——基于主產區(qū)省際面板數據的分析

    摘要：根據補償變量思想，構建了主產區(qū)農戶福利效應面板數據模型。在此基礎上，利用1989年-2014年主產區(qū)省際面板數據，考察了糧食價格波動對主產區(qū)農戶生產福利、消費福利以及總福利變化的影響。結果表明，主產區(qū)各省的糧食消費價值占生活消費支出的比值(CR)總體呈現遞減趨勢，糧食生產價值占總收入的比值(PR)和糧食生產凈收益率(NBR)存在較大的異質性；糧食生產價格變化影響著農戶生產福利同方向變化，糧食零售價格變化影響著農戶消費福利反方向變化，但變化幅度存在明顯的省際差異；財政支農水平的提高和農業(yè)稅的取消顯著增加了農戶生產福利，并使得農戶生產福利變化對糧食生產價格變化更加敏感；糧食價格穩(wěn)定有利于農戶福利的增加，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價格變化對總福利變化的主導作用不同；短期總福利和長期總福利大多數情況下呈同向變動，個別省份的個別年份也存在異向變動的情況。根據以上結論，結合2016年中央一號文件精神，提出了增進糧食主產區(qū)農戶福利的對策建議。

    關鍵詞：糧食價格波動，主產區(qū)，短期福利，長期福利

    基金項目：國家社會科學基金重大項目(15ZDB169)；國家社會科學基金項目(14XJY026)；教育部人文社會科學研究項目(13YJC790104和14YJC790162)；中央高?；究蒲谢鹬卮笈嘤椖?SWU1509400)。

    一、引言

    2016年中央一號文件提出了推進農業(yè)供給側改革的各項方針政策，糧食等重要農產品有效供給以及農民收入增長等問題仍然是未來農業(yè)農村經濟發(fā)展亟需解決的重要問題。2016年7月國家糧食安全省長責任制考核工作組辦公室印發(fā)了《糧食安全省長責任制考核工作方案》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高效創(chuàng)建。糧食安全是農業(yè)發(fā)展的第一要務，農業(yè)供給側改革的重要任務之一就是要通過綠色高產高效的創(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區(qū)糧食增產增效和成本的降低。政府要保障糧食安全，重點還在于協(xié)調產區(qū)和銷區(qū)的利益，在保護糧食消費者和糧食生產者利益方面進行平衡。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，促進糧食生產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，如通過政府補貼和轉移支付等方式彌補利益受損者以實現利益平衡。無疑，糧食價格機制是引導糧食生產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。基于此，研究主產區(qū)糧食價格波動引致的農戶福利效應對于揭示糧食價格機制的內在矛盾以及評估主產區(qū)農戶的利益變化具有重要的理論與現實意義。

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

    二、文獻綜述

    糧食價格波動受多種因素影響，如供求關系、生產成本、期貨投機因素、貨幣因素、國際宏觀經濟因素、政府發(fā)展規(guī)劃、財政支農政策、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。當前，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)居民和農村居民視角，研究糧食價格波動對城鎮(zhèn)居民與農村居民福利效應的差異[15]；三是基于糧食主產區(qū)、主銷區(qū)以及產銷平衡區(qū)視角，研究糧食價格波動福利效應的區(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]、非參數分析法[25-26]、反需求系統(tǒng)[27]、成本函數法[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，學者們則根據不同的研究需要，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，關于糧食價格波動與居民生活福利變化的關系存在多種認識。有的學者根據“價格-價格螺旋上漲”理論得出糧食零售價格的提高給農民帶來的福利不大[33]；也有學者認為糧食價格上漲對農民的福利效應是下降的[34-35]。石敏俊等(2009)發(fā)現城鎮(zhèn)居民受糧食價格上漲而得到的凈收益減少，而農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)認為，隨著糧價的波動，農村的低收入人口和貧困主體將比城市的相應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，價格上漲改善生產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)境和調控政策又會影響糧食價格的波動。于是部分學者就制度環(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，在不考慮制度成本條件下，糧食價格穩(wěn)定政策能夠實現社會福利增加[14]；Ackah C和Appleton S(2007)分析了貿易和農業(yè)政策變革對加納食品價格變化的影響，進而分析和測算了價格變化對家庭消費福利的影響[42]。還有學者對政府農業(yè)補貼政策效率和社會福利水平進行了深入探討[43-45]，認為糧食補貼政策不僅調動農民種糧的積極性，而且對世界農產品的價格、貿易和福利都產生了重要影響[46-48]。

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

    三、模型構建與數據來源

    (一)模型構建

    當前關于價格波動福利效應的測度，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區(qū)農戶福利效應變化時，采用的數據樣本是1989年至2014年糧食主產區(qū)13個省的面板數據，因此，在Minot N和Goletti F(2000)研究基礎上構建了基于面板數據的糧食價格變化短期福利效應模型和長期福利效應模型。

    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變化的一階近似值，即該省短期福利效應。Xi0代表i省的基期收入，ΔPits代表i省糧食生產價格的變化，ΔPitc代表i省糧食零售價格的變化，Pi0s代表i省基期糧食生產價格，Pi0c代表i省基期糧食零售價格。PRit為i省糧食生產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變化的二階近似值，即該省的長期福利效應。ξits為i省糧食供給彈性，ξith為i省糧食?？怂剐枨髲椥?，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)數據來源

    本文依據《國家糧食安全中長期規(guī)劃綱(2008—2020年)》對中國糧食生產主產區(qū)的劃分標準，選擇河南、湖南、內蒙古、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。數據主要來源于1988年至2015年《中國農村統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國農業(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《農村統(tǒng)計年鑒》等。同時，利用農村CPI對相關數據進行了平減，以消除通貨膨脹的影響。本文使用Eviews7.0進行計量分析。

    四、實證分析

    (一)面板數據單位根檢驗和協(xié)整檢驗

    本文主要采用1989年至2014年13個糧食主產區(qū)省際面板數據進行實證分析。為了避免偽回歸，確保估計結果的有效性，首先必須對面板序列進行平穩(wěn)性檢驗。本文采用常用的面板單位根檢驗方法，即同質單位根檢驗LLC(Levin-Lin-Chu)、Breitung和異質單位根檢驗IPS、ADF-Fisher、PP-Fisher。檢驗結果表明，供給函數中只有LNAREA是一階單整的，其余變量均是零階單整的。需求函數的各變量原序列本身即是平穩(wěn)的。在對所選變量進行數據平穩(wěn)性檢驗的基礎上，運用Fisher方法對主產區(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)，進而估計得出主產區(qū)糧食供給彈性、需求價格彈性和收入彈性，并在此基礎上計算主產區(qū)各個省份的糧食?？怂剐枨髲椥?，以最終求得主產區(qū)各個省份糧食價格波動的短期福利效應和長期福利效應。

    表1  糧食主產區(qū)省際面板數據協(xié)整檢驗結果

    (二)彈性估計

    1.供給彈性

    (1)面板數據模型及設定檢驗

    本文對主產區(qū)糧食價格供給彈性的估計采用經濟學中的經典模型“柯布-道格拉斯(C-D)生產函數模型”，對數形式的C-D函數不僅可以做到變量的無量綱化，減少異方差，而且變量的系數也正好是供給的價格彈性。同時，考慮到財政支農資金對于農業(yè)生產及與農業(yè)生產聯系較為的部門和行業(yè)有重要的支持和影響，糧食主產區(qū)財政支農資金主要用于主產區(qū)農民的糧食直補、農資綜合補貼、良種補貼和農機具購置補貼以及糧食生產條件的改善，糧食主產區(qū)財政支農資金的投入和使用對于主產區(qū)農戶生產積極性的提高、收入的增加都具有直接的作用，這里將財政支農資金納為內生變量，以更全面和準確考察糧食產量與主要變量的關系；考慮到糧食價格影響的滯后效應，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代表主產區(qū)各個省份，t代表年份，Qit代表主產區(qū)糧食產量，AREAit代表主產區(qū)糧食播種面積，FERit代表主產區(qū)化肥施用量，DISit代表成災面積，Fit代表農村CPI平減后的財政支農，PSit代表主產區(qū)各省份上年糧食生產價格，α0為常數項，α1、α2…、α5為相應的變量系數，μit為殘差項。

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

    F1=157.6634，F2=922.6066

    (N=13，T=26，K=5)

    查F分布，在給定1%的顯著性水平下，得到相應的臨界值：

    F1(60,260)=1.5580，F2(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，不能選擇混合效應模型，因此需要用F1檢驗假設H1。由F1=157.6634也明顯大于1%顯著性水平下相應的臨界值1.5580，故拒絕接受H1，選擇變系數模型。Hausman檢驗結果表明，隨機效應檢驗的P值為0.0055，Chi-sq.統(tǒng)計量為16.515874，說明拒絕選擇隨機效應模型，應選擇個體固定效應模型更適合。

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

根據以上面板數據模型設定的檢驗結果，為了更好地考察財政支農資金變量對主產區(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”的截面變系數固定效應模型，估計結果如下：

    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=688.3651，D-Wstat=1.5370

    從模擬結果來看，調整的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，***、**、*分別代表相關變量在1%、5%、10%的水平上顯著。解釋變量財政支農的估計結果(見表2)顯示，河南、內蒙古、河北、江西、山東的回歸系數在1%水平上顯著為正，而四川的回歸系數在1%水平上顯著為負，遼寧和黑龍江的回歸系數分別在5%和10%水平上顯著為正，說明財政支農對河南、內蒙古、河北、江西、山東、遼寧這些省份的糧食供給量增加有促進作用，其中對內蒙古和河北的促進作用最大，對江西的促進作用最?。回斦мr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不顯著，這在一定程度上表明財政支農對這些省份的糧食供給量增加并沒有預期的促進效應。但總的說來，“財政支農”對糧食供給量具有重要影響，進而對糧食價格和由糧食價格波動引致的農戶福利具有重要影響。從估計結果來看，“財政支農”對糧食供給量的影響，其作用大小與受災面積、糧食價格基本相當。

表2  “財政支農”的截面系數省際差異

注：^***、^**、^*分別表示在1%、5%、10%顯著水平上顯著。

(3)解釋變量對主產區(qū)糧食供給量的總體影響

考慮到主產區(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，為了校正這種異質性帶來的估計偏差，這里進一步采用固定效應面板模型來估算各解釋變量對主產區(qū)糧食供給量的總體影響，進而得到主產區(qū)糧食供給價格彈性。經估計，糧食主產區(qū)供給函數方程如下：

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

從模擬結果來看，回歸方程擬合程度很好，調整的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。^***、^**、^*分別代表相關變量在1%、5%、10%的水平上顯著。從模型中解釋變量回歸系數來看，主產區(qū)糧食播種面積是糧食產量增加的關鍵影響因素，化肥施用量的積極影響也非常顯著，即主產區(qū)每增加1單位化肥施用量就會帶來0.2935單位糧食產量的增加。同時，主產區(qū)糧食供給還受到上一期糧食生產價格的影響，也就是說糧食的供給量存在糧食生產價格的時期滯后效應。糧食的價格彈性為0.0470，意味著糧食生產價格每上升10%，糧食產量就相應增加0.47%。消除省際異質性的“財政支農”系數較式(4)更小，但財政支農資金每上升10%，糧食產量仍然會相應增加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區(qū)糧食價格需求彈性和收入彈性進行估計，根據需求函數的基本定義，構建糧食需求函數模型如下：

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

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

在進行需求彈性估計之前，仍要先判斷模型設定的具體形式。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，不能選擇混合效應模型，因此需要用F₁檢驗假設H₁。由F₁=7.8232也大于1%顯著性水平下相應的臨界值1.6985，故拒絕接受H₁，選擇變系數模型。根據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模型，選擇個體固定效應更適合。

考慮到主產區(qū)各個省份的收入、偏好及消費水平等存在的差異，為了校正這種異質性帶來的估計偏差，這里也采用固定效應面板模型來對糧食價格需求函數進行估計。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

從模擬結果來看，回歸方程擬合程度很好。調整的R²值為0.9385，統(tǒng)計量F值為343.9026，其概率P值為0.0000，^***、^**、^*分別代表相關變量在1%、5%、10%的水平上顯著。從模型解釋變量回歸系數來看，主產區(qū)糧食的收入彈性為-0.2070，意味著農戶的收入每上升10%，農戶對糧食的需求量下降2.070%。原因可能是隨著農戶收入的增加，農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

利用主產區(qū)各省人均糧食消費量(千克/人)、糧食零售價格(元/公斤)、農村居民人均消費支出(元/人)等數據，計算得出各省CR值(圖1)。由于數據的可獲得性，利用農村居民糧食生產產值(億元)、農村居民人均純收入(元/人)及每年度按農業(yè)分的年末總人口(億人)等數據，計算得出各省PR值(圖2)，進而得到各省糧食凈收益值NBR(圖3)。

根據CR、PR以及NBR計算的結果，可以發(fā)現：

第一，主產區(qū)各省CR值總體呈現遞減趨勢。1999年CR值出現了拐點，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。大多數省份2014年CR值約為1989年CR值的1/3。一方面是1999年以后農戶收入迅速增加，使得用于糧食方面的消費支出隨著收入基數的逐漸增大而減少。另一方面，由于經濟的快速發(fā)展和物質生活水平的不斷提高，農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遞減趨勢。

第二，主產區(qū)各省PR值存在較大的異質性。從1997年以后，盡管主產區(qū)各省PR值普遍表現出遞減趨勢，但黑龍江在2003年出現較低點后，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。對大多數省份而言，糧食生產所得的收入在農戶總收入中所占的比重逐漸降低，表明糧食生產收入不再是這些省份農戶收入的最重要來源。

第三，主產區(qū)各省糧食生產凈收益率NBR存在較大的異質性。除四川個別年份之外，各個地區(qū)的糧食生產凈收益率一直為正數，即NBR＞0，說明主產區(qū)各個省份一直作為凈出售者參與到糧食生產消費活動中。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，說明這些省份農戶種糧的收益逐漸下降；內蒙古、四川、吉林、遼寧、黑龍江等省份的NBR值則總體上呈現上升的趨勢，說明這些省份農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

   在對主產區(qū)各省糧食凈收益率分析的基礎上，將PR值和CR值分別代入短期福利模型方程(式1)，以1988年為基準年，測算1989年-2014年主產區(qū)各省糧食價格變化給農戶帶來的短期福利變化情況。前文在分析解釋變量對主產區(qū)糧食供給量的總體影響時，采用固定效應面板模型進行估計，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?？怂剐枨髲椥?，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?？怂剐枨髲椥浴⒏魇〖Z食?？怂剐枨髲椥院图Z食供給的自價格彈性εs(0.0470)，代入長期福利效應模型方程(2)，便測算出了1989年-2014年主產區(qū)各省糧食價格變化給農戶帶來的長期福利變化情況。

根據測算得到的農戶生產福利、消費福利以及總福利變化趨勢分析，可以得到以下結論：

   (1)糧食生產價格變化影響著農戶生產福利同方向變化，但變化幅度存在明顯的省際差異。如圖4和圖5所示，當糧食生產價格上漲時，農戶的生產福利就增加；當糧食價格下降時，農戶的生產福利則下降。如2003年-2005年期間，伴隨著糧食生產價格上漲與下降，引致了農戶生產福利的增加和減少。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物質基礎下降等因素的影響，致使糧食生產價格急劇上升，使得農戶短期生產福利和長期生產福利都迅猛增加。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控措施，糧食生產價格由2004年的高位急劇下降至2005年的低位，此時的糧食生產價格基本與2003年持平；在糧食生產價格的作用下，2004年-2005年期間農戶的短期生產福利和長期生產福利也急劇減少，有69%的省份農戶的生產福利變?yōu)樨撝?。此外，主產區(qū)各省份農戶生產福利變化受糧食生產價格波動的影響存在明顯的差異。如河南省糧食生產價格2004年較2003年上升了23.80%，由此引致的農戶短期生產福利增加了136.82%，長期生產福利增加了137.98%；而江西省糧食生產價格2004年較2003年上升了26.20%，由此引致的農戶短期生產福利僅增加了59.35%，長期生產福利僅增加了59.79%。河南糧食生產價格2005年較2004年下降34.60%，由此引致的農戶短期生產福利減少了184.26%，長期生產福利減少了185.46%；江西省糧食生產價格2005年較2004年下降34.40%，由此引致的農戶短期生產福利減少了74.96%，長期生產福利減少了75.39%。

    (2)財政支農水平的提高和農業(yè)稅的取消顯著增加了農戶生產福利，并使得農戶生產福利變化對糧食生產價格變化更加敏感(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”問題作為全黨工作的重中之重，財政支農政策開始實現了戰(zhàn)略性的轉變。在2003年之前，財政支農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年期間還出現了階段性下降過程；絕大部分省份在2004年之后，財政支農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。而農戶生產福利，在2004年之前隨著糧食生產價格的波動而呈現出不規(guī)則的正負交替現象；2004年之后，盡管糧食生產價格波動引致了農戶生產福利的同向變動，但農戶生產福利始終保持著較高的正向水平。同時，自2003年以來，農戶生產福利變化對糧食生產價格變化的反應更加敏感。如黑龍江1989年-1994年糧食生產價格最大變化率為13.30%，對應的短期生產福利和長期生產福利變化率分別為16.22%和16.25%，此期間糧食生產價格平均變化率為9.10%，農戶短期生產福利和長期生產福利平均變化率分別是9.60%和9.63%；2009年-2014年糧食生產價格最大變化率為10.6%，對應的短期生產福利和長期生產福利變化率分別為72.90%和73.43%，此期間糧食生產價格平均變化率為4.4%，農戶短期生產福利和長期生產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，農戶生產福利顯著增加，其原因不僅僅是財政支農水平顯著提高引致的，還包括全面取消農業(yè)稅、提高糧食最低收購價等糧食生產宏觀制度環(huán)境的改善。

(3)糧食零售價格變化影響著農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，當糧食零售價格上漲時，農戶消費福利損失更為嚴重；當糧食零售價格下降時，農戶消費福利損失減少。以1993年-1997年為例，1993-1994年由于政府設定糧食保護價等措施，糧食零售價格迅速上升，使得農戶短期消費福利和長期消費福利損失更多，即負向絕對值更大；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年主產區(qū)農戶的消費福利都由1996年的負值變?yōu)榱苏?，表明零售價格的連續(xù)下降明顯增加了農戶的消費福利。同時，主產區(qū)各省農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%，對應的農戶短期消費福利較1993年多損失22.65%，長期生產福利較1993年多損失39.46%；內蒙古自治區(qū)糧食零售價格1994年較1993年上升16.5%，對應的農戶短期消費福利較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%，對應的農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%；內蒙古自治區(qū)糧食零售價格平均下降16.37%，對應的農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，主產區(qū)糧食生產價格和零售價格變化趨勢基本一致，且較平穩(wěn)，農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、江西等省份農戶福利增加幅度較小。如黑龍江省農戶短期總福利和長期總福利在2011年分別高達154.25億元和154.13億元，而河北省農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系。

    (5)在不同階段糧食零售價格變化與生產價格變化對總福利變化的主導作用不同(如圖12和圖13所示)。主要表現在2003年以前，糧食零售價格變化引起農戶消費福利的減少普遍大于糧食生產價格變化引起的農戶生產福利的增加，這一時期農戶總福利經常表現為損失，消費福利在總福利變化中整體上處于主導地位。2003年以后，糧食生產價格變化引起農戶生產福利的增加普遍大于糧食零售價格變化引起的農戶消費福利的減少，這一時期農戶總福利基本保持在正方向變動，生產福利又在總福利變化中處于主導地位。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。這些省份出現這種類似的異向變動的情況，多數集中在1992年—1995年之間，且都是短期總福利為正值，而長期總福利為負值。這一時期有一個共同的特征，就是糧食零售價格遠遠高于生產價格，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%。受宏觀經濟的影響，糧食零售價格增長的速度遠遠大于生產價格的增長速度，說明糧食生產價格受到了抑制，而零售價格增加的最大受益者并不是糧農，往往是中間商。因此，從短期來看，農戶的福利隨著糧食價格的上漲而略有受益；而長期來看，因為糧農從事糧食生產的真實價值并沒有得到充分的反映，糧食生產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價格，農戶的長期福利越是表現為更大的損失。

    五、結論與政策建議

   基于1989年—2014年主產區(qū)13個省的省際面板數據，構建了主產區(qū)農戶福利效應面板數據模型，考察了糧食價格波動對主產區(qū)農戶生產福利、消費福利以及總福利變化的影響。結果表明，主產區(qū)各省CR值總體呈現遞減趨勢，PR值和糧食生產凈收益率NBR存在較大的異質性；糧食生產價格變化影響著農戶生產福利同方向變化，糧食零售價格變化影響著農戶消費福利反方向變化，但變化幅度存在明顯的省際差異；財政支農水平提高和農業(yè)稅取消顯著增加了農戶生產福利，并使得農戶生產福利變化對糧食生產價格變化更加敏感；糧食價格穩(wěn)定有利于農戶福利的增加，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價格變化對總福利變化的主導作用不同；短期總福利和長期總福利大多數情況下呈同向變動，個別省份的個別年份也存在異向變動的情況。

   根據以上結論的政策含義，結合2016年中央一號文件精神中關于農業(yè)供給側結構性改革的具體辦法，提出以下對策建議：

   1.完善糧食供給結構性調整優(yōu)化機制，保障糧食生產凈收益率的穩(wěn)步提升。當前“糧食產量、庫存和進口”三量齊增，糧食總供求失衡，導致主產區(qū)部分省市糧食生產收益率很低。要提升糧食生產的整體收益率，就要根據當前人民對糧食的需求，加快糧食生產結構調整和區(qū)域的重新布局，建設不同品種糧食生產核心區(qū)。如玉米生產總量較多，應適當調減種植面積；大豆進口量大，應適當增加大豆種植面積，開發(fā)新品種，提高在豆生產效益等等。通過糧食生產結構的優(yōu)化和區(qū)域布局的調整，改善糧食總供求的結構性矛盾，提高糧食質量和產量，提升糧食生產的比較效益，促進主產區(qū)農戶福利的提高。問題是當前糧食供給結構性調整的行政色彩偏重，而市場則很難發(fā)揮有效的作用，糧食供給結構性調整往往較市場變化嚴重滯后，使得糧食生產凈收益率持續(xù)較低。因此，建議強化和完善市場對糧食供給結構性調整的優(yōu)化機制，通過農業(yè)大數據的管理與完善，對糧食種植區(qū)域和行為進行及時影響和調控。

   2.精準設計主產區(qū)糧農配套保障政策，增加主產區(qū)糧農種糧收入在總收入的比重。糧農是糧食生產的主體，糧農種糧收入在總收入的比重關系到糧農種糧的積極性。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系來決定其價格趨勢，這就需要國家通過轉移支付來保障主產區(qū)糧農產糧的核心利益。目前，國家主要采取了糧食保護價以及各種補貼等政策來保障糧農的基本利益。為了適應現代糧農經濟文化生活的需要，應在種糧核心區(qū)建設以及新型職業(yè)農民培育的基礎上，強化補貼的精準性、指向性，完善并提高糧農醫(yī)療、養(yǎng)老、教育等社會保障水平，切實讓糧農安心種糧，讓種糧收入能支撐糧農幸福體面的生活。

   3.進一步加強農業(yè)制度環(huán)境建設，提升糧農總福利。農業(yè)制度環(huán)境的改善，促進了農業(yè)資源配置效率的優(yōu)化，顯著促進了糧農的生產福利，進而提升了糧農總福利。農業(yè)制度環(huán)境的改善，除了加強財政支農力度、減免農業(yè)稅、完善農業(yè)補貼政策和農民社會保障體系以外，還要建立農業(yè)基礎設施建設與維護的長效機制、培育完善的農業(yè)社會化服務體系、改善農產品市場交易機制、建立和完善涉農資金整合平臺、建立和完善農業(yè)保險制度、建立和完善農業(yè)融資制度等等，全面優(yōu)化農業(yè)生產經營制度環(huán)境，促進農業(yè)相關資源要素自由流動，合理配置。

   4.建立差異化的農業(yè)政策，提升政策支持糧食生產的精準度。實證結果顯示，糧食主產區(qū)農戶的生產福利、消費福利等都存在顯著的省際差異，制度環(huán)境對各省農戶福利的作用也不盡相同。說明糧食主產區(qū)各省自然資源稟賦、區(qū)位條件、糧食生產結構、農戶種植技術、農業(yè)社會化服務水平、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，制定差異化的農業(yè)政策，提升政策的精準度，有利強化農業(yè)政策的整體效應。

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

作者： 西南大學經濟管理學院 羅超平 牛可 張梓榆 重慶大學經濟與工商管理學院 但斌 

中國鄉(xiāng)村發(fā)現網轉自： 《中國軟科學》2017年第2期

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