李玉雙，王 琨

（嘉興學(xué)院 商學(xué)院，浙江 嘉興314001）

國際糧食價格運(yùn)行規(guī)律的實(shí)證研究

李玉雙，王 琨

（嘉興學(xué)院 商學(xué)院，浙江 嘉興314001）

本文運(yùn)用四狀態(tài)Markov-Switching模型，考察國際糧食價格的運(yùn)行規(guī)律。根據(jù)該模型，國際糧食價格上漲率可分為四個階段：緊縮階段（平均上漲率-5.2941%）、恢復(fù)階段（平均上漲率-1.3225%）、溫和上漲階段（平均上漲率0.9286%）與快速上漲階段（平均上漲率5.2832%）。緊縮階段是一個不穩(wěn)定的階段，且平均持續(xù)時間最短，只有1.65個月。快速上漲階段也不穩(wěn)定，平均持續(xù)時間為3.48個月?；謴?fù)階段與溫和上漲階段是一個較為穩(wěn)定的狀態(tài)，平均持續(xù)時間較長，分別為7.35個月與6.83個月。國際糧食價格階段的轉(zhuǎn)移存在著“跳躍式”轉(zhuǎn)移，國際糧食價格容易從緊縮階段直接“跳躍”至快速上漲階段，與此同時，也容易從快速上漲階段直接下落至恢復(fù)階段。另外，脈沖響應(yīng)函數(shù)分析顯示：相鄰兩狀態(tài)的轉(zhuǎn)移，其調(diào)整幅度較小，而兩狀態(tài)之間間隔越大，在轉(zhuǎn)移過程中其調(diào)整幅度就越大。

國際糧食價格；Markov-Switching模型；脈沖響應(yīng)函數(shù)

一、引言

近年來，國際糧食價格水平出現(xiàn)劇烈波動，越來越受到人們的關(guān)注。例如，2003年8月國際玉米價格連續(xù)上漲9個月，上漲幅度達(dá)到了35%①。但是，2004年5月又出現(xiàn)連續(xù)下跌，其中僅7月份一個月就下跌了15%。2007～2008年的國際糧食價格波動更是成了當(dāng)時全世界關(guān)注的焦點(diǎn)。2007年4月國際小麥價格連續(xù)上漲7個月，上漲幅度達(dá)到93%，其中，2007年9月單月上漲27%②。國際大米從2007年9月也出現(xiàn)連續(xù)上漲，其中，2008年2～4月的上漲率分別為23%、19%、45%③。2008年國際糧食價格的快速上漲迅速演變成一場世界糧食危機(jī)，給許多國家和地區(qū)的經(jīng)濟(jì)和社會造成了重大沖擊，導(dǎo)致許多地方爆發(fā)了大規(guī)模游行，甚至武裝沖突。根據(jù)美國小麥與玉米的出口價格數(shù)據(jù)，2007年1月至2015年12月，美國玉米價格單月上漲幅度超過5%的有23個月份，占比為21%，下降幅度超過5%的有18個月份，占比為17%；美國小麥價格單月上漲幅度超過5%的有27個月份，占比為25%，下降幅度超過5%的有22個月份，占比為20%。可以發(fā)現(xiàn)，目前國際糧食價格波動頻繁，而且比較劇烈。

我國是一個人口大國，糧食價格波動關(guān)系著每個居民的糧食可獲得性，關(guān)系著億萬百姓的吃飯問題。因此，保障國內(nèi)糧食安全是我國政府工作的重要任務(wù)之一。習(xí)近平總書記也多次強(qiáng)調(diào)“解決好吃飯問題始終是治國理政的頭等大事”。改革開放后，我國國內(nèi)市場逐漸與世界市場接軌，國際糧價與我國糧價的聯(lián)系也在逐步加強(qiáng)。尤其是在我國加入WTO之后，國際糧價對我國糧價的影響受到廣泛關(guān)注。因此，在此背景下，考察國際糧食價格的運(yùn)行規(guī)律，對于我國糧食安全政策的制定與實(shí)施具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

目前，學(xué)術(shù)界關(guān)于國際糧食價格波動的文獻(xiàn)并不多。呂捷、林宇潔（2013）運(yùn)用兩狀態(tài)Markov-Switching模型及結(jié)構(gòu)性突變模型研究國際玉米價格波動特性。孫林、倪卡卡（2013）基于T分布的EGARCH模型研究國際糧食期貨價格的非對稱性。Herve Ott（2014）測算國際糧食價格的年內(nèi)波動狀況（Intra-annual price volatility）與年間波動狀況（Tinter～annual price volatility），并進(jìn)行比較分析。與已有研究相比，本文的研究價值在于：運(yùn)用四狀態(tài)Markov-Switching模型將國際糧食價格變動劃分為緊縮、恢復(fù)、溫和上漲與快速上漲四個階段④?？疾靽H糧食價格在緊縮、恢復(fù)、溫和上漲與快速上漲四個階段的運(yùn)行特征；利用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析狀態(tài)轉(zhuǎn)移中國際糧食價格的動態(tài)調(diào)整過程。

二、數(shù)據(jù)與模型介紹

（一）數(shù)據(jù)與平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文選取聯(lián)合國糧食及農(nóng)業(yè)組織公布的國際谷物價格指數(shù)作為國際糧食價格的代理變量。國際谷物價格指數(shù)是根據(jù)國際小麥報價、玉米報價與大米報價加權(quán)計(jì)算獲得，并以2002～2004年為基期。原始數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國糧食及農(nóng)業(yè)組織統(tǒng)計(jì)資料。為了消除季節(jié)影響，這里采用Census X12方法對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整。然后，再對國際谷物價格指數(shù)作對數(shù)處理，并進(jìn)行一階差分。處理后的數(shù)據(jù)實(shí)際上為國際糧食價格上漲率，樣本空間為1990年2月至2016年3月。表1報告了國際糧食價格上漲率的描述性統(tǒng)計(jì)。圖1描述了國際糧食價格上漲率的狀況，可以發(fā)現(xiàn)，國際糧食價格波動頻繁且劇烈，尤其是在1996年、2008年與2012年期間。

表1　　變量描述性統(tǒng)計(jì)

圖1　　國際糧食價格上漲率

在時間序列模型中，如果變量是非平穩(wěn)的，可能存在著偽回歸現(xiàn)象。因此，需要對國際糧食價格上漲率y進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。表2報告了y的單位根檢驗(yàn)，可以發(fā)現(xiàn)，ADF檢驗(yàn)與PP檢驗(yàn)均顯示國際糧食價格上漲率y為平穩(wěn)變量。

（二）Markov-Switching模型介紹

1989年，Hamilton提出 Markov-Switching模型，并運(yùn)用該模型成功模擬了美國經(jīng)濟(jì)周期的運(yùn)行規(guī)律。隨后，許多學(xué)者利用該模型分析不同的經(jīng)濟(jì)問題。例如，Garcia and Perron（1996）運(yùn)用三狀態(tài)Markov-Switching模型分析美國利率的變化，研究結(jié)果表明，該模型能夠很好地模擬利率的動態(tài)變化路徑。Chang-Jin Kimand Charles Nelso（1997）運(yùn)用三狀態(tài)Markov-Switching模型研究美國股市的月收益。魏巍賢等（2006）運(yùn)用三狀態(tài) Markov-Switching模型研究世界油價波動情況。胡志強(qiáng)、王一竹（2013）運(yùn)用三狀態(tài)Markov-Switching模型研究新股發(fā)行的周期波動。Dufrénot and Keddad（2014）運(yùn)用Markov-Switching模型考察東盟五國之間的周期協(xié)同性。因此，本文將采用該模型探討國際糧食價格運(yùn)行規(guī)律。

表2　　平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

Markov-Switching模型基本內(nèi)容如下：

其中，yt表示國際糧食價格上漲率，p為滯后期，A為系數(shù)，εt為殘差。St為狀態(tài)變量，取值為1、2、3、4，分別對應(yīng)著不同的狀態(tài)。μ（st）是均值，它是隨著狀態(tài)變量St而變動的，假定μ（s4）＞μ（s3）＞μ（s2）＞μ（s1）。Σ（st）為方差-協(xié)方差矩陣，它也是隨著狀態(tài)變量而變動的。Markov-Switching模型的特點(diǎn)在于假設(shè)狀態(tài)變量是一個馬爾可夫隨機(jī)過程，它的轉(zhuǎn)移概率為：

三、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）模型檢驗(yàn)

表3報告了Markov-Switching模型的檢驗(yàn)結(jié)果。LR linearity test結(jié)果與對數(shù)似然值均顯示：四狀態(tài)Markov-witching模型優(yōu)于線性的AR模型。根據(jù)對數(shù)似然值，也可以發(fā)現(xiàn)，四狀態(tài)Markov-Switching模型優(yōu)于二狀態(tài)與三狀態(tài)的 Markov-Switching模型。

（二）參數(shù)估計(jì)

表4報告了四狀態(tài)Markov～Switching模型的估計(jì)結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，不同狀態(tài)下均值μ的估計(jì)值均通過了顯著性統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，即在1%或5%置信水平下拒絕原假設(shè)，并且，μ4＞μ3＞μ2＞μ1滿足模型的初始假定。這說明，將國際糧食價格變動劃分為緊縮、恢復(fù)、溫和上漲與快速上漲4個階段是合理的。在狀態(tài)1時國際糧食價格平均上漲率μ1為-5.2941%，視為緊縮階段。在狀態(tài)2時國際糧食價格平均上漲率μ2為-1.3225%，視為恢復(fù)階段。在狀態(tài)3時國際糧食價格平均上漲率μ3為0.9286%，視為溫和上漲階段。在狀態(tài)4時國際糧食價格平均上漲率μ4為5.2832%，視為快速上漲階段。

表3　Markov-Switching模型的檢驗(yàn)

在表4中，σ1、σ2、σ3、σ4分別代表狀態(tài)1、2、3、4情況下的標(biāo)準(zhǔn)差。在狀態(tài) 1時 σ1為4.0214，大于σ1、σ2、σ3、σ4的值，即，在緊縮階段，國際糧食價格上漲率的波動性最大，容易受到外界的沖擊，波動最為劇烈。σ2為2.1832，大約為σ1值的一半，即在恢復(fù)階段，國際糧食價格上漲率的波動性較小。σ3為1.8024，不到σ1值的一半，即，在溫和上漲階段，國際糧食價格上漲率的波動性最小，運(yùn)行最為穩(wěn)定。σ4為3.9179，接近σ1的值，即，在快速上漲階段，國際糧食價格上漲率的波動性也很大。可以發(fā)現(xiàn)，國際糧食價格在不同階段其波動性是不同的，在緊縮階段與快速上漲階段波動性比較大，在恢復(fù)階段與溫和上漲階段波動性相對較小。這說明各階段的波動存在著非對稱性。

表4　Markov-Switching模型的估計(jì)結(jié)果

（三）轉(zhuǎn)移概率矩陣與平均持續(xù)時間

表5報告了轉(zhuǎn)移概率矩陣的估計(jì)結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，狀態(tài)1（緊縮階段）是一個不穩(wěn)定的狀態(tài)，當(dāng)月處于狀態(tài)1，下個月依然處于狀態(tài)1的概率只有0.3948，但是下月向狀態(tài)4（快速上漲階段） 轉(zhuǎn)移的概率為0.3232，向狀態(tài)2（恢復(fù)階段）轉(zhuǎn)移的概率為0.2793。這說明，國際糧食價格運(yùn)行存在“跳躍式”，從緊縮階段直接“跳躍”至快速上漲階段的可能性比較大。狀態(tài)2（恢復(fù)階段） 與狀態(tài)3（溫和上漲階段）是一個較為穩(wěn)定的狀態(tài)，當(dāng)月處于狀態(tài)2，下個月依然處于狀態(tài)2的概率為0.8640，當(dāng)月處于狀態(tài)3，下個月依然處于狀態(tài)3的概率為0.8536。但是，對于狀態(tài)3而言，當(dāng)月處于狀態(tài)3，下個月處于狀態(tài)4的概率為0.1121，下個月處于狀態(tài)2的概率為0.0343，下個月處于狀態(tài)1的概率為7.710e-010。這表明，國際糧食價格溫和上漲也容易演變?yōu)榭焖偕蠞q。狀態(tài)4（快速上漲階段）也不太穩(wěn)定，當(dāng)月處于狀態(tài)4，下個月依然處于狀態(tài)4的概率為0.7129，而下個月向狀態(tài)2轉(zhuǎn)移的概率為0.2871。這說明，國際糧食價格容易從快速上漲階段直接下落至恢復(fù)階段，出現(xiàn)“跳躍式”轉(zhuǎn)移。

表6報告了每個狀態(tài)的平均持續(xù)時間，可以發(fā)現(xiàn)，狀態(tài)1的平均持續(xù)時間只有1.65個月，在四個狀態(tài)中，是最短的。狀態(tài)2與狀態(tài)3的持續(xù)時間都比較長，分別為7.35個月與6.83個月。狀態(tài)4的平均持續(xù)時間為3.48個月，也遠(yuǎn)低于狀態(tài)2與狀態(tài)3。這也說明了，狀態(tài)1是一個不穩(wěn)定的階段，狀態(tài)4也是一個不穩(wěn)定的階段，相對而言，狀態(tài)2與狀態(tài)3的穩(wěn)定要強(qiáng)一些。這與表4中各狀態(tài)的波動性分析結(jié)果相一致。

表5　　轉(zhuǎn)移概率矩陣的估計(jì)結(jié)果

表6　　平均持續(xù)時間的估計(jì)結(jié)果

（四）平滑概率

圖2描述了狀態(tài)1至狀態(tài)4的平滑概率情況。平滑概率為在已知所有樣本信息條件下對每一時點(diǎn)所處狀態(tài)進(jìn)行的概率測算，即刻畫國際糧食價格上漲率在每一時刻所處狀態(tài)的概率。通過觀察平滑概率可以以概率形式展現(xiàn)每一時刻國際糧價價格運(yùn)行的狀態(tài)，以及其持續(xù)情況。判別方式通常以0.5為界，例如，如果St=1的平滑概率大于0.5，則表示國際糧食價格處于緊縮階段。以此類推，如果St=4的平滑概率大于0.5，則表示國際糧食價格處于快速上漲階段。通過圖2可以發(fā)現(xiàn)，狀態(tài)1和與狀態(tài)4平滑概率形成的波峰要窄一些，尤其是狀態(tài)1；狀態(tài)2和與狀態(tài)3平滑概率形成的波峰要寬一些。這說明，狀態(tài)1和與狀態(tài)4的持續(xù)時間比較短，狀態(tài)2和與狀態(tài)3持續(xù)時間比較長，這與轉(zhuǎn)移概率矩陣和平均持續(xù)時間的估計(jì)結(jié)果均保持一致。另外，根據(jù)平滑概率圖，1990年2月至2016年3月國際糧食價格處于狀態(tài)2的次數(shù)最多，然后依次是狀態(tài)3、狀態(tài)4、狀態(tài)1。目前，國際糧食價格正處于狀態(tài)3階段。

圖2　　狀態(tài)1至狀態(tài)4的平滑概率圖

（五）狀態(tài)轉(zhuǎn)移下的調(diào)整過程

受到市場與非市場力量劇烈沖擊時，國際糧食價格的運(yùn)行通常會發(fā)生狀態(tài)轉(zhuǎn)移。那么，國際糧食價格的動態(tài)調(diào)整在不同類型的狀態(tài)轉(zhuǎn)移中是否存在一致，這是一個值得考察的問題。因此，本文將基于四狀態(tài)Markov-Switching模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)行分析。圖3報告了脈沖響應(yīng)圖，這里主要包括5部分信息。第一，在圖3中，“Move toregime 1”、“Move toregime 2”、“Move to regime 3”、“Move to regime 4”分別描述了從無條件分布（the unconditional distribution） 轉(zhuǎn)向狀態(tài)1、狀態(tài)2、狀態(tài)3、狀態(tài)4過程中國際糧食價格的調(diào)整過程?？梢园l(fā)現(xiàn)，在“Move to regime 1”與“Move to regime 2”時，國際糧食價格上漲率是向下調(diào)整的，其中，在“Move to regime 1”時調(diào)整幅度大、持續(xù)時間短，在“Move to regime 2”時調(diào)整幅度小、持續(xù)時間長一些。在“Move to regime 3”與“Move to regime 4”時，國際糧食價格上漲率是向上調(diào)整的，其中，在“Move to regime 4”時調(diào)整幅度大、持續(xù)時間短，在“Move to regime 3”時調(diào)整幅度小、持續(xù)時間長一些。第二，在圖3中，“Transition regime 2 to 1”、“Transition regime 3 to 1”、“Transition regime 4 to 1”分別描述了從狀態(tài)2、狀態(tài)3、狀態(tài)4向狀態(tài)1轉(zhuǎn)移過程中國際糧食價格的調(diào)整過程?？梢园l(fā)現(xiàn)，國際糧食價格上漲率都是向下調(diào)整，其中，在狀態(tài)4向狀態(tài)1轉(zhuǎn)移過程國際糧食價格調(diào)整的幅度是最大，在狀態(tài)2向狀態(tài)1轉(zhuǎn)移過程國際糧食價格調(diào)整的幅度是最小。第三，在圖3中，“Transition regime 1 to 2”、“Transition regime 3 to 2”、“Transition regime 4 to 2”分別描述了從狀態(tài)1、狀態(tài)3、狀態(tài)4向狀態(tài)2轉(zhuǎn)移過程中國際糧食價格的調(diào)整過程。可以發(fā)現(xiàn)，從狀態(tài)1向狀態(tài)2轉(zhuǎn)移時國際糧食價格上漲率是向上調(diào)整，從狀態(tài)3、狀態(tài)4向狀態(tài)2轉(zhuǎn)移時國際糧食價格上漲率是向下調(diào)整，而且狀態(tài)4向狀態(tài)2轉(zhuǎn)移時調(diào)整幅度要大一些。第四，在圖3中，“Transition regime 1 to 3”、“Transition regime 2 to 3”、“Transition regime 4 to 3”分別描述了從狀態(tài)1、狀態(tài)2、狀態(tài)4向狀態(tài)3轉(zhuǎn)移過程中國際糧食價格的調(diào)整過程?？梢园l(fā)現(xiàn)，從狀態(tài)4向狀態(tài)3轉(zhuǎn)移時國際糧食價格上漲率是向下調(diào)整，從狀態(tài)1、狀態(tài)2向狀態(tài)3轉(zhuǎn)移時國際糧食價格上漲率是向上調(diào)整，而且狀態(tài)1向狀態(tài)3轉(zhuǎn)移時調(diào)整幅度要大一些。第五，在圖3中，“Transition regime 1 to 4”、“Transition regime 2 to 4”、“Transition regime 3 to 4”分別描述了從狀態(tài)1、狀態(tài)2、狀態(tài)3向狀態(tài)4轉(zhuǎn)移過程中國際糧食價格的調(diào)整過程。可以發(fā)現(xiàn)，國際糧食價格上漲率均是向上調(diào)整。從調(diào)整幅度來看，狀態(tài)1向狀態(tài)4轉(zhuǎn)移時調(diào)整幅度最大，狀態(tài)3向狀態(tài)4轉(zhuǎn)移時調(diào)整幅度最小。綜上所述，在不同類型的狀態(tài)轉(zhuǎn)移中，國際糧食價格的動態(tài)調(diào)整過程是不一樣。從無條件分布轉(zhuǎn)向各狀態(tài)時國際糧食價格的調(diào)整過程都是不相同的。在低狀態(tài)向高狀態(tài)轉(zhuǎn)移過程中，國際糧食價格上漲率均向上調(diào)整，在高狀態(tài)向低狀態(tài)轉(zhuǎn)移過程中，國際糧食價格上漲率均向下調(diào)整。從調(diào)整幅度上看，相鄰兩狀態(tài)的轉(zhuǎn)移，其調(diào)整幅度較小，兩狀態(tài)之間間隔越大，在轉(zhuǎn)移過程中其調(diào)整幅度就越大。

圖3　Markov-Switching模型的脈沖響應(yīng)圖

四、結(jié)論

近年來，國際糧食價格水平出現(xiàn)劇烈波動，越來越受到人們的關(guān)注。本文運(yùn)用四狀態(tài)Markov -Switching模型刻畫了國際糧食價格的變化。以對數(shù)似然值作為判別標(biāo)準(zhǔn)，考察國際糧食價格變化時狀態(tài)Markov-Switching模型要優(yōu)于2狀態(tài)和3狀態(tài)的 Markov-Switching模型。根據(jù) 4狀態(tài)Markov-Switching模型，國際糧食價格上漲率可以分為四個階段：緊縮階段（平均上漲率為-5.2941%）、恢復(fù)階段 （平均上漲率為 -1. 3225%）、溫和上漲階段 （平均上漲率為0.9286%） 與快速上漲階段 （平均上漲率為5.2832%）。其中，國際糧食價格在不同階段其波動性也是不同的，在緊縮階段與快速上漲階段波動性較大，在恢復(fù)階段與溫和上漲階段波動性較小。這說明各階段的波動存在著非對稱性。

轉(zhuǎn)移概率矩陣與平均持續(xù)時間的分析結(jié)果表明，狀態(tài)1（緊縮階段）是一個不穩(wěn)定的狀態(tài)，當(dāng)月處于狀態(tài)1，下個月依然處于狀態(tài)1的概率只有0.3948，而且平均持續(xù)時間最短，只有1.65個月，狀態(tài)4（快速上漲階段）也不太穩(wěn)定，平均持續(xù)時間為3.48個月，狀態(tài)2（恢復(fù)階段）與狀態(tài)3（溫和上漲階段）是一個較為穩(wěn)定的狀態(tài)，且平均持續(xù)時間較長。轉(zhuǎn)移概率矩陣分析的結(jié)果還表明，國際糧食價格運(yùn)行存在“跳躍式”，即國際糧食價格從緊縮階段直接“跳躍”至快速上漲階段的可能性比較大。另外，國際糧食價格也容易從快速上漲階段直接下落至恢復(fù)階段。

Markov-Switching模型的脈沖響應(yīng)分析顯示：從無條件分布轉(zhuǎn)向各狀態(tài)時國際糧食價格的調(diào)整過程都是不相同的。低狀態(tài)向高狀態(tài)轉(zhuǎn)移過程中，國際糧食價格上漲率均向上調(diào)整，高狀態(tài)向低狀態(tài)轉(zhuǎn)移過程中，國際糧食價格上漲率均向下調(diào)整。從調(diào)整幅度上看，相鄰兩狀態(tài)的轉(zhuǎn)移，其調(diào)整幅度較小，兩狀態(tài)之間間隔越大，在轉(zhuǎn)移過程中其調(diào)整幅度就越大。

注釋：

①相關(guān)原始數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國糧食及農(nóng)業(yè)組織統(tǒng)計(jì)資料（http：//www.fao.org/giews/pricetool/）。國際玉米價格以美國2號黃玉米（US No.2，Yellow）出口價格衡量。

②國際小麥價格以美國2號軟紅冬小麥（US No.2，Soft Red Winter）出口價格衡量。相關(guān)原始數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國糧食及農(nóng)業(yè)組織統(tǒng)計(jì)資料。

③國際大米價格以泰國25%碎米出口價格衡量。相關(guān)原始數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國糧食及農(nóng)業(yè)組織統(tǒng)計(jì)資料。

④近年來，國際糧食價格波動劇烈，單月的上漲率或下降率常常達(dá)到兩位數(shù)，一般的兩狀態(tài)Markov-Switching模型無法準(zhǔn)確探討其波動特征，因此，這里采用四狀態(tài)Markov-Switching模型。

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（責(zé)任編輯：周小紅）

An Empirical Study on the Pattern of Fluctuation of World Grain Price

LI Yu-shuang，WANG Kun
（School ofBusiness，JiaxingUniversity，Jiaxing，Zhejiang314001）

This paper uses the Markov-Switching model to reveal the pattern of fluctuation of world grain price.According to the Markov-Switching model，the fluctuation of world grain price can be divided into four stages in terms of the average rising rates，which are the deflation stage（-5.2941%），the recovering stage（-1.3225%），the mildly rising stage（0.9286%）and the rapidly rising stage（5.2831%）.The deflation stage is a considerably unstable stage so that the average duration is the shortest among these four stages，which is merely 1.65 months.Compared with the deflation stage，the rapidly rising stage is also unstable but slightly more long-lasting for its average duration prolonged to 3.48 months.As for the recovering stage and the mildly rising stage，unlike the other two stages，they are rather stale and their average durations are 7.35 months and 6.83 months，respectively.There is skip metastasis between the transfers of different stages of the world grain price.The price can“jump”quickly from the deflation stage to the rapidly rising stage；it is also easy for it to fall directly from the rapidly rising stage to the recovering stage.Furthermore，as the impulse response function indicates，there is a noticeable phenomenon that the adjustment range expands as the gap between two stages in the transfer widens.

world grain price；Markov-Switching model；impulse response function

F316.11；F304.2

A

1008-2107（2016）04-0017-07

2016－05－22

國家社會科學(xué)青年基金項(xiàng)目“國際糧價對我國糧價的階段性非對稱傳遞效應(yīng)研究”（15CJY065）。

李玉雙（1982—），男，河南信陽人，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，嘉興學(xué)院商學(xué)院講師；王琨（1984—），女，吉林省吉林市人，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，嘉興學(xué)院商學(xué)院講師。