我國糧食價格與石油價格互動關系研究

倪漢軍

摘要：隨著農業機械化程度的加深和生物質燃料的出現，石油價格也從更多方面影響糧食價格。學術界對于石油價格的波動與糧食價格變動的相互影響有著廣泛的關注。選取自2000年8月至2014年1月時間段的月度數據，運用VAR模型并通過格蘭杰因果檢驗、協整檢驗等方法，對我國糧食價格與石油價格的互動關系進行實證檢驗。研究表明：糧食價格與石油價格存在長期均衡關系，石油價格變動是糧食價格變動的格蘭杰原因，糧食價格也是石油價格變動的格蘭杰原因。

關鍵詞：VAR模型；協整檢驗；格蘭杰因果檢驗

中圖分類號：F23 文獻標識碼：A doi：10.19311/j.cnki.1672-3198.2018.07.062

1石油價格變動與糧食價格關系的理論分析

農業是保障經濟平穩運行的重要部門，是進行其他行業生產的必要前提。我國糧食總產量實現了十幾年連續增產，糧食價格的穩定為保障國家糧食安全、穩定經濟發展奠定堅實的基礎。但是，糧食生產和糧食價格受多重因素影響，近年來多有學者對石油價格與糧食價格關系進行研究，張冬平等（2012）對糧食價格波動影響因素進行分析，得出石油價格變化是導致國際糧價上漲的重要原因。黃季煜（2009）、張亮亮（2009）等學者研究發現，石油價格的上漲和全球生物質液體燃料的應用與發展對糧食價格上漲都具有顯著的拉動作用。國內石油價格與糧食價格的關系也有待檢驗，2013年7月到2014年1月，大慶原油現貨平均價格從99.66美元/桶上漲到104.02美元/桶，同時期的小麥批發價格也由2434元/噸上升到2530.5/噸，可見兩者之間有一定關聯，對我國石油價格波動對糧食價格的影響機制及效應進行深度分析，并探尋應對這種影響機制的宏觀調控政策，對穩定國內糧食市場價格、保障我國糧食安全具有深遠意義。

石油是工業的“血液”，同時，石油也從多角度影響著農業生產，石油價格的變動可以直接影響農業生產成本的變動，也可以影響農業間接生產成本的變動，還可以通過生物質能源向糧食價格傳導。

1.1石油價格變化直接影響糧食生產成本

石油在糧食生產和銷售中扮演了重要的角色，農業生產過程中使用的農藥、化肥、塑料薄膜等的生產原料和工具的主要原材料為石油。以化肥為例，我國化肥使用量逐年增高，根據中國統計年鑒的數據，1978到2012年我國化肥施用量從884萬噸增加到5838.8萬噸，增幅560%。石油價格的變化無疑會通過這些直接的糧食生產資料成本傳導到糧食價格上。其傳導路徑為：石油價格上漲→農業直接生產資料價格上漲→糧食生產成本上升糧食供給減少→糧食價格上漲。

1.2石油價格變化間接影響糧食生產成本

石油價格的變化還會引起糧食生產中運輸、機械等成本的變化。一方面，由于石油價格上升，使得道路運輸部門運輸成本變大，糧食在運輸的過程中耗費的成本增長最終會使得我國糧食的供應價格提高；另一方面，我國農業生產中機械投入費用占生產費用的比例不斷增加，石油價格的變化同樣會使農業生產中的機械費用增加，從而影響到糧食價格，使得我國糧食價格上升。其傳導路徑為：石油價格上漲→農業相關行業成本上漲糧食生產成本增加→糧食供給減少→糧食價格上漲。

1.3石油價格變化影響糧食需求

石油價格上漲促進生物質能源發展，帶動對玉米、大豆等的需求，尤其是以糧食為原料的酒精生產。以糧食為原料進行石油替代能源的開發生產，使糧食與石油有更加緊密的聯系，也使農業成為工業產業的一個不可分割的部分。未來幾年為相應國家政策的號召，乙醇作為優質的生物質能源，產量將會大增。如果我國大量增加生物能源乙醇的產量，將會導致我國糧食價格大幅度上升。傳導路徑為：石油價格上漲生物質燃料等替代品需求增加糧食需求增加糧食價格上漲。

2實證分析

2.1指標選取與數據來源

本文選取2000年8月—2014年1月的月度數據為樣本，糧食數據以小麥、玉米、大豆三種糧食產品的平均價格為國內糧食價格，由于批發市場價格是糧食進行生產、運輸等環節后首次面向市場的價格，因此國內糧食價格選取國內批發市場價格，數據來源為國家糧食局公布的全國主要糧油批發市場平均價格周報。石油價格以基本上能代表我國原油價格走勢的大慶原油現貨平均價格作為石油價格，數據來源為路透社電訊普氏報價。

2.2單位根檢驗

用SY代表石油價格，用LS代表糧食價格，分別對其取自然對數，LnSY，LnLS。使用Eviews7.2軟件，運用ADF檢驗方法對時間序列的平穩性進行檢驗，在滯后期的選擇上，依據SC準則。各變量的ADF檢驗結果見表1。

由表1可以看出，LnLS為非平穩序列，對其一階差分進行單位根檢驗后，在1%、5%的顯著性水平下為平穩序列，即LnLS序列是一階單整的，即LnLS～I（1）；LnSY為平穩序列，DLnSY在1%、5%顯著性水平下也為平穩序列，即LnSY序列是一階單整的，即LnLZC～Ⅰ（1）。所以石油價格與糧食價格二者可能存在協整關系。

2.3協整檢驗

協整理論認為，兩個同階單整的時間序列，可以通過線性組合構成低階單整變量，而且這兩個時間序列存在著協整關系，能夠有效避免偽回歸問題。對Ln-LZCZ和LnLZC采用EG兩步法進行協整檢驗：最小二乘回歸和殘差單位根檢驗。首先采用計量模型進行擬合，得到如下擬合結果見公式1：

ADF檢驗統計量的值為-2.255891，小于5%臨界值，表明殘差序列在95%置信區間的不存在單位根，是平穩序列，說明石油價格與糧食價格之間可能存在協整關系。

模型估計結果說明，在假定其他變量不變的情況下，石油價格每增長1%，糧食價格增長0.42702%。可決系數R²為0.793662，修正的可決系數R²為0.792372，對于時間序列型的回歸來說，模型對樣本的擬合較好。建立VA模型結果如表4。

系數方面，小括號內為標準差，中括號內為T統計值，LnSY和LnLS方程擬合優度都大于0.95，可見方程擬合很好，從參數估計的T統計量來看，在95%的置信水平下，方程LnSY和方程LnLS中所有的解釋變量均顯著，（T值絕對值大于1.645）。協整檢驗結果可知石油價格與糧食價格存在長期的均衡關系，如何判斷變量之間的動態影響關系，還需借助Granger因果關系檢驗。

2.4 Granger因果關系檢驗

對上述結果的分析仍舊還需要進一步的驗證這種均衡關系是否構成因果關系。在Granger因果關系檢驗中，滯后的階數是非常敏感的，綜合經過自由度調整的殘差協方差矩陣行列式值、未經過自由度調整的殘差協方差矩陣行列式值，Log likelihood對數似然函數值、AIC值和SC值，選擇滯后期為2，進行Granger因果關系檢驗，結果見表5。

檢驗結果表明：在5%顯著性水平下，當滯后期為2，原假設“LnLS不是LnSY的Granger原因”被拒絕，原假設“LnSY不是LnLS的Granger原因”也被接受，所以可以認為，在95%的概率保證水平下，石油價格變動是糧食價格變動的原因，同樣，糧食價格變動也是石油價格變動的原因。

3結論分析及對策建議

本文從理論上分析了我國石油價格變化傳導到糧食價格上的傳導機制，并應用協整檢驗、VAR模型和格蘭杰因果關系檢驗等計量方法，分析了2000年8月到2014年1月期間糧食價格和石油價格互動關系。從分析的結果可以看出：糧食價格與石油價格之間存在長期的均衡關系，當石油價格上漲1%時，糧食價格將會上升0.427%；第二，格蘭杰因果關系檢驗表明，糧食價格變動是引起石油價格變化的格蘭杰原因，同時石油價格變動也是糧食價格變化的格蘭杰原因。

由以上分析結果可知，無論長期還是短期，石油價格波動都有可能會對我國糧食價格產生一定的影響。由于糧食在我們生產生活中占有的基礎地位，應該采取以下措施防止糧食價格的劇烈波動：第一，在財政補貼中充分考慮到石油價格的變化，逐漸將農資綜合補貼動態調整機制落實，從根源對農業生產進行成本控制，激發農民對于糧食種植的積極性，保證糧食的產量。第二，降低糧食生產和運輸對石油及石油制品的依賴程度。雖然政府能夠利用補貼等政策，降低石油價格上漲造成糧食價格的短期波動，但是仍然要從根本上改善現代農業生產方式，大力推動技術進步，從而增加技術在糧食生產中的貢獻，擺脫糧食生產對石油產業及其下游行業的過度依賴的現狀，避免石油價格波動對糧食價格生產的過度沖擊。