中国粮食生产波动的因素分析，本文主要内容关键词为：中国论文,粮食生产论文,因素论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
粮食生产是自然再生产和经济再生产相互交织的综合体，其产量既取决于一定时期农业生产技术水平，又受当时的社会经济状况和自然环境影响。粮食生产的发展趋势主要取决于农业生产技术和要素投入水平以及长期农业经济政策，而粮食产量的波动主要受来自于某些人们意料不到的短期性因素或“冲击”的影响，如自然灾害、粮食价格波动以及投入要素的波动等。本文分析各种短期性影响因素与粮食生产波动的关系。
一、种植面积与粮食产量波动
粮食产量是由单产和播种面积共同决定的，播种面积的波动直接影响粮食产量的波动，运用直线滑动平均模拟法，选取十年步长分离出粮食总产量波动、播种面积波动和单产波动（图1）。
表1 粮食播种面积和单产波动对总产波动的影响
时 期单产波动影响面积波动影响交互作用影响
1949-1957 52.046.7 1.4
1958-1964 82.016.7 1.3
1965-1978 84.115.4 0.5
1979-1984 85.813.7 0.5
1985-1996 60.538.8 0.7
1949-1996 73.425.8 0.8
图1中可见，从1949年至1996 年我国粮食种植面积的波动与粮食产量的波动相关，呈同步消长，粮食产量波动的波峰和波谷基本上是播种面积的波峰和波谷，但播种面积波动的幅度大大低于产量波动的幅度，其波动指数大多在－1%～+1%之间，而单产与总产的波动密切相关且幅度相当，粮食总产波动指数与播种面积波动指数和单产波动指数的相关系数分别为0.513和0.928，表明粮食种植面积波动只能解释产量波动的很少部分原因，而由其它因素引起的单产波动对粮食生产波动具有重要影响。我们用下述方法来分解粮食产量波动中种植面积和单产波动所起的作用。
粮食总产量等于播种面积与单产乘积，即：
TY[,(t)]＝S[,(t)]×Y[,(t)]
其中，TY[,(t)]为t年的粮食总产。S[,(t)]和Y[,(t)]分别为t年播种面积和单产；以△TY[,(t)]、△S[,(t)]和△Y[,(t)]分别表示t 年总
_
_ _
产、播种面积和单产的波动量，TY[,(t)]、S[,(t)]和Y[,(t)]分别表示t年总产、播种面积和单产的趋势量。
_
△TY[,(t)]＝TY[,(t)]－TY[,(t)]
_
△S[,(t)]＝S[,(t)]－S[,(t)]
_
△Y[,(t)]＝Y[,(t)]－Y[,(t)]
___
假设 TY[,(t)]＝S[,(t)]×Y[,(t)]
根据以上公式，△Y[,(t)]可表示为：
_
_
△ TY[,(t)]＝△Y[,(t)]×S[,(t)]+△S[,(t)]×Y[,(t)]+△Y[,(t)]×△S[,(t)]
即总产的波动可以分离为单产波动、面积波动和波动交互作用三部分。不同年份，它们的作用各不相同，从而可以分析单产和面积波动对总产波动的影响。为估算不同时期单产和面积波动的平均影响，用下列方法进行计算。
n _ n _ n
A＝∑│△Y[,(t)]×S[,(t)]│+∑│△S[,(t)]×Y[,(t)] │+∑
t=1 t=1 t+1
│△Y[,(t)]×△S[,(t)]│
n _
IY＝∑│△Y[,(t)]×S[,(t)]│／A×100%
t=1
n _
IS＝∑│△S[,(t)]×Y[,(t)]│／A×100%
t=1
n
_
IYS＝∑│△Y[,(t)]×△S[,(t)]│／A×100%
t=1
式中A为产量波动绝对值总和；IY、IS和IYS分别为单产波动、面积波动及其交互作用对产量波动的影响程度，其结果列于表1中。
由表中可以看出，粮食生产自建国以来，单产波动是粮食产量波动的主要因素，其平均影响程度为73.4 %， 远大于面积波动的影响程度25.8%。从各时期情况来看，第一阶段（1949～1957年）单产和面积波动对总产波动的影响差别不大，单产波动、面积波动及其交互作用影响程度分别为52.0%、46.7%、1.4%。第二阶段（1958～1964年）、 第三阶段（1965～1978年）和第四阶段（1979～1984年）单产的影响明显高于面积，单产波动影响程度在80%以上。第五阶段（1985～1996年）面积波动的影响有所增大，三项所占比例分别为60.5%、38.8%和0.7%，仍以单产波动影响为主。
二、“气象周期”与粮食产量波动
关于自然因素与农业生产的关系英国经济学家杰文斯父子和莫尔曾提出著名的“太阳黑子论”，他们认为，太阳能量的辐射具有周期性波动的特征，由此引起的气温和气压的相应变化形成气候周期，气候周期直接导致农业收获周期，但他们对周期长度看法不一，老杰文斯（W.S.Jevons）认为周期长度是十年半，小杰文斯（H.S.Jevons ）认为是三年，莫尔（H.L.Moore）认为是8年（张培刚，1984年）。我们暂且不论气象周期的长短，气候变化对粮食产量波动的影响已是不可争议的事实。
总体来说，粮食产量的波动主要受两类因素影响。一类是可控因素，如种子、化肥、劳动力、种植面积等生产要素的投入；另一类是不可控因素，如旱、涝、霜、冻、风、雹等气象灾害。病、虫害等生物灾害因直接与气候因素有关，也可归为不可控因素。气候因素对粮食生产影响有直接影响和间接影响，直接影响又分成限制性影响和灾害性影响，限制性影响决定粮食生产的区域分布、种植制度和生产类型，并通过长期人工选择和自然选择逐步有所调整和改变，因而它体现在技术水平中。灾害性影响对粮食生产的影响最大、最多和最直接，其时空分布不固定，多以突发形式出现，是造成粮食产量波动最主要因素。气候因素对粮食生产间接影响主要是促进和抑制农作物病虫害的发展。
（一）中国“气象周期”。中国是否存在所谓“气象周期”，有哪些特点？据史料记载，中国大约6年发生一次较大自然灾害， 受其影响，农业6年一次大减产，司马迁在《史记》中写到“6岁穰，6岁旱， 12岁大饥”，《淮南子》中记载“6岁一饥，12岁一荒”（陈文华、 李大丁，1986年），英籍中国史专家李约瑟根据资料发现：“中国每6 年有一次农业失败，每12年一次饥荒”。陈文华和李大丁利用频域分析技术，考察了1949年以后中国农业自然波动中的自然灾害过程，认为中国自然灾害是周期性发生的，自然灾害周期包含着几年周期长度不同的循环波动，其中6年周期的存在是最为显著，16.9年次之，最后是10.6 年（陈文华、李大丁，1986年）。郭其蕴、沙万英、朱志辉研究了建国以来我国旱涝灾害规律，在1950～1980年30年间，全国干旱的统计为：每年均有干旱，其中重旱及次重旱发生频率为66%，每3 年即有一年发生重旱。其中以黄淮海平原最为突出，在30年中，重旱及次重旱占80%左右。据全国358个气象台站监测，1951～1980年，平均每年有53 站受涝，雨涝频率大体也是每3年发生一次，70年代全国雨涝范围明显减少， 但80年代以来，雨涝频率又有所增加。
上述分析都说明了中国存在“气象周期”。
下面对上述结论进行实证检验，本文选择了受灾面积指标代表气象状况，受灾面积实际上是“气象周期”的结果，而不是“气象周期”本身，因此本文所说的“气象周期”是经济学指标，而不是气象学指标，因为，我们所关注的不是气象现象本身，而是这种自然现象对粮食生产波动产生的影响。该指标数据引自《中国统计年鉴》，数据样本不齐全，其中缺少1967～1969年数据，图2是我国受灾面积从1949～1996 年的变化曲线。图2可见， 我国自然灾害面积由于某些原因呈现出趋势性变化，为了反映自然灾害波动现象，我们以10年为步长，运用线性滑动平均法消除趋势变化，得图3。
由图3可以看出，中国存在较为明显的“气象周期”， 周期长度平均为3—4年，与历史上“三岁一饥”的说法基本一致，农作物受灾面积呈周期性波动形态，波动周期和幅度不甚规则。1950年至1966年期间曾出现5个周期，平均每一周期长度为3年多；1971年至1996年期间曾出现8个周期，平均每一周期长度也为3年多。表明每3—4年间出现一次受灾面积波动峰值，即受灾一次。
实际上，气象波动是与中国气候特点相联系的，中国属于大陆性气候，季风影响十分显著，范围广阔，既带来农业之利，又形成农业之灾。由于受到季风影响，我国降水量分布呈现空间上的不均匀性，时间上的不平衡性和年降雨的不稳定性。我国降水量由东南向西北逐渐减少，南方多于北方，山地多于平地，年降雨线大致由东北向西南，分别为降水量大于1600毫米、800～1600毫米、400～800毫米以及不足400毫米降水带，其中不足400毫米降水带的约占国土面积的36.24 %， 此带内的平均降雨量仅为164毫米，全年降水量只为全国9.5%。我国物产最丰富的东南部地区处于东亚季风的强烈控制之下，它的进退强度、时期以及反常，是中国大面积干旱、洪浑的基本动因（《中国自然地理》，1984年）。
（二）“气象周期”与粮食产量波动的关系。图4 反映了我国粮食产量周期波动与“气象周期”波动间的关系，它们的周期波动基本相适应，二者变化波形大部分年份出现此消彼长的形态，尤其是大的波动年份，灾害严重，产量减少明显，灾害轻，产量便增加。建国以来，粮食产量波动和“气象周期”波动相关分析显示，其相关系数为-0.7，表明两者间负相关明显。
三、价格与粮食产量波动
粮食生产作为一个自然经济过程，其波动不仅受自然气候的影响，也受粮食价格波动的影响，就农产品价格变动对农产品生产的影响，理论界对其有不同的认识，有的同志否认农产品价格在计划体制下的调节作用，或者否认国家定购、收购价格对农产品供给的影响作用（柯炳生，1991年）；也有人认为农产品供给波动对价格的影响比价格波动对农产品供给的影响要大得多（刘旭明，1991年）；但另外一些同志认为农产品价格对农产品供给有重要影响。宋国清认为，农业生产计划主要体现在国家收购数量上，收购量的相对稳定给粮食市场价格调节提供了广阔的空间，致使粮食产量在市场价格的作用下不断变化，加之农业投资和粮、猪互换等因素的影响，粮食产量变动4年一个周期， 提出了“市价—粮食产量周期论”（宋国清，1986年）。栗树和、梁天征提出“人口增长—粮食市价—粮食产量”模型，发现1978～1986年期间，上年粮食市价上涨率高，农民在上年底和当年便追加粮食市场投资，或者从非粮食业向粮食种植业转移资源，于是，当年粮食产量增长率上升，反之则减少粮食资源投入量，粮食因此减产或增长率降低。他们又进一步研究了“粮食产量—生猪供给—人口出生率—市场价格”连锁反应模型，但他们认为，由于粮食市场价格作用时期很短，可利用统计资料较少，人口再生产受计划生育政策的影响而不规则的变动，故这一理论模型难以用于中国现实中来，借以解释中国粮食生产波动（栗树和、梁天征，1988年）。程晓农和宋进攻等认为粮食生产周期波动的原因在于粮食的生产和消费受市场粮食价格的影响很大，中国的“市场粮价—粮食生产”周期非常明显。当年的粮食供求平衡状况首先引起农民存粮的调整，继而决定次年的粮食市场价格的变动。若当年的粮食供给增长慢于需求增长，次年的粮食市场价格就会上升，粮食市价的这种变化又直接影响着农民的经济行为和生产要素投入的变化，继而决定来年粮食产量的变化。若当年的粮食市价上升，次年的粮食产量就会增加；若当年的粮食市价下跌，次年的粮食产量就会减少，粮食生产的周期长度主要是由粮食市价与粮食生产的时差反应决定的（毕大川、刘树成，1991年）。
从持粮食市场价格对粮食生产有重要影响观点的同志分析看：市场粮价与粮食生产的关系为：“粮食增长—价格下跌—粮食减产—价格上升—粮食再增长”的过程，对这一观点的实证检验包括两个方面：粮食生产对市场价格变化的反应和市场粮价对粮食产量增减的反应。经济学上，前者属于生产收益最大化问题，后者属于市场供求均衡问题。市场粮价发生变化对粮食生产影响，既需要考虑自身价格弹性，又需要考虑交叉价格弹性，既需要考虑粮食品种间替代关系，又需要考虑粮食与经济作物间替代关系，既需要考虑粮食价格变化，又需要考虑粮食投入品价格变化等。而粮食产量变化对市场粮价的影响，不仅要考虑粮食产量增减导致市场粮食供给变化对价格的影响，而且还要考虑市场需求变化对价格的影响。只有对这些因素综合考虑，才能估算出粮食生产和粮食市价之间复杂的影响程度。然而，这类估算需要比较全面、详细的供求和价格资料。由于受资料所限，本文仅运用简单回归模型对粮食市价与粮食生产间综合影响关系进行验证。
我们选择了粮食平均集市成交价来分析其变化对粮食变动的影响，其资料来源为中国粮食贸易公司信息部，集市成交价年均价格依据对全国245个集贸市场各主要粮食品种（大米、玉米、小麦、高梁、 薯干等）逐月的市场成交价加权平均所得，为消除通货膨胀的影响，集市成交价被商品零售价格指数除，其连续资料包括农村改革后的1979～1995年期间。对其进行相关分析发现，当年粮食集贸市场成交价上升率与次年粮食产量增长率的相关系数为0.407， 当年粮食产量增长率与次年粮食集贸市场成交价上升率相关系数为 -0.605，不仅符号正确， 而且相关性较强。我们假定粮食产量与集贸市场粮价关系式为：
Y[,t]＝α[,1]+β[,1]P[,t-1] （1）
P[,t]＝α[,2]+β[,2]Y[,t-1]（2）
式中：Y[,t]、Y[,t-1]分别为t年和t-1年粮食产量增长率，P[,(t)]、P[,(t-1)]分别为t年和t-1年粮食集贸市场成交价格，α[,1]、β[,1]、α[,2]、β[,2]为待估参数，回归结果如表2。
表2 粮食产量与市场粮价关系估计结果
Y[,t]=α[,1]+β[,1]P[,t-1] P[,t]=α[,2]+β[,2]Y[,t-1]
(1979 - 1995)(1979 - 1995)
α 1.451 12.747
(1.130)(3.817)
β 0.161 -1.520
(2.351)
(-3.076)
r[2]
0.251
0.386
DW 1.898
2.086
F 8.049 14.772
由表2看出，方程1估计结果：待估参数β[,1]和t检验值达到10 %显著水平，R[2]为0.251；方程2估计结果：待估参数β[,2]的t 检验值超过5%显著水平，R[2]为0.386。简单回归结果显示：粮食集贸市场价格变化对次年粮食产量波动有影响，而粮食产量波动对次年粮食集贸市场价格变化影响更强。值得注意的是：这里分析的粮食市价对次年粮食产量波动影响，并未考虑粮食内部品种间交叉价格弹性和外部与经济作物间交叉价格弹性，所选用的价格是各种价格加权平均。由于粮食各品种间以及粮食作物和经济作物间替代关系，相互间交叉价格弹性往往为负数，而自身价格弹性一般为正数，这样正负相抵消后的平均价格弹性就较小。所以，本文所估价格变动对粮食生产波动影响可能比实际价格弹性偏低。这也是有些研究用粮食综合平均价变动对粮食总产影响并不显著（曾玉平，1997年）的原因之一。
粮食市场价格对粮食生产波动的影响实际上是通过生产投入要素变动来实现的。当粮食价格发生变动时，农民对之进行反应的可能途径是调整土地资本和劳动的投入。在我国的具体条件下，劳动一般不构成限制性因素。因此，影响我国粮食生产供给变化主要是土地和资本投入。资本投入主要分为速效性投入（包括化肥、种子、农药等）和长效性投入（包括土地的改良和水利基础设施建设等）。对于长效性投入与土地制度密切相关，自农村实行联产承包责任制以来，粮食生产者的短期行为性很强，对具有长期性收益的土地基本建设投资缺乏积极性，粮食价格在现有水平上的可能变化程度对这种积极性没有显著影响。而速效性投入中，种子与农药投入的多少，基本上不受粮食市场价格变化的影响，所以只有化肥投入对粮食价格变化可能作出反应，下面我们就粮食播种面积和化肥投入对粮食价格变动反应作以分析。
对粮食市价与粮食播种面积相关分析显示，当年粮食市价与当年粮食播种面积和次年粮食播种面积相关性较强，而与以后几年几乎没有相关性。假设粮食播种面积与粮食市价存在如下关系：
A[,t]=α+βP[,t]+γP[,t-1]
A[,t]为t年粮食播种面积变化率，P[,t]和P[,t-1]分别为t年、t-1年粮食集贸市价变化率，α、β和γ为待估参数，估算结果如表3。
估计结果显示：β和γ参数符号正确，β参数t检验值未通过5%显著水平，α和γ参数检验值通过了5%显著水平，说明改革开放后， 粮食市场价格的变化对次年粮食播种面积的增减有影响。粮食市价变化率上升，次年粮食播种面积变化率提高，反之则反。同上述粮食综合平均价变动对粮食生产总量影响被低估的原因相同，粮食综合市价变动对粮食总播种面积影响可能也被低估。
表3 粮食播种面积和粮食市价关系估计结果
A[,t]=α+βP[,t]+γP[,t-1]
(1979年－1995年)
α －1.05
(－2.98)
β
0.03
(1.38)
γ
0.06
(2.13)
R[2] 0.45
D.W 2.49
F 10.64
改革开放以来，粮食市场价格与化肥施用量相关分析显示：粮食市场价格与当年和次年化肥施用量的相关系数分别为0.009和0.045。说明化肥施用量不仅受粮食价格的影响，更重要的是与化肥本身价格、相关生产资料价格以及其它农产品价格变动密切相关，粮食市场价格上升对化肥施用量的刺激作用可能被经济作物价格和生产资料价格的上升所抵消。在市场经济条件下，农民在考虑风险后将以最大化利润目标对外部变化作出反应，化肥施用量等生产要素投入对粮食市场价格的反应需要在综合考虑各种影响因素基础上建立起系统模型才能进行有效分析。CK
陈志国等：“价格对农业发展的弱波趋势”《经济研究》1996年第2期。
方加春、李郁芳：《中国的经济恶性波动》，中国人民大学出版社，1989年。
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柯柄生：《中国粮食市场与政策》中国农业出版社，1995年。
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