羅超平，牛 可，張梓榆，但 斌

(1.西南大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，重慶 400715;2.重慶大學(xué) 經(jīng)濟與工商管理學(xué)院，重慶 400044)

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

羅超平1，牛 可1，張梓榆1，但 斌2

(1.西南大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，重慶 400715;2.重慶大學(xué) 經(jīng)濟與工商管理學(xué)院，重慶 400044)

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，提出了增進糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶福利的對策建議。

糧食價格波動；主產(chǎn)區(qū)；短期福利；長期福利

一、引言

2016年中央一號文件提出了推進農(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，在保護糧食消費者和糧食生產(chǎn)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(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，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，第二部分為文獻綜述，回顧文獻以夯實理論基礎(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；第四部分進行實證分析；第五部分為結(jié)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(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行了深入探討[43-45]，認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?；诖?，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。

(1)

(2)

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?？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(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(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?？怂剐枨髲椥裕宰罱K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RandomEffects-Hansman檢驗結(jié)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(yīng)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(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

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

(4)

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，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作用，其中對內(nèi)蒙古和河北的促進作用最大，對江西的促進作用最??；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)。

(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：

LNQit= - 2.7529+αi+ 1.0620LNAREAit+ 0.2935LNFERit- 0.0399LNDISit+ 0.0068LNFit+ 0.0470LNPSit

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

(5)

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%。

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。

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：

LNDit=γ0+γ1LNGNIit+γ2LNPCit+γ3LNPPit+εit

(6)

其中，i代表主產(chǎn)區(qū)各個省份，t代表年份，Dit代表主產(chǎn)區(qū)農(nóng)村居民家庭人均糧食消費量，GNIit代表農(nóng)村CPI平減后的農(nóng)村居民人均純收入，PCit代表糧食零售價格，PPit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)，εit為殘差項。

在進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，F(xiàn)2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)RandomEffects-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)進行估計。估計方程如下：

LNDit=6.6840+φi-0.2070LNGNIit-0.0855LNPCit-0.0464LNPPit

(7)

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

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)，進而得到各省糧食凈收益值NBR(圖3)。

圖1 主產(chǎn)區(qū)13個省份農(nóng)戶糧食消費支出占總支出比重(CR)的變化情況(%)

圖2 主產(chǎn)區(qū)13個省份農(nóng)戶糧食生產(chǎn)價值占總收入比重(PR)的變化情況(%)

圖3 主產(chǎn)區(qū)13個省份農(nóng)戶糧食凈收益率(NBR)的變化情況(%)

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

圖4 河南省糧食生產(chǎn)價格與農(nóng)戶生產(chǎn)福利變化趨勢圖

圖5 江西省糧食生產(chǎn)價格與農(nóng)戶生產(chǎn)福利變化趨勢圖

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)樨撝怠４送?，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%。

圖6 黑龍江省糧食生產(chǎn)價格與農(nóng)戶生產(chǎn)福利變化趨勢圖

圖7 吉林省糧食生產(chǎn)價格與農(nóng)戶生產(chǎn)福利變化趨勢圖

(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。

圖8 山東省糧食零售價格與農(nóng)戶消費福利變化趨勢圖

圖9 內(nèi)蒙古自治區(qū)糧食零售價格與農(nóng)戶消費福利變化趨勢圖

(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年的負值變?yōu)榱苏?，表明零售價格的連續(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%。

圖10 黑龍江省糧食價格與農(nóng)戶福利變化趨勢圖

圖11 河北省糧食價格與農(nóng)戶福利變化趨勢圖

(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。

圖12 四川省糧食價格與農(nóng)戶福利變化趨勢圖

圖13 江蘇省糧食價格與農(nóng)戶福利變化趨勢圖

圖14 安徽省糧食價格與農(nóng)戶福利變化趨勢圖

圖15 湖北省糧食價格與農(nóng)戶福利變化趨勢圖

(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(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遠大于生產(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，促進了農(nóng)業(yè)資源配置效率的優(yōu)化，顯著促進了糧農(nóng)的生產(chǎn)福利，進而提升了糧農(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)。

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(本文責(zé)編：王延芳)

Research on the Effect of Grain Price Fluctuation on Farmers’ Welfare in the Major Grain Growing Provinces in China

LUO Chao-ping1, NIU Ke1, ZHANG Zi-yu1, DAN Bin2

(1.CollegeofEconomicsandManagement,SouthwestUniversity,Chongqing400715,China;2.CollegeofEconomicsandBusinessAdministration,ChongqingUniversity,Chongqing400044,China)

According to the tenets of Compensating Variation, this paper established a Panel Data Model of welfare effect for farmers in the Main Grain Production Area in China. With this model, we examined the influence of grain price fluctuation on farmers’ production welfare, consumption welfare and overall welfare with provincial panel data between 1989 and 2014 in the Main Grain Production Area. It is found that the ratio of grain consumption to grain income (CR) in each province in the Main Grain Production Area has generally decreased, and the ratio of grain production value to income(PR) and grain production Net Benefit Ratio (NBR) are quite heterogeneous; change in grain production price is positive correlated to change in farmers’ production welfare, while change in grain retail price is negatively correlated to change in farmers’ consumption welfare, but the range of change differs significantly from province to province; improvement of institutional environment will enhance farmers’ production welfare significantly and make farmers’ production welfare change more sensitive to grain production price change; a stable grain price is conducive to the improvement of farmers’ welfare, but there exists an obvious inter-provincial difference as to the extent of improvement; the degree to which changes in grain retail price and production price dominate overall welfare varies in different periods; short-term overall welfare is positively correlated to long-term overall welfare in most cases, which does not deny a negative correlation in certain province in a particular year. Based on the above conclusions and in line with the No. 1 document from the national central government, we proposed countermeasures and suggestions for promoting farmers’ welfare in the Main Grain Production Area.

grain price fluctuation; the main grain production area; short-term overall welfare; long-term overall welfare

2016-11-10

2017-01-08

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)。

羅超平( 1980-)，男，四川內(nèi)江人，西南大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院副教授、碩士生導(dǎo)師，研究方向：食物經(jīng)濟與管理、市場理論與產(chǎn)業(yè)政策。

F323.8

A

1002-9753(2017)02-0037-17