基于VEC模型分析新疆棉花價格空間傳導關系

張利召，丁建國，2，蔣國偉

(1.新疆農業科學院農業經濟與科技信息研究所，烏魯木齊 830091；2.農業農村部農業信息服務技術重點實驗室，北京 100081)

0 引 言

【研究意義】2019年新疆棉花種植面積在全國占比達76.1%，棉花產量占比達84.9%。2007年以來，新疆和全國棉花價格經歷了震蕩。棉花價格大幅上漲，使得國內紡織行業利潤的下滑以及紡織生產用棉需求的減少，需求的降低又會導致棉花價格快速下跌[1]。棉花價格波動影響，制約新疆棉花生產資源優勢向經濟優勢的轉化。研究新疆棉花價格的空間傳導關系，探究棉花價格傳導的規律，對指導新疆棉花產業高質量發展具有重要意義?！厩叭搜芯窟M展】針對棉花價格傳導的研究主要關注了國內、國際市場、期貨、現貨市場相關關系、相關程度[2-6]，以及價格傳導方向、價格傳導的時變性和非對稱性[3-9]，對中國棉花期貨價格、現貨價格和市場情況進行了探討[10，11]?！颈狙芯壳腥朦c】已有研究對新疆棉花價格、國內棉花期現貨價格和國際棉花期現貨價格之間的關系進行了探討，由于研究變量和方法差異，研究結論也不盡相同。針對我國新疆棉花價格、國內棉花價格和國際棉花價格在空間上的橫向傳導關系的研究較少，采用向量誤差修正模型等定量測算則更少。隨著新疆棉花生產在我國的比重不斷加大，新疆棉花市場與國內、國際棉花市場的關聯度將進一步加強，我國新疆棉花價格、國內棉花價格和國際棉花價格在空間上的橫向傳導關系有待深入研究。研究基于VEC模型分析新疆棉花價格空間傳導關系?！緮M解決的關鍵問題】選取2007～2019年新疆328級棉花現貨價格、全國328級棉花現貨價格和國際棉花價格Cotlook A指數月度數據，利用向量誤差修正(VEC)模型，研究新疆棉花價格、國內棉花價格和國際棉花價格在空間上的橫向傳導規律。

1 材料與方法

1.1 材 料

選取2007～2019年新疆328級棉花現貨價格、全國328級棉花現貨價格和國際棉花價格Cotlook A指數月度數據，利用向量誤差修正(VEC)模型，研究新疆棉花價格、國內棉花價格和國際棉花價格在空間上的橫向傳導關系。數據來源于布瑞克數據庫。

2007～2019年我國新疆棉價與國內棉價、國際棉價變化趨勢基本一致，但這期間新疆棉價和國內棉價較國際棉價均高出3 700元/t左右，與國際棉價形成倒掛。新疆棉價不僅受到供需等因素的影響，還與國內外棉花市場密切相關。2008年末至2009年初，國際棉價最大跌幅為10%，國內棉價大幅下降，環比最大跌幅超過10%，新疆棉價波動較小，最大跌幅僅為4%，國家加大了宏觀調控力度，對新疆實施了補貼政策[12]。2010年末至2014年初，我國新疆棉價與國內棉價、國際棉價一樣經歷了2010～2011年波動[13]，單月環比增幅最大29.26%，單月環比降幅最大13.57%，之后逐漸平穩。2014年棉花目標價格制度改革試點，新疆棉價和國內棉價均呈下降態勢，直到2016年開始逐漸上升[13]，2017年后伴隨小幅波動逐漸趨于穩定，同期國際棉價呈相同態勢，新疆棉價、國內棉價與國際棉價的偏離度逐漸縮小。圖1

1.2 方 法

利用向量誤差修正(VEC)模型，研究我國新疆棉花價格、國內棉花價格和國際棉花價格在空間上的橫向傳導關系。VEC模型是包含協整約束條件的向量自回歸模型[14]。

對數據處理，對價格序列取對數，取對數后，對數序列的波動會明顯變小[15]。采用ADF統計值對新疆棉花價格(lnxjct)、中國棉花價格(lncc328)和國際棉花價格(lnctint)3個價格的對數序列進行平穩性檢驗。

1.2.1 向量自回歸(VAR)模型

向量自回歸模型(VAR)是一種常用的計量經濟模型，由克里斯托弗·西姆斯(Christopher Sims)提出，VAR模型把系統中每一個內生變量作為所有內生變量的滯后值的函數來構造模型，該方法無先決條件約束，即可估計聯合內生變量之間的動態關系[14]。研究新疆棉花價格在空間上的傳導關系，對變量直接進行回歸分析可能出現“偽回歸”現象[16]，對所選變量構建無約束的VAR模型以確定最優滯后階數，進行協整檢驗和構建向量誤差修正模型。

1.2.2 向量誤差修正(VEC)模型

由于我國新疆、全國和國際棉花價格原時間序列均為不平穩序列，而一階差分序列均為平穩序列，因此，采用Johansen協整檢驗考察3個價格序列之間是否存在協整關系。如果存在協整關系，新疆棉花價格、全國棉花價格和國際棉花價格之間存在一種長期均衡關系。根據相關信息準則，VEC模型的最優滯后階數為2，運行過程中，按照滯后2階進行Johansen協整檢驗。

向量誤差修正(VEC)模型是由Engle和Granger將協整與誤差修正模型結合建立的，其在差分序列建立的VAR模型中加入一個誤差修正項[14]。存在協整關系的變量序列中才能使用VEC模型，協整檢驗結果顯示變量序列存在協整關系，才可以建立VEC模型。由于包含有協整約束條件，在分析非平穩時間經濟變量時，VEC模型優于VAR模型，且不會導致變量間的相關信息丟失，使分析結果較為準確[14]。VAR和VEC模型要利用格蘭杰因果關系檢驗和方差分解等工具，格蘭杰因果關系可以檢驗一個變量的所有滯后項是否對另一個或幾個變量的當期值有影響，適用于平穩序列，或者有協整關系的單位跟過程，對于不存在協整關系的單位跟變量，則只能先差分，得到平穩序列后再進行格蘭杰因果檢驗[14，17]。

2 結果與分析

2.1 棉花價格序列平穩性比較

研究表明，我國新疆、全國和國際棉花價格的原序列ADF統計值分別為-1.291、-1.272、-1.798，其P值均大于0.05，原序列都是不平穩的，其一階差分后的序列的ADF統計值分別為-8.266、-7.613、-7.280，其P值都小于0.05，一階差分序列都是平穩的，我國新疆、全國和國際棉花價格序列可以進一步做協整檢驗。表1

2.2 棉花價格序列VAR模型的滯后階數

研究表明，0到滯后4期中，滯后2期的AIC、FPE、HQIC、SBIC值最小，分別為-12.473、7.7×10-10、-12.297、-12.04，向量自回歸模型的最優滯后期數為2。表2

表2 棉花價格序列VAR模型的滯后階數確定Table 2 Determination of lag order of VAR model of cotton price series

2.3 棉花價格協整檢驗

研究表明，3種價格之間存在2個長期協整關系。協整秩≤1時，其對應的跡統計量及最大特征值統計量分別為18.703、15.719，均大于對應的5%臨界值，拒絕了三種價格之間至少存在1個長期協整關系的假設；協整秩≤2時，其對應的跡統計量及最大特征值統計量均為2.983，小于5%臨界值，接受了3種價格之間至少存在2個長期協整關系的假設；3種價格之間存在2個長期協整關系。我國新疆棉花價格、全國棉花價格和國際棉花價格之間存在長期穩定的均衡關系。

新疆棉花價格、全國棉花價格與國際棉花價格的長期協整關系式如下(括號內為z統計值，***，**，*分別表示在1%、5%、10%的臨界水平上通過了統計檢驗，下同)：

lnxjct=4.794+ 1.103lnctint

(10.07***).

(1)

lncc328=4.964+1.065lnctint

(9.86***).

(2)

公式(1)和(2)，反映了我國新疆棉花價格、全國棉花價格與國際棉花價格之間存在的長期均衡關系，其中，我國新疆棉花價格與國際棉花價格之間的協整方程表示從長期來看，國際棉花價格每變動1%，引起我國新疆棉花價格變動1.103%。全國棉花價格與國際棉花價格之間的協整方程表示長期來看，國際價格每變動1%，引起全國棉花價格變動1.065%。不論是我國新疆棉花價格變化，還是全國棉花價格變化，與國際棉花價格變化均呈現顯著的正相關，體現了國際市場與我國新疆市場和全國市場的棉花價格的長期均衡關系。表3

表3 我國新疆與全國及國際棉花價格的協整檢驗Table 3 Cointegration test amongXinjiang, national and international cotton price

2.4 短期動態關系

研究表明，向量誤差修正模型具體結果如下(括號內為z統計值，***，**，*分別表示在1%、5%、10%的臨界水平上通過了統計檢驗，下同)為：

△lnxjctt=-0.163ECM1t-1+0.202ECM2t-1

(-1.26) (1.48)

+0.229△lnxjctt-1-0.079△lncc328t-1

(1.24) (-0.39)

+0.241△lnctintt-1.

(3.36***)

(3)

△lncct=-0.169ECM1t-1-1.271ECM2t-1

(1.41) (-1.01)

+0.036△lnxjctt-1+0.122△lncc328t-1

(0.22) (0.65)

+0.300△lnctintt-1.

(4.5***)

(4)

△lnctintt=-0.007ECM1t-1+1.159ECM2t-1

(-0.04) (0.87)

+0.292△lnxjctt-1-0.210△lncc328t-1

(1.18) (-0.77)

+0.484△lnctintt-1.

(5.00***)

(5)

ECM1t=lnxjctt-4.794-1.103lnctintt.

(6)

ECM1t=lncc328t-4.964-1.065lnctintt.

(7)

公式(3)、(4)、(5)中△lnxjct、△lncc328、△lnctint分別表示我國新疆、全國及國際棉花現貨價格的一階差分項，ECM1、ECM2分別表示我國新疆和全國棉花價格與國際棉花價格之間的誤差修正項；下標t和t-1分別表示當期和上一期。

短期來看，無論是我國新疆棉花價格還是全國棉花價格均主要受上一期國際棉花價格波動的影響，國際棉花價格每變動1%，引起我國新疆棉花價格變動0.241%；國際棉花價格每變動1%，引起全國棉花價格變動0.3%。國際棉花價格也主要受其自身上一期價格波動的影響，上一期國際棉花價格每變動1%，引起本期國際棉花價格變動0.484%。在3種價格短期波動過程中，上一期國際棉花價格對本期我國新疆棉花價格、國內棉花價格和國際棉花價格具有顯著影響。無論是我國新疆棉花價格還是全國棉花價格的變動，對國際市場棉花價格的變動的短期傳導效應不顯著。我國新疆棉花價格、國內棉花價格和國際棉花價格方程的誤差修正項系數均不顯著，即誤差修正機制對3種棉花價格短期波動不存在顯著影響。表4

表4 棉花價格橫向傳導的格蘭杰因果檢驗Table 4 Granger causality test for the horizontal transmission of cotton prices

2.5 價格傳導路徑

研究表明，我國新疆棉價及全國棉價均受國際棉花價格的單向影響，新疆棉價與全國棉價之間沒有顯著的影響關系。圖2

3 討 論

新疆棉價、全國棉價分別與國際棉價存在長期均衡機制，這印證了王利榮[3-4]、陳玉蘭[6]的研究結論，認為我國對國際棉花市場依賴性強，國際棉價對國內棉價影響甚大，受國際棉價的波動傳導影響，國際棉價波動將引起國內棉價的波動。研究同時發現短期波動方面，誤差修正機制對新疆棉價和全國棉價短期波動調節作用不顯著，新疆及國內棉花價格短期波動主要受上一期國際棉花價格的影響，新疆棉價和全國棉價對國際棉價短期傳導影響不顯著，這與王利榮[3-4]、陳玉蘭[6]的研究結論不一致。但是誤差修正機制對新疆棉價和全國棉價短期波動調節作用不顯著，棉花價格發生短期波動時，主要受上一期國際棉花價格的影響。從空間傳導路徑來看，新疆棉價和全國棉價對國際棉價短期傳導影響不顯著，主要受國際市場棉花價格的單向影響。我國雖然是世界最大棉花消費國，新疆雖然是國際上頗具影響的商品棉生產基地，但是我國對國際市場棉花現貨價格定價權的影響不大。由于新疆棉價與國內外市場棉花價格傳導之間還受到期貨市場、產業鏈等多途徑、多因素的影響，研究主要關注國內外棉花現貨市場在空間上的傳導關系，沒有分析棉花期貨市場及棉花產業鏈各環節價格波動對現貨市場棉花價格的傳導影響，關于我國在國際市場棉花價格定價權的影響分析，還有待深入研究。

4 結 論

4.1我國新疆棉花現貨市場波動與國際棉花現貨市場緊密相關，國際市場棉花現貨價格波動對我國新疆棉花現貨價格波動起主導作用。從長期視角來看，國際棉花價格每變動1%，會引起我國新疆棉花價格變動1.103%；從短期來看，國際棉花價格每變動1%會引起新疆棉花價格變動0.241%。

4.2我國新疆棉花市場被動接受國際市場的價格波動輸出，使我國新疆棉花市場價格變化的影響要素趨于多樣化，我國新疆棉花市場價格變化的可預期性難度加大，不確定性增強，是相關市場轉移價格波動風險的主要輸出市場。

4.3我國新疆棉花現貨市場與全國棉花市場聯系不緊密，兩者之間不存在顯著的協整關系，在傳導路徑上也不存在顯著的因果關系。