生豬產(chǎn)業(yè)鏈價(jià)格的區(qū)制轉(zhuǎn)移與非線性動(dòng)態(tài)調(diào)整行為研究

張 敏，余樂(lè)安，劉鳳根

(1.湖南工商大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410205；2.湖南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410006；3.北京化工大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100029；4.湖南工商大學(xué)財(cái)政金融學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410205)

1 引言

生豬產(chǎn)業(yè)鏈?zhǔn)且粋€(gè)包括飼料種植和加工、生豬養(yǎng)殖、屠宰加工及批發(fā)零售在內(nèi)的多環(huán)節(jié)生鮮小宗農(nóng)產(chǎn)品長(zhǎng)產(chǎn)業(yè)鏈，來(lái)自產(chǎn)業(yè)鏈節(jié)點(diǎn)的任何外生沖擊極易造成整個(gè)生豬產(chǎn)業(yè)鏈價(jià)格波動(dòng)，顯示了其脆弱性。自1985年取消生豬統(tǒng)銷(xiāo)統(tǒng)購(gòu)政策，放開(kāi)生豬市場(chǎng)以來(lái)，受疫病、豬糧價(jià)格、自然災(zāi)害、金融危機(jī)、環(huán)境規(guī)制和政策變動(dòng)等諸多外部因素的影響，中國(guó)生豬市場(chǎng)價(jià)格一直呈現(xiàn)出典型的“暴漲暴跌”周期波動(dòng)。生豬產(chǎn)業(yè)鏈價(jià)格穩(wěn)定問(wèn)題一直是困擾政府和學(xué)術(shù)界的難題。特別是2006年以來(lái)，一系列生豬價(jià)格穩(wěn)定政策的密集出臺(tái)但生豬價(jià)格反而出現(xiàn)異常波動(dòng)的悖論，表明僅僅以豬糧比指標(biāo)為主要參考依據(jù)的生豬價(jià)格供求調(diào)控政策的失效以及在政策制定過(guò)程中充分考慮生豬價(jià)格波動(dòng)的行為特征和外生沖擊對(duì)生豬價(jià)格波動(dòng)影響的持久性的極端重要性。

本質(zhì)上，生豬價(jià)格周期波動(dòng)是生豬供給與需求共同作用的結(jié)果。但由于生豬的價(jià)格供給彈性顯著大于需求彈性，當(dāng)生豬產(chǎn)品的供求受外部因素沖擊偏離均衡后不能恢復(fù)到均衡水平，勢(shì)必形成非穩(wěn)定均衡的發(fā)散型蛛網(wǎng)并引致生豬價(jià)格周期波動(dòng)[1-4]。國(guó)內(nèi)學(xué)術(shù)界對(duì)生豬市場(chǎng)價(jià)格的波動(dòng)性特征進(jìn)行了大量的經(jīng)驗(yàn)分析。從研究方法來(lái)看，不管是SVAR模型、誤差修正模型、GARCH模型族[5]等線性模型，還是HP、BP濾波法[6]、EMD分解[7]和B-N分解[8]等時(shí)間序列分解方法，都僅僅分析了生豬市場(chǎng)價(jià)格時(shí)間序列波動(dòng)的外在表象，無(wú)法揭示生豬市場(chǎng)價(jià)格時(shí)間序列行為的結(jié)構(gòu)變化特征及其內(nèi)在的變化規(guī)律。由于微觀行為主體在價(jià)格預(yù)期和調(diào)整成本等諸多方面客觀存在的異質(zhì)性，經(jīng)濟(jì)行為的內(nèi)生變化使得價(jià)格調(diào)整往往呈現(xiàn)出非線性動(dòng)態(tài)特征[9]，傳統(tǒng)的線性計(jì)量模型并不足以描述價(jià)格時(shí)間序列的結(jié)構(gòu)變化特征，是學(xué)術(shù)界嘗試運(yùn)用非線性模型對(duì)時(shí)間序列行為特征進(jìn)行刻畫(huà)的主要?jiǎng)右?。目前運(yùn)用最為廣泛的非線性模型主要有馬爾科夫機(jī)制轉(zhuǎn)移模型[10]、門(mén)限自回歸模型[11]和平滑轉(zhuǎn)移自回歸模型[12]。馬爾科夫機(jī)制轉(zhuǎn)移模型假定機(jī)制轉(zhuǎn)移由外生的不可觀測(cè)的馬爾可夫鏈決定，對(duì)機(jī)制轉(zhuǎn)移發(fā)生的原因及機(jī)制變化的時(shí)間無(wú)法做出解釋?zhuān)婚T(mén)限自回歸模型允許機(jī)制變化是內(nèi)生的，決定機(jī)制轉(zhuǎn)移的變量是可以觀測(cè)的，但引致機(jī)制轉(zhuǎn)移的閾值是不可直接觀測(cè)的，且缺乏平滑的轉(zhuǎn)移機(jī)制，是其一直備受質(zhì)疑的主要原因；而平滑轉(zhuǎn)移自回歸模型通過(guò)引入轉(zhuǎn)移函數(shù)，將離散、突變的機(jī)制轉(zhuǎn)移方式變成連續(xù)、平滑的方式，克服了馬爾科夫機(jī)制轉(zhuǎn)移模型和門(mén)限自回歸模型的不足，因而受到學(xué)術(shù)界的廣泛青睞[13]，逐步發(fā)展為一系列STAR模型族并在工業(yè)增加值[14]、通貨膨脹率[15]等宏觀經(jīng)濟(jì)變量及證券價(jià)格[16]的非線性動(dòng)態(tài)特征的刻畫(huà)和預(yù)測(cè)方面得到了廣泛的應(yīng)用。

考慮到中國(guó)生豬市場(chǎng)長(zhǎng)期以來(lái)是以散戶為主的飼養(yǎng)模式，內(nèi)生的信息不對(duì)稱(chēng)使生豬養(yǎng)殖散戶極易對(duì)生豬市場(chǎng)價(jià)格做出錯(cuò)誤預(yù)期[17]以及普遍存在的從眾心理助長(zhǎng)了“追漲殺跌”[18]，普遍存在的異質(zhì)性使得生豬市場(chǎng)價(jià)格很可能呈現(xiàn)出非線性動(dòng)態(tài)特征。為此，本文選取生豬產(chǎn)業(yè)鏈上兩種重要的產(chǎn)品生豬和豬肉1994年6月至2018年6月月度價(jià)格數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，運(yùn)用STAR模型對(duì)這兩種價(jià)格時(shí)間序列的非線性動(dòng)態(tài)行為特征進(jìn)行系統(tǒng)的刻畫(huà)，其研究結(jié)論可以為政府部門(mén)準(zhǔn)確研判及預(yù)測(cè)生豬價(jià)格的波動(dòng)性趨勢(shì)，制定行之有效的生豬產(chǎn)業(yè)穩(wěn)定政策提供科學(xué)的決策依據(jù)。

與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比，本文具有以下特色與貢獻(xiàn)：(1)從理論模型選擇與估計(jì)角度來(lái)看，不同的經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列應(yīng)該具有不同的區(qū)制轉(zhuǎn)移特征，如果簡(jiǎn)單地運(yùn)用基準(zhǔn)STAR模型進(jìn)行分析，不可避免地出現(xiàn)模型誤設(shè)問(wèn)題。因此，在STAR模型估計(jì)過(guò)程中，模型的選擇就顯得尤為關(guān)鍵[9]。鑒于此，本文構(gòu)建了一整套科學(xué)的多區(qū)制STAR模型(MRSTAR模型)選擇和估計(jì)方法，綜合運(yùn)用線性檢驗(yàn)和剩余非線性檢驗(yàn)對(duì)區(qū)制的數(shù)量進(jìn)行選擇，最后運(yùn)用非線性最小二乘法對(duì)所選擇的MRSTAR模型進(jìn)行估計(jì)。一切“讓數(shù)據(jù)說(shuō)話”，避免了模型選擇的主觀性并可能引起的模型誤設(shè)，既提高了模型的有效性，也為后續(xù)STAR模型的運(yùn)用提供了一個(gè)導(dǎo)向性的研究框架。(2)從模型的實(shí)際應(yīng)用角度來(lái)看，本文基于MRSTAR模型的估計(jì)結(jié)果，運(yùn)用MRSTAR估計(jì)方程特征多項(xiàng)式的特征根和非線性脈沖響應(yīng)分別探究了生豬價(jià)格和豬肉價(jià)格的非線性行為特征和外生沖擊對(duì)生豬產(chǎn)業(yè)鏈價(jià)格波動(dòng)的持久性影響。外部沖擊是中國(guó)生豬價(jià)格波動(dòng)的主要因素已經(jīng)獲得學(xué)術(shù)界的共識(shí)，但外部沖擊影響的持久性問(wèn)題，學(xué)術(shù)界卻鮮有研究，而這恰恰是生豬價(jià)格穩(wěn)定政策是否有效的關(guān)鍵性要素。本文的研究結(jié)論既彌補(bǔ)了現(xiàn)有文獻(xiàn)的不足，也為生豬價(jià)格穩(wěn)定政策的有效實(shí)施提供了重要參考。

2 理論與方法

2.1 基準(zhǔn)STAR模型與線性檢驗(yàn)

基準(zhǔn)STAR模型的非線性結(jié)構(gòu)為兩個(gè)不同的線性自回歸模型的加權(quán)平均。假設(shè)時(shí)間序列yt滿足一個(gè)m階線性自回歸過(guò)程，則一個(gè)AR(m)模型可以表示為：

yt=φ10+φ11yt-1+…+φ1myt-m+εt

(1)

其中，φ1i(i=0,1,…,m)為AR(m)模型的系數(shù)，εt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。設(shè)F(st,λ,c)為一個(gè)平滑轉(zhuǎn)移的連續(xù)函數(shù)，則時(shí)間序列yt的基準(zhǔn)STAR模型可表示為：

(2)

式中，st為轉(zhuǎn)移變量，λ>0為轉(zhuǎn)移速度參數(shù)，c為轉(zhuǎn)移位置參數(shù)。如果F(st,λ,c)=0，yt即為線性自回歸過(guò)程yt=φ10+φ11yt-1+…+φ1myt-m+εt；如果F(st,λ,c)=1，yt服從線性自回歸過(guò)程yt=φ20+φ21yt-1+…+φ2myt-m+εt，由此形成了兩種不同的區(qū)制；如果0

為了確定時(shí)間序列yt是否具有非線性結(jié)構(gòu)，首先應(yīng)該基于STAR模型對(duì)時(shí)間序列yt進(jìn)行線性檢驗(yàn)[12]。為避免模型在原假設(shè)下可能存在的不可識(shí)別問(wèn)題，對(duì)轉(zhuǎn)移函數(shù)F(st,λ,c)進(jìn)行三階泰勒展開(kāi)，構(gòu)造出線性檢驗(yàn)的輔助回歸模型：

(3)

線性檢驗(yàn)就是在輔助回歸模型(3)基礎(chǔ)上通過(guò)構(gòu)造LM統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)原假設(shè)H0:β1j=β2j=β3j=0是否成立。若線性檢驗(yàn)拒絕了原假設(shè)，則意味著時(shí)間序列yt具有非線性特征。其次，構(gòu)造如下三個(gè)序貫假設(shè)檢驗(yàn)進(jìn)一步確定STAR模型的具體類(lèi)型：H03:β3j=0，H02:β2j=0|β3j=0，H01:β1j=0|β2j=β3j=0。本文采用van Dijk等[19]建議的最小p值原則在LSTAR模型和ESTAR模型之間進(jìn)行選擇。若H02檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的p值最小，則應(yīng)該選擇ESTAR模型；若H01或H03檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的p值最小，則應(yīng)該選擇LSTAR模型。

本文運(yùn)用非線性最小二乘法估計(jì)STAR模型，并參照van Dijk和Franses[20]的做法，估計(jì)結(jié)果剔除了除常數(shù)項(xiàng)以外的t統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值小于1的滯后變量。其中，轉(zhuǎn)移變量st可以取為因變量yt的滯后變量或者滯后變量的函數(shù)，也可以取為一個(gè)與yt無(wú)關(guān)的外生變量zt或者時(shí)間變量t[21]，但前者被廣泛采用。參照大多數(shù)文獻(xiàn)的做法，本文采用的平滑轉(zhuǎn)移變量st均取為因變量yt的滯后項(xiàng)yt-d或者差分滯后項(xiàng)Δyt-d。其選擇標(biāo)準(zhǔn)是：針對(duì)不同的滯后期d，選擇對(duì)應(yīng)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的p值最小的yt-d或者Δyt-d作為轉(zhuǎn)移變量。

2.2 MRSTAR模型與剩余非線性檢驗(yàn)

由于STAR模型可能無(wú)法充分刻畫(huà)時(shí)間序列yt的非線性結(jié)構(gòu)，則應(yīng)該考慮在STAR模型基礎(chǔ)上添加一項(xiàng)或多項(xiàng)非線性成分，構(gòu)建一個(gè)多區(qū)制STAR模型對(duì)時(shí)間價(jià)格序列yt的非線性動(dòng)態(tài)特征進(jìn)行描述[20]，其一般形式設(shè)定為：

(4)

式中，F(xiàn)1(s1t,λ1,c1)和F2(s2t,λ2,c2)分別為L(zhǎng)ogistic函數(shù)形式的平滑轉(zhuǎn)移函數(shù)。

MRSTAR模型實(shí)際上是基準(zhǔn)STAR模型的一個(gè)加性模型(Additive Model)。與線性檢驗(yàn)類(lèi)似，本文采用LM統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)剩余非線性[22]和兩區(qū)制STAR模型的充分性[20](以下分別稱(chēng)為剩余非線性檢驗(yàn)和MRSTAR模型檢驗(yàn))。

我們采用從“特殊到一般”的非線性模型識(shí)別過(guò)程，即基于STAR模型的估計(jì)結(jié)果，運(yùn)用非線性最小二乘法估計(jì)MRSTAR模型。其中，轉(zhuǎn)移變量s1t為對(duì)應(yīng)STAR模型的平滑轉(zhuǎn)移函數(shù)F1(s1t,λ1,c1)已經(jīng)確定的轉(zhuǎn)移變量，而轉(zhuǎn)移變量s2t的選擇是，綜合非線性剩余檢驗(yàn)和MRSTAR模型檢驗(yàn)的結(jié)果，運(yùn)用檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量p值最小原則來(lái)確定。當(dāng)兩個(gè)平滑轉(zhuǎn)移函數(shù)F1(s1t,λ1,c1)和F2(s2t,λ2,c2)的轉(zhuǎn)移變量相同時(shí)，模型為一個(gè)三區(qū)制的MRSTAR模型；當(dāng)平滑轉(zhuǎn)移函數(shù)F1(s1t,λ1,c1)和F2(s2t,λ2,c2)的轉(zhuǎn)移變量不相同時(shí)，模型則為一個(gè)四區(qū)制的MRSTAR模型。

3 模型估計(jì)

3.1 數(shù)據(jù)說(shuō)明與處理

待宰活豬和去皮帶骨豬肉(分別俗稱(chēng)生豬和豬肉)是生豬產(chǎn)業(yè)鏈上的兩種核心產(chǎn)品。為了準(zhǔn)確揭示生豬產(chǎn)業(yè)鏈價(jià)格的動(dòng)態(tài)行為特征，本文選取生豬產(chǎn)業(yè)鏈價(jià)格系統(tǒng)中的生豬價(jià)格和豬肉價(jià)格為研究對(duì)象?？紤]到時(shí)間跨度較短、頻率較高的時(shí)間序列往往由于過(guò)度的短期隨機(jī)波動(dòng)而隱蔽了數(shù)據(jù)的非線性特征[23]，本文采用全國(guó)生豬價(jià)格和豬肉價(jià)格的月度價(jià)格時(shí)間序列進(jìn)行分析，樣本區(qū)間為1994年6月至2018年6月，數(shù)據(jù)來(lái)源于農(nóng)業(yè)部畜牧業(yè)司和全國(guó)畜牧總站提供的全國(guó)畜產(chǎn)品及飼料集市價(jià)格表，數(shù)據(jù)單位為元/公斤。為了消除通貨膨脹和季節(jié)性因素的影響，本文以1994年為基期，運(yùn)用CPI平減方法獲得兩種價(jià)格的實(shí)際價(jià)格月度數(shù)據(jù)并進(jìn)行Census X-12季節(jié)調(diào)整。同時(shí)，為了消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，對(duì)兩類(lèi)數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)處理。數(shù)據(jù)平穩(wěn)性通過(guò)ADF檢驗(yàn)進(jìn)行，結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，實(shí)際生豬價(jià)格和實(shí)際豬肉價(jià)格的自然對(duì)數(shù)序列均具有整體平穩(wěn)性，可以進(jìn)行時(shí)間序列建模分析。

3.2 STAR模型的估計(jì)

基于時(shí)間序列分析的Box-Jenkins方法，本文首先將兩種價(jià)格序列分別擬合成一個(gè)線性自回歸模型。模型的滯后階數(shù)通過(guò)AIC和BIC最小原則確定，擬合過(guò)程中剔除了不顯著的滯后項(xiàng)。線性自回歸模型的估計(jì)結(jié)果分別見(jiàn)表1和表2所示。

對(duì)生豬價(jià)格和豬肉價(jià)格估計(jì)模型的殘差序列進(jìn)行無(wú)自相關(guān)的Ljung-Box Q檢驗(yàn)和無(wú)ARCH效應(yīng)的McLeod-Li Q檢驗(yàn)的結(jié)果表明，各線性模型的殘差序列均不存在自相關(guān)，但卻存在顯著的ARCH效應(yīng)。Ter?svirta等[24]認(rèn)為，這是由于忽視了時(shí)間序列中可能存在的非線性特征所造成的后果。因此，需要通過(guò)線性檢驗(yàn)進(jìn)一步判斷生豬價(jià)格和豬肉價(jià)格序列是否具有非線性特征。

線性檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，生豬價(jià)格以hogt-3為轉(zhuǎn)移變量時(shí)，H0檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)最小p值為0.0006；豬肉價(jià)格以porkt-5為轉(zhuǎn)移變量時(shí)，H0檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)最小p值為0.0000。序貫檢驗(yàn)的結(jié)果進(jìn)一步表明，生豬價(jià)格序列的H03檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的p值最小，豬肉價(jià)格序列的H02檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的p值最小。綜合線性檢驗(yàn)和序貫檢驗(yàn)的結(jié)果可以得知：生豬價(jià)格和豬肉價(jià)格均具有非線性特征，且生豬價(jià)格應(yīng)建立LSTAR模型來(lái)描述其非線性特征，轉(zhuǎn)移變量為hogt-3，而豬肉價(jià)格應(yīng)該選擇轉(zhuǎn)移變量為porkt-5的ESTAR模型刻畫(huà)其非線性特征。

表1 生豬價(jià)格的AR(m)模型估計(jì)結(jié)果

表2 豬肉價(jià)格的AR(m)模型估計(jì)結(jié)果

生豬價(jià)格和豬肉價(jià)格的STAR模型的估計(jì)結(jié)果分別見(jiàn)表3和表4所示。從估計(jì)結(jié)果來(lái)看，不管是生豬價(jià)格的LSTAR模型還是豬肉價(jià)格的ESTAR模型與對(duì)應(yīng)的線性模型相比較，其回歸標(biāo)準(zhǔn)誤都明顯降低，這充分說(shuō)明STAR模型較線性自回歸模型更適合于生豬價(jià)格和豬肉價(jià)格序列的動(dòng)態(tài)特征描述，且生豬價(jià)格的區(qū)制轉(zhuǎn)換發(fā)生在滯后3期的實(shí)際生豬價(jià)格大于9.06(exp{2.2034})元時(shí)，而豬肉

表3 生豬價(jià)格的STAR模型估計(jì)結(jié)果

表4 豬肉價(jià)格的STAR模型估計(jì)結(jié)果

價(jià)格的區(qū)制轉(zhuǎn)換發(fā)生在滯后5期的實(shí)際豬肉價(jià)格大于9.94(exp{2.2965})元時(shí)。但是，對(duì)各殘差序列的Ljung-Box Q檢驗(yàn)和McLeod-Li Q檢驗(yàn)的結(jié)果顯示兩個(gè)時(shí)間序列仍然存在顯著的ARCH效應(yīng)，說(shuō)明兩區(qū)制基準(zhǔn)STAR模型并不能充分刻畫(huà)生豬價(jià)格和豬肉價(jià)格的非線性動(dòng)態(tài)轉(zhuǎn)移特征。

3.3 MRSTAR模型的估計(jì)

以STAR模型的估計(jì)結(jié)果為初始值，運(yùn)用非線性最小二乘法分別估計(jì)生豬價(jià)格的三區(qū)制MRSTAR模型和豬肉價(jià)格的四區(qū)制MRSTAR模型，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表5和表6所示。

從估計(jì)結(jié)果來(lái)看，生豬價(jià)格和豬肉價(jià)格波動(dòng)均呈現(xiàn)出明顯的滯后性，最大滯后期為12個(gè)月的自身歷史價(jià)格對(duì)生豬價(jià)格和豬肉價(jià)格均會(huì)產(chǎn)生顯著影響，滯后1月、2月、4月、11月和12月的自身價(jià)格對(duì)當(dāng)期生豬價(jià)格的變動(dòng)影響顯著，滯后1月、2月、5月、11月和12月的自身價(jià)格對(duì)當(dāng)期豬肉價(jià)格的變動(dòng)均有顯著影響；生豬價(jià)格和豬肉價(jià)格的區(qū)制轉(zhuǎn)移均取決于自身的歷史價(jià)格水平。生豬價(jià)格的動(dòng)態(tài)轉(zhuǎn)移依賴于自身滯后3期的價(jià)格水平，而豬肉價(jià)格的動(dòng)態(tài)轉(zhuǎn)移不僅依賴于其滯后5期的價(jià)格水平，滯后1期的價(jià)格水平也會(huì)導(dǎo)致動(dòng)態(tài)轉(zhuǎn)移過(guò)程的發(fā)生。與STAR模型的估計(jì)結(jié)果相比，生豬價(jià)格和豬肉價(jià)格MRSTAR模型估計(jì)的回歸標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)一步降低，對(duì)MRSTAR模型的殘差進(jìn)行Ljung-Box Q檢驗(yàn)和McLeod-Li Q檢驗(yàn)均不能拒絕無(wú)自相關(guān)和無(wú)ARCH效應(yīng)的原假設(shè)，且采用BDS方法經(jīng)過(guò)2500次bootstrap模擬的p值不能拒絕殘差序列近似為一個(gè)獨(dú)立同分布過(guò)程的原假設(shè)，說(shuō)明MRSTAR模型可以更加充分地刻畫(huà)生豬價(jià)格和豬肉價(jià)格序列的動(dòng)態(tài)調(diào)整特征。

3.4 生豬產(chǎn)業(yè)鏈價(jià)格的區(qū)制劃分與區(qū)制轉(zhuǎn)移特征

依據(jù)上述MRSTAR模型的估計(jì)結(jié)果，可以繼續(xù)探索生豬價(jià)格和豬肉價(jià)格的具體區(qū)制劃分以及區(qū)制轉(zhuǎn)移特征，并據(jù)此對(duì)中國(guó)生豬價(jià)格和豬肉價(jià)格的實(shí)際觀測(cè)值進(jìn)行歸類(lèi)分析。

生豬價(jià)格MRSTAR模型的兩個(gè)轉(zhuǎn)移變量均為hogt-3，意味著其區(qū)制轉(zhuǎn)移的發(fā)生取決于自身價(jià)格滯后3期的值。轉(zhuǎn)移發(fā)生的位置參數(shù)分別為c1=1.8510和c2=1.9805。當(dāng)c1=1.8510時(shí)，F(xiàn)1=0.5；當(dāng)c2=1.9805時(shí)，F(xiàn)2=0.5。因此，生豬價(jià)格區(qū)間可依據(jù)(F1<0.5,F2<0.5)，(F1>0.5,F2<0.5)和(F1>0.5,F2>0.5)被劃分為三個(gè)不同的區(qū)制，這意味著實(shí)際生豬價(jià)格6.37(exp{1.8510})和7.25(exp{1.9805})把整個(gè)價(jià)格區(qū)間劃分為三個(gè)區(qū)制。當(dāng)滯后3期的實(shí)際生豬價(jià)格hogt-3的取值小于6.37時(shí)，生豬價(jià)格在較低的水平上運(yùn)行；當(dāng)hogt-3的取值大于6.37而小于7.25時(shí)，生豬價(jià)格在中等價(jià)位水平上運(yùn)行；當(dāng)hogt-3的取值大于7.25時(shí)，生豬價(jià)格在較高的水平上運(yùn)行。本文把這三個(gè)區(qū)制分別稱(chēng)為：區(qū)制1—低價(jià)位區(qū)，區(qū)制2—中等價(jià)位區(qū)，區(qū)制3—高價(jià)位區(qū)。結(jié)合前述對(duì)平滑轉(zhuǎn)移速度參數(shù)的估計(jì)結(jié)果，λ1=755.4927，說(shuō)明實(shí)際生豬價(jià)格在6.37附近具有迅速調(diào)整和轉(zhuǎn)移的特點(diǎn)。但由于不能拒絕λ1=0，意味著中國(guó)實(shí)際生豬價(jià)格在6.37的水平上處于局部不穩(wěn)定狀態(tài)，在此水平上可能從低價(jià)位轉(zhuǎn)移到中等價(jià)位或從中等價(jià)位轉(zhuǎn)移到低價(jià)位。λ2=29.7039顯著不為零，意味著實(shí)際生豬價(jià)格在滯后3期達(dá)到7.25時(shí)，價(jià)格從中等價(jià)位到高價(jià)位的轉(zhuǎn)移就要緩和許多。

圖1列示了實(shí)際生豬價(jià)格的具體區(qū)制劃分及樣本觀測(cè)值的分布狀況。在1994年6月至2018年6月的樣本區(qū)間內(nèi)，中國(guó)實(shí)際生豬價(jià)格處于低價(jià)位區(qū)和高價(jià)位區(qū)的月份最多，分別為160個(gè)月和92個(gè)月，占樣本總量的55.94%和32.17%，而處于中等價(jià)位區(qū)的月份相對(duì)較少，為34個(gè)月，僅占11.89%。圖2顯示了實(shí)際生豬價(jià)格樣本觀測(cè)值的具體歸類(lèi)。從該圖可以看出，低價(jià)位的實(shí)際生豬價(jià)格主要集中在1995年4月至2004年9月和2005年2月至2007年7月兩個(gè)時(shí)間區(qū)間，期間只短暫出現(xiàn)過(guò)7個(gè)月的中等價(jià)位，價(jià)格低迷時(shí)間持續(xù)得非常長(zhǎng)。在2007年9月至2018年6月期間，實(shí)際生豬價(jià)格處于高價(jià)位區(qū)的月份最多，總共有92個(gè)月。高價(jià)位的實(shí)際生豬價(jià)格主要集中在2007年9月至2009年5月，2010年12月至2013年6月和2015年9月至2017年8月這三個(gè)時(shí)間區(qū)間，這三個(gè)高價(jià)位運(yùn)行的持續(xù)期分別為21個(gè)月、31個(gè)月和24個(gè)月。在整個(gè)樣本期內(nèi)，實(shí)際生豬價(jià)格在低價(jià)位持續(xù)了很長(zhǎng)時(shí)間，處在高價(jià)位的月份也比較集中，在中等價(jià)位上停留時(shí)間很短，且迅速轉(zhuǎn)入低價(jià)位區(qū)或高價(jià)位區(qū)，處于中等價(jià)位區(qū)的月份一般不集中，零星分布在個(gè)別月份當(dāng)中。

圖1 實(shí)際生豬價(jià)格區(qū)制劃分圖

圖2 實(shí)際生豬價(jià)格歸類(lèi)圖

豬肉價(jià)格MRSTAR模型的兩個(gè)轉(zhuǎn)移變量分別為porkt-5和porkt-1，意味著其區(qū)制轉(zhuǎn)移的發(fā)生既取決于滯后5期的豬肉價(jià)格水平，也取決于滯后1期的豬肉價(jià)格水平。轉(zhuǎn)移發(fā)生的位置參數(shù)分別為c1=2.5903和c2=2.4880，當(dāng)c1=2.5903時(shí)，F(xiàn)1=0.5；當(dāng)c2=2.4880時(shí)，F(xiàn)2=0.5。豬肉價(jià)格區(qū)間可以依據(jù)(F1<0.5,F2<0.5)，(F1>0.5,F2<0.5)，(F1<0.5,F2>0.5)和(F1>0.5,F2>0.5)被劃分為四個(gè)不同的區(qū)制。因此，依據(jù)滯后5期的實(shí)際豬肉價(jià)格的值porkt-5是高于還是低于13.33(exp{2.5903})和滯后1期的實(shí)際豬肉價(jià)格porkt-1是高于還是低于12.04(exp{2.4880})，可以將實(shí)際豬肉價(jià)格劃分為如下四個(gè)區(qū)制。區(qū)制1：價(jià)格低迷區(qū)，porkt-5<13.33和porkt-1<12.04，表現(xiàn)為滯后5期和滯后1期的實(shí)際豬肉價(jià)格都運(yùn)行在較低的水平上。區(qū)制3：價(jià)格恢復(fù)區(qū)，porkt-5<13.33和porkt-1>12.04，表現(xiàn)為盡管滯后5期的實(shí)際豬肉價(jià)格處于低位運(yùn)行，但滯后1期的實(shí)際豬肉價(jià)格運(yùn)行在較高的水平上。區(qū)制2：價(jià)格下跌區(qū)，porkt-5>13.33和porkt-1<12.04，表現(xiàn)為盡管滯后5期的實(shí)際豬肉價(jià)格處于較高水平上，但滯后1期的實(shí)際豬肉價(jià)格運(yùn)行在較低的水平上。區(qū)制4：價(jià)格堅(jiān)挺區(qū)，porkt-5>13.33和porkt-1>12.04，表現(xiàn)為滯后5期和滯后1期的實(shí)際豬肉價(jià)格都在高水平上運(yùn)行。實(shí)際豬肉價(jià)格在四個(gè)區(qū)制間平滑轉(zhuǎn)換，由于平滑轉(zhuǎn)移速度均顯著不為零，且轉(zhuǎn)移函數(shù)F1主導(dǎo)的轉(zhuǎn)移速度更快，因此，實(shí)際豬肉價(jià)格更傾向于由價(jià)格下跌區(qū)向價(jià)格低迷區(qū)轉(zhuǎn)移以及由價(jià)格恢復(fù)區(qū)向價(jià)格堅(jiān)挺區(qū)轉(zhuǎn)移。

圖3為實(shí)際豬肉價(jià)格四個(gè)區(qū)制的具體劃分及樣本觀測(cè)值的分布狀況。容易看出，在樣本期內(nèi)中國(guó)實(shí)際豬肉價(jià)格處于價(jià)格低迷區(qū)的月份最多，為189個(gè)月，占樣本總量的66.55%。處于價(jià)格堅(jiān)挺區(qū)和價(jià)格下跌區(qū)的月份相對(duì)較少，分別為42個(gè)月和48個(gè)月，各占14.79%和16.90%。而處于價(jià)格恢復(fù)區(qū)的月份最少，僅5個(gè)月，約占1.76%。圖4顯示了實(shí)際豬肉價(jià)格的具體歸類(lèi)情況。從圖中發(fā)現(xiàn)，實(shí)際豬肉價(jià)格的低迷區(qū)主要集中在1994年11月至2007年7月和2009年4月至2010年11月這兩個(gè)時(shí)間區(qū)間，其中，第一個(gè)階段持續(xù)的時(shí)間最長(zhǎng)，持續(xù)了153個(gè)月，第二個(gè)階段的持續(xù)時(shí)間為20個(gè)月。實(shí)際豬肉價(jià)格堅(jiān)挺區(qū)主要集中在2008年1月至2009年2月、2011年10月至2012年8月和2016年1月至2017年6月這三個(gè)時(shí)間區(qū)間，分別為12個(gè)月、11個(gè)月和18個(gè)月處在價(jià)格堅(jiān)挺區(qū)間內(nèi)。在整個(gè)樣本期內(nèi)，實(shí)際豬肉價(jià)格在價(jià)格低迷區(qū)和價(jià)格堅(jiān)挺區(qū)持續(xù)了較長(zhǎng)的時(shí)間，而在價(jià)格恢復(fù)區(qū)停留時(shí)間也相對(duì)較長(zhǎng)，持續(xù)時(shí)間為5-10個(gè)月不等，在價(jià)格下跌區(qū)停留時(shí)間非常短暫，基本呈現(xiàn)零星分布。

圖3 實(shí)際豬肉價(jià)格區(qū)制劃分圖

圖4 實(shí)際豬肉價(jià)格歸類(lèi)圖

4 生豬產(chǎn)業(yè)鏈價(jià)格的非線性動(dòng)態(tài)行為特征

4.1 MRSTAR模型估計(jì)方程的特征根分析

進(jìn)一步地，生豬產(chǎn)業(yè)鏈價(jià)格的非線性動(dòng)態(tài)行為特性可以通過(guò)MRSTAR模型特征多項(xiàng)式的特征根得到反映。估計(jì)模型的特征根可以通過(guò)計(jì)算下面的特征多項(xiàng)式獲得：

(5)

其中，k代表MRSTAR模型的不同區(qū)制，φki是估計(jì)模型第k區(qū)制對(duì)應(yīng)于yt-i的滯后系數(shù)。每個(gè)區(qū)制對(duì)應(yīng)的特征根為λk=a±bi，k區(qū)制的模最大的特征根為支配特征根。支配特征根的模R刻畫(huà)了價(jià)格在該區(qū)制內(nèi)的平穩(wěn)性，如果k區(qū)制支配特征根的模大于1，表明價(jià)格系統(tǒng)不穩(wěn)定；反之，小于1則是穩(wěn)定的；如果等于1，表明價(jià)格為一個(gè)單位根過(guò)程，具有較高的穩(wěn)定性。支配特征根的周期為2π/θ(其中θ=arccos(a/R))，反映了價(jià)格在該區(qū)制中的持續(xù)性[9]。

從生豬價(jià)格三個(gè)區(qū)制對(duì)應(yīng)的支配特征根以及各支配特征根的性質(zhì)(表7)來(lái)看，各個(gè)區(qū)制的支配特征根均為復(fù)數(shù)，表明生豬價(jià)格系統(tǒng)對(duì)外生隨機(jī)沖擊的脈沖響應(yīng)具有余弦周期振蕩的特性。從支配特征根的?？梢钥闯?，區(qū)制1和區(qū)制3支配特征根的模均小于1，而區(qū)制2的模大于1，表明生豬價(jià)格在低價(jià)位區(qū)和高價(jià)位區(qū)內(nèi)是平穩(wěn)的，在中等價(jià)位區(qū)內(nèi)是不平穩(wěn)的。當(dāng)生豬價(jià)格位于中等價(jià)位區(qū)時(shí)，生豬價(jià)格系統(tǒng)呈現(xiàn)出爆炸式的動(dòng)態(tài)模式，生豬價(jià)格會(huì)迅速?gòu)闹械葍r(jià)位區(qū)轉(zhuǎn)移出去，即中等價(jià)位區(qū)的持續(xù)時(shí)間非常短。從支配特征根的周期來(lái)看，當(dāng)價(jià)格處于低價(jià)位區(qū)時(shí)，支配特征根的周期很長(zhǎng)，為190.4，表明價(jià)格在該區(qū)制具有很強(qiáng)的持續(xù)性，當(dāng)價(jià)格處于中等價(jià)位區(qū)和高價(jià)位區(qū)時(shí)，支配特征根的周期相對(duì)較短，分別為10.1和9.8，表明持續(xù)性相對(duì)較弱。這一結(jié)論與圖1和圖2所示的實(shí)際生豬價(jià)格在各個(gè)區(qū)制的實(shí)際分布和轉(zhuǎn)移特征基本一致。

表7 生豬價(jià)格各區(qū)制的支配特征根及其性質(zhì)

豬肉價(jià)格的支配特征根及其性質(zhì)具體見(jiàn)表8所示。與生豬價(jià)格稍有不同的是，豬肉價(jià)格的區(qū)制1、2、4所對(duì)應(yīng)的支配特征根為復(fù)數(shù)，表明豬肉價(jià)格系統(tǒng)在這三個(gè)區(qū)制中對(duì)外生隨機(jī)沖擊的脈沖響應(yīng)具有余弦周期振蕩的特性。區(qū)制3的支配特征根為實(shí)數(shù)，意味著價(jià)格系統(tǒng)對(duì)外生隨機(jī)沖擊的脈沖響應(yīng)呈指數(shù)衰減態(tài)勢(shì)。從支配特征根的模可以看出，區(qū)制1和區(qū)制4的模小于1，而區(qū)制2的模大于1，表明豬肉價(jià)格在價(jià)格低迷區(qū)和價(jià)格堅(jiān)挺區(qū)內(nèi)是平穩(wěn)的。當(dāng)豬肉價(jià)格位于價(jià)格下跌區(qū)時(shí)，價(jià)格系統(tǒng)呈現(xiàn)出爆炸性動(dòng)態(tài)模式。區(qū)制3的支配特征根接近于1，其動(dòng)態(tài)特性類(lèi)似于單位根過(guò)程，表明豬肉價(jià)格在價(jià)格恢復(fù)區(qū)具有較高的持續(xù)性。從支配特征根的周期來(lái)看，當(dāng)實(shí)際豬肉價(jià)格處于區(qū)制1和區(qū)制4時(shí)，支配特征根的周期較長(zhǎng)，分別為11.0和34.3，表明豬肉價(jià)格在低迷區(qū)和堅(jiān)挺區(qū)具有較強(qiáng)的持續(xù)性。當(dāng)實(shí)際豬肉價(jià)格處于區(qū)制2時(shí)，支配特征根的周期最短，為4.7，表明價(jià)格下跌區(qū)的持續(xù)性相對(duì)較弱。支配特征根的分析結(jié)果也恰好與圖3和圖4所示的實(shí)際豬肉價(jià)格在各個(gè)區(qū)制的分布和轉(zhuǎn)移特征完全吻合。

表8 豬肉價(jià)格各區(qū)制的支配特征根及其性質(zhì)

4.2 基于MRSTAR模型的非線性脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)分析可以有效地刻畫(huà)模型的動(dòng)態(tài)行為。在MRSTAR模型的非線性條件下，脈沖響應(yīng)函數(shù)受到特定歷史狀態(tài)、沖擊的符號(hào)和容量等諸多因素的影響，具有非線性和非對(duì)稱(chēng)性特征。因此，傳統(tǒng)線性條件下的脈沖響應(yīng)分析方法不再適用。鑒于此，本文運(yùn)用廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)一步考察生豬產(chǎn)業(yè)鏈價(jià)格動(dòng)態(tài)，特別是外部沖擊對(duì)生豬產(chǎn)業(yè)鏈價(jià)格系統(tǒng)的持久性影響。依照Koop等[25]的定義，廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)為一個(gè)時(shí)間序列的兩個(gè)條件數(shù)學(xué)期望之差：

GIRF(n,εt,Ωt-1)=E[yt+n|εt,Ωt-1]-E[yt+n|Ωt-1]

(6)

其中，n,εt,Ωt-1分別表示時(shí)期、隨機(jī)沖擊變量和歷史狀態(tài)隨機(jī)變量。對(duì)于特定時(shí)期，當(dāng)隨機(jī)沖擊取某一固定值δ，Ωt-1為t-1時(shí)刻的歷史觀測(cè)值集ωt-1時(shí)，可以獲得廣義脈沖相應(yīng)函數(shù)的一次具體實(shí)現(xiàn)：GIRF(n,δ,ωt-1)=E[yt+n|δ,ωt-1]-E[yt+n|ωt-1]。由于無(wú)法獲得非線性MRSTAR模型廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)的具體解析式，因此本文采用基于bootstrap重復(fù)抽樣1000次的Monte Carlo模擬法來(lái)獲得廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)值。生豬價(jià)格和豬肉價(jià)格的1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的廣義脈沖響應(yīng)及其概率分布見(jiàn)圖5-圖8所示，其概率分布由核密度方法估計(jì)得到。

圖5 生豬價(jià)格的1標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的廣義脈沖響應(yīng)

圖6 生豬價(jià)格的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)的概率分布

從圖5可以看出，隨著時(shí)期的增加，生豬價(jià)格的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)值并沒(méi)有快速趨近于零，而是先表現(xiàn)為正效應(yīng)，之后逐漸增大再逐漸減小后轉(zhuǎn)為負(fù)效應(yīng)。具體地，當(dāng)受到1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的外部沖擊后，生豬價(jià)格的初始響應(yīng)為正，在第3個(gè)月達(dá)到最大值后逐漸減小，在15個(gè)月內(nèi)仍然為正效應(yīng)；然后繼續(xù)下降，在第15個(gè)月以后轉(zhuǎn)為負(fù)效應(yīng)，且響應(yīng)一直為振蕩的負(fù)效應(yīng)，響應(yīng)值在100%以上。這說(shuō)明隨機(jī)沖擊對(duì)生豬價(jià)格的長(zhǎng)期影響巨大且持久，缺乏“自我調(diào)節(jié)機(jī)制”。所以，當(dāng)生豬價(jià)格受到外部沖擊時(shí)，很難依靠本身的機(jī)制進(jìn)行自我調(diào)節(jié)，一定要借助于政府的政策手段進(jìn)行有效調(diào)控。但是，應(yīng)該注意政策效應(yīng)的時(shí)效性，因?yàn)樾碌恼邲_擊只能在15個(gè)月內(nèi)發(fā)揮正的調(diào)節(jié)作用，然后體現(xiàn)為負(fù)的調(diào)節(jié)作用。

從圖6關(guān)于生豬價(jià)格的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)的概率分布圖可以進(jìn)一步看出，隨著時(shí)期的增加，所有廣義脈沖響應(yīng)變量均近似服從正態(tài)分布，且脈沖響應(yīng)的均值顯著不等于零。進(jìn)一步從表9關(guān)于不同時(shí)期的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)的均值與標(biāo)準(zhǔn)差可以看出，廣義脈沖響應(yīng)的均值顯著為負(fù)，說(shuō)明隨機(jī)沖擊對(duì)生豬價(jià)格的影響具有持久性且主要體現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)。

豬肉價(jià)格對(duì)外部沖擊的脈沖響應(yīng)機(jī)制與生豬價(jià)格不同。圖7顯示，隨著時(shí)期的增加，豬肉價(jià)格的廣義脈沖響應(yīng)的函數(shù)值并不是逐漸衰減為零，而是先表現(xiàn)為正效應(yīng)并迅速減弱，然后保持在-20%～20%之間正負(fù)振蕩。具體地，當(dāng)受到1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的外部沖擊后，豬肉價(jià)格的響應(yīng)首先為正，然后快速地下降，在12個(gè)月后首次轉(zhuǎn)變?yōu)樨?fù)效應(yīng)，然后保持在-20%～20%之間正負(fù)振蕩。說(shuō)明隨機(jī)沖擊對(duì)豬肉價(jià)格的長(zhǎng)期影響大且持久，但具有微弱的“自我調(diào)節(jié)機(jī)制”。同時(shí)，豬肉價(jià)格的脈沖響應(yīng)顯示出周期振蕩特征，這與爆炸式復(fù)數(shù)特征根的存在有關(guān)，與前一部分特征根的結(jié)論完全吻合。豬肉價(jià)格對(duì)隨機(jī)沖擊表現(xiàn)出較強(qiáng)的反復(fù)振蕩特征，一定程度上加大了政策調(diào)控的難度。

圖7 豬肉價(jià)格的1標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的廣義脈沖響應(yīng)

從圖8可以看出，各個(gè)廣義脈沖響應(yīng)變量均近似地服從正態(tài)分布，隨著時(shí)期的增加，廣義脈沖響應(yīng)變量的均值顯著不等于零，這與表9中生豬肉價(jià)格的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)的均值的結(jié)果完全吻合。從表9中關(guān)于各廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)的均值和標(biāo)準(zhǔn)差可以看出，廣義脈沖響應(yīng)的均值在5%的顯著性水平上顯著為正，說(shuō)明隨機(jī)沖擊對(duì)豬肉價(jià)格的影響具有持久性且整體表現(xiàn)為正效應(yīng)。

圖8 豬肉價(jià)格的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)的概率分布

5 結(jié)語(yǔ)

長(zhǎng)期以來(lái)，中國(guó)生豬養(yǎng)殖業(yè)一直是以農(nóng)戶散養(yǎng)和小規(guī)模養(yǎng)殖為主體的養(yǎng)殖模式。廣大養(yǎng)殖農(nóng)戶在價(jià)格預(yù)期和養(yǎng)殖成本等諸多方面均客觀存在的異質(zhì)性使得生豬產(chǎn)業(yè)鏈價(jià)格波動(dòng)呈現(xiàn)出非線性動(dòng)態(tài)特征。本文首先運(yùn)用MRSTAR模型探究了生豬價(jià)格和豬肉價(jià)格的波動(dòng)區(qū)制和區(qū)制轉(zhuǎn)移特征；其次，綜合運(yùn)用MRSTAR模型估計(jì)特征多項(xiàng)式的特征根和廣義脈沖響應(yīng)分析，進(jìn)一步分析了兩種價(jià)格序列的非線性動(dòng)態(tài)行為。獲得的結(jié)論如下：

表9 不同時(shí)期廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)的均值與標(biāo)準(zhǔn)差

(1)生豬價(jià)格和豬肉價(jià)格波動(dòng)均呈現(xiàn)出明顯的滯后特征。表現(xiàn)為滯后1月、2月、4月、11月和12月的自身價(jià)格對(duì)當(dāng)期生豬價(jià)格的變動(dòng)影響顯著，滯后1月、2月、5月、11月和12月的自身價(jià)格對(duì)當(dāng)期豬肉價(jià)格的變動(dòng)均有顯著影響；生豬價(jià)格和豬肉價(jià)格的區(qū)制轉(zhuǎn)移也取決于自身的歷史價(jià)格所處的價(jià)格水平，生豬價(jià)格自身滯后3期的價(jià)格水平，豬肉價(jià)格滯后1期和滯后5期的價(jià)格水平?jīng)Q定了其價(jià)格在不同區(qū)制之間動(dòng)態(tài)轉(zhuǎn)移，說(shuō)明中國(guó)生豬價(jià)格和豬肉價(jià)格波動(dòng)的慣性特征。

(2)生豬價(jià)格的動(dòng)態(tài)調(diào)整遵循一個(gè)三區(qū)制MTSTAR過(guò)程。生豬價(jià)格波動(dòng)在“價(jià)格低位區(qū)”、“價(jià)格中位區(qū)”和“價(jià)格高位區(qū)”三種區(qū)制之間進(jìn)行轉(zhuǎn)換，在“價(jià)格低位區(qū)”和“價(jià)格高位區(qū)”具有較強(qiáng)的持續(xù)性，在中等價(jià)位上停留時(shí)間較短。從轉(zhuǎn)移速度上來(lái)看，生豬價(jià)格可能從中等價(jià)位迅速暴跌到低價(jià)位或從低價(jià)位迅速上漲至中等價(jià)位，但從中等價(jià)位上升為高價(jià)位速度就要平緩得多。因此，在生豬價(jià)格穩(wěn)定政策的制定上，要特別關(guān)注生豬價(jià)格“暴跌”。

豬肉價(jià)格的動(dòng)態(tài)轉(zhuǎn)移可以由一個(gè)四區(qū)制的MRSTAR模型來(lái)刻畫(huà)。依據(jù)滯后5期和滯后1期的價(jià)格運(yùn)行水平高低的不同，可劃分為“價(jià)格低迷區(qū)”、“價(jià)格恢復(fù)區(qū)”、“價(jià)格下跌區(qū)”和“價(jià)格堅(jiān)挺區(qū)”四種區(qū)制。豬肉價(jià)格在“價(jià)格低迷區(qū)”、“價(jià)格堅(jiān)挺區(qū)”和“價(jià)格恢復(fù)區(qū)”均具有較強(qiáng)的持續(xù)性，但在“價(jià)格下跌區(qū)”具有爆炸式動(dòng)態(tài)調(diào)整模式，說(shuō)明豬肉價(jià)格在“價(jià)格下跌區(qū)”持續(xù)時(shí)間很短，很容易迅速?gòu)摹皟r(jià)格下跌區(qū)”轉(zhuǎn)移到其他價(jià)格區(qū)制。從轉(zhuǎn)移路徑上來(lái)看，豬肉價(jià)格傾向于由“價(jià)格恢復(fù)區(qū)”向“價(jià)格堅(jiān)挺區(qū)”轉(zhuǎn)移以及由“價(jià)格下跌區(qū)”向“價(jià)格低迷區(qū)”轉(zhuǎn)移。

(3)廣義脈沖響應(yīng)分析結(jié)果表明：短期內(nèi)，隨機(jī)沖擊對(duì)生豬市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)起到正向作用，而在長(zhǎng)期，隨機(jī)沖擊的負(fù)向作用凸顯出來(lái)。隨機(jī)沖擊對(duì)生豬價(jià)格的長(zhǎng)期影響具有持久性且缺乏“自我調(diào)節(jié)機(jī)制”。當(dāng)生豬價(jià)格受到外部沖擊時(shí)，很難依靠市場(chǎng)機(jī)制實(shí)現(xiàn)自我調(diào)節(jié)，一定要借助于政策調(diào)控手段才能達(dá)到有效調(diào)控。但是，應(yīng)該要注意到政策效應(yīng)的時(shí)效性，因?yàn)樾碌恼邲_擊只能在有限的時(shí)間內(nèi)發(fā)揮正的調(diào)節(jié)作用。隨機(jī)沖擊對(duì)豬肉價(jià)格的長(zhǎng)期影響大且持久，且具有微弱的“自我調(diào)節(jié)機(jī)制”。豬肉價(jià)格對(duì)隨機(jī)沖擊表現(xiàn)出較強(qiáng)的反復(fù)振蕩，整體上表現(xiàn)為正效應(yīng)。因此，從長(zhǎng)期視角來(lái)看，減小隨機(jī)沖擊的波動(dòng)幅度有利于中國(guó)生豬市場(chǎng)價(jià)格的長(zhǎng)期穩(wěn)定。