林 俐，田 謐，張俊峰

（1.中共四川省委黨校/四川行政學院，成都 610071；2.澳門科技大學商學院，澳門 999078；3.上海文塔姬貿易有限公司，上海 200041）

我國作為世界人口大國和農業(yè)大國，對農產品的需求量巨大。隨著融入國際經濟發(fā)展和參與國際分工程度的深入，農產品價格受國際經濟影響而波動劇烈，尤其是農產品期貨行情，不僅影響最終消費，作為重要原材料，其影響還會隨著產業(yè)鏈蔓延到各個相關行業(yè)。近年來，中央對于“提升糧食和農產品供給保障能力”的要求越來越明確，而與此同時，隨著我國大豆對外依存度的不斷提高，國外大豆占據我國大豆需求的主要來源，使得國產大豆被擠出大豆市場，并進一步影響國產大豆的種植和產量。由此造成，國內大豆價格受國際大豆價格的嚴重影響。準確地說，國內國際大豆市場之間的整合度越來越緊密。此外，以四大主糧水稻、小麥、玉米和大豆來看，一方面我國農業(yè)補貼政策（指臨時儲備政策、目標價格政策等）首先取消了大豆的臨時儲備價格政策，主要通過市場調節(jié)大豆價格，結果是大豆定價權的喪失；另一方面我國在玉米的臨時儲備價格政策還在繼續(xù)，但是有關玉米補貼政策的各項社會福利和政策目標之間的沖突也引發(fā)爭議。因此，研究中國農產品市場和農產品市場價格都不可忽視農業(yè)補貼政策的作用。

可以看出，認識國內外農產品期貨市場的聯(lián)動關系，利用好國內國際兩個市場，制定出促進我國農業(yè)和社會經濟發(fā)展的農業(yè)政策，有較高的理論和實際研究意義。其中，科學分析國內國際市場的整合情況是全面認識兩個市場的一個切入點。

1 研究方法

以往國內關于市場整合度的研究，主要通過VAR、SVAR、MSVAR、FAVAR和MS-VECM等以VAR模型為基礎的方法[1-5]，利用協(xié)整、脈沖響應、格蘭杰因果關系等來分析國內國際農產品市場在價格波動和價格傳導的問題。應該說，這類由相同產品構成的不同市場間的整合問題，協(xié)整分析方法的使用尤為普遍[6]。

關于市場整合問題較為普遍的一種認識就是一價原則（law of one price，簡稱 LOP），即相同的商品在不同的市場上的價格應該是相同的。這也是傳統(tǒng)線性協(xié)整分析的基礎，即假設變量間存在長期的均衡關系，且這種均衡關系是線性和穩(wěn)定的[7]。一價原則的實現一般通過貿易的形式，并且伴隨套利活動。但是，不管是貿易還是套利，都存在交易成本（Transaction cost）的問題。由于貿易活動的交易成本不是固定的，如運輸成本、倉儲成本等，他們很可能獨立于市場間的長期趨勢。同樣地，期貨市場間的套利活動也包括交易成本，如決策成本、信息搜集成本以及預期收益所形成的機會成本，這些都對短期均衡的調節(jié)有直接影響。

從而，有學者指出，交易成本制約了傳統(tǒng)的線性協(xié)整的研究[8-9]。這樣，非線性協(xié)整模型得到了重視，其中結構突變協(xié)整和閾值協(xié)整是非線性協(xié)整中近來較為受關注的方法[10]。

2 變量選取和數據處理

本文選取的農產品品種包括玉米、大豆、豆油和豆粕。

首先，考慮到國內大豆的自給率較低，研究農產品價格國內國際相互關系時，一般將國際貿易作為國際價格向國內價格的傳導途徑。那么，進口數量相對較少且對外依賴度相對較低的玉米，是否也存在這種價格之間的傳導效應呢，這個問題值得研究。其次，從研究結果的解釋力來看，考慮到大豆的國內國際價格的時間走勢較為趨同，因此，以往研究可以得出國內國際大豆價格具有協(xié)整關系。那么，同樣作為大宗農產品的玉米，在時間趨勢有一定差異的情況下是否還能呈現出較好的協(xié)整關系呢？這個問題同樣具備一定的研究價值。再次，豆油和豆粕作為大豆壓榨加工的副產品，國內國際價格之間的關系是否和大豆的國內國際價格之間的關系相同，同樣值得關注。

一般而言稻谷、小麥、玉米和大豆被視為四大主糧。但是，考慮到大豆和玉米期貨合約成立時間較早，小麥和稻谷期貨合約成立時間較晚，因此時間跨度較短。并且全球范圍內稻谷的主要期貨市場有3個，中國、美國和泰國，這3個市場在交易量上都不具有獨占的地位，且我國稻谷的自給率相對較高，因此其他兩個市場對我國市場的影響相對有限。同時，我國小麥期貨合約的交易量較小，尚不能較為快速和準確地形成國際國內價格的傳導機制。此外，從國內各大宗農產品消費量和進口量來看，大豆和玉米同時呈現上漲趨勢（見圖1）?？紤]到大豆和玉米作為飼料用糧的情況，兩者在一定程度上可能存在互補關系。因此，在四大主糧中本文以大豆和玉米作為研究對象。

圖1 四大主糧國內消費量Figure 1 Domestic consumption of the four staple foods

具體期貨合約選擇方面，國內市場選取大連商品交易所玉米期貨合約、黃大豆1號期貨合約、豆油期貨合約以及豆粕期貨合約作為國內農產品市場的代表產品。由于期貨合約存在活躍合約、近月合約和連續(xù)合約之分。其中，活躍合約與主力合約意思相近，指某個商品交易量最大的期貨合約；近月合約指離交割月份較近但還未進入交割月份的期貨合約；連續(xù)合約，如玉米連續(xù)，是為了研究方便將一段時間內近月合約串聯(lián)起來的時間序列，并不涉及具體期貨交易。為了即時反映市場交易情況，本文按照每個交易日交易量最大的合約作為交易合約（即活躍合約），并采用其相應的交易價格。在國際市場方面，本文采用CBOT的玉米、大豆、豆油和豆粕期貨合約。這與CBOT市場的交易量、市場國際化程度以及美國作為全球谷物主要出口商均有關系。此外，由于數據的可得性問題，以及國際農產品價格的活躍合約和連續(xù)合約價格差別不大，因此國際農產品價格均選取連續(xù)合約。以上國內國際農產品價格均采用日度數據，時間跨度均從2006年1月9日—2015年10月30日，各變量數據均取對數。國內價格均使用當日美元對人民幣中間價以及CBOT合約單位進行折算為美元計價，重量單位均折算至噸。具體來說，玉米和大豆的單位為美分/蒲式耳，豆油的單位為美分/磅，豆粕的單位為美元/短噸（100短噸約合91 t）。國內農產品價格數據，2006—2014年來自大連商品交易所，2015年1月2日—2015年10月30日均來自Wind資訊。同時，國際農產品價格數據及美元/人民幣中間價數據來自Wind資訊。

3 模型和估計方法

本文首先通過結構突變協(xié)整來尋找國內國際農產品價格之間的突變時點，再以閾值協(xié)整來檢驗兩者之間的關系。閾值協(xié)整方法為主，結構突變協(xié)整方法為輔，兩者結合。下面主要介紹閾值協(xié)整方法。

傳統(tǒng)的線性協(xié)整檢驗由Granger提出，后經Engle and Granger等進一步建立的Granger表現定理[11]，從理論上來說協(xié)整系統(tǒng)與誤差校正模型（Errorcorrection model，簡稱ECM）具有等價的表現形式。ECM的主要形式的特點就是將長期均衡關系和短期調節(jié)相結合[12]。

假設 x（t）和 y（t）均為 I（1）過程，則包括常數項、誤差修正項（ECT）和滯后階數的向量誤差修正模型（VECM）為：

與VECM相同，在TVECM中長期均衡關系通過短期調節(jié)機制得以維持。1和2分別表示兩種不同的短期調節(jié)機制，機制間的轉換取決于閾值γ。ect表示偏離長期均衡的程度，也是誤差修正項，短期調節(jié)機制的運行依賴于ect。因此，ect的系數表示當偏離均衡后向長期趨勢的調整速度。

4 實證結果

4.1 單位根檢驗

本文使用 ADF（Augmented dickey fuller）、PP（Phillips perron）和 KPSS（Kwiatkowski-phillips-schmidt-shin）方法做單位根檢驗。單位根檢驗結果（見表1），可以看出4種農產品的原始數據都是單位根過程。對4種農產品的價格做一階差分之后，除了玉米的國內價格、豆油的國內價格以及豆油的國際價格的KPSS檢驗結果相對較不理想之外，ADF和PP檢驗都說明大豆的國內價格以及豆油的國內和國際價格的一階差分序列是平穩(wěn)的。此外，玉米、大豆和豆粕的國內和國際價格的一階差分序列都是平穩(wěn)的。綜合來看，4種農產品價格是一階平穩(wěn)過程，因此可以使用協(xié)整檢驗。

表1 單位根檢驗Table 1 Unit root test

4.2 線性協(xié)整

在進行協(xié)整檢驗之前，需要通過建立VAR模型來確定模型的滯后階數。AIC，BIC，HQ，SC和FPE皆是確定Var模型最大滯后階數p的信息準則。縮寫即為是其命名方式，例如：AIC為赤池（Akaike赤遲）信息準則，BIC為貝葉斯信息準則Bayesian Information Criterion；SC 代表 Schwarz Criterion，以其提出者Gideon Schwarz的名字命名，一般寫作施瓦茨信息組準則；HQ是Hannan-Quinn準則，FPE是“Final Prediction Error”準則。檢驗結果表明，玉米選擇2階滯后，大豆選擇3階滯后，豆油選擇3階滯后，豆粕選擇2階滯后。

本文使用Johansen方法進行協(xié)整檢驗。從傳統(tǒng)的線性協(xié)整檢驗來看，與以往的研究不同，本文的檢驗結果顯示大豆的國內價格和國際價格之間不存在線性協(xié)整關系。同時，玉米的國內價格和國際價格之間也不存在線性協(xié)整關系。但是，豆油和豆粕的結果卻顯示他們的國內價格和國際價格之間存在線性協(xié)整關系。大豆國內國際價格不存在線性協(xié)整的結果，與實際經濟生活中，國內大豆受國際大豆嚴重沖擊的現象有明顯差異。這種差異從另一個側面說明線性協(xié)整存在的不足。傳統(tǒng)的線性協(xié)整只是假設變量間存在線性的調整關系，但如果考慮政策沖擊和交易成本的問題，線性協(xié)整的檢驗則無能為力。所以，有必要進一步使用非線性的協(xié)整進行檢驗。

表2 VAR模型滯后階數選擇Table 2 Lag order selection of VAR model

表3 線性協(xié)整檢驗Table 3 Linear cointegration test

4.3 結構突變協(xié)整

與傳統(tǒng)的線性協(xié)整檢驗的結果不同，在結構突變協(xié)整檢驗中，玉米、大豆、豆油和豆粕的國內和國際價格都存在結構突變的協(xié)整關系，且突變點分別為2015年6月24日和2014年7月7日，2006年7月17日和2010年2月3日。另一方面，關于大豆和玉米的農業(yè)補貼政策在結構突變時間前后均有大幅變動。2015年9月17日，國家發(fā)展和改革委員會、國家糧食和物資儲備局、財政部、農業(yè)發(fā)展銀行等部門聯(lián)合發(fā)出《關于2015年東北地區(qū)國家臨時存儲玉米收購有關問題的通知》通知：“2015年國家臨時存儲玉米掛牌收購價格（國標三等質量標準）為1元/斤”。相比于2014年的臨時儲備價格，2015年每斤最多調低了0.13元，降幅達到11.5%。這同時也是玉米臨時儲備政策實施七年來，收購價格第一次掉頭向下。2014年5月17日，“根據2014年中央1號文件關于啟動東北和內蒙古大豆目標價格改革試點的要求，經國務院批準，國家發(fā)展和改革委員會、財政部、農業(yè)農村部聯(lián)合發(fā)布2014年大豆目標價格，為每噸4 800元。實行大豆目標價格政策后，取消臨時收儲政策，生產者按市場價格出售大豆”。國家發(fā)展和改革委員會發(fā)布《國家發(fā)布2014年大豆目標價格》標志著我國對大豆的農業(yè)支持政策發(fā)生了顯著變化?？梢钥闯觯衩缀痛蠖沟慕Y構突變時間點與國家臨時儲備政策的調整時間具有極高的契合度。從時間上來說，應該先有政策后有國內外價格關系的結構突變。但是，政策在發(fā)布之前，會有討論、表決等過程，這些都會提前影響結構突變的發(fā)生。因此，本文認為政策變化可以很好地解釋結構突變的現象。

表4 結構突變協(xié)整Table 4 Structural mutation cointegration

豆油和豆粕可以看作農副產品，雖然他們是作為大豆壓榨的產品，但是和大豆的國內和國際價格不同，豆油和豆粕的國內國際價格的整合有著本身的特點。豆油和豆粕的國內國際價格的結構突變協(xié)整的突變點與大豆的國內國際價格有著明顯不同?；蛟S可以從貿易量上的突變進行解釋（見圖2、圖3）。本文選用凈進口和凈出口與國內產量的占比，主要是考慮國際價格對國內價格的影響。從2005—2014年，我國的豆油呈凈進口狀況，但是豆粕則相反地是凈出口的情況。這兩種農產品在結構突變點的年份上均有貿易量和產量占比的突然變化。

圖2 中國豆油凈進口量占國內產量百分比Figure 2 China's net soybean oil imports as a percentage of domestic production

圖3 中國豆粕凈出口量占國內產量百分比Figure 3 China's net soybean meal exports as a percentage of domestic production

4.4 閾值協(xié)整

進行閾值協(xié)整估計之前，需要對閾值協(xié)整是否存在進行檢驗。本文以原假設是線性協(xié)整進行檢驗[13]，并且Bootstrap都取1 000。檢驗結果（見表5），不同于線性協(xié)整和結構突變協(xié)整，閾值協(xié)整檢驗顯示，玉米和大豆的國內國際價格之間都存在閾值協(xié)整，但是豆油和豆粕的國內國際價格之間不存在閾值協(xié)整。這彌補了線性協(xié)整對玉米和大豆國內國際價格之間檢驗的不足。閾值協(xié)整的存在表明變量間存在長期均衡關系，但是與線性協(xié)整不同的是，這種長期均衡關系是在兩種短期動態(tài)過程（兩機制）的調節(jié)下得以維持。

表5 閾值協(xié)整對線性協(xié)整檢驗Table 5 Threshold cointegration vs.linear cointegration test

本文對玉米和大豆的國內國際價格分別進行兩機制的閾值協(xié)整估計[13-14]，其中機制1和機制2分別代表兩種不同的短期調節(jié)機制（見表6）。玉米價格之間的閾值為-0.040 2，表示當偏離于均衡（向上偏離或向下偏離）的程度大于4.2%時會觸發(fā)調節(jié)機制2，如果偏離于均衡的程度小于4.2%，調節(jié)過程是機制1。以玉米的國內價格為因變量時，在機制1中偏離均衡后向均衡的調整速度是0.002 4，機制2中偏離均衡后向均衡的調整速度為-0.002 5，兩種偏離情況下的調整速度相近（取絕對值）；以玉米的國際價格為因變量時兩種機制下的調節(jié)速度分別為0.015 1和-0.003 4，機制1的調整速度較快，有一定不對稱性。另一方面，大豆價格之間的閾值為-0.057 0，表示5.7%是兩種調節(jié)機制的決定值，即只有當偏離幅度小于（大于）5.7%時，機制1（2）會發(fā)生作用。進一步說，當因變量為國內價格時兩種機制下的調整速度分別是0.009 0和0.000 7。與玉米的情況類似，當大豆的國際價格作為因變量時，調整速度也存在顯著差異，分別為0.105 3和-0.016 6，不對稱性的現象明顯。

表6 閾值協(xié)整估計Table 6 Threshold cointegration estimation

圖4是玉米和大豆國內國際價格均衡關系的轉移機制，展示了不同調節(jié)機制發(fā)生作用的時點分布，1和2分別代表上文中的機制1和機制2。由表5和圖4可知，玉米的短期調節(jié)過程中處于機制1和機制2的時點在數量上相差不多，但是大豆調節(jié)機制中處于機制1的時點數量占據約90%。從時點分布上來看，玉米價格的調節(jié)機制一般持續(xù)兩年左右，之后以另一個機制為主，以此循環(huán)。但相比于玉米價格的調節(jié)機制，大豆的國內國際價格偏離均衡的調節(jié)方式以一種機制為主。

圖4 玉米和大豆價格均衡關系的轉移機制Figure 4 The transfer mechanism of the equilibrium relationship between corn and soybean prices

5 結論及啟示

結構突變協(xié)整和閾值協(xié)整在方法上彌補了傳統(tǒng)線性協(xié)整對于市場整合問題的研究。線性協(xié)整無效的原因，主要是因為政策等突變以及交易成本的存在。本文對玉米、大豆、豆油和豆粕的國內國際價格整合情況進行了分析。首先，4種農產品價格均存在國內國際的協(xié)整關系，但是協(xié)整的種類有所差異，這可能是由于產品間的互補性和替代性的影響。其次，農業(yè)補貼政策對玉米和大豆的國內國際價格存在結構上的沖擊，兩種農產品價格的結構突變點與農業(yè)補貼政策發(fā)生突變的時點有較高的契合度。再次，雖然玉米和大豆的國內國際價格之間都不存在傳統(tǒng)的線性協(xié)整，但是他們的閾值協(xié)整顯著，即交易成本在協(xié)整檢驗中有一定影響。最后，玉米和大豆價格的閾值協(xié)整都表明，價格偏離均衡關系后，向均衡調整的速度具有不對稱性。

研究結果表明：在我國人多地少的基本國情農情條件下，我國與世界主要農產品出口國相比，單位生產成本較高，農業(yè)基礎競爭力缺乏；糧食等重要農產品需求剛性增長及農產品需求結構持續(xù)升級的趨勢不會改變，盡管農業(yè)技術進步增產效應在一定程度上實現了對消費增長的追趕，但是受到國內耕地資源和淡水資源的約束，相當規(guī)模和部分特殊品種的農產品進口不可避免。財政支農資金要堅持集約化和市場化使用，促進保供給、調結構、轉方式并行；農業(yè)補貼政策要依靠信息化技術更好地引導市場預期，以市場需求的力量驅動國內外資源為我所用；積極參與并推動國際貿易規(guī)則和多邊體制改革，促進形成開放共享的國際農業(yè)合作格局。