摘要：本文利用1998—2015年月度價(jià)格數(shù)據(jù)，借助門限自回歸模型研究了國(guó)內(nèi)外糧價(jià)的非對(duì)稱性傳導(dǎo)關(guān)系。研究表明：稻谷、玉米和大豆的國(guó)內(nèi)外價(jià)格具有非對(duì)稱協(xié)整關(guān)系；長(zhǎng)期來(lái)看，國(guó)際稻谷價(jià)格變動(dòng)的451%、玉米價(jià)格變動(dòng)的528%、大豆價(jià)格變動(dòng)的676%會(huì)分別傳導(dǎo)到國(guó)內(nèi)市場(chǎng)，但短期內(nèi)只有稻谷國(guó)際價(jià)格的變動(dòng)會(huì)迅速傳導(dǎo)到國(guó)內(nèi)市場(chǎng)。價(jià)格傳遞具有非對(duì)稱性，當(dāng)國(guó)際價(jià)格下降時(shí)，減少50%偏差玉米和大豆分別需要201個(gè)月和151個(gè)月，但價(jià)格上升時(shí)長(zhǎng)期調(diào)整速度則不顯著。為了降低國(guó)內(nèi)糧價(jià)波動(dòng)及國(guó)際市場(chǎng)的影響，需要從價(jià)格、成本及品質(zhì)等方面不斷提高國(guó)內(nèi)糧食產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力。

關(guān)鍵詞：糧食市場(chǎng)；價(jià)格傳導(dǎo)；非對(duì)稱性；門限自回歸模型

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1002-2848-2018（02）-0078-07

一、 引 言

中國(guó)加入世界貿(mào)易組織以來(lái)，國(guó)內(nèi)市場(chǎng)和國(guó)際市場(chǎng)不斷接軌，農(nóng)業(yè)對(duì)外開放程度逐步加深，糧食進(jìn)口規(guī)?？焖僭鲩L(zhǎng)。2002—2015年，中國(guó)糧食進(jìn)口量從1417萬(wàn)噸增加到125億噸，年均增長(zhǎng)182%。隨著中國(guó)糧食市場(chǎng)國(guó)際化程度的提高，國(guó)際糧價(jià)波動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)糧食市場(chǎng)的影響也逐漸凸顯。國(guó)際糧價(jià)在2007—2008年的全球糧食危機(jī)期間顯著上漲，同期中國(guó)糧價(jià)尤其是大豆價(jià)格也呈現(xiàn)出大幅上漲態(tài)勢(shì)。但2014年以來(lái)，國(guó)際糧價(jià)大幅下滑的同時(shí)中國(guó)糧食市場(chǎng)卻保持相對(duì)平穩(wěn)。這意味著國(guó)際糧價(jià)對(duì)國(guó)內(nèi)糧價(jià)的傳導(dǎo)①可能存在非對(duì)稱效應(yīng)和階段性差異。

已有大量文獻(xiàn)表明，國(guó)際糧價(jià)波動(dòng)最終會(huì)傳導(dǎo)到國(guó)內(nèi)糧食市場(chǎng)[1-5]。但國(guó)際糧價(jià)波動(dòng)是如何傳導(dǎo)到國(guó)內(nèi)糧食市場(chǎng)的，國(guó)際糧價(jià)上漲和下降對(duì)國(guó)內(nèi)糧食市場(chǎng)的傳導(dǎo)程度是否對(duì)稱，當(dāng)前研究并沒(méi)有確定性的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。在中國(guó)糧食市場(chǎng)開放程度不斷提高的語(yǔ)境下，回答上述問(wèn)題顯得更加迫切?；诖?，本文利用1998—2015年稻谷、小麥、玉米、大豆的月度價(jià)格數(shù)據(jù)，對(duì)國(guó)際糧價(jià)對(duì)國(guó)內(nèi)糧價(jià)的傳導(dǎo)效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析，以期為中國(guó)糧食價(jià)格調(diào)控政策的調(diào)整提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)和決策參考。

二、 文獻(xiàn)回顧

2006年以來(lái)國(guó)內(nèi)外糧價(jià)出現(xiàn)大幅波動(dòng)。糧價(jià)波動(dòng)到底因何而起，相關(guān)因素如何影響價(jià)格波動(dòng)？有學(xué)者認(rèn)為，糧價(jià)波動(dòng)與特定國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展及政策息息相關(guān)。黃季焜等[6]認(rèn)為，2006—2008年國(guó)內(nèi)外糧價(jià)大幅上漲主要是中國(guó)和印度等發(fā)展中國(guó)家經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)導(dǎo)致對(duì)糧食需求的快速增長(zhǎng)、全球氣候的變化導(dǎo)致糧食產(chǎn)量下降、全球能源價(jià)格的上漲、一些國(guó)家采取的貿(mào)易限制政策以及狂熱的市場(chǎng)投機(jī)等因素造成的。也有學(xué)者認(rèn)為，一國(guó)糧價(jià)變動(dòng)可能受國(guó)際農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)的影響。如王孝松和謝申祥[4]指出，造成中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲的原因既包括經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人口增長(zhǎng)等長(zhǎng)期因素，也包括生產(chǎn)成本上漲、通貨膨脹預(yù)期等中期因素，以及貨幣量供應(yīng)變化、自然災(zāi)害頻繁等短期因素，更不能忽視的是國(guó)際農(nóng)產(chǎn)品波動(dòng)和上漲的影響。也有學(xué)者認(rèn)為，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)可能是匯率變動(dòng)引起的。Loening等[7]研究表明，在長(zhǎng)期內(nèi)匯率和國(guó)際市場(chǎng)價(jià)格會(huì)對(duì)國(guó)內(nèi)糧價(jià)產(chǎn)生影響，但在中短時(shí)期內(nèi)糧食供給和通貨膨脹慣性會(huì)起主要作用。這些研究分析了影響國(guó)內(nèi)外糧價(jià)變動(dòng)的重要因素，但對(duì)國(guó)內(nèi)外價(jià)格的傳導(dǎo)機(jī)制和影響程度，沒(méi)有提供直接的證據(jù)。

國(guó)際糧價(jià)如何影響國(guó)內(nèi)價(jià)格，長(zhǎng)期和短期是否有別？從方法論上，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要利用協(xié)整分析檢驗(yàn)兩個(gè)市場(chǎng)是否具有長(zhǎng)期整合關(guān)系，利用誤差修正模型（ECM）檢驗(yàn)兩者是否具有短期整合關(guān)系[8-11]。在ECM模型中，通常利用EngleGranger（EG）兩步法來(lái)檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性和協(xié)整關(guān)系。但正如很多學(xué)者指出的那樣，EG檢驗(yàn)以線性調(diào)整機(jī)制為假設(shè)[12]，對(duì)非對(duì)稱性沖擊的檢驗(yàn)?zāi)芰^弱。在國(guó)際價(jià)格波動(dòng)向國(guó)內(nèi)價(jià)格傳導(dǎo)的過(guò)程中，價(jià)格上漲的正向沖擊和價(jià)格下降的負(fù)向沖擊，恰恰可能以不同的速度傳導(dǎo)，同時(shí)帶來(lái)非對(duì)稱性影響。Ender和Granger[13]基于非線性和非對(duì)稱性假設(shè)，提出了門限自回歸（Threshold AutoRegression，TAR）模型。該模型被漸漸引入農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的空間傳導(dǎo)領(lǐng)域[14-16]。

國(guó)內(nèi)對(duì)國(guó)內(nèi)外糧食市場(chǎng)整合的研究起步較晚，相對(duì)較早的文獻(xiàn)有萬(wàn)廣華等[1-2]基于水稻的分析以及張巨勇等[17]基于若干農(nóng)產(chǎn)品的研究。多數(shù)研究認(rèn)為，國(guó)內(nèi)外糧食市場(chǎng)整合程度在逐漸提高，但整合程度因糧食品種而異。丁守海[3]指出，無(wú)論從長(zhǎng)期整合還是短期波動(dòng)的角度，國(guó)際糧價(jià)的波動(dòng)都會(huì)在很大程度上傳導(dǎo)到中國(guó)，而且小麥和大米的價(jià)格輸入是通過(guò)大豆和玉米的間接貿(mào)易實(shí)現(xiàn)的。高帆和龔芳[18]認(rèn)為，貿(mào)易傳導(dǎo)和信息誘發(fā)是國(guó)際糧價(jià)影響國(guó)內(nèi)糧價(jià)的兩種基本方式，且國(guó)內(nèi)外糧價(jià)存在1～5個(gè)月的傳導(dǎo)時(shí)滯。也有研究發(fā)現(xiàn)，國(guó)內(nèi)外糧食市場(chǎng)仍存在一定程度的市場(chǎng)分割，價(jià)格傳導(dǎo)并非那么顯著。潘蘇和熊啟泉[19]的研究卻表明，長(zhǎng)期內(nèi)國(guó)內(nèi)外糧食市場(chǎng)的整合度不高，價(jià)格傳遞不完全，短期內(nèi)國(guó)際糧價(jià)對(duì)國(guó)內(nèi)糧價(jià)影響較小，雖然國(guó)際價(jià)格對(duì)國(guó)內(nèi)價(jià)格變動(dòng)的貢獻(xiàn)在不斷加大，但仍處于較低的水平。

從現(xiàn)有文獻(xiàn)看，基本上存在以下共識(shí)：因全球共性因素影響，出現(xiàn)國(guó)內(nèi)外糧價(jià)一致性波動(dòng)情形是大概率事件。只要國(guó)內(nèi)外糧食市場(chǎng)聯(lián)通和開放，國(guó)外糧價(jià)對(duì)國(guó)內(nèi)糧價(jià)必然存在影響，但因糧食種類不同或時(shí)間跨度長(zhǎng)短不同，影響程度可能不同。這些研究無(wú)疑提供了重要的研究基礎(chǔ)和線索?；诖?，本文在考察國(guó)際糧價(jià)對(duì)國(guó)內(nèi)糧價(jià)的短期和長(zhǎng)期影響的基礎(chǔ)上進(jìn)一步分析國(guó)際糧價(jià)上升和下降對(duì)國(guó)內(nèi)糧價(jià)的非對(duì)稱性影響，以及這種非對(duì)稱性影響因糧食種類和考察期限的不同而有何不同。

三、 理論模型與數(shù)據(jù)處理

（一）理論模型

時(shí)間序列研究的一個(gè)重要進(jìn)展是考察變量的非線性調(diào)整機(jī)制。大量研究表明主要的宏觀經(jīng)濟(jì)變量，隨著經(jīng)濟(jì)周期的變動(dòng)表現(xiàn)出非對(duì)稱性調(diào)整[12]。門限自回歸（TAR）模型作為研究非對(duì)稱性的非線性模型，經(jīng)過(guò)眾多學(xué)者的研究拓展，現(xiàn)已經(jīng)成為一種比較成熟的計(jì)量模型。為了更準(zhǔn)確地研究國(guó)內(nèi)外糧價(jià)的傳導(dǎo)關(guān)系，本文參考Enders和Granger[13]提出的允許相對(duì)長(zhǎng)期均衡有不對(duì)稱性調(diào)整的門限協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)研究?jī)蓚€(gè)相關(guān)市場(chǎng)的長(zhǎng)期整合關(guān)系，并進(jìn)一步采用具有門限調(diào)整（Threshold Adjustment）的誤差修正模型來(lái)分析糧食價(jià)格的短期調(diào)整。

首先檢驗(yàn)稻谷、小麥、玉米和大豆價(jià)格序列的平穩(wěn)性，如果糧價(jià)序列平穩(wěn)但存在一階單整過(guò)程，則采用門限自回歸模型檢驗(yàn)國(guó)內(nèi)外價(jià)格之間的協(xié)整關(guān)系。如果兩者具有協(xié)整關(guān)系，則利用門限誤差修正模型來(lái)分析國(guó)內(nèi)外糧價(jià)的長(zhǎng)期和短期的價(jià)格傳導(dǎo)關(guān)系。國(guó)際價(jià)格和國(guó)內(nèi)價(jià)格的長(zhǎng)期關(guān)系如下：

lnpdt=α+βlnpwt+μt（1）

式中，pdt 和pwt 代表t時(shí)期的國(guó)內(nèi)價(jià)格指數(shù)和國(guó)際價(jià)格指數(shù)，α是常數(shù)項(xiàng)，β是長(zhǎng)期價(jià)格傳導(dǎo)系數(shù)，μt是誤差項(xiàng)，且可能存在序列相關(guān)。

通過(guò)檢驗(yàn)式（1）中殘差的穩(wěn)定性，可以考察兩組價(jià)格序列的協(xié)整關(guān)系。EG兩步法是常用的檢驗(yàn)方法，即基于如下線性自回歸方程來(lái)檢驗(yàn)不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)（H0：ρ=0）：

Δμt=ρμt-1+ωt（2）

Enders和Siklos[12]指出，如果存在不對(duì)稱調(diào)整，那么EG協(xié)整檢驗(yàn)方法及該方法的拓展就會(huì)出現(xiàn)誤差。利用非對(duì)稱調(diào)整的門限自回歸模型，可以避免上述困境。TAR模型可表示為：

Δμt=Itρ1μt-1+（1-It）ρ2μt-1+ωt（3）

其中，It是示性函數(shù)（Indicator Function）。

It=1，if μt-1 ≥τ

0，if μt-1<τ（4）

式中，τ 為門限值（Threshold），是μt在收斂情況下的長(zhǎng)期均衡值。如果μt-1≥τ，則調(diào)整速率為ρ1，否則為ρ2；如果ρ1=ρ2，則調(diào)整是對(duì)稱的，EG檢驗(yàn)即為式（3）和式（4）的特例。如果 ωt不是一個(gè)白噪聲過(guò)程，則式（3）由帶Δμt滯后項(xiàng)的式（5）代替。Enders和Siklos[12]認(rèn)為可以用以下兩個(gè)統(tǒng)計(jì)量來(lái)檢驗(yàn)無(wú)協(xié)整關(guān)系的零假設(shè)：一個(gè)是Φ統(tǒng)計(jì)量（原假設(shè)為ρ1=ρ2=0），是F檢驗(yàn)；另一個(gè)是tMax統(tǒng)計(jì)量，是ρ1=0和ρ2=0檢驗(yàn)中較大的t統(tǒng)計(jì)量。

Δμt=Itρ1μt-1+（1-It）ρ2μt-1+∑pi=1θiΔμt-i+t（5）

如果兩組價(jià)格序列存在顯著的協(xié)整關(guān)系，那么建立以下門限誤差修正模型：

Δlnpdt=γ1ecm+t-1+γ2ecm-t-1+πΔlnpwt+

∑pi=1σiΔlnpwt-i+

∑qj=1φjΔlnpdt-j+t（6）

式中，ecmt-1=lnpdt-1-α-βlnpwt-1 代表誤差修正項(xiàng)，也是式（1）預(yù)期殘差的一個(gè)滯后項(xiàng)。γ1和γ2解釋了長(zhǎng)期調(diào)整的速度，γ1為當(dāng)μt-1與長(zhǎng)期均衡值之間的離差為正時(shí)的調(diào)整速度，γ2為離差為負(fù)時(shí)的調(diào)整速度。π為短期傳導(dǎo)彈性

價(jià)格傳導(dǎo)彈性（Price Transmission Elasticity）是衡量國(guó)際市場(chǎng)向國(guó)內(nèi)市場(chǎng)傳導(dǎo)程度的一個(gè)綜合指標(biāo)，它反映了包括交易成本、交易主體的市場(chǎng)勢(shì)力以及政策變動(dòng)等眾多因素的綜合影響。

，指國(guó)內(nèi)價(jià)格lnpdt 對(duì)于國(guó)際價(jià)格lnpwt 短期波動(dòng)而進(jìn)行的調(diào)整程度。為了確保t是白噪聲過(guò)程，需要把lnpdt 和lnpwt 滯后項(xiàng)放入門限誤差修正模型中。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源和處理方法

本文所用數(shù)據(jù)為1998—2015年國(guó)際市場(chǎng)和國(guó)內(nèi)市場(chǎng)中稻谷、小麥、玉米和大豆的月度價(jià)格數(shù)據(jù)。其中，國(guó)際糧價(jià)和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）來(lái)自國(guó)際貨幣基金組織（IMF）數(shù)據(jù)庫(kù)，國(guó)際糧價(jià)為國(guó)際市場(chǎng)上的代表性價(jià)格，即稻谷價(jià)格為泰國(guó)5%破碎率的白大米價(jià)格，小麥價(jià)格為美國(guó)堪薩斯城交易所1號(hào)硬紅冬小麥期貨價(jià)格，玉米價(jià)格為美國(guó)墨西哥灣2號(hào)黃玉米離岸價(jià)格，大豆價(jià)格為美國(guó)芝加哥期貨交易所2號(hào)黃豆期貨合約價(jià)格。國(guó)內(nèi)糧價(jià)為集貿(mào)市場(chǎng)價(jià)格，來(lái)源于《中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格調(diào)查年鑒》。其中，稻谷價(jià)格為秈稻價(jià)格與粳稻價(jià)格的算術(shù)平均值，國(guó)內(nèi)CPI數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。

為保證數(shù)據(jù)的有效性，本文進(jìn)行如下處理：首先，將國(guó)內(nèi)外糧價(jià)數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為以1998年1月為100的定基指數(shù)。本文考察的是國(guó)際糧價(jià)和國(guó)內(nèi)糧價(jià)變化趨勢(shì)的關(guān)聯(lián)性，因此轉(zhuǎn)化為定基數(shù)據(jù)后不會(huì)影響分析結(jié)果。其次，為了剔除通貨膨脹對(duì)糧價(jià)的影響，分別用國(guó)內(nèi)CPI和國(guó)際CPI數(shù)據(jù)來(lái)平減國(guó)內(nèi)糧價(jià)和國(guó)際糧價(jià)。此處采用的CPI數(shù)據(jù)同樣為以1998年1月為100的定基數(shù)據(jù)。最后，為了更準(zhǔn)確地反映價(jià)格波動(dòng)趨勢(shì)，對(duì)CPI平減后的價(jià)格指數(shù)取自然對(duì)數(shù)。

四、 實(shí)證結(jié)果分析

（一）國(guó)內(nèi)外糧價(jià)的長(zhǎng)期整合關(guān)系分析

為了避免出現(xiàn)偽回歸，在進(jìn)行實(shí)證分析之前，本文對(duì)國(guó)內(nèi)糧價(jià)和國(guó)際糧價(jià)序列做平穩(wěn)性檢驗(yàn)。ADF檢驗(yàn)結(jié)果顯示（見(jiàn)表1），國(guó)內(nèi)和國(guó)際的稻谷、小麥、玉米和大豆價(jià)格序列都是不平穩(wěn)的，但它們的一階差分在1%的顯著性水平上是平穩(wěn)的，即所有國(guó)內(nèi)和國(guó)際糧食品種的價(jià)格序列都是一階單整的。

根據(jù)SBIC準(zhǔn)則，稻谷、小麥、玉米、大豆對(duì)應(yīng)的式（1）的殘差序列均存在二階自相關(guān)，因此本文分別利用式（2）和式（5）進(jìn)行EG協(xié)整檢驗(yàn)和TAR模型的協(xié)整檢驗(yàn)，且表示滯后階數(shù)的p取值為2。EG檢驗(yàn)結(jié)果顯示（見(jiàn)表2的第二列），只有玉米和大豆方程中的自相關(guān)系數(shù)ρ均在5%的顯著性水平上拒絕了零假設(shè)，即玉米和大豆的國(guó)內(nèi)外價(jià)格之間具有顯著的長(zhǎng)期整合關(guān)系

市場(chǎng)整合是某一市場(chǎng)價(jià)格變化對(duì)另一市場(chǎng)價(jià)格變化的影響程度。完全整合的市場(chǎng)間一般存在一個(gè)穩(wěn)定的價(jià)差，而且其中一個(gè)市場(chǎng)的價(jià)格變化會(huì)引起其他市場(chǎng)上的價(jià)格在同一方向上相同幅度的變化，對(duì)于完全整合的市場(chǎng)，其產(chǎn)品價(jià)差主要取決于市場(chǎng)間的運(yùn)輸費(fèi)用[20]。

，并沒(méi)有證據(jù)表明稻谷和小麥的國(guó)內(nèi)外價(jià)格之間存在顯著的長(zhǎng)期整合關(guān)系。

表1 國(guó)內(nèi)糧價(jià)和國(guó)際糧價(jià)序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

注：（1）表格中的數(shù)據(jù)為單位根檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值；（2）***表示在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)；（3）檢驗(yàn)類型中C、T和L分別表示常數(shù)項(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)和滯后階數(shù)，滯后階數(shù)由施瓦茨信息準(zhǔn)則（Schwarzs Bayesian Information Criterion，SBIC）決定。

TAR模型把ρ 分割為ρ1和ρ2來(lái)展現(xiàn)不對(duì)稱性，在TAR協(xié)整檢驗(yàn)中本文用Φ統(tǒng)計(jì)量和tMax統(tǒng)計(jì)量來(lái)檢驗(yàn)國(guó)際價(jià)格和國(guó)內(nèi)價(jià)格不存在協(xié)整關(guān)系的零假設(shè)

根據(jù)Enders和Siklos[12]，Φ統(tǒng)計(jì)量和tMax統(tǒng)計(jì)量的分布依賴于樣本的大小和協(xié)整關(guān)系中變量的多少。正如EG檢驗(yàn)，統(tǒng)計(jì)量的臨界值同樣依賴于動(dòng)態(tài)調(diào)整過(guò)程的特征。

。通常來(lái)講，門限值τ是未知的并且需要與ρ1和ρ2一起被估計(jì)，但是在許多經(jīng)濟(jì)研究中，通常設(shè)置τ=0[12]，本文遵循這一做法，做同樣的零值設(shè)定。檢驗(yàn)結(jié)果顯示（見(jiàn)表2中的第五列和第六列），稻谷、玉米和大豆TAR協(xié)整檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均在5%或10%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，表明以上糧食品種的國(guó)際價(jià)格和國(guó)內(nèi)價(jià)格具有顯著的非對(duì)稱協(xié)整關(guān)系。這種非對(duì)稱性表現(xiàn)在，檢驗(yàn)方程中的ρ2均在5%水平下顯著不為零，而ρ1均不顯著，表明使得偏離長(zhǎng)期均衡的負(fù)向沖擊出現(xiàn)時(shí)，這種偏差將在下一個(gè)月得到糾正，但偏離長(zhǎng)期均衡的正向沖擊出現(xiàn)時(shí)，則沒(méi)有顯著的調(diào)整發(fā)生。

之所以出現(xiàn)上述不同的整合關(guān)系，可能的原因

表2 EG和TAR模型的協(xié)整檢驗(yàn)

注：*和**分別表示在10%和5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，括號(hào)內(nèi)數(shù)據(jù)為t統(tǒng)計(jì)量。

在于不同品種糧食的貿(mào)易依存度的差異。與大豆、玉米和稻谷相比，當(dāng)前中國(guó)小麥進(jìn)口量還處于低水平，因此國(guó)內(nèi)外小麥?zhǔn)袌?chǎng)的整合程度相對(duì)較弱。雖然2011年以后，中國(guó)小麥進(jìn)口量有了大幅提高，2015年進(jìn)口量達(dá)到297萬(wàn)噸，但大豆、玉米和稻谷的進(jìn)口量要相對(duì)高很多。中國(guó)從1996年成為大豆凈進(jìn)口國(guó)以來(lái)，大豆進(jìn)口量從當(dāng)年的111萬(wàn)噸持續(xù)增加到2015年的8169萬(wàn)噸，目前中國(guó)已經(jīng)成為大豆進(jìn)口第一大國(guó)[21]；2010—2015年，玉米進(jìn)口量從157萬(wàn)噸增加到了473萬(wàn)噸；2015年稻谷的進(jìn)口量也達(dá)到了335萬(wàn)噸。

（二）國(guó)內(nèi)外糧價(jià)傳導(dǎo)的期限影響與非對(duì)稱性

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，對(duì)于稻谷、玉米和大豆，國(guó)際價(jià)格和國(guó)內(nèi)價(jià)格之間具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系，而小麥的國(guó)內(nèi)外價(jià)格不存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。從剔除通貨膨脹因素并取自然對(duì)數(shù)的國(guó)內(nèi)和國(guó)際糧價(jià)波動(dòng)趨勢(shì)圖（見(jiàn)圖1）中也能直觀看出這一關(guān)系。

因此，本文分別建立式（6）所示的對(duì)應(yīng)于以上三種糧食品種的門限誤差修正模型?；貧w結(jié)果顯示，稻谷、玉米和大豆對(duì)應(yīng)的國(guó)際價(jià)格向國(guó)內(nèi)價(jià)格傳導(dǎo)的長(zhǎng)期傳導(dǎo)彈性分別為0451、0528和0676，且均在1%的顯著性水平下不為零（見(jiàn)表3的第五列）。即從統(tǒng)計(jì)意義上講，長(zhǎng)期來(lái)看，國(guó)際稻谷價(jià)格變動(dòng)的451%、玉米價(jià)格變動(dòng)的528%、大豆價(jià)格變動(dòng)的676%會(huì)分別傳導(dǎo)到國(guó)內(nèi)的稻谷、玉米和大豆市場(chǎng)。短期來(lái)看，只有稻谷對(duì)應(yīng)的模型中短期傳導(dǎo)彈性顯著不為零，這表明稻谷國(guó)際價(jià)格的變動(dòng)會(huì)迅速傳導(dǎo)到中國(guó)市場(chǎng)，而玉米和大豆國(guó)際價(jià)格的變動(dòng)不會(huì)立刻傳導(dǎo)到國(guó)內(nèi)市場(chǎng)（見(jiàn)表3的第四列）。

回歸結(jié)果還顯示，對(duì)于玉米和大豆，當(dāng)國(guó)際價(jià)格與長(zhǎng)期均衡值的偏差為負(fù)的時(shí)候，即當(dāng)國(guó)際市場(chǎng)價(jià)格下降時(shí)，國(guó)內(nèi)價(jià)格長(zhǎng)期調(diào)整的速度會(huì)更快并且更

（a）稻谷

（b）小麥

（c）玉米

（d）大豆

圖1 國(guó)內(nèi)糧價(jià)和國(guó)際糧價(jià)的波動(dòng)趨勢(shì)

顯著，但當(dāng)偏差為正時(shí)，即當(dāng)國(guó)際市場(chǎng)價(jià)格上升時(shí)，國(guó)內(nèi)價(jià)格長(zhǎng)期調(diào)整速度則不顯著（見(jiàn)表3的第二列和第三列）。因此，對(duì)于正偏差，可能不存在價(jià)格上的調(diào)整，而只有在價(jià)格下降的時(shí)候，偏差才會(huì)縮小。當(dāng)國(guó)際價(jià)格下降時(shí)，國(guó)內(nèi)玉米價(jià)格每月會(huì)糾正35%的偏差，國(guó)內(nèi)大豆價(jià)格每月會(huì)糾正47%的偏差。運(yùn)用半衰期沖擊原理

根據(jù)Persson（2010），半衰期沖擊（half life of a shock ）是衡量一個(gè)偏離均衡的原始離差減少到50%所需要的時(shí)間，其計(jì)算方程為：t=-ln05/ln（1-γ），其中t為糾正50%離差需要的時(shí)間，γ表示調(diào)整速度。

預(yù)測(cè)減少50%偏差的時(shí)間發(fā)現(xiàn)：當(dāng)價(jià)格下降時(shí)，玉米價(jià)格所需要的減少50%偏差的時(shí)長(zhǎng)為201個(gè)月，大豆為151個(gè)月。

（三）國(guó)內(nèi)外糧價(jià)傳導(dǎo)效應(yīng)不同源于作用機(jī)制差異

為何不同方向的價(jià)格沖擊對(duì)國(guó)內(nèi)糧價(jià)傳導(dǎo)效應(yīng)如此不同？對(duì)于不同的糧食品種，國(guó)內(nèi)外價(jià)格的傳導(dǎo)可能存在不同的作用機(jī)制。一般來(lái)看，國(guó)內(nèi)外糧價(jià)波動(dòng)主要通過(guò)貿(mào)易途徑、金融市場(chǎng)和能源渠道等途徑傳導(dǎo)，但貿(mào)易途徑是最基礎(chǔ)的途徑，其他途徑的價(jià)格波動(dòng)最終都將通過(guò)貿(mào)易途徑進(jìn)行傳導(dǎo)[22]。當(dāng)某一糧食品種的國(guó)際價(jià)格上漲時(shí)，通過(guò)進(jìn)口渠道，將會(huì)帶動(dòng)該糧食品種國(guó)內(nèi)價(jià)格的上漲。而這一傳導(dǎo)通常是對(duì)于國(guó)內(nèi)進(jìn)口依存度較高的糧食品種而言的，而且傳導(dǎo)的機(jī)制通常為異地套利。例如，當(dāng)國(guó)際大豆價(jià)格上漲時(shí)，如果國(guó)內(nèi)大豆價(jià)格不變，那么貿(mào)易商將把更多的大豆調(diào)運(yùn)到國(guó)際市場(chǎng)上，并導(dǎo)致國(guó)內(nèi)供給減少，從而進(jìn)一步導(dǎo)致國(guó)內(nèi)大豆價(jià)格上漲[3]。對(duì)于貿(mào)易依存度不高的糧食品種而言，國(guó)內(nèi)外的價(jià)格傳導(dǎo)更多是由不同糧食品種之間的替代因素引起的。例如，國(guó)際玉米價(jià)格的上漲會(huì)通過(guò)貿(mào)易途徑引致中國(guó)玉米價(jià)格的上漲；在國(guó)內(nèi)市場(chǎng)上，玉米價(jià)格的上漲又會(huì)通過(guò)替代消費(fèi)引起國(guó)內(nèi)小麥價(jià)格的上漲。

表3 門限誤差修正模型的回歸結(jié)果

注：**和***分別表示在5%和1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，括號(hào)內(nèi)數(shù)據(jù)為t統(tǒng)計(jì)量。

另外，非對(duì)稱調(diào)整可能是不完美市場(chǎng)的結(jié)果，價(jià)格支持政策在國(guó)際糧價(jià)向國(guó)內(nèi)糧食市場(chǎng)的傳導(dǎo)中以不同的方式起著重要作用，而這種作用可能是正向的，也可能是負(fù)向的。Jongwanich和Park[23]對(duì)國(guó)際食物和石油價(jià)格向國(guó)內(nèi)價(jià)格傳導(dǎo)的計(jì)量研究表明，在很多國(guó)家補(bǔ)貼政策限制了這種傳導(dǎo)效應(yīng)。更重要的是，價(jià)格支持政策會(huì)隱含一個(gè)門檻價(jià)格（Threshold Price）或者最低價(jià)格，而只有高于這個(gè)價(jià)格，兩個(gè)市場(chǎng)的傳導(dǎo)才能發(fā)生。也就是說(shuō)，價(jià)格朝著長(zhǎng)期均衡的移動(dòng)并不是隨時(shí)都能發(fā)生，而只有當(dāng)前價(jià)格與均衡價(jià)格的離差超過(guò)一個(gè)特定的門檻值時(shí)，移動(dòng)才會(huì)發(fā)生。中國(guó)糧價(jià)形成過(guò)程中，糧價(jià)支持政策可能是門檻效應(yīng)存在的制度基礎(chǔ)。

中國(guó)分別從2004年、2006年和2008年開始對(duì)稻谷、小麥和玉米實(shí)行托市收購(gòu)政策，國(guó)家托市收購(gòu)政策巨大的收儲(chǔ)能力和規(guī)模使其在穩(wěn)定國(guó)內(nèi)糧食現(xiàn)貨市場(chǎng)價(jià)格方面發(fā)揮了顯著作用。而對(duì)非主糧作物（大豆）的價(jià)格支持政策實(shí)施時(shí)間相對(duì)較短，區(qū)域相對(duì)集中、效果相對(duì)有限，加上國(guó)內(nèi)大豆較低的自給率，使得大豆的市場(chǎng)價(jià)格的形成主要取決于市場(chǎng)供需關(guān)系和國(guó)際市場(chǎng)價(jià)格走勢(shì)。這也就解釋了上文大豆的長(zhǎng)期傳導(dǎo)系數(shù)最大的結(jié)論。也就是說(shuō)，對(duì)于國(guó)內(nèi)價(jià)格支持力度小的糧食品種，國(guó)內(nèi)外價(jià)格傳導(dǎo)性較強(qiáng)；對(duì)于支持力度較大的糧食品種，國(guó)內(nèi)外價(jià)格傳導(dǎo)性較差。2016年，國(guó)家調(diào)整玉米臨時(shí)收儲(chǔ)政策為“市場(chǎng)化收購(gòu)”加“補(bǔ)貼”的新機(jī)制，減少對(duì)玉米價(jià)格形成中的政策干預(yù)。在此背景下，國(guó)內(nèi)外玉米價(jià)格價(jià)差

國(guó)內(nèi)價(jià)格為東北2等黃玉米運(yùn)到廣州黃埔港的平倉(cāng)價(jià)，國(guó)際價(jià)格為美國(guó)墨西哥灣2號(hào)黃玉米運(yùn)到黃埔港的到岸稅后價(jià)。

大幅縮小，從2016年1月的062元/千克降到12月的006元/千克，進(jìn)一步論證了上述結(jié)論。

五、 研究結(jié)論與政策啟示

本文利用1998—2015年稻谷、小麥、玉米和大豆的月度價(jià)格數(shù)據(jù)，借助門限自回歸模型研究了國(guó)內(nèi)外糧價(jià)非對(duì)稱性傳導(dǎo)關(guān)系。研究表明：第一，稻谷、玉米和大豆的國(guó)內(nèi)外價(jià)格具有非對(duì)稱的協(xié)整關(guān)系，但沒(méi)有證據(jù)表明小麥的國(guó)內(nèi)外價(jià)格存在長(zhǎng)期關(guān)系；第二，長(zhǎng)期來(lái)看，國(guó)際稻谷價(jià)格變動(dòng)的451%、玉米價(jià)格變動(dòng)的528%、大豆價(jià)格變動(dòng)的676%會(huì)分別傳導(dǎo)到國(guó)內(nèi)的稻谷、玉米和大豆市場(chǎng)；第三，短期內(nèi)只有稻谷的國(guó)際價(jià)格的變動(dòng)會(huì)迅速傳導(dǎo)到國(guó)內(nèi)市場(chǎng)；第四，當(dāng)國(guó)際價(jià)格下降時(shí)，國(guó)內(nèi)玉米和大豆價(jià)格將每月糾正35%偏差和47%的偏差，但當(dāng)國(guó)際價(jià)格上升時(shí)它們的長(zhǎng)期調(diào)整速度則不顯著。

根據(jù)以上分析結(jié)果，一個(gè)明顯并且重要的問(wèn)題浮現(xiàn)出來(lái)：中國(guó)應(yīng)如何在開放條件下降低國(guó)內(nèi)糧價(jià)的大幅波動(dòng)以及國(guó)際糧價(jià)波動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)糧食市場(chǎng)的影響？當(dāng)然，這不是國(guó)內(nèi)糧食完全自給所能解決的。Minot[10]指出，大宗食物的自給自足雖然可以降低國(guó)際市場(chǎng)價(jià)格變動(dòng)帶來(lái)的影響，但是會(huì)加大國(guó)內(nèi)供給沖擊帶來(lái)的價(jià)格變動(dòng)。因此，在國(guó)內(nèi)資源與環(huán)境的雙重約束下，中國(guó)應(yīng)在充分利用“兩種資源、兩個(gè)市場(chǎng)”的同時(shí)在價(jià)格、成本和品質(zhì)方面不斷提高國(guó)內(nèi)糧食產(chǎn)業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力，從而減少國(guó)際糧食市場(chǎng)的影響。

第一，改革糧食價(jià)格支持政策，提高國(guó)內(nèi)糧食價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)力。如何堅(jiān)持市場(chǎng)配置資源的情況下有效地進(jìn)行宏觀調(diào)控，是中國(guó)糧食價(jià)格體制改革的核心所在[24]。充分發(fā)揮市場(chǎng)在糧價(jià)形成中的重要作用，同時(shí)以“價(jià)補(bǔ)分離”的原則對(duì)種糧農(nóng)戶進(jìn)行補(bǔ)貼，從而緩解國(guó)內(nèi)外糧價(jià)倒掛及“國(guó)外糧食入市、國(guó)內(nèi)糧食入庫(kù)”的局面。第二，加強(qiáng)農(nóng)業(yè)一般服務(wù)支持，提高國(guó)內(nèi)糧食成本競(jìng)爭(zhēng)力。在農(nóng)業(yè)支持政策方面，可以從“黃箱政策”的農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼為主轉(zhuǎn)向“綠箱政策”的農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施補(bǔ)貼為主，以農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的完善來(lái)降低糧食生產(chǎn)成本。第三，促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展，提高國(guó)內(nèi)糧食的品質(zhì)競(jìng)爭(zhēng)力。大力發(fā)展有機(jī)農(nóng)業(yè)和生態(tài)農(nóng)業(yè)，在糧食生產(chǎn)領(lǐng)域分階段、分品種、分區(qū)域推進(jìn)化肥和農(nóng)藥使用從零增長(zhǎng)逐步向減量使用轉(zhuǎn)變，提高糧食生產(chǎn)質(zhì)量安全標(biāo)準(zhǔn)水平和監(jiān)督力度，逐步提高消費(fèi)者對(duì)國(guó)內(nèi)糧食產(chǎn)品的消費(fèi)信心和意愿。

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責(zé)任編輯、 校對(duì)： 高原