石油价格与大豆价格短期长期均衡关系研究北京工商大学袁茵摘要：基于2004年1月至2014年12月，有关石油价格以及大豆价格的年度数据，通过构建ARDL方法构建方程模型，利用单位根检验、协整理论以及脉冲分析和方差分解等方法对石油价格波动和我国大豆价格波动之间的关系进行实证分析。

研究结果表明：石油价格与我国大豆价格之间具有长期均衡稳定的协整关系，同时石油价格对我国大豆价格的波动存在正向的影响，这种影响在长期关系中更为显著。

据此提出相应的政策建议，为相关部门制定价格调控政策提供依据。

关键字：价格波动、均衡关系、ARDL方法近年来，石油价格波动频繁、幅度明显，在此背景下我国粮食价格受到石油价格的影响明显，据相关文献记载，石油价格上涨所导致的成本驱动效应占粮食价格实际上涨幅度的35%左右。

随着我国经济社会的不断发展，居民食物结构的不断变化，大豆价格的走向已经成为粮食价格波动的主要影响因素，而且我国大豆自1994年便开始进口，至今进口数量不断增加，由1994年537万吨增加至2014年的1563万吨，目前进口大豆数量占总体大豆消费量的80%以上。

由此，为保证我国粮食价格的均衡及稳定，分析影响我国大豆价格的影响因素是至关重要的，而在众多影响因素中由于国际石油价格具有波动频繁幅度明显等特征，所以本文将研究石油价格与大豆价格之间的短期长期均衡关系，并采用国际石油价格以及我国大豆价格为研究数据，并希望由此得出的实证结果和政策建议可以为稳定我国大豆价格提供依据。

一、文献综述国内外众多文献中有关石油价格对大豆价格的影响主要都是从成本驱动因素以及需求及供给这两种观点出发。

在2010年学者Gohin以及Chantret通过采用CGE方法构建模型并由此对石油价格以及大豆价格之间的长期关系进行研究，并得出如下观点：他们认为石油价格对大豆价格的影响是由于石油价格上涨，带动本文受到北京市属高等学校创新团队建设与教师职业发展计划项目——价格波动研究创新团队：价格波动研究(IDHT20130505)；国家社科基金重大项目14ZDA034；北京工商大学食品安全研究中心；北京市哲学社会科学首都流通业研究基地资助。

相关人力、物力等多方面成本的上涨继而推动大豆价格的上涨；与此同时，国内学者黄季焜等在2009年也曾发表过相关文章认为我国大豆价格的上涨受到了国际石油价格上涨的影响，其论文中主要运用GTAP-E模型以及可耗竭资源技术替代模型，研究表明，石油价格的上涨使得全球性的生物质液体燃料价格普遍上涨，而这种燃料价格的上涨直接作用于大豆的成本之中，进而导致我国石油价格的上涨，这也说明石油价格上涨通过成本驱动效应推动我国大豆价格的上涨。

除了成本驱动因素之外国内外学者还提出需求及供给的观点，研究石油价格对于大豆价格的影响作用。

2010年外国Chen等学者即从需求和供给的方面研究石油价格对大豆价格的影响关系，它们认为此两者中不单单存在成本推动效应，同时还是由于石油价格的上涨带动生物质燃料在需求量上的大幅度增加，进而引致大豆需求量的增加，由此推动了大豆价格的高涨，这也是石油价格对粮食价格影响的重要渠道。

无独有偶，在2011年学者Nazlioglu和Soytas采用面板协整方法和格兰杰因果检验的方法对国际原油价格与24种农产品价格的关系进行了检验，并由此发现，石油价格的上涨导致石油需求量的降低，与此同时导致大豆副产品需求量的增加，进而影响到大豆的需求量，使得大豆价格上涨。

除上述文献外，有关石油价格和大豆价格之间相互关系的文章还有很多观点。

仇焕广等学者2009年发表的文章表示生物燃料乙醇的逐步发展导致能源作物的需求量大幅度攀升，这也成为了密切大豆与石油两个市场的联系，使得大豆价格在长期中随着国际石油价格的波动而波动。

但2011年学者刘飞翔以及刘伟平发表的文章却表示我国乙醇价格与农作物价格不存在均衡性，并且两者之间既不存在短期的因果关系同时也无长期因果联系。

上述国内外各学者关于石油价格与大豆价格之间的关系均进行了深入分析，分析角度大相径庭，部分学者是通过价格传导机制为入手点进行研究的，有些学者则是分析了两者在长短期的因果关系，还有一部分学者则是通过生物能源的角度进行分析的。

所以，通过上述文章的阅读发现，在分析石油价格与大豆价格相关关系时大多学者是通过静态角度进行分析的，所以本文则选取石油价格对大豆价格长期短期动态影响的角度进行分析，即探讨石油价格波动对我国大豆价格动态的推动作用，同时再进一步分析研究两者之间的均衡关系。

二、国际石油价格与我国大豆价格波动趋势分析（一）国际石油价格波动趋势分析自1970年，石油价格在全世界范围内经历了多次的涨幅波动，在1973年以及1979年在全世界范围内出现过两次较为大型的石油危机，由此之后2002年世界范围内石油价格又出现了第三次上涨，但一直到2014年中旬石油价格开始出现下降趋势。

2002年国际石油价格均价为每桶21美元，并由此一路飙升，直到2008年国际石油价格已经上涨到一百多美元一桶，这当中，石油价格在2008年第二季度达到了顶峰。

但2010年，由于采用适宜的经济政策使世界范围内大多数国家顺利度过经济危机，这也使世界各国的经济可是逐渐出现上涨的趋势，所以石油价格的上涨幅度有所降低。

近期自2014年起，国际石油价格出现了下降形式，并且下降幅度极其明显，这一现象对世界各国的经济走势都产生了深远的影响。

国际石油价格的剧烈波动影响着我国石油价格的走势，由于我国石油的进口数量巨大所有自1970年起我国石油价格也先后经历了多次较为明显的上浮，但在2009年出现了一次明显的下滑，而后又逐渐上升。

在国际石油价格不断攀升的影响下，我国石油价格的走势也不尽相同，其后自2014年出现了明显的下跌趋势，据统计数据显示，我国石油价格的波动趋势明显滞后于国际石油价格的波动。

（二）我国大豆价格波动趋势分析自2004 年以来，我国大豆价格经历了波动幅度较为剧烈几次波动。

十年来，我国大豆价格的波动存在两次明显的上升期和下滑其，但就总体而言基本呈现持续上涨的增长态势。

2004年初，我国大豆价格经历了第一次明显的上升期阶段，此次上升过程在2004 年 4 月达到了峰值，峰值为3.97 元/ 公斤。

2004 年起，受到全球大豆的产量、需求量以及库存量不断变化的影响，我国大豆市场价格也出现了明显的上涨。

不久后，由于国际粮食价格，能源价格等多方面的影响，大豆价格又出现了下跌的趋势。

自2004 年末至2006 年9 月，我国大豆价格再次经历了小幅度波动。

第二次明显的价格波动期诞生于2007 年初至2008 年7 月，在此期间由于国际市场上对大豆的需求量明显高于供给量，导致国内大豆市场的供给始终处于比较紧张的状态，由于这一原因，致使我国大豆价格不断攀升，大豆价格在此期间创出历史新高。

经历了大豆价格的剧烈上涨之后，自2008 年8 月开始下跌趋势又转为主要态势，大豆价格于2009 年4 月跌至谷底，价格一度为4.78 元/ 公斤。

在此之后，国家为保证大豆价格的稳定，出台了一系列大豆的临时收储政策，但是由于临储收购价格的不断攀升，致使该政策在一定程度上反而提高了我国大豆的市场价格。

国际石油价格指数和我国大豆价格指数的波动趋势如下图所示。

图1 国际石油及我国大豆价格波动趋势分析图注：国家统计局网站（/tjsj/tjgb/ndtjgb/）三、国际石油价格与我国大豆价格均衡关系的实证分析（一）选取变量与数据来源本文采取横向、纵向两个方面来分析石油价格与大豆价格短期长期均衡关系，在横向方面为保证分析的全面性以及合理性，本文选取大米、小麦、玉米等另外三种较为主要的粮食作物，分别分析其与石油价格之间的相互关系，验证石油价格的波动对大豆的价格影响更为剧烈。

其中大米采用早籼米、晚籼米以及东北粳米的平均价为数据来源，小麦采用的是三级小麦批发价，玉米采用的是二级玉米批发价。

纵向关系上，本文选取2004年至2014年的数据分析我国大豆市场价格与石油价格之间的关系，以大豆生产价格指数为参考，此部分数据来源于国家统计局网站（/tjsj/tjgb/ndtjgb/），同时石油价格本文选取石油出厂价格指数为依据，来源于路透社电讯普氏报价（/html/information/ltzx/）。

（二）模型设定一般来讲，对时间序列进行检验其是否协整的方法主要有EG 两步法以及JJ 检验，但是在1999年Pesaran 和Shin 提出运用协整向量自回归模型即VAR 模型的分析过程中需要涉及到内生变量和外生变量选择的问题、同时还需要确定滞后阶数、趋势项与截距项，这些带有主观色彩的情定项会使得出的结论存在一定程度的不确定性。

然而自回归分布滞后法即 ARDL 方法与传统VAR 模型相比存在下述几项较为明显的优势: (1) ARDL 方法不要求待序列具有同阶单整性，可以是I( 0) 或I( 1) ; (2)对小样本的检验具有足够的稳定性，而且当解释变量为内生变量时，ARDL 方法也可以得出无偏且有效的估计; ( 3) ARDL 模型可以通过简单的线性转换导出动态误差修正模型，同时能将短期效应与长期效应相互结合。

鉴于以上优点，本文将采用ARDL 方法对石油价格与大豆价格之间的长短期关系进行研究。

ARDL-ECM 方法使用的第一步即：检验时间序列是否存在平稳性，如果序列为I( 0) 或I( 1) 过程，则可通过式下述方程对它们之间的协整关系进行ARDL 边界协整检验。

012314110+n n i i t i t t ti i LNSP LNSP LNOP LNSP LNOP μ---==∆=∂+∂∆+∂∆∂+∂+∑∑ …………（1） 其中，SP 为大都价格及Soybean price 的简称，OP 为石油价格及Oil price 的简称，LN 为它们的对数，Δ为它们的一阶差分项。

（三）平稳性检验ARDL 模型与VAR 函数要求的模型有所不同，因为ARDL 模型不要求各序列之间为同阶单整，但此模型对于变量单整的阶数存在要求即各变量单整的阶数不能超过一阶，如果该序列单整的阶数超过一阶的话，则判定此协整关系存在F 统计量的验证及不存在意义。

所以本文通过ADF 检验法，检验此方程是否为一阶单整，检验结果如下表：表1：数据的平稳性检验水平值 检验形式 P 值 结论 差分项 检验形式 P 值 结论LNSP(c ，t ，1) 0.3767 不平稳 △LNSP (c ，t ，0) 0.00001 平稳 LNOP (c ，t ，1) 0.1418 不平稳 △LNOP (c ，t ，0) 0.00001 平稳 注: 括号内的c 表示截距项，t 表示时间趋势项，括号内最后一位数字代表滞后长度从表1中可以看出，大豆和石油的对数价格均为一阶单整，所以可以看出这两者不仅为同阶单整，而且最高阶数均不超过1，此时的验证结果满足ARDL 边界协整检验的前提条件。