黃毅

摘要：通過(guò)構(gòu)建數(shù)理模型，利用2003～2013年共132個(gè)月度數(shù)據(jù)驗(yàn)證世界能源價(jià)格與世界大米、小麥價(jià)格關(guān)系，結(jié)果表明：能源價(jià)格對(duì)大米、小麥價(jià)格具有長(zhǎng)期與短期影響，對(duì)大米長(zhǎng)期影響較大，短期影響較小；對(duì)小麥長(zhǎng)期影響較小，短期影響較大。最后使用28個(gè)國(guó)家2003～2010年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)測(cè)算，結(jié)果表明能源價(jià)格對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度不同國(guó)家的糧價(jià)影響不同：對(duì)發(fā)展中國(guó)家，當(dāng)期影響是正相關(guān)，滯后期影響是負(fù)相關(guān)，加入控制變量后，影響表現(xiàn)為當(dāng)期性；對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家而言，能源對(duì)糧價(jià)的影響僅表現(xiàn)為當(dāng)期性。

關(guān)鍵詞：世界能源價(jià)格；糧食價(jià)格；模型

DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2015.03.13

中圖分類(lèi)號(hào)：F316 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1001-8409（2015）03-0059-05

據(jù)世界銀行《糧食價(jià)格觀察》2013年第一季度報(bào)告顯示，2012年10月至2013年2月，世界主要糧食價(jià)格均出現(xiàn)較大幅度增長(zhǎng)，其中，小麥價(jià)格上漲15%，玉米價(jià)格上漲8%，大米價(jià)格上漲5%。從地域上看，小麥價(jià)格在東歐、南美和南亞地區(qū)漲幅均超過(guò)10%；玉米價(jià)格在非洲部分地區(qū)漲幅較大，其中，馬拉維玉米價(jià)格環(huán)比漲幅達(dá)43%，贊比亞、烏干達(dá)玉米價(jià)格環(huán)比漲幅超過(guò)20%；大米價(jià)格在南亞地區(qū)出現(xiàn)較大環(huán)比漲幅，其中，印度大米價(jià)格環(huán)比上漲約10%；德國(guó)2012年糧食價(jià)格較2011年上漲了25%～35%。

從中國(guó)情況看，據(jù)2013年國(guó)家統(tǒng)計(jì)局監(jiān)測(cè)，1月全國(guó)25個(gè)糧食主產(chǎn)省（區(qū)、市）糧食企業(yè)小麥、稻谷、玉米三種糧食加權(quán)平均收購(gòu)價(jià)格比上月上漲115%；主產(chǎn)區(qū)和36個(gè)大中城市大米、面粉平均出廠價(jià)格上漲110%；36個(gè)大中城市大米、面粉平均零售價(jià)格上漲002元。若以1978年為基期考察1978～2012年人口和糧食產(chǎn)量增長(zhǎng)速度之間的關(guān)系，糧食產(chǎn)量年均增長(zhǎng)速度（275% ）高于人口年均增長(zhǎng)速度（118% ）?？梢?jiàn)，我國(guó)糧食產(chǎn)量增速大于糧食需求量增速以及人口增速，但我國(guó)的糧食價(jià)格卻連續(xù)上漲。未來(lái)10年，隨著人口的增長(zhǎng)、居民食物結(jié)構(gòu)的改善以及現(xiàn)代食品工業(yè)的振興和飼料工業(yè)的擴(kuò)大，中國(guó)糧食需求量預(yù)計(jì)每年需增加400萬(wàn)噸。

世界能源價(jià)格自1990年以來(lái)保持上漲趨勢(shì)，至2010年國(guó)際原油價(jià)格已經(jīng)上漲了3倍之多，到2012年國(guó)際油價(jià)年平均價(jià)格達(dá)到100美元/每桶左右，未來(lái)世界糧價(jià)仍存在上漲壓力，其原因主要是產(chǎn)油國(guó)動(dòng)蕩不安導(dǎo)致油價(jià)上揚(yáng)，這可能導(dǎo)致生物燃料需求的增加，使糧食作物轉(zhuǎn)變?yōu)槿剂献魑铩Ｒ虼?，有必要?duì)世界能源價(jià)格和糧食價(jià)格的關(guān)系進(jìn)行分析研究。

1文獻(xiàn)評(píng)述

以往，石油價(jià)格的上漲只能通過(guò)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本的上升傳導(dǎo)到糧食價(jià)格上，而由于生物燃料生產(chǎn)規(guī)模的迅速擴(kuò)大，當(dāng)前糧食價(jià)格與石油價(jià)格出現(xiàn)了明顯的比價(jià)關(guān)系[1]。Gohin 和 Chantret運(yùn)用 CGE 模型對(duì)世界糧食價(jià)格與石油價(jià)格之間的長(zhǎng)期關(guān)系進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)石油價(jià)格對(duì)糧食價(jià)格存在成本推動(dòng)效應(yīng)[2]。近年來(lái)全球能源價(jià)格的大幅上漲、生物質(zhì)液體燃料的擴(kuò)張、市場(chǎng)投機(jī)及一些國(guó)家所采取的貿(mào)易限制政策等因素是導(dǎo)致近年來(lái)糧食價(jià)格大幅上漲的主要原因[3]。一些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)糧食價(jià)格上漲與國(guó)際能源價(jià)格上漲相關(guān)性很高[4～6]。但也有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)兩者之間并不存在因果關(guān)系[7～9]，主要原因在于糧食價(jià)格保護(hù)政策及政府干預(yù)行為一定程度上影響與扭曲了糧價(jià)波動(dòng)[10]。

上述文獻(xiàn)針對(duì)能源價(jià)格與糧食價(jià)格關(guān)系進(jìn)行了深入分析，雖然存在一定的爭(zhēng)議，但多數(shù)學(xué)者認(rèn)為能源價(jià)格對(duì)糧價(jià)具有拉動(dòng)作用。不過(guò)，這些研究多為理論分析與比較靜態(tài)分析，而且多為時(shí)間序列的數(shù)據(jù)比較與論證，在論證上，多數(shù)學(xué)者是使用一個(gè)國(guó)家的時(shí)間序列數(shù)據(jù)（即月度數(shù)據(jù)或年度數(shù)據(jù)）或者單個(gè)糧食品種來(lái)驗(yàn)證能源與糧價(jià)之間的關(guān)系，這種關(guān)系是建立在兩者存在相關(guān)性的假設(shè)條件之上，沒(méi)有證據(jù)顯示能源與糧價(jià)二者之間在所有國(guó)家都存在相關(guān)性，在發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家，二者之間的這種假設(shè)是否都成立？即使成立，這種影響程度如何？鑒于此，本文在借鑒已有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，構(gòu)建數(shù)理模型，運(yùn)用2003～2013年共132個(gè)月度數(shù)據(jù)驗(yàn)證能源價(jià)格與糧食價(jià)格的關(guān)系，最后對(duì)28個(gè)國(guó)家2003～2010年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行測(cè)算，檢驗(yàn)?zāi)茉磧r(jià)格對(duì)糧價(jià)影響在不同國(guó)家是否存在差別。

2理論分析

無(wú)論是市場(chǎng)機(jī)制的完善，還是政府部門(mén)為解決近年來(lái)糧食價(jià)格的持續(xù)上漲對(duì)人們經(jīng)濟(jì)生活造成的影響制定相應(yīng)政策措施，都需要了解糧價(jià)變化的基本驅(qū)動(dòng)力量[11]。從世界范圍來(lái)看，在經(jīng)濟(jì)全球化背景下，世界能源價(jià)格變動(dòng)對(duì)世界糧價(jià)及我國(guó)糧價(jià)勢(shì)必具有直接與間接影響：其一，能源價(jià)格波動(dòng)會(huì)導(dǎo)致糧食生產(chǎn)成本的驅(qū)動(dòng)效應(yīng)引起糧食價(jià)格波動(dòng)；其二，能源價(jià)格上漲會(huì)誘發(fā)生物能源開(kāi)發(fā)，必將使糧食作物轉(zhuǎn)向能源作物的種植，引起能源與農(nóng)業(yè)爭(zhēng)地的局面，導(dǎo)致糧食價(jià)格波動(dòng)；其三，生物能源發(fā)展對(duì)原料的直接消耗，會(huì)誘發(fā)農(nóng)產(chǎn)品供需失衡，從而引起糧食價(jià)格短期波動(dòng)。我們把第一種情況稱(chēng)為能源價(jià)格變動(dòng)對(duì)糧價(jià)變動(dòng)的間接傳導(dǎo)影響，第二種和第三種情況稱(chēng)為直接影響，當(dāng)然直接影響與間接影響并沒(méi)有嚴(yán)格意義的區(qū)分。

為直觀、形象地說(shuō)明能源價(jià)格變化對(duì)糧食價(jià)格的影響，本文借鑒 McConnell、 Chen與楊志海等的耕地資源配置最優(yōu)化模型[12～14]。假定可用耕地資源稟賦為X，分為種植糧食作物Xf與種植能源型作物Xe。假設(shè)Pfi為第i種糧食作物的價(jià)格，其為糧食需求量Qfi的函數(shù)；Pej為第j種能源型作物的價(jià)格，它是該作物需求量Qej的函數(shù)；Cfi（Qfi）和Cei（Qei）分別是種植第i種糧食作物與第j種能源型作物的總成本。TCei是加工成生物能源的邊際成本。因此可以建立以下耕地資源配置最優(yōu)化模型：

Max∑ni=1∫Pfi（Qfi）dQfi-Cfi（Qfi）+

∑mj=1∫Pej（Qej）dQej-Cej（Qej）-∑ni=1TCeiXei（1）

s.t.-YiXfi+Qfi≤0（i=1，2…）

-∑ni=1AYijXei+Qej≤0（j=1，2…）

∑ni=1Xfi+Xej≤X（2）

Yi為第i中糧食作物的單位產(chǎn)量，AYij為第i種糧食作物轉(zhuǎn)換成第j種能源作物的轉(zhuǎn)換率。

式（1）為社會(huì)福利最大化的目標(biāo)函數(shù)，其含義為耕地用來(lái)種植糧食作物的社會(huì)福利與種植能源作物的社會(huì)福利之和。式（2）為約束條件，即產(chǎn)品供需平衡條件、社會(huì)可用耕地總量的限制條件。

模型的拉格朗日函數(shù)可寫(xiě)為：

L=∑ni=1∫Pfi（Qfi）dQfi-Cfi（Qfi）+

∑mj=1∫Pej（Qej）dQej-Cej（Qej）-

∑ni=1TCeiXei+μiYiXfi-Qfi+

λj∑ni=1AYijXei-Qej+γX-∑ni=1Xfi+Xej

一階條件為：

LQfi=Pfi-MCfi-μi=0

LQei=Pej-MCej-λj=0

LXfi=μiYi-γ=0

LXei=-TCei+λjAYij-γ=0

得到均衡方程如下：

PfiYi=MCfi+PejAYij-MCejAYij-TCei （3）

式（3）表明在糧食作物單位產(chǎn)量和糧食作物轉(zhuǎn)換成生物能源作物的轉(zhuǎn)換率不變情況下，糧食價(jià)格與糧食生產(chǎn)的邊際成本和能源作物價(jià)格正相關(guān)。同時(shí)，種植能源作物的邊際成本和加工能源的邊際成本與糧食價(jià)格存在負(fù)相關(guān)。雖然該模型未將能源價(jià)格直觀地反映在內(nèi)，而僅反映了與能源價(jià)格正相關(guān)的能源作物價(jià)格，但兩者之間具有較強(qiáng)的相關(guān)性（見(jiàn)圖1），統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，以2002年為基期的國(guó)際原油價(jià)格指數(shù)與國(guó)際玉米及大豆價(jià)格指數(shù)的相關(guān)系數(shù)分別為0886、0856，相關(guān)系數(shù)T檢驗(yàn)值為1089、1043，表明國(guó)際能源價(jià)格與能源作物價(jià)格之間的線(xiàn)性相關(guān)性是顯著的，進(jìn)而影響糧食價(jià)格。圖1世界主要能源作物與能源價(jià)格走勢(shì)（200301～201312）

3能源價(jià)格與糧食價(jià)格時(shí)間序列實(shí)證研究

31變量選取及數(shù)據(jù)來(lái)源

國(guó)際糧食價(jià)格選取國(guó)際大米價(jià)格與國(guó)際小麥價(jià)格，由于玉米和大豆屬于能源作物，在本文中沒(méi)有被選為被解釋變量，國(guó)際能源價(jià)格選取國(guó)際原油價(jià)格作為解釋變量。以上變量數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)價(jià)格信息網(wǎng)，國(guó)際大米價(jià)格指數(shù)（RP）、國(guó)際小麥價(jià)格指數(shù)（WP）、國(guó)際原油價(jià)格指數(shù)（EP）以2002年為基期，數(shù)據(jù)范圍為2003年1月至2013年12月，同時(shí)進(jìn)行對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換。

32模型設(shè)定

采用自然對(duì)數(shù)模型，即：

LnRPji=c+LnEPji+LnEPji-t+LnRPji-t+μji（4）

其中，RPji表示第i時(shí)期第j種國(guó)際糧食（主要是大米和小麥）價(jià)格指數(shù)；EPi表示第i時(shí)期國(guó)際原油價(jià)格指數(shù)；EPji-t表示滯后t期國(guó)際原油價(jià)格指數(shù)；RPji-t表示滯后t期第j種國(guó)際糧食價(jià)格指數(shù)；μji是擾動(dòng)項(xiàng)。

對(duì)時(shí)間序列的分析是通過(guò)建立以因果關(guān)系為基礎(chǔ)的結(jié)構(gòu)模型進(jìn)行的，而無(wú)論是單方程計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型還是聯(lián)立計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，這種分析背后都有一個(gè)隱含的假設(shè)，即這些數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，否則，通常的t、F等假設(shè)檢驗(yàn)則不可信。在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)生活中，實(shí)際的時(shí)間序列數(shù)據(jù)往往是非平穩(wěn)的，因此，協(xié)整方程和誤差修正模型被廣泛應(yīng)用于時(shí)間序列數(shù)據(jù)的建模。此處的實(shí)證過(guò)程主要是平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)，并建立協(xié)整方程和誤差修正模型。

33實(shí)證結(jié)果

平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1，由結(jié)果可知三序列是一階單整序列，再對(duì)序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果（見(jiàn)表2、表3）顯示兩兩序列在5%水平下至少存在一個(gè)協(xié)整方程，即二者具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系。運(yùn)行eviews51得到協(xié)整方程和誤差修正模型，見(jiàn)表4?？芍?，世界能源價(jià)格對(duì)世界大米價(jià)格的長(zhǎng)期彈性為0124，短期彈性為004，即長(zhǎng)期內(nèi)世界能源價(jià)格變動(dòng)1%，世界大米價(jià)格變動(dòng)0124%，短期內(nèi)世界能源價(jià)格變動(dòng)1%，世界大米價(jià)格變動(dòng)004%；而世界能源價(jià)格對(duì)小麥價(jià)格的影響卻相反，即長(zhǎng)期內(nèi)世界能源價(jià)格變動(dòng)1%，世界小麥價(jià)格變動(dòng)僅為0028%，短期內(nèi)世界能源價(jià)格變動(dòng)1%，世界小麥價(jià)格變動(dòng)043%。綜合模型的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，世界能源價(jià)格對(duì)大米的長(zhǎng)期影響較大，短期影響較??；而對(duì)小麥的長(zhǎng)期影響較小，短期影響較大。

表1平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

水平值檢驗(yàn)形式P值結(jié)論差分項(xiàng)檢驗(yàn)形式P值結(jié)論LnRP（c，0，0）023非平穩(wěn)D（LnRP）（c，0，0）000平穩(wěn)LnWP（c，0，0）052非平穩(wěn)D（LnWP）（c，0，0）000平穩(wěn)LnEP（c，0，0）039非平穩(wěn)D（LnEP）（c，0，0）000平穩(wěn)注：括號(hào)內(nèi)的c表示帶截距項(xiàng)，0表示無(wú)趨勢(shì)項(xiàng)，0表示滯后長(zhǎng)度為0

表2LnRP與LnEP 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

假設(shè)特征值跡統(tǒng)計(jì)量005%臨界值Prob.None 009 1246 12329 004At most 1 001 029 413 065表3LnWP與LnEP協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

假設(shè)特征值跡統(tǒng)計(jì)量005%臨界值Prob.None 010 1360 1232 003At most 1 000001 413 096表4世界糧食價(jià)格與能源價(jià)格OLS估計(jì)結(jié)果

解釋變量長(zhǎng)期協(xié)整方程誤差修正模型被解釋變量

LnRP

模型（1）被解釋變量

LnWP

模型（2）被解釋變量

D（LnRP）

模型（3）被解釋變量

D（LnWP）

模型（4）C0017〖4〗0017（217**）〖4〗（217**）（001）〖4〗（001）LnEP01240028（420*）（209**）（003）（001）LnRPt-1095〖4〗-005（3665*）〖4〗（-198**）（003）〖4〗（003）LnWPt-1〖3〗094〖5〗-006〖3〗（2974*）〖5〗（-201**）〖3〗（003）〖5〗（003）LnEPt-1-010〖4〗0010028〖2〗（-342*）〖4〗（122）（209**）〖2〗（003）〖4〗（002）（001）D（LnEP）〖4〗0124〖4〗（420*）〖4〗（003）D（LnWP）〖5〗002〖5〗（039）〖5〗（004）長(zhǎng)期彈性〖4〗01240028短期彈性〖4〗004043調(diào)整系數(shù)λ〖4〗005006R2098096015003F2650-758-D.W.157178157175注：*表示在1%的水平下顯著；**表示在5%的水平下顯著；***表示在10%的水平下顯著

4世界能源價(jià)格與世界糧價(jià)面板數(shù)據(jù)實(shí)證研究

以上理論分析與時(shí)間序列實(shí)證檢驗(yàn)表明世界能源價(jià)格對(duì)世界糧價(jià)存在正向影響，但能源價(jià)格對(duì)糧食價(jià)格的影響是否在發(fā)展程度不同國(guó)家存在差別。鑒于此，本文選取了28個(gè)國(guó)家2003～2010年的面板數(shù)據(jù)，由于世界各國(guó)統(tǒng)計(jì)方法和統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)不全，很難獲取各個(gè)國(guó)家糧食價(jià)格指數(shù)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，所以用各國(guó)能源消費(fèi)價(jià)格指數(shù)代替理論模型的能源價(jià)格，用各國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)作為控制變量，用食品價(jià)格指數(shù)代替糧食價(jià)格指數(shù)，其次是在食品價(jià)格指數(shù)分類(lèi)當(dāng)中，糧食價(jià)格（連同副食品價(jià)格，即粗糧經(jīng)過(guò)精加工后的食品價(jià)格）占食品價(jià)格指數(shù)的權(quán)重較大（即80%），因此，各國(guó)食品價(jià)格指數(shù)一定程度上能夠反映各國(guó)糧食價(jià)格的變化情況。

41模型設(shè)定

采用自然對(duì)數(shù)模型，即：

LnFPji=c+LnEPji+LnEPji-t+LnFPji-t+Ln（Agr）ji+μji（5）

其中：FPji表示第j個(gè)國(guó)家第i時(shí)期糧食價(jià)格指數(shù)；EPji表示第j個(gè)國(guó)家第i時(shí)期能源消費(fèi)價(jià)格指數(shù)；EPji-t表示第j個(gè)國(guó)家滯后t期能源價(jià)格指數(shù)；FPji-t表示第j個(gè)國(guó)家滯后t期糧食價(jià)格指數(shù)；（Agr）ji是控制變量，表示第j個(gè)國(guó)家第i時(shí)期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)；μji是擾動(dòng)項(xiàng)。

42數(shù)據(jù)選取與處理

本文基于數(shù)據(jù)的可獲得性選取了28個(gè)國(guó)家（包括13個(gè)發(fā)展中國(guó)家和15個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家）2003～2010年的能源消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（EP）、糧食（食品）價(jià)格指數(shù)（FP）、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)（Agr），數(shù)據(jù)來(lái)源于2005～2012年《國(guó)際統(tǒng)計(jì)年鑒》，所有數(shù)據(jù)均以2000年為基期。發(fā)展中國(guó)家和發(fā)達(dá)國(guó)家的區(qū)分采用2005年國(guó)際貨幣基金組織的世界經(jīng)濟(jì)展望報(bào)告中的名單，即發(fā)達(dá)國(guó)家32個(gè)，其余的都是發(fā)展中國(guó)家。在本文中，發(fā)達(dá)國(guó)家是：美國(guó)、加拿大、以色列、日本、韓國(guó)、捷克、法國(guó)、德國(guó)、意大利、荷蘭、波蘭、西班牙、英國(guó)、澳大利亞、新西蘭；發(fā)展中國(guó)家是：中國(guó)、俄羅斯、印度、南非、伊朗、緬甸、巴基斯坦、菲律賓、斯里蘭卡、泰國(guó)、墨西哥、阿根廷、土耳其。

43實(shí)證結(jié)果

表5是實(shí)證結(jié)果，模型（1）和模型（2）是發(fā)展中國(guó)家的數(shù)據(jù)估計(jì)結(jié)果，模型（3）是發(fā)達(dá)國(guó)家的數(shù)據(jù)估計(jì)結(jié)果，模型（4）和模型（5）是合并數(shù)據(jù)的估計(jì)結(jié)果。從模型（1）和模型（2）可以看出，在發(fā)展中國(guó)家，能源價(jià)格變化對(duì)糧食價(jià)格有顯著影響，不僅當(dāng)期能源價(jià)格對(duì)糧價(jià)有影響（0127），滯后一期的能源價(jià)格對(duì)糧價(jià)也有影響，不過(guò)這種影響是負(fù)相關(guān)的，這驗(yàn)證了發(fā)展中國(guó)家對(duì)糧食價(jià)格的調(diào)控政策，即在前期能源價(jià)格上漲的情況下，立即制訂穩(wěn)定國(guó)內(nèi)糧價(jià)的干預(yù)政策，使得滯后期能源價(jià)格與當(dāng)期糧價(jià)出現(xiàn)負(fù)相關(guān)性；糧食價(jià)格的滯后一期對(duì)當(dāng)期的糧價(jià)具有顯著影響（0846）；模型（2）在加入了控制變量后，滯后期的影響不再顯著，但能源價(jià)格對(duì)糧價(jià)的影響仍然顯著（0014），模型擬合程度較好?？傊瑥陌l(fā)展中國(guó)家的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，能源價(jià)格對(duì)糧食價(jià)格具有當(dāng)期和滯后期的影響，具有直接與間接影響，驗(yàn)證了前面的數(shù)理分析。模型（3）表明在發(fā)達(dá)國(guó)家，能源價(jià)格與糧價(jià)的滯后期對(duì)當(dāng)期的糧食價(jià)格影響不顯著，未通過(guò)檢驗(yàn)，控制變量加入后也未通過(guò)驗(yàn)證，只有一個(gè)方程（3）通過(guò)了參數(shù)檢驗(yàn)，說(shuō)明在發(fā)達(dá)國(guó)家能源價(jià)格對(duì)糧價(jià)的影響以直接影響為主，滯后期和間接傳導(dǎo)的影響不足，表明發(fā)達(dá)國(guó)家的糧食政策和糧食制度都已經(jīng)成熟。模型（4）和模型（5）是發(fā)展中國(guó)家和發(fā)達(dá)國(guó)家合并數(shù)據(jù)的估計(jì)結(jié)果，合并數(shù)據(jù)的估計(jì)結(jié)果顯示，能源當(dāng)期價(jià)格與滯后一期價(jià)格對(duì)糧價(jià)的影響通過(guò)檢驗(yàn)，滯后期的影響為負(fù)，糧價(jià)滯后期對(duì)當(dāng)期糧價(jià)的影響有較高的顯著性，加入控制變量后，滯后期的影響未通過(guò)檢驗(yàn)，但方程的擬合程度、整體關(guān)系都有提高。整體來(lái)看，未加入控制變量的方程顯示能源價(jià)格變化對(duì)發(fā)展中國(guó)家糧價(jià)的影響是13%左右，對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家的影響是88%左右；而加入控制變量之后，能源價(jià)格對(duì)發(fā)展中國(guó)家糧價(jià)的影響是14%左右，對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家的影響未通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明就世界范圍來(lái)看，能源價(jià)格對(duì)糧食價(jià)格的影響在目前階段主要以間接影響為主。

表5糧食價(jià)格與能源價(jià)格OLS估計(jì)結(jié)果

被解釋變量

LnFPji發(fā)展中國(guó)家發(fā)達(dá)國(guó)家所有國(guó)家模型（1）模型（2）模型（3）模型（4）模型（5）C076026417029033（278*）（198*** ）（1949*）（174*** ）（382*）（027）（013）（021）（017）（009）LnEPji01270014009013001（237**）（237**）（202**）（252**）（217**）（005）（001）（004）（005）（001）LnEPji-1-013〖5〗-012（-224**）——（-221**）—（006）〖5〗（005）LnFPji-10846〖5〗093（1381*）——（2325*）—（006）〖5〗（004）Ln（Agr）ji093〖6〗092〖3〗（3238*）—〖6〗（4488*）〖3〗（003）〖6〗（002）R2072092003080092F75476139440724927134256注：*表示在1%的水平下顯著，**表示在5%的水平下顯著，***表示在10%的水平下顯著；—表示該解釋變量未通過(guò)檢驗(yàn)

從面板數(shù)據(jù)實(shí)證結(jié)果來(lái)看，可以得出以下結(jié)論：①在發(fā)展中國(guó)家，能源價(jià)格對(duì)糧價(jià)的間接（成本傳導(dǎo)）影響較為顯著，直接影響較小，而發(fā)達(dá)國(guó)家主要以直接影響為主，經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，影響越??；②當(dāng)期能源價(jià)格與糧價(jià)之間的關(guān)系是正向的，滯后期影響是負(fù)向的，表明各國(guó)對(duì)糧食產(chǎn)業(yè)的控制較為明顯，穩(wěn)定糧價(jià)是各國(guó)政府首選政策；③方程驗(yàn)證了本文的數(shù)理分析，國(guó)際能源價(jià)格對(duì)糧價(jià)的影響主要是通過(guò)影響糧食生產(chǎn)成本來(lái)傳導(dǎo)的，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)對(duì)糧價(jià)的影響較為顯著；④除了成本傳導(dǎo)之外，能源價(jià)格對(duì)糧價(jià)的直接影響基本通過(guò)方程的檢驗(yàn)。

5結(jié)論

通過(guò)以上時(shí)間序列與面板數(shù)據(jù)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，世界能源價(jià)格對(duì)世界糧價(jià)具有正向影響，世界能源價(jià)格波動(dòng)既直接影響糧食價(jià)格波動(dòng)，也間接影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，進(jìn)而導(dǎo)致糧食價(jià)格波動(dòng)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度不同的國(guó)家，世界能源價(jià)格對(duì)各國(guó)糧價(jià)的影響不同，經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)、市場(chǎng)開(kāi)放程度越高的國(guó)家，因其市場(chǎng)機(jī)制與政策立法較為成熟，且人們?cè)诩Z食產(chǎn)品方面的支出占可支配收入的比重較低，能源價(jià)格變動(dòng)對(duì)糧價(jià)的影響表現(xiàn)為當(dāng)期性，影響較小；而經(jīng)濟(jì)較為落后、市場(chǎng)開(kāi)放程度較低的國(guó)家，能源價(jià)格對(duì)糧價(jià)的影響較為復(fù)雜，不僅有當(dāng)期性影響，而且有滯后性，不僅有直接影響，而且有間接成本傳導(dǎo)影響，既有正相關(guān)性，又有負(fù)相關(guān)性，這主要是由于在發(fā)展中國(guó)家糧食產(chǎn)品支出占可支配收入的比重較大?？傮w來(lái)看，世界能源價(jià)格對(duì)各國(guó)糧價(jià)有一定的影響，但因經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度、市場(chǎng)開(kāi)放程度、政策調(diào)控力度不同而有所差異，因此，我國(guó)應(yīng)借鑒發(fā)達(dá)國(guó)家的經(jīng)驗(yàn)，要在確保提高糧食市場(chǎng)國(guó)際化程度的同時(shí)完善我國(guó)糧食市場(chǎng)機(jī)制、降低世界能源價(jià)格變化對(duì)我國(guó)糧價(jià)的影響。

糧食市場(chǎng)國(guó)際化是各國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展道路上的必然 ，我國(guó)無(wú)法回避，更不可能脫離國(guó)際市場(chǎng)而單獨(dú)存在，因此，受到國(guó)際影響也將日益加深，世界能源價(jià)格變化必將對(duì)我國(guó)糧價(jià)產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性的影響，這種影響在國(guó)際化進(jìn)程的前期表現(xiàn)明顯，而且有一定的陣痛期。但隨著糧食市場(chǎng)國(guó)際化進(jìn)程的加快，各種糧食制度和政策也將得到進(jìn)一步的完善，糧食生產(chǎn)效率與技術(shù)研發(fā)投入將得到極大的提升，優(yōu)勝劣汰機(jī)制必會(huì)得到很好的發(fā)揮，各級(jí)政府干預(yù)市場(chǎng)的程度將會(huì)極大降低，負(fù)擔(dān)也會(huì)相應(yīng)減少。因此，只要在進(jìn)行國(guó)際化接軌的同時(shí)，不斷完善我國(guó)糧食市場(chǎng)機(jī)制及相關(guān)政策，就能使世界能源價(jià)格變化對(duì)我國(guó)糧價(jià)的影響降低，甚至抵消。反之，這種影響勢(shì)必將加深，不利于我國(guó)糧食價(jià)格的穩(wěn)定，進(jìn)而影響我國(guó)的糧食安全。

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（責(zé)任編輯：何彬）