可知，1~14不同延遲參數下的門限非線性似然比統計量所對應的P值均通過了1%水平下的顯著性檢驗，檢驗結果顯示羊肉價格同比指數序列是非線性波動變化的。

2.3門限值及滯后期數在延遲參數仍然選擇14的情況下，使用MAIC方法對TAR模型的滯后期數進行確定，即在第10個百分數和第90個百分數之間搜索門限。延遲參數為1~14時所對應的AIC值、門限值及滯后期數見表3，根據AIC最小原則選擇門限值。從表3可以看出，當延遲參數為4時，AIC值最小，因此TAR模型的門限值為4.678，對應的價格同比指數門限值為107.57%，且對應的兩個體制模型的最優滯后期數均是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是否存在著兩個門限值的三體制，原假設是沒有第2個門限值，檢驗結果顯示接受原假設，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，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，因此進行兩體制分析是合理的。

2.4門限自回歸估計結果兩體制門限自回歸模型的滯后期數確定了之后，就可以通過R軟件TSA程序包編程對羊肉價格同比指數序列進行TAR模型估計。根據估計結果，樣本量縮減到了212個，其中門限回歸下區域（體制1）包括的樣本量有135個，門限回歸上區域（體制2）包括的樣本量有77個，模型估計結果見表4。同時，為了與羊肉價格同比序列門限回歸結果進行對比，表4也給出了用Eviews6.0做出的線性自回歸結果。從表4不難看出，兩體制門限回歸模型的可決系數R2值和F統計值均要高于線性自回歸；且在低于門限值的下區域模型中，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序列變動趨勢是非線性的，門限模型具有優勢性。通過對羊肉價格指數序列的TAR模型估計結果進行分析，可以得到以下規律：（1）模型中體制2的常數項約是體制1的3倍，這意味著羊肉價格同比指數序列進入體制2之后，常數項的值迅速變大，價格被抬高得非常快；而進入體制1之后，常數項迅速變小，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，由于常數項較大，羊肉價格同比指數序列在較短時間內就達到了頂峰；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，羊肉價格同比指數序列由于常數項變小而迅速下降。（2）就兩個體制估計結果來看，體制1模型的系數之和為1.085，體制2模型的系數之和為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，羊肉價格產生波動，對后期價格產生較大的影響，導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，羊肉價格產生波動，但對后期價格產生的影響作用較小，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序列向上突破了門限值，此后羊肉價格同比指數序列出現了大幅的波動，這是羊肉價格遇到了較大的外部沖擊后對后期價格產生連鎖反應的結果。2006年4月份，我國為了保護草原生態環境而推行了嚴格的休牧、禁牧、輪牧等政策，隨著這些政策措施的執行，牧區肉羊養殖由放牧轉而向舍飼方式發展，導致養殖成本大幅提高，繼而推動了羊肉價格急劇上漲，并向上突破了門限值，導致后期羊肉價格在短期內登頂。2008年，在自然災害及金融危機等事件的影響作用下，羊肉價格同比指數序列又出現了大幅下降，并向下突破了門限值，由于當時受到前期的影響作用較小，因此羊肉價格波動相對平緩。在肉羊養殖中所花費的物質與服務費用的急劇上漲的推動作用下，以及不斷增長的羊肉消費需求的拉動作用下，2010年11月份，羊肉價格迅速上漲并又一次向上突破門限值，導致后期羊肉價格又在短期內出現了大幅上漲。（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期系數均為正值，這說明在羊肉價格同比指數較低（低于門限值）的情況下，某一期價格出現正的影響，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高于門限值，則顯著項是一正一負交替呈現的，某期對價格指數出現正影響，其后期將出現負影響，即有一個強烈的逆轉趨勢。這可能與政府的迅速調控政策相關，使其呈現出了收斂蛛網調整的特點。

3結論與啟示

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序列進行了深入的研究，得到的結論為：通過平穩性檢驗可知，我國羊肉價格同比指數序列是平穩的時間序列，通過非線性檢驗可知，我國羊肉價格同比指數序列表現出了明顯的非線性特征。根據TAR模型的估計結果，我國羊肉價格門限值為4.678，對應的價格同比指數為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，羊肉價格同比指數高于107.57%，也就是進入體制2，則前期羊肉價格將對后期產生較大影響，導致羊肉價格指數序列波動幅度越來越大，嚴重損害羊肉市場的穩定；如果羊肉價格同比指數低于107.57%，也就是進入體制1，那么前期對后期的影響較小，價格指數的波動相對穩定，不會對羊肉市場的穩定產生不利影響。綜上，政府在政策調控上要將門限值當作重要的依據，當羊肉價格同比指數超過門限值時，考慮到其將有大幅度的上漲，相關部門應該立即對此做出反應，在分析抬高羊肉價格因素的基礎上，及時出臺相應的政策措施抑制其大幅上漲，維持羊肉市場的穩定性。而當羊肉價格同比指數遠在門限值之下時，可以預見在將來一段時期內羊肉價格變動的幅度不會太大，政府不用對羊肉市場進行過多的調控。另外，在政府以門限值為參照對羊肉市場進行政策調控的同時，還要考慮到政策實施效果的時滯性，并根據實際情況減少通脹、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：中國農業科學院農業經濟與發展研究所