摘要：本文利用1998—2015年月度價格數(shù)據(jù)，借助門限自回歸模型研究了國內(nèi)外糧價的非對稱性傳導(dǎo)關(guān)系。研究表明：稻谷、玉米和大豆的國內(nèi)外價格具有非對稱協(xié)整關(guān)系；長期來看，國際稻谷價格變動的451%、玉米價格變動的528%、大豆價格變動的676%會分別傳導(dǎo)到國內(nèi)市場，但短期內(nèi)只有稻谷國際價格的變動會迅速傳導(dǎo)到國內(nèi)市場。價格傳遞具有非對稱性，當(dāng)國際價格下降時，減少50%偏差玉米和大豆分別需要201個月和151個月，但價格上升時長期調(diào)整速度則不顯著。為了降低國內(nèi)糧價波動及國際市場的影響，需要從價格、成本及品質(zhì)等方面不斷提高國內(nèi)糧食產(chǎn)業(yè)競爭力。

關(guān)鍵詞：糧食市場；價格傳導(dǎo)；非對稱性；門限自回歸模型

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1002-2848-2018（02）-0078-07

一、 引 言

中國加入世界貿(mào)易組織以來，國內(nèi)市場和國際市場不斷接軌，農(nóng)業(yè)對外開放程度逐步加深，糧食進(jìn)口規(guī)?？焖僭鲩L。2002—2015年，中國糧食進(jìn)口量從1417萬噸增加到125億噸，年均增長182%。隨著中國糧食市場國際化程度的提高，國際糧價波動對國內(nèi)糧食市場的影響也逐漸凸顯。國際糧價在2007—2008年的全球糧食危機期間顯著上漲，同期中國糧價尤其是大豆價格也呈現(xiàn)出大幅上漲態(tài)勢。但2014年以來，國際糧價大幅下滑的同時中國糧食市場卻保持相對平穩(wěn)。這意味著國際糧價對國內(nèi)糧價的傳導(dǎo)①可能存在非對稱效應(yīng)和階段性差異。

已有大量文獻(xiàn)表明，國際糧價波動最終會傳導(dǎo)到國內(nèi)糧食市場[1-5]。但國際糧價波動是如何傳導(dǎo)到國內(nèi)糧食市場的，國際糧價上漲和下降對國內(nèi)糧食市場的傳導(dǎo)程度是否對稱，當(dāng)前研究并沒有確定性的經(jīng)驗證據(jù)。在中國糧食市場開放程度不斷提高的語境下，回答上述問題顯得更加迫切。基于此，本文利用1998—2015年稻谷、小麥、玉米、大豆的月度價格數(shù)據(jù)，對國際糧價對國內(nèi)糧價的傳導(dǎo)效應(yīng)進(jìn)行實證分析，以期為中國糧食價格調(diào)控政策的調(diào)整提供經(jīng)驗證據(jù)和決策參考。

二、 文獻(xiàn)回顧

2006年以來國內(nèi)外糧價出現(xiàn)大幅波動。糧價波動到底因何而起，相關(guān)因素如何影響價格波動？有學(xué)者認(rèn)為，糧價波動與特定國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展及政策息息相關(guān)。黃季焜等[6]認(rèn)為，2006—2008年國內(nèi)外糧價大幅上漲主要是中國和印度等發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)快速增長導(dǎo)致對糧食需求的快速增長、全球氣候的變化導(dǎo)致糧食產(chǎn)量下降、全球能源價格的上漲、一些國家采取的貿(mào)易限制政策以及狂熱的市場投機等因素造成的。也有學(xué)者認(rèn)為，一國糧價變動可能受國際農(nóng)產(chǎn)品價格波動的影響。如王孝松和謝申祥[4]指出，造成中國農(nóng)產(chǎn)品價格上漲的原因既包括經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人口增長等長期因素，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，更不能忽視的是國際農(nóng)產(chǎn)品波動和上漲的影響。也有學(xué)者認(rèn)為，農(nóng)產(chǎn)品價格波動可能是匯率變動引起的。Loening等[7]研究表明，在長期內(nèi)匯率和國際市場價格會對國內(nèi)糧價產(chǎn)生影響，但在中短時期內(nèi)糧食供給和通貨膨脹慣性會起主要作用。這些研究分析了影響國內(nèi)外糧價變動的重要因素，但對國內(nèi)外價格的傳導(dǎo)機制和影響程度，沒有提供直接的證據(jù)。

國際糧價如何影響國內(nèi)價格，長期和短期是否有別？從方法論上，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要利用協(xié)整分析檢驗兩個市場是否具有長期整合關(guān)系，利用誤差修正模型（ECM）檢驗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）兩步法來檢驗時間序列的平穩(wěn)性和協(xié)整關(guān)系。但正如很多學(xué)者指出的那樣，EG檢驗以線性調(diào)整機制為假設(shè)[12]，對非對稱性沖擊的檢驗?zāi)芰^弱。在國際價格波動向國內(nèi)價格傳導(dǎo)的過程中，價格上漲的正向沖擊和價格下降的負(fù)向沖擊，恰恰可能以不同的速度傳導(dǎo)，同時帶來非對稱性影響。Ender和Granger[13]基于非線性和非對稱性假設(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)品價格的空間傳導(dǎo)領(lǐng)域[14-16]。

國內(nèi)對國內(nèi)外糧食市場整合的研究起步較晚，相對較早的文獻(xiàn)有萬廣華等[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，國內(nèi)外糧食市場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，無論從長期整合還是短期波動的角度，國際糧價的波動都會在很大程度上傳導(dǎo)到中國，而且小麥和大米的價格輸入是通過大豆和玉米的間接貿(mào)易實現(xiàn)的。高帆和龔芳[18]認(rèn)為，貿(mào)易傳導(dǎo)和信息誘發(fā)是國際糧價影響國內(nèi)糧價的兩種基本方式，且國內(nèi)外糧價存在1～5個月的傳導(dǎo)時滯。也有研究發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)外糧食市場仍存在一定程度的市場分割，價格傳導(dǎo)并非那么顯著。潘蘇和熊啟泉[19]的研究卻表明，長期內(nèi)國內(nèi)外糧食市場的整合度不高，價格傳遞不完全，短期內(nèi)國際糧價對國內(nèi)糧價影響較小，雖然國際價格對國內(nèi)價格變動的貢獻(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：因全球共性因素影響，出現(xiàn)國內(nèi)外糧價一致性波動情形是大概率事件。只要國內(nèi)外糧食市場聯(lián)通和開放，國外糧價對國內(nèi)糧價必然存在影響，但因糧食種類不同或時間跨度長短不同，影響程度可能不同。這些研究無疑提供了重要的研究基礎(chǔ)和線索?；诖?，本文在考察國際糧價對國內(nèi)糧價的短期和長期影響的基礎(chǔ)上進(jìn)一步分析國際糧價上升和下降對國內(nèi)糧價的非對稱性影響，以及這種非對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

時間序列研究的一個重要進(jìn)展是考察變量的非線性調(diào)整機制。大量研究表明主要的宏觀經(jīng)濟(jì)變量，隨著經(jīng)濟(jì)周期的變動表現(xiàn)出非對稱性調(diào)整[12]。門限自回歸（TAR）模型作為研究非對稱性的非線性模型，經(jīng)過眾多學(xué)者的研究拓展，現(xiàn)已經(jīng)成為一種比較成熟的計量模型。為了更準(zhǔn)確地研究國內(nèi)外糧價的傳導(dǎo)關(guān)系，本文參考Enders和Granger[13]提出的允許相對長期均衡有不對稱性調(diào)整的門限協(xié)整檢驗來研究兩個相關(guān)市場的長期整合關(guān)系，并進(jìn)一步采用具有門限調(diào)整（Threshold Adjustment）的誤差修正模型來分析糧食價格的短期調(diào)整。

首先檢驗稻谷、小麥、玉米和大豆價格序列的平穩(wěn)性，如果糧價序列平穩(wěn)但存在一階單整過程，則采用門限自回歸模型檢驗國內(nèi)外價格之間的協(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分析國內(nèi)外糧價的長期和短期的價格傳導(dǎo)關(guān)系。國際價格和國內(nèi)價格的長期關(guān)系如下：

lnpdt=α+βlnpwt+μt（1）

式中，pdt 和pwt 代表t時期的國內(nèi)價格指數(shù)和國際價格指數(shù)，α是常數(shù)項，β是長期價格傳導(dǎo)系數(shù)，μt是誤差項，且可能存在序列相關(guān)。

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

Δμt=ρμt-1+ωt（2）

Enders和Siklos[12]指出，如果存在不對稱調(diào)整，那么EG協(xié)整檢驗方法及該方法的拓展就會出現(xiàn)誤差。利用非對稱調(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)整是對稱的，EG檢驗即為式（3）和式（4）的特例。如果 ωt不是一個白噪聲過程，則式（3）由帶Δμt滯后項的式（5）代替。Enders和Siklos[12]認(rèn)為可以用以下兩個統(tǒng)計量來檢驗無協(xié)整關(guān)系的零假設(shè)：一個是Φ統(tǒng)計量（原假設(shè)為ρ1=ρ2=0），是F檢驗；另一個是tMax統(tǒng)計量，是ρ1=0和ρ2=0檢驗中較大的t統(tǒng)計量。

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

如果兩組價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，也是式（1）預(yù)期殘差的一個滯后項。γ1和γ2解釋了長期調(diào)整的速度，γ1為當(dāng)μt-1與長期均衡值之間的離差為正時的調(diào)整速度，γ2為離差為負(fù)時的調(diào)整速度。π為短期傳導(dǎo)彈性

價格傳導(dǎo)彈性（Price Transmission Elasticity）是衡量國際市場向國內(nèi)市場傳導(dǎo)程度的一個綜合指標(biāo)，它反映了包括交易成本、交易主體的市場勢力以及政策變動等眾多因素的綜合影響。

，指國內(nèi)價格lnpdt 對于國際價格lnpwt 短期波動而進(jìn)行的調(diào)整程度。為了確保t是白噪聲過程，需要把lnpdt 和lnpwt 滯后項放入門限誤差修正模型中。

（二）數(shù)據(jù)來源和處理方法

本文所用數(shù)據(jù)為1998—2015年國際市場和國內(nèi)市場中稻谷、小麥、玉米和大豆的月度價格數(shù)據(jù)。其中，國際糧價和居民消費價格指數(shù)（CPI）來自國際貨幣基金組織（IMF）數(shù)據(jù)庫，國際糧價為國際市場上的代表性價格，即稻谷價格為泰國5%破碎率的白大米價格，小麥價格為美國堪薩斯城交易所1號硬紅冬小麥期貨價格，玉米價格為美國墨西哥灣2號黃玉米離岸價格，大豆價格為美國芝加哥期貨交易所2號黃豆期貨合約價格。國內(nèi)糧價為集貿(mào)市場價格，來源于《中國農(nóng)產(chǎn)品價格調(diào)查年鑒》。其中，稻谷價格為秈稻價格與粳稻價格的算術(shù)平均值，國內(nèi)CPI數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局。

為保證數(shù)據(jù)的有效性，本文進(jìn)行如下處理：首先，將國內(nèi)外糧價數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為以1998年1月為100的定基指數(shù)。本文考察的是國際糧價和國內(nèi)糧價變化趨勢的關(guān)聯(lián)性，因此轉(zhuǎn)化為定基數(shù)據(jù)后不會影響分析結(jié)果。其次，為了剔除通貨膨脹對糧價的影響，分別用國內(nèi)CPI和國際CPI數(shù)據(jù)來平減國內(nèi)糧價和國際糧價。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)確地反映價格波動趨勢，對CPI平減后的價格指數(shù)取自然對數(shù)。

四、 實證結(jié)果分析

（一）國內(nèi)外糧價的長期整合關(guān)系分析

為了避免出現(xiàn)偽回歸，在進(jìn)行實證分析之前，本文對國內(nèi)糧價和國際糧價序列做平穩(wěn)性檢驗。ADF檢驗結(jié)果顯示（見表1），國內(nèi)和國際的稻谷、小麥、玉米和大豆價格序列都是不平穩(wěn)的，但它們的一階差分在1%的顯著性水平上是平穩(wěn)的，即所有國內(nèi)和國際糧食品種的價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)整檢驗和TAR模型的協(xié)整檢驗，且表示滯后階數(shù)的p取值為2。EG檢驗結(jié)果顯示（見表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)，即玉米和大豆的國內(nèi)外價格之間具有顯著的長期整合關(guān)系

市場整合是某一市場價格變化對另一市場價格變化的影響程度。完全整合的市場間一般存在一個穩(wěn)定的價差，而且其中一個市場的價格變化會引起其他市場上的價格在同一方向上相同幅度的變化，對于完全整合的市場，其產(chǎn)品價差主要取決于市場間的運輸費用[20]。

，并沒有證據(jù)表明稻谷和小麥的國內(nèi)外價格之間存在顯著的長期整合關(guān)系。

表1 國內(nèi)糧價和國際糧價序列平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

注：（1）表格中的數(shù)據(jù)為單位根檢驗統(tǒng)計量的值；（2）***表示在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)；（3）檢驗類型中C、T和L分別表示常數(shù)項、趨勢項和滯后階數(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來展現(xiàn)不對稱性，在TAR協(xié)整檢驗中本文用Φ統(tǒng)計量和tMax統(tǒng)計量來檢驗國際價格和國內(nèi)價格不存在協(xié)整關(guān)系的零假設(shè)

根據(jù)Enders和Siklos[12]，Φ統(tǒng)計量和tMax統(tǒng)計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，統(tǒng)計量的臨界值同樣依賴于動態(tài)調(diào)整過程的特征。

。通常來講，門限值τ是未知的并且需要與ρ1和ρ2一起被估計，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。檢驗結(jié)果顯示（見表2中的第五列和第六列），稻谷、玉米和大豆TAR協(xié)整檢驗統(tǒng)計量均在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際價格和國內(nèi)價格具有顯著的非對稱協(xié)整關(guān)系。這種非對稱性表現(xiàn)在，檢驗方程中的ρ2均在5%水平下顯著不為零，而ρ1均不顯著，表明使得偏離長期均衡的負(fù)向沖擊出現(xiàn)時，這種偏差將在下一個月得到糾正，但偏離長期均衡的正向沖擊出現(xiàn)時，則沒有顯著的調(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

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

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)前中國小麥進(jìn)口量還處于低水平，因此國內(nèi)外小麥?zhǔn)袌龅恼铣潭认鄬^弱。雖然2011年以后，中國小麥進(jìn)口量有了大幅提高，2015年進(jìn)口量達(dá)到297萬噸，但大豆、玉米和稻谷的進(jìn)口量要相對高很多。中國從1996年成為大豆凈進(jìn)口國以來，大豆進(jìn)口量從當(dāng)年的111萬噸持續(xù)增加到2015年的8169萬噸，目前中國已經(jīng)成為大豆進(jìn)口第一大國[21]；2010—2015年，玉米進(jìn)口量從157萬噸增加到了473萬噸；2015年稻谷的進(jìn)口量也達(dá)到了335萬噸。

（二）國內(nèi)外糧價傳導(dǎo)的期限影響與非對稱性

協(xié)整檢驗結(jié)果表明，對于稻谷、玉米和大豆，國際價格和國內(nèi)價格之間具有長期均衡關(guān)系，而小麥的國內(nèi)外價格不存在長期均衡關(guān)系。從剔除通貨膨脹因素并取自然對數(shù)的國內(nèi)和國際糧價波動趨勢圖（見圖1）中也能直觀看出這一關(guān)系。

因此，本文分別建立式（6）所示的對應(yīng)于以上三種糧食品種的門限誤差修正模型。回歸結(jié)果顯示，稻谷、玉米和大豆對應(yīng)的國際價格向國內(nèi)價格傳導(dǎo)的長期傳導(dǎo)彈性分別為0451、0528和0676，且均在1%的顯著性水平下不為零（見表3的第五列）。即從統(tǒng)計意義上講，長期來看，國際稻谷價格變動的451%、玉米價格變動的528%、大豆價格變動的676%會分別傳導(dǎo)到國內(nèi)的稻谷、玉米和大豆市場。短期來看，只有稻谷對應(yīng)的模型中短期傳導(dǎo)彈性顯著不為零，這表明稻谷國際價格的變動會迅速傳導(dǎo)到中國市場，而玉米和大豆國際價格的變動不會立刻傳導(dǎo)到國內(nèi)市場（見表3的第四列）。

回歸結(jié)果還顯示，對于玉米和大豆，當(dāng)國際價格與長期均衡值的偏差為負(fù)的時候，即當(dāng)國際市場價格下降時，國內(nèi)價格長期調(diào)整的速度會更快并且更

（a）稻谷

（b）小麥

（c）玉米

（d）大豆

圖1 國內(nèi)糧價和國際糧價的波動趨勢

顯著，但當(dāng)偏差為正時，即當(dāng)國際市場價格上升時，國內(nèi)價格長期調(diào)整速度則不顯著（見表3的第二列和第三列）。因此，對于正偏差，可能不存在價格上的調(diào)整，而只有在價格下降的時候，偏差才會縮小。當(dāng)國際價格下降時，國內(nèi)玉米價格每月會糾正35%的偏差，國內(nèi)大豆價格每月會糾正47%的偏差。運用半衰期沖擊原理

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

預(yù)測減少50%偏差的時間發(fā)現(xiàn)：當(dāng)價格下降時，玉米價格所需要的減少50%偏差的時長為201個月，大豆為151個月。

（三）國內(nèi)外糧價傳導(dǎo)效應(yīng)不同源于作用機制差異

為何不同方向的價格沖擊對國內(nèi)糧價傳導(dǎo)效應(yīng)如此不同？對于不同的糧食品種，國內(nèi)外價格的傳導(dǎo)可能存在不同的作用機制。一般來看，國內(nèi)外糧價波動主要通過貿(mào)易途徑、金融市場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，其他途徑的價格波動最終都將通過貿(mào)易途徑進(jìn)行傳導(dǎo)[22]。當(dāng)某一糧食品種的國際價格上漲時，通過進(jìn)口渠道，將會帶動該糧食品種國內(nèi)價格的上漲。而這一傳導(dǎo)通常是對于國內(nèi)進(jìn)口依存度較高的糧食品種而言的，而且傳導(dǎo)的機制通常為異地套利。例如，當(dāng)國際大豆價格上漲時，如果國內(nèi)大豆價格不變，那么貿(mào)易商將把更多的大豆調(diào)運到國際市場上，并導(dǎo)致國內(nèi)供給減少，從而進(jìn)一步導(dǎo)致國內(nèi)大豆價格上漲[3]。對于貿(mào)易依存度不高的糧食品種而言，國內(nèi)外的價格傳導(dǎo)更多是由不同糧食品種之間的替代因素引起的。例如，國際玉米價格的上漲會通過貿(mào)易途徑引致中國玉米價格的上漲；在國內(nèi)市場上，玉米價格的上漲又會通過替代消費引起國內(nèi)小麥價格的上漲。

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)，括號內(nèi)數(shù)據(jù)為t統(tǒng)計量。

另外，非對稱調(diào)整可能是不完美市場的結(jié)果，價格支持政策在國際糧價向國內(nèi)糧食市場的傳導(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]對國際食物和石油價格向國內(nèi)價格傳導(dǎo)的計量研究表明，在很多國家補貼政策限制了這種傳導(dǎo)效應(yīng)。更重要的是，價格支持政策會隱含一個門檻價格（Threshold Price）或者最低價格，而只有高于這個價格，兩個市場的傳導(dǎo)才能發(fā)生。也就是說，價格朝著長期均衡的移動并不是隨時都能發(fā)生，而只有當(dāng)前價格與均衡價格的離差超過一個特定的門檻值時，移動才會發(fā)生。中國糧價形成過程中，糧價支持政策可能是門檻效應(yīng)存在的制度基礎(chǔ)。

中國分別從2004年、2006年和2008年開始對稻谷、小麥和玉米實行托市收購政策，國家托市收購政策巨大的收儲能力和規(guī)模使其在穩(wěn)定國內(nèi)糧食現(xiàn)貨市場價格方面發(fā)揮了顯著作用。而對非主糧作物（大豆）的價格支持政策實施時間相對較短，區(qū)域相對集中、效果相對有限，加上國內(nèi)大豆較低的自給率，使得大豆的市場價格的形成主要取決于市場供需關(guān)系和國際市場價格走勢。這也就解釋了上文大豆的長期傳導(dǎo)系數(shù)最大的結(jié)論。也就是說，對于國內(nèi)價格支持力度小的糧食品種，國內(nèi)外價格傳導(dǎo)性較強；對于支持力度較大的糧食品種，國內(nèi)外價格傳導(dǎo)性較差。2016年，國家調(diào)整玉米臨時收儲政策為“市場化收購”加“補貼”的新機制，減少對玉米價格形成中的政策干預(yù)。在此背景下，國內(nèi)外玉米價格價差

國內(nèi)價格為東北2等黃玉米運到廣州黃埔港的平倉價，國際價格為美國墨西哥灣2號黃玉米運到黃埔港的到岸稅后價。

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格數(shù)據(jù)，借助門限自回歸模型研究了國內(nèi)外糧價非對稱性傳導(dǎo)關(guān)系。研究表明：第一，稻谷、玉米和大豆的國內(nèi)外價格具有非對稱的協(xié)整關(guān)系，但沒有證據(jù)表明小麥的國內(nèi)外價格存在長期關(guān)系；第二，長期來看，國際稻谷價格變動的451%、玉米價格變動的528%、大豆價格變動的676%會分別傳導(dǎo)到國內(nèi)的稻谷、玉米和大豆市場；第三，短期內(nèi)只有稻谷的國際價格的變動會迅速傳導(dǎo)到國內(nèi)市場；第四，當(dāng)國際價格下降時，國內(nèi)玉米和大豆價格將每月糾正35%偏差和47%的偏差，但當(dāng)國際價格上升時它們的長期調(diào)整速度則不顯著。

根據(jù)以上分析結(jié)果，一個明顯并且重要的問題浮現(xiàn)出來：中國應(yīng)如何在開放條件下降低國內(nèi)糧價的大幅波動以及國際糧價波動對國內(nèi)糧食市場的影響？當(dāng)然，這不是國內(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際市場價格變動帶來的影響，但是會加大國內(nèi)供給沖擊帶來的價格變動。因此，在國內(nèi)資源與環(huán)境的雙重約束下，中國應(yīng)在充分利用“兩種資源、兩個市場”的同時在價格、成本和品質(zhì)方面不斷提高國內(nèi)糧食產(chǎn)業(yè)的競爭力，從而減少國際糧食市場的影響。

第一，改革糧食價格支持政策，提高國內(nèi)糧食價格競爭力。如何堅持市場配置資源的情況下有效地進(jìn)行宏觀調(diào)控，是中國糧食價格體制改革的核心所在[24]。充分發(fā)揮市場在糧價形成中的重要作用，同時以“價補分離”的原則對種糧農(nóng)戶進(jìn)行補貼，從而緩解國內(nèi)外糧價倒掛及“國外糧食入市、國內(nèi)糧食入庫”的局面。第二，加強農(nóng)業(yè)一般服務(wù)支持，提高國內(nèi)糧食成本競爭力。在農(nóng)業(yè)支持政策方面，可以從“黃箱政策”的農(nóng)業(yè)直接補貼為主轉(zhuǎn)向“綠箱政策”的農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施補貼為主，以農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的完善來降低糧食生產(chǎn)成本。第三，促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展，提高國內(nèi)糧食的品質(zhì)競爭力。大力發(fā)展有機農(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，逐步提高消費者對國內(nèi)糧食產(chǎn)品的消費信心和意愿。

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責(zé)任編輯、 校對： 高原