進(jìn)口規(guī)模擴(kuò)大可以增強(qiáng)國(guó)際糧食價(jià)格傳導(dǎo)效應(yīng)嗎?

鄭旭蕓莊麗娟

(1.廣東技術(shù)師范大學(xué)財(cái)經(jīng)學(xué)院/產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究所,廣東 廣州 510665;2.華南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,廣東 廣州 510642)

糧食安全是國(guó)家安全的重要基礎(chǔ),而糧食貿(mào)易與糧食安全息息相關(guān)。隨著全球農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的顯著增長(zhǎng),發(fā)展中國(guó)家糧食進(jìn)口量快速上升[1],而受供給、生物能源價(jià)格及糧食出口國(guó)政策等多重因素的影響,國(guó)際糧食價(jià)格自2007年后出現(xiàn)劇烈波動(dòng)[2]。在此背景下,部分發(fā)達(dá)國(guó)家作為糧食凈輸出國(guó)在國(guó)際糧食價(jià)格暴漲中受益,而糧食自給率低的亞非國(guó)家卻面臨饑荒。2020年新冠肺炎疫情在全球蔓延之后,許多國(guó)家紛紛實(shí)施糧食貿(mào)易收緊政策,聯(lián)合國(guó)糧農(nóng)組織等15個(gè)發(fā)展機(jī)構(gòu)共同發(fā)布的《全球糧食危機(jī)報(bào)告》預(yù)警稱,若不及時(shí)采取措施,新冠肺炎疫情將導(dǎo)致2020年全球面臨糧食危機(jī)的人數(shù)激增到2.65億人。2021年全球糧食價(jià)格指數(shù)已達(dá)到10年來的價(jià)格指數(shù)新高點(diǎn),國(guó)際糧食價(jià)格波動(dòng)對(duì)發(fā)展中國(guó)家糧食安全的影響受到國(guó)際社會(huì)高度關(guān)注。

新古典貿(mào)易理論認(rèn)為各國(guó)依照比較優(yōu)勢(shì)開展國(guó)際貿(mào)易,國(guó)際價(jià)格會(huì)通過進(jìn)口量的變化對(duì)進(jìn)口國(guó)國(guó)內(nèi)價(jià)格產(chǎn)生傳導(dǎo)效應(yīng),即當(dāng)進(jìn)口量增加時(shí),國(guó)際價(jià)格對(duì)進(jìn)口國(guó)國(guó)內(nèi)價(jià)格的影響更顯著。近年來許多研究發(fā)現(xiàn)糧食進(jìn)口量越大,進(jìn)口國(guó)國(guó)內(nèi)價(jià)格越容易受到國(guó)際糧食價(jià)格的沖擊而導(dǎo)致國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)加劇[3-5]。但同時(shí)也有不同的實(shí)證研究結(jié)論,認(rèn)為國(guó)際糧食價(jià)格對(duì)進(jìn)口國(guó)國(guó)內(nèi)糧食價(jià)格的影響程度不高[6-7],一國(guó)國(guó)內(nèi)糧食價(jià)格波動(dòng)主要取決于國(guó)內(nèi)因素并非全球市場(chǎng)的沖擊[8]。據(jù)此,本文聚焦的問題是,進(jìn)口規(guī)模擴(kuò)大可以增強(qiáng)國(guó)際糧食價(jià)格傳導(dǎo)效應(yīng)嗎?

玉米是中國(guó)重要的糧食作物,中國(guó)玉米主要用于飼用消費(fèi)、工業(yè)消費(fèi)和食用消費(fèi),其中飼用和工業(yè)消費(fèi)占到90%以上。因此玉米不僅對(duì)中國(guó)肉禽蛋奶等價(jià)格有重要的影響,也會(huì)間接影響到玉米淀粉、酒精甚至醫(yī)用品、3D 打印等新材料產(chǎn)品價(jià)格。玉米在中國(guó)具有潛在的巨大經(jīng)濟(jì)價(jià)值及戰(zhàn)略作用。中國(guó)三大主要糧食作物中,玉米的進(jìn)口需求相比大米和小麥更高。2010年之前,中國(guó)玉米進(jìn)口量極少,2010年之后,雖然中國(guó)玉米年度播種面積及產(chǎn)量在所有糧食品種中位居首位,但中國(guó)玉米貿(mào)易卻呈現(xiàn)持續(xù)性凈進(jìn)口態(tài)勢(shì)。2000-2009年,玉米年均進(jìn)口量?jī)H有2.82萬噸,2010-2019年,玉米年均進(jìn)口量為334.12萬噸,2020年更高達(dá)1129.39萬噸,并且中國(guó)玉米進(jìn)口增速顯著快于出口。中國(guó)玉米進(jìn)口貿(mào)易持續(xù)增長(zhǎng)的直接原因是國(guó)內(nèi)外玉米價(jià)差擴(kuò)大。當(dāng)前中國(guó)農(nóng)業(yè)已經(jīng)進(jìn)入成本快速上漲的時(shí)期,成本上升必然推動(dòng)價(jià)格上漲[9];此外,2020年以來受新冠肺炎疫情、生豬產(chǎn)能恢復(fù)以及國(guó)內(nèi)玉米去庫(kù)存政策調(diào)整等因素的影響,中國(guó)國(guó)內(nèi)玉米價(jià)格持續(xù)上升。而受世界經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇緩慢、原油價(jià)格下行、生物能源發(fā)展減速、世界糧食供求關(guān)系逐漸寬松等因素的影響,國(guó)際玉米價(jià)格進(jìn)入下行周期[10]。在此背景下,未來中國(guó)玉米凈進(jìn)口規(guī)?？赡苓€會(huì)持續(xù)擴(kuò)大。

本文首先基于新古典貿(mào)易理論,分析進(jìn)口規(guī)模與國(guó)際糧食價(jià)格傳導(dǎo)效應(yīng)的關(guān)系,并放寬自由貿(mào)易的假設(shè)條件,解析政策干預(yù)對(duì)國(guó)際糧食價(jià)格傳導(dǎo)效應(yīng)影響的理論邏輯。實(shí)證檢驗(yàn)中,以中國(guó)玉米為例,對(duì)比分析不同進(jìn)口規(guī)模下國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格的傳導(dǎo)效應(yīng)差異,進(jìn)一步探究政策干預(yù)對(duì)國(guó)際玉米價(jià)格傳導(dǎo)效應(yīng)的影響程度。研究對(duì)于中國(guó)管控糧食進(jìn)口貿(mào)易風(fēng)險(xiǎn),在開放條件下更好地利用貿(mào)易措施保障國(guó)內(nèi)糧食安全均具有重要的政策意義。

一、文獻(xiàn)綜述

價(jià)格傳導(dǎo)包括均值層面?zhèn)鲗?dǎo)和波動(dòng)層面?zhèn)鲗?dǎo)。均值層面?zhèn)鲗?dǎo)用于分析價(jià)格之間可預(yù)測(cè)部分的關(guān)系,是指價(jià)格序列間均值(一階矩)的關(guān)聯(lián)性,一個(gè)市場(chǎng)價(jià)格或回報(bào)的變動(dòng)(一般用均值來表示)對(duì)其他市場(chǎng)產(chǎn)生的影響。而波動(dòng)層面?zhèn)鲗?dǎo)用于分析價(jià)格之間不可預(yù)測(cè)部分的關(guān)系,是指價(jià)格序列間方差(二階矩)的關(guān)聯(lián)性,一個(gè)市場(chǎng)波動(dòng)的變化(一般用方差來衡量波動(dòng))對(duì)其他市場(chǎng)產(chǎn)生的影響。價(jià)格波動(dòng)傳導(dǎo)也可以理解為一個(gè)市場(chǎng)價(jià)格的不確定性對(duì)其他市場(chǎng)價(jià)格不確定性的影響程度[11]。開放的市場(chǎng)條件下,國(guó)際糧食價(jià)格會(huì)通過國(guó)際貿(mào)易路徑[12]、金融路徑[13]和能源路徑[14]傳導(dǎo)至一國(guó)國(guó)內(nèi)糧食價(jià)格,而國(guó)際貿(mào)易路徑是基礎(chǔ)。

長(zhǎng)期以來,學(xué)術(shù)界對(duì)國(guó)際糧食價(jià)格傳導(dǎo)的研究,實(shí)際上是圍繞價(jià)格均值傳導(dǎo)展開分析,主要形成兩種觀點(diǎn):一種認(rèn)為國(guó)際糧食價(jià)格通過貿(mào)易路徑對(duì)國(guó)內(nèi)糧食價(jià)格有顯著的影響[15-16],國(guó)內(nèi)外糧食市場(chǎng)間高度的整合關(guān)系主要通過國(guó)際貿(mào)易建立[17]。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為國(guó)際糧食價(jià)格傳導(dǎo)路徑不完全[18],國(guó)際糧食價(jià)格對(duì)國(guó)內(nèi)糧食價(jià)格的影響程度在不同糧食品種中差異明顯[19-21],且在不同國(guó)家的傳導(dǎo)程度也具有差異性[22-23]。而國(guó)際糧食價(jià)格對(duì)國(guó)內(nèi)糧食價(jià)格影響較小的可能原因是政府過度的政策干預(yù)[18]以及貿(mào)易量相對(duì)較小[17,19]等。此外,多數(shù)研究表明國(guó)內(nèi)外糧食價(jià)格傳導(dǎo)存在非對(duì)稱性[24-27]。但也有觀點(diǎn)認(rèn)為受國(guó)內(nèi)托市收購(gòu)政策與WTO框架限制的影響,國(guó)內(nèi)外糧食價(jià)格傳導(dǎo)呈現(xiàn)對(duì)稱性特征[28]。

糧食價(jià)格波動(dòng)傳導(dǎo)研究中,普遍認(rèn)為國(guó)際糧食價(jià)格波動(dòng)與國(guó)內(nèi)糧食價(jià)格波動(dòng)具有同步溢出效應(yīng)[29-33],且當(dāng)進(jìn)口規(guī)模較大時(shí),國(guó)際價(jià)格波動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)價(jià)格波動(dòng)傳導(dǎo)程度似乎越高[34]。Rapsomanikis等卻發(fā)現(xiàn)國(guó)際糧食價(jià)格波動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)糧食價(jià)格波動(dòng)影響不大,波動(dòng)溢出效應(yīng)只有在國(guó)際市場(chǎng)極度波動(dòng)的時(shí)期才顯著[8]。具體糧食品種的研究結(jié)論存在較大爭(zhēng)議。部分研究認(rèn)為小麥和玉米國(guó)際價(jià)格對(duì)國(guó)內(nèi)價(jià)格不存在波動(dòng)溢出效應(yīng)[35-36],但也有研究發(fā)現(xiàn)小麥和玉米國(guó)內(nèi)外價(jià)格之間存在顯著的雙向波動(dòng)溢出效應(yīng)[33,37]。Gu等研究均認(rèn)為大豆國(guó)內(nèi)外價(jià)格間存在雙向波動(dòng)溢出效應(yīng)[38],但顧蕊等研究卻表明大豆國(guó)內(nèi)外價(jià)格間為國(guó)際市場(chǎng)對(duì)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的單向波動(dòng)溢出效應(yīng)[39]。

綜上分析可知,學(xué)術(shù)界對(duì)國(guó)際糧食價(jià)格傳導(dǎo)效應(yīng)的研究成果頗豐,但由于研究方法不同、研究樣本量及時(shí)間不統(tǒng)一等,導(dǎo)致國(guó)際糧食價(jià)格傳導(dǎo)的研究結(jié)論存有較大差異。新古典貿(mào)易理論認(rèn)為,當(dāng)進(jìn)口國(guó)擴(kuò)大進(jìn)口規(guī)模時(shí),國(guó)內(nèi)外價(jià)格聯(lián)系將更加緊密,但既有研究中,鮮見研究者從實(shí)證上檢驗(yàn)不同進(jìn)口規(guī)模下國(guó)際糧食價(jià)格傳導(dǎo)效應(yīng)的差異。此外,學(xué)術(shù)界對(duì)國(guó)際糧食價(jià)格傳導(dǎo)研究已有較為豐富的成果,但是對(duì)國(guó)際糧食價(jià)格傳導(dǎo)影響因素的研究比較滯后,雖然有學(xué)者從理論上分析政策干預(yù)會(huì)影響國(guó)際糧食價(jià)格傳導(dǎo)效應(yīng),但是實(shí)證檢驗(yàn)政策干預(yù)對(duì)國(guó)際糧食價(jià)格傳導(dǎo)效應(yīng)影響的研究相對(duì)匱乏。因此,在中國(guó)糧食凈進(jìn)口規(guī)模不斷擴(kuò)大的背景下,亟需探究不同進(jìn)口規(guī)模下國(guó)際糧食價(jià)格傳導(dǎo)效應(yīng)差異及其影響因素。本文以玉米為例,試圖在現(xiàn)有研究基礎(chǔ)上,實(shí)證檢驗(yàn)不同進(jìn)口規(guī)模下國(guó)際玉米價(jià)格傳導(dǎo)效應(yīng)的差異,并進(jìn)一步討論政策干預(yù)對(duì)上述價(jià)格傳導(dǎo)效應(yīng)的影響。

二、理論機(jī)制

新古典貿(mào)易理論最早開始探討國(guó)際價(jià)格傳導(dǎo)問題,在分析了各國(guó)要素稟賦差異如何引致國(guó)際分工與貿(mào)易之后,Ohlin指出,開放后,一國(guó)出口最密集使用其充裕要素的產(chǎn)品價(jià)格會(huì)逐漸上升,進(jìn)口最密集使用其稀缺要素的產(chǎn)品價(jià)格會(huì)逐漸下降,另一國(guó)價(jià)格則相反,不考慮運(yùn)輸成本及貿(mào)易壁壘等因素的前提下,國(guó)際貿(mào)易最終使兩國(guó)價(jià)格趨于一致,即商品價(jià)格均等化[40]。通過上述理論分析可知,封閉條件下一國(guó)國(guó)內(nèi)糧食價(jià)格由其國(guó)內(nèi)供給和需求決定,而在開放條件下,國(guó)際糧食市場(chǎng)改變了國(guó)內(nèi)糧食市場(chǎng)的供求比例,在這種情況下一國(guó)國(guó)內(nèi)糧食價(jià)格由國(guó)內(nèi)與國(guó)際市場(chǎng)共同決定。開放條件下,如果不考慮運(yùn)輸成本、關(guān)稅壁壘等因素,只要存在糧食國(guó)內(nèi)外價(jià)格差,價(jià)格傳導(dǎo)就會(huì)存在,直至糧食國(guó)內(nèi)外價(jià)格一致。

國(guó)際糧食價(jià)格傳導(dǎo)效應(yīng)取決于國(guó)內(nèi)市場(chǎng)參與國(guó)際市場(chǎng)的程度,即參與程度越高,國(guó)際糧食價(jià)格傳導(dǎo)效應(yīng)越強(qiáng)。本文以進(jìn)口規(guī)模衡量國(guó)內(nèi)市場(chǎng)參與國(guó)際市場(chǎng)的程度。如何界定進(jìn)口規(guī)模大小,學(xué)術(shù)界目前沒有一個(gè)權(quán)威的標(biāo)準(zhǔn)。結(jié)合新古典貿(mào)易理論中商品價(jià)格均等化的推論,隨著進(jìn)口規(guī)模的逐漸擴(kuò)大,國(guó)際糧食價(jià)格對(duì)國(guó)內(nèi)糧食價(jià)格的傳導(dǎo)效應(yīng)也會(huì)逐漸增強(qiáng)。因此,本文的進(jìn)口規(guī)模大小是一個(gè)相對(duì)的概念,主要用于衡量同一糧食作物在不同時(shí)期,進(jìn)口量的相對(duì)高低。根據(jù)上述理論分析可得出,糧食進(jìn)口規(guī)模較大時(shí)期,國(guó)際糧食價(jià)格對(duì)國(guó)內(nèi)糧食價(jià)格的傳導(dǎo)效應(yīng)會(huì)強(qiáng)于進(jìn)口規(guī)模較小的時(shí)期。

新古典貿(mào)易理論模型以自由貿(mào)易作為重要的假設(shè)前提,然而現(xiàn)實(shí)中,由于糧食安全是國(guó)家安全的基礎(chǔ),糧食價(jià)格波動(dòng)容易引起各類經(jīng)濟(jì)問題甚至危及社會(huì)穩(wěn)定,因此許多國(guó)家和地區(qū)都普遍對(duì)糧食價(jià)格實(shí)施政策干預(yù),促進(jìn)糧食供需趨向均衡。政策干預(yù)通常包括國(guó)內(nèi)價(jià)格支持政策和國(guó)際貿(mào)易政策[41]。相比國(guó)際貿(mào)易政策,國(guó)內(nèi)價(jià)格支持政策是各國(guó)穩(wěn)定國(guó)內(nèi)產(chǎn)品市場(chǎng)最直接的措施。價(jià)格支持,是政府通過穩(wěn)定價(jià)格來支持生產(chǎn)者的一種手段,比如政府收購(gòu)和政府補(bǔ)貼等具體形式。

假設(shè)甲國(guó)為糧食進(jìn)口國(guó)(圖1),D和S分別為其國(guó)內(nèi)的需求、供給曲線。封閉條件下,兩條曲線交于A,P d為國(guó)內(nèi)均衡價(jià)格。開放條件下達(dá)到均衡狀態(tài)時(shí),假設(shè)不考慮國(guó)內(nèi)需求以及運(yùn)輸費(fèi)用等因素,甲國(guó)的國(guó)內(nèi)價(jià)格與國(guó)際價(jià)格相同(均為P w),即國(guó)際糧食價(jià)格順暢傳導(dǎo)至國(guó)內(nèi)糧食價(jià)格。在新的價(jià)格水平下,國(guó)內(nèi)消費(fèi)者面臨的供給曲線由S移動(dòng)到S′,此時(shí)由于國(guó)內(nèi)價(jià)格下降,國(guó)內(nèi)生產(chǎn)者愿意提供的農(nóng)產(chǎn)品數(shù)量減少為OQS,而國(guó)內(nèi)消費(fèi)者需求增加為OQ D,該國(guó)的進(jìn)口量為QSQ D。假如由于國(guó)內(nèi)價(jià)格下降為P w,低于封閉條件下的P d,政府為了保護(hù)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)者的利益,對(duì)其實(shí)施收購(gòu)政策。此時(shí),對(duì)于甲國(guó)生產(chǎn)者而言,政府收購(gòu)之后,生產(chǎn)價(jià)格會(huì)提高,假設(shè)上升至P d1,生產(chǎn)價(jià)格上漲提高了生產(chǎn)者的積極性,國(guó)內(nèi)糧食生產(chǎn)量由QS上升到QS1。國(guó)內(nèi)生產(chǎn)者面臨的供給曲線由S移動(dòng)到S″。對(duì)于消費(fèi)者而言,其面臨的仍然是國(guó)際均衡價(jià)格P w,因此消費(fèi)需求不變,仍為Q D。由于國(guó)內(nèi)生產(chǎn)增加,該國(guó)進(jìn)口需求下降,由QSQ D減少為QS1QD。故在政府收購(gòu)政策干預(yù)下,甲國(guó)國(guó)內(nèi)存在P w和P d1兩類價(jià)格。如果政府長(zhǎng)期實(shí)施收購(gòu)政策,那么甲國(guó)國(guó)內(nèi)均衡價(jià)格會(huì)介于P w和P d1之間,且政策干預(yù)力度越大,均衡價(jià)格越接近于P d1。因此甲國(guó)國(guó)內(nèi)糧食價(jià)格將逐漸高于國(guó)際糧食價(jià)格?？梢?在政府收購(gòu)政策的作用下,國(guó)際糧食價(jià)格對(duì)國(guó)內(nèi)糧食價(jià)格的傳導(dǎo)效應(yīng)會(huì)降低。政府補(bǔ)貼政策效應(yīng)與收購(gòu)政策效應(yīng)相似。

圖1 政府收購(gòu)政策對(duì)國(guó)際價(jià)格傳導(dǎo)的影響

綜上分析,自由貿(mào)易的假設(shè)條件下,糧食進(jìn)口規(guī)模越大,國(guó)際糧食價(jià)格傳導(dǎo)效應(yīng)會(huì)越強(qiáng);相反,糧食進(jìn)口規(guī)模越小,國(guó)際糧食價(jià)格傳導(dǎo)效應(yīng)會(huì)越弱。若放寬自由貿(mào)易的假設(shè)條件,政策干預(yù)會(huì)削弱國(guó)際糧食價(jià)格對(duì)進(jìn)口國(guó)國(guó)內(nèi)糧食價(jià)格的傳導(dǎo)效應(yīng),表現(xiàn)為糧食進(jìn)口規(guī)模越大,國(guó)際糧食價(jià)格傳導(dǎo)效應(yīng)可能會(huì)越弱。

三、數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.數(shù)據(jù)來源

本文以美國(guó)墨西哥灣2號(hào)黃玉米出口價(jià)格作為國(guó)際玉米價(jià)格,中國(guó)玉米國(guó)內(nèi)價(jià)格選擇中國(guó)21個(gè)省市二等黃玉米平均價(jià)格為代表。為了更好體現(xiàn)價(jià)格均值與波動(dòng)兩個(gè)層面?zhèn)鲗?dǎo)特征,本文價(jià)格均為周度數(shù)據(jù)。中國(guó)玉米價(jià)格數(shù)據(jù)來自布瑞克數(shù)據(jù)庫(kù),國(guó)際玉米價(jià)格數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國(guó)糧農(nóng)組織價(jià)格數(shù)據(jù)庫(kù)。由于中國(guó)玉米國(guó)內(nèi)價(jià)格使用人民幣標(biāo)價(jià),國(guó)際玉米價(jià)格使用美元標(biāo)價(jià),為了保持一致,本文在獲取基礎(chǔ)價(jià)格數(shù)據(jù)后進(jìn)行匯率換算,使用人民幣兌美元匯率平均價(jià)將國(guó)際玉米價(jià)格轉(zhuǎn)化成人民幣標(biāo)價(jià),將單位統(tǒng)一為人民幣計(jì)價(jià)的元/噸,人民幣匯率數(shù)據(jù)來源于國(guó)際貨幣基金組織數(shù)據(jù)庫(kù)。為防止異方差的影響,本文對(duì)所有變量均取對(duì)數(shù),并進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。

研究不同進(jìn)口規(guī)模下國(guó)際玉米價(jià)格傳導(dǎo)效應(yīng)時(shí),結(jié)合數(shù)據(jù)可獲得性,玉米樣本區(qū)間為2005年1月1日-2021年6月30日,本文將樣本劃分為進(jìn)口規(guī)模大和小兩個(gè)相對(duì)區(qū)間。如前文所述,如何界定進(jìn)口規(guī)模大小,學(xué)術(shù)界目前還沒有一個(gè)權(quán)威的標(biāo)準(zhǔn)。從圖2中可以看出①世界各國(guó)玉米進(jìn)出口量來源于聯(lián)合國(guó)商品貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(kù)。https://comtrade.un.org/。,雖然2005-2020 年中國(guó)玉米進(jìn)口比重(年均為2.39%)遠(yuǎn)低于世界玉米進(jìn)口前四國(guó)(年均為38.37%),但是以2010年為分界線可以明顯看出,中國(guó)玉米進(jìn)口量有明顯的差異。2010年之前中國(guó)玉米進(jìn)口量占世界玉米總進(jìn)口量的比重極低(年均不超過0.06%),2010年開始該比重呈現(xiàn)逐年上升的趨勢(shì)(年均為3.46%)。進(jìn)一步,中國(guó)玉米月度進(jìn)出口量顯示(圖3)②中國(guó)玉米月度進(jìn)出口量來源于布瑞克數(shù)據(jù)庫(kù)。http://www.agdata.cn/。,2010年4月開始中國(guó)玉米進(jìn)口量大幅度增加,2010年4月之前進(jìn)口量很少。因此依據(jù)中國(guó)玉米進(jìn)口特點(diǎn),本文以2010年4月為分界點(diǎn),將樣本分為2005年1月1日-2010年4月30日(進(jìn)口規(guī)模較小)和2010年5月1日-2021年6月30日(進(jìn)口規(guī)模較大)兩個(gè)時(shí)期。

圖2 2005-2020年中國(guó)及世界玉米進(jìn)口前四位國(guó)家進(jìn)口比重

圖3 2005-2020年中國(guó)玉米月度進(jìn)出口量

2.研究方法

(1)VAR 模型(Vector autoregressive,VAR)。本文首先構(gòu)建VAR 模型,在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步采用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格均值層面?zhèn)鲗?dǎo)效應(yīng)。假如x表示價(jià)格,中國(guó)玉米價(jià)格和國(guó)際玉米價(jià)格分別作為兩個(gè)回歸方程的被解釋變量,解釋變量為這兩個(gè)變量的m階滯后值,構(gòu)成一個(gè)二元的VAR(m)系統(tǒng),表達(dá)式為:

其中,X t＝[X it X jt]＇,i和j分別代表中國(guó)玉米市場(chǎng)和國(guó)際玉米市場(chǎng),t表示時(shí)間。K0表示2×1的常數(shù)項(xiàng)向量。αn反映中國(guó)玉米價(jià)格或國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)其自身的均值溢出效應(yīng),以及中國(guó)玉米價(jià)格(國(guó)際玉米價(jià)格)對(duì)國(guó)際玉米價(jià)格(中國(guó)玉米價(jià)格)的均值溢出效應(yīng)。εt為2×1的條件殘差向量,εt＝[εitεjt]＇,H t表示εt的條件協(xié)方差矩陣,G t-1表示式(1)中所有變量滯后1期值。

(2)BEKK-MGARCH 模型①BEKK 全稱為Baba-Engle-Kraft-Kroner;MGARCH 全稱為Multivariate Generalized Autoregressive Conditional Heteroskedasticity。。在VAR 模型為均值方程的基礎(chǔ)上,本文采用BEKK-MGARCH(1,1)模型分析國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格波動(dòng)層面?zhèn)鲗?dǎo)效應(yīng)。上述VAR(m)模型的條件協(xié)方差矩陣H t的定義如下:

式(2)中C表示一個(gè)2×2常數(shù)的下三角矩陣,A表示一個(gè)2×2的系數(shù)矩陣,用于衡量中國(guó)玉米價(jià)格(國(guó)際玉米價(jià)格)自身沖擊對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格(國(guó)際玉米價(jià)格)條件波動(dòng)的影響(a ii或a jj);中國(guó)玉米價(jià)格(國(guó)際玉米價(jià)格)沖擊對(duì)國(guó)際玉米價(jià)格(中國(guó)玉米價(jià)格)條件波動(dòng)的影響(a ij或a ji),即ARCH 型波動(dòng)溢出效應(yīng)。B也表示一個(gè)2×2的系數(shù)矩陣,主要衡量中國(guó)玉米價(jià)格(國(guó)際玉米價(jià)格)自身過去波動(dòng)對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格(國(guó)際玉米價(jià)格)條件波動(dòng)的影響(b ii或b jj);中國(guó)玉米價(jià)格(國(guó)際玉米價(jià)格)過去波動(dòng)對(duì)國(guó)際玉米價(jià)格(中國(guó)玉米價(jià)格)條件波動(dòng)的影響(b ij或b ji),即GARCH 型波動(dòng)溢出效應(yīng)。通過Wald檢驗(yàn),考察a ji和b ji是否顯著為零,檢驗(yàn)國(guó)際玉米價(jià)格是否對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格具有波動(dòng)溢出效應(yīng)。若拒絕原假設(shè),H0:a ji＝b ji＝0,說明國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格具有波動(dòng)溢出效應(yīng),反之則說明國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格不具有波動(dòng)溢出效應(yīng)。

為了考察價(jià)格支持政策對(duì)國(guó)際玉米價(jià)格傳導(dǎo)效應(yīng)的影響,本文基于VAR-BEKK-MGARCH(1,1)模型,引入虛擬變量進(jìn)行分析。條件均值方程在式子(1)的基礎(chǔ)上,加入虛擬變量,得到:

式(3)中,D代表臨時(shí)收儲(chǔ)政策虛擬變量或“市場(chǎng)化收購(gòu)＋補(bǔ)貼”政策虛擬變量。γ反映臨時(shí)收儲(chǔ)政策或“市場(chǎng)化收購(gòu)＋補(bǔ)貼”政策對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格與國(guó)際玉米價(jià)格之間均值溢出效應(yīng)的影響。條件方差方程則在式(2)的基礎(chǔ)上,加入虛擬變量,得到:

式(4)中,Φ 為2×1的向量,Φ＝[φiiφjiφjj]′。φii和φjj反映臨時(shí)收儲(chǔ)政策或“市場(chǎng)化收購(gòu)＋補(bǔ)貼”政策對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格和國(guó)際玉米價(jià)格自身波動(dòng)溢出效應(yīng)的影響,φji反映臨時(shí)收儲(chǔ)政策或“市場(chǎng)化收購(gòu)＋補(bǔ)貼”政策對(duì)國(guó)內(nèi)外玉米價(jià)格之間波動(dòng)溢出效應(yīng)的影響。

四、不同進(jìn)口規(guī)模下國(guó)際玉米價(jià)格傳導(dǎo)效應(yīng)分析

1.單位根及協(xié)整檢驗(yàn)

由于選取變量為時(shí)間序列變量,為避免虛假相關(guān)問題,首先對(duì)序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示,樣本期國(guó)際玉米價(jià)格和中國(guó)玉米價(jià)格均在1%的顯著水平下無法拒絕存在單位根的原假設(shè),因此各個(gè)時(shí)期所有價(jià)格均為不平穩(wěn)序列。一階差分之后,所有價(jià)格均為平穩(wěn)序列,即為同階單整序列。

表1 國(guó)內(nèi)外玉米價(jià)格ADF檢驗(yàn)結(jié)果

對(duì)于同階單整序列,進(jìn)一步采用Johansen檢驗(yàn)法對(duì)各序列之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明,玉米在2005年1月1日-2010年4月30日和2010年5月1日-2021年6月30日兩個(gè)時(shí)期,國(guó)內(nèi)外價(jià)格均不存在協(xié)整關(guān)系,說明國(guó)內(nèi)外玉米價(jià)格不存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系(表2)。因此本文采用VAR 模型,對(duì)差分后的玉米價(jià)格序列進(jìn)行分析,考察國(guó)內(nèi)外玉米價(jià)格間的關(guān)系。

表2 國(guó)內(nèi)外玉米價(jià)格Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

建立VAR 模型,首先要確定模型滯后階數(shù)。根據(jù)LR、FPE、AIC、SC和HQ準(zhǔn)則,確定2005年1月1日-2010年4月30日模型最優(yōu)滯后階數(shù)為5、2010年5月1日-2021年6月30日模型最優(yōu)滯后階數(shù)為4(表3)。由于模型中所有根的模的倒數(shù)都小于1,即位于單位圓內(nèi),說明所建立的模型是穩(wěn)定的,因此對(duì)應(yīng)兩個(gè)時(shí)期分別建立VAR(5)模型和VAR(4)模型。

表3 VAR模型滯后階數(shù)的選擇

2.ARCH效應(yīng)檢驗(yàn)

本文構(gòu)建VAR-BEKK-MGARCH(1,1)模型考察不同進(jìn)口規(guī)模下國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格均值及波動(dòng)傳導(dǎo)效應(yīng)。VAR-BEKK-MGACH(1,1)模型進(jìn)行建模之前必須對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行ARCH 效應(yīng)檢驗(yàn),確定序列存在波動(dòng)集聚性之后,才能進(jìn)行模型分析。本文采用Lagrange Multiplier方法檢驗(yàn)時(shí)間序列是否存在ARCH 效應(yīng),其原假設(shè)是時(shí)間序列不存在ARCH 效應(yīng),表4為玉米國(guó)內(nèi)外價(jià)格的檢驗(yàn)結(jié)果。兩個(gè)樣本期中國(guó)玉米價(jià)格序列均在1%水平下拒絕原假設(shè),中國(guó)玉米價(jià)格序列均存在ARCH 效應(yīng),即序列波動(dòng)具有時(shí)變性,且大波動(dòng)后面跟隨著大波動(dòng),小波動(dòng)后跟隨著小波動(dòng)。兩個(gè)樣本期,國(guó)際玉米價(jià)格序列除了在滯后1期不顯著外,大部分均在5%水平下拒絕原假設(shè),這也表明國(guó)際玉米價(jià)格波動(dòng)存在ARCH 效應(yīng)。

表4 中國(guó)玉米價(jià)格與國(guó)際玉米價(jià)格ARCH效應(yīng)檢驗(yàn)

3.國(guó)際玉米價(jià)格均值與波動(dòng)傳導(dǎo)

VAR-BEKK-MGARCH(1,1)模型估計(jì)如表5所示,其中均值方程結(jié)果表示國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格的均值溢出效應(yīng)①國(guó)際貿(mào)易路徑包括進(jìn)口路徑和出口路徑,其中,進(jìn)口路徑重點(diǎn)考察國(guó)際價(jià)格對(duì)國(guó)內(nèi)價(jià)格的影響,即國(guó)際價(jià)格通過影響進(jìn)口價(jià)格,進(jìn)而影響進(jìn)口國(guó)國(guó)內(nèi)價(jià)格;而出口路徑則更多關(guān)注國(guó)內(nèi)價(jià)格對(duì)國(guó)際價(jià)格的影響,即出口國(guó)國(guó)內(nèi)價(jià)格會(huì)通過影響其出口價(jià)格,進(jìn)而影響國(guó)際價(jià)格。由于本文聚焦玉米價(jià)格進(jìn)口貿(mào)易傳導(dǎo)路徑,加之文章篇幅限制,因此文中論述的重點(diǎn)是國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格的傳導(dǎo)效應(yīng),對(duì)于中國(guó)玉米價(jià)格對(duì)國(guó)際玉米價(jià)格的傳導(dǎo)程度,暫不作具體展示和分析。。2005年1月1日-2010年4月30日樣本期,國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)應(yīng)的系數(shù)α1和α2在5%的水平下顯著為正,表明該時(shí)期國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格具有顯著的均值溢出效應(yīng)。而在2010年5月1日-2021年6月30日樣本期,國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)應(yīng)的系數(shù)均不顯著。上述結(jié)果說明,2005年1月1日-2010年4月30日樣本期國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格的均值傳導(dǎo)效應(yīng)高于2010年5月1日-2021年6月30日樣本期。

表5 國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格的波動(dòng)溢出效應(yīng)

進(jìn)一步,本文在VAR 均值方程的基礎(chǔ)上,采用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解對(duì)均值傳導(dǎo)效應(yīng)進(jìn)行動(dòng)態(tài)分析。脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果如圖4所示,2005年1月1日-2010年4月30日期間,當(dāng)給國(guó)際玉米價(jià)格一個(gè)正向沖擊之后(a圖),中國(guó)玉米價(jià)格第1期呈現(xiàn)正向調(diào)整,第2期轉(zhuǎn)為負(fù)向調(diào)整,第3期達(dá)到最大值,此后逐漸下降。2010年5月1日-2021年6月30日期間,當(dāng)給國(guó)際玉米價(jià)格一個(gè)正向沖擊之后(b圖),中國(guó)玉米價(jià)格在第1期變化不明顯,第2期開始表現(xiàn)為正向的響應(yīng)并在第4期達(dá)到最大值,此后逐漸減弱。與2005年1月1日-2010年4月30日樣本期對(duì)比發(fā)現(xiàn),2010年5月1日-2021年6月30日期間,國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格的影響更低。

圖4 中國(guó)玉米價(jià)格對(duì)國(guó)際玉米價(jià)格的脈沖響應(yīng)

中國(guó)玉米價(jià)格方差分解中(表6),2005年1月1日-2010年4月30日期間,其主要受自身的影響,國(guó)際玉米價(jià)格貢獻(xiàn)程度維持在6.4%左右;2010年5月1日-2021年6月30日期間,中國(guó)玉米價(jià)格同樣主要受自身的影響,國(guó)際玉米價(jià)格貢獻(xiàn)程度維持在2.1%左右,說明此階段國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格影響低于2005年1月1日-2010年4月30日樣本期。

表6 中國(guó)玉米價(jià)格方差分解結(jié)果

VAR 均值方程、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解結(jié)果均一致表明,2010年5月1日-2021年6月30日樣本期,國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格的均值傳導(dǎo)效應(yīng)小于2005年1月1日-2010年4月30日樣本期。

VAR-BEKK-MGARCH(1,1)模型估計(jì)(表5)中,條件方差方程結(jié)果表示國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格的波動(dòng)溢出效應(yīng)。結(jié)果顯示,2005年1月1日-2010年4月30日樣本期,系數(shù)a ji和b ji均在1%的水平下顯著,表明該時(shí)期國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格存在顯著的ARCH 型和GARCH 型波動(dòng)溢出效應(yīng)。此外,Wald檢驗(yàn)中原假設(shè)a ji＝b ji＝0被拒絕,進(jìn)一步說明國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格具有波動(dòng)溢出效應(yīng)。2010年5月1日-2021年6月30日樣本期,系數(shù)a ji和b ji均在5%的水平下不顯著,表明該時(shí)期國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格不存在顯著的ARCH 型和GARCH 型波動(dòng)溢出效應(yīng)。Wald檢驗(yàn)中原假設(shè)a ji＝b ji＝0被接受,這說明國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格沒有波動(dòng)溢出效應(yīng)。上述結(jié)果表明,2005年1月1日-2010年4月30日樣本期國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格的波動(dòng)溢出效應(yīng)高于2010年5月1日-2021年6月30日樣本期。

綜上,2010年之前由于中國(guó)玉米進(jìn)口規(guī)模較小,理論上國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格的傳導(dǎo)效應(yīng)會(huì)相對(duì)較小,而2010年之后,中國(guó)玉米進(jìn)口規(guī)模擴(kuò)大,理論上國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格傳導(dǎo)效應(yīng)會(huì)高于2010年之前。但實(shí)證結(jié)果卻顯示,2010年之前國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格的均值傳導(dǎo)與波動(dòng)傳導(dǎo)效應(yīng)均強(qiáng)于2010年之后。為什么會(huì)出現(xiàn)與新古典貿(mào)易理論預(yù)期不相符的結(jié)果? 下文將對(duì)這一問題做出解釋。

五、政策干預(yù)對(duì)國(guó)際玉米價(jià)格傳導(dǎo)效應(yīng)的影響

前述檢驗(yàn)結(jié)論顯示,中國(guó)玉米進(jìn)口規(guī)模相對(duì)較小時(shí)期,國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格的傳導(dǎo)效應(yīng)比進(jìn)口規(guī)模相對(duì)較大時(shí)期更強(qiáng),這與以自由貿(mào)易作為重要假設(shè)前提的新古典貿(mào)易理論的預(yù)期不相符。實(shí)際上,由于糧食安全是國(guó)家安全的基礎(chǔ),糧食價(jià)格波動(dòng)容易引起各類經(jīng)濟(jì)問題甚至危及社會(huì)穩(wěn)定,因此許多國(guó)家和地區(qū)都普遍對(duì)糧食價(jià)格實(shí)施政策干預(yù),促進(jìn)糧食供需趨向均衡,因此自由貿(mào)易這一假設(shè)條件與現(xiàn)實(shí)存在差異。本文理論分析認(rèn)為,若放寬自由貿(mào)易的假設(shè)條件,考慮政策因素的影響,那么政策干預(yù)會(huì)削弱國(guó)際糧食價(jià)格對(duì)進(jìn)口國(guó)國(guó)內(nèi)糧食價(jià)格的傳導(dǎo)效應(yīng),表現(xiàn)為糧食進(jìn)口規(guī)模越大,國(guó)際糧食價(jià)格傳導(dǎo)效應(yīng)可能會(huì)越弱。

2006年以來,中國(guó)政府為了提高生產(chǎn)者積極性,穩(wěn)定國(guó)內(nèi)市場(chǎng),對(duì)大宗農(nóng)產(chǎn)品實(shí)施了一系列價(jià)格支持政策,影響了中國(guó)國(guó)內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)[42]。中國(guó)自2008年開始對(duì)玉米實(shí)施臨時(shí)收儲(chǔ)政策,2016年實(shí)行“市場(chǎng)定價(jià)、價(jià)補(bǔ)分離”新機(jī)制,取消玉米臨時(shí)收儲(chǔ)政策,實(shí)施“市場(chǎng)化收購(gòu)＋補(bǔ)貼”政策。臨時(shí)收儲(chǔ)政策是指當(dāng)糧食集中上市導(dǎo)致價(jià)格面臨下跌壓力時(shí),政府指定糧庫(kù)按照公布的收購(gòu)價(jià)格收購(gòu)糧食,穩(wěn)定糧食市場(chǎng)價(jià)格;當(dāng)糧食市場(chǎng)供應(yīng)減少導(dǎo)致價(jià)格面臨上漲壓力時(shí),政府則拋售糧食,穩(wěn)定市場(chǎng)價(jià)格?！笆袌?chǎng)化收購(gòu)＋補(bǔ)貼”政策中,一方面,糧食價(jià)格由市場(chǎng)形成,生產(chǎn)者自主出售,市場(chǎng)主體自主入市收購(gòu)。另一方面,建立糧食生產(chǎn)者補(bǔ)貼制度,政府對(duì)生產(chǎn)者給予一定的直接補(bǔ)貼,保障種植者的基本收益?！笆袌?chǎng)化收購(gòu)＋補(bǔ)貼”政策實(shí)施后,糧食價(jià)格逐漸由市場(chǎng)決定,政策對(duì)價(jià)格的“托底”效應(yīng)進(jìn)一步降低。臨時(shí)收儲(chǔ)政策通過國(guó)家規(guī)定最低價(jià)格的方式為糧食價(jià)格進(jìn)行了直接的“托底”[43]。相對(duì)于臨時(shí)收儲(chǔ)政策,“市場(chǎng)化收購(gòu)＋補(bǔ)貼”政策中,政府對(duì)市場(chǎng)的干預(yù)力度大幅度下降。綜上分析,為什么中國(guó)玉米在其進(jìn)口規(guī)模相對(duì)較小時(shí)期,國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格的傳導(dǎo)效應(yīng)反而比進(jìn)口規(guī)模相對(duì)較大時(shí)期更強(qiáng)呢? 一個(gè)合理的猜測(cè)就是,中國(guó)政府實(shí)施的價(jià)格支持政策,其對(duì)市場(chǎng)價(jià)格的“托底”效應(yīng)導(dǎo)致國(guó)際玉米對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格的影響下降。本節(jié)將實(shí)證檢驗(yàn)價(jià)格支持政策影響國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格傳導(dǎo)的程度。

由于中國(guó)自2008年開始對(duì)玉米實(shí)施臨時(shí)收儲(chǔ)政策,2016年取消玉米臨時(shí)收儲(chǔ)政策,實(shí)施“市場(chǎng)化收購(gòu)＋補(bǔ)貼”政策。因此本文在2005年1月1日-2010年4月30日樣本期中,構(gòu)建了臨時(shí)收儲(chǔ)政策虛擬變量,考察其對(duì)國(guó)際玉米價(jià)格傳導(dǎo)效應(yīng)的影響,具體變量設(shè)置為:2008年11月1月-2010年4月30日期間,玉米臨時(shí)收儲(chǔ)政策虛擬變量取值為1,其余為0。2010年5月1日-2021年6月30日樣本期中,2010年5月1日-2016年3月31日實(shí)施玉米臨時(shí)收儲(chǔ)政策,2016年4月1日-2021年6月30日實(shí)施玉米“市場(chǎng)化收購(gòu)＋補(bǔ)貼”政策,本文選擇玉米臨時(shí)收儲(chǔ)政策實(shí)施時(shí)期為對(duì)照組,具體變量設(shè)置為:2016年4月1日-2021年6月30日期間,玉米“市場(chǎng)化收購(gòu)＋補(bǔ)貼”政策虛擬變量取值為1,其余為0。

表7為2005年1月1日-2010年4月30日樣本期玉米臨時(shí)收儲(chǔ)政策對(duì)國(guó)際玉米價(jià)格傳導(dǎo)效應(yīng)影響的估計(jì)結(jié)果。條件均值方程中,國(guó)際玉米價(jià)格的系數(shù)除α4不顯著外,其余系數(shù)均在1%的水平下顯著,說明國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格在均值層面上有顯著的溢出效應(yīng)。進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)γ1、γ3、γ4和γ5均在1%的水平下顯著為負(fù),說明總體上當(dāng)實(shí)施玉米臨時(shí)收儲(chǔ)政策時(shí),國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格的均值溢出效應(yīng)在下降,符合理論預(yù)期。條件方差方程中,φji在1%的水平下顯著為負(fù),表明實(shí)施玉米臨時(shí)收儲(chǔ)政策降低了國(guó)內(nèi)外玉米價(jià)格波動(dòng)溢出效應(yīng)。與此同時(shí),φii和φjj系數(shù)也均在1%的水平下顯著為負(fù),說明玉米臨時(shí)收儲(chǔ)政策也同時(shí)降低了中國(guó)玉米價(jià)格和國(guó)際玉米價(jià)格的自身波動(dòng)溢出效應(yīng)。

表7 政策干預(yù)影響國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格傳導(dǎo)的估計(jì)結(jié)果(2005/01/01-2010/04/30)n＝272

表8為2010年5月1日-2021年6月30日樣本期玉米“市場(chǎng)化收購(gòu)＋補(bǔ)貼”政策對(duì)國(guó)際玉米價(jià)格傳導(dǎo)效應(yīng)影響的估計(jì)結(jié)果。條件均值方程中,國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)應(yīng)的系數(shù)均在5%的水平下不顯著,說明該樣本期國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格的均值溢出效應(yīng)不明顯,這與第四部分估計(jì)結(jié)果一致。進(jìn)一步發(fā)現(xiàn),“市場(chǎng)化收購(gòu)＋補(bǔ)貼”政策虛擬變量的γ3在5%的水平下顯著為負(fù),說明“市場(chǎng)化收購(gòu)＋補(bǔ)貼”政策實(shí)施期間,國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格的均值溢出效應(yīng)在下降,且下降程度比玉米臨時(shí)收儲(chǔ)政策實(shí)施期間更明顯。條件方差方程中,φji在1%的水平下顯著為負(fù),表明實(shí)施“市場(chǎng)化收購(gòu)＋補(bǔ)貼”政策降低了國(guó)內(nèi)外玉米價(jià)格波動(dòng)溢出效應(yīng),且下降程度比玉米臨時(shí)收儲(chǔ)政策實(shí)施期間更明顯。與此同時(shí),φii系數(shù)在1%的水平下顯著為正,說明“市場(chǎng)化收購(gòu)＋補(bǔ)貼”政策增強(qiáng)了中國(guó)玉米價(jià)格的自身波動(dòng)溢出效應(yīng)。

表8 政策干預(yù)影響國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格傳導(dǎo)的估計(jì)結(jié)果(2010/05/01-2021/06/30)n＝577

綜上結(jié)果可知,中國(guó)對(duì)玉米實(shí)施價(jià)格支持政策,降低了國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格均值層面和波動(dòng)層面的傳導(dǎo)效應(yīng),并且“市場(chǎng)化收購(gòu)＋補(bǔ)貼”政策影響國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格傳導(dǎo)的程度大于臨時(shí)收儲(chǔ)政策。中國(guó)對(duì)玉米從臨時(shí)收儲(chǔ)政策轉(zhuǎn)向“市場(chǎng)化收購(gòu)＋補(bǔ)貼”政策后,政府對(duì)市場(chǎng)的干預(yù)力度大幅度下降,理論上“市場(chǎng)化收購(gòu)＋補(bǔ)貼”政策的“托底”效應(yīng)低于臨時(shí)收儲(chǔ)政策,即國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格的傳導(dǎo)效應(yīng)會(huì)比臨時(shí)收儲(chǔ)政策時(shí)期更強(qiáng),但是實(shí)證結(jié)果卻與理論預(yù)期不相符。為什么樣本期“市場(chǎng)化收購(gòu)＋補(bǔ)貼”政策實(shí)施之后,中國(guó)玉米價(jià)格依然對(duì)國(guó)際市場(chǎng)不敏感呢?

從圖5中可以看出①中國(guó)玉米供給與需求數(shù)據(jù)來源于布瑞克數(shù)據(jù)庫(kù)。http://www.agdata.cn/.。2005-2020年間,中國(guó)玉米總供給結(jié)構(gòu)中,國(guó)內(nèi)產(chǎn)量比重最高,一直保持在50%以上。2008年實(shí)施玉米臨時(shí)收儲(chǔ)政策之后,國(guó)內(nèi)玉米庫(kù)存比重持續(xù)增長(zhǎng),產(chǎn)量比重則逐漸下降,2016年玉米庫(kù)存比重達(dá)到階段性峰值(50.01%),產(chǎn)量比重則下降為49.50%。雖然2016 年中國(guó)取消玉米臨儲(chǔ)政策,實(shí)施“市場(chǎng)化收購(gòu)＋補(bǔ)貼”政策,中國(guó)玉米庫(kù)存量占總供給的比重在逐漸下降,2020 年中國(guó)玉米庫(kù)存比重下降至27.22%,但是2016-2020年該比重年度平均值仍高達(dá)40.33%,高于臨時(shí)收儲(chǔ)政策實(shí)施期間(26.95%)。因此樣本期中國(guó)國(guó)內(nèi)玉米庫(kù)存成為壓制中國(guó)玉米價(jià)格走勢(shì)的一個(gè)重要因素。此外,2016年隨著國(guó)內(nèi)玉米庫(kù)存比重下降,國(guó)內(nèi)產(chǎn)量比重重新恢復(fù)性上升,樣本期國(guó)內(nèi)玉米庫(kù)存和產(chǎn)量一直占中國(guó)玉米總供給結(jié)構(gòu)的90%以上。相反,雖然2010年開始中國(guó)玉米進(jìn)口規(guī)模在逐年擴(kuò)大,但是玉米進(jìn)口量占國(guó)內(nèi)玉米總供給的比重較低,除2020年達(dá)到7.91%外,2010-2019年中國(guó)玉米進(jìn)口量占國(guó)內(nèi)玉米總供給的比重一直低于2%。因此,從供給的角度看,中國(guó)玉米進(jìn)口依賴程度較低,國(guó)內(nèi)產(chǎn)量與庫(kù)存成為影響中國(guó)國(guó)內(nèi)玉米價(jià)格的主要供給因素。

圖5 中國(guó)玉米總供給結(jié)構(gòu)

玉米需求方面,從圖6中可以看出,2005-2020年間,中國(guó)玉米主要用于飼用消費(fèi),其比重一直在60%以上,其次是工業(yè)消費(fèi)比重(年度平均為25.03%),食用消費(fèi)比重則有逐年下降的趨勢(shì)(年度平均為4.93%)。而自2007年開始,中國(guó)玉米出口比重不斷下降,2016年之后出口比重幾乎為0。因此國(guó)內(nèi)飼用消費(fèi)和工業(yè)消費(fèi)是影響中國(guó)國(guó)內(nèi)玉米價(jià)格的主要需求因素。

圖6 中國(guó)玉米總消費(fèi)結(jié)構(gòu)

綜上分析,盡管中國(guó)玉米進(jìn)口規(guī)模自2010年開始不斷擴(kuò)大,但是進(jìn)口量占國(guó)內(nèi)總供給比重較低。2008年臨時(shí)收儲(chǔ)政策實(shí)施之后,中國(guó)玉米庫(kù)存量不斷增加,即便2016年中國(guó)取消了玉米臨儲(chǔ)政策,實(shí)施“市場(chǎng)化收購(gòu)＋補(bǔ)貼”政策,但在本文樣本期,總體上國(guó)內(nèi)玉米年均庫(kù)存量較高,加之中國(guó)玉米連年增收,因此庫(kù)存及產(chǎn)量是影響中國(guó)玉米價(jià)格的供給因素。另一方面,中國(guó)玉米出口消費(fèi)占總消費(fèi)比重很低,國(guó)內(nèi)飼用消費(fèi)和工業(yè)消費(fèi)是影響中國(guó)玉米價(jià)格的需求因素。在此背景下,中國(guó)玉米價(jià)格更多是受國(guó)內(nèi)供求關(guān)系的影響,進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格的影響較小。因此樣本期,實(shí)施“市場(chǎng)化收購(gòu)＋補(bǔ)貼”政策后,國(guó)際玉米市場(chǎng)對(duì)中國(guó)玉米市場(chǎng)的影響仍然較弱。

六、結(jié)論及政策啟示

本文實(shí)證研究不同進(jìn)口規(guī)模下國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格的傳導(dǎo)效應(yīng),結(jié)果表明:不管是均值層面?zhèn)鲗?dǎo)還是波動(dòng)層面?zhèn)鲗?dǎo),中國(guó)玉米進(jìn)口規(guī)模較小的時(shí)期,國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格的傳導(dǎo)效應(yīng)均強(qiáng)于中國(guó)玉米進(jìn)口規(guī)模較大的時(shí)期。進(jìn)一步實(shí)證檢驗(yàn)政策干預(yù)對(duì)國(guó)際玉米價(jià)格傳導(dǎo)效應(yīng)的影響,結(jié)果顯示中國(guó)玉米臨時(shí)收儲(chǔ)政策降低了國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格的傳導(dǎo)程度。盡管中國(guó)在2016年取消了玉米臨時(shí)收儲(chǔ)政策,實(shí)施“市場(chǎng)化收購(gòu)＋補(bǔ)貼”政策,但是本文樣本期,中國(guó)玉米價(jià)格更多是受國(guó)內(nèi)供求關(guān)系的影響,國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格的影響還較弱。

由此,本文理論和實(shí)證研究的政策啟示主要有:第一,雖然臨時(shí)收儲(chǔ)政策托市效果明顯,降低了國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格的不利影響,但是在中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本快速上漲的背景下,臨時(shí)收儲(chǔ)政策扭曲了市場(chǎng)機(jī)制,進(jìn)一步拉大中國(guó)玉米與國(guó)際玉米差價(jià),中國(guó)面臨玉米高產(chǎn)量、高庫(kù)存和高進(jìn)口并存的矛盾。目前中國(guó)已經(jīng)在穩(wěn)步推進(jìn)糧食市場(chǎng)化定價(jià)改革,但是農(nóng)業(yè)不可能完全市場(chǎng)化。因此在堅(jiān)持市場(chǎng)化定價(jià)的基礎(chǔ)上,改革糧食價(jià)格支持政策,堅(jiān)決退出糧食價(jià)格政策保收益的功能,使其回歸到解決農(nóng)民賣糧難的初衷,降低價(jià)格支持政策對(duì)市場(chǎng)的扭曲影響,還原市場(chǎng)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能。實(shí)行市場(chǎng)定價(jià)后,能夠減少庫(kù)存和進(jìn)口壓力,但國(guó)內(nèi)生產(chǎn)成本不斷上漲可能會(huì)導(dǎo)致農(nóng)民生產(chǎn)虧損和不可持續(xù)。因此,需要?jiǎng)?chuàng)新補(bǔ)貼方式,例如農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)的保費(fèi)補(bǔ)貼、新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體信貸支持、資源環(huán)境友好型農(nóng)化生產(chǎn)方式補(bǔ)貼等。市場(chǎng)定價(jià)后的財(cái)政補(bǔ)貼不僅是為了彌補(bǔ)農(nóng)民的損失,保障農(nóng)民收益,而且必須保基本生產(chǎn)和基本產(chǎn)能,使農(nóng)民在改革中利益不受損,保持種糧積極性。第二,收入水平的提高推動(dòng)居民食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí),加之2020年以來受新冠肺炎疫情、生豬產(chǎn)能恢復(fù)以及國(guó)內(nèi)玉米去庫(kù)存政策調(diào)整等因素的影響,中國(guó)國(guó)內(nèi)玉米價(jià)格持續(xù)上升,進(jìn)口規(guī)模也在劇增。中國(guó)玉米已經(jīng)從階段性供過于求轉(zhuǎn)變?yōu)楣┬杈o平衡的狀態(tài),未來中國(guó)玉米進(jìn)口規(guī)模可能還會(huì)不斷擴(kuò)大,玉米進(jìn)口占國(guó)內(nèi)總供給比重會(huì)隨之上升,因此國(guó)際玉米價(jià)格對(duì)中國(guó)玉米價(jià)格的傳導(dǎo)效應(yīng)會(huì)逐漸增強(qiáng)。中國(guó)需要盡快建立健全糧食市場(chǎng)的價(jià)格調(diào)控體系及風(fēng)險(xiǎn)防控體系,規(guī)避國(guó)際糧食市場(chǎng)劇烈波動(dòng)對(duì)中國(guó)糧食市場(chǎng)的影響。一方面加強(qiáng)對(duì)糧食市場(chǎng)的監(jiān)測(cè)預(yù)警,特別是對(duì)糧食的主要出口國(guó)和進(jìn)口國(guó)的監(jiān)測(cè)預(yù)警,為國(guó)家糧食宏觀調(diào)控提供可靠數(shù)據(jù),也為糧食生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)者和糧食進(jìn)口供應(yīng)鏈企業(yè)提供全面的信息服務(wù);另一方面,通過定期發(fā)布中國(guó)糧食的供需信息給國(guó)際市場(chǎng)穩(wěn)定預(yù)期,減少市場(chǎng)投機(jī)行為。長(zhǎng)期內(nèi)應(yīng)進(jìn)行戰(zhàn)略性的生產(chǎn)規(guī)劃,增加糧食產(chǎn)業(yè)投資,以生產(chǎn)抑制國(guó)際市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)的影響。