我国粮食安全与粮食价格关系研究——以小麦为视角

王大为，蒋和平

（中国农业科学院农业经济与发展研究所，北京 100081）

我国粮食安全与粮食价格关系研究
——以小麦为视角

王大为，蒋和平

（中国农业科学院农业经济与发展研究所，北京 100081）

以小麦作为研究切入点，运用1991—2013年小麦的相关数据，使用VAR模型对小麦安全与小麦价格的关系进行实证分析。协整检验表明小麦安全水平变动与小麦价格变动之间不存在稳定的长期均衡关系；格兰杰因果检验表明小麦安全水平变动与小麦价格变动之间不存在短期因果关系；通过分析脉冲响应函数的动态反应路径，可以发现在短期内小麦价格变动对自身具有冲击效应、小麦价格对小麦安全水平具有冲击效应、小麦安全水平对自身具有冲击效应、小麦安全水平对小麦价格具有冲击效应，但随着作用期数的增加，冲击效应逐渐减弱并无限趋近于零。脉冲响应分析对小麦安全水平与价格在短期内的相互作用进行了诠释，能够通过小麦安全水平变动与价格变动之间的脉冲响应路径来指导现实中的粮食安全保障工作。

小麦安全；小麦价格；脉冲响应分析

作为一种战略物资和生活必需消费品，粮食的价格和安全问题长期以来一直为社会各界所关注。粮食安全对我国而言不仅是经济安全，还是国家安全的基础，对整个社会经济的发展具有十分重大的影响，已经被提到国家战略安全的高度。我国工业化、城镇化正处于加速发展阶段，确保粮食安全是保障我国社会经济可持续发展的基本条件，是促进社会发展、政治稳定、人民安居乐业、国家自立的基础，是直接关系到国计民生的大事。

粮食安全状况是多种因素共同作用的结果，一段时期内粮食安全的变化走势反映了粮食价格等因素相互作用的结果。粮食价格变动是反映当期粮食安全状况的重要指标，粮食安全综合水平是当期影响粮食安全的因素共同作用的直接结果。1995—1998年我国粮食连续4年丰收，1998—2003年我国粮食连续5年减产，2004年以后我国粮食实现12连增，粮食供给和需求的不断变化导致了粮食价格的不断变化，在随后的日子里，我国粮食市场还将持续发生变化。伴随着人口的剧增、工业化城市化的飞速发展、气候变化影响加大、能源约束趋紧、科技革命深化等因素，我国粮食安全综合水平正在发生历史性的变化。本文以小麦为视角，分析我国粮食安全与粮食价格问题，意图使用宏观数据对其关系进行分析。

1 文献简述

滕祥文指出粮食储备对市场供给和需求的调节都是事后调节，错失了调控的良机，反而会加剧粮食价格的大幅变动，不利于粮食安全。[1]朱晶、钟甫宁指出，粮食安全是国家调控粮食储备首要考虑的问题，稳定粮食价格的变动是保障粮食安全的衍生目标，粮食储备应用于稳定粮食供给，平抑粮食产量波动，粮食安全是粮食储备规模的首要影响因素。[2]徐力行指出国家粮食储备是粮食政策性的储备，是发挥粮食调节的有效储备，旨在保障粮食安全、平抑价格变动。[3]Jacks等指出利益集团会从自身利益出发，控制粮食的供给和贸易，造成粮食价格的变化，从而对粮食安全造成威胁。[4]赵继新建立了三种粮食价格预警模型：指标预警模型、因素预警模型和综合预警模型，通过粮食价格预警管理机制能够在一定程度上保障粮食安全。[5]丁声俊指出国家通过托市价格进行粮食储备，可以在粮食价格低迷时增加粮食生产者的生产积极性，保障粮食供给，提高粮食安全。[6]Karafyllis等认为充足的粮食储备可以实现粮食供给与需求的平衡，从而实现粮食价格的稳定，保障粮食安全。[7]Dorosh基于国际经验对粮食价格稳定与粮食安全进行分析，并以南亚为例，基于国际粮食价格冲击和国家的政策反应对价格稳定、国际贸易、国家粮食储备之间的关系进行研究。[8-9]袁海平等人认为需要从多个方面入手来提高粮食安全。[10]Ahmed等指出非洲的多数政府采用粮食储备和粮食贸易等政策来稳定粮食价格，在盈余季节对粮食进行储备，以保证在欠收季节的粮食价格稳定，例如苏丹利用粮食战略储备公司来实现粮食价格的稳定，从而保障国家粮食安全。[11]胡小平和星焱指出由于我国粮食市场对国际粮食市场的依赖程度不高，即使国际上不确定性因素增加，国际粮食价格发生大幅度变动，我国仍可以利用国际粮食市场来保障粮食安全。[12]温铁军等人指出美元过剩对期货市场上的投机性资本形成冲击，对粮食金融化造成影响，从而导致粮食价格的大幅变动，对粮食安全造成影响。[13]杜丽永和蔡志坚认为金融投机行为是造成粮食价格短期变动的主要原因，粮食储备也会对粮食价格的短期变动造成影响，生物能源的快速发展和人口的增长加剧了粮食价格的变动，而粮食价格的变动将会对粮食安全造成影响。[14]马玉荣等认为要以全球化为背景建立粮食安全保障体系，改革现有的粮食价格形成机制和粮食流通体制，促进全球化粮食企业和本国种子企业的建立，完善政府职能。[15]

综上所述，粮食安全与粮食价格之间存在着某种联系，而小麦是我国主要的粮食作物之一，由此可见，小麦安全水平和小麦价格之间也必然存在着某些关联。以往关于粮食安全与粮食价格的研究多以定性研究为主，很少运用具体数据进行实证研究。本文将以小麦作为研究切入点，运用1991—2013年小麦的相关数据，使用VAR模型对小麦安全与小麦价格的关系进行实证分析。

2 模型建立与数据

2.1 数据来源

本文考察期设定为1991—2013年，用于分析的基础数据的获得分为两个部分，一部分数据直接从历年统计年鉴中获得，另一部分数据通过计算获得，所用宏观数据主要来源于对应年份的《中国粮食年鉴》、《库瑞克农产品数据库》，在分别对获得的数据进行处理后供VAR模型分析使用。

2.2 模型建立

分析时间变量间的相互关系以及随机扰动因素对变量系统的动态冲击效果时，VAR模型是效果最好的计量模型，能够很好地解释各种经济冲击对经济变量造成的影响。本文选择使用VAR模型来分析小麦安全水平与小麦价格之间的动态关系，因此构建包含AQ与JG的无约束VAR模型，其公式为 Xt=A1Xt-1+A2Xt-2+… +APXt-P+ηt，X1t=其中，Xt为2×1阶内生变量，An为2×2阶系数矩阵，ηt为2×1阶随机误差列向量，P表示内生变量的滞后期，AQ表示小麦安全水平变动，JG表示小麦价格变动。

表1 小麦安全水平评测指标体系

2.3 小麦安全水平状况

因为评测指标之间一般不具有相同的单位，因此不能直接使用，所以在进行综合评测时，首先要将评测指标进行无量纲化处理。令正向指标xij=（yij-yjmin）/（yjmax-yjmin），令负向指标xij=（yjmax-yij）/（yjmax-yjmin）。其中，yij为指标观测值，yjmax为j指标的最大观测值；yjmin为j指标的最小观测值；i= 1，2，···，n；j=1，2，···，m。小麦安全水平综合得分评测体系的指标无量纲化见表2。

根据各指标的重要性程度对小麦安全水平综合得分评测指标体系中的指标进行排序，计算小麦安全水平综合得分评测指标体系中各指标的熵值，其中，eij为i指标层j指标的熵值，fij为i指标层j指标的比重，yij为指标观测值。根据熵值计算rk。公式为rk= ek-1/ek，ek-1≥ek；1，ek-1＜ek，其中，ek指标熵值，由公式计算得出。指标层m指标对该指标层基于熵值修正法权重为：wm=（1+由权重wm可得k=m-1，m-2，m-3，···，3，2指标权重计算公式为：wk-1=rk·wk，其中，wk-1为k-1指标对指标层的权重。由此可以算出指标权重w=（w1，w2，···，wm）T。依照计算步骤，计算出二级指标对一级指标层的权重a1，根据指标对指标层的权重计算公式，则有：uk=w·a1。小麦安全水平指标体系各评测指标的权重见表3。

表2 小麦安全水平评测指标规范化得分表

Di为小麦安全水平综合得分，计算公式为Di=，其中，xij为i指标层j指标观测值的规范化得分；uj为指标的组合权重。小麦安全水平综合评测得分见表4，小麦安全水平综合评测得分曲线图见图1。

如表4和图1所示的我国1991—2013年间的小麦安全水平综合得分，从变化趋势来看，1991—2005年间，小麦安全水平综合得分呈现明显的先上升后下降趋势，2005—2013年间呈现总体上升的趋势。

表3 小麦安全水平指标体系各评测指标的权重

表4 小麦安全水平综合评测得分表

图1 小麦安全水平综合评测得分曲线图

2.4 小麦价格及价格变动率状况

小麦价格变动以社会商品零售价格计算得到的小麦零售价格变动率来表示，小麦的价格及价格变动见表5。

表5 小麦价格及价格变动率（每50公斤平均出售价格）

如表5所示，1991—2013年期间，小麦价格的变化经历了两个阶段。1991—2002年为第一个阶段，小麦价格先呈现上升趋势，后呈现下降趋势，小麦价格在1996年达到一个峰值81.0；2002年小麦价格出现最小值，为51.3；2002年之后为第二个阶段，小麦价格在整体上呈现上升趋势，增长相对比较平稳。

3 计量分析

3.1 单位根检验

为防止时间序列数据的时间趋势造成伪回归现象，在回归分析之前，本文利用Eviews 8.0，采用ADF方法（Augmented Dickey-Fuller）来对变量小麦安全水平变动、小麦价格变动进行平稳性检验。只有变量在N阶平稳的条件下，才能进行VAR格兰杰因果检验。对样本数据的检验结果见表6。

从表6中可以看出，变量小麦安全水平变动序列的ADF检验值都大于Eviews 8.0给出的1%、5%、10%显著性水平的临界值，检验结果没有拒绝存在单位根的原假设，认为小麦安全水平序列是非平稳的时间序列，具有时间趋势；变量取一阶差分之后，小麦安全水平一阶差分序列的ADF检验值均小于1%、5%和10%显著性水平下的临界值，因而拒绝存在单位根的原假设，认为小麦安全水平一阶差分序列在1%、5%和10%显著性水平上是平稳的时间序列，是一阶单整变量。

表6 单位根检验结果

变量小麦价格变动序列的ADF检验值大于Eviews 8.0给出的1%、5%显著性水平的临界值，小于Eviews 8.0给出的10%显著性水平的临界值，检验结果没有拒绝在1%、5%显著性水平上存在单位根的原假设，拒绝在10%显著性水平上存在单位根的原假设，认为小麦价格变动序列在1%、5%显著性水平上是非平稳的时间序列，具有时间趋势，在10%显著性水平上是平稳的时间序列，不具有时间趋势；变量取一阶差分之后，小麦价格变动一阶差分序列的ADF检验值均小于1%、5%和10%显著性水平下的临界值，因而拒绝存在单位根的原假设，认为小麦价格变动一阶差分序列在1%、5%和 10%显著性水平上是平稳的时间序列，是一阶单整变量。

3.2 VAR模型滞后期检验

VAR模型滞后期选择过大将会导致模型自由度下降，而滞后期选择过小将不能全面描述VAR模型的特征，所以在建立模型之前，要对小麦VAR模型的最优滞后期进行确定，具体检验结果见表7。

如表7中VAR模型滞后期检验结果所示，小麦安全水平变动与小麦价格变动应建立VAR（2）模型。

3.3 Johansen检验

ADF平稳性检验结果表明中，小麦安全水平变动序列在1%、5%和10%显著性水平上是一阶单整变量，小麦价格变动序列在1%、5%和10%显著性水平上是一阶单整变量，因此小麦安全水平变动与小麦价格变动之间应该存在长期均衡关系。根据时间序列分析方法，时间变量序列平稳与否都可以建立VAR模型，通过协整检验来验证变量之间是否存在长期均衡关系。在协整检验中，两个非平稳经济变量都被视为内生变量。本文采用VAR系统Johansen检验，检验过程采用CE中含有截矩项但不含确定性趋势项的方法，VAR系统Johansen检验结果见表8（所有Johansen检验均利用Eviews 8.0完成）。

表7 VAR模型滞后期检验结果

表8 VAR模型Johansen检验结果

从表8小麦安全水平与小麦价格波动协整检验结果中可以看出，小麦安全水平变动与小麦价格变动的迹统计量在1%、5%、10%显著性水平上有13.428 780＜15.185 960＜（19.937 110，15.494 710）和2.705 545＜3.356 420＜（6.634 897，3.841 466）；小麦安全水平变动与小麦价格变动的最大特征值统计量在1%、5%、10%显著性水平上有11.829540＜（18.520 010，14.264 600，12.296 520）和2.705 545＜3.356 420＜（6.634 897，3.841 466）。小麦安全水平变动与小麦价格变动的迹统计量和最大特征值统计量检验都表明在1%、5%显著性水平上不存在协整关系；在10%显著性水平上迹统计量表明存在两个协整关系，最大特征值统计量表明不存在协整关系。这意味着在1991—2013年间，小麦安全水平变动与小麦价格变动变动之间不存在稳定的长期均衡关系。

3.4 格兰杰因果关系检验

Johansen检验和方程只能说明各个变量之间的长期关系和趋势，但它们彼此之间是否存在因果关系，以及因果关系的方向并不明确，为了明确变量之间的相互关系，需要进一步对这些变量进行格兰杰因果关系检验，从而进一步明确在短期内它们之间存在什么样的关系。本文采用VAR系统格兰杰因果检验方法，在进行格兰杰因果关系检验前，先根据表7小麦VAR模型滞后期检验结果，将最优滞后期选择为1，序列仍然采用CE中含有截矩项但不含确定性趋势项的方法的形式，具体的检验结果如表9所示。

表9 格兰杰因果检验结果

从表9中的小麦格兰杰因果检验结果可以看出：当最优滞后期选择确定时，小麦安全水平变动不导致小麦价格变动；小麦价格变动不导致小麦安全水平变动。这就意味着，在短期内，小麦安全水平变动与小麦价格变动之间不存在因果关系。

3.5 模型稳定性分析

在采用脉冲响应函数来进一步分析小麦安全水平与小麦价格变动之间的动态关系之前，需要检验VAR模型的稳定性以保证分析的有效性。VAR模型稳定性检验结果见表10和图2。

可以从表10和图2的检验结果看出，小麦VAR模型的所有特征多项式根的倒数都小于1，都落在单位圆内，说明构建的小麦VAR模型是稳定的，拟合效果较好。

表10 VAR特征多项式根的检验结果

图2 VAR特征多项式根倒数图

3.6 脉冲响应函数分析

使用脉冲响应函数来进一步分析小麦安全水平变动与小麦价格变动之间的动态关系，进而研究其相互冲击的动态反应路径。脉冲响应如图3所示，其中，横轴表示滞后期，单位为年；实线表示脉冲响应函数，虚线表示脉冲响应函数冲击响应的可能作用范围。

图3直观形象地给出了小麦安全水平变动在小麦价格变动冲击下的脉冲响应，以及小麦价格变动在小麦安全水平变动冲击下的脉冲响应。

从小麦安全水平变动对小麦价格变动的脉冲响应曲线来看（图3（a）），当小麦价格水平受到冲击时，小麦安全水平变动对小麦价格变动的正向响应和负向响应交替出现，并且响应幅度随着时间推移逐渐趋于平稳，处于无限接近于零的平稳状态。由此可见，小麦价格变动对小麦安全水平变动短期内先具有一定的周期性响应，而长期来看，小麦价格变动对小麦安全水平变动无响应。这个结果与协整分析结果比较吻合，即协整分析表明小麦安全水平变动与小麦价格变动不存在稳定的长期均衡关系；与格兰杰因果分析的结果不吻合，说明小麦价格变动在短期内可能造成小麦安全水平变动。

图3 小麦安全水平与小麦价格变动脉冲响应图

从小麦价格变动对小麦安全水平变动的脉冲响应曲线来看（图3（b）），当小麦安全水平变动受到冲击时，小麦价格变动对小麦安全水平变动的正向响应和负向响应交替出现，并且响应幅度随着时间推移逐渐趋于平稳，处于无限接近于零的平稳状态。由此可见，小麦价格变动对小麦安全水平变动短期内先具有一定的周期性响应，而长期来看，小麦价格变动对小麦安全水平变动无响应。这个结果与协整分析结果比较吻合，即协整分析表明小麦安全水平变动与小麦价格变动不存在稳定的长期均衡关系；与格兰杰因果分析的结果不吻合，说明小麦安全变动在短期内可能造成小麦价格变动。

从小麦安全水平变动对自身的脉冲响应曲线来看（图3（c）），小麦安全水平受自身偶然因素冲击时在第一期响应较大，小麦安全水平变动对自身的响应的正向响应和负向响应交替出现，并且响应幅度随着时间推移逐渐趋于平稳，处于无限接近于零的平稳状态。这表明小麦安全变动在短期内对自身变动存在响应，长期无响应。

从小麦价格变动对自身的脉冲响应曲线来看（图3（d）），小麦价格受自身偶然因素冲击时在第一期响应较大，小麦价格对自身响应的正向响应和负向响应交替出现，并且响应幅度随着时间推移逐渐趋于平稳，处于无限接近于零的平稳状态。这表明小麦价格变动在短期内对自身变动存在响应，长期无响应。

4 结 论

协整检验从长期均衡关系方面来分析小麦安全水平变动与小麦价格变动之间的相互关系。协整检验结果表明小麦安全水平变动与小麦价格变动之间不存在稳定的长期均衡关系。即在长期内，不能通过小麦安全水平的变动来实现对小麦价格变动的调整，同样不能通过小麦价格变动来实现对小麦安全水平变动的调整。但Johansen检验只能说明小麦安全水平变动与小麦价格变动之间的长期关系和趋势。

格兰杰因果检验从短期动态关系方面来分析小麦安全水平变动与小麦价格变动之间的相互关系。格兰杰因果检验结果表明小麦安全水平变动不导致小麦价格变动；小麦价格变动不导致小麦安全水平变动。这就意味着，在短期内，不能够通过小麦安全水平变动来影响小麦价格变动，同样不能通过小麦价格变动来影响小麦安全水平变动。但格兰杰因果检验仅仅是从统计角度对变量间的因果关系进行检验，不能作为确定真实关系的依据。

通过分析脉冲响应函数的动态反应路径，可以发现在短期内小麦价格变动对自身变动具有冲击效应、小麦价格变动对小麦安全水平变动具有冲击效应、小麦安全水平变动对自身变动具有冲击效应、小麦安全水平变动对小麦价格变动具有冲击效应，但随着作用期数的增加，冲击效应逐渐减弱并无限趋近于零。即在短期内，小麦安全水平变动受价格变动的影响，小麦价格变动受安全水平变动的影响，两者之间存在一定的相互作用。脉冲响应分析对小麦安全水平变动与小麦价格变动在短期内的相互作用进行了很好的诠释，能够通过小麦安全水平变动与小麦价格变动之间的脉冲响应路径来指导现实中的粮食安全保障工作。

5 政策建议

我国是一个以农业为基础的国家，是世界上最大的粮食生产国、消费国和粮食进出口国，在经济发展的带动下、在科技投入不断增加和不断创新下，我国的粮食产业取得了巨大的进步，国家统计局数据显示，2014年我国粮食总产量60 702.61万吨，2015年我国粮食总产量为62 143.5万吨，比2014年增加1 440.89万吨，增长2.37%。2004年以来粮食生产实现了12年连增，粮食储备相对充足，供需相对稳定，维持着95%以上的粮食自给率。但仍然面临着粮食生产比较效益下滑、产量提升空间收窄、生产资源锐减、生产成本居高不下、耕地质量下降、耕地面积减少、耕地利用粗放、水资源短缺、生态环境恶化、气候变暖、粮食消费刚性增长、粮食人均占有率少、粮食品种结构和地区种植结构不合理、粮食储备规模不当、粮食储备品种比例失衡等问题。我国粮食问题形势严峻，粮食安全前景不容乐观。小麦是我国主要的粮食作物之一，只有充分了解我国小麦安全水平及价格变动情况，并能对其变动做出正确的反应，才能充分利用国内和国际两个市场，在现有的粮食安全保障体系下，以最优的方式提高我国小麦安全水平。

第一，建立和完善小麦安全水平和小麦价格的实时监测和信息公布体系，加强对小麦安全水平和价格的监测，及时准确地更新和发布小麦供给信息、需求信息和小麦价格信息等，做好小麦安全水平和价格的预测和引导工作，对可能发生的小麦安全水平变动及价格变动及时做好预警。

第二，要完善小麦市场的建设，发挥小麦市场的自主调控功能，确保小麦市场价格形成机制发挥作用。推进现代小麦物流产业的发展，良好的小麦流通机制能够有效增强稳定价格政策的效果。

第三，有效利用国际小麦市场来保障国内小麦安全水平。正确判断国际小麦市场的形势，从国内小麦市场的现状出发利用小麦贸易来调整国内的小麦供给和小麦需求，以实现平抑小麦价格，保障小麦安全。形成稳定的小麦贸易渠道，制定有效的、灵活的小麦贸易政策。

第四，健全小麦期货市场，建立和健全与小麦产业相适应的期货合约体系，增加小麦期货交易品种，通过期货市场形成对小麦价格的稳定预期。

第五，加强小麦安全法律体系建设，形成有效的法律保障体系，保证小麦市场资源配置作用的发挥和市场价格形成机制的有效实施，规范小麦市场参与者的行为，减少小麦价格的操控行为和投机行为。

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The Relationship Between Grain Security and Price in China——In the Perspective of Wheat

WANG Da-wei，JIANG He-ping
（Institute of Agricultural Economics and Development，Chinese Academy of Agricultural Sciences，Beijing 100081，China）

Starting from the research on wheat，the article makes an empirical study of the relationship between wheat security and price with VAR model based on the wheat data from 1991 to 2013.Co-integration test indicates that there is no stable long-term equilibrium relation between wheat security and price.Granger causality test shows that there is no shortterm causality relation between wheat security and price.Based on the analysis of the dynamic reaction path of impulse response function，it finds the following results：in the short term，wheat price has some impacts on itself；wheat price has some impacts on security；wheat security has some impacts on itself；wheat security has some impacts on price；however，with the increase of periods，the impacts are weakening gradually and becoming infinitely close to zero.Impulse response analysis explains the interaction between wheat security and price in the short term.The impulse response path can guide the grain security in reality.

wheat security；wheat price；impulse response analysis

（责任编辑 丁 平）

F326.11

A

1674-2362（2016）06-0003-08

2016-09-06

国家社会科学基金重大项目“基于改革视角下国家粮食安全问题研究”（14ZDA041）；中国农业科学院科技创新工程项目（ASTIP-IAED02）

王大为（1982—），男，黑龙江佳木斯人，博士后，主要从事粮食安全与现代农业研究；蒋和平（1956—），男，湖南永州人，教授，博士生导师，主要从事区域经济发展与现代农业研究。