周洲，石奇

(1.上海市農(nóng)業(yè)科學(xué)院 農(nóng)業(yè)科技信息研究所，上海 201403；2.南京財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院；江蘇 南京 210046)

一、問題的提出

上世紀(jì)九十年代以來，我國在糧食市場化改革方面進(jìn)行了積極探索，為推動我國糧食生產(chǎn)發(fā)展和農(nóng)民增收打下了堅實的制度基礎(chǔ)。2003年以來，隨著我國糧食購銷市場化的全面放開和一系列支農(nóng)惠農(nóng)政策實施，我國糧食生產(chǎn)取得了長足的進(jìn)步和發(fā)展，特別是從2004年開始國家陸續(xù)在糧食主產(chǎn)區(qū)對主要糧食品種實施的糧食價格支持政策，對我國糧食價格上漲形成了重要的支撐，有力的促進(jìn)了種糧農(nóng)民收入的增長，極大的調(diào)動了農(nóng)民的生產(chǎn)積極性。糧食產(chǎn)量由 2003 年的 8613 億斤增加到2016 年的 12 325 億斤，且連續(xù)四年保持在 12 000 億斤以上，實現(xiàn)了糧食產(chǎn)量自2003年以來的“十三連豐”，我國糧食安全保障程度不斷提高。隨著近年來農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料、人工和土地等糧食生產(chǎn)要素價格的不斷提升，糧食生產(chǎn)成本在不斷增加，農(nóng)戶糧食生產(chǎn)收益偏低，有的年份甚至是凈虧損，我國糧食生產(chǎn)收益率持續(xù)下降的問題日益突出。隨著農(nóng)村市場化改革的深入推進(jìn)，農(nóng)民逐漸成為追求利潤最大化的農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，種糧的成本收益越來越成為影響農(nóng)民種糧積極性的關(guān)鍵，糧食生產(chǎn)收益低下將導(dǎo)致農(nóng)民種糧積極性不高，從而威脅到國家糧食安全。

關(guān)于糧食安全和農(nóng)民增收，國內(nèi)外學(xué)者從不同角度進(jìn)行了研究和探討。多數(shù)學(xué)者分別基于糧食價格和生產(chǎn)成本視角進(jìn)行了研究，認(rèn)為糧食價格是影響糧農(nóng)糧食生產(chǎn)積極性進(jìn)而影響糧食產(chǎn)出的關(guān)鍵因素，提高糧食價格是提高糧農(nóng)經(jīng)營收益、確保國家糧食安全的有效手段，如Lin J Y[1]、Innes R[2]、Rozelle S[3]。陸文聰[4]認(rèn)為政府應(yīng)充分利用市場價格機制對糧食生產(chǎn)的調(diào)節(jié)作用，提高糧食生產(chǎn)能力。丁聲俊[5]認(rèn)為糧食價格政策是合理調(diào)節(jié)糧食生產(chǎn)者與消費者利益關(guān)系和國家進(jìn)行糧食宏觀調(diào)控的有效杠桿。鄧大才[6]、劉志剛和呂杰[7]、柴斌鋒等[8]、鄭有貴[9]、范成方和史建民[10]認(rèn)為農(nóng)民種糧的機會成本不斷上升、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格上漲過快使得糧食生產(chǎn)成本過高，壓縮了糧食生產(chǎn)的利潤空間，造成糧農(nóng)種糧比較效益低下。從而導(dǎo)致農(nóng)民在短期內(nèi)享受糧食價格上漲帶來的收益，但是必須較長時間忍受成本上漲帶來的收入增幅下降[11]。因此，藍(lán)海濤和姜長云[12]認(rèn)為在糧食生產(chǎn)成本快速上升時，只要在社會可承受的范圍內(nèi)，應(yīng)適當(dāng)放松對糧食價格的控制，平抑糧食生產(chǎn)成本上升對農(nóng)民增收和糧食生產(chǎn)的負(fù)面影響，提高農(nóng)戶糧食生產(chǎn)的盈利能力和比較利益水平。彭克強[13]、曾福生和戴鵬[14]、葉敬忠等[15]從糧食價格與生產(chǎn)成本兩個方面綜合進(jìn)行考察，認(rèn)為應(yīng)在提高糧食價格的同時降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格，以促進(jìn)農(nóng)民增收目標(biāo)的實現(xiàn)。

雖然已有文獻(xiàn)對糧食生產(chǎn)收益及其影響因素進(jìn)行了廣泛的研究，但大多只涉及定性分析的層面，定量層面的研究也大多考慮的是樣本區(qū)間整體的情況，未對糧食購銷全面市場化改革之前和改革之后各影響因素對糧食生產(chǎn)收益影響程度的變動情況進(jìn)行考察，對于糧食價格、生產(chǎn)成本和單產(chǎn)三者之間的因果關(guān)系也沒有進(jìn)行全面細(xì)致的定量分析。而2004 年以來，糧食價格支持政策(包括稻谷和小麥最低收購價政策和玉米臨時收儲政策)的實施對糧食市場價格起到了重要的托底和支撐作用，對糧食市場價格的引導(dǎo)作用不斷增強，有力的促進(jìn)了農(nóng)民增產(chǎn)增收，那么受政策因素的影響，影響種糧收益的各因素在2004年前后對糧食生產(chǎn)收益的影響程度是否有所差異？價格支持所帶來的種糧農(nóng)民收益的增長是否會被生產(chǎn)成本的同步增加所侵蝕？怎樣更好的保護(hù)和促進(jìn)農(nóng)戶種糧收益？本研究將在前人研究的基礎(chǔ)上，結(jié)合當(dāng)前我國糧食生產(chǎn)收益變動的最新情況，利用在年際間具有可比性的實際變量數(shù)據(jù)，運用協(xié)整分析、回歸模型分析和格蘭杰因果檢驗等多種計量方法對我國農(nóng)戶糧食生產(chǎn)收益的影響因素以及各因素對糧食生產(chǎn)收益的影響程度進(jìn)行分時段的定量研究，并對各影響因素之間的因果關(guān)系進(jìn)行實證檢驗，以期厘清各影響因素對糧食生產(chǎn)收益的影響程度，把握影響糧食生產(chǎn)收益的關(guān)鍵因素，為采取針對性措施促進(jìn)糧農(nóng)增收和確保我國的糧食安全提供理論依據(jù)和決策參考。

二、數(shù)據(jù)來源及變量說明

在市場經(jīng)濟(jì)條件下，糧食的市場價格、生產(chǎn)成本以及單產(chǎn)水平是影響農(nóng)民糧食生產(chǎn)收益的關(guān)鍵因素。本研究分別選取1990年以來稻谷、小麥、玉米的每公頃凈利潤作為被解釋變量，選取每50公斤主產(chǎn)品平均出售價格、每公頃生產(chǎn)總成本、每公頃產(chǎn)量指標(biāo)作為解釋變量，變量數(shù)據(jù)來源于《全國農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編(1990—2014歷年)》和《中國統(tǒng)計年鑒》。之所以選擇稻谷、小麥和玉米為研究對象，是因為稻谷、小麥和玉米是我國主要的谷物品種，三者產(chǎn)量占我國糧食總產(chǎn)量的比重已經(jīng)超過了90%，在我國糧食安全中處于基礎(chǔ)性的戰(zhàn)略地位，三者的出售收入是種糧農(nóng)戶糧食經(jīng)營收入的重要組成部分，對其生產(chǎn)收益影響因素進(jìn)行研究具有重要的現(xiàn)實意義。

根據(jù)對糧食生產(chǎn)收益及其影響因素的理論分析并結(jié)合前人研究成果，同時考慮數(shù)據(jù)的可獲性，本研究選取如下變量：

1.每公頃凈利潤(元/公頃)。為了消除通脹因素的影響，使變量在年際間具有可比性，本文以1990年為基期(1990年=100)的農(nóng)村居民消費價格指數(shù)對每公頃凈利潤進(jìn)行平減，得到每公頃實際凈利潤。其中稻谷、小麥和玉米的實際凈利潤分別表示為PNR、WNR和CNR。

2.出售價格(元/50kg)。這里指每50公斤主產(chǎn)品平均出售價格。同樣以1990年為基期(1990年=100)的農(nóng)村居民消費價格指數(shù)對其進(jìn)行平減以消除通脹因素的影響，得到每50 公斤主產(chǎn)品平均實際出售價格。其中稻谷、小麥和玉米的實際出售價格分別表示為PNP、WNP和CNP。

3.生產(chǎn)成本(元/公頃)。筆者在研究時選擇了每公頃生產(chǎn)總成本數(shù)據(jù)，其中生產(chǎn)總成本包括物質(zhì)與服務(wù)費用、人工成本和土地成本，其中人工成本包括家庭用工折價和雇工費用。同時，以1990年為基期(1990年=100)的農(nóng)村居民消費價格指數(shù)對其進(jìn)行平減以消除通脹因素的影響，得到每公頃實際生產(chǎn)總成本。其中稻谷、小麥和玉米的實際生產(chǎn)成本分別表示為PNC、WNC和CNC。

4.單產(chǎn)(kg/公頃)。本研究選擇每公頃產(chǎn)量作為單產(chǎn)數(shù)據(jù)，其中稻谷、小麥和玉米的每公頃產(chǎn)量分別表示為PNY、WNY和CNY。

三、糧食生產(chǎn)收益及其影響因素變動狀況分析

從1990年以來我國糧食實際價格變化趨勢可以看出(如圖1所示)，1991—1995年我國糧食價格呈現(xiàn)大幅上漲態(tài)勢。這主要是因為1990年以來我國糧食連續(xù)3年增產(chǎn)，使得政府對國內(nèi)糧食供需形勢估計抱以樂觀態(tài)度，于是在1993年全面放開糧價，由于糧價放得過快，加之南方稻谷減產(chǎn)，引發(fā)了1993年底的全國性糧價大幅上漲。為了完成糧食收購任務(wù)，掌握糧源，政府不得不在1994年大幅提高糧食收購價格，市場糧價也水漲船高，1995年稻谷、小麥和玉米的實際價格分別較1991年上漲了66.7%、45.9%和84.4%。由于1995—1998年連續(xù)四年的糧食增產(chǎn)，1996—2002年我國糧食價格在大幅下跌后持續(xù)低迷。伴隨低迷的糧食價格，1998年以來糧食不斷減產(chǎn)，加之2003年糧食主產(chǎn)區(qū)遭遇自然災(zāi)害，使得市場糧食供給緊缺，糧價在2003年后開始回升。由于2004年以來糧食購銷市場的全面放開以及針對主產(chǎn)區(qū)主要糧食品種的價格支持政策的實施，使得2003年以來糧食實際價格在波動中平穩(wěn)上漲(圖1)。2014年稻谷、小麥和玉米實際價格分別較2003年上漲了63.7%、49.4%和48.3%，年均漲幅分別為5.8%、4.5%和4.4%。

稻谷、小麥和玉米的單產(chǎn)變動趨勢如圖2所示，總體上看，1990年以來三大品種單產(chǎn)均呈現(xiàn)上升趨勢，但2004年以來的單產(chǎn)上升幅度要明顯大于2004年之前的增幅。三大品種單產(chǎn)在1990—2003年這一時期變動幅度較小，2003年小麥和玉米的單產(chǎn)較1990年僅分別增長了10.8%和2.8%，稻谷2003年單產(chǎn)較1990年還下降了1.3%。2014年稻谷、小麥和玉米單產(chǎn)分別較2003年上漲了18.6%、67.7%和35.6%，年均上漲幅度分別為1.7%、6.2%和3.2%。

圖1 1990—2014年稻谷、小麥和玉米實際出售價格

如圖3所示，在糧食價格和單產(chǎn)上升的同時，糧食生產(chǎn)成本也在不斷上漲。我國稻谷、小麥和玉米的實際生產(chǎn)成本分別由1990年的2539.2元/公頃、1926.6元/公頃和1965元/公頃，增加到2014年的6357.6元/公頃、5215.2元/公頃和5748.9元/公頃，分別增長了1.5倍、1.7倍和1.9倍。如果是以名義價格計算，2014年稻谷、小麥和玉米的生產(chǎn)成本將分別較1990年增長6倍、6.5倍和7.1倍。尤其是2003年以來，糧食生產(chǎn)成本上漲的速度更是迅猛，稻谷、小麥和玉米2014年的實際生產(chǎn)成本分別較2003年上漲了97.4%、98.7%和113.9%，年均增幅分別達(dá)8.9%、9%和10.4%。另外，從圖3可以看出，1990年以來稻谷、小麥和玉米實際生產(chǎn)成本的變動幅度和趨勢基本相同，但稻谷的實際生產(chǎn)成本一直高于小麥和玉米，小麥和玉米的實際生產(chǎn)成本大致相當(dāng)。

圖2 1990—2014年稻谷、小麥和玉米單產(chǎn)變動趨勢

圖3 1990—2014年稻谷、小麥和玉米實際生產(chǎn)成本變動趨勢

通過分析可以看出，雖然我國糧食價格和單產(chǎn)均在波動中呈上升態(tài)勢，但其漲幅還遠(yuǎn)遠(yuǎn)趕不上實際生產(chǎn)成本的上漲速度，生產(chǎn)成本的快速上漲一定程度上侵蝕了糧食價格和單產(chǎn)提升給農(nóng)民帶來的好處，導(dǎo)致我國糧食生產(chǎn)的比較效益低下。2014年稻谷、小麥和玉米的名義凈收益分別較1990年增長了1.2倍、2.3倍和0.8倍，凈收益的增長速度明顯慢于生產(chǎn)成本的上漲速度?？鄢浺蛩赜绊懙膶嶋H凈利潤變動如圖4所示，由圖4可見，稻谷、小麥和玉米的每公頃實際凈利潤自1990年以來不斷波動起伏，往往在上升一段時期后就會下跌，具有明顯的周期性波動特征。2014年稻谷、小麥和玉米的每公頃實際凈利潤非但較1990年沒有上漲，還存在不同程度的下降，農(nóng)民種糧的收益增長十分有限。那么糧食價格、單產(chǎn)和生產(chǎn)成本對糧食生產(chǎn)收益存在怎樣的影響，影響程度如何？另外，從圖1、圖2、圖3還可看出，糧食價格、單產(chǎn)和生產(chǎn)成本往往表現(xiàn)出一致的變動趨勢，這種趨勢在2004年以來表現(xiàn)的尤其明顯，即總體上均隨時間的推移表現(xiàn)出明顯的上漲態(tài)勢。那么糧食價格、單產(chǎn)和生產(chǎn)成本三者之間是否存在著一定的內(nèi)在聯(lián)系和因果關(guān)系，有待進(jìn)一步實證檢驗。

四、實證分析

(一)單位根檢驗

為了消除異方差的影響和方便對實證結(jié)果進(jìn)行經(jīng)濟(jì)解釋，將稻谷、小麥和玉米的相關(guān)變量數(shù)據(jù)取對數(shù)。本研究采用計量軟件Eviews6.0 進(jìn)行數(shù)據(jù)分析，首先對稻谷、小麥、玉米各相關(guān)變量進(jìn)行ADF單位根檢驗。根據(jù)各相關(guān)變量的和變量差分后的折線圖確定各變量平穩(wěn)性的具體檢驗類型，判斷檢驗是否帶截距項或趨勢項，由Eviews6.0軟件依據(jù)施瓦茨信息標(biāo)準(zhǔn)(SIC)自動確定檢驗的最優(yōu)滯后期。各變量的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果見表1所示。其中除了稻谷單產(chǎn)lnPNY、小麥單產(chǎn)lnWNY和玉米單產(chǎn)lnCNY是平穩(wěn)時間序列變量，其余時間序列變量均是在一階差分后平穩(wěn)，即均服從一階單整I(1)過程。由于稻谷、小麥、玉米各相關(guān)變量均是一階單整的，因而滿足進(jìn)行協(xié)整檢驗的前提條件，可分別對稻谷、小麥、玉米相關(guān)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗。

圖4 1990—2014年稻谷、小麥和玉米實際凈收益變動趨勢

表1 各變量及其一階差分變量的ADF檢驗結(jié)果

注：檢驗類型(C,T,K)中的 C 表示帶常數(shù)項(取 0 表示無常數(shù)項)，T 表示帶趨勢項(取 0 表示無趨勢項)，K 表示滯后階數(shù)；*、**、***分別表示在 10%、5%、1%的水平上顯著。

(二)協(xié)整檢驗

由于 Johansen 協(xié)整檢驗法對于變量滯后階數(shù)的選取非常敏感，所以在進(jìn)行Johansen 協(xié)整檢驗之前應(yīng)該合理確定協(xié)整檢驗的最優(yōu)滯后階數(shù)，而Johansen 協(xié)整檢驗的最優(yōu)滯后階數(shù)比無約束 VAR 模型的最優(yōu)滯后階數(shù)小1，因此，有必要先弄清無約束 VAR 模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。

VAR模型滯后階數(shù)的確定至關(guān)重要，直接決定了模型估計結(jié)果的準(zhǔn)確性。一方面為了完整的刻畫模型的動態(tài)特征，滯后階數(shù)應(yīng)盡可能的大，而另一方面滯后階數(shù)越大就意味著需估計的參數(shù)越多，這樣會損失模型的自由度。因此，在對VAR模型的滯后階數(shù)進(jìn)行選擇時，需要進(jìn)行綜合考慮。本研究采用似然比統(tǒng)計量(LR)、最終預(yù)測誤差(FPE)、赤池信息準(zhǔn)則(AIC)、施瓦茨信息標(biāo)準(zhǔn)(SC)和 漢南一奎因信息標(biāo)準(zhǔn)(HQ)五個評價指標(biāo)對VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)進(jìn)行權(quán)衡取舍。由表2的估計結(jié)果顯示，稻谷、小麥的似然比統(tǒng)計量(LR)和施瓦茨信息標(biāo)準(zhǔn)(SC)選擇的滯后階數(shù)為1階，最終預(yù)測誤差(FPE)、赤池信息準(zhǔn)則(AIC)和漢南一奎因信息標(biāo)準(zhǔn)(HQ)選擇的滯后階數(shù)為3階，一般來說赤池信息準(zhǔn)則(AIC)更加有效，故稻谷和小麥無約束 VAR 模型選擇的最優(yōu)滯后階數(shù)為3階。玉米的五個評價指標(biāo)全部認(rèn)為無約束 VAR 模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為3，應(yīng)建立 VAR(3)模型。因此，將稻谷、小麥和玉米的Johansen協(xié)整檢驗的最優(yōu)滯后階數(shù)均確定為2階。

表2 各品種 VAR 模型的滯后階數(shù)選擇

注：某數(shù)字帶*號表示被評價指標(biāo)選定的VAR 模型的滯后階數(shù)。

根據(jù)各變量 ADF 單位根檢驗結(jié)果(見表1)，可以選定Johansen 協(xié)整檢驗的協(xié)整方程的形式為具有截距項，但無趨勢項。在以上設(shè)定的基礎(chǔ)上，可得到Johansen 跡統(tǒng)計量和最大特征值統(tǒng)計量檢驗的結(jié)果如表3所示。由跡統(tǒng)計量檢驗結(jié)果表可知，稻谷和玉米相關(guān)變量在5%的顯著水平上存在兩個協(xié)整方程，小麥相關(guān)變量在5%的顯著水平上存在三個協(xié)整方程。由最大特征值檢驗結(jié)果可知，稻谷和玉米相關(guān)變量在5%的顯著水平上存在兩個協(xié)整方程，小麥相關(guān)變量在5%顯著水平上存在一個協(xié)整方程。即在1990—2014年樣本期內(nèi)，稻谷、小麥和玉米的每公頃實際凈利潤和實際出售價格、實際生產(chǎn)成本、單產(chǎn)之間存在協(xié)整關(guān)系，也就是說稻谷、小麥和玉米的四個變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

表3 跡統(tǒng)計量和最大特征值統(tǒng)計量檢驗結(jié)果

注：*表示在5%水平上拒絕原假設(shè)。

(三)回歸模型估計結(jié)果及分析

由上述分析可知，稻谷、小麥和玉米的每公頃實際凈利潤和實際出售價格、每公頃實際生產(chǎn)成本、單產(chǎn)之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。為了定量分析各影響因素對實際凈利潤的影響程度，本文構(gòu)建如下的線性模型：

lnNRt,i=αi+βi1lnNPt,i+βi2lnNCt,i+

βi3lnYt,i+μi

(1)

其中i=1,2,3，分別對應(yīng)稻谷、小麥和玉米，NRt,i指的是第i種糧食在第t期的每公頃凈利潤，為了消除物價因素的影響，使變量在年際間具有可比性，本研究用1990年為基期的農(nóng)村居民消費價格指數(shù)對其進(jìn)行平減處理，得到每公頃實際凈利潤；NPt,i指的是第i種糧食在第t期的實際價格，為了便于對該變量進(jìn)行對數(shù)化處理，選取每50 公斤主產(chǎn)品平均出售價格，并且用1990年為基期的農(nóng)村居民消費價格指數(shù)對其進(jìn)行平減，以消除物價因素的影響，用以反映糧食實際價格對糧食每公頃凈收益的影響；NCt,i指的是第i種糧食在第t期的每公頃實際生產(chǎn)成本，其中包括物質(zhì)與服務(wù)費用、人工成本和土地成本，同樣用1990年為基期的農(nóng)村居民消費價格指數(shù)對其進(jìn)行平減，以消除物價因素的影響，用以反映糧食實際生產(chǎn)成本對糧食每公頃凈收益的影響；Yt,i指的是第i種糧食在第t期的每公頃產(chǎn)量，即單產(chǎn)，以反映糧食單產(chǎn)對糧食每公頃凈收益的影響；αi為常數(shù)項，βi1、βi2和βi3為待估計的參數(shù)，反映糧食生產(chǎn)收益對各影響因素變動的敏感程度；μi為隨機擾動項，表示其他影響糧食生產(chǎn)收益的不可觀測或不可控因素。

由于稻谷、小麥和玉米的生產(chǎn)凈利潤與糧食價格、生產(chǎn)成本以及單產(chǎn)之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，且至少存在一個協(xié)整方程，因此對線性模型(1)的回歸非偽回歸。由于我國從1990年開始實施糧食收購保護(hù)價政策，2004年以來，我國糧食流通實現(xiàn)了購銷市場化，取消了收購保護(hù)價政策，對糧食主產(chǎn)區(qū)的主要糧食品種實行了最低收購價政策，并對種糧農(nóng)戶實行了直接補貼政策，糧食最低收購價和直接補貼政策的實行對促進(jìn)我國糧食自2003年以來的連年增產(chǎn)和農(nóng)民增收發(fā)揮了至關(guān)重要的作用。為了對比分析收購保護(hù)價時期和最低收購價時期我國農(nóng)戶糧食生產(chǎn)凈收益的影響因素及其影響程度是否會有差異，本文將樣本區(qū)間劃分為1990—2003年和2004—2014年兩個時期分別進(jìn)行回歸。運用Eviews6.0對三個品種分別進(jìn)行估計的結(jié)果見表4。

由表4可知，稻谷、小麥和玉米模型經(jīng)過調(diào)整后的R方較高，且各模型解釋變量的系數(shù)和F值均在 1%的水平上顯著。說明模型擬合度較好，能很好地反映解釋變量對被解釋變量的影響，具有良好的解釋力。

表4 模型估計結(jié)果

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著。

從表4可知，稻谷、小麥和玉米不同時期每公頃實際凈利潤對價格、成本和單產(chǎn)三個因素變動的反應(yīng)存在一定差異。稻谷在1990—2003和2004—2014兩個時期的每公頃實際凈利潤對實際價格的變動最為敏感，2004—2014樣本期稻谷每公頃凈利潤的價格彈性為4.265%，較1990—2003樣本期的3.519%有所提高。與稻谷相同的是，玉米2004—2014樣本期內(nèi)的每公頃凈利潤的價格彈性也較1990—2003時期有所提升，這可能是因為2004年以來不斷提升的稻谷最低收購價格和2007年以來實施的玉米臨時收儲政策大大穩(wěn)定了糧農(nóng)的稻谷和玉米價格預(yù)期，調(diào)動了農(nóng)戶種植稻谷和玉米的積極性，使得農(nóng)戶的稻谷和玉米種植行為對價格的反應(yīng)更加敏感，從而使得稻谷和玉米種植收益對價格的反應(yīng)也更為敏感。值得注意的是，在1990—2003樣本期，稻谷單產(chǎn)每提高1%，將使稻谷每公頃凈利潤提高1.004%，但單產(chǎn)對每公頃凈利潤的影響不顯著。這可能是因為在1990—2003年期間，稻谷的單產(chǎn)增加有限的緣故。而相對于稻谷來說，小麥和玉米每公頃凈利潤的單產(chǎn)彈性較大，小麥單產(chǎn)每增加1%，將分別使兩個時期每公頃凈利潤提高10.984%和16.085%， 玉米單產(chǎn)每增加1%，將使兩個時期每公頃凈利潤分別提高11.371%和7.856%。

另外，從表4可知，稻谷、小麥和玉米每公頃凈利潤的生產(chǎn)成本彈性在兩個時期存在差異，總體上來看，生產(chǎn)成本均對三大糧食品種的每公頃實際收益產(chǎn)生較大的負(fù)面影響，其中稻谷2004—2014時期生產(chǎn)成本的提高對每公頃凈收益變動的負(fù)面效應(yīng)較1990—2003時期略有提升，而小麥和玉米2004—2014時期生產(chǎn)成本對每公頃凈收益負(fù)面效應(yīng)較1990—2003時期有所下降。相對于稻谷和玉米來說，小麥生產(chǎn)成本的提高對每公頃凈收益的負(fù)面效應(yīng)最為明顯，生產(chǎn)成本每提高1%，小麥兩個時期每公頃凈利潤將分別下降12.251%和9.375%。這可能是因為小麥大多是在秋末種植的冬小麥，在農(nóng)時上較少有同一時節(jié)的替代作物，當(dāng)小麥生產(chǎn)成本上升時，由于缺少替代作物，糧農(nóng)為了避免耕地的閑置也會種植小麥，使得小麥生產(chǎn)成本的提高對糧農(nóng)的收益提升的阻礙效應(yīng)異常明顯。如果從價格、單產(chǎn)和生產(chǎn)成本在兩個時期對生產(chǎn)收益影響程度的相對強弱來看，稻谷、小麥和玉米生產(chǎn)成本對生產(chǎn)收益影響的相對程度分別從1990—2003時期的第二、第一和第二位降低到2004—2014時期的第三、第二和第三位。這從一定程度上表明，2004年以來，單產(chǎn)和價格因素對糧食生產(chǎn)收益的正向影響相對增強，而生產(chǎn)成本對糧食生產(chǎn)收益的負(fù)向影響相對減弱?？赡艿慕忉屖?，2004年以來隨著我國糧食市場化改革的深入推進(jìn)和一系列支農(nóng)惠農(nóng)政策的實施，市場在資源配置中的作用得到逐步發(fā)揮，價格機制對我國農(nóng)戶種糧收益提升和糧食供需關(guān)系的調(diào)節(jié)發(fā)揮了越來越重要的作用。農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的完善和農(nóng)業(yè)科技的進(jìn)步使得單產(chǎn)提升對農(nóng)戶種糧收益的正向影響日益凸顯。同時，隨著一系列糧食補貼政策的實施，農(nóng)戶因生產(chǎn)成本上升帶來的種糧收益損失得到了一定補償，使得生產(chǎn)成本對農(nóng)戶種糧收益提升的剛性約束漸趨減弱。

(四)格蘭杰因果檢驗

糧食價格、生產(chǎn)成本和單產(chǎn)三者之間的關(guān)系需進(jìn)一步厘清，即提高糧食價格是否會導(dǎo)致糧食生產(chǎn)成本的上漲，使得糧價提高帶給糧農(nóng)增收的好處被伴隨生產(chǎn)成本的上漲所侵蝕？提高糧價是否有助于糧食單產(chǎn)的提高，單產(chǎn)的提高是否會對糧價產(chǎn)生向下的壓力，導(dǎo)致“谷賤傷農(nóng)”？糧食單產(chǎn)和生產(chǎn)成本之間的因果關(guān)系如何？為了弄清這些問題，本研究運用格蘭杰因果檢驗法對單產(chǎn)、價格和成本三者之間的因果關(guān)系進(jìn)行檢驗。其中l(wèi)nPNP、lnPNC和lnPNY分別表示稻谷實際出售價格、實際生產(chǎn)成本和每公頃產(chǎn)量，lnWNP、lnWNC和lnWNY分別表示小麥實際出售價格、實際生產(chǎn)成本和每公頃產(chǎn)量，lnCNP、lnCNC和lnCNY分別表示玉米實際出售價格、實際生產(chǎn)成本和每公頃產(chǎn)量。檢驗結(jié)果見表5。

價格和生產(chǎn)成本的格蘭杰因果檢驗顯示，在1%的顯著性水平上，稻谷、小麥和玉米均拒絕了價格不是生產(chǎn)成本變動格蘭杰原因的原假設(shè)，說明糧食價格是生產(chǎn)成本變動的格蘭杰原因，糧食價格的提升會導(dǎo)致生產(chǎn)成本的上漲。這可能是因糧食價格的提高會調(diào)動農(nóng)戶糧食種植的積極性，加大對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的需求，使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格上漲，農(nóng)戶種植糧食的生產(chǎn)成本上升。稻谷、小麥和玉米在10%的顯著水平上均接受了生產(chǎn)成本不是價格變動的格蘭杰原因的原假設(shè)，表明生產(chǎn)成本的上漲不一定會導(dǎo)致糧食價格的提升。說明當(dāng)前我國的糧食價格還不能隨著生產(chǎn)成本的變動合理浮動，缺乏靈活性，也從側(cè)面說明我國當(dāng)前的糧食價格市場形成機制還有待完善。

從價格和單產(chǎn)的格蘭杰因果檢驗結(jié)果可知，稻谷和小麥均接受了價格和單產(chǎn)互不為格蘭杰因果關(guān)系的原假設(shè)，而玉米的格蘭杰因果檢驗表明，單產(chǎn)不是玉米價格變動的格蘭杰原因，價格是玉米單產(chǎn)變動的格蘭杰原因。說明對于稻谷和小麥而言，價格的提高并不必然促進(jìn)單產(chǎn)的提高，這可能是因為隨著價格的提高，生產(chǎn)資料的價格也在上漲的緣故。由于生產(chǎn)成本的提高，抑制了農(nóng)戶增加糧食生產(chǎn)資料投入的積極性，從而使得價格的提高對單產(chǎn)的促進(jìn)作用有限。而單產(chǎn)的提高并不是價格水平降低的格蘭杰原因，表明1990年以來政府實行的一系列的糧食價格支持政策，無論是收購保護(hù)價政策還是最低收購價政策，都對糧食市場價格起到了較好的支撐作用，一定程度上保護(hù)了糧農(nóng)的利益，預(yù)防了“谷賤傷農(nóng)”現(xiàn)象的出現(xiàn)。與稻谷和小麥不同的是，玉米的價格是單產(chǎn)變動的格蘭杰原因，說明玉米價格的提高對單產(chǎn)的增加具有促進(jìn)作用，這可能是因為相對于主要作為口糧的稻谷和小麥來說，作為飼料糧和生物能源原料的玉米具有用途廣和市場需求更加旺盛的特點，使得農(nóng)戶的玉米種植意愿對價格的反應(yīng)更加強烈，也更加愿意增加投入來獲取更高產(chǎn)量和收益。2003年以來，隨著玉米購銷價格的放開和臨時收儲政策的實行，我國玉米的產(chǎn)量不斷提升，并在2012年超越稻谷成為我國第一大糧食作物，這說明玉米價格的提高有力的調(diào)動了農(nóng)戶種植玉米的積極性。

表5 格蘭杰因果檢驗

注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著。

單產(chǎn)和生產(chǎn)成本的格蘭杰因果檢驗結(jié)果顯示，稻谷、小麥和玉米均拒絕了單產(chǎn)不是生產(chǎn)成本變動的格蘭杰原因的原假設(shè)，接受了生產(chǎn)成本不是單產(chǎn)變動的格蘭杰原因的原假設(shè)，也就是說單產(chǎn)的提高是導(dǎo)致糧食生產(chǎn)成本上升的原因，而生產(chǎn)成本的上升并不必然意味著單產(chǎn)的增加。這啟示政府在采用物質(zhì)和技術(shù)手段提高糧食單產(chǎn)的同時，也要采取措施抑制農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格的不合理上漲，以防止單產(chǎn)提高給糧農(nóng)帶來的收益被生產(chǎn)資料價格的大幅上漲所侵蝕。

五、結(jié)論與政策啟示

研究表明，糧食價格的提高和單產(chǎn)的增加是促進(jìn)糧食生產(chǎn)收益的關(guān)鍵因素，而糧食生產(chǎn)成本的上漲是糧農(nóng)增收的阻礙因素。糧價提高和單產(chǎn)增加之后往往也伴隨著生產(chǎn)成本的提升，糧食生產(chǎn)成本的提升往往侵蝕了價格和單產(chǎn)提高帶給糧農(nóng)的種植收益，抑制了糧農(nóng)收益的持續(xù)較快增長。研究發(fā)現(xiàn)，我國當(dāng)前糧食市場價格對糧食生產(chǎn)成本變化的反應(yīng)不敏感，往往不能隨著生產(chǎn)成本的提升而作出靈活調(diào)整，農(nóng)民種糧面臨的市場風(fēng)險較大。

實證結(jié)果表明，糧食購銷市場化以來(2004年以來)，糧食價格和單產(chǎn)對糧食生產(chǎn)收益變動的正向效應(yīng)相對增強，生產(chǎn)成本對糧食生產(chǎn)收益的負(fù)向影響一定程度減弱。這從一定程度上表明，隨著我國經(jīng)濟(jì)社會的發(fā)展、糧食市場化改革的深入推進(jìn)和一系列支農(nóng)惠農(nóng)政策的實施，市場在資源配置中的作用得到逐步發(fā)揮，價格機制對我國農(nóng)戶糧食生產(chǎn)收益提升和糧食供需關(guān)系的調(diào)節(jié)發(fā)揮了越來越重要的作用。農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的完善和農(nóng)業(yè)科技的進(jìn)步使得單產(chǎn)提升對農(nóng)戶糧食生產(chǎn)收益的正向影響日益凸顯。另外，隨著一系列糧食補貼政策的實施，農(nóng)戶因生產(chǎn)成本上升帶來的生產(chǎn)收益的損失得到了一定的補償，生產(chǎn)成本對農(nóng)戶糧食生產(chǎn)收益提升的剛性約束漸趨減弱。

基于上述研究結(jié)論可得如下政策啟示：第一，健全和完善糧食價格市場形成機制。實證研究結(jié)果表明，當(dāng)前我國糧食市場價格對糧食生產(chǎn)成本變化的反應(yīng)不敏感，并不能根據(jù)生產(chǎn)成本的變化靈活進(jìn)行調(diào)整。但是同時發(fā)現(xiàn)，糧食購銷市場化以來(2004年以來)，糧食價格和單產(chǎn)對種糧收益變動的正向效應(yīng)相對增強，成本對糧食生產(chǎn)收益的負(fù)向影響一定程度減弱。因此，通過加快糧食價格市場形成機制改革步伐，減少政府對糧食市場價格的干預(yù)，可以讓糧食價格充分反映糧食生產(chǎn)成本和市場供求關(guān)系，進(jìn)一步釋放市場糧食價格和單產(chǎn)對農(nóng)民增收的正向刺激作用。第二，加大對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)設(shè)施和農(nóng)業(yè)科技的投入力度，提高糧食綜合生產(chǎn)能力和單產(chǎn)水平。實證結(jié)果顯示單產(chǎn)水平的提升對提高我國農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)收益具有明顯的作用。當(dāng)前我國糧食生產(chǎn)基礎(chǔ)薄弱，農(nóng)業(yè)靠天吃飯的狀況還沒有得到根本改觀，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)設(shè)施薄弱和科技含量低是制約我國糧食綜合生產(chǎn)能力提升的關(guān)鍵因素，也是我國糧食單產(chǎn)提升難度大，糧農(nóng)持續(xù)增收乏力的主要原因。因此應(yīng)建立健全相關(guān)制度和法律，建立起保障農(nóng)業(yè)糧食財政投入合理增長的長效機制，加大對糧食生產(chǎn)的物質(zhì)基礎(chǔ)設(shè)施和農(nóng)業(yè)科技的投入力度，持續(xù)提高我國糧食單產(chǎn)水平，增強我國的糧食綜合生產(chǎn)能力，促進(jìn)農(nóng)民持續(xù)增收。第三，實證結(jié)果表明，糧價提高和單產(chǎn)增加之后往往也伴隨著生產(chǎn)成本的提升，使得糧食生產(chǎn)成本的上漲對糧農(nóng)增收的阻礙作用異常明顯。因此，在積極推進(jìn)糧食價格形成機制市場化改革的同時，還應(yīng)密切關(guān)注處于糧食生產(chǎn)上游的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素市場，應(yīng)采取多種有效政策措施抑制農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素價格的過快上漲，同時應(yīng)繼續(xù)加強和完善對糧農(nóng)種糧的直接補貼，緩解糧農(nóng)種糧的成本壓力，為糧農(nóng)持續(xù)較快增收營造良好寬松的成本環(huán)境。

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