羅超平等:糧食價格波動與主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶福利效應(yīng)

——基于主產(chǎn)區(qū)省際面板數(shù)據(jù)的分析

    摘要：根據(jù)補償變量思想，構(gòu)建了主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶福利效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型。在此基礎(chǔ)上，利用1989年-2014年主產(chǎn)區(qū)省際面板數(shù)據(jù)，考察了糧食價格波動對主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶生產(chǎn)福利、消費福利以及總福利變化的影響。結(jié)果表明，主產(chǎn)區(qū)各省的糧食消費價值占生活消費支出的比值(CR)總體呈現(xiàn)遞減趨勢，糧食生產(chǎn)價值占總收入的比值(PR)和糧食生產(chǎn)凈收益率(NBR)存在較大的異質(zhì)性；糧食生產(chǎn)價格變化影響著農(nóng)戶生產(chǎn)福利同方向變化，糧食零售價格變化影響著農(nóng)戶消費福利反方向變化，但變化幅度存在明顯的省際差異；財政支農(nóng)水平的提高和農(nóng)業(yè)稅的取消顯著增加了農(nóng)戶生產(chǎn)福利，并使得農(nóng)戶生產(chǎn)福利變化對糧食生產(chǎn)價格變化更加敏感；糧食價格穩(wěn)定有利于農(nóng)戶福利的增加，但增加的幅度有明顯的省際差異；在不同階段糧食零售價格變化與生產(chǎn)價格變化對總福利變化的主導(dǎo)作用不同；短期總福利和長期總福利大多數(shù)情況下呈同向變動，個別省份的個別年份也存在異向變動的情況。根據(jù)以上結(jié)論，結(jié)合2016年中央一號文件精神，提出了增進(jìn)糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶福利的對策建議。

    關(guān)鍵詞：糧食價格波動，主產(chǎn)區(qū)，短期福利，長期福利

    基金項目：國家社會科學(xué)基金重大項目(15ZDB169)；國家社會科學(xué)基金項目(14XJY026)；教育部人文社會科學(xué)研究項目(13YJC790104和14YJC790162)；中央高校基本科研基金重大培育項目(SWU1509400)。

    一、引言

    2016年中央一號文件提出了推進(jìn)農(nóng)業(yè)供給側(cè)改革的各項方針政策，糧食等重要農(nóng)產(chǎn)品有效供給以及農(nóng)民收入增長等問題仍然是未來農(nóng)業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展亟需解決的重要問題。2016年7月國家糧食安全省長責(zé)任制考核工作組辦公室印發(fā)了《糧食安全省長責(zé)任制考核工作方案》的通知，2016年8月中央財政安排了15億用于支持糧食綠色高產(chǎn)高效創(chuàng)建。糧食安全是農(nóng)業(yè)發(fā)展的第一要務(wù)，農(nóng)業(yè)供給側(cè)改革的重要任務(wù)之一就是要通過綠色高產(chǎn)高效的創(chuàng)建來保障糧食安全。而糧食安全的核心在于糧食主銷區(qū)的安全，糧食主銷區(qū)的安全又依賴于主產(chǎn)區(qū)糧食增產(chǎn)增效和成本的降低。政府要保障糧食安全，重點還在于協(xié)調(diào)產(chǎn)區(qū)和銷區(qū)的利益，在保護(hù)糧食消費者和糧食生產(chǎn)者利益方面進(jìn)行平衡。這種利益平衡，一方面取決于市場機制的完善，即通過完善的糧食市場交易制度，促進(jìn)糧食生產(chǎn)者與糧食消費者資源的最優(yōu)配置；另一方面，來自于政府的保護(hù)，如通過政府補貼和轉(zhuǎn)移支付等方式彌補利益受損者以實現(xiàn)利益平衡。無疑，糧食價格機制是引導(dǎo)糧食生產(chǎn)者與糧食消費者資源優(yōu)化配置的最主要和最有效的手段，糧食價格波動是政府評估利益受益者與利益受損者的重要參考指標(biāo)。基于此，研究主產(chǎn)區(qū)糧食價格波動引致的農(nóng)戶福利效應(yīng)對于揭示糧食價格機制的內(nèi)在矛盾以及評估主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶的利益變化具有重要的理論與現(xiàn)實意義。

    文章以糧食主產(chǎn)區(qū)為研究對象，考量糧食價格對于主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶的福利效應(yīng)，以更全面考察市場和政府行為對主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶糧食生產(chǎn)利益的總體影響，揭示糧食價格與農(nóng)戶糧食生產(chǎn)利益變化的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)其中存在的主要問題，為農(nóng)業(yè)供給側(cè)改革政策創(chuàng)新提供理論支撐與政策參考。全文共分為五個部分，第二部分為文獻(xiàn)綜述，回顧文獻(xiàn)以夯實理論基礎(chǔ)并尋找文章研究的切入點；第三部分構(gòu)建面板數(shù)據(jù)的福利測算模型；第四部分進(jìn)行實證分析；第五部分為結(jié)論與政策建議。

    二、文獻(xiàn)綜述

    糧食價格波動受多種因素影響，如供求關(guān)系、生產(chǎn)成本、期貨投機因素、貨幣因素、國際宏觀經(jīng)濟因素、政府發(fā)展規(guī)劃、財政支農(nóng)政策、生物能源等[1-13]，這些因素既有來自市場方面的也有來自制度方面的。糧食作為一種特殊商品，其價格波動與居民生活福利息息相關(guān)。當(dāng)前，對糧食價格波動中居民福利問題的研究，總的來說包括四個層面，一是從宏觀層面研究糧食價格波動對居民總體福利的影響[14]；二是基于城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民視角，研究糧食價格波動對城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民福利效應(yīng)的差異[15]；三是基于糧食主產(chǎn)區(qū)、主銷區(qū)以及產(chǎn)銷平衡區(qū)視角，研究糧食價格波動福利效應(yīng)的區(qū)域差異[16-17]；四是基于不同收入水平視角，研究糧食價格波動對不同收入水平居民福利效應(yīng)影響差異[18-22]。測算價格波動對福利變動影響的方法主要有補償變量法[23]、等價收入法[24]、非參數(shù)分析法[25-26]、反需求系統(tǒng)[27]、成本函數(shù)法[28]等，其中，補償變量法是較為常用的一種。但是對于補償變量法測算福利時，需要用到的供給彈性和需求彈性的計算，學(xué)者們則根據(jù)不同的研究需要，采用了不同的模型，主要有：QUAIDS模型[29]、AIDS模型[30]、ELES模型[31]、EASI模型[32]等等。

    正是由于研究視角的不同，關(guān)于糧食價格波動與居民生活福利變化的關(guān)系存在多種認(rèn)識。有的學(xué)者根據(jù)“價格-價格螺旋上漲”理論得出糧食零售價格的提高給農(nóng)民帶來的福利不大[33]；也有學(xué)者認(rèn)為糧食價格上漲對農(nóng)民的福利效應(yīng)是下降的[34-35]。石敏俊等(2009)發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民受糧食價格上漲而得到的凈收益減少，而農(nóng)村居民得到的凈收益卻是增加[36]；與之相反，郭勁光(2009)和Hoang L A(2009)認(rèn)為，隨著糧價的波動，農(nóng)村的低收入人口和貧困主體將比城市的相應(yīng)人口遭受的影響程度更深[37-38]。FAO(2008)的一項研究顯示：糧食價格上漲，使得最貧窮的1/5家庭所受的影響最大，其福利狀況不是損失最大就是增益最少[39]。此外，邵飛和陸遷(2010)、張祖慶等(2013)、苗珊珊(2014)等通過對玉米、雞蛋、大米等福利測算發(fā)現(xiàn)，價格上漲改善生產(chǎn)福利同時卻削減了消費福利[40，20，41]。

    糧食價格波動影響居民福利，而糧食價格形成的制度環(huán)境和調(diào)控政策又會影響糧食價格的波動。于是部分學(xué)者就制度環(huán)境或政策對居民福利影響展開了研究。李光泗和鄭毓盛(2014)研究發(fā)現(xiàn)，在不考慮制度成本條件下，糧食價格穩(wěn)定政策能夠?qū)崿F(xiàn)社會福利增加[14]；Ackah C和Appleton S(2007)分析了貿(mào)易和農(nóng)業(yè)政策變革對加納食品價格變化的影響，進(jìn)而分析和測算了價格變化對家庭消費福利的影響[42]。還有學(xué)者對政府農(nóng)業(yè)補貼政策效率和社會福利水平進(jìn)行了深入探討[43-45]，認(rèn)為糧食補貼政策不僅調(diào)動農(nóng)民種糧的積極性，而且對世界農(nóng)產(chǎn)品的價格、貿(mào)易和福利都產(chǎn)生了重要影響[46-48]。

    綜上，現(xiàn)有研究為本文提供了很好的借鑒，構(gòu)建了本文研究的邏輯起點。現(xiàn)有研究通常采用的都是時間序列數(shù)據(jù)，如對糧食主產(chǎn)區(qū)的研究，采用的是經(jīng)過處理后形成的糧食主產(chǎn)區(qū)的總體時間序列數(shù)據(jù)。此類時間序列數(shù)據(jù)的運用一是無法考察區(qū)域內(nèi)部各省福利結(jié)構(gòu)的演變；另一方面將會損失大量信息，可能造成研究結(jié)果的偏差。基于此，本文利用1989年-2014年度糧食主產(chǎn)區(qū)13個省的省際面板數(shù)據(jù)，考察糧食主產(chǎn)區(qū)糧食價格波動對農(nóng)戶福利效應(yīng)變化的影響，揭示主產(chǎn)區(qū)糧食價格波動對不同省份農(nóng)戶福利效應(yīng)變化影響的差異，分析主產(chǎn)區(qū)13個省在糧食價格波動過程中農(nóng)戶福利效應(yīng)的結(jié)構(gòu)演變，期望為農(nóng)業(yè)供給側(cè)改革政策創(chuàng)新提供理論支撐。

    三、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源

    (一)模型構(gòu)建

    當(dāng)前關(guān)于價格波動福利效應(yīng)的測度，主要借鑒Minot N和Goletti F(2000)提出的補償變量的思想來展開研究的[49-53]。由于本文在計算主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶福利效應(yīng)變化時，采用的數(shù)據(jù)樣本是1989年至2014年糧食主產(chǎn)區(qū)13個省的面板數(shù)據(jù)，因此，在Minot N和Goletti F(2000)研究基礎(chǔ)上構(gòu)建了基于面板數(shù)據(jù)的糧食價格變化短期福利效應(yīng)模型和長期福利效應(yīng)模型。

    其中，i代表省域，t代表年份，Δwit1代表i省糧食價格變動的福利效應(yīng)變化的一階近似值，即該省短期福利效應(yīng)。Xi0代表i省的基期收入，ΔPits代表i省糧食生產(chǎn)價格的變化，ΔPitc代表i省糧食零售價格的變化，Pi0s代表i省基期糧食生產(chǎn)價格，Pi0c代表i省基期糧食零售價格。PRit為i省糧食生產(chǎn)價值占總收入的比值，CRi0為i省糧食消費價值占生活消費支出的比值。

    其中，Δwit2代表i省糧食價格變動的福利效應(yīng)變化的二階近似值，即該省的長期福利效應(yīng)。ξits為i省糧食供給彈性，ξith為i省糧食希克斯需求彈性，計算公式為：ξith=Eit+CRit·ηit，其中Eit為省域糧食需求價格彈性，ηit為省域糧食需求收入彈性。

    (二)數(shù)據(jù)來源

    本文依據(jù)《國家糧食安全中長期規(guī)劃綱(2008—2020年)》對中國糧食生產(chǎn)主產(chǎn)區(qū)的劃分標(biāo)準(zhǔn)，選擇河南、湖南、內(nèi)蒙古、河北、四川、吉林、遼寧、江西、安徽、湖北、山東、江蘇、黑龍江等13個省份作為研究對象。數(shù)據(jù)主要來源于1988年至2015年《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計年鑒》、《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》及各省的《統(tǒng)計年鑒》和《農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》等。同時，利用農(nóng)村CPI對相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了平減，以消除通貨膨脹的影響。本文使用Eviews7.0進(jìn)行計量分析。

    四、實證分析

    (一)面板數(shù)據(jù)單位根檢驗和協(xié)整檢驗

    本文主要采用1989年至2014年13個糧食主產(chǎn)區(qū)省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析。為了避免偽回歸，確保估計結(jié)果的有效性，首先必須對面板序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。本文采用常用的面板單位根檢驗方法，即同質(zhì)單位根檢驗LLC(Levin-Lin-Chu)、Breitung和異質(zhì)單位根檢驗IPS、ADF-Fisher、PP-Fisher。檢驗結(jié)果表明，供給函數(shù)中只有LNAREA是一階單整的，其余變量均是零階單整的。需求函數(shù)的各變量原序列本身即是平穩(wěn)的。在對所選變量進(jìn)行數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗的基礎(chǔ)上，運用Fisher方法對主產(chǎn)區(qū)各個省份糧食供給和需求影響因素模型的變量做協(xié)整檢驗(見表1)，進(jìn)而估計得出主產(chǎn)區(qū)糧食供給彈性、需求價格彈性和收入彈性，并在此基礎(chǔ)上計算主產(chǎn)區(qū)各個省份的糧食希克斯需求彈性，以最終求得主產(chǎn)區(qū)各個省份糧食價格波動的短期福利效應(yīng)和長期福利效應(yīng)。

    表1  糧食主產(chǎn)區(qū)省際面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗結(jié)果

    (二)彈性估計

    1.供給彈性

    (1)面板數(shù)據(jù)模型及設(shè)定檢驗

    本文對主產(chǎn)區(qū)糧食價格供給彈性的估計采用經(jīng)濟學(xué)中的經(jīng)典模型“柯布-道格拉斯(C-D)生產(chǎn)函數(shù)模型”，對數(shù)形式的C-D函數(shù)不僅可以做到變量的無量綱化，減少異方差，而且變量的系數(shù)也正好是供給的價格彈性。同時，考慮到財政支農(nóng)資金對于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)及與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)聯(lián)系較為的部門和行業(yè)有重要的支持和影響，糧食主產(chǎn)區(qū)財政支農(nóng)資金主要用于主產(chǎn)區(qū)農(nóng)民的糧食直補、農(nóng)資綜合補貼、良種補貼和農(nóng)機具購置補貼以及糧食生產(chǎn)條件的改善，糧食主產(chǎn)區(qū)財政支農(nóng)資金的投入和使用對于主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶生產(chǎn)積極性的提高、收入的增加都具有直接的作用，這里將財政支農(nóng)資金納為內(nèi)生變量，以更全面和準(zhǔn)確考察糧食產(chǎn)量與主要變量的關(guān)系；考慮到糧食價格影響的滯后效應(yīng)，糧食價格變量用上年糧食價格來反映。具體的模型形式如下：

    LNQit=α0+α1LNAREAit+α2LNFERit+α3LNDISit+α4LNFit+α5LNPSit+μit    (3)

    其中，i代表主產(chǎn)區(qū)各個省份，t代表年份，Qit代表主產(chǎn)區(qū)糧食產(chǎn)量，AREAit代表主產(chǎn)區(qū)糧食播種面積，F(xiàn)ERit代表主產(chǎn)區(qū)化肥施用量，DISit代表成災(zāi)面積，F(xiàn)it代表農(nóng)村CPI平減后的財政支農(nóng)，PSit代表主產(chǎn)區(qū)各省份上年糧食生產(chǎn)價格，α0為常數(shù)項，α1、α2…、α5為相應(yīng)的變量系數(shù)，μit為殘差項。

    在進(jìn)行彈性估計之前，首先要判斷模型設(shè)定的具體形式，F(xiàn)統(tǒng)計量檢驗和Random Effects-Hansman檢驗結(jié)果如下：

    F1=157.6634，F(xiàn)2=922.6066

    (N=13，T=26，K=5)

    查F分布，在給定1%的顯著性水平下，得到相應(yīng)的臨界值：

    F1(60,260)=1.5580，F(xiàn)2(72,260)=1.5165，由于計算的F2=922.6066明顯大于1%顯著性水平下的臨界值1.5165，故拒絕接受H2，不能選擇混合效應(yīng)模型，因此需要用F1檢驗假設(shè)H1。由F1=157.6634也明顯大于1%顯著性水平下相應(yīng)的臨界值1.5580，故拒絕接受H1，選擇變系數(shù)模型。Hausman檢驗結(jié)果表明，隨機效應(yīng)檢驗的P值為0.0055，Chi-sq.統(tǒng)計量為16.515874，說明拒絕選擇隨機效應(yīng)模型，應(yīng)選擇個體固定效應(yīng)模型更適合。

    (2)財政支農(nóng)資金對主產(chǎn)區(qū)各省份糧食供給量影響的區(qū)域差異

根據(jù)以上面板數(shù)據(jù)模型設(shè)定的檢驗結(jié)果，為了更好地考察財政支農(nóng)資金變量對主產(chǎn)區(qū)各省份糧食供給量影響的區(qū)域差異，選取了變量“財政支農(nóng)”的截面變系數(shù)固定效應(yīng)模型，估計結(jié)果如下：

    LNQit=-1.6446+αi+0.9639LNAREAit+0.2472LNFERit-0.0451LNDISit+βitLNFit+0.0520LNPSit    (4)

                  (3.9376)***    (22.3834)***     (-8.4419)***    (2.5261)***

R2=0.9848，

，F(xiàn)=688.3651，D-Wstat=1.5370

    從模擬結(jié)果來看，調(diào)整的R2值為0.9834，統(tǒng)計量F值為688.3651，其概率P值為0.0000，回歸方程擬合程度很好，***、**、*分別代表相關(guān)變量在1%、5%、10%的水平上顯著。解釋變量財政支農(nóng)的估計結(jié)果(見表2)顯示，河南、內(nèi)蒙古、河北、江西、山東的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，而四川的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，遼寧和黑龍江的回歸系數(shù)分別在5%和10%水平上顯著為正，說明財政支農(nóng)對河南、內(nèi)蒙古、河北、江西、山東、遼寧這些省份的糧食供給量增加有促進(jìn)作用，其中對內(nèi)蒙古和河北的促進(jìn)作用最大，對江西的促進(jìn)作用最小；財政支農(nóng)對四川糧食供給量增加有抑制作用。另外還有部分省份的回歸系數(shù)不顯著，這在一定程度上表明財政支農(nóng)對這些省份的糧食供給量增加并沒有預(yù)期的促進(jìn)效應(yīng)。但總的說來，“財政支農(nóng)”對糧食供給量具有重要影響，進(jìn)而對糧食價格和由糧食價格波動引致的農(nóng)戶福利具有重要影響。從估計結(jié)果來看，“財政支農(nóng)”對糧食供給量的影響，其作用大小與受災(zāi)面積、糧食價格基本相當(dāng)。

表2  “財政支農(nóng)”的截面系數(shù)省際差異

注：^***、^**、^*分別表示在1%、5%、10%顯著水平上顯著。

(3)解釋變量對主產(chǎn)區(qū)糧食供給量的總體影響

考慮到主產(chǎn)區(qū)各個省份的自然資源、制度環(huán)境及作物品種等方面存在較大差異，為了校正這種異質(zhì)性帶來的估計偏差，這里進(jìn)一步采用固定效應(yīng)面板模型來估算各解釋變量對主產(chǎn)區(qū)糧食供給量的總體影響，進(jìn)而得到主產(chǎn)區(qū)糧食供給價格彈性。經(jīng)估計，糧食主產(chǎn)區(qū)供給函數(shù)方程如下：

LNQ_it=-2.7529+α_i+1.0620LNAREA_it+0.2935LNFER_it-0.0399LNDIS_it+0.0068LNF_it+0.0470LNPS_it    (5)

             (30.4463)^***    (15.9941)^***    (-6.6856)^***    (1.9839)^***    (1.7971)^***

R²=0.9742，

，F=711.9518，D-Wstat=1.1410

從模擬結(jié)果來看，回歸方程擬合程度很好，調(diào)整的R²值為0.9729，統(tǒng)計量F值為711.9518，其概率P值為0.0000，說明存在地區(qū)固定效應(yīng)。^***、^**、^*分別代表相關(guān)變量在1%、5%、10%的水平上顯著。從模型中解釋變量回歸系數(shù)來看，主產(chǎn)區(qū)糧食播種面積是糧食產(chǎn)量增加的關(guān)鍵影響因素，化肥施用量的積極影響也非常顯著，即主產(chǎn)區(qū)每增加1單位化肥施用量就會帶來0.2935單位糧食產(chǎn)量的增加。同時，主產(chǎn)區(qū)糧食供給還受到上一期糧食生產(chǎn)價格的影響，也就是說糧食的供給量存在糧食生產(chǎn)價格的時期滯后效應(yīng)。糧食的價格彈性為0.0470，意味著糧食生產(chǎn)價格每上升10%，糧食產(chǎn)量就相應(yīng)增加0.47%。消除省際異質(zhì)性的“財政支農(nóng)”系數(shù)較式(4)更小，但財政支農(nóng)資金每上升10%，糧食產(chǎn)量仍然會相應(yīng)增加0.07%。

2.需求彈性和收入彈性

本文主要采用修正的廣義最小二乘法對主產(chǎn)區(qū)糧食價格需求彈性和收入彈性進(jìn)行估計，根據(jù)需求函數(shù)的基本定義，構(gòu)建糧食需求函數(shù)模型如下：

LND_it=γ₀+γ₁LNGNI_it+γ₂LNPC_it+γ₃LNPP_it+ε_it    (6)

其中，i代表主產(chǎn)區(qū)各個省份，t代表年份，D_it代表主產(chǎn)區(qū)農(nóng)村居民家庭人均糧食消費量，GNI_it代表農(nóng)村CPI平減后的農(nóng)村居民人均純收入，PC_it代表糧食零售價格，PP_it代表糧食收購價格，γ₀為常數(shù)項，γ₁、γ₂、γ₃為相應(yīng)的變量系數(shù)，ε_it為殘差項。

在進(jìn)行需求彈性估計之前，仍要先判斷模型設(shè)定的具體形式。通過F統(tǒng)計量檢驗：F₂=9.1655(N=13，T=26，K=3)，查F分布，在給定1%的顯著性水平下，得到相應(yīng)的臨界值：F₂(48,286)=1.6090。很明顯，F₂的值大于1%顯著性水平下的臨界值1.6090，故拒絕原假設(shè)，不能選擇混合效應(yīng)模型，因此需要用F₁檢驗假設(shè)H₁。由F₁=7.8232也大于1%顯著性水平下相應(yīng)的臨界值1.6985，故拒絕接受H₁，選擇變系數(shù)模型。根據(jù)Random Effects-Hansman檢驗：P值為0.0034，Chi-sq.統(tǒng)計量為13.6505，說明拒絕選擇隨機效應(yīng)模型，選擇個體固定效應(yīng)更適合。

考慮到主產(chǎn)區(qū)各個省份的收入、偏好及消費水平等存在的差異，為了校正這種異質(zhì)性帶來的估計偏差，這里也采用固定效應(yīng)面板模型來對糧食價格需求函數(shù)進(jìn)行估計。估計方程如下：

LND_it=6.6840+φ_i-0.2070LNGNI_it-0.0855LNPC_it-0.0464LNPP_it    (7)

               (-28.8218)^***    (-2.7569)^***    (-1.9752)^**

R²=0.9412，

，F=343.9026，D-Wstat=1.6922

從模擬結(jié)果來看，回歸方程擬合程度很好。調(diào)整的R²值為0.9385，統(tǒng)計量F值為343.9026，其概率P值為0.0000，^***、^**、^*分別代表相關(guān)變量在1%、5%、10%的水平上顯著。從模型解釋變量回歸系數(shù)來看，主產(chǎn)區(qū)糧食的收入彈性為-0.2070，意味著農(nóng)戶的收入每上升10%，農(nóng)戶對糧食的需求量下降2.070%。原因可能是隨著農(nóng)戶收入的增加，農(nóng)戶對除了糧食以外的其他食品的消費增加致使對糧食消費量的下降。糧食的需求價格彈性為-0.0855，一方面說明糧食需求缺乏彈性，另一方面，說明糧食的零售價格每上升10%，人們對糧食的需求量下降0.855%。

(三)價格變動的福利測算

1.凈收益率的測算

利用主產(chǎn)區(qū)各省人均糧食消費量(千克/人)、糧食零售價格(元/公斤)、農(nóng)村居民人均消費支出(元/人)等數(shù)據(jù)，計算得出各省CR值(圖1)。由于數(shù)據(jù)的可獲得性，利用農(nóng)村居民糧食生產(chǎn)產(chǎn)值(億元)、農(nóng)村居民人均純收入(元/人)及每年度按農(nóng)業(yè)分的年末總?cè)丝?億人)等數(shù)據(jù)，計算得出各省PR值(圖2)，進(jìn)而得到各省糧食凈收益值NBR(圖3)。

根據(jù)CR、PR以及NBR計算的結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)：

第一，主產(chǎn)區(qū)各省CR值總體呈現(xiàn)遞減趨勢。1999年CR值出現(xiàn)了拐點，盡管在1999年以前各省CR值呈遞增狀態(tài)，但之后呈遞減趨勢。大多數(shù)省份2014年CR值約為1989年CR值的1/3。一方面是1999年以后農(nóng)戶收入迅速增加，使得用于糧食方面的消費支出隨著收入基數(shù)的逐漸增大而減少。另一方面，由于經(jīng)濟的快速發(fā)展和物質(zhì)生活水平的不斷提高，農(nóng)戶消費也變得更加多元化，糧食消費被其他多樣化的消費品所替代，使得糧食消費占總消費的比重總體上呈現(xiàn)遞減趨勢。

第二，主產(chǎn)區(qū)各省PR值存在較大的異質(zhì)性。從1997年以后，盡管主產(chǎn)區(qū)各省PR值普遍表現(xiàn)出遞減趨勢，但黑龍江在2003年出現(xiàn)較低點后，呈逐年上升趨勢，2014年比1989年上升了近20個百分點；同時，吉林、內(nèi)蒙古、遼寧的PR值明顯高于其他省份；并且遼寧的PR值從1989年至2014年沒有太大的波動，略有增長。對大多數(shù)省份而言，糧食生產(chǎn)所得的收入在農(nóng)戶總收入中所占的比重逐漸降低，表明糧食生產(chǎn)收入不再是這些省份農(nóng)戶收入的最重要來源。

第三，主產(chǎn)區(qū)各省糧食生產(chǎn)凈收益率NBR存在較大的異質(zhì)性。除四川個別年份之外，各個地區(qū)的糧食生產(chǎn)凈收益率一直為正數(shù)，即NBR＞0，說明主產(chǎn)區(qū)各個省份一直作為凈出售者參與到糧食生產(chǎn)消費活動中。河南、湖南、湖北、江西、安徽、湖北、山東、江蘇等省份的NBR值總體上呈下降的趨勢，說明這些省份農(nóng)戶種糧的收益逐漸下降；內(nèi)蒙古、四川、吉林、遼寧、黑龍江等省份的NBR值則總體上呈現(xiàn)上升的趨勢，說明這些省份農(nóng)戶種糧的收益不斷增加。

    2.短期福利、長期福利的測算和分析

   在對主產(chǎn)區(qū)各省糧食凈收益率分析的基礎(chǔ)上，將PR值和CR值分別代入短期福利模型方程(式1)，以1988年為基準(zhǔn)年，測算1989年-2014年主產(chǎn)區(qū)各省糧食價格變化給農(nóng)戶帶來的短期福利變化情況。前文在分析解釋變量對主產(chǎn)區(qū)糧食供給量的總體影響時，采用固定效應(yīng)面板模型進(jìn)行估計，各解釋變量都較好通過了顯著性檢驗。由此，文章選用估計式(5)中得到的糧食供給彈性(0.0470)替代各省糧食供給的自價格彈性εs。選用估計式(7)中得到的糧食需求價格彈性(0.0855)和糧食需求收入彈性(0.2070)替代各省糧食需求價格彈性和糧食需求收入彈性，代入公式：εith=E+CRit·η，(i表示省份，t表示時間，εith表示糧食的希克斯需求彈性，E為糧食需求價格彈性，η為糧食需求收入彈性)，計算得到各省糧食希克斯需求彈性。將各省糧食希克斯需求彈性和糧食供給的自價格彈性εs(0.0470)，代入長期福利效應(yīng)模型方程(2)，便測算出了1989年-2014年主產(chǎn)區(qū)各省糧食價格變化給農(nóng)戶帶來的長期福利變化情況。

根據(jù)測算得到的農(nóng)戶生產(chǎn)福利、消費福利以及總福利變化趨勢分析，可以得到以下結(jié)論：

   (1)糧食生產(chǎn)價格變化影響著農(nóng)戶生產(chǎn)福利同方向變化，但變化幅度存在明顯的省際差異。如圖4和圖5所示，當(dāng)糧食生產(chǎn)價格上漲時，農(nóng)戶的生產(chǎn)福利就增加；當(dāng)糧食價格下降時，農(nóng)戶的生產(chǎn)福利則下降。如2003年-2005年期間，伴隨著糧食生產(chǎn)價格上漲與下降，引致了農(nóng)戶生產(chǎn)福利的增加和減少。2003年-2004年間，由于國有糧食企業(yè)改革、糧食收購主體驟增、突如其來的非典疫情及糧食生產(chǎn)物質(zhì)基礎(chǔ)下降等因素的影響，致使糧食生產(chǎn)價格急劇上升，使得農(nóng)戶短期生產(chǎn)福利和長期生產(chǎn)福利都迅猛增加。2004年國家為穩(wěn)定糧食價格，開始實施糧食最低收購價政策等糧食宏觀調(diào)控措施，糧食生產(chǎn)價格由2004年的高位急劇下降至2005年的低位，此時的糧食生產(chǎn)價格基本與2003年持平；在糧食生產(chǎn)價格的作用下，2004年-2005年期間農(nóng)戶的短期生產(chǎn)福利和長期生產(chǎn)福利也急劇減少，有69%的省份農(nóng)戶的生產(chǎn)福利變?yōu)樨?fù)值。此外，主產(chǎn)區(qū)各省份農(nóng)戶生產(chǎn)福利變化受糧食生產(chǎn)價格波動的影響存在明顯的差異。如河南省糧食生產(chǎn)價格2004年較2003年上升了23.80%，由此引致的農(nóng)戶短期生產(chǎn)福利增加了136.82%，長期生產(chǎn)福利增加了137.98%；而江西省糧食生產(chǎn)價格2004年較2003年上升了26.20%，由此引致的農(nóng)戶短期生產(chǎn)福利僅增加了59.35%，長期生產(chǎn)福利僅增加了59.79%。河南糧食生產(chǎn)價格2005年較2004年下降34.60%，由此引致的農(nóng)戶短期生產(chǎn)福利減少了184.26%，長期生產(chǎn)福利減少了185.46%；江西省糧食生產(chǎn)價格2005年較2004年下降34.40%，由此引致的農(nóng)戶短期生產(chǎn)福利減少了74.96%，長期生產(chǎn)福利減少了75.39%。

    (2)財政支農(nóng)水平的提高和農(nóng)業(yè)稅的取消顯著增加了農(nóng)戶生產(chǎn)福利，并使得農(nóng)戶生產(chǎn)福利變化對糧食生產(chǎn)價格變化更加敏感(如圖6和圖7)。2003年黨中央提出了“統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展”的方略，把“三農(nóng)”問題作為全黨工作的重中之重，財政支農(nóng)政策開始實現(xiàn)了戰(zhàn)略性的轉(zhuǎn)變。在2003年之前，財政支農(nóng)水平較低且上升緩慢，部分省份如四川省和湖北省在2004年至2006年期間還出現(xiàn)了階段性下降過程；絕大部分省份在2004年之后，財政支農(nóng)水平都得到了迅速提升，特別是2006年以來，基本呈直線上升的態(tài)勢。而農(nóng)戶生產(chǎn)福利，在2004年之前隨著糧食生產(chǎn)價格的波動而呈現(xiàn)出不規(guī)則的正負(fù)交替現(xiàn)象；2004年之后，盡管糧食生產(chǎn)價格波動引致了農(nóng)戶生產(chǎn)福利的同向變動，但農(nóng)戶生產(chǎn)福利始終保持著較高的正向水平。同時，自2003年以來，農(nóng)戶生產(chǎn)福利變化對糧食生產(chǎn)價格變化的反應(yīng)更加敏感。如黑龍江1989年-1994年糧食生產(chǎn)價格最大變化率為13.30%，對應(yīng)的短期生產(chǎn)福利和長期生產(chǎn)福利變化率分別為16.22%和16.25%，此期間糧食生產(chǎn)價格平均變化率為9.10%，農(nóng)戶短期生產(chǎn)福利和長期生產(chǎn)福利平均變化率分別是9.60%和9.63%；2009年-2014年糧食生產(chǎn)價格最大變化率為10.6%，對應(yīng)的短期生產(chǎn)福利和長期生產(chǎn)福利變化率分別為72.90%和73.43%，此期間糧食生產(chǎn)價格平均變化率為4.4%，農(nóng)戶短期生產(chǎn)福利和長期生產(chǎn)福利平均變化率分別是48.67%和48.91%。從以上情況分析，近年來，農(nóng)戶生產(chǎn)福利顯著增加，其原因不僅僅是財政支農(nóng)水平顯著提高引致的，還包括全面取消農(nóng)業(yè)稅、提高糧食最低收購價等糧食生產(chǎn)宏觀制度環(huán)境的改善。

(3)糧食零售價格變化影響著農(nóng)戶消費福利反方向變化，但變化幅度存在明顯的省際差異。如圖8和圖9所示，當(dāng)糧食零售價格上漲時，農(nóng)戶消費福利損失更為嚴(yán)重；當(dāng)糧食零售價格下降時，農(nóng)戶消費福利損失減少。以1993年-1997年為例，1993-1994年由于政府設(shè)定糧食保護(hù)價等措施，糧食零售價格迅速上升，使得農(nóng)戶短期消費福利和長期消費福利損失更多，即負(fù)向絕對值更大；而之后由于國家采取一系列措施平抑糧價，1994年-1997年糧食零售價格又急速下降，此時農(nóng)戶的短期消費福利和長期消費福利損失減少，尤其是1997年主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶的消費福利都由1996年的負(fù)值變?yōu)榱苏担砻髁闶蹆r格的連續(xù)下降明顯增加了農(nóng)戶的消費福利。同時，主產(chǎn)區(qū)各省農(nóng)戶消費福利變化受糧食零售價格波動的影響存在較大的差異。如山東省糧食零售價格1994年較1993年上升29.00%，對應(yīng)的農(nóng)戶短期消費福利較1993年多損失22.65%，長期生產(chǎn)福利較1993年多損失39.46%；內(nèi)蒙古自治區(qū)糧食零售價格1994年較1993年上升16.5%，對應(yīng)的農(nóng)戶短期消費福利較1993年多損失3.48%，長期消費福利較1993年多損失7.00%。而在1994-1997年期間，山東糧食零售價格平均下降18.10%，對應(yīng)的農(nóng)戶短期消費福利平均增加16.49%，長期消費福利平均增加22.48%；內(nèi)蒙古自治區(qū)糧食零售價格平均下降16.37%，對應(yīng)的農(nóng)戶短期消費福利平均僅增加3.55%，長期消費福利平均僅增加5.29%。

(4)糧食價格穩(wěn)定有利于農(nóng)戶福利的增加，但增加的幅度有明顯的省際差異(如圖10圖11所示)。近年來，主產(chǎn)區(qū)糧食生產(chǎn)價格和零售價格變化趨勢基本一致，且較平穩(wěn)，農(nóng)戶短期總福利和長期總福利較1989年-2006年整體增加，也相對較平穩(wěn)。其中黑龍江省農(nóng)戶福利增加尤為明顯，其次為遼寧、吉林等省份，相對來說，河北、湖南、江西等省份農(nóng)戶福利增加幅度較小。如黑龍江省農(nóng)戶短期總福利和長期總福利在2011年分別高達(dá)154.25億元和154.13億元，而河北省農(nóng)戶短期總福利和長期總福利在2006年以來最大值分別為30.79億元和27.09億元。農(nóng)戶福利變化省際差異明顯，這和各省的自然環(huán)境、區(qū)域優(yōu)勢、政策等因素有著密切的關(guān)系。

    (5)在不同階段糧食零售價格變化與生產(chǎn)價格變化對總福利變化的主導(dǎo)作用不同(如圖12和圖13所示)。主要表現(xiàn)在2003年以前，糧食零售價格變化引起農(nóng)戶消費福利的減少普遍大于糧食生產(chǎn)價格變化引起的農(nóng)戶生產(chǎn)福利的增加，這一時期農(nóng)戶總福利經(jīng)常表現(xiàn)為損失，消費福利在總福利變化中整體上處于主導(dǎo)地位。2003年以后，糧食生產(chǎn)價格變化引起農(nóng)戶生產(chǎn)福利的增加普遍大于糧食零售價格變化引起的農(nóng)戶消費福利的減少，這一時期農(nóng)戶總福利基本保持在正方向變動，生產(chǎn)福利又在總福利變化中處于主導(dǎo)地位。個別省份的這一分界點是在2007年，如吉林省和江蘇省。

(6)短期總福利和長期總福利大多數(shù)情況下呈同向變動，個別省份的個別年份也存在異向變動的情況(如圖14和圖15所示)。如安徽省在1993年農(nóng)戶短期總福利為2.54億元，長期總福利為-6.25億元；河南在1992年和1994年農(nóng)戶短期總福利分別為3.28億元和20.35億元，長期總福利分別為-3.00億元和-8.65億元。湖南、湖北等省份也存在類似的情況。這些省份出現(xiàn)這種類似的異向變動的情況，多數(shù)集中在1992年—1995年之間，且都是短期總福利為正值，而長期總福利為負(fù)值。這一時期有一個共同的特征，就是糧食零售價格遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于生產(chǎn)價格，并且價格呈逐年上漲態(tài)勢。從宏觀背景來看，1992年-1994年是中國經(jīng)濟發(fā)展最快的幾年，GDP增長率分別是14.20%、14.00%、13.10%、10.90%，CPI分別為6.4%、14.7%、24.1%、17.1%。受宏觀經(jīng)濟的影響，糧食零售價格增長的速度遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于生產(chǎn)價格的增長速度，說明糧食生產(chǎn)價格受到了抑制，而零售價格增加的最大受益者并不是糧農(nóng)，往往是中間商。因此，從短期來看，農(nóng)戶的福利隨著糧食價格的上漲而略有受益；而長期來看，因為糧農(nóng)從事糧食生產(chǎn)的真實價值并沒有得到充分的反映，糧食生產(chǎn)價格的上漲多是受到通貨膨脹的影響，糧食零售價格越是大于生產(chǎn)價格，農(nóng)戶的長期福利越是表現(xiàn)為更大的損失。

    五、結(jié)論與政策建議

   基于1989年—2014年主產(chǎn)區(qū)13個省的省際面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建了主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶福利效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型，考察了糧食價格波動對主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶生產(chǎn)福利、消費福利以及總福利變化的影響。結(jié)果表明，主產(chǎn)區(qū)各省CR值總體呈現(xiàn)遞減趨勢，PR值和糧食生產(chǎn)凈收益率NBR存在較大的異質(zhì)性；糧食生產(chǎn)價格變化影響著農(nóng)戶生產(chǎn)福利同方向變化，糧食零售價格變化影響著農(nóng)戶消費福利反方向變化，但變化幅度存在明顯的省際差異；財政支農(nóng)水平提高和農(nóng)業(yè)稅取消顯著增加了農(nóng)戶生產(chǎn)福利，并使得農(nóng)戶生產(chǎn)福利變化對糧食生產(chǎn)價格變化更加敏感；糧食價格穩(wěn)定有利于農(nóng)戶福利的增加，但增加的幅度有明顯的省際差異；在不同階段糧食零售價格變化與生產(chǎn)價格變化對總福利變化的主導(dǎo)作用不同；短期總福利和長期總福利大多數(shù)情況下呈同向變動，個別省份的個別年份也存在異向變動的情況。

   根據(jù)以上結(jié)論的政策含義，結(jié)合2016年中央一號文件精神中關(guān)于農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的具體辦法，提出以下對策建議：

   1.完善糧食供給結(jié)構(gòu)性調(diào)整優(yōu)化機制，保障糧食生產(chǎn)凈收益率的穩(wěn)步提升。當(dāng)前“糧食產(chǎn)量、庫存和進(jìn)口”三量齊增，糧食總供求失衡，導(dǎo)致主產(chǎn)區(qū)部分省市糧食生產(chǎn)收益率很低。要提升糧食生產(chǎn)的整體收益率，就要根據(jù)當(dāng)前人民對糧食的需求，加快糧食生產(chǎn)結(jié)構(gòu)調(diào)整和區(qū)域的重新布局，建設(shè)不同品種糧食生產(chǎn)核心區(qū)。如玉米生產(chǎn)總量較多，應(yīng)適當(dāng)調(diào)減種植面積；大豆進(jìn)口量大，應(yīng)適當(dāng)增加大豆種植面積，開發(fā)新品種，提高在豆生產(chǎn)效益等等。通過糧食生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和區(qū)域布局的調(diào)整，改善糧食總供求的結(jié)構(gòu)性矛盾，提高糧食質(zhì)量和產(chǎn)量，提升糧食生產(chǎn)的比較效益，促進(jìn)主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶福利的提高。問題是當(dāng)前糧食供給結(jié)構(gòu)性調(diào)整的行政色彩偏重，而市場則很難發(fā)揮有效的作用，糧食供給結(jié)構(gòu)性調(diào)整往往較市場變化嚴(yán)重滯后，使得糧食生產(chǎn)凈收益率持續(xù)較低。因此，建議強化和完善市場對糧食供給結(jié)構(gòu)性調(diào)整的優(yōu)化機制，通過農(nóng)業(yè)大數(shù)據(jù)的管理與完善，對糧食種植區(qū)域和行為進(jìn)行及時影響和調(diào)控。

   2.精準(zhǔn)設(shè)計主產(chǎn)區(qū)糧農(nóng)配套保障政策，增加主產(chǎn)區(qū)糧農(nóng)種糧收入在總收入的比重。糧農(nóng)是糧食生產(chǎn)的主體，糧農(nóng)種糧收入在總收入的比重關(guān)系到糧農(nóng)種糧的積極性。由于糧食是一種特殊的商品，它不可能像其它商品一樣由市場供求關(guān)系來決定其價格趨勢，這就需要國家通過轉(zhuǎn)移支付來保障主產(chǎn)區(qū)糧農(nóng)產(chǎn)糧的核心利益。目前，國家主要采取了糧食保護(hù)價以及各種補貼等政策來保障糧農(nóng)的基本利益。為了適應(yīng)現(xiàn)代糧農(nóng)經(jīng)濟文化生活的需要，應(yīng)在種糧核心區(qū)建設(shè)以及新型職業(yè)農(nóng)民培育的基礎(chǔ)上，強化補貼的精準(zhǔn)性、指向性，完善并提高糧農(nóng)醫(yī)療、養(yǎng)老、教育等社會保障水平，切實讓糧農(nóng)安心種糧，讓種糧收入能支撐糧農(nóng)幸福體面的生活。

   3.進(jìn)一步加強農(nóng)業(yè)制度環(huán)境建設(shè)，提升糧農(nóng)總福利。農(nóng)業(yè)制度環(huán)境的改善，促進(jìn)了農(nóng)業(yè)資源配置效率的優(yōu)化，顯著促進(jìn)了糧農(nóng)的生產(chǎn)福利，進(jìn)而提升了糧農(nóng)總福利。農(nóng)業(yè)制度環(huán)境的改善，除了加強財政支農(nóng)力度、減免農(nóng)業(yè)稅、完善農(nóng)業(yè)補貼政策和農(nóng)民社會保障體系以外，還要建立農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與維護(hù)的長效機制、培育完善的農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)體系、改善農(nóng)產(chǎn)品市場交易機制、建立和完善涉農(nóng)資金整合平臺、建立和完善農(nóng)業(yè)保險制度、建立和完善農(nóng)業(yè)融資制度等等，全面優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營制度環(huán)境，促進(jìn)農(nóng)業(yè)相關(guān)資源要素自由流動，合理配置。

   4.建立差異化的農(nóng)業(yè)政策，提升政策支持糧食生產(chǎn)的精準(zhǔn)度。實證結(jié)果顯示，糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶的生產(chǎn)福利、消費福利等都存在顯著的省際差異，制度環(huán)境對各省農(nóng)戶福利的作用也不盡相同。說明糧食主產(chǎn)區(qū)各省自然資源稟賦、區(qū)位條件、糧食生產(chǎn)結(jié)構(gòu)、農(nóng)戶種植技術(shù)、農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)水平、市場資源配置能力等方面都存在顯著的差異，按片區(qū)因地制宜，制定差異化的農(nóng)業(yè)政策，提升政策的精準(zhǔn)度，有利強化農(nóng)業(yè)政策的整體效應(yīng)。

   5.研發(fā)和推廣高新技術(shù)，擴展糧食生產(chǎn)的有限理性。糧食價格的穩(wěn)定，有利于糧農(nóng)生產(chǎn)積極性提高，能顯著增加糧食生產(chǎn)的福利。糧食生產(chǎn)因其自身脆弱性和眾多小規(guī)模生產(chǎn)主體的存在，使得糧食生產(chǎn)面臨著較大的生產(chǎn)風(fēng)險和市場風(fēng)險。同時，糧食生產(chǎn)技術(shù)和手段的落后，又導(dǎo)致了糧食生產(chǎn)成本不斷上升。因此，需要從生產(chǎn)和市場兩方面減少糧食生產(chǎn)與銷售的雙重風(fēng)險，一方面可以研發(fā)新品種和新的種植技術(shù)，增加糧食產(chǎn)量與品質(zhì)，降低生產(chǎn)風(fēng)險；另一方面通過運用計算機技術(shù)與電子通訊技術(shù)，全面建立糧食生產(chǎn)與銷售情報信息系統(tǒng)，使得每一個種糧農(nóng)戶能合理調(diào)節(jié)種植行為，預(yù)期未來風(fēng)險，擴展有限理性，穩(wěn)定糧食供求關(guān)系，調(diào)整供求結(jié)構(gòu)。

作者： 西南大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院 羅超平 牛可 張梓榆 重慶大學(xué)經(jīng)濟與工商管理學(xué)院 但斌 

中國鄉(xiāng)村發(fā)現(xiàn)網(wǎng)轉(zhuǎn)自： 《中國軟科學(xué)》2017年第2期

(掃一掃，更多精彩內(nèi)容！)