影響糧食生產(chǎn)收益因素的分析

影響糧食生產(chǎn)收益因素的分析

一、調(diào)度變量與定量研究糧食安全與國家穩(wěn)定和社會發(fā)展有關(guān)。就如何確保國家糧食安全,眾多學(xué)者提出了許多頗有見地的主張,例如,利用國際糧食市場分擔糧食安全風險;“藏糧于田”,加強糧食綜合生產(chǎn)能力建設(shè);建立糧食安全體系與糧食安全預(yù)警系統(tǒng)等。但是,這些主張談?wù)摳嗟氖羌Z食的生產(chǎn)環(huán)節(jié)和流通環(huán)節(jié),卻忽略了糧食生產(chǎn)主體的行為,即農(nóng)民是否有從事糧食生產(chǎn)的積極性。提高農(nóng)民的種糧積極性才是保證中國糧食安全的決定性因素(趙玻、辰馬信男,2005),而提高農(nóng)民的種糧積極性,關(guān)鍵在于提高糧食生產(chǎn)。提高糧食生產(chǎn),可以提高農(nóng)民的種糧收入,既可提高農(nóng)民的種糧積極性,確保糧食生產(chǎn)總量的增加,為中國糧食安全提供穩(wěn)定的基礎(chǔ);又可增加種糧農(nóng)民的可支配收入,擴大種糧農(nóng)民的購買力,拉動內(nèi)需,促進經(jīng)濟發(fā)展。因此,分析糧食生產(chǎn)收益的影響因素,從中找出影響糧食生產(chǎn)收益的關(guān)鍵因素,具有重大的現(xiàn)實意義。近年來,關(guān)于糧食生產(chǎn)收益問題,有學(xué)者分析了生產(chǎn)資料價格對農(nóng)戶收入的影響,發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)資料價格對農(nóng)戶支出的影響呈擴大的趨勢(陳漢圣、呂濤,1997)。大量有關(guān)糧食成本收益分析的文獻也表明,生產(chǎn)資料價格和勞動力價格的不斷上漲是影響糧食生產(chǎn)收益的重要因素,降低糧食生產(chǎn)成本是增加農(nóng)民收入的重要途徑(劉志剛、呂杰,2006;柴斌鋒等,2007;蔣遠勝等,2007;盧向虎等,2008;劉濱等,2009;王志剛等,2010),而降低生產(chǎn)成本的關(guān)鍵在于控制農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格過快上漲(王薇薇、王雅鵬,2008);有學(xué)者分析了農(nóng)產(chǎn)品價格對農(nóng)民收入的影響,指出大多數(shù)農(nóng)民的收入對農(nóng)產(chǎn)品市場反應(yīng)十分敏感(張冬平、劉旗,2002),農(nóng)產(chǎn)品價格上漲提高了農(nóng)民從事種植業(yè)的積極性(“農(nóng)村社區(qū)轉(zhuǎn)型與發(fā)展干預(yù)研究”課題組,2004);還有一部分學(xué)者分析了政策性成本對糧食生產(chǎn)收益的影響(例如劉愛民、徐麗明,2002),指出糧食直接補貼政策具有降低農(nóng)戶糧作經(jīng)營制度成本、增加其制度收益的雙重功效(李鵬、譚向勇,2006;張建杰,2007;劉志國等,2009;翁貞林等,2010),但因直接補貼水平低或生產(chǎn)資料價格上漲等原因,其作用有限,農(nóng)戶年種糧收入增加的主要因素是畝產(chǎn)增加和糧食價格上升(馬彥麗、楊云,2005)。以上研究表明,糧食生產(chǎn)成本、糧食價格、糧食單產(chǎn)及政策性成本都對糧食生產(chǎn)收益產(chǎn)生影響。但是,因缺乏比較全面的定量研究,現(xiàn)有研究未能回答下述關(guān)鍵性問題:在種糧成本、糧食價格、畝產(chǎn)及政策性成本這些因素中,到底哪個是影響糧食生產(chǎn)收益最為關(guān)鍵的因素,到底應(yīng)選取哪個作為突破口?即提高糧價、控制成本、提升單產(chǎn)和降低政策性成本(如加大直接補貼力度等)四者中,應(yīng)選取哪個作為提高糧食生產(chǎn)收益的關(guān)鍵手段?且上述研究均使用糧食生產(chǎn)成本收益的當年價格數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)在年度之間缺乏可比性,使研究結(jié)論的可靠性欠佳。針對此種情形,彭克強(2009a;2009b)分別對糧食(稻谷、小麥、玉米)和玉米生產(chǎn)收益的影響因素進行了分析,但因選取不同的物價平減指數(shù)而得出不一致的結(jié)論。這給筆者留下一個疑問:在分析糧食生產(chǎn)收益與其影響因素之間的關(guān)系時,將糧食價格環(huán)比指數(shù)化(上年價格=100)能剔除物價變動的影響嗎?以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格定基指數(shù)做平減處理之后的畝均物質(zhì)與服務(wù)費是畝均實際物質(zhì)與服務(wù)費嗎?筆者的理解是:環(huán)比指數(shù)化之后的價格并不是實際價格,在年度間依舊缺乏可比性;以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格定基指數(shù)做平減處理之后的畝均物質(zhì)與服務(wù)費的變動情況反映的是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料投入數(shù)量的變動情況,除剔除了物價變動的影響外,還剔除了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料實際價格的變動情況;用農(nóng)村居民消費價格定基指數(shù)對價格、物質(zhì)與服務(wù)費進行平減處理之后的價格、物質(zhì)與服務(wù)費才是實際價格和實際物質(zhì)與服務(wù)費,才具年度間的可比性。同時筆者認為,提高糧食生產(chǎn)收益的突破口的選取應(yīng)同時考慮兩個方面:一是糧食生產(chǎn)收益應(yīng)對該因素的變動十分敏感;二是該因素應(yīng)十分重要。前者涉及各因素對糧食生產(chǎn)收益的彈性問題,后者則涉及各因素的收益貢獻率問題,而已有研究均忽略了對各影響因素收益貢獻率的考察。因此,本文繼續(xù)以糧食生產(chǎn)收益的影響因素為研究對象,以農(nóng)村居民消費價格指數(shù)為物價平減指數(shù),以畝均實際凈收益為被解釋變量,以除去稅金之后的畝均實際物質(zhì)與服務(wù)費、每50公斤糧食實際價格、單產(chǎn)及畝均實際政策性成本為解釋變量,從彈性和貢獻率兩個方面就各因素對糧食生產(chǎn)收益的影響進行分析,據(jù)此判斷出影響糧食生產(chǎn)收益變動的關(guān)鍵因素。二、數(shù)據(jù)、模型和變量(一)在中國目前推行糧食市場化改革的同時,對糧食生產(chǎn)企業(yè)的影響作用沒有足夠認識本文分析所選變量的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)直接源于2007年和2009年的《全國農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編》(1)以及《中國統(tǒng)計年鑒2009》(2),相關(guān)變量數(shù)據(jù)的取樣時段為1990~2008年,這主要是因為筆者除在2007年《全國農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編》中可以找到所選變量1978年、1985年和1988年三年的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)外,無法獲得相關(guān)變量1990年以前各年份的基礎(chǔ)數(shù)據(jù);同時,至1990年糧食統(tǒng)購制度基本解體,并逐漸開始取消糧食統(tǒng)銷制度,在可預(yù)見的未來,中國仍將繼續(xù)深化糧食市場化進程,分析糧食市場化改革之后糧食生產(chǎn)與其各影響因素之間的關(guān)系所得的結(jié)論,對以后如何提高糧食生產(chǎn)收益更有現(xiàn)實的指導(dǎo)意義。因此,為使數(shù)據(jù)在年度間具有可比性,本文在對涉及物價因素的變量數(shù)據(jù)進行平減時,采用以1990年為基期的農(nóng)村居民消費價格指數(shù)來處理。(二)糧食生產(chǎn)收益影響因素的數(shù)學(xué)模型為便于估計各因素對糧食生產(chǎn)的影響及測度各因素對糧食生產(chǎn)的貢獻度,建立如下線性模型(1):(1)式中,j指第j種糧食,j=0,1,2,3,分別對應(yīng)三糧(2)、稻谷、玉米、小麥。PRt,j指第j種糧食于第t期的畝均凈收益,為《全國農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編》中第j種糧食的畝均凈利潤加上相應(yīng)的畝均補貼收入、每畝家庭用工折價和自營地折租,再減去畝均成本外支出。這樣做主要是因為每畝家庭用工折價和自營地折租分別反映家庭勞動用工和自營地投入生產(chǎn)時的機會成本,并不影響種糧現(xiàn)實凈收益,但影響農(nóng)戶種糧積極性的高低和是否進行糧食生產(chǎn)的決策行為。鑒于中國農(nóng)業(yè)勞動力嚴重過剩、非農(nóng)就業(yè)形勢嚴峻及目前中國耕地使用權(quán)流轉(zhuǎn)市場仍未建立和完善起來,家庭用工折價和自營地折租帶有很大的虛擬性和主觀性,數(shù)據(jù)質(zhì)量不夠理想,因此,本文并不將家庭用工折價和自營地折租作為現(xiàn)實成本,引入對種糧凈收益影響因素的分析中。PXt,j1指第j種糧食在第t時期的價格,為便于對該變量進行對數(shù)化處理,選取每50公斤主產(chǎn)品平均出售價格,用以反映第j種糧食價格對第j種糧食畝均凈收益的影響;PXt,j2指第j種糧食在第t期除去稅金之后的畝均物質(zhì)與服務(wù)費,因稅金代表種糧農(nóng)戶的一種政策性負擔,記入政策性成本中,第j種糧食的畝均物質(zhì)與服務(wù)費可從《全國農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編》中直接獲得,指在直接生產(chǎn)過程中消耗的各種農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的費用、購買各項服務(wù)的支出以及與生產(chǎn)相關(guān)的其他實物或現(xiàn)金支出,用以反映糧食生產(chǎn)成本對糧食生產(chǎn)的影響;Xt,j3指第j種糧食在第t期的每畝產(chǎn)量,用以反映糧食單產(chǎn)對糧食生產(chǎn)的影響;PXt,j4為第j種糧食在第t期的每畝政策性成本,為第j種糧食的每畝成本外支出加上每畝稅金再減去每畝補貼收入,用以反映市場經(jīng)濟條件下國家農(nóng)業(yè)政策的變化對種糧凈收益的影響;βj0為常數(shù)項,βji(i=1,2,3,4)是參數(shù),反映糧食生產(chǎn)對平減后各影響因素變動的敏感性程度;μj為隨機變量,表示糧食生產(chǎn)收益影響因素中的不可觀測或不可控因素;CPIt,1990=1表于以1990年為基期的第t期農(nóng)村居民消費價格指數(shù);Rt,j、Xt,j1、Xt,j2和Xt,j4分別表示第j種糧食于第t期的畝均實際凈收益、實際價格、畝均實際物質(zhì)與服務(wù)費和畝均實際政策性成本。三、示范分析(一)不穩(wěn)定序列的差分值ln表1提供了各變量水平值和一階差分值的單位根檢驗結(jié)果,可以看出,總體上LnRj、LnXji、Xj4(j=0,1,2,3;i=1,2,3)均是非平穩(wěn)序列,但是,其中的LnX01、LnX13、LnX21是平穩(wěn)序列。各變量的一階差分值除稻谷的政策性成本變量的差分值DX14在10%的顯著性水平上才是平穩(wěn)的外,其余變量的一階差分值都在5%的顯著性水平上保持平穩(wěn),即變量LnRj、LnXji、Xj4(j=0,1,2,3;i=1,2,3)都服從一階單整,滿足協(xié)整檢驗的前提條件,因而可以檢驗糧食生產(chǎn)與其影響因素之間是否存在協(xié)整關(guān)系。(二)多乘子法分析系統(tǒng)中zyra模型協(xié)整檢驗有Johansen協(xié)整檢驗和Engle-Granger兩步檢驗這兩種基本方法。由于本文樣本容量較小,而Johansen協(xié)整檢驗法具有良好的小樣本性質(zhì),本文選取Johansen協(xié)整檢驗法來檢驗各變量之間的協(xié)整關(guān)系。該法以VAR模型為基礎(chǔ),其最優(yōu)滯后階數(shù)比無約束VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)小1,根據(jù)似然比(LR)、最后預(yù)測誤差(FPE)、赤池信息標準(AIC)、施瓦茨信息標準(SIC)、漢南—奎因信息標準(HQ)五個指標,確定由變量LnRj、LnXji、Xj4(j=0,1,2,3;i=1,2,3)按三糧、稻谷、玉米和小麥構(gòu)成的四個無約束VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)都為2,由此可知,Johansen協(xié)整檢驗的最優(yōu)滯后階為1,檢驗結(jié)果見表2。檢驗結(jié)果表明,糧食生產(chǎn)與其影響因素之間確實存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系,且至少具有一個協(xié)整方程,因此,對(2)式的回歸非偽回歸。(三)lnxj2內(nèi)生性估計模型考慮到畝均實際物質(zhì)與服務(wù)費(Xj2)在影響畝均實際凈收益(Rj)的同時,也可能受畝均實際凈收益的影響,從而使得LnXj2這一變量為一內(nèi)生解釋變量,有必要對其進行內(nèi)生性檢驗。當LnXj2確實為一內(nèi)生解釋變量時,若直接用OLS法對(2)式進行回歸,會造成擬合優(yōu)度檢驗失準、F檢驗失效、t檢驗失去意義。因此,在對(2)式進行回歸之前,有必要先就變量LnXj2的內(nèi)生性問題做一判斷,進而運用相應(yīng)的方法進行估計。為判斷變量LnXj2的內(nèi)生性,根據(jù)Hausman(1978)的建議,本文通過估計下述兩模型來實現(xiàn):(3)式、(4)式中,j指第j種糧食,j=0,1,2,3,分別對應(yīng)三糧、稻谷、玉米、小麥;Rt,j、Xt,j1、Xt,j2、Xt,j3、Xt,j4分別對應(yīng)第j種糧食的畝均實際凈收益、實際價格、畝均實際物質(zhì)與服務(wù)費、單產(chǎn)、畝均實際政策性成本,Xt-,1j2為滯后一期的畝均實際物質(zhì)與服務(wù)費;δ,1j、πk,j、γk,j(k=0,1,2,3,4)為參數(shù),υt,j、ψt,j為誤差項,為誤差項υt,j的估計值。若發(fā)現(xiàn)(4)式中的回歸系數(shù)δ,1j通不過顯著性檢驗,則(2)式中的畝均實際物質(zhì)與服務(wù)費變量(LnXj2)為非內(nèi)生解釋變量。表3給出了(3)式、(4)式的估計結(jié)果,結(jié)果顯示,誤差項υt,j的估計值的回歸系數(shù)均未通過顯著性檢驗,即接受(4)式中δ,1j=0的原假設(shè),據(jù)此判斷變量LnXj2非內(nèi)生解釋變量,可用OLS法直接對(2)式進行估計。(四)異方差和自相關(guān)檢驗利用OLS法對(2)式進行估計,結(jié)果見表4,其中,模型一、模型二分別表示經(jīng)自相關(guān)、異方差等相關(guān)計量經(jīng)濟學(xué)檢驗和修正前后的估計結(jié)果?？梢钥闯?經(jīng)計量修正后,調(diào)整后的R2分別高達0.9888、0.9898、0.9547和0.9771,且各模型自變量都在1%的水平上達到顯著。同時,考慮到所用樣本資料是時間序列數(shù)據(jù),對修正后的估計模型用ARCH(Auto-RegressiveConditionalHeteroskedasticity)和B-G(Breusch-GodfreySerialCorrelationLMTest)方法分別進行異方差和自相關(guān)檢驗發(fā)現(xiàn),不存在異方差和自相關(guān)(可參見表4中的D-W值)。因此,修正后的模型整體效果良好,可用于進一步的討論和分析。通過對稻谷、玉米和小麥方程的回歸系數(shù)進行比較發(fā)現(xiàn),在實際價格、畝均實際物質(zhì)與服務(wù)費、單產(chǎn)和畝均實際政策性成本這四個影響因素中,糧食生產(chǎn)收益對實際價格的變動尤為敏感,其后依次排列為:畝均實際物質(zhì)與服務(wù)費、單產(chǎn)和畝均實際政策性成本。估計結(jié)果顯示,在其他影響因素不變的情況下,實際價格每提高1%,稻谷、玉米和小麥的畝均實際凈收益將分別平均提高1.8920%、1.8472%和2.7494%;畝均實際物質(zhì)與服務(wù)費每降低1%,將使得稻谷、玉米和小麥的畝均實際凈收益分別平均提高1.0727%、1.1451%和1.8923%;單產(chǎn)每提升1%,稻谷、玉米和小麥的畝均實際凈收益將分別平均提高0.5891%、0.6507%和1.6771%;而畝均實際政策性成本每減少1元,稻谷、玉米和小麥的畝均實際凈收益將分別平均提高0.0078%、0.0135%和0.0199%,其作用非常有限,這與已有研究結(jié)論相吻合(例如劉克春,2010;余建斌、韓瑞宏,2010)。因此,本文從彈性分析視角得出結(jié)論:為提高糧食生產(chǎn)收益,在提高糧價、控制成本、提升單產(chǎn)和降低政策性成本這四個手段中,以提高糧價最為有效,其后依次為控制成本、提升單產(chǎn)和降低政策性成本(例如加大糧食直接補貼力度等)。就三種糧食整體情況而言,所得結(jié)論也完全一致。至此,本文分析了各影響因素對糧食生產(chǎn)收益的彈性問題,下文擬對各影響因素的收益貢獻率問題做進一步探討。四、貢獻率評價與分析(一)第j種糧食生產(chǎn)收益的影響因素及貢獻率記(2)式的最終估計結(jié)果為:對(5)式進行全微分處理,有:(5)式和(6)式中,系數(shù)反映第j種糧食的生產(chǎn)凈收益對因素i變動的敏感性程度;rt,j為第j種糧食畝均實際凈收益估計值于第t期的變動率,rt,ji為第j種糧食生產(chǎn)收益的影響因素i在第t期的變動率;若(j=0,1,2,3;i=1,2,3,4),則yji即為因素i對第j種糧食凈收益變動的貢獻率,反映因素i在影響第j種糧食凈收益的各種因素中的相對重要程度,yji越大,則因素i在影響第j種糧食凈收益的各種因素中越重要。問題是,回歸結(jié)果(5)式中的不全為非負,為測量各因素之間的相對重要性,記第j種糧食畝均實際凈收益影響因素變化量的絕對值之和為yt,j,則有:此時,zt,ji即為因素i對第j種糧食凈收益變動的貢獻率,zt,ji越大,因素i在影響第j種糧食凈收益變動的各種因素中越重要。據(jù)(7)式的貢獻率測算結(jié)果見表5。(二)結(jié)果分析1.實際價格貢獻率高,其他影響因素較多。在相關(guān)通過對糧食生產(chǎn)收益影響因素貢獻率的比較分析發(fā)現(xiàn),1991~2008年間,在糧食生產(chǎn)的影響因素中,以糧食實際價格的影響程度最大。稻谷、玉米、小麥實際價格的平均貢獻率分別為62.33%、65.90%、42.64%;就三糧整體情況而言,實際價格的平均貢獻率更是高達71.27%,遠高于其他影響因素對糧食生產(chǎn)變動的貢獻率。近年來,在稻谷、小麥生產(chǎn)收益變動中,實際價格的貢獻率呈下降的趨勢,主要原因是源于對國家糧食安全的擔心,中國長期實行高產(chǎn)戰(zhàn)略,將人們的糧食消費視為一種生存需要,對單產(chǎn)的關(guān)注勝于對糧食品質(zhì)的關(guān)注,使得市場上糧食供過于求,糧食滯銷,價格下降。為提高農(nóng)戶的種糧積極性,政府多次提高糧食收購價格,但受限于國際糧食價格,稻谷、小麥價格提高的幅度有限。而隨著玉米能源化進程的加速,國際市場玉米價格大幅度上漲,玉米實際價格對玉米生產(chǎn)收益變動收益的貢獻率呈上升的趨勢,其平均貢獻率從1996~2000年間的58.93%上升到2006~2008年間的69.80%。2.物質(zhì)與服務(wù)的平均貢獻率為5.8%,但以價格變動為表5表明,1991~2008年間,稻谷、玉米、小麥生產(chǎn)物質(zhì)與服務(wù)費對各自生產(chǎn)收益變動的平均貢獻率分別為27.76%、18.46%、25.59%。就三糧整體而言,畝均實際物質(zhì)與服務(wù)費的平均貢獻率為20.08%,僅次于實際價格變動對糧食生產(chǎn)變動的影響。近年來,物質(zhì)與服務(wù)費的平均貢獻率基本呈上升的趨勢,以在稻谷收益方面尤為明顯,平均貢獻率從2001~2005年間的19.22%迅速上升到2006~2008年間的50.44%,這主要歸于自2004年以來一系列惠農(nóng)政策的出臺?；蒉r(nóng)政策的實施提高了農(nóng)戶的種糧積極性,增加了農(nóng)戶對農(nóng)藥、化肥等生產(chǎn)資料的需求,使得畝均實際物質(zhì)與服務(wù)費對稻谷生產(chǎn)收益的貢獻率自2004年以來一直呈上升的趨勢,從2004年的18.71%,先上升到2006年的40.86%,再上升到2008年的59.70%。3.平均貢獻率作為糧食生產(chǎn)收益的影響因素,單產(chǎn)和畝均實際政策性成本