生物質(zhì)能源發(fā)展對(duì)糧食安全影響的內(nèi)在機(jī)理分析*

劉飛翔，劉偉平

(1.福建農(nóng)林大學(xué)作物學(xué)院，福州 350002;2.福建農(nóng)林大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，福州 350002)

1 糧食安全與能源安全的平衡思索

生物質(zhì)能源發(fā)展對(duì)糧食生產(chǎn)的影響可以分為直接影響和間接影響兩個(gè)方面。該文主要關(guān)注生物質(zhì)能源發(fā)展對(duì)糧食生產(chǎn)的直接影響，間接影響是指對(duì)其他部門的影響，文中暫不詳述。企業(yè)是理性經(jīng)濟(jì)人，市場(chǎng)通過價(jià)格杠桿的作用導(dǎo)致資源配置結(jié)構(gòu)的改變，如果乙醇生產(chǎn)有利可圖，生產(chǎn)廠商對(duì)未來的乙醇生產(chǎn)銷售有良好的預(yù)期，那么市場(chǎng)對(duì)玉米的需求就十分的強(qiáng)勁，從而導(dǎo)致玉米價(jià)格的上漲，農(nóng)戶因有利可圖就把種植水稻或小麥的耕地用來種植玉米。簡單說，就是看玉米用于食物鏈消費(fèi)和乙醇生產(chǎn)，兩者之間誰的利潤更大。生物質(zhì)能源發(fā)展對(duì)糧食生產(chǎn)的直接影響表現(xiàn)為:目前中國乙醇燃料的加工主要以玉米為原料，乙醇燃料的發(fā)展擴(kuò)大了玉米的需求，也就是改變了市場(chǎng)對(duì)糧食的需求結(jié)構(gòu)，在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下，這種對(duì)糧食需求結(jié)構(gòu)的改變會(huì)通過價(jià)格體制影響到糧食的供給結(jié)構(gòu)，導(dǎo)致資源配置結(jié)構(gòu)的改變。由此產(chǎn)生兩種截然相反的觀點(diǎn)，其一，乙醇燃料對(duì)于開辟新的糧食消費(fèi)渠道，平衡農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)與消費(fèi)，穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格，相對(duì)提高農(nóng)民收入，調(diào)動(dòng)農(nóng)民生產(chǎn)積極性，充分利用邊際土地，促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的良性循環(huán)，最終有效促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化都具有重大意義，即使大量使用玉米加工燃料乙醇，也不會(huì)威脅到國家糧食供應(yīng)安全;其二，不僅第一代生物質(zhì)能源依賴于糧食作物，甚至以非糧作物為基礎(chǔ)的第二代生物質(zhì)能源仍然會(huì)與糧食作物爭水和爭地，用來生產(chǎn)糧食的土地被用來生產(chǎn)生物質(zhì)能源的原料，這樣會(huì)損害糧食安全［1-4］。

2 蛛網(wǎng)理論與糧食安全分析

蛛網(wǎng)模型是用來考察在市場(chǎng)自發(fā)作用下，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格與產(chǎn)量偏離市場(chǎng)均衡狀態(tài)后波動(dòng)趨勢(shì)的一種方法。傳統(tǒng)的蛛網(wǎng)模型有兩個(gè)基本的假設(shè)條件:商品t期供給量決定于t-1期價(jià)格Pt-1，即供給函數(shù)為期的需求量決定于t期價(jià)格Pt，即需求函數(shù)為=f(Pt)。一些學(xué)者認(rèn)為傳統(tǒng)蛛網(wǎng)模型的假設(shè)與現(xiàn)實(shí)不相符合，因?yàn)樯a(chǎn)者是“理性經(jīng)濟(jì)人”，不會(huì)把預(yù)期價(jià)格永遠(yuǎn)保持在前一期，而會(huì)從經(jīng)驗(yàn)中逐步修正自己的預(yù)期價(jià)格，使預(yù)期價(jià)格接近正常價(jià)格。這些學(xué)者對(duì)傳統(tǒng)蛛網(wǎng)模型進(jìn)行了修正，相繼提出了引入期望價(jià)格和正常價(jià)格的蛛網(wǎng)模型和引入自適應(yīng)期望價(jià)格的蛛網(wǎng)模型。這三種模型的需求函數(shù)都是=a-bP，其中a表示價(jià)格為零時(shí)的商品需求，b表示商品的需求價(jià)格彈性;主要區(qū)別是生產(chǎn)者在決定tt期的產(chǎn)量時(shí)對(duì)t期的預(yù)期價(jià)格不同。傳統(tǒng)的蛛網(wǎng)模型中生產(chǎn)者是將t-1期的價(jià)格作為t期的預(yù)期價(jià)格，即其中c表示價(jià)格為零時(shí)的商品供給量，d表示商品的供給價(jià)格彈性，Pt表示t期價(jià)格。在引入期望價(jià)格和正常價(jià)格的蛛網(wǎng)模型中，生產(chǎn)者是將t期的期望價(jià)格①即生產(chǎn)者對(duì)t-1期的實(shí)際價(jià)格同正常價(jià)格進(jìn)行比較，并對(duì)未來市場(chǎng)做出估計(jì)后確定的價(jià)格。作為t期的預(yù)期價(jià)格，即d［Pt-1-φ(Pt-Pt-1)］，其中Pt-1表示t-1期價(jià)格，φ為調(diào)節(jié)系數(shù)，當(dāng)φ=0時(shí)，此模型變?yōu)閭鹘y(tǒng)的蛛網(wǎng)模型，其他的變量含義不變。在引入自適應(yīng)期望價(jià)格的蛛網(wǎng)模型中，生產(chǎn)者雖然也將t期的期望價(jià)格作為t期的預(yù)期價(jià)格，但t期的期望價(jià)格是將t-1期的價(jià)格與同期的期望價(jià)格進(jìn)行比較，對(duì)t-1期的期望價(jià)格做出調(diào)整后確定的價(jià)格，即其中為t-1期的期望價(jià)格，其他的變量含義不變，當(dāng)φ=1時(shí)，此模型變?yōu)閭鹘y(tǒng)的蛛網(wǎng)模型。

三種模型到底哪種更適合用來分析中國的農(nóng)戶如何根據(jù)市場(chǎng)價(jià)格進(jìn)行生產(chǎn)決策仍存在爭論。但是，只要某產(chǎn)品的生產(chǎn)存在季節(jié)性而不存在生產(chǎn)壟斷，在市場(chǎng)自發(fā)的調(diào)節(jié)下，多數(shù)生產(chǎn)者就會(huì)把該商品t-1期的實(shí)際價(jià)格作為t期預(yù)期價(jià)格來決定該商品t期的實(shí)際產(chǎn)量。糧食生產(chǎn)具有這種特征，多數(shù)糧食生產(chǎn)者會(huì)把糧食t-1期的實(shí)際價(jià)格作為t期預(yù)期價(jià)格來決定t期商品糧產(chǎn)量，即多數(shù)糧食生產(chǎn)者的商品糧生產(chǎn)決策行為符合傳統(tǒng)蛛網(wǎng)模型的假設(shè)條件［5-7］。

蛛網(wǎng)模型說明了在市場(chǎng)機(jī)制自發(fā)調(diào)節(jié)的情況下，農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量和價(jià)格必然發(fā)生周期波動(dòng)，從而影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與農(nóng)民增收。糧食是生活必需品，需求價(jià)格彈性小，具有剛性，農(nóng)產(chǎn)品的供給彈性則較大，因?yàn)檗r(nóng)民可以選擇生產(chǎn)或不生產(chǎn)糧食以及生產(chǎn)多少糧食。因此，農(nóng)產(chǎn)品的供給彈性一般要大于需求彈性。目前，中國農(nóng)民的糧食生產(chǎn)決策主要是根據(jù)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格當(dāng)期的市場(chǎng)價(jià)格來決定第二年的生產(chǎn)。由于糧食價(jià)格對(duì)生產(chǎn)和供給的調(diào)節(jié)滯后，這使得糧食市場(chǎng)的供求波動(dòng)呈現(xiàn)出典型的“發(fā)散型蛛網(wǎng)波動(dòng)”［8］。

3 影響機(jī)理的計(jì)量模型解釋

在經(jīng)濟(jì)分析中，常常要對(duì)經(jīng)濟(jì)變量之間的因果關(guān)系做出判斷。盡管人們可以根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論對(duì)變量間的因果關(guān)系做出初步判斷，但由于不同的經(jīng)濟(jì)理論所依據(jù)的前提假設(shè)不一致，使得有時(shí)單憑經(jīng)濟(jì)理論很難做出合理的判斷，甚至有可能會(huì)給同一對(duì)變量間的因果關(guān)系做出近乎完全相反的判斷。因此，用統(tǒng)計(jì)推斷的方法，從實(shí)際觀測(cè)數(shù)據(jù)中得出變量間因果關(guān)系的經(jīng)驗(yàn)判斷，這或許是因果關(guān)系檢驗(yàn)的一種有效方法。在此，借助格蘭杰因果檢驗(yàn)方法對(duì)中國的玉米價(jià)格與乙醇價(jià)格之間的因果關(guān)系做出判斷。

研究主要運(yùn)用協(xié)整 (Co-integration)和誤差修正模型 (Error-Correction Model，ECM)方法來研究玉米價(jià)格與乙醇價(jià)格的邏輯關(guān)系。

該文中，主要是運(yùn)用協(xié)整理論進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。時(shí)間序列的兩組經(jīng)濟(jì)變量X，Y之間的因果關(guān)系可以定義為:若在包含了變量X，Y的過去信息的條件下，對(duì)Y的預(yù)測(cè)效果好于只單獨(dú)由Y的過去信息對(duì)Y進(jìn)行的預(yù)測(cè)，即變量x有助于解釋變量Y的將來變化，則認(rèn)為變量X引致變量Y，兩者之間存在因果關(guān)系?？紤]X，Y，樣本在t=1，2，......，T期間，要檢驗(yàn)X是否是為影響Y的原因分布滯后模型:

上述模型中X的分布滯后項(xiàng)正是要考察的是否對(duì)Y當(dāng)前水平有影響的因素，他們的系數(shù)反映了這種影響。其中Y的各階自回歸項(xiàng)，則是為了排除把自回歸效應(yīng)誤作分布滯后效應(yīng)進(jìn)而得出錯(cuò)誤結(jié)論的可能性。在上式中如果αyi=0對(duì)所有i=1，2，3......，q都成立，則X變量不會(huì)引起Y變量的發(fā)生，二者不構(gòu)成因果關(guān)系，滯后期的選擇可以是任意的。

這樣可以設(shè)定假設(shè)，即 Ho:αyi=0，i=1，2，3......，q

該假設(shè)一般通過構(gòu)造如下F統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行檢驗(yàn)，即

式中，RSS0是在Ho下的誤差平方和，RSS1為備選假設(shè)H1下的誤差平方和，F(xiàn)服從第一自由度為q，第二自由度為T-(2q+1)分布。給定顯著性水平α，則有對(duì)應(yīng)的臨界值Fα，如果F＞Fα，則1-α以的置信度拒絕H0假設(shè)，在格蘭杰意義上X是Y的原因;否則接受H0假設(shè)，Y的變化不能歸因于x的變化。因?yàn)橐蚬詸z驗(yàn)是針對(duì)因果關(guān)系不清楚或有疑問的變量，因此，一般格蘭杰檢驗(yàn)總是進(jìn)行雙向的檢驗(yàn)。檢驗(yàn)Y影響X的因果性的方法也是相同的，就不再復(fù)贅。

4 實(shí)證分析與檢驗(yàn)

4.1 玉米價(jià)格及乙醇價(jià)格數(shù)據(jù)的選擇

受資料收集的限制，該文采用2002年8月～2007年12月中國玉米價(jià)格及乙醇價(jià)格的月度數(shù)據(jù)行進(jìn)分析和檢驗(yàn)，見圖1。

圖1 玉米價(jià)格和乙醇價(jià)格歷年月份圖

為了尋找合適的函數(shù)模型，根據(jù)2002年8月～2007年12月中國玉米價(jià)格及乙醇價(jià)格的數(shù)據(jù)做散點(diǎn)圖，縱軸為玉米價(jià)格 (Y也表示為ymjg)，橫軸為乙醇價(jià)格 (X也表示為ycjg)。散點(diǎn)圖直觀的印象是玉米價(jià)格隨乙醇價(jià)格的增加而增加，呈線性關(guān)系，見圖2。于是選用線性回歸模型 (Linear Regression)，通過Eviews6.0軟件計(jì)算，建立模型為:

圖2 玉米價(jià)格和乙醇價(jià)格散點(diǎn)圖

該模型的回歸系數(shù)在1%顯著性水平下不顯著為零;擬合優(yōu)度R2=0.5256表現(xiàn)一般;D.W=0.2739，給定5%顯著性水平，查Durbin-Watson表，自由度為65，解釋變量個(gè)數(shù)為1，查得下限臨界值dL=1.567，上限臨界值dU=1.629，因?yàn)镈.W統(tǒng)計(jì)量＜dL，根據(jù)判定區(qū)域知，殘差存在正一階自相關(guān)。

為了進(jìn)一步確定自相關(guān)的階數(shù)，進(jìn)行相關(guān)圖和Q統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)，設(shè)滯后階數(shù)為28(此處采用Eviews6.0軟件的系統(tǒng)默認(rèn)階數(shù))，圖4顯示了殘差項(xiàng)的自相關(guān)系數(shù)、偏自相關(guān)系數(shù)和對(duì)應(yīng)于高階序列相關(guān)的Ljung-Box Q統(tǒng)計(jì)量。

圖3 相關(guān)圖和Q統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果

虛線之間的區(qū)域是序列相關(guān)中正負(fù)兩倍于估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)差所夾成的，如果自相關(guān)值在這個(gè)區(qū)域內(nèi)，則在顯著性水平為5%的情況下于0沒有顯著區(qū)別［8］。圖中的一階自相關(guān)系數(shù)和偏自相關(guān)系數(shù)都超過了虛線部分，說明序列存在一階自相關(guān)。各階Q統(tǒng)計(jì)量的P值都小于0.05，說明了在5%的顯著性水平下，拒絕原假設(shè)，殘差序列存在序列相關(guān)。

表1 LM檢驗(yàn)結(jié)果

已經(jīng)檢驗(yàn)到序列存在著二階序列相關(guān)，就不能用D.W統(tǒng)計(jì)量估計(jì)自相關(guān)系數(shù)①若模型只存在一階自相關(guān)，在大樣本的情況下，自相關(guān)系數(shù)ρ≈1-。該文采用科克蘭納-奧克特 (Cochrane-Orcutt)迭代法進(jìn)行修正，估計(jì)修正結(jié)果，見表2。

表2 序列相關(guān)性修正模型:科克蘭納－奧克特迭代法估計(jì)結(jié)果

經(jīng)過修正的D.W統(tǒng)計(jì)量為1.8283，dU=1.629＜D.W ＜4-dU，說明了修正后不存在序列相關(guān)了。給出了模型修正后的自相關(guān)系數(shù)、偏自相關(guān)系數(shù)和對(duì)應(yīng)于高階序列相關(guān)的Ljung-Box Q統(tǒng)計(jì)量，見圖4。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果可以得出結(jié)論修正后的模型已經(jīng)消除了序列相關(guān)。

圖4 修正后相關(guān)圖和Q統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果

從表中可以看出，修正后的模型的擬合優(yōu)度R2=0.9751有了大幅度的提高，表明了修正后的模型可以幾乎完美的解釋數(shù)據(jù)的關(guān)系。自變量乙醇價(jià)格 (ycjg)對(duì)因變量玉米價(jià)格 (ymjg)影響系數(shù)的P值為0.1020，表明了即使在10%顯著性水平上也無異于0，接受零假設(shè)，說明了乙醇價(jià)格的變動(dòng)不會(huì)對(duì)玉米價(jià)格的變動(dòng)造成影響。為了進(jìn)一步驗(yàn)證，下面進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

4.2 因果關(guān)系檢驗(yàn)

格蘭杰檢驗(yàn) (Granger Cause Tests)的前提是數(shù)據(jù)的ADF檢驗(yàn)不穩(wěn)定。設(shè)滯后期為12，在Level水平下，玉米價(jià)格的ADF檢驗(yàn)結(jié)果，見表3。

表3 玉米價(jià)格的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

表4 乙醇價(jià)格的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

由于-1.4671＞-2.5973，因此玉米價(jià)格可以進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。

相同滯后期、相同水平情況下乙醇價(jià)格的ADF檢驗(yàn)結(jié)果，見表4。

可見，-1.4544＞-2.5973，因此通貨膨脹率也可以進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)。

在滯后期為12的情況下，二者的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果，見表5。

表5 玉米價(jià)格和乙醇價(jià)格的格蘭杰因果檢驗(yàn)

其中， “ymjg”表示玉米價(jià)格，“ycjg”表示乙醇價(jià)格。如表5可見，在玉米價(jià)格和乙醇價(jià)格的格蘭杰因果檢驗(yàn)中，對(duì)于乙醇價(jià)格不是玉米價(jià)格的格蘭杰成因的原假設(shè)，F(xiàn)值為1.0220，相對(duì)較小，拒絕它犯第一類錯(cuò)誤的概率是0.46，表明乙醇價(jià)格不是玉米價(jià)格的格蘭杰成因的概率較大，不能拒絕原假設(shè)，即乙醇價(jià)格的變動(dòng)不能影響玉米價(jià)格的變動(dòng)，玉米價(jià)格的上升和下降是受其他因素的影響和控制。

對(duì)于玉米價(jià)格不是乙醇價(jià)格的格蘭杰成因的原假設(shè)，顯示出同樣的結(jié)論，F(xiàn)值為0.6998，相對(duì)更小，拒絕它犯第一類錯(cuò)誤的概率是0.74，表明玉米價(jià)格不是乙醇價(jià)格的格蘭杰成因，說明了玉米價(jià)格的波動(dòng)也不會(huì)造成乙醇價(jià)格的波動(dòng)，乙醇價(jià)格的變動(dòng)是由其他因素造成的。

4.3 誤差修正模型驗(yàn)證

運(yùn)用ECM模型進(jìn)行分析的第一步實(shí)際上是對(duì)兩個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行單積檢驗(yàn)，即檢驗(yàn)玉米價(jià)格 (ymjg)和乙醇價(jià)格 (ycjg)的單積性，看它們是否屬于同階I(1)。如果這一點(diǎn)不成立，那么無法進(jìn)行ECM模型分析;如果這一點(diǎn)成立，則進(jìn)行下一步。

設(shè)滯后期為0，在1st difference水平下，玉米價(jià)格的一次差分ADF檢驗(yàn)結(jié)果，見表6。

表6 玉米價(jià)格的一次差分ADF檢驗(yàn)結(jié)果

表7 乙醇價(jià)格的一次差分ADF檢驗(yàn)結(jié)果

由于-5.2086＜-4.1104，因此玉米價(jià)格屬于I(1)。

相同滯后期、相同水平情況下乙醇價(jià)格的一次差分ADF檢驗(yàn)結(jié)果，見表7。

由于-9.3482＜-4.1104，因此乙醇價(jià)格也屬于I(1)。

第二步是對(duì)兩個(gè)I(1)進(jìn)行協(xié)積分析。具體方法是:對(duì)Yt=α+βXt+ut進(jìn)行線性回歸，得到回歸系數(shù)a、b和殘差序列et。在檢驗(yàn)殘差序列et的單積性，如果et不是平穩(wěn)的I(0)，則不能進(jìn)行ECM分析，如果是平穩(wěn)的I(0)，則Yt和Xt間的協(xié)整性獲得肯定，協(xié)整系數(shù)向量為 (1，-b)。殘差序列etADF檢驗(yàn)結(jié)果，見表8。

表8 殘差的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

在10%的顯著水平上，殘差序列et通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)，表明殘差序列et是平穩(wěn)的，可以建立誤差修正模型。

第三步，把et作為誤差修正項(xiàng)，代入ECM模型。因?yàn)閅t和Xt有協(xié)整關(guān)系，ECM模型各項(xiàng)都平穩(wěn)，因此可直接用OLS法估計(jì)參數(shù)。滯后期為1的情況下，通過Eviews6.0軟件計(jì)算，建立模型為:

模型中，ΔYt代表被解釋變量玉米價(jià)格 (ymjg)的短期波動(dòng)，ΔXt為解釋變量乙醇價(jià)格 (ycjg)的短期波動(dòng)，ecmt-1代表的是兩個(gè)變量之間關(guān)系對(duì)長期均衡的偏離。自變量乙醇價(jià)格的短期波動(dòng)對(duì)因變量玉米價(jià)格的短期波動(dòng)影響系數(shù)的P值為0.0912，表明了即使在5%顯著性水平上也無異于0，接受零假設(shè)，說明模型中的自變量系數(shù)αij是統(tǒng)計(jì)上不顯著的，表明不存在由ΔXt到ΔYt的短期因果關(guān)系。

5 結(jié)論

經(jīng)過計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型證實(shí):乙醇價(jià)格和玉米價(jià)格兩者的關(guān)系既無長期的因果聯(lián)系也無短期的因果聯(lián)系。即乙醇價(jià)格的上升并不必然導(dǎo)致玉米價(jià)格的上升，意味著也不一定會(huì)帶來玉米生產(chǎn)積極性的提高和產(chǎn)量的增加，反而由于對(duì)有限土地資源的競爭加劇了用于食物鏈的糧食供需矛盾，從而帶來糧食危機(jī)。由此可見，生物質(zhì)燃料的原料來源非常廣泛，只要合理開發(fā)，發(fā)展生物能源不但不會(huì)對(duì)糧食安全構(gòu)成威脅，反而能在一定程度上保障糧食安全［9］。

1 屈寶香.從糧食生產(chǎn)周期變化看中國糧食安全.作物雜志，2004，(1):6

2 朱希剛.跨世紀(jì)的探索:中國糧食問題研究.北京:中國農(nóng)業(yè)出版社，1997

3 農(nóng)業(yè)部軟科學(xué)委員會(huì)辦公室.糧食安全問題.北京:中國農(nóng)業(yè)出版社，2001

4 楊軍，仇煥廣，黃季焜.生物液體能源發(fā)展對(duì)我國農(nóng)業(yè)發(fā)展和糧食安全的影響.中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2008，(4):1～4

5 全海.中國的糧食市場(chǎng):波動(dòng)與調(diào)控.北京:中國物價(jià)出版社，2002

6 高鴻業(yè).西方經(jīng)濟(jì)學(xué).北京:中國人民大學(xué)出版社，2004

7 曼昆.經(jīng)濟(jì)學(xué)原理.北京:北京大學(xué)出版社，2008

8 劉星彥.蛛網(wǎng)理論與我國的糧食安全.糧食流通技術(shù)，2005，(5):5

9 劉飛翔，劉偉平.福建農(nóng)村綠色能源發(fā)展戰(zhàn)略.中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2007，(5):52～54