磨恒中，許世衛(wèi)※

（1.中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)信息研究所，北京 100081；2.農(nóng)業(yè)農(nóng)村部農(nóng)業(yè)大數(shù)據(jù)重點實驗室，北京 100081）

我國家禽養(yǎng)殖業(yè)有著5 000多年的歷史，自改革開放以來得到了飛速發(fā)展。目前我國家禽養(yǎng)殖量位居世界第一，禽肉產(chǎn)量僅次于美國位居世界第二。與此同時，肉雞產(chǎn)業(yè)是我國家禽養(yǎng)殖業(yè)的重要組成部分，已經(jīng)成為我國農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)中的支柱產(chǎn)業(yè)，而雞肉作為僅次于豬肉的第二大消費肉類，為我國城鄉(xiāng)居民提供優(yōu)質(zhì)動物蛋白質(zhì)做出了巨大貢獻(xiàn)（王濟(jì)民，2014）[1]。相關(guān)資料顯示，每生產(chǎn)1kg雞肉所需要消耗的飼料約為2kg，遠(yuǎn)低于每生產(chǎn)1kg豬肉和牛肉的飼料消耗量。大力發(fā)展我國肉雞產(chǎn)業(yè)不僅符合我國建設(shè)資源節(jié)約型社會的要求，而且對于加快建設(shè)現(xiàn)代化畜牧業(yè)、增加農(nóng)民收入、構(gòu)建和諧社會以及改善人民的生活水平具有重要意義。

據(jù)國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2018年我國禽肉產(chǎn)量為1 992萬t，2019年禽肉產(chǎn)量增加到了2 239萬t。在消費方面，2018年我國禽肉消費量為1 992萬t，人均消費量為14.3kg；到了2019年我國的禽肉消費量達(dá)到了2 268萬t，比2018年增加13.86%，而雞肉在禽肉消費當(dāng)中占比最大。我國的肉雞大體上可以分為白羽肉雞和黃羽肉雞兩大類，黃羽肉雞產(chǎn)量占肉禽總產(chǎn)量約為43%～44%，而白羽肉雞產(chǎn)量占肉禽總產(chǎn)量約為45%～50%，其余為鴨鵝等肉禽。其中，白羽肉雞指的是從國外引進(jìn)的商業(yè)化品種，一般養(yǎng)殖42～49d就可以上市，而黃羽雞指的是從國外引入的仿土雞以及我國一些地方優(yōu)勢品種，例如三黃雞、草雞、柴雞，這3個品種分別需要養(yǎng)殖50～60d、60～100d、100d以上才可上市。從消費區(qū)域來看，在我國長江以北的城鄉(xiāng)居民主要以消費白羽雞為主；由于黃羽雞肉嫩、味鮮、色香等優(yōu)勢，滿足了長江以南地區(qū)居民的口味，所以在我國長江以南流域主要以消費黃羽雞為主（馬闖，2010）[2]。

近年來，由于受到內(nèi)部供求關(guān)系變動以及外部“禽流感”疫情、市場消費需求變化、進(jìn)出口貿(mào)易環(huán)境改變等多方面復(fù)雜因素的影響，造成了我國肉雞產(chǎn)品價格波動頻繁且波動幅度加大（張瑞榮，2013）[3]，特別是在2013年4月發(fā)生人感染H7N9禽流感病毒事件，造成我國雞肉價格大幅下跌，家禽養(yǎng)殖業(yè)生產(chǎn)遭受重創(chuàng)，家禽養(yǎng)殖戶嚴(yán)重虧損。由此可見，肉雞價格的漲跌不僅會直接影響到養(yǎng)殖戶的收益，而且會對我國城鄉(xiāng)居民日常生活消費產(chǎn)生極大的影響。探究我國肉雞價格波動規(guī)律，分析肉雞價格波動影響因素對于促進(jìn)我國肉雞產(chǎn)業(yè)健康穩(wěn)定發(fā)展、提高我國肉雞產(chǎn)業(yè)國際競爭力有著顯著意義。故此，文章選取我國肉雞產(chǎn)業(yè)鏈當(dāng)中的玉米價格、肉雞配合飼料價格、肉雛雞價格、肉雞價格和西裝雞價格的月度價格數(shù)據(jù)作為研究對象，運用ARCH類模型定量考察肉雞產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)的月度價格波動特征，檢驗我國肉雞產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)的價格波動是否存在聚集效應(yīng)、高風(fēng)險高收益的特征以及非對稱性，以供相關(guān)研究和決策參考。

1 文獻(xiàn)回顧

目前關(guān)于畜牧產(chǎn)品價格波動的研究當(dāng)中，關(guān)于生豬價格波動的研究比較多[4-6]，但是對于肉雞價格波動相關(guān)的研究比較少。其中，在肉雞價格波動周期方面的研究上，唐江橋[7-8]（2011）等人使用了HP濾波法研究我國肉雞價格的波動周期，發(fā)現(xiàn)在我國的活雞價格波動周期大約是26～40個月，并且活雞價格的波動周期隨著時間的推移有不斷變長的趨勢。而在戴煒[9]（2014）等人的研究中，同樣使用HP濾波法和X-12季節(jié)調(diào)整法來研究我國的白羽雞和黃羽雞價格周期波動情況，發(fā)現(xiàn)在我國的白羽雞價格波動周期大約為16～21個月，而我國的黃羽雞價格波動周期大約為36個月。程朝（2005）[10]等人的研究分析我國1988—2004年的肉雞苗、父母代肉種雞以及祖代肉種雞的年度價格數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)我國的肉雞市場在此期間有3個波動周期。劉少伯（2004）[11]通過分析我國1994—2004年活雞月度價格數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)活雞價格經(jīng)歷了一個半周期S型波動，并且波峰到波谷的變動幅度不大。張利庠（2010）[12]等人的研究發(fā)現(xiàn)，受內(nèi)部供求系統(tǒng)和外部不確定性因素的共同影響下，近年來我國肉雞養(yǎng)殖業(yè)各環(huán)節(jié)價格波動頻繁。2003—2004年由于受到“非典”和“禽流感”的共同影響下，我國的肉雞價格呈現(xiàn)出“W”型的趨勢，肉雞價格兩次大幅度下跌，造成我國許多養(yǎng)殖戶受損，肉雞補(bǔ)欄幾乎停滯。張瑞榮（2015）[13]等人的研究構(gòu)建肉雞預(yù)警指標(biāo)體系，計算相關(guān)的預(yù)警指數(shù)，發(fā)現(xiàn)玉米產(chǎn)量、肉雞產(chǎn)量、財政農(nóng)業(yè)支出和肉雞進(jìn)口量是我國肉雞價格變動的現(xiàn)行指標(biāo)，而肉雛雞價格、玉米價格、豬肉價格和GDP是我國肉雞價格變動的同步指標(biāo)，可以通過構(gòu)建的預(yù)警指標(biāo)指數(shù)來對我國肉雞產(chǎn)業(yè)未來發(fā)展趨勢進(jìn)行預(yù)測。

關(guān)于肉雞價格方面的研究，除了對肉雞價格的周期性波動進(jìn)行研究之外，也有一些學(xué)者從肉雞價格的傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行研究。關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品市場價格傳導(dǎo)的相關(guān)研究大多是在Enke(1951)[14]提出的空間價格均衡發(fā)展出來的。目前已有學(xué)者通過分析得出畜禽產(chǎn)業(yè)鏈當(dāng)中的某一環(huán)節(jié)價格波動理論基礎(chǔ)上會導(dǎo)致其他環(huán)節(jié)價格變化。早期的相關(guān)研究主要是集中在了通過建立VAR模型，并且進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗、協(xié)整分析以及脈沖響應(yīng)分解來對畜禽產(chǎn)業(yè)鏈當(dāng)中的不同環(huán)節(jié)價格傳導(dǎo)進(jìn)行分析。董曉霞等人（2011）[15]和譚明杰、李秉龍（2011）[16]研究運用協(xié)整分析的方法證實我國肉雞產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)之間存在著協(xié)整關(guān)系，并使用有限分布滯后模型（FDL）分析我國的肉雞產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)之間的價格傳導(dǎo)機(jī)制和長期市場整合，發(fā)現(xiàn)我國肉雞產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)之間存在著長期市場整合和相互之間的價格傳導(dǎo)，并且它們的價格傳導(dǎo)滯后期一般不超過4個月。有關(guān)于肉雞價格方面的研究，除了從肉雞價格的周期性波動和肉雞的價格傳導(dǎo)機(jī)制方面進(jìn)行分析之外，還有一些學(xué)者從其他不同的角度進(jìn)行探索。例如，翟雪玲（2008）[17]等人研究采用跟蹤調(diào)查的方法來對我國肉雞產(chǎn)品的生產(chǎn)、加工、流通和銷售等環(huán)節(jié)進(jìn)行調(diào)查，結(jié)果發(fā)現(xiàn)在整個肉雞產(chǎn)業(yè)鏈當(dāng)中養(yǎng)殖戶所承擔(dān)的成本最多，但是利潤卻是最少；而加工和銷售環(huán)節(jié)所承擔(dān)的成本最低，而受益卻是最大的。高群（2016）[18]等人研究采用VAR-BEKK-GARCH(1,1)模型考察我國畜禽產(chǎn)業(yè)鏈上游、中游和下游各環(huán)節(jié)的價格溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)生豬和肉雞產(chǎn)業(yè)鏈4個環(huán)節(jié)之的價格都存在均值溢出效應(yīng)，并且肉雞產(chǎn)業(yè)鏈不同環(huán)節(jié)之間的價格波動溢出效應(yīng)更加明顯。歐陽儒彬（2019）[19]等人研究采用Shapley值測算出我國山東、河南、河北等省份肉雞主產(chǎn)區(qū)出欄價格發(fā)生變動時，在肉雞產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)主體成本和收益情況，最后提出促進(jìn)我國肉雞產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展的一些建議。

目前，ARCH類模型的研究主要是運用在分析時間序列數(shù)據(jù)的條件異方差、市場高風(fēng)險高回報特征和波動的非對稱性特征的分析方面，并且該模型更多是運用在金融領(lǐng)域分析上[20-21]，但也有一些學(xué)者將ARCH類模型運用于農(nóng)產(chǎn)品價格分析上。例如華曉麗的研究，通過運用ARCH模型分析我國的豬肉價格波動，發(fā)現(xiàn)我國的豬肉價格波動存在著明顯的波動集群效應(yīng)和波動非對稱性。在現(xiàn)有文獻(xiàn)中，從我國肉雞價格波動周期、肉雞價格波動原因、肉雞價格波動特征和規(guī)律以及肉雞價格的傳導(dǎo)機(jī)制等方面都進(jìn)行探究，這些研究抓住肉雞價格波動的規(guī)律、特征及波動的本質(zhì)，為后續(xù)研究指明方向。但是，縱觀現(xiàn)有文獻(xiàn)缺乏從整個肉雞產(chǎn)業(yè)鏈的角度來對我國肉雞價格波動規(guī)律及特征進(jìn)行分析。鑒于此，文章選取2000年1月至2020年3月我國肉雞產(chǎn)業(yè)鏈中的玉米、肉雞配合飼料、肉雛雞、肉雞和西裝雞的月度價格數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，利用GARCH、GARCH-M、TARCH和EGARCH模型對我國肉雞產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)的波動特征、市場高風(fēng)險高回報特征和波動的非對稱性進(jìn)行定量分析，并為平抑我國肉雞價格提供有用的建議。

2 模型構(gòu)建及數(shù)據(jù)說明

2.1 波動分析

2.1.1 ARCH模型[22]

ARCH模型又可以稱之為自回歸條件異方差模型（Autoregressive conditional heteroskedasticity）,最早是由Eegle在1982年提出，主要是用來刻畫時間序列的方差變化特點，被廣泛運用于金融領(lǐng)域的規(guī)律描述和金融市場的預(yù)測。ARCH模型主要是由兩個數(shù)學(xué)表達(dá)式組成：

式（1）表示的是均值方程，Yt為被解釋變量，在該文中主要是用來表示肉雞產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)的價格波動率，Xt為解釋變量，在該文當(dāng)中主要用來表示影響肉雞產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)價格的各類影響因子。而式（2）表示的是方差方程，變量ht為擾動項在t時刻的方差，是各殘差滯后項的加權(quán)平方和。為了保證方程當(dāng)中的ht為正值，要求在方程中a0≥0，ai＞0，＜1，i={1，2，3…}。式（2）當(dāng)中的所表示的是ARCH項，表現(xiàn)為過去出現(xiàn)大的波動會往往會偏向于出現(xiàn)另一個大的波動，這就是所謂的波動動態(tài)集群效應(yīng)（volatility clustering）。

在之后的發(fā)展當(dāng)中，ARCH模型得到不斷發(fā)展演變，其中Bollerslev對ARCH模型做了進(jìn)一步改進(jìn)，在1996年的時候提出了GARCH模型，又可以稱之為廣義自回歸條件異方差模型（Generalized autoregressive conditional heteroskedasticity）。該模型是在原先的ARCH模型式（2）加入條件方差自身的滯后項，得到新的方差方程為：

2.1.2 （G）ARCH-M模型

為了將市場參與主體的期望收益和期望風(fēng)險聯(lián)系在一起，Engle等人在1987年的時候提出（G）ARCH-M模型（GARCH-in-mean）。主要是在原先（G）ARCH模型的均值方程（1）當(dāng)中加入一項ht，就可以將原來的方程轉(zhuǎn)化為（G）ARCH-M模型，其數(shù)學(xué)表達(dá)式可以寫為：

式（4）中，ht表示的是期望風(fēng)險的大小，而ht前的參數(shù)η則表示風(fēng)險溢價系數(shù)，是條件方差的一個倍數(shù)，如果計算出的結(jié)果為正值，則說明了市場具有高風(fēng)險、高回報的特征，在該文當(dāng)中主要用來衡量我國肉雞產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)產(chǎn)品是否存在著高風(fēng)險高回報的特征。

2.2 波動的非對稱性

該文使用的是TARCH和GARCH模型來分析我國肉雞產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)是否具有波動非對稱性特征。

2.2.1 TARCH模型

由于（G）ARCH模型和（G）ARCH-M模型無法對波動的非對稱性進(jìn)行分析，Zakoian等人1993年提出TARCH模型，在原來的方差方程基礎(chǔ)上進(jìn)行改進(jìn)，其具體數(shù)學(xué)表達(dá)式可以寫為：

式（5）中，It-1表示為一個虛擬變量，當(dāng)εt-1＜0時It-1=1；當(dāng)εt-1≥0時It-1=0；在式（5）中，價格上漲的信息（εt-1≥0）對條件方差ht的影響為；對于價格下跌時的信息（εt-1＜0）對條件方差的影響為當(dāng)ψ≠0時，表明我國肉雞產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)價格收益率波動具有非對稱的特征。如果ψ＜0，則說明由于存在杠桿效應(yīng)會使得價格波動減弱；如果ψ＞0，價格傳導(dǎo)的非對稱效應(yīng)會使得價格波動增強(qiáng)。

2.2.2 EGARCH模型

EARCH模型是在1991年由Nelson提出，該模型主要用于檢驗價格波動是否存在非對稱性，在該文中主要使用EGARCH模型來檢驗我國肉雞產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)的價格波動傳導(dǎo)是都具有非對稱性。EGARCH模型是對原來的方差方程進(jìn)行調(diào)整，其數(shù)學(xué)表達(dá)式可以寫為：

式（6）中，表達(dá)的是價格上漲（εt-1≥0）的信息對lnht的影響大小為價格下跌時的信息對lnht的影響為而當(dāng)時，則表示價格波動性具有非對稱性，如果計算得出的，則表明了當(dāng)價格下跌時所引起的價格波動比價格上漲時所引起的價格波動要大；如果，則表明了價格上漲時所引發(fā)的價格波動比價格下跌時所引起的價格波動更大。

2.3 研究框架及數(shù)據(jù)說明

2.3.1 研究框架

該文擬從全產(chǎn)業(yè)鏈的角度來考察我國肉雞產(chǎn)業(yè)鏈不同環(huán)節(jié)的價格波動，深入探討肉雞全產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)價格波動是否存在聚集效應(yīng)、高風(fēng)險高收益的特征以及非對稱性。為了科學(xué)識別國內(nèi)肉雞產(chǎn)業(yè)鏈的月度價格波動特征，設(shè)定以下3個假設(shè)，并分別利用GARCH、GARCH-M、TARCH和EGARCH模型完成下述檢驗過程。

（1）對肉雞產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)相應(yīng)產(chǎn)品波動聚集性的檢驗。

假設(shè)1∶H0∶＜1，即價格波動沖擊的影響會逐漸消退。

該文利用（G）ARCH模型來檢驗肉雞產(chǎn)業(yè)鏈價格波動的聚集性，首先通過殘差圖示法和ARCH-LM檢驗的方法來驗證產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)相應(yīng)的產(chǎn)品是否存在聚集效應(yīng)，若存在聚集效應(yīng)則再進(jìn)一步通過分析待估參數(shù)和的大小來判斷產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)產(chǎn)品價格波動會不斷擴(kuò)大還是逐漸消退。

（2）對肉雞產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)相應(yīng)產(chǎn)品市場高風(fēng)險高回報的檢驗。

假設(shè)2∶H0∶η≤0，即我國肉雞產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)產(chǎn)品不存在高風(fēng)險高回報的特征。

該文使用（G）ARCH-M模型來檢驗肉雞產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)產(chǎn)品是否具有高風(fēng)險高回報的特征，如果風(fēng)險溢價系數(shù)為正則說明產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)產(chǎn)品存在著高風(fēng)險高回報的市場特征。

（3）對肉雞產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)相應(yīng)產(chǎn)品價格波動非對稱性的檢驗。

假設(shè)3∶H0∶ψ=0，且σ=0，即我國肉雞產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)產(chǎn)品價格波動不具有非對稱性。

該文采用TARCH模型和EGARCH模型來驗證我國肉雞產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)產(chǎn)品是否存在著價格波動非對稱性的特征。如果兩個方程當(dāng)中的ψ=0和σ=0同時為零，則說明在肉雞產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)的產(chǎn)品不具有價格波動非對稱性的特征。如果ψ≠0或σ≠0，則說明在肉雞產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)的產(chǎn)品具有價格波動非對稱性的特征，然后再進(jìn)一步分析價格波動非對稱性的特點。

2.3.2 變量說明

該文選取我國肉雞產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)產(chǎn)品作為研究對象，設(shè)定肉雞產(chǎn)業(yè)鏈當(dāng)中涉及的產(chǎn)品依次為玉米、肉雞配合飼料、肉雛雞、肉雞和西裝雞，各環(huán)節(jié)相應(yīng)的產(chǎn)品價格為全國集貿(mào)市場玉米價格（Corn）、肉雞配合飼料價格(feed)、肉雛雞價格(SChiken)、肉雞價格(LChiken)和西裝雞價格(Dchiken)，價格單位均為元/kg。樣本數(shù)據(jù)選取2000年1月至2020年3月月度頻率數(shù)據(jù)。由于部分相應(yīng)數(shù)據(jù)缺失，所以除了2003—2004年的肉雛雞價格和2004年的西裝雞價格數(shù)據(jù)來源于《中國畜牧統(tǒng)計年鑒》之外，其余數(shù)據(jù)均來源于中國畜牧業(yè)信息網(wǎng)。在實證分析前，需要剔除物價因素和季節(jié)因素的影響。首先采用以2000年1月為基期的全國CPI物價指數(shù)進(jìn)行平減，然后再使用Census X12季節(jié)調(diào)整法剔除季節(jié)性因素的影響。在計算我國肉雞產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)的價格收益率數(shù)據(jù)時，采用的是相鄰月份的價格數(shù)據(jù)取對數(shù)，然后再進(jìn)行一階差分并乘以100來表示，具體的數(shù)學(xué)公式為：

式（7）中，Rt表示的是肉雞產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)產(chǎn)品的價格收益率，Pt為t期的產(chǎn)品價格，Pt-1為t-1期產(chǎn)品價格，該文使用Eviews10.0軟件進(jìn)行分析。

圖1顯示的是我國肉雞產(chǎn)業(yè)鏈當(dāng)中的玉米價格（Corn）、肉雞配合飼料價格(feed)、肉雛雞價格(SChiken)、肉雞價格(LChiken)和西裝雞價格(Dchiken)月度數(shù)據(jù)價格走勢。從圖1可以看出，我國的玉米、肉雞配合飼料和肉雛雞的價格走勢比較平穩(wěn)，而肉雞和西裝雞價格波動較大，總體呈現(xiàn)出了不斷上漲的走勢，并且肉雞和西裝雞價格走勢相近，在2019年11月的時候肉雞和西裝雞價格達(dá)到最大值，肉雞和西裝雞的價格分別達(dá)到了25.17元/kg和26.44元/kg，在此之后肉雞和西裝雞價格不斷向下。

圖1 2000—2020年每年1月份產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)產(chǎn)品價格走勢

3 模型估計結(jié)果與分析

3.1 變量平穩(wěn)性檢驗及模型設(shè)定

3.1.1 平穩(wěn)性檢驗

由于該文所使用的數(shù)據(jù)為時間序列數(shù)據(jù)，為了避免出現(xiàn)“偽回歸”，在使用數(shù)據(jù)時，需要對我國肉雞產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)的價格收益率數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，選用ADF單位根檢驗方法進(jìn)行檢驗，檢驗結(jié)果如表1所示。從表1可以看出，在1%的顯著性水平下，我國肉雞產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)的價格收益率時間序列數(shù)據(jù)為平穩(wěn)的。

表1 平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

3.1.2 模型設(shè)定及適用性檢驗

在使用ARCH模型對我國肉雞產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)的價格收益波動情況進(jìn)行分析時，首先需要對各環(huán)節(jié)產(chǎn)品的價格收益率進(jìn)行ARCH—LM檢驗，從而確保模型的適用性。在文中ARCH模型的均值方程使用ARIMA(p，d，q)模型進(jìn)行擬合，再使用相關(guān)圖示法和殘差序列相關(guān)檢驗等手段反復(fù)進(jìn)行試驗，得到產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)產(chǎn)品均值方程可以表示成：玉米價格AR（1）、肉雞配合飼料價格AR（1）、肉雛雞價格AR(2)、肉雞價格AR(1)和西裝雞價格AR(1)。經(jīng)過檢驗，產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)價格產(chǎn)品收益率均值與0之間存在著較大的差異，因此在模型當(dāng)中包含有常數(shù)項。

表2顯示的是ARCH-LM模型的檢驗結(jié)果，在表中可以看出：①玉米價格在滯后期為1的時候，在10%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，即存在著波動聚集效應(yīng)。②肉雞配合飼料價格在選擇滯后階數(shù)為2時，1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，即存在著ARCH效應(yīng)。③肉雛雞價格在選擇滯后階數(shù)為1時，1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，即肉雛雞價格收益率存在著波動集群效應(yīng)。④肉雞價格經(jīng)過檢驗波動異方差效應(yīng)不顯著。⑤西裝雞價格在選擇滯后階數(shù)為7階時，在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，即波動具有集群效應(yīng)。至少存在著7階的異方差效應(yīng)，這意味著需要估計許多參數(shù)，可以用低階的GARCH模型來替代以減少待估參數(shù)，該文當(dāng)中選擇了GARCH（1,1）。該文對存在異方差效應(yīng)的玉米價格、肉雞配合飼料價格、肉雛雞價格和西裝雞價格建立ARCH類模型進(jìn)行分析。

表2 ARCH-LM檢驗結(jié)果

3.2 ARCH類模型估計結(jié)果與分析

為了系統(tǒng)分析我國肉雞產(chǎn)業(yè)鏈環(huán)節(jié)當(dāng)中的玉米、肉雞配合飼料、肉雛雞、肉雞和西裝雞的月度價格是否具有波動聚集性、市場高風(fēng)險高回報性和價格波動的非對稱性進(jìn)行分析。根據(jù)ARCHLM檢驗的結(jié)果，運用GARCH、GARCH-M、TARCH和EGARCH模型對我國肉雞產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)玉米價格、肉雞配合飼料價格、肉雛雞價格和西裝雞價格進(jìn)行分析，分析結(jié)果見表3。

3.2.1 （G）ARCH模型估計結(jié)果

①從表3可以看出，在玉米價格收益率的條件方差方程中，a1和β1都在1%的顯著性水平下顯著，說明玉米價格收益率具有顯著的波動聚集性。并且計算出的a1和β1之和為0.91小于1，表明玉米價格過去的波動對未來價格的波動影響會逐漸衰退。②在肉雞配合飼料價格收益率的方差方程中，a1和β1都在1%的顯著性水平下顯著，說明肉雞配合飼料收益率具有顯著的波動聚集性，并且計算出的a1和β1之和為1.07大于1，表明肉雞配合飼價格過去的波動會對未來價格的波動影響會逐漸擴(kuò)大。③在肉雛雞價格收益率的方差方程中，a1和β1都在1%的顯著性水平下顯著，說明肉雞配合飼料收益率具有顯著的波動聚集性，并且計算出的a1和β1之和為0.78小于1，表明了肉雛雞價格過去的波動對未來價格的波動影響會逐漸衰退。④在西裝雞價格收益率的方差方程中，a1和β1都在1%的顯著性水平下顯著，說明肉雞配合飼料收益率具有顯著的波動聚集性，并且計算出的a1和β1之和為0.88小于1，表明西裝雞價格過去的波動對未來價格的波動影響會逐漸衰退。

表3 ARCH類模型估計結(jié)果

3.2.2 （G）ARCH-M模型估計結(jié)果

①從表3可以看出，在玉米價格收益率的均值方程中η的估計值為0.096，但在5%的顯著性水平下不顯著，說明在我國的玉米市場當(dāng)中沒有高風(fēng)險高回報的特征。②在肉雞配合飼料價格收益率的均值方程中η的估計值為0.075，但在5%的顯著性水平下不顯著，說明在我國的肉雞配合飼料市場當(dāng)中沒有高風(fēng)險高回報的特征。③在肉雛雞價格收益率的均值方程中η的估計值為0.068，但在5%的顯著性水平下不顯著，說明在我國的肉雛雞市場當(dāng)中沒有高風(fēng)險高回報的特征。④在西裝雞價格收益率的均值方程中η的估計值為0.180，但在5%的顯著性水平下不顯著，說明了在我國的西裝雞市場中沒有高風(fēng)險高回報的特征。

3.2.3 TARCH和EGARCH模型估計結(jié)果

①從表3可以看出，在TARCH模型中，玉米價格收益率的條件方差方程中的ψ計算結(jié)果為0.141大于零，但是在5%的顯著性水平下不顯著。而在EGARCH模型中，計算出的σ為-0.035小于零，在10%的顯著性水平下不顯著，說明我國的玉米價格波動沒有顯著的波動非對稱特征。②在TARCH模型中，肉雞配合飼料價格收益率的條件方差方程中的ψ計算結(jié)果為-0.364小于零，但是在10%的顯著性水平下不顯著。而在EGARCH模型中，計算出的σ為0.129大于零，在10%的顯著性水平下顯著，說明我國的肉雞配合飼料價格波動有顯著的波動非對稱特征，并且肉雞配合飼料價格上漲引起的波動比價格下跌時引發(fā)的波動要大。③在TARCH模型中，肉雛雞價格收益率的條件方差方程中的ψ計算結(jié)果為-0.184小于零，在10%的顯著性水平下不顯著。而EGARCH模型中，計算出的σ為0.046大于零，在10%的顯著性水平下不顯著，說明了我國的肉雛雞價格波動不具有顯著的波動非對稱特征。④在TARCH模型中，西裝雞價格收益率的條件方差方程中的ψ計算結(jié)果為-0.156小于零，在5%的顯著性水平下不顯著。而在EGARCH模型中，計算出的σ為0.081大于零，在10%的顯著性水平下不顯著，說明我國的西裝雞價格波動沒有顯著的波動非對稱特征。

4 研究結(jié)論及啟示

4.1 研究結(jié)論

該文選取2000年1月至2020年3月我國肉雞產(chǎn)業(yè)鏈環(huán)節(jié)的玉米、肉雞配合飼料、肉雛雞、肉雞和西裝雞的月度價格數(shù)據(jù)作為研究對象，運用GARCH、GARCH-M、TARCH和EGARCH模型對我國肉雞產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)價格波動聚集性、市場高風(fēng)險高回報性和價格波動的非對稱性進(jìn)行分析。研究結(jié)果表明：①玉米、肉雞配合飼料、肉雛雞和西裝雞的價格波動具有顯著的波動聚集性特征，而肉雞的價格沒有顯著的波動聚集性特征。②我國的玉米、肉雞配合飼料、肉雛雞、肉雞和西裝雞市場沒有高風(fēng)險高回報的特征。③肉雞配合飼料價格具有非對稱性的特征，并且肉雞配合飼料價格上漲引起的波動比價格下跌時引發(fā)的波動要大，而玉米價格、肉雛雞價格、肉雞價格和西裝雞價格沒有波動的非對稱性特征。

4.2 研究啟示

由于我國的肉雞產(chǎn)品生產(chǎn)周期比較短，肉雞產(chǎn)品的價格波動會影響到我國的肉雞產(chǎn)業(yè)和其他畜牧產(chǎn)品的健康發(fā)展，我國要完善和改進(jìn)肉雞生產(chǎn)和肉雞價格預(yù)警體系，相關(guān)部門應(yīng)該把握肉雞市場價格波動規(guī)律，及時掌握肉雞養(yǎng)殖戶的生產(chǎn)意愿，加大肉雞市場供求統(tǒng)計分析，科學(xué)有計劃地組織生產(chǎn)。由于規(guī)模化養(yǎng)殖在生產(chǎn)決策方面具有較強(qiáng)的預(yù)見性和科學(xué)性，因此我國要促進(jìn)肉雞養(yǎng)殖向?qū)I(yè)化和規(guī)?；l(fā)展。在肉雞養(yǎng)殖市場會出現(xiàn)市場失靈的情況，相關(guān)部門要相機(jī)抉擇采取適當(dāng)措施來實現(xiàn)生產(chǎn)資源的合理配置。