國(guó)際糧價(jià)對(duì)我國(guó)糧價(jià)的影響：非對(duì)稱性與門限效應(yīng)

李玉雙，趙 婷

(1.嘉興學(xué)院 商學(xué)院，浙江 嘉興 314001；2.浙江大學(xué) 國(guó)際經(jīng)濟(jì)研究所，浙江 杭州 310028)

一、引 言

“民以食為天，食以糧為先”，糧食是事關(guān)國(guó)家經(jīng)濟(jì)安全的重要商品，其價(jià)格在國(guó)家經(jīng)濟(jì)與社會(huì)生活中居于重要地位。糧價(jià)變動(dòng)會(huì)影響種糧者的種糧積極性，從而會(huì)影響糧食的供給，影響國(guó)家的糧食安全。因此，糧價(jià)一直是政府與社會(huì)關(guān)注的焦點(diǎn)。隨著改革開放的深入以及糧食市場(chǎng)國(guó)際化程度的提升，國(guó)際糧價(jià)變動(dòng)勢(shì)必對(duì)我國(guó)糧價(jià)產(chǎn)生一定的影響，如何準(zhǔn)確揭示這一影響過程，不僅有助于正確理解我國(guó)糧價(jià)運(yùn)行規(guī)律，而且也能為政府制定相關(guān)政策提供重要參考。

關(guān)于國(guó)際糧價(jià)對(duì)我國(guó)糧價(jià)的影響，國(guó)內(nèi)學(xué)者普遍采用傳統(tǒng)線性時(shí)間序列模型進(jìn)行分析，其結(jié)論也未形成一致。丁守海[1]、王少芬和趙昕東[2]以及高帆和龔芳[3]研究發(fā)現(xiàn)，國(guó)際糧價(jià)變動(dòng)會(huì)在很大程度上影響我國(guó)糧價(jià)，即國(guó)際糧價(jià)變動(dòng)會(huì)對(duì)我國(guó)糧價(jià)產(chǎn)生顯著性影響。但是，也有學(xué)者并不同意這一觀點(diǎn)。潘蘇和熊啟泉[4]研究發(fā)現(xiàn)，從長(zhǎng)期來看，國(guó)際糧價(jià)變動(dòng)對(duì)我國(guó)糧價(jià)的影響并不大；從短期來看，雖然國(guó)際糧價(jià)的影響在增大，但仍處于較低水平。王孝松和謝申祥[5]研究發(fā)現(xiàn)，國(guó)際糧價(jià)變動(dòng)對(duì)我國(guó)糧價(jià)的影響比較小，其中，國(guó)際小麥價(jià)格變動(dòng)對(duì)我國(guó)小麥價(jià)格的影響系數(shù)只有0.05左右。李光泗等[6]研究發(fā)現(xiàn)，雖然國(guó)內(nèi)外糧價(jià)的協(xié)整關(guān)系不明顯，但其協(xié)整程度在漸漸增強(qiáng)。賈娟琪等[7]研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)糧價(jià)支持政策的實(shí)施，降低了國(guó)際糧價(jià)對(duì)我國(guó)糧價(jià)的均值溢出效應(yīng)。

采用傳統(tǒng)線性時(shí)間序列模型所隱含的前提是，不同狀態(tài)下國(guó)際糧價(jià)對(duì)我國(guó)糧價(jià)的影響是對(duì)稱的。然而，現(xiàn)實(shí)中不同狀態(tài)下國(guó)際糧價(jià)對(duì)我國(guó)糧價(jià)的影響往往是非對(duì)稱的。Meyer和Cramon-Taubadel[8]研究發(fā)現(xiàn)，廠商壟斷、政府干預(yù)與菜單成本等因素均會(huì)導(dǎo)致價(jià)格上漲的影響效果與其下跌的影響效果是非對(duì)稱的。Peltzman[9]以美國(guó)282種商品的價(jià)格數(shù)據(jù)為樣本研究發(fā)現(xiàn)，價(jià)格上漲與下跌的影響效果是非對(duì)稱的，而且這并不是偶然現(xiàn)象，而是普遍規(guī)律。隨后學(xué)術(shù)界開始重視這一問題的研究，Meyer和Cramon-Taubadel[8]、Frey和Manera[10]以及戴家武和王秀清[11]都做了詳細(xì)回顧，這里不再贅述。以我國(guó)糧價(jià)為樣本，柯善淦等[12]運(yùn)用非對(duì)稱誤差修正模型以及李玉雙[13]運(yùn)用標(biāo)準(zhǔn)NARDL模型研究均發(fā)現(xiàn)，國(guó)際糧價(jià)上漲對(duì)我國(guó)糧價(jià)的影響效果與其下跌的影響效果是非對(duì)稱的，上漲的影響效果要大于其下跌的影響效果。因此，研究國(guó)際糧價(jià)對(duì)我國(guó)糧價(jià)的影響不能忽視這里面的非對(duì)稱性問題。

關(guān)于國(guó)際糧價(jià)對(duì)我國(guó)糧價(jià)的影響，除了考慮非對(duì)稱性問題外，門限效應(yīng)也是一個(gè)要考慮的問題。依據(jù)一價(jià)定律，由于交易成本的存在，只有當(dāng)國(guó)際糧價(jià)與我國(guó)糧價(jià)之間的價(jià)差大于其交易成本時(shí)，才會(huì)觸發(fā)套利行為，產(chǎn)生貿(mào)易流，導(dǎo)致國(guó)際糧價(jià)變動(dòng)對(duì)我國(guó)糧價(jià)產(chǎn)生影響。如果國(guó)際糧價(jià)與我國(guó)糧價(jià)之間的價(jià)差小于其交易成本，國(guó)際糧價(jià)變動(dòng)將不會(huì)對(duì)我國(guó)糧價(jià)產(chǎn)生影響。因此，國(guó)際糧價(jià)對(duì)我國(guó)糧價(jià)的影響還存在著門限效應(yīng)。

三區(qū)制NARDL模型(Nonlinear Autoregressive Distributed Lag，NARDL)是最新發(fā)展的非線性時(shí)間序列模型，它是對(duì)標(biāo)準(zhǔn)NARDL模型的一種拓展。Shin等[14]最早提出NARDL模型，該模型是一個(gè)兩區(qū)制非線性時(shí)間序列模型，能夠用于分析解釋變量正向變動(dòng)與負(fù)向變動(dòng)所帶來影響的非對(duì)稱性。Bagnai[15]研究發(fā)現(xiàn)，除了存在非對(duì)稱性外，價(jià)格間的影響還存在著門限效應(yīng)，即與價(jià)格大幅度變動(dòng)相比，價(jià)格小幅度變動(dòng)所帶來的影響效果是不一樣的，需要區(qū)別對(duì)待。因此，在標(biāo)準(zhǔn)NARDL模型的基礎(chǔ)上，Bagnai[15]提出了一個(gè)擴(kuò)展的NARDL模型，用于研究國(guó)際石油價(jià)格對(duì)意大利汽油價(jià)格的影響。該模型實(shí)際上是一個(gè)三區(qū)制NARDL模型，將國(guó)際石油價(jià)格變動(dòng)區(qū)分為小幅度變動(dòng)、大幅度上漲和大幅度下跌等三種情況，同時(shí)考慮了國(guó)際石油價(jià)格對(duì)汽油價(jià)格影響過程中的非對(duì)稱性與門限效應(yīng)。

基于此，本文將在非線性計(jì)量模型框架下，運(yùn)用三區(qū)制NARDL模型，不僅分析國(guó)際糧價(jià)上漲與下跌對(duì)我國(guó)糧價(jià)影響的非對(duì)稱性，還探討國(guó)際糧價(jià)對(duì)我國(guó)糧價(jià)影響的門限效應(yīng)。

二、模型介紹與樣本數(shù)據(jù)

(一)三區(qū)制NARDL模型

依據(jù)本文內(nèi)容，三區(qū)制NARDL模型主要特點(diǎn)在于將解釋變量國(guó)際糧價(jià)pft進(jìn)行如下拆分：

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

關(guān)于三區(qū)制NARDL模型估計(jì)，Bagnai[15]采用了三步法：第一步，根據(jù)BIC準(zhǔn)則確定標(biāo)準(zhǔn)NARDL模型的最優(yōu)滯后期。第二步，在滯后期已確定后，利用網(wǎng)格搜索法，根據(jù)殘差平方和，確定門限值。第三步，根據(jù)已確定的滯后期與門限值對(duì)式(5)進(jìn)行OLS估計(jì)。對(duì)于整個(gè)模型的估計(jì)而言，分兩步來確定滯后期與門限值，只是局部最優(yōu)，并不一定是全局最優(yōu)。全局最優(yōu)的估計(jì)方法應(yīng)該是滯后期與門限值的確定要同步進(jìn)行。因此，本文對(duì)Bagnai[15]的估計(jì)方法進(jìn)行了改進(jìn)，采用兩步法進(jìn)行估計(jì)：第一步，利用網(wǎng)格搜索法，計(jì)算滯后期與門限值各個(gè)組合下的BIC準(zhǔn)則與殘差平方和，結(jié)合BIC準(zhǔn)則與殘差平方和，確定滯后期與門限值。第二步，根據(jù)已確定的滯后期與門限值，對(duì)式(5)進(jìn)行OLS估計(jì)。

(二)樣本數(shù)據(jù)與單位根檢驗(yàn)

參考李玉雙[13]的研究，選取2002年1月至2017年7月大米、小麥、玉米和大豆的月度價(jià)格數(shù)據(jù)為樣本。我國(guó)大米價(jià)格(r_h)、小麥價(jià)格(w_h)、玉米價(jià)格(m_h)和大豆價(jià)格(s_h)分別用集貿(mào)市場(chǎng)中等粳米價(jià)格、集貿(mào)市場(chǎng)中等小麥價(jià)格、集貿(mào)市場(chǎng)中等玉米價(jià)格和集貿(mào)市場(chǎng)中等大豆價(jià)格進(jìn)行衡量。國(guó)際大米價(jià)格(r_f)、小麥價(jià)格(w_f)、玉米價(jià)格(m_f)和大豆價(jià)格(s_f)分別用泰國(guó)曼谷5%破碎率大米出口價(jià)格、美國(guó)2號(hào)硬紅冬小麥出口價(jià)格、美國(guó)2號(hào)黃玉米出口價(jià)格和美國(guó)1號(hào)黃豆出口價(jià)格進(jìn)行衡量。依據(jù)人民幣兌美元匯率，我國(guó)糧價(jià)單位統(tǒng)一折算成美元/噸，為減少異方差，我國(guó)糧價(jià)與國(guó)際糧價(jià)均做對(duì)數(shù)化處理。我國(guó)糧價(jià)原始數(shù)據(jù)均來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)月報(bào)》，國(guó)際糧價(jià)原始數(shù)據(jù)均來源于聯(lián)合國(guó)糧農(nóng)組織統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)，人民幣匯率數(shù)據(jù)來源于國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。

運(yùn)用NARDL模型分析問題，要求其數(shù)據(jù)不能為二階單整序列，因而在分析前需要對(duì)數(shù)據(jù)的單整階數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)。大米價(jià)格、小麥價(jià)格、玉米價(jià)格和大豆價(jià)格數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。ADF檢驗(yàn)結(jié)果顯示，r_h、w_h、m_h、s_h、r_f、w_f、m_f和s_f等時(shí)間序列在10%的水平上并不顯著，而經(jīng)過一階差分后，Δr_h、Δw_h、Δm_h、Δs_h、Δr_f、Δw_f、Δm_f和Δs_f等時(shí)間序列在1%的水平上顯著。此外，采用PP檢驗(yàn)時(shí)，其結(jié)果與ADF檢驗(yàn)結(jié)果也保持一致。這說明我國(guó)糧價(jià)和國(guó)際糧價(jià)數(shù)據(jù)都是一階單整序列，因而能夠運(yùn)用NARDL模型來分析國(guó)際糧價(jià)對(duì)我國(guó)糧價(jià)的影響。

表1 ADF檢驗(yàn)與PP檢驗(yàn)結(jié)果

注：***表示在1%的水平上顯著。Δ表示一階差分。Intercept表示具有截距項(xiàng)，Intercept and Trend表示具有截距項(xiàng)與趨勢(shì)項(xiàng)，None表示沒有截距項(xiàng)與趨勢(shì)項(xiàng)。

三、實(shí)證研究

考慮到本文樣本為月度數(shù)據(jù)，大米價(jià)格、小麥價(jià)格、玉米價(jià)格和大豆價(jià)格的三區(qū)制NARDL模型，其最大滯后期均先設(shè)置為12，然后利用網(wǎng)格搜索法，確定每個(gè)模型的滯后期與門限值。綜合考慮BIC準(zhǔn)則與殘差平方和，大米價(jià)格模型中Δr_h和Δr_f的最大滯后期分別選擇為4和11，上下門限值確定為0.005和-0.003；小麥價(jià)格模型中Δw_h和Δw_f的最大滯后期分別選擇為11和12，上下門限值確定為0.005和-0.009；玉米價(jià)格模型中Δm_h和Δm_f的最大滯后期都選擇為12，上下門限值確定為0.018和-0.015；大豆價(jià)格模型中Δs_h和Δs_f的最大滯后期都選擇為5，上下門限值確定為0.022和-0.032。

(一)模型估計(jì)效果評(píng)價(jià)與協(xié)整檢驗(yàn)

表2三區(qū)制NARDL模型與標(biāo)準(zhǔn)NARDL模型估計(jì)效果的比較

國(guó)際糧價(jià)與我國(guó)糧價(jià)之間協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。在大米價(jià)格的三區(qū)制NARDL模型中，F(xiàn)PSS統(tǒng)計(jì)量為4.848，在10%的水平上顯著，tBDM統(tǒng)計(jì)量為-3.176，雖然沒有通過10%顯著性水平下的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，但與其界限值-3.210相差很小。*結(jié)合FPSS統(tǒng)計(jì)量的結(jié)果，這里認(rèn)為國(guó)際大米價(jià)格與我國(guó)大米價(jià)格之間存在著協(xié)整關(guān)系是可以接受的。在小麥價(jià)格的三區(qū)制NARDL模型中，F(xiàn)PSS和tBDM統(tǒng)計(jì)量分別為4.362和-3.898，其中，F(xiàn)PSS統(tǒng)計(jì)量在10%的水平上顯著，tBDM統(tǒng)計(jì)量在5%的水平上顯著。在玉米價(jià)格的三區(qū)制NARDL模型中，F(xiàn)PSS和tBDM統(tǒng)計(jì)量分別為4.201和-3.419，兩者均在10%的水平上顯著。在大豆價(jià)格的三區(qū)制NARDL模型中，F(xiàn)PSS和tBDM統(tǒng)計(jì)量分別為7.171和-5.280，兩者均在1%的水平上顯著。進(jìn)入WTO后，我國(guó)逐步開放國(guó)內(nèi)糧食市場(chǎng)，降低了市場(chǎng)準(zhǔn)入與關(guān)稅保護(hù)，這使得國(guó)際糧價(jià)變動(dòng)能夠?qū)ξ覈?guó)糧價(jià)產(chǎn)生影響，即國(guó)際糧價(jià)與我國(guó)糧價(jià)之間存在協(xié)整關(guān)系。

表3協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。在10%、5%和1%顯著性水平上，F(xiàn)PSS的臨界值分別為4.140、4.850和6.360，tBDM的臨界值分別為-3.210、-3.530和-4.100。

(二)模型估計(jì)結(jié)果分析

可以發(fā)現(xiàn)，在上下門限值之外，國(guó)際大米、小麥、玉米和大豆價(jià)格上漲對(duì)我國(guó)對(duì)應(yīng)品種糧價(jià)的影響與國(guó)際大米、小麥、玉米和大豆價(jià)格下跌對(duì)我國(guó)對(duì)應(yīng)品種糧價(jià)的影響是不一樣的，國(guó)際大米、小麥、玉米和大豆價(jià)格上漲的影響效果大于其價(jià)格下跌的影響效果。之所以存在這種非對(duì)稱性，主要是與我國(guó)的糧價(jià)支持政策有關(guān)。我國(guó)是一個(gè)擁有近14億人口的大國(guó)，國(guó)家對(duì)糧食安全工作非常重視，為了提高種糧者的種糧積極性，為了“把中國(guó)人的飯碗牢牢端在自己手中”，政府制定并實(shí)施了一系列的糧價(jià)支持政策，削弱了國(guó)際糧價(jià)下跌對(duì)我國(guó)糧價(jià)的影響[13]。2004年政府開始對(duì)稻谷實(shí)施最低收購(gòu)價(jià)政策，早秈稻、中晚秈稻和粳稻最低收購(gòu)價(jià)分別為0.70元/斤、0.72元/斤和0.75元/斤，之后基本保持上升態(tài)勢(shì)，到了2017年其最低收購(gòu)價(jià)分別達(dá)到1.30元/斤、1.36元/斤和1.50元/斤。*糧價(jià)支持政策的相關(guān)資料均來源于國(guó)家發(fā)展與改革委網(wǎng)站(http://www.sdpc.gov.cn/)。下同。2006年政府開始對(duì)小麥實(shí)施最低收購(gòu)價(jià)政策，白小麥、紅小麥和混合麥最低收購(gòu)價(jià)分別為0.72元/斤、0.69元/斤和0.69元/斤，到了2017年其最低收購(gòu)價(jià)都到達(dá)到1.18元/斤。2008—2015年政府對(duì)玉米實(shí)施臨時(shí)收儲(chǔ)政策，其收儲(chǔ)價(jià)基本保持上升態(tài)勢(shì)。2008年政府開始對(duì)大豆實(shí)施臨時(shí)收儲(chǔ)政策，2014年轉(zhuǎn)為目標(biāo)價(jià)格制，其價(jià)格也是基本保持上升態(tài)勢(shì)，2008年大豆收儲(chǔ)價(jià)為1.85元/斤，到了2016年大豆目標(biāo)價(jià)格達(dá)到2.40元/斤。這些政策的實(shí)施在一定程度上減緩了國(guó)際糧價(jià)下跌對(duì)我國(guó)糧價(jià)的沖擊。當(dāng)國(guó)際糧價(jià)出現(xiàn)大幅度下跌時(shí)，我國(guó)糧價(jià)并不跟著大幅度下跌，保護(hù)了種糧者的利益，穩(wěn)定了糧食生產(chǎn)。

在上下門限值之間，國(guó)際大米、小麥和玉米價(jià)格變動(dòng)對(duì)我國(guó)對(duì)應(yīng)品種糧價(jià)的影響并不顯著，該結(jié)論與一價(jià)定律相一致，只有國(guó)際糧價(jià)變動(dòng)超過一定界限，使國(guó)際糧價(jià)與我國(guó)糧價(jià)之間的價(jià)差大于交易成本時(shí)，才會(huì)觸發(fā)套利行為，產(chǎn)生貿(mào)易流，從而對(duì)我國(guó)糧價(jià)產(chǎn)生影響，而當(dāng)國(guó)際糧價(jià)變動(dòng)較小時(shí)，則不會(huì)對(duì)我國(guó)糧價(jià)產(chǎn)生影響。但是，對(duì)于大豆價(jià)格而言，其結(jié)論并不符合一價(jià)定律，在上下門限值之間，國(guó)際大豆價(jià)格變動(dòng)對(duì)我國(guó)大豆價(jià)格產(chǎn)生了顯著性影響，且系數(shù)較大。出現(xiàn)這一現(xiàn)象的原因在于：與大米、小麥和玉米相比，我國(guó)大豆的市場(chǎng)化程度是最高的，*關(guān)于大米、小麥和玉米的進(jìn)口貿(mào)易，目前我國(guó)政府實(shí)施國(guó)營(yíng)比例限制與進(jìn)口關(guān)稅配額管理。例如，以《2016年糧食進(jìn)口關(guān)稅配額申領(lǐng)條件和分配原則》為例，文件規(guī)定“2016年糧食進(jìn)口關(guān)稅配額量為：小麥963.6萬噸，非國(guó)營(yíng)貿(mào)易比例10%；玉米720萬噸，非國(guó)營(yíng)貿(mào)易比例40%；大米532萬噸(其中：長(zhǎng)粒米266萬噸,中短粒米266萬噸)，非國(guó)營(yíng)貿(mào)易比例50%。” 但是，對(duì)于大豆的進(jìn)口貿(mào)易，我國(guó)政府并沒有實(shí)施國(guó)營(yíng)比例限制與進(jìn)口關(guān)稅配額管理。因此，與大米、小麥和玉米相比，我國(guó)大豆的市場(chǎng)化程度是最高的。因而國(guó)際大豆價(jià)格對(duì)我國(guó)大豆價(jià)格的影響除了通過貿(mào)易渠道來完成外，還可以通過信息渠道來完成，這導(dǎo)致在沒有貿(mào)易的情況下國(guó)際大豆價(jià)格變動(dòng)依然能對(duì)我國(guó)大豆價(jià)格產(chǎn)生顯著性影響。該結(jié)論與Stephens等[18]的研究結(jié)論基本一致。Stephens等[18]以津巴布韋糧價(jià)為樣本研究發(fā)現(xiàn)，在沒有貿(mào)易情況下，通過信息渠道，國(guó)際糧價(jià)變動(dòng)依然能對(duì)津巴布韋糧價(jià)產(chǎn)生顯著性影響，而且影響效果更大。另外，Bagnai[15]研究發(fā)現(xiàn)，由于沉沒成本的存在，當(dāng)生產(chǎn)要素價(jià)格變動(dòng)較小時(shí)，企業(yè)定價(jià)行為會(huì)存在著成本加成調(diào)整滯后行為，即企業(yè)會(huì)暫時(shí)不改變成本加成，所以此時(shí)價(jià)格傳遞效應(yīng)更大。*面對(duì)生產(chǎn)要素價(jià)格的沖擊，如果企業(yè)不調(diào)整成本加成，則生產(chǎn)要素價(jià)格的變動(dòng)將會(huì)完全傳遞到最終產(chǎn)品價(jià)格上。關(guān)于企業(yè)成本加成調(diào)整滯后行為的描述，可參見Bagnai[15]的研究。因此，國(guó)際大豆價(jià)格小幅度變動(dòng)對(duì)我國(guó)大豆價(jià)格產(chǎn)生顯著性影響，且系數(shù)較大，該結(jié)論也符合企業(yè)成本加成調(diào)整滯后這一現(xiàn)象。

表4三區(qū)制NARDL模型估計(jì)結(jié)果

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。中括號(hào)內(nèi)數(shù)據(jù)為P值，小括號(hào)內(nèi)數(shù)據(jù)為標(biāo)準(zhǔn)誤。D-W為杜賓-沃森檢驗(yàn)。?代表省略的部分結(jié)果，有興趣的讀者可向作者索取。L+為國(guó)際糧價(jià)變動(dòng)大于等于上門限值時(shí)國(guó)際糧價(jià)上漲對(duì)我國(guó)糧價(jià)的長(zhǎng)期影響系數(shù)；L-為國(guó)際糧價(jià)變動(dòng)小于等于下門限值時(shí)國(guó)際糧價(jià)下跌對(duì)我國(guó)糧價(jià)的長(zhǎng)期影響系數(shù)；L0為國(guó)際糧價(jià)變動(dòng)處于上下門限值之間時(shí)國(guó)際糧價(jià)變動(dòng)對(duì)我國(guó)糧價(jià)的長(zhǎng)期影響系數(shù)。

四、結(jié)論與啟示

本文根據(jù)2002年1月至2017年7月的月度數(shù)據(jù)，從非對(duì)稱性與門限效應(yīng)兩個(gè)視角出發(fā)，運(yùn)用三區(qū)制NARDL模型研究國(guó)際糧價(jià)對(duì)我國(guó)糧價(jià)的影響。與標(biāo)準(zhǔn)NARDL模型相比，三區(qū)制NARDL模型不僅能分析國(guó)際糧價(jià)上漲與下跌對(duì)我國(guó)糧價(jià)影響的非對(duì)稱性，還能探討國(guó)際糧價(jià)對(duì)我國(guó)糧價(jià)影響的門限效應(yīng)。研究結(jié)果表明：在上下門限值之外，國(guó)際大米、小麥、玉米和大豆價(jià)格上漲的影響效果大于其價(jià)格下跌的影響效果，存在著非對(duì)稱性；在上下門限值之間，國(guó)際大米、小麥和玉米價(jià)格變動(dòng)對(duì)我國(guó)對(duì)應(yīng)品種糧價(jià)的影響并不顯著，而國(guó)際大豆價(jià)格變動(dòng)對(duì)我國(guó)大豆價(jià)格產(chǎn)生了顯著性影響，且系數(shù)較大。之所以存在該非對(duì)稱性，其主要原因是我國(guó)糧價(jià)支持政策的實(shí)施，而之所以存在該門限效應(yīng)，則可以從一價(jià)定律和企業(yè)成本加成調(diào)整滯后行為來進(jìn)行解釋。與已有相關(guān)研究相比，這些結(jié)論對(duì)于探討國(guó)際糧價(jià)對(duì)我國(guó)糧價(jià)的影響，提供了新的認(rèn)識(shí)與見解，對(duì)于如何“善于用好兩個(gè)市場(chǎng)、兩種資源”提供了參考。

根據(jù)以上結(jié)論，可得到兩點(diǎn)啟示：第一，國(guó)際糧價(jià)變動(dòng)對(duì)我國(guó)糧價(jià)產(chǎn)生顯著性影響，因而政府要加強(qiáng)對(duì)國(guó)際糧價(jià)的監(jiān)測(cè)與預(yù)測(cè)，建立國(guó)際糧價(jià)預(yù)警機(jī)制，提前做好應(yīng)對(duì)措施，保證我國(guó)糧價(jià)平穩(wěn)運(yùn)行，警惕國(guó)際糧價(jià)劇烈變動(dòng)引發(fā)我國(guó)糧食安全問題。第二，國(guó)際糧價(jià)變動(dòng)對(duì)我國(guó)糧價(jià)的影響不僅存在著非對(duì)稱性，還存在著門限效應(yīng)，因而制定與實(shí)施相關(guān)農(nóng)業(yè)政策時(shí)，必須充分重視這一實(shí)事，否則將會(huì)帶來偏誤。尤其注意，與其他糧價(jià)相比，國(guó)際大豆價(jià)格小幅度變動(dòng)對(duì)我國(guó)大豆價(jià)格產(chǎn)生顯著性影響，且系數(shù)較大，需要警惕國(guó)際大豆價(jià)格小幅度變動(dòng)對(duì)我國(guó)大豆價(jià)格造成累積效應(yīng)。