从国际到国内市场粮食价格波动和传输外文翻译资料

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从国际到国内市场粮食价格波动和传输

弗朗西斯科·塞巴罗斯，马努埃尔·赫尔南斯德，尼古拉斯·麦洛特，米格尔·罗伯斯

美国，华盛顿，国际食品研究所

摘要——了解在发展中国家国内食品价格波动的来源，以及从国际到国内市场传播的程度，对于帮助设计更好地全球、地区和国内政策去应对食品价格过度波动和保护最弱势群体是至关重要的。本文研究在非洲、拉丁美洲和南亚的27个国家从主要粮食商品到41种国内食物产品的短期价格和波动传播。我们遵循多元GARCH方法去模拟月度价格收益波动在国际和国内市场的反应。分析2000年到2013年的时期。在价格波动的方面，我们只观察到在一些情况下从国际到国内市场显著的交互作用。为了计算波动外溢，我们在国际市场上模拟一个冲击相当于增加了1%价格收益的条件方差，并且评估它的效果在国内市场关于价格收益的条件方差。波动的传播在仅仅四分之一的玉米市场测试是有统计意义的，超过一半的大米市场测试和所有的小麦市场测试。当贸易(进出口)对国内需求是相对大时波动传播似乎更普遍。

关键词——波动传播，价格传播，粮食商品价格，国内市场

1.介绍

2007 - 08年的全球粮食危机中粮食和其他大宗商品有大幅上涨的特征。这些价格上涨归因于供应短缺、生物燃料的生产增加、存销比的减少、主要粮食出口国的出口禁令、一些主要进口商的抢购(Garrido, Brummer, Mrsquo;Barek, Meusissen, amp; Morales-Opazo, 2016; Gilbert, 2010)。大宗商品价格在2010年和2011年再次上升迅速。自2007年以来，全球粮食市场价格波动方面有所增加，解释为每月价格收益的标准差。例如，比较在危机前的27年时期(1980–2006)和危机之后的四年期间(2007–10)，每月国际价格的非条件方差玉米上涨52%，大米上涨87%，小麦上涨102%(Minot, 2014)。

在某种程度上，这种价格波动传播给发展中国家的市场，可能会严重影响农民和低收入消费者。如DiazBonilla (2016)所说，生产者和消费者都受到价格水平和波动的影响。低收入消费者，例如，很大一部分的收入花在食品上,尤其是主食，使他们更容易受到食品价格波动的影响。在一些国家，如坦桑尼亚、斯里兰卡和越南，低收入家庭超过60%的预算分配给食物(Seale, Regmi, amp; Bernstein, 2003)。食品价格波动也会影响贫穷，依靠食品销售作为他们收入的重要组成部分和只有只掌握有限容量去安排他们的销售的小农群体。另外，价格波动可能会扭曲输入分配，抑制农业投资，并且减少农业生产率增长，尤其是缺乏有效的风险分担机制，对贫穷消费者和农民的长期影响。Martins-Filho and Torero (2011)进一步指出高波动性可能会增加生产者的预期损失，影响他们的家庭消费决策；同理，随时间波动增加可以促进投机交易作为更大的价格波动创造更大的净回报率的机会（参加FAO-OECD, 2011)。Magrini, Morales Opazo, and Baile (2015) 估计在五个国家里家庭的意愿支付消除谷物价格波动。在孟加拉国愿意支付收入的0.06%不等（价格波动较低）到1%以上在尼日尔,埃塞俄比亚和马拉维（价格波动较高）。

不管怎样，有一个关键问题，在发展中国家是否世界粮食市场的食品价格波动确实是传播给当地市场。要是这样，努力减少价格波动也许应该关注共同区域和世界贸易组织的国际活动或其他多边机构。另外，如果发展中国家的食品价格波动主要是归因于国内因素，那么最有效的政策措施可能包括国内投资稳定粮食生产，降低储运成本和加强安全网。

一种回答这个问题的方法是检查从世界市场到当地市场价格的传输。虽然这似乎是合理的假设，市场价格的高传输也会以波动的高传输为特征，未必是这样。例如，高度动荡的世界市场价格可能只是传播给当地市场一至六个月的延迟，因此从国际风暴绝缘当地市场且导致当地价格表现出更少的波动。另外,即使没有直接的价格传播，当地市场波动由当地商人的不确定性的程度所决定，可能是受到全球市场的波动突然增加所影响。

本文的目标是估计在发展中国家从世界市场到当地市场的粮食价格和波动传播。特别是，我们关注玉米、水稻、小麦和高粱的世界价格收益的短期效果，关于41种粮食产品的国内价格收益在拉丁美洲、非洲和亚洲的27个国家。每月的价格数据，和从2000年1月至2013年12月的大多数覆盖周期，即使在开始和结束点有一些变化。分析是基于多元广义自回归条件异方差性(MGARCH)模型，使用恩格尔和克朗（1995）提出的BEKK规范建议。

我们工作的价格收益（按月价格波动）导致价格水平的非平稳性。对概念上的清晰，在整个论文中，我们使用术语“价格传播”和“波动传播”，即涉及价格收益的测量计算。因此，价格传导的分析对应于平均水平的价格收益的相互作用而波动传播的分析对应于波动水平的价格收益的相互作用。

本文的主要贡献是这是第一次估计在一些发展中国家和地区从国际市场到当地市场食品价格波动的传输。如下文所述，其他研究已经调查了从全球市场到发展中国家物价水平的传播（平均值），和一些分析了从一个全球大宗商品市场到另一个价格波动的传播。关注市场互动的条件的二阶矩，允许波动溢出效应对动态国际国内效应提供了更好的了解。

本文的其余部分组织如下。第二节提供了一个回顾最近的研究关于价格和波动的传播。第三节详细说明了研究中使用的方法。第四节描述了数据。第五节提出并讨论了估算结果。第六节总结了调查结果且为未来的研究提供了一些结论。

2.以前关于价格和波动的传播的研究

有大量研究关于在发展中国家市场之间价格的传播（如Abdulai, 2000; Baulch, 1997; Lutz, Kuiper, amp; van Tilburg, 2006; Moser, Barrett, amp; Minten, 2009; Myers, 2008; Negassa amp; Myers, 2007; Rashid, 2004; Van Campenhout, 2007）。这些研究的大多数使用了基于误差修正模型的协整分析，尽管一些最近的应用阈值协整模型和不对称反应积极的和消极的价格冲击（例如，Meyer amp; von Cramon-Taubadel, 2004）。文献的大小是由一个荟萃分析显示，总结了1189种市场价格对的57协整研究及分析的结果（Kouyate amp; von Cramon-Taubadel, 2016）。结果表明，距离和一个国际边境在市场减少价格将被协整的概率和若协整就减慢调整的速度之间。

少数研究调查了从世界市场当地市场价格的传播。Mundlak and Larson (1992) 使用年度价格数据估计了在58个国家中世界食物价格对国内价格的传播。他们发现价格传播的非常高的利率，但是分析被水平实施而不是一阶差分，所以结果可能反映了基于非平稳性的伪相关。Quiroz and Soto (1995) 重复了Mundlak and Larson (1992)的分析，使用协整分析建立误差修正模型。他们对于78个国家中的30个做了调查，发现国内和国际价格之间没有联系。Conforti (2004)调查了在16个国家的价格传播，包括三个撒哈拉以南的非洲地区，使用了一个误差修正模型。总之，他发现在撒哈拉以南的非洲国家的价格传播程度小于在亚洲和拉丁美洲的国家。Robles and Torero (2010) 在拉丁美洲的四个国家从国际市场对国内一些食品价格找到了价格传播的实验性证据。Minot (2011)分析了从世界粮食市场到撒哈拉以南的非洲地区的60个市场价格的传播，在62种价格调查中的13种找到一个统计上显著的长期关系。他也发现大米价格相比于玉米价格与世界市场有更紧密的联系，大概是因为大多数非洲国家在玉米方面接近自给自足，但是进口很大份额的大米需求。Baquedano and Liefert (2014)调查了从世界粮食市场到当地粮食市场的价格传播，使用了一个单个方程的误差修正模型。他们在61种当地价格测试中的51种找到了一种长期的关系。最近，Garcia-German, Bardaji, and Garrido (2016) 使用误差修正模型评估了在欧洲联盟成员国中全球农业市场和消费者之间食品价格的价格传输。他们发现，在不同成员国的消费价格对应于不同的特定世界价格指数，在他们的食品市场的结构和效率中显示了一些差异。

另一组的研究都集中在世界商品价格的共同波动。在他们的论文中，Pindyck and Rotemberg (1990) 发现了七大宗商品价格的过度共同波动，他们把这归因于在金融市场中交易的羊群行为。额外过度波动的假设，不管怎样，被Deb, Trivedi, and Varangis (1996)和Ai, Chatrath, and Song (2006)挑战。这些研究认为，Pindyck和Rotemberg受模型误设和基本的供求因素之苦所得的结果足以解释协动性。至于国际农业商品价格，Gilbert (2010)表明单项商品价格冲击通常是供应相关的，然而联合价格波动可以被宏观经济和货币政策解释。

少数研究调查了条件价格波动的共同波动。如Gallagher and Twomey (1998)所述，像MGARCH模型的条件波动的动态模型，广泛应用于实证金融，市场之间通过评估波动性溢出效应可以提供一个更好的动态价格关系的理解。商品市场之间的波动传播可以通过替代和互补效应发生，或者作为常见的潜在宏观经济因素的结果，如金融因素的不确定性(Saadi, 2011, chap. 9)。

最近一些评估农业商品之间的市场相互作用的研究使用了MGARCH模型，包括Le Pen and Seacute;vi (2010), Zhao and Goodwin (2011), Hernandez, Ibarra, and Trupkin (2014), Beckmann and Czudaj (2014) 和 Gardebroek, Hernandez, and Robles (2016)，并且结果不同。Le Pen and Seacute;vi (2010) 使用不同的多变量模型，包括一个因素模型和一个动态条件相关模型（DCC），在八个农业和非农业商品之间检查相互关系，在价格和波动间找到适度的共同波动。

3.方法

我们遵循多元GARCH(MGARCH)方法评估在非洲、南亚和拉丁美洲从从主要国际农业商品到关键的国内产品月度价格收益波动的短期动态。特别是，我们估计一个Engle and Kroner (1995)提出的二元T-BEKK模型，这个模型允许我们去测量从国际到国内市场的波动传输，而且足够灵活，在整个市场占有波动溢出效应和持久性。T缩写引用了使用的模型估计中学生的密度，为了更好的控制价格收益序列的尖峰分布。

T-BEKK方法包括为分析里经过考虑的每个价格收益序列建模一个条件均值方程和一个条件方差-协方差方程。对我们而言，我们定义价格收益为 r_mt=ln(p_mt/p_mt-1)，p_mt是一个确定产品（商品）的价格，m是市场，t是月份，并且m=1指的是国内市场而m=2指的是国际市场。这个对数变换是一个市场里净收益（价格百分比变化）的标准测度，而且一般应用于实证金融，为了在估计模型里对于误差项的分布获得一个方便的支持。

我们首先使用约翰森轨迹测试在国内和国际间价格（log）测试了协整的存在，与基于施瓦兹贝叶斯信息准则（SBIC）挑选的滞后的数量（k）。在一对价格没有找到共合体的情况下，条件平均方程简单地建模为向量自回归（VAR）过程，例如

（1a）

r_t是在国内和国际市场 t月份相应产品（商品）价格收益一个的2times;1向量，也就是说， ； alpha;₀是一个2times;1的常数向量；alpha;_s，s = 1,hellip;, k, 是2 times; 2的参数矩阵，获取在平均水平上自己的和交叉领先-落后的市场之间的关系； ε_t 是一个零平均值创新的2 times; 1 向量，有过去信息 I_t-1 的条件，和条件方差-协方差矩阵H_t 。

对于那些情况，即在一对价格被发现是协整的，条件平均方程被建模为一个向量误差修正（VEC）模型，例如

（1b）

其中，ECT_t-1是来源于协整关系的滞后误差修正项，也就是，ECT_t-1=lnp_1t-1-beta;₀-beta;₁lnp_2t-1 ；lambda; 是一个2 times; 1 参数向量，测量每个（log）价格序列来自长期均衡关系的偏差。

条件均值方程在（1a）中标明；（1b）通常被称为标准或减少模型，他们构成另类(尽管有价值的) 所谓结构模型的代表，明确地考虑到了来自交叉价格条款的同时期的效果。当约化表示促进了模型估计时，它还考虑到相关方程的估计残差。这个特征使得脉冲响应演习变得无效，该练习依靠单个市场的一个冲击，假设在剩下的市场里没有冲击（因此将他们视为独立）。结果，为了获得有效的、有原因的脉冲响应函数在一个市场里给定一个一次性冲击，估计误差必须被适当的正交化。

一个正交化的常见方法是基于减少的模型误差方差-协方差矩阵的乔莱斯基分解。有趣地是，这个可以显示出来，正交化使用这个分解类似于对模型的方程实施一个特定的递归结构，又或者相当于引入显式识别限制产生一个独

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