近年来国内主要大米市场协整研究，本文主要内容关键词为：大米论文,国内论文,市场论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、问题的提出
大米是我国最重要的粮食来源，全国有60%以上的人口以大米为主食，其栽培品种水稻在我国四大粮食作物（水稻、小麦、玉米和高粱）中的总产量和单产量都居首位，所以，大米供应安全是我国粮食安全的最重要组成部分。随着市场化改革的深入，特别是我国加入WTO以后，原来受计划经济严重影响的大米市场不得不面临着市场化的挑战，国内大米市场也在发生着一系列的变化。国内大米市场对供需信息的敏感性如何、各市场间的联动关系如何等都将在一定程度上反映大米市场化的效率。
二、研究方法
协整理论和方法是格兰杰(Granger)和恩格尔(Engle)于20世纪80年代末提出的，该理论被认为是20世纪80年代中期以来计量经济学领域最具革命性的进展。协整关系常常通过一定检验方法来判断，协整检验在经济研究中具有重要意义（祝发龙，2002）。协整检验有两个要求：(1)两序列都为非稳定序列，但是，它们的一阶差分序列又都是稳定的，即两序列必须满足P～Ⅰ(1)；(2)两序列的一个线性组合是稳定的。目前，协整检验主要有恩格尔—格兰杰(Engle-Granger)的两步检验法和Johansen最大似然估计法(Johansen,1998)。本文运用Johansen检验方法，主要分为平稳性检验、Johansen协整检验和Granger因果关系检验（彭浩，2004）等过程。
1.平稳性检验。
在实际应用中，当取得某随机时间序列的样本数据时，首要的任务就是判断它的平稳性。时间序列的平稳性检验方法主要有：利用散点图进行判断、利用样本自相关函数进行判断、ADF单位根检验（孙敬水，2004）等。本文采用单位根(ADF)检验方法，因价格时间序列具有非0均值，所以检验条件为“仅含截距项、没有时间趋势”（易丹辉，2002），其方程为模型(1)。
其中，ΔP[,t]=P[,t]-P[,t-1]、ΔP[,t-k]=P[,t-k]-P[,t-k-1]、P[,t-k]和P[,t-k-1]分别是时间t、t-1、t-k和t-k-1时的价格，n为滞后期，α、δ、λ是被估计的参数，μ[,t]为误差项。
2.协整检验。
如果时间序列于同阶平稳，可以运用Johansen(1988)提出的关于系数矩阵的协整似然比(LR)检验方法来检验这两个时间序列是否具有协整关系。判定可能存在的协整关系是通过检验特征根的显著性来进行的，检验条件为序列P有线性趋势、协整方程仅有截距。特征向量对应的特征根是存在协整关系变量的系数。Johansen和Juselius(1990)建议运用特征根的下面两个统计量的似然比来检验可能存在的协整关系。
λ[,max](r,r+1)=-Tin(1-λ[,r+1])
这里，r是虚假设下向量存在协整关系的个数；λ[,i]是矩阵Π的第i个特征根的值；T是样本观测值总数；λ[,trace]不是一个独立的检验，而是对应r不同取值的一系列检验；λ[,max]是对每个特征根分别进行检验。两个统计量检验的虚假设都是存在r个协整关系，备择假设是存在多于r个协整关系。如果λ[,trace]和λ[,max]检验出现不同的结果，Johansen和Juselius(1990)建议以λ[,max]统计量为准。通过解出估计系数矩阵中对应不同秩数的特征根，利用该特征值最大统计值统计量(max)和迹(trace)统计量与临界值进行比较，“两个变量不存在协整关系的”是虚假设，如果统计量的值超过临界值，则拒绝虚假设，二者存在协整关系，反之不存在协整关系。
3.因果关系检验。
如果同阶稳定的时间序列向量组合是协整的，则这两个向量之间就存在因果关系，为检验序列变量之间的因果关系，本文采用格兰杰因果检验(Granger Causality)方法。
格兰杰因果检验法的基本思想是：如果X的变化引起Y的变化，则X的变化应当发生在Y的变化之前，即说“X是引起Y变化的原因”；必须满足X应当有助于预测Y、Y不应当有助于预测X两个条件。要检验这两个条件是否成立，需要检验一个变量对预测另一个变量没有帮助的原假设，即“X不是引起Y变化的原因”的原假设。把Y对Y、X的滞后值进行回归，建立无限制条件回归模型；然后，再将Y只对Y的滞后值进行回归，建立有限制条件回归模型；用各回归残差平方和计算F统计量：
其中，ESS[,R]和ESS[,UR]分别为限制条件回归和无限制条件回归的残差平方和，N为观测个数，k为无限制条件回归的估计参数个数，q为参数限制条件个数，这个统计量服从F(q,N-k)分布。如果F值大于临界值，则拒绝原假设，即不能接受“X不是引起Y变化的原因”的假设。然后，交换X与 Y，做同样的回归估计，检验“Y不是引起X变化的原因”的原假设。
三、研究对象和数据来源
由于国内大米市场因其品质被严格地分成多个商品品种，特别是近年来，随着人民生活水平的提高和国内农业结构调整，部分低质大米品种市场被压缩，而一些高品质稻米品种得到了较多的发展空间。所以，在研究国内大米市场协整中，有必要对大米进行品种细分。
为了既能反映不同地区市场间的协整关系，又能解决数据获取的困难，本文研究的大米市场主要集中在中东部地区，选择时还考虑了市场所处产销区的特点。其中，价格数据主要来自农业部信息中心、国家粮油信息中心和部分省粮食局等，而大米产销区确定则主要依据《21世纪初中国农业发展战略》（刘江，2000）。研究对象和数据来源详见表1。
表1 大米市场协整研究对象和数据来源
数据来源：本次研究，下同
四、研究过程及结果分析
1.单位根检验结果。
通过AIC(Akaike Information Criterion)或SC(Schwarz Criterion)最小准则(Fong,2004)来选择滞后阶数，各序列单位根检验结果如表2所示。
表2 单位根(ADF)检验结果
注：括号中的常数为Eviews4.1自动选择的SC最小时的滞后阶数。1%、 5%、10%分别为Eviews4.1给出的99%、95%和90%置信度时的临界值
可见，所有价格原始序列在可信度为99%条件下都是非平稳的，而它们的一阶序列在 99%的可信度下是平稳的，即所有价格序列满足P[,t]～Ⅰ(1)条件。
2.协整检验及分析。
通过向量自回归估计 (VAR)方法选择最佳滞后阶数 (Cutler,2003,Luu Thanh Duc Hai,2003)，然后运用Johansen方法对两两序列进行协整检验。检验结果如表3所示。
从各大米市场协整检验总体结果看，在95%可信度条件下，国内大部分大米市场之间都存在协整关系，且籼米市场之间的协整关系明显比粳米市场之间的协整关系要好。籼米市场只有湖北与浙江、福建与浙江不具有协整关系，其他籼米市场都存有长期的整合关系；而粳米市场除了浙江和福建与其他粳米市场协整较好外，其他粳米市场间的协整关系并不理想。
(1)粳米市场协整分析。作为华东最大的粳米生产区——江苏，其粳米市场（凌家塘农产品批发市场）主要与华东地区的浙江和福建粳米市场有协整关系。另一个全国最大的粳米输出大省——黑龙江，其粳米市场（黑龙江省粮油批发市场）除了与浙江、福建等华东粳米市场有协整关系外，还与山西等北方省份的粳米市场具有协整关系；这一定程度上说明，在全国粳米市场中，黑龙江粳米比江苏粳米更具有影响力。其他粳米产销区，如湖北、山西和河北，其粳米市场也与浙江、福建市场具有协整关系，与江苏粳米市场没有协整关系。
(2)籼米市场协整分析。本次研究的5个主要籼米市场，最大的籼米消费市场——广东（广州南站标一早籼米车板价）与其他籼米市场都存在协整关系。作为另一籼米消费区的福建省，其籼米市场与籼米产区湖北、江苏的籼米市场具有协整关系。而浙江籼米市场除了与江苏籼米市场具有协整关系外，与其他省份的籼米市场都没有协整关系，这一方面说明浙江籼米市场与江苏籼米市场联系紧密，另一方面也说明浙江籼米消费远不如粳米消费比例高。而籼米主产区湖北，其籼米市场与江苏、福建、广东的籼米市场都具有协整关系。
3.因果关系检验及分析。
利用格兰杰(Granger Causality)因果检验方法对有协整关系的大米市场进行检验，结果如表4所示。
(1)粳米市场价格变化的因果关系分析。根据因果检验结果，在国内粳米市场协整关系中，销区的市场价格变化常常是引起产区市场价格变化的原因，形成了“销区价格变化决定着产区价格变化”的格局。其中，浙江省粳米市场价格对其他粳米市场价格都有主动影响关系，并与江苏粳米市场价格变化互为因果，可见浙江省粳米市场在国内粳米市场中具有非常重要的作用，处于“价格指导中心”的位置，对国内粳米市场价格的形成具有“指导性”的作用。
表3 国内大米市场两两协整检验结果
注：最佳滞后期数采用原则为SC最小准则；协整检验条件为“仅含截距项、不含趋势项”；*、**分别表示虚假设在5%和1%的显著性水平被拒绝
表4 格兰杰因果关系检验结果
注：因果关系检验结果的置信度为95%，→为因果关系
同样作为粳米销区的福建，其粳米市场价格几乎都是受其他粳米市场价格变化的影响，完全处于“被动”变化的位置，这说明粳米在福建省的作用远低于浙江等省。
在粳米主产区中，黑龙江、江苏、湖北、河北等省，粳米市场价格变化都受浙江粳米市场价格变化的影响，但是，粳米产区之间的市场价格变化的相互影响的因果关系却很弱；并且，以上粳米产区的市场价格变化也都是福建粳米市场价格变化的原因。
对于北方的山西省，其粳米市场的价格变化主要受黑龙江、河北等省粳米市场价格变化的影响，其状况类似南方的福建粳米市场。
(2)籼米市场价格变化的因果关系分析。籼米的主要产销区都在南方各省，总体而言，籼米市场的价格变化与粳米市场价格变化类似，也基本存在“销区价格变化是产区市场价格变化的原因”，但同时，产区市场价格变化也影响着销区市场价格，大部分市场都呈现出相互因果的价格变化关系。这一定程度上说明，籼米市场化程度要高于粳米，籼米市场信息的流动状态和转运条件也好于粳米市场。
作为全国籼米最大的消费市场广东，其市场价格变化决定着诸多籼米市场的价格变化，基本处于“价格中心”的位置，对国内籼米市场价格形成具有重要指示作用；同时，广东籼米市场价格变化也与籼米生产大省湖北、江苏，粳米消费大省浙江和另一南方籼米消费大省福建的籼米市场之间呈现互为因果关系。
而南方另一籼米消费省份——福建，除了与广东籼米市场价格变化互为因果变动关系外，还与江苏有互为因果的价格变化关系，同时，福建籼米市场价格变化还是籼米生产大省湖北籼米市场价格变化的原因。而籼米生产省份湖北、浙江都与江苏籼米市场互为价格变化的因果关系。
五、结论与建议
1.近年来，国内大米市场间大部分都存在协整关系，表明长期以来大部分市场之间的信息交流和物流状态还是比较畅通的。但是，无论是粳米市场还是籼米市场，也还存在部分市场缺乏协整关系，表明国内部分大米市场还存在信息交流缓慢、物流水平较低的现象。因此，国内大米市场需要加快市场化改革，提高信息传输和物流水平，不仅要使国内大型大米市场能够长期联动，而且逐步达到大部分市场间具有短期联动的关系，提高各市场对国内大米生产、供需的共同调节作用，有效保障国内粮食安全。
2.在具有协整关系的市场间，其价格变化都表现为“销区影响产区”的格局，且粳米市场和籼米市场都有各自的“价格变动中心”，即粳米市场价格变化以浙江市场为主导，籼米市场价格变化以广东市场为中心。
“价格变动中心”在全国市场中具有重要作用，因此，未来应加强农产品价格变动中心的研究，加快这些“价格中心”市场信息的准确和有效扩散，发挥它们在指导大米产业发展上的重要作用，减少生产者生产过程的盲目性和信息失灵，降低生产者的风险。同时，应积极利用市场整合研究的成果，科学、合理地布局国内大型粮食批发市场，有效发挥大型市场在大米供需中的调节作用。