国际甘蔗燃料乙醇与食糖市场间的非对称价格传导效应

《经济问题探索》2014年第2期国际甘蔗燃料乙醇与食糖市场间的非对称价格传导效应黄春全,司伟(中国农业大学,北京100083)摘要:为了探究国际甘蔗燃料乙醇与食糖市场间价格联系的内在规律,本文运用值向量误差修正模型对两者价格间的动态传导效应进行了研究。研究证实:在长期内,甘蔗燃料乙醇价格与食糖价格之间存在非线性的阔值均衡关系,且相互之间产生双向格兰杰因果影响。在短期内,价格对偏离长期均衡的短期调整则呈现出非对称性,其调整方向与速度在不同的价格水平上存在着明显的差异。当价格系统偏离均衡且乙醇价格较低时,乙醇价格会向上微调,而食糖价格则快速下调;此时,食糖价格受到乙醇价格的显著格兰杰影响,较低的乙醇价格有力地遁制了食糖价格的上涨。当乙醇与食糖的价差拉大且乙醇价格较高时,乙醇价格和食糖价格都向上调整,但乙醇价格调整速度明显更快;此时,价格之间存在双向格兰杰因果关系,不断葶升的乙醇价格带动食糖价格持续上扬,同时,不断上涨的食糖价格又反过来正向推动乙醇价格上升。随着近年来甘蔗能源属性的不断强化,甘蔗乙醇价格对食糖价格的彩响正在不断加强。最后,本文针对性地提出了维护甘蔗乙醇和食糖价格稳定的相关政策建议。关键词:甘蔗燃料乙醇;食糖;价格传导;阖值协整;非对称调整引言价格之间的联系正在强化已是不争的事实。已有大量研随着世界经济的高速发展,经济对能源的依赖不断究表明生物能源发展正是近期全球农产品价格(玉米增强,从而使能源安全、环境保护与经济发展之间的矛食糖、小麦、大豆、油菜籽等)快速上涨的重要原因盾日益突出。此时,生物能源的兴起无疑给世界带来了(例如:仇焕广等,2009;刘志雄,2012; Elobeid et aL,希望。目前已有许多国家将对生物能源的开发与利用作206; Schmidhuber,2006; Von braun,2007a,2007b为解决问题的突破口。然而,生物能源既是问题的解决 Tokgoz and El007; Wagner, 2009; Serra et al.者又是问题的制造者( Gardner and Tyner,2007)。与食2010,201l,20b; Monteiro et al.,2012; Elmarzougui用和饲用农产品消费需求相比,生物能源对农产品的需 and Larue,2013),甚至更有部分学者将农产品价格的求不仅增长迅速,而且潜在需求量也十分巨大。目前,高涨主要或全部归咎于生物燃料产业的快速发展越来越多的甘蔗、玉米、植物油和动物脂肪正被用来生( Mitchel,2008; Rosegrant,2008; Chakravorty,2009)。产燃料乙醇或生物柴油,以替代石油用作汽车燃料,以可见,学界普遍认同,生物能源产业的发展紧密了能源致生物能源在农产品价格上涨中所扮演的角色饱受争价格与农产品价格之间的联系,并且开始影响甚至主导议农产品价格的走向。目前,有关生物能源产业发展对农产品价格影响的甘蔗燃料乙醇与食糖市场是观察生物能源与农产品命题已经引起了学界的广泛关注( silberman et al.,市场价格联系的典型案例。 Rapsomanikis和Hlam2013)。从现有研究文献来看,虽有部分学者认为,生(2006)研究发现,巴西国内原油价格、甘蔗乙醇价格物能源产业发展对农产品价格的正向推动作用并不大和食糖价格之间存在长期协整关系,外生于该经济系统(例如:Dawe,2008; Bole and Londo,2008; Zhang et的石油价格是乙醇价格和食糖价格的长期驱动因素;乙al.,2009,2010;Sema,2011)。然而,早在30年前就醇价格与食糖价格之间呈现出了线性调整过程,并未发有学者研究指出,在随后的十年内,乙醇燃料的生产极现两者之间存在非线性关系;食糖价格对乙醇价格产生有可能干扰国际农产品市场的价格体系(例如:Bar-格兰杰影响,其因果关系层次是原油价格通过食糖价格nard,1983)。尤其是近几年来,生物能源价格与农产品影响乙醇价格,而并非是最初预计的原油价格通过乙醇作者简介:黄春仝(1981-),男,广东省高州人,中国农业大学经济管理学院博士研究生(经济师),研究方向为农产品市场与贸易及产业经济;司伟(1978-),男,安徽省太和县人,中国农业大学经济管理学中国煤化工向为衣产品贸易与产业经济基金项目:本研究得到中央高校基本科研业务费专项贲金项目(编号:2013YCNMHG家自然科学基金项目(編号:71303236,项目主持人:司伟)和全国百篇优秀博士学位论文基金项目(鳊号:200983,项目主持人:司伟)的助123价格影响食糖价格。 Balcombe和 Rapsomanikis(2008)过程中,协整变量对误差修正项的调整是连续的且调整关于该问题的研究也得出了同样的结论。然而, Serra et速度也是不变的。然而,在实际经济中,短期偏离变量al.(2011a)对国际原油、巴西甘蔗燃料乙醇和食糖市向长期均衡的调整并不一定在每个时刻都会发生;而场进行研究时却发现,国际原油价格影响巴西国内乙醇且,当短期偏离的方向和程度不同时,变量向长期均衡价格进而影响其食糖价格;乙醇价格的价格水平及波动调整的方向和速度也极有可能是非对称的。可见,传统程度受原油价格引导,而食糖价格的价格水平及波动程的线性模型极有可能会忽视经济系统内不规则变化所产度则受乙醇价格引导。Jlly(2011)对巴西国内市场原生的非线性现象,从而造成分析结论出现偏差。因此,油、燃料乙醇和食糖价格进行研究时也发现,原油价格Blke和 Fomby(1997)指出协整变量对误差修正项的调波动会导致乙醇价格波动,并最终影响到食糖价格。其整可能存在着不连续性,并提出了基于非线性与协整关后,Sema(2011)运用半参数估计方法再次对国际原系的阈值协整( threshold cointegration)模型。但是,该油、巴西甘蔗燃料乙醇和食糖市场的每周价格进行分析模型只侧重于单变量的估计和检验,也没有解决协整向时却得出了与其前期研究不一致的结论。该研究认为,量的估计问题。因此, Hansen和So(2002)在其基础乙醇分别与原油、食糖之间存在着长期均衡关系,乙醇上提出了基于两区制阈值协整检验(two- regime thresh价格随着原油和食糖价格上涨而上涨;原油和食糖价格 old cointegration)的向量误差修正模型,改进了LM检验为该经济系统的弱外生变量,且两者价格决定着乙醇价方法以检验阈值效应的存在性,并给出了阈值未知情况格;乙醇价格的波动并不会影响食糖价格。下的模型参数估计方法。本文拟借助 Hansen和Seo综上所述,已有文献对甘蔗燃料乙醇与食糖价格之(2002)提出的阙值协整检验方法来验证国际甘蔗燃料间联动关系的看法尚存在明显分歧。到底是食糖价格引乙醇价格与食糖价格之间是否存在着非线性协整关系,导甘蔗乙醇价格还是甘蔗乙醇价格引导食糖价格?学界并基于两区制的阈值向量误差修正模型( Threshold Vec对该问题仍然未能做出确切的回答。而且,现有文献也 tor error correction model, TVECM)来分析两者价格之间仅是以巴西国内市场为例来检验两者价格之间的关系。的动态传导效应。那么,它们在国际市场上又是如何传导的呢?现有的文假设x是P维I(1)时间序列,并且x存在着献还尚未提及,而这一命题对深入理解现阶段国际甘蔗个p×1维的协整向量B;记ECM1(B)=B'x1为I(0)乙醇和食糖价格频繁且剧烈的波动、维护世界乙醇产业修正误差项,则滞后阶数为1+1的线性向量误差修正模及食糖产业的安全和稳定却又至关重要。更值得关注的型为:是,已有的研究认为两者价格之间只存在线性关系。然Ax,=AX-1(β)+u(1)而,随着近年来甘蔗燃料乙醇与食糖市场价格水平及二其中,Δ为变量的一阶差分,u为具有有限方差的者所处经济环境的变化,它们之间也就不一定仅存在线误差项。X1(B)=(1,ECM1(B),Ax-1,△x-2性关系。正如 Balke和 Fomby(1997)所言,由于受各…△x-1)',X(B)为k1维列向量,表示系统变量种因素的影响,从长期来看,价格之间的相互作用极可之间的长期关系。调整系数A为k×p维系数矩阵(k能呈现出非线性和非对称性特征,但倘若采用线性模型pl+2),表示短期偏离对长期均衡的动态调整。因本文去拟合它们之间的关系,就极可能忽视其非线性关系。要进入模型的数据为已取对数后的国际甘蔗乙醇价格尤其是,近几年来,随着国际原油价格的不断高涨和甘( LETHANOL)与原糖价格( LSUGAR)°,故△x表示的蔗能源属性的日益凸显,甘蔗燃料乙醇价格和食糖价格是(△ LETHANOL1, ALSUGAR1)。考虑到两个价格变量不断振荡攀升,以及由两者比价变动所引起的生产机会之间的动态关系可能存在着非线性特征, Hansen和Seo成本变动,都极有可能导致价格之间的传导关系呈现出(2002)在线性误差修正模型的基础上构建了两区制阈值非对称特征。这也为本研究的开展提供了现实的经济基协整模型:A'1X,1(β)+ u. if ECM1≤本文的研究目标是验证甘蔗燃料乙醇与食糖市场间A2X1-1(β)+ u. if ECM-1>Y是否存在着非线性均衡关系和非对称传导效应,借此揭其中,γ为阈值参数。矩阵A1和A2分别为两个区示生物能源产业发展对农产品市场价格所产生的影响。制的动态调整系数,反映在不同区制下国际甘蔗乙醇价本文的结构安排如下:第一部分为引言,第二部分为实格与食糖价格的短期偏离向长期均衡的调整速度。在模证模型的构建,第三部分是模型的检验估计与实证分型(2)中,依据误差修正项值(ECM-1)的大小将模析,第四部分为研究结论与政策启示。型分为两个区制,各区制中X??-1(B)项有不同的二、阈值向量误差修正模型调整系数。线性的误差修正模型认为:短期偏离向长期均衡的模型是否的圆抽应可以运用Han调整是连续且匀速的,即是说,当变量偏离长期均衡sen和Seo(20中国煤化工该检验的原假时,则至少存在某一变量对系统的非均衡做出响应,从设HO:A1CNMHG效应没有显著而使整个系统重新回到长期均衡。在向长期均衡调整的差异,应使用线性向量误差修正模型(模型1)来拟合124变量之间的动态关系;检验的备择假设Hl:A1≠A2,醇价格与食糖价格变动趋势图。图1表明,两者价格波表明变量之间存在阈值协整关系,即应使用阈值(非线动趋势大体一致,且都呈现出逐渐上升的态势。2000年性)向量误差修正模型(模型2)来拟合变量之间的动以后,随着国际原油价格的不断攀升,甘蔗燃料乙醇产态关系。在协整向量已知和未知的情况下, Hansen和业得以迅猛发展,从而形成了乙醇和食糖的生产对原料Seo(2002)还分别提出了两个不同的 Sup LM检验统计甘蔗竞争日益加剧的局面,最终使得乙醇价格和糖价相量,并建议使用参数化残差( parametric residual)的关性日益增强;尤其是,2003年巴西国内引入灵活燃料Bootstrap仿真试验以获得小样本下 Sup Lm检验的临界值汽车的政策更是紧密了两者价格之间的联系,使得食糖和P值。价格随着乙醇价格波动而波动( Wagner,2009)。当协整向量已知时, Sup LM检验统计为2005年以后,随着国际原油价格的屡创新高,国际Sup LMsup LM(βo(3)市场对燃料乙醉的需求迅猛增加。尤其是在205年5月YL=Y≤Yu006年月期间,巴西国内的乙醇价格增长超过其中,B0为β固定时的已知值。当协整向量未知60%,从而衍生出对甘蔗的强烈需求,这直接导致同期时, Sup LM检验统计则为国际食糖价格翻了一番(FAO,20060)。2007年~2008Sup lm=sup LM(4)年,受国际市场需求拉动的影响,乙醇价格一直处于高y≤y≤Yu位,而相较之下,同期的糖价则显得缺乏吸引力。两者其中,B为β的估计值。上述两种检验中,[y1,价差的拉大使得甘蔗乙醇的产量不断增长。2000年Y]为参数y搜索的格子区间,y1是的φ分位数,200年初,受全球经济复苏的影响,乙醇价格随着原油价格大幅上扬,而同期的国际食糖市场则出现了供不应yu是a11的(1-q)分位数。 Andrews(1993)建议求的局面。在紧张的供求形势和高涨的乙醇价格的双的取值范围应为[0.05,0.15],本文的φ取值为0.05。重作用下,食糖价格持续攀升。同时,因受甘蔗原料供当协整向量未知时,参数β与γ不可识别,因此,使用应量的抑制,高涨的食糖价格又反过来助推乙醇价格进格子搜索法获得极大似然估计结果。步上扬。2010年~20011年,乙醇价格和食糖价格在三、检验结果与实证分析原油价格的牵引下先迅速下降后而又急剧回升。2011年(一)数据选取及说明1月国际食糖价格达到历史高位后,受巴西等主要产糖由于本文主要研究国际甘蔗燃料乙醇价格和甘蔗糖国新增投资带来的产能持续释放的影响,糖价和乙醇价价格之间的传导关系,故在选取研究数据时便有所侧格开始呈现出振荡下挫的态势。重。在甘蔗乙醇价格方面,考虑到巴西是世界最大的甘80蔗燃料乙醇生产国和出口国,且对世界燃料乙醇价格具7廿乙醇价格( USDS Cents Litre)食糖价格( USDS Cents Pound有定价权2,所以本文选取巴西燃料乙醇出口价格来代6替国际甘蔗燃料乙醇价格。巴西燃料乙醇出口价格50(FOB)来源于巴西甘蔗行业协会( Brazil sugarcane in-40dustry association,UNCA),单位为美分/升(USD830Cents./lire)。在食糖价格方面,因本文只考虑甘蔗糖20价格,故选取美国洲际交易所( Intercontinental Exchange 10,ICE)11号原糖期货合约价格( ICE Contract Il nearby ofutures price),数据来源于美国农业部(USDA),单位为美分/磅(USD8 Cents/ Pound)图1是2000年1月~2012年10月国际市场甘蔗乙图1国际甘蔗乙醇价格与食糖价格变动趋势表1价格序列的协方差与相关系数矩阵协方差矩阵相关系数矩阵甘蔗乙醇价格食糖价格甘蔗乙醇价格食糖价格(ETHANOL)(SUGAR)(ETHANOL)(SUGAR)甘蔗乙醇价格( ETHANOL)225.93990.4411.0000.844食糖价格( SUGAR)90.44150.7890.8441.000注:表中数据为 Eviews7.0软件处理所得。表1给出了甘蔗乙醇价格与食糖价格的协方差和相且均为正值,关系数。表1显示:两者价格相互之间的协方差都较大,价格相互之间dHs中国煤化工趋势;同时,CNMHG较大,说明两125者价格高度相关,波动性也十分相似。如果直接用于计量经济分析便容易产生“伪回归”问综上可以推断,乙醇价格与食糖价格之间可能存在题。因此,需要对时序变量进行差分变换,将非平稳时着某种协同性。由此,本文可以基于这一假设进行深入序变成平稳时序。从图2中反映出的变化趋势看,取对的研究。因此,本研究借助 Eviews7.0软件和 Matlab软数后的水平值序列 LETHANOL和 LSUGAR较之原始序列件,运用阈值向量误差修正模型检验2000年1月-2012(见图1)已相对显得更为平稳,但仍存在着共同发展的年10月国际甘蔗乙醇与食糖市场价格之间是否存在着趋势,均为非平稳变量,所以在对水平值序列进行单位非线性均衡关系和非对称传导效应,以探究它们之间联根检验时应该选择含有截距项和趋势项的检验形式。系的内在规律性。阶差分变换后(见图3),序列 DLETHANOL和DL(二)平稳性检验SUGAR已不存在趋势,为平稳时序,且序列围绕0均计量经济模型应建立在变量平稳的基础上,但经济值上下波动,故对一阶差分序列进行单位根检验时采用领域中许多宏观经济变量时序却是非平稳的(如图1),无截距项和趋势项的检验形式。000102030405060708010111200010203040506070809101112图2价格水平值序列图图3价格一价差分值序列图本文采用ADF单位根检验方法( Dickey and Fuller,显著性水平下的ADF和PP检验值都大于其相应的临界1979)和PP单位根检验方法( Phillips and Perron,值,表明价格序列都是非平稳的;然而,其相应的一阶198》)来检验 LETHANOL和 LSUGAR时间序列的平稳差分序列在1%的显著性水平下的ADF和PP检验值都性,最优滞后阶数按照赤池信息准则(AIC)和施瓦茨小于临界值,表明价格序列的一阶差分序列都是平稳准则(SC)最小的原则来选取,检验结果见表2。由的,即这些变量都是1(1)序列检验结果可知,变量 LETHANOL和 LSUGAR在10%的表2价格序列的单位根检验ADF单位根检验检验式0.05检验式形式检验值临界值P值DW值检验结果应变量(c, t, p)△ LETHANOI2.566-3.4400.296(c,t,1)1.942LETHANOL -I(1)Δ LETHANOL15.552-1.9430.000(0,0,0)1.933△ LSUGAR-3.0273.4400.128(c, t, 1)2.025LSUGAR, -I(1)△2 LSUGAR-8.8041.9430.000(0,0,0)1.983PP单位根检验△ LETHANOI-3.025-3.4390.129(c,t,3)2.320LETHANOL, -I(1)Δ2 LETHANOL115.270-1.9430.000(0,0,3)1.934△ LSUGAR-2.6603.4390.254(c,t,3)1.327LSUGAR, -I(1)△2 LSUGAR1-8.804-1.9430.000(0,0,3)1.983注:检验式形式(c,t,p)分别表示漂移项,时间趋势项,滞后阶数(ADF检验)或截尾期(PP检验)。(三)阈值协整检验与实证分析值的1000次 Bootstrap P值都拒绝了原假设,这表明甘蔗本文利用 Hansen和Seo(2002)编制的 Matlab程序乙醇价格与食中国煤化工的衡关系,即果,当滞后期数分别为1、2和3时,SpLM检验统计则,确定阈值同mHq值最小的原对阈值协整模型进行检验和估计。表3给出了检验结存在着明显的阈取带后阶数为1。表4给出了运用极大似然法估计出来的阈值向量误差修表3甘蔗乙醇与食糖价格的阈值协整检验结果正模型的计量结果,其中,误差修正项(ECMt-1)的滞后期数滞后1期滞后2期滞后3期参数估计结果直接反映出了价格之间存在着非对称调整阈值-3.4133.1153.385现象。表3中, Sup LM检验统计值为24.191(自助法5%协整向量0.9790.9070.936的临界值为18.828)。协整向量β=(-1,0.979),表AIC733.97-716.46-705.687明国际甘蔗乙醇价格与食糖价格波动的趋势一致,前者BIC731.061-712.165-700.053波动1%会引起后者波动098%。。阈值(y=-3.413区制1比重0.5070.6620.413将系统分为两个区制:当乙醇与食糖的价差小于阈值区制2比重0.4930.3380.587(即ECMt= LSUGARt-0.979 LETHANOL≤-3.413)且乙醇价格低于0.304美元/升时,50.7%的样本点落入第对数似然值779.717-764.460-769.687区制,对应的时期为200年1月-206年3月;同SpLM统计值24.19126.3293:877时,当乙醇与食糖的价差大于阈值(即ECMt>Bootstrap P-Value000700170.0013.413)且乙醇价格高于0.304美元/升时,49.3%的样注:参数化残差的 Bootstrap仿真试验次数为1000本点落入第二区制,对应的时期为2009年4月-2012其P值每次的运行程序都不同,但不影响结论,依据样年10月。可见,当价格系统偏离长期均衡超过一定程度本量将格子搜索设为50。时,价格系统才会做出相应的调整;同时,这也充分体现出价格系统调整的非连续性。表4甘蔗乙醇与食糖价格的阈值向量误差修正模型估计结果区制变量区制区制二△ LSUGAR△ LETHANOL1△CcAR△ LETHANOLECM t-1-0.303(0.057)…0.033(0.061)0.063(0.080)0.256(0.091)常数项1.040(0.206)…0.131(0.218)0.177(0.2550.823(0.207)…△ LSUGAR1-10.203(0.102)0.126(0.103)-0.379(0.167)-0.283(0.120)△ LETHANOL-10.238(0.097)0.484(0.128)…0.164(0.083)∵0.180(0.102)注:括号中的数值是 Eicker- White标准差。*、**、***分别表示在90%、95%、99%水平显著。为了更直观地反映不同区制下甘蔗乙醇价格与食糖系,而价格对偏离长期均衡的短期调整则呈现出非对称价格对误差修正项反应的差异以及两者价格相互之间的性。调整,图4给出了甘蔗乙醇价格与食糖价格的非对称调区制一中, ALSUGAR1方程的误差修正项整图。图中的横轴标为误差修正项,表示价格对长期(ECM,,)系数在99%的置信水平下统计显著,30.3%均衡的短期偏离程度;纵轴为价格在不同区制中对误差的上期偏离在本期得到调整(系数值为-0.303)。这表修正的响应函数值,表示价格对误差修正的调整状态。明食糖价格进行负向调整并且能快速地从短期非均衡状结合表3、4与图4,本文研究发现态恢复到长期均衡状态。△ LETHANOL1方程的误差修正Functions Response to Error. Corre项系数统计并不显著(系数为0.033),乙醇价格调整速度缓慢(为正向调整)。正如图4所示,在此阶段食糖价格的调整速度明显大于乙醇价格的调整速度,调整方向却恰好相反。可见,当价格系统偏离均衡且乙醇价格低于0.304美元/升时,乙醇价格会向上微调,而食糖价格则快速下调,食糖价格的调整速度更快。两者价格构成的二元系统得以重新向均衡状态回归主要是由食糖价格的调整驱动所致。区制二中,△ LSUGAR1方程的误差修正项系数(系数为0.063)远小于其区制一的系数绝对值,且统计上也并不显著,中国煤化工慢且调整方向图4甘蔗乙醇价格与食糖价格的误差修正效应为正。△LETHCNMH微数在99%的置1.甘蔗乙醇价格与食糖价格之间存在非线性均衡关信水平下统计显著,25.6%的上期偏离在本期得到调整127(系数为0.256)。这说明乙醇价格的调整速度比食糖价得更为合理,其更好地拟合了价格之间的动态传导效格要快,但调整的方向则相同。正如图4所示,在此阶应。段乙醇价格调整速度明显大于食糖价格的调整速度,却由上分析可知,随着国际原油价格上涨和乙醇需求同为正向调整。可见,当乙醇与食糖的价差拉大且乙醇量不断增加,国际甘蔗乙醇价格一路疯狂飙升,并最终价格高于0.304美元/升时,乙醇价格和食糖价格都向上突破了0304美元升的关口,从而彻底地改变了乙醇与调整,但是食糖价格的修正误差效应较小,而乙醇价格食糖价格之间传导效应。当甘蔗乙醇价格与食糖价格处则会做出快速调整。系统主要是由乙醇价格的调整驱动于不同的价格水平时,两者之间的传导效应明显不同而重新回到均衡状态当乙醇价格处于低位时,厂商生产乙醇变得无利可图,综上可知,在现实经济中,乙醇价格与食糖价格之其便将更多的甘蔗用于生产食糖。随着食糖产量的不断间关系是非线性的;且系统在趋于长期均衡的过程中,增加,糖价自然下行回调。可见,一直处于低位徘徊的甘蔗乙醇价格与食糖价格存在明显的非对称调整,其调乙醇价格有力地遏制了食糖价格的上涨,从而促使价格整方向与速度在不同的价格水平上存在着较大的差异。系统趋于长期均衡。当乙醇价格处于高位时,乙醇便会较之线性的向量误差修正模型,非线性的阈值向量误差与食糖争取生产原料甘蔗,而在甘蔗供应受限的情修正模型确实能更好地描述价格之间的动态关系°。况下,上涨中的乙醇价格必定拉高食糖价格;同时,受2.在不同的价格水平上,甘蔗乙醇价格与食糖价格生产原料约束的影响,不断攀升的食糖价格又反过来拉之间的长期和短期格兰杰因果关系方向不一致。动乙醇价格的上涨。正是在乙醇价格和食糖价格的相互格兰杰因果关系检验实质上是检验一个变量的滞后作用下两者之间的价差不断缩小,进而促使价格系统重变量是否可以引入到其他变量方程中。因此,表4中阈回均衡状态值向量误差修正模型各个方程的系数统计显著性也可用四、主要结论与政策启示于检验价格之间的长期和短期格兰杰因果关系。因为考随着甘蔗燃料乙醇产业的迅猛发展,国际甘蔗燃料虑到价格之间关系的非线性以及价格对偏离调整的非对乙醇与食糖市场之间的经济联系不断深化,从而使这两称性,本文分区制对两者价格的格兰杰因果关系进行检个市场价格之间的关系变得更为复杂。为了探究两者价验。格之间联系的内在规律,本文运用阙值向量误差修正模区制一中,△ LSUGAR方程的误差修正项系数、滞型研究了两者价格之间的动态传导效应。研究发现:从后一期食糖价格系数和甘蔗乙醇价格系数均统计显著,长期来看,甘蔗燃料乙醇价格与食糖价格之间存在非线这表明甘蔗乙醇价格对食糖价格分别具有长期和短期的性的阈值均衡关系,且相互之间产生双向格兰杰因果影格兰杰影响。但是,△ LETHANOL方程中仅有滞后一期响。从短期来看,价格对偏离长期均衡的短期调整则呈的甘蔗乙醇价格系数统计显著°,而误差修正项系数和现出非对称性。当价格系统偏离均衡且乙醇价格低于滞后一期的食糖价格系数统计均不显著,这表明,无论0.304美元/升时,乙醇价格会向上微调,而食糖价格则是长期还是短期,甘蔗乙醇价格并不受食糖价格的格兰快速下调,食糖价格的快速调整促使价格系统重新回归杰影响。可见,当甘蔗乙醇价格较低(低于0.304美元长期均衡状态;此时,食糖价格受到乙醇价格的显著格升)时,甘蔗乙醇价格与食糖价格之间仅存在单向的兰杰影响,较低的乙醇价格有力地遏制了食糖价格的上格兰杰因果关系。无论是长期还是短期,甘蔗乙醇价格涨。当乙醇与食糖的价差拉大且乙醇价格高于0.304美都显著地影响食糖价格。元/升时,乙醇价格和食糖价格都向上调整,但乙醇价区制二中,△ LSUGAR方程的误差修正项系数统计格调整速度明显大于食糖价格的调整速度,系统主要是上并不显著,滞后一期的食糖价格系数和甘蔗乙醇价格由乙醇价格的调整驱动而重新回到均衡状态;此时,乙系数均统计显著°,这表明甘蔗乙醇价格对原糖价格具醇价格与食糖价格存在双向格兰杰因果关系,不断攀升有短期格兰杰影响。同时,△ LETHANOL方程的误差修的乙醇价格会带动食糖价格持续上扬,同时,不断上涨正项系数、滞后一期的食糖价格系数和甘蔗乙醇价格系的食糖价格又会反过来正向推动乙醇价格上升,从而促数均统计显著°,表明原糖价格对甘蔗乙醇价格分别具使两者价格趋于均衡有长期和短期的格兰杰影响。可见,当甘蔗乙醇价格较总体而言,与已有的关于乙醇与食糖价格之间传导髙(髙于0.304美元/升)时,食糖价格对甘蔗乙醇价效应的研究结论明显不同,本文认为乙醇价格与食糖价格具有长期格兰杰影响,而在短期内乙醇价格与食糖价格之间的传导效应不仅存在长期与短期的明显差异,而格之间却存在着双向格兰杰因果关系。较于区制一而且在短期内两者价格所处于不同的价格水平也会引起传言,区制二中价格之间的短期动态调整过程显得更具为导效应发生根本性转变。该研究结论与近几年来国际甘复杂。同时,研究也发现,表4给出的乙醇价格与食糖蔗燃料乙醇与"声价故六问的传导效应相吻价格之间的非线性格兰杰因果关系检验结果与线性格兰合。可见,较中国煤化,非线性的阈杰因果关系检验结果差异较大命。这也进一步证实了线值向量误差修CNMH蔗燃料乙醇与性模型简化了两者价格之间的关系,而非线性模型则显食糖市场之间的价格关系。128在过去的十年间,随着国际原油价格持续高位运行③⑧表2中,△ ALETHANOL和△ LETHANOL分别表示乙醇价格与甘蔗能源属性日益凸显,乙醇价格上涨正是触发食糖取自然对数后的一阶差分值和二阶差分值,表2中食糖价格的表价格高涨的主要原因。在今后相当长的一段时期内,甘达方式与此同义蔗燃料乙醇产业发展的基本趋势不会逆转,国际市场上非线性(阈值)与线性协整检验估计出来的结果明显不同。在正式分析之前,本文曾对甘蔗乙醇价格与食糖价格进行线性协乙醇价格与食糖价格之间的相互影响将促使两者价格继整检验(Jhmn协整检验)。结果表明:两个价格变量均显著地续维持高位振荡的态势。虽然甘蔗燃料乙醇与食糖市场进入协整关系,且变量间最多存在着一个协整关系,其协整向量价格上涨对种植甘蔗、生产加工乙醇或食糖的生产者有为β=(1,-1.065),这表明甘蔗乙醇价格与食糖价格存在着长利,并能减少政府在相关产业项目上的支出,但是价格期穗定的线性均衙关系,前者波动1%会引起后者波动1.06%上涨却减少了消费者特别是低收入者购买其它产品和服在其它变量不变的情况下,笔者将△ SUGAR1和务的能力,从而造成福利损失。因为消费者往往是燃料1 ETHANOI看作是误盖修正项ECM1的数,给制图4乙醇或食糖的净购买者,其因政府强制使用燃料乙醇的⑩值得注意的是,由于进入模型的变量已经对数化处理,因此,价格调整的实际速度要远快于檨型所直接反映出来的速度。政策而受到负面的影响。因此,政府部门应进一步完善⑩△ LSUGAR方程中,误差修正项系数(ECM-1)、滞后一期相关产业政策,例如加大相关产业的生产投人、建立健的食糖价格(丛 ISUGAR1-1)系數和甘蔗乙醇价格全燃料乙醇和食糖储备制度、建立健全生产信息监测体(△ LETHANOL-1)系数分别在9%、95%和95%的置信水平下统系和价格监控预警机制、建立反周期价格调节基金制度计显著。等,以减缓价格上涨的幅度,维持甘蔗乙醇与食糖市场BALETHANOL方程中,甘蔗乙醇价格(△ ETHANOL-1)系的稳定,促进相关产业的健康发展。教在99%的王信水平下统计显著。⑩ ALSUGAR方程中,滞后一期的食糖价格( ALSUGAR1-1)系数和甘蔗乙醇价格(△ LETHANOL-1)系数分别在95%和95%注释的置信水平下统计显著①为了避免數据的剧烈波动以及消除时间序列数据中可能存⑤△ ETHANOL方程中,误差修正项系数(ECM1-1)、滞后一在的异方差问题,本文先对价格变量进行对数化处理。 LETHANOL期的食糖价格(△ L SUGAR1-1)系数和甘蔗乙醇价格和 LSUGAR分别表示国际甘蔗燃料乙醇价格和食糖价格取自然对(△ LETHANOL1-1)系数分别在9%、95%和9%的重信水平下统教后的数值计显著。② Koizumi(2003)研究发现,巴西国内乙醇和汽油的混合比⑩在正式分析之前,本文曾运用基于线性向量误差修正模型例影响着世界乙酵和食排市场。目前巴西不仅控制着国内及世界的格兰杰因果关系检验对国际甘蕨乙醇价格与食糖价格之间的短食糖市场,而且还深剃地彩响着世界乙醇市场 valdes(201)的期格兰杰因果关系进行了检验。结果证实,在短期内,两者价格研究也认为,巴西国内生产食糖或乙醇的甘蔗用量的比例变动会之间存在着墨的单向格兰杰因果关系,其表现为:食糖价格显直接彩响国际食糖和乙醇市场。著地受到乙醇价格的格兰杰影响。③为了更妤地显示两个价格的波动趋势,国际甘蔗燃料乙醇价格的单位( USD S Cents/Lit)为挑算后所得,原单位为:美元参考文献指甘蔗燃料乙醇价格。[1]刘志雄.开放条件下中国糖业安全状况评估及国④目前,美国洲际交易所( Intercontinental Exchange,lCE)原际比较[门].农业经济问题,2012,(6):77-84糖期货市场的是世界最重要的食糖期货市场,其威交量一直占据[2]仇焕广,杨军,黄季焜.生物燃料乙醇发展及其对世界期貨市场主导地位。10970年上市的Ⅱ1号原糖期货合约形威的近期粮食价格上涨的影响分析[J].农业经济问题,2009,价格是世界29个甘蔗糖生产国港口的高岸价,现已成为国际原糖(1):80-85价格的“风向标”。该期货合约的交割品级为平均旋光度为96的[3]Andrews D. K. Tests for Parameter Instability and原蔗糖。Structural Change with Unknown Change Point [J]. Econo-⑤2009年~2010年,因受巴西干早导致甘蔗数收、原糖库存量下降以及主要食糖消费国(如:印度、中国和巴基斯坦)食 metnca,1993,61(4):82l-856进口需求增加的影响,国际食糖市场供不应求( Valdes,2011)。[4]Branard J. Gasohol/ethanol A Review of National⑥ DLETHANOL和 DLSUGAR(分剃等同于下文中的 and Regional Policy and Feasibility Issues[. Regional Sci△ LETHANOL和△ LSUGAR)分别表示 LETHANOL和 LSUGAR经一 ence Perspectives1983,(13):3-14阶差分变换后的数值[5]Blake N, Fomby T. Threshold Cointegration[J]⑦ADF单位根检验的检验形式分别为:(1)水平值序列检验 International Economic Review,1997,38(3):627-645.式形式:Δy1=p1-1+a+8+ΣPly4y-+u,t=1,2,…,T;[6]Bole T, Londo M. The Changing Dynamics b(2)一阶差分值序列检驗式形式:Δ2y1=p;-1+Σ-1-1△2y-;tween Biofuels and Commodity Markets Energy[R].Re-+u1,t=1,2,…,T。ADF单位根检验的原假设为序列至少存在一个单位根(H:p=0),备择假设为不存在单位根(H1:p