李顯戈

（1.臺州經(jīng)濟研究所，浙江 臺州 318000；2.南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，江蘇 南京 210095）

2007～2008 年發(fā)生了全球性的食品危機，糧食和其他大宗商品價格大幅上漲。面對全球性的糧食危機，中國也試圖運用貿(mào)易干預(yù)政策來調(diào)劑糧食供給。在進口政策方面，2007 年 10 月 1 日～12 月 31 日黃豆進口關(guān)稅從3%降至1%，且海關(guān)總署將政策實施時間延長至2008 年9 月30 日；在出口限制方面，繼2007年12 月20 日起取消小麥、稻谷、大米、玉米、大豆等84 類原糧及制粉產(chǎn)品的出口退稅后，自2008 年1月1 日起至12 月31 日對小麥、玉米、稻谷、大米、大豆等原糧及其制粉產(chǎn)品征收5%～25%的出口暫定關(guān)稅，同時對小麥粉、玉米粉、大米粉3 種商品涉及21個稅號的糧食制粉實行出口配額許可證管理。在世界糧食危機期間，中國政府實施的限制出口、鼓勵進口的貿(mào)易干預(yù)政策效果如何，是否達(dá)到政策設(shè)計的初衷受到了廣泛關(guān)注。因此，全球糧食危機為判斷政策干預(yù)對空間價格傳導(dǎo)的效應(yīng)提供了非常好的自然實驗。

2004～2008 年中國玉米整體需求疲軟，為穩(wěn)定市場，解決農(nóng)民賣玉米難、價格下降的問題，保護農(nóng)民利益和種糧積極性，2008 年下半年對玉米實施臨時收儲政策。隨著世界以及中國市場環(huán)境的變化，也造成了庫存積壓嚴(yán)重、順價銷售不暢、財政負(fù)擔(dān)大、加工企業(yè)虧損嚴(yán)重等諸多問題。因此，2016 年在內(nèi)蒙古以及東北三?。ê邶埥⒓?、遼寧） 按照“市場定價、價補分離”的原則，將玉米臨時收儲政策調(diào)整為“市場化收購”加“補貼”的新機制，玉米價格由市場形成，生產(chǎn)者隨行就市出售玉米，鼓勵各類主體積極入市收購，價格的形成與政府補貼脫鉤，充分發(fā)揮市場配置資源的決定性作用。

我國學(xué)者探討了玉米世界價格與中國價格的傳導(dǎo)關(guān)系。張巨勇等[1]采用動態(tài)修正模型研究發(fā)現(xiàn)，1993年9 月～1996 年12 月玉米、大豆的中國市場與世界市場不存在整合關(guān)系，這可能與玉米和大豆的中國市場開放程度不高有關(guān)；武拉平[2]以小麥、大米、玉米和大豆為樣本，運用共聚合法、格蘭杰因果檢驗法和市場聯(lián)系指數(shù)法（IMC）分析了中國主要糧食批發(fā)市場和世界市場的內(nèi)在聯(lián)系，發(fā)現(xiàn)大豆市場受世界市場價格的影響，玉米市場的變化領(lǐng)先于世界市場，南方大豆市場以及南北方玉米市場與世界市場聯(lián)系程度最大。世界糧食危機期間及之后，研究糧食價格跨國傳導(dǎo)的文獻開始增多[3～8]，研究方法基本是基于協(xié)整和誤差修正模型，均發(fā)現(xiàn)中國和世界玉米市場是整合的，世界玉米價格會影響中國玉米價格，但影響程度較小，李玉雙[9]運用非線性的三區(qū)制NARDL 模型分析了糧食（包括玉米、大豆）的世界價格傳導(dǎo)存在非對稱效應(yīng)；林光華等[10]研究了臨儲政策對玉米跨國傳導(dǎo)的影響，發(fā)現(xiàn)臨儲政策取消前中國與世界玉米價格聯(lián)系不緊密，臨時收儲政策取消后價格間的聯(lián)動性增強，世界玉米期貨價格在國內(nèi)外價格傳導(dǎo)上開始發(fā)揮主導(dǎo)作用；肖小勇等[11]研究發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)外大米、小麥和玉米價格間不存在波動溢出效應(yīng)，認(rèn)為政策干預(yù)是導(dǎo)致其不存在波動溢出效應(yīng)的主要原因；李光泗等[12]運用協(xié)整檢驗和VAR 模型分析了中國糧食價格與國際糧食價格之間的相互關(guān)系，并進一步利用BEKK 模型分析了國際糧食價格波動對中國糧食價格波動的溢出效應(yīng)，結(jié)果顯示，隨著中國糧食市場開放程度的不斷提高，國際糧價對中國糧價產(chǎn)生了顯著的溢出效應(yīng)，因此認(rèn)為中國糧食市場開放強化了國際糧食價格波動對中國糧食價格的溢出效應(yīng)。作者以向量自回歸和多變量BEKK 模型，就貿(mào)易干預(yù)政策、臨時收儲政策和目標(biāo)價格改革政策對世界玉米價格與中國玉米價格的傳導(dǎo)關(guān)系進行研究，旨為探討政策干預(yù)是否影響價格傳導(dǎo)以及影響的程度。

1 材料與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

美國是世界最大的玉米生產(chǎn)國和出口國，也是中國玉米進口的重要來源地，美國60%的玉米通過墨西哥灣港口出口，因此，選取美國2 號黃玉米墨西哥灣出口離岸價作為世界玉米參考價格，美國玉米價格來自世界貨幣基金組織商品數(shù)據(jù)庫。中國玉米價格以東北主產(chǎn)區(qū)的玉米批發(fā)價格為參照價格，數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)產(chǎn)品分析形勢月報》[13]。

1.2 模型構(gòu)建

信息溢出可以分為均值溢出效應(yīng)和波動溢出效應(yīng)，均價溢出效應(yīng)衡量的是市場間價格信息的相互傳導(dǎo)，波動溢出價格反映的是市場波動和風(fēng)險的相互傳導(dǎo)。借鑒BEKK 參數(shù)化方法建立條件方差矩陣正定的BEKK-GARCH 模型，與常相關(guān)多元GARCH 模型相比，該模型突破了金融變量之間的相關(guān)系數(shù)保持恒定的假設(shè)限制。給定方程：

式中， ｛yt｝N×1為隨機過程；N 為市場個數(shù)；θ 為參數(shù)向量；ut（θ）為條件均值向量，表示常數(shù)向量與過去信息函數(shù)兩者之和；εt是依賴至t-1 期為止的信息集It-1的對最佳線性估計量yt的預(yù)測誤差向量。對于滯后一期的BEKK 模型，條件方差矩陣表示如下：

式中，cij是N×N階的常數(shù)上三角矩陣C 的元素；A(N×N)矩陣的元素aij衡量i 市場到j(luò) 市場的沖擊程度；矩陣B(N×N)的元素bij衡量市場間波動的持續(xù)性。對角BEKK 模型假定A 和B 都是對角矩陣，條件方差矩陣Ht主要衡量市場間波動傳導(dǎo)的方向、大小和持續(xù)性。

市場1 的方差方程可表述為：

市場1 和市場2 的協(xié)方差方程可表述為：

市場2 的方差方程可表述為：

根據(jù)上述公式，影響2 個市場變量波動的因素主要有2 個方面：（1）來自自身因素以及其他相關(guān)因素的前期沖擊的影響；（2）自身以及其他相關(guān)變量的條件方差的影響。因此，為判斷某一變量是否受到來自相關(guān)市場的沖擊和波動溢出的影響，可以做出以下假設(shè)：當(dāng)a12=b12=0 時，說明不存在變量2 到變量1的溢出效應(yīng)；當(dāng)a21=b21=0 時，說明不存在變量1 到變量2 的溢出效應(yīng)；當(dāng)a12=b12=a21=b21=0 時，說明2 個市場之間不存在相互的波動溢出（雙向溢出）。

2 結(jié)果與分析

2.1 玉米價格波動分析

中國東北產(chǎn)區(qū)玉米批發(fā)價格自2003 年初開始波動上漲，2014 年9 月達(dá)到階段性峰值（2 420 元/t），較2003 年初上漲了175%；隨著2015 年國家下調(diào)臨儲玉米價格并實施目標(biāo)價格政策，玉米價格波動下降，2017 年1 月玉米批發(fā)價格 （1 710 元/t）較2014年峰值下降了29.3%，之后玉米價格趨于穩(wěn)定（圖1）。2015～2016 年中國玉米價格的下降很大程度上是由供求因素引起；2017 年至今隨著市場化改革的推進，多元主體積極入市收購，加之玉米去庫存以及玉米種植調(diào)減近（200 萬hm2），價格出現(xiàn)上漲趨勢。

2003～2017 年世界玉米價格出現(xiàn)了3 次大幅度的波動。2006 年由于供應(yīng)短缺、生物質(zhì)燃料產(chǎn)業(yè)發(fā)展、庫存消費比下降、主要糧食出口國實施出口限制措施以及進口國的恐慌性購買，玉米價格加速上漲，2008 年6 月達(dá)到峰值（287.1 美元/t）；隨后發(fā)生世界金融危機，價格跌至158.2 美元/t，短期內(nèi)價格暴漲暴跌很大程度上是由投機引起。2010 年隨著世界經(jīng)濟復(fù)蘇，玉米價格再次沖高，2011 年4 月達(dá)到318.7 美元/t。2012 年美國中西部的干旱天氣導(dǎo)致玉米價格在當(dāng)年 8 月出現(xiàn)峰值 （332.2 美元/t） 后迅速下降，2015年9 月玉米價格達(dá)到176.9 美元/t。之后隨著庫存持續(xù)增加，世界玉米供應(yīng)充足，價格下降并處于平穩(wěn)狀態(tài)，波動不明顯。

圖1 2003～2018 年各地區(qū)玉米價格與我國玉米進口量Fig.1 Corn price and import volume in China from 2003 to 2018

2.2 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢測結(jié)果

2.2.1 ADF 單位根檢驗 由于時間序列數(shù)據(jù)可能存在異方差，因此在分析時先對價格變量取對數(shù)。為避免非平穩(wěn)時間序列變量直接進行計量分析可能產(chǎn)生的偽回歸問題，采用ADF 單位根檢驗方法檢驗玉米價格的檢驗值均大于臨界值，序列都是非平穩(wěn)的，經(jīng)過一階差分處理后ADF 檢驗值均小于臨界值，表明價格序列為一階單整I（1）序列（表1）。

2.2.2 協(xié)整檢驗 通過中國東北產(chǎn)區(qū)玉米價格與進口玉米完稅價格的協(xié)整關(guān)系檢驗顯示，在貿(mào)易政策干預(yù)、臨時收儲政策及目標(biāo)價格改革階段均不存在協(xié)整關(guān)系，從整個樣本的協(xié)整檢驗結(jié)果（表2）顯示，中國東北產(chǎn)區(qū)玉米價格與世界玉米價格同樣也不存在協(xié)整關(guān)系。雖然在貿(mào)易政策干預(yù)前階段，中國大量出口玉米，2002 年出口玉米量為1 167.5 萬t，2003 年達(dá)到1 640.1 萬t，隨后雖然有所下降，但2007 年也達(dá)到492.1 萬t，但是因為中國玉米出口市場比較分散，重要的貿(mào)易國為韓國、日本和馬來西亞，其中韓國是中國最大的玉米進口國，而中國與美國之間幾乎沒有直接的玉米貿(mào)易往來。因此，中國玉米價格與以美國為代表的世界玉米價格不存在協(xié)整關(guān)系。

表1 中國玉米價格和世界玉米價格的單位根檢驗Table 1 Unit root tests of corn price in China and the world

表2 中國東北產(chǎn)區(qū)玉米價格與世界玉米價格的協(xié)整檢驗Table 2 Co-integration tests of corn price in China and the world

2.3 構(gòu)建模型結(jié)果與分析

2.3.1 VAR 模型估計 東北產(chǎn)區(qū)玉米價格與世界玉米價格缺乏協(xié)整關(guān)系，因此先對價格進行差分，根據(jù)LR、FPE、AIC、SC 與HQ 常用指標(biāo)，分別確定貿(mào)易政策干預(yù)階段、臨時收儲政策階段和目標(biāo)價格改革階段量自回歸模型的最優(yōu)滯后階數(shù)分別為2、4、2。因此，根據(jù)相應(yīng)的最優(yōu)滯后階數(shù)，采用向量自回歸模型對東北產(chǎn)區(qū)玉米價格與世界玉米價格的傳導(dǎo)關(guān)系進行研究。貿(mào)易政策干預(yù)階段，滯后1 期和2 期的世界玉米價格對東北玉米價格有顯著性影響，即世界玉米價格對東北產(chǎn)區(qū)玉米價格存在顯著的單向均值溢出效應(yīng)；而在臨時收儲政策階段，世界玉米價格對東北產(chǎn)區(qū)玉米價格影響不顯著（表3）。

表3 東北產(chǎn)區(qū)玉米價格與世界玉米價格的VAR 模型估計結(jié)果Table 3 Estimated results of corn price in Northeast China and the world by VAR model

續(xù)表3

2.3.2 BEKK 模型估計 原序列差分構(gòu)建BEKK 模型，分析中國玉米價格與世界玉米價格間的波動溢出效應(yīng)，結(jié)果顯示（表4），矩陣中的對角元素a11、b11、b22在1%水平上顯著，表明東北產(chǎn)區(qū)玉米價格和進口玉米完稅價格受自身ARCH 型波動溢出效應(yīng)和GARCH型波動溢出效應(yīng)影響較大；非對角元素均不顯著。在貿(mào)易政策干預(yù)前、貿(mào)易政策干預(yù)和目標(biāo)價格改革3 個階段中，3 個原假設(shè)的Wald 檢驗值均在1%水平下顯著，表明東北產(chǎn)區(qū)玉米價格與世界玉米價格存在雙向的波動溢出效應(yīng)。在臨時收儲政策階段，原假設(shè)1～3 的Wald 檢驗值分別為 170.030 6、61.452 3 和 68.838 2，且在10%水平上差異不顯著，說明東北產(chǎn)區(qū)玉米價格與進口玉米完稅價格不存在雙向的波動溢出效應(yīng)。該階段，由于政府收購量巨大，市場基本由政策左右，雖然東北產(chǎn)區(qū)玉米價格與世界玉米價格倒掛導(dǎo)致進口量大量增加，但增加的玉米及其替代物主要集中在南方銷售區(qū)的廣東市場，進口玉米對中國東北玉米市場僅產(chǎn)生有限的影響。

3 結(jié)論與討論

3.1 結(jié)論

通過構(gòu)建BEKK-GARCH（1，1）模型，對中國東北區(qū)玉米價格與世界玉米價格進行了傳導(dǎo)分析。得到以下結(jié)論：（1）中國東北產(chǎn)區(qū)玉米價格與世界玉米價格沒有協(xié)整關(guān)系；（2）雖然中國東北玉米價格與世界玉米價格缺乏協(xié)整關(guān)系，在貿(mào)易政策干預(yù)前、貿(mào)易政策干預(yù)、臨時收儲政策、目標(biāo)價格改革4 個階段中，僅臨時收儲政策階段的世界玉米價格對中國東北產(chǎn)區(qū)玉米價格影響不顯著，其他3 個階段均對中國東北玉米價格產(chǎn)生顯著的單項均值溢出效應(yīng)。在實施進口配額制度的情況下，臨時收儲政策的實施使玉米市場基本成為政策市場，進一步加劇了中國東北玉米市場價格與世界玉米市場的不協(xié)整，破壞了世界較低的玉米價格向中國市場的傳導(dǎo)。

3.2 討論

國際糧食危機期間，大量研究表明，主要糧食出口國采取的限制措施不僅沒有降低國內(nèi)的糧食價格，反而進一步推高了國際糧食價格，使糧食危機更加嚴(yán)重。因此，在國際糧食危機或國內(nèi)糧食價格大幅上漲的情況下，可以采用對低收入者補貼收入的方式代替出口限制措施等貿(mào)易干預(yù)政策；玉米關(guān)稅配額政策是導(dǎo)致中國玉米市場與世界玉米市場產(chǎn)生隔離的重要原因，中國玉米市場價格主要由國內(nèi)供求因素決定，雖然一定程度上增強了政府調(diào)控市場的能力，但在世界玉米價格相對低廉的背景下，通過配額政策限制世界玉米進口會造成總體福利的損失。

臨時收儲政策這種直接的價格支持會扭曲市場、擾亂價格信號發(fā)揮作用和資源的有效配置，而且在WTO 規(guī)則約束下價格支持措施的支持空間有限。在新的形勢下，直接的價格干預(yù)是不可行的，應(yīng)堅持市場化改革的方向，解決玉米和大豆產(chǎn)業(yè)面臨的突出問題。