我国粮食价格与石油价格互动关系研究

我国粮食价格与石油价格互动关系研究

随着农业机械化程度的加深和生物质燃料的出现，石油价格也从更多方面影响粮食价格。学术界对于石油价格的波动与粮食价格变动的相互影响有着广泛的关注。选取自2000年8月至2014年1月时间段的月度数据，运用V AR模型并通过格兰杰因果检验、协整检验等方法，对我国粮食价格与石油价格的互动关系进行实证检验。研究表明：粮食价格与石油价格存在长期均衡关系，石油价格变动是粮食价格变动的格兰杰原因，粮食价格也是石油价格变动的格兰杰原因。

标签：V AR模型；协整检验；格兰杰因果检验

1石油价格变动与粮食价格关系的理论分析

农业是保障经济平稳运行的重要部门，是进行其他行业生产的必要前提。我国粮食总产量实现了十几年连续增产，粮食价格的稳定为保障国家粮食安全、稳定经济发展奠定坚实的基础。但是，粮食生产和粮食价格受多重因素影响，近年来多有学者对石油价格与粮食价格关系进行研究，张冬平等（2012）对粮食价格波动影响因素进行分析，得出石油价格变化是导致国际粮价上涨的重要原因。黄季煜（2009）、张亮亮（2009）等学者研究发现，石油价格的上涨和全球生物质液体燃料的应用与发展对粮食价格上涨都具有显著的拉动作用。国内石油价格与粮食价格的关系也有待检验，2013年7月到2014年1月，大庆原油现货平均价格从99.66美元/桶上涨到104.02美元/桶，同时期的小麦批发价格也由2434元/吨上升到2530.5/吨，可见两者之间有一定关联，对我国石油价格波动对粮食价格的影响机制及效应进行深度分析，并探寻应对这种影响机制的宏观调控政策，对稳定国内粮食市场价格、保障我国粮食安全具有深远意义。

石油是工业的“血液”，同时，石油也从多角度影响着农业生产，石油价格的变动可以直接影响农业生产成本的变动，也可以影响农业间接生产成本的变动，还可以通过生物质能源向粮食价格传导。

1.1石油价格变化直接影响粮食生产成本

石油在粮食生产和销售中扮演了重要的角色，农业生产过程中使用的农药、化肥、塑料薄膜等的生产原料和工具的主要原材料为石油。以化肥为例，我国化肥使用量逐年增高，根据中国统计年鉴的数据，1978到2012年我国化肥施用量从884万吨增加到5838.8万吨，增幅560%。石油价格的变化无疑会通过这些直接的粮食生产资料成本传导到粮食价格上。其传导路径为：石油价格上涨→农业直接生产资料价格上涨→粮食生产成本上升粮食供给减少→粮食价格上涨。

1.2石油价格变化间接影响粮食生产成本

石油价格的变化还会引起粮食生产中运输、机械等成本的变化。一方面，由于石油价格上升，使得道路运输部门运输成本变大，粮食在运输的过程中耗费的

成本增长最终会使得我国粮食的供应价格提高；另一方面，我国农业生产中机械投入费用占生产费用的比例不断增加，石油价格的变化同样会使农业生产中的机械费用增加，从而影响到粮食价格，使得我国粮食价格上升。其传导路径为：石油价格上涨→农业相关行业成本上涨粮食生产成本增加→粮食供给减少→粮食价格上涨。

1.3石油价格变化影响粮食需求

石油价格上涨促进生物质能源发展，带动对玉米、大豆等的需求，尤其是以粮食为原料的酒精生产。以粮食为原料进行石油替代能源的开发生产，使粮食与石油有更加紧密的联系，也使农业成为工业产业的一个不可分割的部分。未来几年为相应国家政策的号召，乙醇作为优质的生物质能源，产量将会大增。如果我国大量增加生物能源乙醇的产量，将会导致我国粮食价格大幅度上升。传导路径为：石油价格上涨生物质燃料等替代品需求增加粮食需求增加粮食价格上涨。

2实证分析

2.1指标选取与数据来源

本文选取2000年8月—2014年1月的月度数据为样本，粮食数据以小麦、玉米、大豆三种粮食产品的平均价格为国内粮食价格，由于批发市场价格是粮食进行生产、运输等环节后首次面向市场的价格，因此国内粮食价格选取国内批发市场价格，数据来源为国家粮食局公布的全国主要粮油批发市场平均价格周报。石油价格以基本上能代表我国原油价格走势的大庆原油现货平均价格作为石油价格，数据来源为路透社电讯普氏报价。

2.2单位根检验

用SY代表石油价格，用LS代表粮食价格，分别对其取自然对数，LnSY，LnLS。使用Eviews7.2软件，运用ADF检验方法对时间序列的平稳性进行检验，在滞后期的选择上，依据SC准则。各变量的ADF检验结果见表1。

由表1可以看出，LnLS为非平稳序列，对其一阶差分进行单位根检验后，在1%、5%的显著性水平下为平稳序列，即LnLS序列是一阶单整的，即LnLS～I（1）；LnSY为平稳序列，DLnSY在1%、5%显著性水平下也为平稳序列，即LnSY序列是一阶单整的，即LnLZC～Ⅰ（1）。所以石油价格与粮食价格二者可能存在协整关系。

2.3协整檢验

协整理论认为，两个同阶单整的时间序列，可以通过线性组合构成低阶单整变量，而且这两个时间序列存在着协整关系，能够有效避免伪回归问题。对Ln-LZCZ和LnLZC采用EG两步法进行协整检验：最小二乘回归和残差单位根检验。首先采用计量模型进行拟合，得到如下拟合结果见公式1：

ADF检验统计量的值为-2.255891，小于5%临界值，表明残差序列在95%置信区间的不存在单位根，是平稳序列，说明石油价格与粮食价格之间可能存在协整关系。

模型估计结果说明，在假定其他变量不变的情况下，石油价格每增长1%，粮食价格增长0.42702%。可决系数R2为0.793662，修正的可决系数R2为0.792372，对于时间序列型的回归来说，模型对样本的拟合较好。建立V A模型结果如表4。系数方面，小括号内为标准差，中括号内为T统计值，LnSY和LnLS 方程拟合优度都大于0.95，可见方程拟合很好，从参数估计的T统计量来看，在95%的置信水平下，方程LnSY和方程LnLS中所有的解释变量均显著，（T 值绝对值大于1.645）。协整检验结果可知石油价格与粮食价格存在长期的均衡关系，如何判断变量之间的动态影响关系，还需借助Granger因果关系检验。

2.4 Granger因果关系检验

对上述结果的分析仍旧还需要进一步的验证这种均衡关系是否构成因果关系。在Granger因果关系检验中，滞后的阶数是非常敏感的，综合经过自由度调整的残差协方差矩阵行列式值、未经过自由度调整的残差协方差矩阵行列式值，Log likelihood对数似然函数值、AIC值和SC值，选择滞后期为2，进行Granger 因果关系检验，结果见表5。

检验结果表明：在5%显著性水平下，当滞后期为2，原假设“LnLS不是LnSY 的Granger原因”被拒绝，原假设“LnSY不是LnLS的Granger原因”也被接受，所以可以认为，在95%的概率保证水平下，石油价格变动是粮食价格变动的原因，同样，粮食价格变动也是石油价格变动的原因。

3結论分析及对策建议

本文从理论上分析了我国石油价格变化传导到粮食价格上的传导机制，并应用协整检验、V AR模型和格兰杰因果关系检验等计量方法，分析了2000年8月到2014年1月期间粮食价格和石油价格互动关系。从分析的结果可以看出：粮食价格与石油价格之间存在长期的均衡关系，当石油价格上涨1%时，粮食价格将会上升0.427%；第二，格兰杰因果关系检验表明，粮食价格变动是引起石油价格变化的格兰杰原因，同时石油价格变动也是粮食价格变化的格兰杰原因。

由以上分析结果可知，无论长期还是短期，石油价格波动都有可能会对我国粮食价格产生一定的影响。由于粮食在我们生产生活中占有的基础地位，应该采取以下措施防止粮食价格的剧烈波动：第一，在财政补贴中充分考虑到石油价格的变化，逐渐将农资综合补贴动态调整机制落实，从根源对农业生产进行成本控制，激发农民对于粮食种植的积极性，保证粮食的产量。第二，降低粮食生产和运输对石油及石油制品的依赖程度。虽然政府能够利用补贴等政策，降低石油价格上涨造成粮食价格的短期波动，但是仍然要从根本上改善现代农业生产方式，大力推动技术进步，从而增加技术在粮食生产中的贡献，摆脱粮食生产对石油产