中国粮食生产的价格作用机制分析，本文主要内容关键词为：中国论文,粮食生产论文,机制论文,作用论文,价格论文，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。
一、引言
对于粮食生产的研究，文献中通常都是从生产函数出发进行的。虽然生产函数测度了粮食生产中要素投入和产出间的技术关系，但是它并不能说明农民为什么有时对粮食生产的积极性很高，投入较多；有时却积极性较低，投入较少；从而导致粮食产出量的波动起伏。在市场经济条件下，农民生产什么和生产多少都取决于是否能够获益和所能获取收益的高低，因此农民对粮食生产的积极性的高低和投入的多少也就取决于进行粮食生产所能获得收益的大小。由经济学的基本原理可知，生产的收益等于所生产产品的销售收入减去生产的成本耗费，对于给定的粮食产量，销售收入的多少完全取决于粮食价格的高低，而其生产的成本耗费除了与生产相关的各种税费外，则主要取决于生产粮食所需投入的生产要素如化肥、农药等价格的高低。这表明农民进行粮食生产的积极性的高低以及投入的多少，除了税费负担外，主要是由粮食价格的高低和粮食生产投入要素的价格引导和决定的。因此，要研究粮食生产的供给状况，就必须研究粮食生产的价格作用机制，即研究粮食价格和农业生产资料价格对粮食生产量的作用关系。
中国的经济改革首先是从农村开始的，从20世纪70年代末的大幅度提高粮食和其他农产品价格，到20世纪70年代末和80年代初的家庭经营承包责任制的实行，再到20世纪80年代末粮食和各种农产品价格以及农业生产资料价格的逐步放开，中国粮食生产的市场化程度越来越高，价格信号对农业生产的引导和作用机制也越来越强。实际上，经过二十多年的改革开放，中国的农业生产基本上已经完全市场化了，农民生产什么和生产多少已经基本上完全由农民根据市场的状况自主决定，因此分析研究市场价格对粮食生产的作用机制，对于把握中国粮食生产的供给状况无疑具有重要的意义。本文将根据中国改革开放以来粮食生产的统计数据和粮食价格及农业生产资料价格数据，运用现代统计模型方法建立中国的粮食生产价格作用机制模型，从而为分析中国的粮食供给状况提供一个有效的工具。
二、经济理论模型的构建
众所周知，始于20世纪70年代末80年代初的中国农村经济体制改革，使中国农村的农业生产经营方式发生了根本的转变，改革的结果是以家庭为单位的农业生产经营方式在中国农村的确立。在以家庭为单位的生产经营方式下，农民种植什么、种植多少以及如何种植都完全由农民自主决定，而影响农民生产决策的最主要的因素则是经济效益的高低。如果种粮食的经济效益高，农民就会多种粮食，就会多投入；如果种粮食的经济效益低，农民就会少种粮食，少投入；如果从事农业生产没有效益，农民就会放弃农业而外出打工。
显然，农民种植粮食所得收益的高低，取决于所生产的粮食的销售收入与生产投入所耗费成本的多少。因此，若记t期的粮食产量为
，则农民生产粮食的收益函数可以写为：
三、实证模型的估计与检验
为了对中国粮食生产的价格作用机制进行实证分析，可以收集中国的粮食产量、粮食播种面积、粮食价格、农业生产资料价格、粮食生产综合技术水平以及粮食生产的税费负担的统计数据，然后对方程式(9)进行估计与检验分析。然而，现有的统计数据中并没有关于各年粮食生产综合技术水平的测度指标数据和农民种植粮食的税费负担数据，所以要进行实证分析就还必须对此进行适当的处理。为了能够进行统计实证分析，我们假定农民每年的粮食生产税费负担率相同，即
是一个常数，并采用文献中通用的处理技术变化的方法，假定粮食生产的综合技术变化率是一个常数。按照这种处理方法，粮食生产的综合技术水平
就可以写为：
估计方程式(11)所需要的统计数据都可以在现有的统计指标体系中取得，所以此式可以直接用于统计实证模型分析。
由中国统计年鉴，我们取得了1978年到2002年中国的粮食产量（万吨）年度数据序列和粮食播种面积（万公顷）年度数据序列、1978年到1997年的定基年度粮食收购价格指数序列和1994年到2002年的环比年度粮食零售价格指数序列、以及1978年到1997年的定基年度农村工业品零售价格指数序列和1994年到2002年的环比年度农业生产资料价格指数序列。由于在这些年份之中价格指数编制种类的调整，使得一些价格指数序列不完整，为了得到模型估计需要的完整的价格指数序列，我们将1978年到1993年的粮食收购价格序列与1994年到2002年的粮食零售价格指数序列链接，组成了粮食价格定基指数序列，又将1978年到1993年的农村工业品零售价格指数序列与1994年到2002年的农业生产资料价格指数序列链接，组成了农业生产资料价格定基指数序列。然后再从2003年国民经济和社会发展统计公报中取得2003年的粮食产量、粮食播种面积数据和粮食零售价格指数以及农业生产资料价格指数（用工业品出厂价格指数代替）数据，这样我们就有了估计方程式(11)所需要的1978年到2003年共26个年份的粮食产量序列、粮食播种面积序列、粮食价格指数序列以及农业生产资料价格指数序列。这四个序列的对数时序图如图1所示，其中
为各年农业生产资料价格定基指数的对数。此图显示出了这四个序列的变化情况。
由图1可以看出，粮食产量序列、粮食播种面积序列、粮食价格指数序列和农业生产资料价格指数序列都是非平稳序列。使用扩展的迪基－富勒(Dickey-Fuller)单位根检验即ADF检验法，对这四个序列及其一阶差分序列进行检验，结果如表1所示。表中检验类型中的C表示常数项，T表示趋势项，L表示滞后的阶数。由表中给出的检验结果可以看出，在5%的显著性水平上，这四个序列都具有单位根，都是一阶和分(integration)的I(1)非平稳序列；而其一阶差分序列都不存在单位根，都是0阶和分的I(0)平稳序列。
图1 中国粮食生产各相关变量的对数序列
粮食产量的对数
四个变量序列同为一阶和分序列的事实表明，这四个变量序列问可能存在长期均衡关系，即这四个变量间可能存在由经济理论所导出的均衡关系式(11)。这一可能是否为真，或者说经济理论模型式(11)是否成立，可以用扩展的恩格尔－格兰杰(Engle-Granger)二步协和检验法即AEG检验法进行检验。为此，我们先对理论协和模型式(11)进行估计，使用普通最小二乘法，可得方程式(11)的估计结果为：
表1 各变量的ADF单位根检验结果
在估计方程式(12)中，时间变量t的原点设在1978年，各系数估计值下括号中的数值是其估计标准误。此估计式的各个回归系数估计值的符号都与经济理论相符，且数值大小都很显著。模型中时间变量t和粮食播种面积变量
的系数为负，这表明粮食生产技术水平的进步，粮食播种面积的增加和粮食价格的上涨都对粮食产量有促进作用，而农业生产资料价格上涨则会导致粮食产量下降。
估计式(13)的各个回归系数估计值的符号也都与经济理论的预期相符，数值大小也都显著，模型的估计结果表明，中国改革开放以来粮食生产的年技术进步率约为1.49%，粮食生产对土地投入的弹性约为1.42，对粮食价格与农业生产资料价格二者变化差额的弹性约为0.37。
虽然模型估计式(13)看起来是一个相当好的估计方程，但是此估计方程式是否就是我们所要求的中国粮食产量与粮食播种面积、粮食价格及农业生产资料价格之间的长期均衡关系式呢？要对这一问题做出回答，按照恩格尔－格兰杰协和检验方法，还需要对估计式(13)的残差序列进行检验。记估计方程式(13)的残差为：
由此辅助回归估计式(15)中
的系数及其估计标准误，可以计算得出AEG协和检验的统计量值为-3.960499，而由AEG检验的临界值表查得，在5%的显著性水平之下，此检验的临界值为-3.75，由于-3.960499＜-3.75，所以可以拒绝估计方程式(13)为非协和方程的假设，表明此方程式确实为中国粮食产量与粮食播种面积、粮食价格及农业生产资料价格之间的长期均衡关系式。
根据格兰杰表现定理，变量间若存在协和关系，则除了可以表示变量间长期均衡关系的协和模型式以外，还一定存在一个误差修正模型(ECM)可用来表示所分析变量间的短期相关关系。对于中国的粮食生产，由上述粮食产量、粮食播种面积、粮食价格和农业生产资料价格数据，以及协和模型式(13)的残差序列，可以估计得出粮食产量的短期误差修正模型为：
此误差修正模型的各系数估计值都显著，判定系数值也较高，且误差修正项的系数为负，符合反向修正机制，粮食播种面积增量的系数为正，粮食价格指数与农业生产资料价格指数之差的变动的系数也为正，均符合经济理论的预期，这表明此误差修正模型很好地描述了中国粮食生产的短期波动机制。
四、价格预期与滞后协和
由农业生产的特点可知，粮食生产从做出种植决策到成果收获需要经过一个相当长的周期，这一周期的长度在北方往往为一年，即使在南方也需要好几个月。如生产玉米，需要春天播种，秋天才能收获；又如生产冬小麦，需要上年秋天播种，到第二年夏天才能收获。而粮食生产的费用如耕地、施肥、灌溉、除草、病虫害防治、收割等费用，则从粮食的种植一直持续到收获。显然，从农民做出粮食种植的决策，到粮食的收获，不仅有一个较长的时滞，而且费用的支出也是在这一滞后时期内陆续进行的。也就是说，影响农民做出粮食种植决策的粮食价格和农业生产资料价格并不是粮食收获时的实际价格，而是上一年或当年初农民进行粮食种植决策时对未来粮食价格和农业生产资料价格的预期。因此，要揭示粮食生产的价格作用机制，就还必须对农民的价格预期与粮食生产的关系进行研究。
按照经济学中农产品生产波动的蛛网理论，农民对未来价格预期的基础是现期的价格。如果这种价格预期机制成立，则每年的粮食产量就都会与上年的粮食价格和上年的农业生产资料价格相关，也就是说每年的粮食产量与上年的粮食价格和农业生产资料价格间就会存在长期的稳定均衡关系。为了区别于同期变量间的长期稳定均衡关系，这种一些变量的现期值与其他一些变量的滞后值之间的长期稳定均衡关系，可以称为滞后协和关系。而相应地，同期变量间的长期稳定均衡关系则可以称为同期协和关系。
为了验证中国粮食生产中是否存在上述价格预期机制与上述滞后协和关系，可以将理论同期协
此估计方程式的各回归系数估计值都很显著，符号也都符合经济理论，数值大小也与同期协和模型估计式(12)中的数值相差不大。
仍然使用瓦尔德检验法，对估计方程式(17)中的回归变量
的系数进行二者数值相等而符号相反的假设检验，可得检验的F统计量为1.358989，在5%的显著性水平之下，检验临界值为4.35。由于1.358989＜4.35，所以不能拒绝回归变量二者的系数数值相等而符号相反的假设。因此，对于滞后协和模型，仍然可以进行约束回归估计。此滞后协和模型的约束回归估计式为：
此估计方程式的各个回归系数估计值不仅都很显著，而且除了替换后的滞后价格变量一项之外，其他各项的系数估计值都与估计方程式(13)中的相应估计值十分接近。
将估计方程式(18)的残差仍然记为
并仍使用扩展的恩格尔－格兰杰AEG二步协和检验法对滞后协和回归方程式(18)进行检验。对估计方程式(18)的残差序列，可建立辅助回归方程式为：
由此辅助回归方程式中
的系数估计值和其估计标准误，可以计算出AEG协和检验的统计量值为-4.137414，与5%的显著性水平之下的AEG检验的临界值-3.75相比，有-4.137414＜-3.75，所以应拒绝估计方程式(18)为非协和方程式的假设，可以认为估计方程式(18)刻画了中国粮食产量、粮食播种面积、粮食价格和农业生产资料价格之间的滞后协和关系。这表明中国的粮食生产中存在着类似于蛛网理论描述的价格预期机制，而滞后协和方程式(18)与同期协和方程式(13)的相近则表明此价格预期机制是有效的。
类似于同期协和模型的同期短期误差修正模型(16)，对于滞后协和模型，也可以建立相应的滞后短期误差修正模型。使用滞后协和模型估计式(18)的残差，可以得到相应的中国粮食产量的滞后短期误差修正模型为：
此滞后短期误差修正模型的各系数估计值的符号也都与理论预期完全一致，并且与同期短期误差修正模型式(16)相近，这也表明了中国粮食生产中价格预期机制的存在和有效。
五、简要的结论
综合上述对中国粮食生产的各相关变量的同期协和模型与同期误差修正模型的估计分析，以及滞后协和模型与滞后误差修正模型分析，可以明确地得出以下一些简要的结论。
1.收益的高低对于农民种植粮食的积极性有着决定性的作用，粮食价格和农业生产资料价格及其变化、以及农民税费负担的多少都对粮食生产具有重要的作用。要保护农民种植粮食的积极性，就要使农民在种植粮食上能获得一定的收益。这就需要政府通过一定的政策手段对粮食价格和农业生产资料的价格及其变化进行适当的调控，并想方设法努力减轻农民的各种税费负担。
2.农民在进行粮食种植决策时存在着以当期价格为基础的价格预期机制，这种价格预期机制的作用将有可能导致粮食产量的波动。如果在某一年粮食价格较低，而农业生产资料价格和各种税费负担较高，致使农民在这一年的实际收益下降，则将导致下一年农民种植粮食的积极性的下降，从而导致粮食产量的下降。虽然市场机制的作用会产生一种误差修正机制，但是这种误差的修正往往需要几年的时间。因此政府有责任、也有必要使用各种经济政策和工具保持粮食价格和农业生产资料价格的平稳，使农民的收入逐年稳步增加，以防止经济发展的大起大落。
3.耕地在粮食生产中有着至关重要的不可替代的作用，要保证粮食生产的持续稳定增长，就必须切实有效地保护有限的、不可再生的耕地不被非法侵占。改革开放以来，中国的粮食种植面积逐年下降，最根本的原因就是耕地面积在逐年减少。面对日益增长的人口，切实管好用好有限的耕地，已经刻不容缓。
4.生产技术的进步是粮食生产持续增长的有效途径，因此有必要不断加大对农业科学研究的投入和对农业生产技术开发的支持。这既需要政府本身加强对农业科学研究与技术开发的经费支持，更需要政府通过适当的政策引导和鼓励社会资金与力量积极去从事农业技术的研究与开发活动。