國內外食品價格的傳導效應分析

徐媛媛，王傳美

（1.華中農業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院；2.武漢理工大學 數(shù)學系，武漢 430070）

0 引言

自市場化改革以來，國內食品價格波動頻繁且呈明顯上升趨勢。與此同時，國際食品價格經(jīng)歷了類似的劇烈波動。隨著貿易自由化進程的不斷推進，中國與世界經(jīng)濟的互動融合逐步深入。飲食結構的調整及消費需求的多元化推動著食品貿易的發(fā)展，國內食品價格除了受到供求、成本等傳統(tǒng)因素影響，還會受到國際食品價格波動等非傳統(tǒng)外部因素的沖擊。特別是入世以來，食品跨國流通變得愈加頻繁，導致國際風險和沖擊更容易傳導到國內。因此，通過對國際食品價格與國內食品價格的傳導效應分析，能更準確地把握食品市場的價格變化，為維持價格穩(wěn)定提供參考借鑒。

在現(xiàn)有相關研究中，學者們一般基于全樣本區(qū)間運用相關分析、格蘭杰因果檢驗、VEC等方法來研究國際食品市場與國內食品市場之間的影響關系及關聯(lián)效應，這可能會因為樣本中結構斷點的存在而導致實證結果出現(xiàn)偏頗。為彌補現(xiàn)有研究方法的不足，本文基于滾動協(xié)整檢驗分析法，通過對全樣本進行滾動擬合，實時追蹤食品價格的空間聯(lián)動及傳導路徑，有利于科學認識與判斷食品價格走勢，為政策部門制定價格穩(wěn)定政策及調控物價總水平提供參考。

1 模型構建及方法說明

誤差修正模型（VEC）的表達式如下:

其中，Yt是列向量，表示t時期國內食品價格及國際食品價格；△表示一階差分，k為估計方程滯后階數(shù)，ε為殘差項。在協(xié)整分析（跡統(tǒng)計量的顯著性檢驗）的基礎上，上述誤差修正模型提供了可進一步衡量國內、國外食品價格間傳遞效率的參數(shù)：（1）協(xié)整系數(shù)β：是刻畫價格序列間關聯(lián)性的基礎變量，衡量中國（國際）價格受國際（中國）價格波動的沖擊作用；其轉置矩陣 β′與Yt-1向量之積（β′Yt-1）為滯后一期的誤差修正項Et-1，是指沖擊對長期協(xié)整關系所造成的偏離。（2）誤差修正系數(shù)α：是構建經(jīng)濟變量間調整機制的核心變量，反映了中國食品價格、國際食品價格偏離長期均衡狀態(tài)時，將其調整到均衡狀態(tài)的調整速度；即當α的絕對值越大時，價格受到短期沖擊后向長期均衡修正的速度越快，意味著傳導效應越強，反之亦然。跡統(tǒng)計量、協(xié)整系數(shù)、誤差修正系數(shù)三者相互印證、互為補充，共同組成了分析國內、國外食品市場空間關聯(lián)效應的參數(shù)體系。

基于整個時間跨度進行經(jīng)濟變量間關聯(lián)效應的實證檢驗，只能反應特定樣本區(qū)間內價格序列間的一般性關系，不能把握國內、國外食品價格間關系隨時間變化的時變全貌，同時實證結果也會因樣本區(qū)間選取的不同而存在差異。隨著中國對外開放進程的不斷推進，國內外食品價格之間長期關系及傳遞效率應該呈現(xiàn)出一個動態(tài)變化的趨勢，采用全樣本靜態(tài)估計的研究思路具有較大的片面性，難以把握國內、國外食品價格之間協(xié)整關系及傳導效應的動態(tài)情況。而利用滾動時間窗口技術對傳統(tǒng)協(xié)整分析法加以改造，可以更大可能地提取數(shù)據(jù)的信息，獲得更加精準的分析結果，同時追蹤經(jīng)濟變量間關聯(lián)效應的路徑演變，能夠全方位掌握國內、國外食品價格間協(xié)整關系和傳導效應。因而，本文在Johansen協(xié)整方程及ECM模型的全樣本靜態(tài)分析框架的基礎上，采用滾動協(xié)整分析法，通過樣本區(qū)間滾動對中國食品價格與國際食品價格的協(xié)整關系及傳導效應進行動態(tài)擬合。

在本文中，t對應為每個滾動子區(qū)間的中間時點。令滾動子樣本區(qū)間的起、止數(shù)據(jù)序號分別為ra、rb，那么特定子樣本區(qū)間的固定長度rw可表示為rw=rb-ra+1。當總樣本數(shù)為n時，ra的變動范圍為[1,n-rw+1]；在固定窗口下，ra每向前移動1，rb同樣會向前移動1，因此rb的變動范圍為[rw,n]。滾動完畢，可獲得n-rw+1對新的子序列，最后依次對每一個子序列進行Johansen協(xié)整檢驗、VEC檢驗，以獲取關于跡統(tǒng)計量、協(xié)整系數(shù)及誤差修正系數(shù)的時間序列。

2 實證分析

2.1 數(shù)據(jù)處理

本文分別選用中國食品價格指數(shù)、國際食品價格指數(shù)作為國內外食品價格動態(tài)變化的綜合性指標。由于1994年的市場化改革是推動中國食品市場國際化的源動力，因此本文選取了1994年1月至2016年7月的月度數(shù)據(jù)，共271組。國際食品價格指數(shù)來源于聯(lián)合國糧農組織FAO，是以谷物、蔬菜、肉蛋、奶制品及糖等主要食品2002—2004年平均價格指數(shù)的加權平均值（按照各自出口份額賦予相應權重）為100的定基數(shù)據(jù)。中國食品價格指數(shù)源自wind金融數(shù)據(jù)庫，由同比、環(huán)比原數(shù)據(jù)，轉化成2002—2004年平均值為100的定基數(shù)據(jù)。

不同于國際食品價格的階段性變化，國內食品價格呈現(xiàn)出持續(xù)性增長的態(tài)勢。由圖1可見，1994—2010年國內外食品價格基本呈現(xiàn)相同的變化趨勢。而2011—2016年，與國際食品價格波動下降的變化趨勢相反，中國食品價格繼續(xù)保持震蕩上升的趨勢，食品價格指數(shù)由168.5漲至205.7，漲幅為22.1%。

圖1國內外食品價格走勢（1994—2016年）

表1所示為兩個變量的描述性統(tǒng)計。中國食品價格指數(shù)均值、標準差均小于國際食品價格指數(shù)，說明國內食品價格波動幅度顯著小于國際市場，可能的解釋是中國政府對國內食品價格的政策干預對穩(wěn)定食品價格發(fā)揮了效應。雖然兩者在絕對水平與波動程度上存在差異，但在偏度、峰度方面呈較強的一致性，均呈現(xiàn)左偏、扁鋒的非正太分布態(tài)勢。

表1 中國與國際食品價格指數(shù)的基本特征

2.2 單位根檢驗

從表2單位根檢驗的結果可以看出，中國食品價格和國際食品價格為非平穩(wěn)隨機變量，而其一階差分序列為平穩(wěn)序列，均為I（1）序列，滿足構造協(xié)整檢驗與VEC模型的前提條件。

2.3 協(xié)整檢驗

本文采用Johansen協(xié)整分析法檢驗國內外食品價格間是否存在長期整合關系。從表3可以看出，在5%的顯著性水平下，跡檢驗及最大特征根檢驗均拒絕“不存在協(xié)整關系”的原假設，即國內外市場價格之間存在長期均衡的協(xié)整關系，這與大多數(shù)已有文獻的結論一致。

表2 單位根檢驗結果

表3 中國與國際食品價格指數(shù)的協(xié)整檢驗

協(xié)整關系檢驗僅用以判別經(jīng)濟變量間是否具有長期的均衡關系，在此基礎上，可進一步通過構建VEC模型考察微觀經(jīng)濟主體受到短期沖擊時如何向長期均衡進行調整，通過長期一致與短期調整兩個方面定量評估國內、國外食品價格的傳導效應。從表4可以看出，國際食品價格的ECM項系數(shù)顯著為負值-0.011，即誤差修正項對國際價格的變動具有反向調整作用，這表明國內價格相對于國際價格偏低，平均來說，下一期的國內價格將上漲，而國際價格將下跌。國內價格的ECM項系數(shù)為正值0.006，說明誤差修正項對國內價格的變動具有正向調整作用，這表明國際價格相對于國內價格偏高，則平均來說，下一期的國際價格將下降，而國內價格將上升，此時國內價格和國際價格的偏離會在短期內不斷修正，并向長期均衡收斂。由協(xié)整系數(shù)可見，國內外食品價格彈性為0.52，表示當國際價格下降1%時，國內價格上升0.52%，也就是說，在短期內，國內價格低于長期均衡價格，而國際價格高于長期均衡價格，兩者通過不斷地非對稱性調整最終收斂于長期均衡。而在格蘭杰（Granger）因果檢驗中，F(xiàn)檢驗拒絕了“國際價格不是國內價格的Granger原因”的零假設，意味著國際價格的過去值對國內價格現(xiàn)值的變化具有解釋能力，可以說國際價格是國內價格變動的Granger原因。

表4 中國與國際食品價格指數(shù)的VEC估計及Granger檢驗

2.4 滾動協(xié)整檢驗

2.4.1 滾動協(xié)整中跡統(tǒng)計量特征檢驗

在全樣本靜態(tài)分析的基礎上，本文將進一步采用滾動時間窗口技術對兩變量間協(xié)整關系與傳導效應進行檢驗分析。將窗寬rw設定為2年，即以2年的時長為滾動樣本長度。在實際操作中，在對24個月度數(shù)據(jù)為子樣本時間長度進行滾動時，在前面增加一個數(shù)據(jù)的同時在后面減少一個數(shù)據(jù)，每次向前推進一月，直至最終獲得248對新的子序列，并依次提取出關于跡統(tǒng)計量、協(xié)整系數(shù)及誤差修正系數(shù)的時間序列。為便于分析，用10%的臨界值對跡統(tǒng)計量進行標準化處理。針對標準化跡統(tǒng)計量，如果大于1，意味著拒絕特定子區(qū)間“不具有協(xié)整關系”的原假設；如果小于1，表明接受特定子區(qū)間“不具有協(xié)整關系”的原假設。圖2是以統(tǒng)一時間軸繪制的國內外食品價格滾動協(xié)整中跡統(tǒng)計量的時變走勢圖，x軸顯示時間t，y軸表示的是標準化的跡統(tǒng)計量。如果橫坐標某個時間點的標準跡統(tǒng)計量≥1，則表明在該時間點前后一年里，二者具有顯著的協(xié)整關系；否則，則不存在顯著協(xié)整關系。為了使觀察更直觀、形象，圖2的陰影區(qū)域框出了國內外食品價格協(xié)整關系顯著存在的時間區(qū)段。

圖2滾動協(xié)整中跡統(tǒng)計量的時變走勢圖

觀察跡統(tǒng)計運動軌跡，可以發(fā)現(xiàn)，國內外食品價格具有顯著協(xié)整關系主要發(fā)生在1998—2000年、2002—2004年等入世前后的過渡時段，眾所周知，中國在正式加入WTO前后過渡期內為適應和滿足WTO要求，加速出臺了一系列的改革開放措施，其中關稅減讓以及非關稅貿易壁壘的取消使得國內食品價格更容易受到國際市場的沖擊。而在2008年金融危機及其滯后期間內，國內外食品價格協(xié)整關系表現(xiàn)出較低顯著性，可能的原因是世界糧食危機擾亂了國際食品價格，造成食品價格的劇烈波動，緊接著國內貿易政策的出臺以及政策調控的滯后效應，加劇了兩個市場價格間協(xié)整關系的動態(tài)不確定性。之后隨著金融危機風波逐步平復，國際貿易秩序逐漸恢復并完善，國內外食品價格間協(xié)整關系隱約顯現(xiàn)，但2014年石油危機的爆發(fā)導致國內外食品價格的協(xié)整關系再次降至顯著水平以下。另外，國內外食品價格之間的協(xié)整性還具有一定的不確定性，在全球經(jīng)濟平穩(wěn)期也有“協(xié)整關系不顯著”的情況發(fā)生，如2010年前后。

2.4.2 滾動協(xié)整中協(xié)整系數(shù)的特征檢驗

跡統(tǒng)計量是檢驗中國與國際食品價格協(xié)整關系的一個綜合性指標，本文提取滾動協(xié)整系數(shù)α和誤差修正系數(shù)β兩項更具體的結構性檢驗指標。

圖3顯示，隨著時間的推移，協(xié)整系數(shù)出現(xiàn)了一些異常值。顯然，這些值的出現(xiàn)并非偶然，一定程度上反映了國內外突發(fā)事件背景下的市場動蕩。例如，在2012年前后一年出現(xiàn)了最高值17.45，可能與2012年國際油價高位震蕩背景下，國內外食品價格間反方向的巨幅變動有關；2004年出現(xiàn)最低值-5.64，這與入世后國內外食品價格同步飛漲的現(xiàn)象相符。

圖3國內外食品價格的滾動協(xié)整系數(shù)

2.4.3 滾動協(xié)整中誤差修正系數(shù)的特征檢驗

通過對中國、國際食品價格的滾動誤差系數(shù)走勢分析（見圖4），探討國內外市場遭遇沖擊后，短期動態(tài)對長期均衡的修正速度，得出如下結論：

圖4國內外食品價格的滾動誤差修正系數(shù)

第一，中國食品價格的誤差修正系數(shù)波動劇烈，但基本顯著且小于0。這說明受到短期沖擊后，國內外食品價格間協(xié)整關系具有很強的拉動力，能夠通過對中國食品價格的誤差修正，將暫時的非均衡狀態(tài)迅速拉回到均衡狀態(tài)。其中，在1997—2004年入世前后過渡期內，誤差修正系數(shù)絕對值較大，表明中國入世帶來了其與國際市場的更深融合，國內外食品價格間傳導效應顯著提高；在2008年前后一段時間內，伴隨著國際糧食價格的暴漲暴跌，誤差修正系數(shù)波動增強且顯著性降低，預示著經(jīng)濟動蕩造成了國內外食品價格間傳導效應的減弱。

第二，國際食品價格的滾動誤差修正系數(shù)波動劇烈，并伴有異常值（2008年及2012年前后）。另外，在2001年入世后的一段時間里，國際市場誤差修正系數(shù)由正轉負，且絕對值增加，表明入世后中國市場主導地位加強，對國際市場短期波動的影響顯著增強，再次從側面印證了“入世提升了國內外食品價格的傳導效應”的結論。

第三，不同于中國食品價格的誤差修正系數(shù)，國際食品價格的誤差修正系數(shù)基本不顯著，這說明當受到短期沖擊后，中國食品價格在國內外食品價格的長期協(xié)整關系的拉動下，能夠不斷修正，并向長期均衡收斂，而國際食品價格則不具有顯著的修正過程，即食品價格波動主要是沿“國際向國內”單方向進行傳導。

3 結論

從整體上看，1994—2016年國內外食品價格具有顯著的長期協(xié)整關系，國內價格受國際價格變動的影響，當受到短期沖擊時，中國食品價格將沿著國際價格原有的趨勢走向二者間的長期均衡關系?；诖?，本文又運用滾動協(xié)整分析法描繪了國內外食品價格間傳導效應的路徑演變，結果發(fā)現(xiàn)：

（1）國內外食品價格的協(xié)整水平及傳導效應具有階段差異性以及時變性特征，容易受到突發(fā)事件的影響。如2008年金融危機、2012年油價震蕩等突發(fā)事件引起協(xié)整系數(shù)、誤差修正系數(shù)的異常波動，并在一定程度上降低了國內外食品價格的傳導效應。在金融危機背景下，為防止國際價格波動傳導至國內市場，一系列食品貿易政策的出臺降低了國內外食品價格的協(xié)整關系，同時政策調節(jié)的滯后作用進一步阻礙了國內外食品價格的聯(lián)動性。此外，國內外食品價格間協(xié)整關系亦受到來自能源市場的沖擊作用，主要表現(xiàn)為當油價暴漲暴跌時，協(xié)整變得更加脆弱，并基本不存在對非均衡狀態(tài)的反向修正機制。因此，在全球危機發(fā)生時期，應適當放緩對外開放步伐策略以盡量規(guī)避風險，政府通過國內農業(yè)支持及貿易政策等系列調控手段，保留對食品價格的控制權，增加食品價格的抗風險能力，防止中國市場對國際市場反應過度的異?，F(xiàn)象出現(xiàn)。

（2）外部經(jīng)濟環(huán)境是影響食品價格間傳導效應的關鍵因素。2001年入世前后過渡期內，國內外食品價格間協(xié)整關系顯著，同時存在較強的誤差修正機制，價格間傳導效應顯著提高，主要得益于國內外平穩(wěn)繁榮的經(jīng)濟環(huán)境。由此可見，在全球經(jīng)濟繁榮和金融穩(wěn)定發(fā)展時期，政府應改革和完善國內食品價格制度、提升市場內部績效，同時擴大對外開放，充分利用國際農業(yè)資源和產(chǎn)品市場，實現(xiàn)國內外市場的良性互動，全方位保障我國糧食安全戰(zhàn)略目標的實現(xiàn)。但在經(jīng)濟平穩(wěn)期（如2010年等）也存在協(xié)整關系不顯著的情況，說明國內外食品價格的傳導效應還受其他不確定因素的影響。