1、开放经济条件下我国农产品价格动态调整的门限协整研究摘 要： 笔者采用我国 2005 年2012 年月度数据，使用非线性的门限协整方法，考察了开放经济条件下我国农产品价格的波动特征和长期趋势，估计了人民币汇率和我国农产品市场价格的双门限误差修正模型，并对其门限效应进行了检验。模型回归结果证实了短期农产品价格超调后两者长期均衡路径的非线性特征：当两者的偏离达到一定门限水平时，人民币汇率和农产品市场价格倾向于从相反的方向迅速向长期均衡状态调整；当这一偏离低于门限水平时，市场自发恢复能力有限，需要政府干预以稳定农产品价格。 关键词：汇率；农产品价格；门限协整；门限误差修正模型 基金项目：教育部人文社会
2、科学研究项目（10YJA790129） ；湖南省自然科学基金青年基金项目（12JJ6072） ；湖南省教育厅科学研究项目（11C0658） 作者简介：焦 娜（1981-） ，女，湖南长沙人，经济学博士，湖南农业大学经济学院助理研究员，主要从事宏观经济研究。 中图分类号：F304.2 文献标识码：A 文章编号：1006-1096（2014）02-0120-06 收稿日期：2013-04-09 随着开放型经济发展战略的提出，我国农产品市场的经济环境将面临更大的不确定性。在大多数农业经济文献中，农产品的实际价格由实际供给和需求因素决定，宏观经济波动与农产品价格波动之间存在密切联系。鉴于农产品价格、特
3、别是粮食价格的重要性，深入研究开放经济中浮动汇率制度下农产品价格的变化特征，对我国的粮食安全和农产品有效供给具有重要的理论指导意义和实际应用价值。 一、文献综述 目前，关于人民币汇率与农产品价格之间关系问题的研究，主要有两条思路：其一是定性研究人民币升值对农产品价格的影响机制和渠道。对于农产品价格短期调整动态的研究主要集中于对 Frankel（1986）理论的研究和拓展（Lai et al，1996，2005； Saghaian et al，2002）上。Saghaian 等（2002）认为线性协整模型能够经验上估计出价格的短期动态（超调或者低调系数） ，也能够保证变量间的长期稳定关系，但长期
4、货币中性在严格意义上是不成立的。赵留彦（2007）应用向量 GARCH 模型考察 1988 年2006 年的月度数据，并在经验分析中引入工业品价格，验证了 Lai 等（1996）和 Saghaian 等（2002）的研究结论，认为由于工业品市场价格调整存在滞后性，因而粮食价格存在短期超调的特征。姜楠等（2006）的研究发现，在开放经济体系下，当出现外汇市场的随机干扰时，汇率对农产品价格的影响取决于农产品价格效果与利率效果的相对大小：如果价格效果大于利率效果，则汇率和农产品价格成正向变动；反之，则是反向变动。其二是实证分析人民币升值对农产品价格的影响程度。刘艺卓（2010）实证分析了人民币汇率变
5、动对国内价格的传递效应，结果表明，汇率变动对国内农产品价格的传递效应相对较小。阙树玉等（ 2010） 在小型开放经济体理论框架下对农产品进口价格汇率传递弹性进行了估算，发现人民币汇率波动率过高导致进口农产品价格汇率传递弹性较低。周杰琦（2010） 、吴文庆等（2012）研究认为，人民币汇率对国内各种价格水平的传递是不完全的。王阿娜（2012）的研究发现，农产品价格与汇率之间存在着显著的负相关；汇率对农产品价格的影响具有长期效应。温涛等（2012）应用 VAR 模型研究了我国粮食价格的波动，发现人民币汇率短期内对粮食价格的影响不甚明显，但二者存在长期均衡关系并呈现负相关关系。邓宏亮（2012）发
6、现运用非线性Granger 因果检验的方法可以更加全面地了解现阶段我国粮食期货价格与人民币汇率之间的信息溢出特征。李显戈等（2013）研究了外部冲击对国内农产品价格波动的影响，发现人民币的升值抑制了外部因素对国内农产品的冲击；同时，国内农产品价格短期的波动通过长期均衡机制向均衡方向调整的速度较快。 纵观现有文献，有关农产品市场价格波动的研究主要使用时间序列分析和协整研究，但对具体的长期调整路径仍未达成共识。门限协整理论认为，不同市场上的同质或相似商品的价格存在长期均衡关系，当价格偏离均衡时，由于套利交易的存在，偏离会迅速回到均衡。以门限值为界，两者的协整关系呈现差异。Shively（2001）
7、研究了非洲玉米市场，对比了线性模型和门限 ARCH 模型结果，认为投资成本的存在使农产品价格变化在高方差和低方差系统显示非线性的调整路径，当价格变化超过门限值时，价格的波动性会变大，但这波动性不会持续下去。在对我国粮食价格和居民消费价格关系的研究中，刘小铭（2008）指出，交易成本等因素的存在可能导致不连续的价格调整机制；使用 1994 年2004 年月度数据进行两状态门限协整分析的结果显示，高通胀和低通胀下协整关系是存在差异的，即线性协整难以解释两者之间的离散调整动态。秦臻等（2013）建立了对人民币汇率传递两机制转换阈值模型，认为人民币汇率改革加剧了其对农产品价格传递的不对称性，从而加剧了
8、农产品进口价格波动。Wickremasinghe（2009） 、Nakagawa（2010） 和 Larue等（2010）通过对汇率传递的非线性调整特点的阈值（门限）分析，发现交易成本的存在（运输成本或者菜单成本）是导致汇率传递不对称问题的重要原因。 本文的主要目标是运用 Balke 等（1997）和 Hansen 等（2002）的门限协整方法来研究开放经济条件下我国农产品市场价格的非线性调整。正如 Balke 等（1997）所指出的，面向长期均衡的调整并不是一直不变的，这意味着在正的偏离情况下收敛到均衡可能会比在负偏离情况下更快（或者相反） 。因此，如果证明了非线性调整，那么传统的向量误差修
9、正模型就是一个错误的设定。随着中国经济与世界经济的联系日益紧密，农产品市场会受到来自国内和国外经济因素扰动的影响，因而如何维持稳定的农产品价格并且协调农产品国内外市场是今后的重要问题之一。基于此，本文运用门限协整方法来研究我国农产品价格与汇率之间的关系以及农产品市场价格非线性调整的特征。 二、农产品价格的门限协整分析 （一）门限协整方法 本文在 Balke 等（1997）和 Hansen 等（2002）研究的基础上，应用基于门限向量误差修正模型（TVECM）的 Sup-LM 检验，用 Bootstrap 方法模拟统计量的渐进分布，探讨开放条件下我国农产品价格短期的变化特征及其和汇率之间的长期门
10、限协整关系。该方法的使用包括检验门限协整关系的存在（拒绝线性协整存在的原假设） 、识别和估计控制状态转移系统的参数估计门限参数 以及每种状态模型的参数及其标准差。 首先估计协整向量，对农产品价格指数 pAt 和人民币实际有效汇率指数 rert 进行 OLS 回归 （二）数据来源与处理 为检验开放经济条件下农产品价格的非线性调整，我们使用 2005 年1 月2012 年 7 月农业部发布的全国农产品批发价格月度指数（定基指数）和国际清算银行（BIS）发布的月度实际有效汇率指数并取对数值。首先，对样本序列进行单位根检验，然后根据 AIC 和 BIC 准则大多数原则选择适当的滞后阶数 p=5。表 1
11、 给出了 lnpAt 和 lnrert 的平稳性检验的统计量。由 ADF 和 PP 平稳性检验结果得知，lnpAt 和 lnrert 都是一阶单整的 I（1）过程。表 2 为格兰杰因果检验。就长期而言，农产品市场价格与汇率之间存在明显的格兰杰因果关系。再根据最优滞后阶数进行Johansen 协整检验，结果见表 3。在 5%显著水平下，农产品价格和汇率之间存在协整关系。Balke 等（1997）指出，Johansen 检验是基于高斯线性向量自回归（VAR） ，它只能反映系统总体的平均协整水平，而不能检验出可能存在的非线性协整关系，因而有必要应用异方差一致 LM 检验统计量确定非线性协整关系门限效应的存在。检验门限系数显著性的 LM 检验值为 14.358246（大于 Bootstrap5%的临界值 11.004193） ，表明存在门限效应。 （三）实证结果和说明 基于两者长期协整关系的门限效应，取误差修正项 0.05 的百分位，根据 AIC 准则和 BIC 准则以及反复的试验结果（见表 4） ，确定门限协整模型的最佳滞后阶数为 l=1。格点搜索得到相应门限水平和协整向量：=-2.69，=2.43。该门限值将样本分为了两种状态（体制） ，位于不同状态下的农产品价格和汇率之间的短期调整和长期协整关系是不同的。
