农村粮食价格波动论文范文

一、理论模型与数据说明

(一)理论模型现有研究往往采用成本函数、支付意愿、消费支出函数、收入变化以及补偿变量等方法来定量分析价格波动的福利效应。目前国内学者最常采用的方法是支付意愿法(WTP，WillingnesstoPay)，主要考察消费者的陈述性意愿支付金额。然而，由于消费者主观认知的消费意愿与实际的消费行为常常不一致，往往由于其假设性偏误导致结果的不准确性(Lusk，etal，2003)。收入变化法通过衡量消费者收入的变动来反映消费者福利的变化，但由于其衡量方法较为单一，并不能完全反映相关主体的福利变动。等价收入法(King，1983)主要根据在相同的参考价格和预算约束下，达到相同效用时的收入水平来考察福利的变动。等价收入法对数据的要求较高，需要考察居民面临的不同消费组合，然而由于数据可获得性的限制，搜集居民户不同消费组合的数据较为困难。补偿变量法(CV，CompensationVariation)主要基于效用思想，采用福利经济学的研究思路，将货币引入效用函数，考察价格变动后居民用以弥补效用水平的降低所需额外支付的资金额。该方法由于衡量的是居民的实际消费，并将研究建立在微观的基础上，不仅为度量价格波动的福利效应提供了一个简便的计算方法，而且为政府制定合理的补贴政策提供了理论基础。鉴于此，本文使用补偿变量法研究粮食价格波动对城乡居民福利变动的影响。Minot和Goletti(2000)的福利效应模型主要基于补偿变量法的思想，随着我国市场化改革的不断推进，价格作为反映市场波动晴雨表的功能不断完善，因此，Minot和Goletti模型被广泛应用于福利效应的定量分析中。姜雅莉(2012)、张祖庆(2013)、孙小丽(2012)、徐永金和陆迁(2012)等分别采用Minot和Goletti模型分析蔬菜、鸡蛋、玉米价格波动等对相关主体福利变动的影响，证实该模型的可行性与适用性。此外，该模型还有一优点是可以对价格变化的收入效应和支出效应进行分解，从而对居民的福利变化作出深入分析，本文福利效应的测定也采用Minot和Goletti模型，选择经济福利作为衡量居民福利效应的指标。1．价格变化的消费福利效应消费者剩余是指消费者所愿意支付的价格与实际价格的差额，主要反映价格波动对消费者福利的影响。

(二)数据来源本文使用1995—2011年统计数据测算、分析居民的福利变动。粮食价格福利测算中，农村居民人均粮食出售量、农村居民人均纯收入、农村居民家庭平均每人粮食消费量、城镇居民家庭人均购买粮食数量数据来自于国家统计局网站;城镇居民家庭人均年消费性支出、农村居民家庭人均年消费性支出数据来自中国经济与社会发展统计数据库;粮食生产价格、粮食销售价格数据借鉴徐永金和陆迁(2012)的计算结果。

二、主要参数估计

粮食价格波动中城镇居民与农村居民福利效应的估计参数主要包括:粮食供给的自价格弹性(εS);粮食希克斯需求弹性(εH)和收入弹性估计(η);PR值(粮食产值占总收入的比重)、CR值(粮食消费值占总收入的比重)以及NBR值(粮食净收益率)。

(一)粮食供给价格弹性估计对粮食供给价格弹性的估计:王德文和黄季焜(2001)基于价格预期理论、边际理论和局部调整模型，分别考察双轨制下三种不同的供给反应模型，研究发现定购价格对粮食产出的边际影响在0．104左右;张治华和袁荣(2007)利用1978—2000年的生产及价格数据，采用回归方程计算出我国粮食供给价格弹性系数为0．730;韩晓龙等(2007)则利用蛛网模型分析了1988—2000年各年的粮食供给价格弹性，发现粮食供给价格弹性的绝对值一般大于1;罗锋(2009)运用Nerlove供给反应模型，采用1978—2007年粮食价格和粮食播种面积的年度数据，考察了粮食供应对价格的响应程度，结果显示，短期弹性系数为0．052，长期供给弹性为0．115;李光泗等(2010)采用局部调整模型分析了1978—2007年的年度粮食价格数据，得出粮食生产价格的短期弹性为0．208;苗珊珊(2014)构建双对数模型测算出1978—2011年粮食供给弹性为0．071。考虑到苗珊珊(2014)的时间跨度及研究对象与本文一致，故借鉴其分析结果。

(二)粮食需求价格弹性和收入价格弹性的估计黄季焜和Rozelle(1996)估算出粮食的需求收入弹性为0．25。Halbrendt和Gempesaw(1994)估计广东省的粮食需求弹性为－0．233，支出弹性为0．575。高凡(2005)分阶段考察了农村和城镇居民的粮食需求收入弹性和价格弹性，并对比分析了城乡居民的直接粮食消费与间接粮食消费弹性，其结论为农村的价格弹性和收入弹性分别为－0．140和0．019，城市的分别为－0．610和－0．014。刘华和钟甫宁(2009)利用1986—2002年的城镇居民微观调查数据考察食物消费行为，并运用Engel模型、Working－Leser模型和LA/AIDS模型估算各类食物的需求收入弹性和需求价格弹性，发现大米和面粉类食物的需求收入弹性基本稳定在0．200～0．300之间。张玉梅等(2012)利用1985—2009年的省级面板数据，运用二次型QUAIDS模型估算粮食、食用油、肉类、蛋类、水产品和蔬菜6种食物的消费支出弹性和需求价格弹性，农村居民粮食消费支出弹性为0．290(1985—1990年)、0．400(1991—2000年)、0．200(2001—2009年)，马歇尔需求价格弹性为－0．020，希克斯需求价格弹性为0．100。王志刚和许前军(2012)采用LA/AIDS模型分析了食品消费结构转变前后的需求价格弹性及支出弹性，发现粮食需求价格弹性由未考虑结构转变因素的0．420下降至考虑结构转变因素的0．290。范垄基等(2012)依据2001—2010年我国稻谷、小麦和玉米3种主要粮食作物主产省份的播种面积和价格数据，分别测算了3种粮食作物播种面积对价格的弹性值。梁凡等(2013)采用AIDS模型分析了不同收入组城镇居民1995—2011年的需求收入弹性和Marshall－Hicks价格弹性，结果显示:由低到高收入组的粮食需求收入弹性平均值分别为0．767、0．527和0．280;对低收入组来讲，其Marshall－Hicks价格弹性均值分别为－0．878和－0．726，低于1，而中、高收入组均大于1。同样，鉴于梁凡等(2013)的研究时间跨度大，研究方法较为先进，计算结果更为精确可信，本文采用其分析结果，即1995—2011年的粮食需求收入弹性和粮食希克斯需求弹性的均值分别为0．525和0．954。

(三)CR与PR值估计根据前文定义，CR值是所消费粮食价值占总支出的百分比，反映居民粮食消费占其总消费的百分比。PR值为生产粮食的产值占总收入的比重，即农户粮食生产收入占其总收入的百分比。NBR值主要考察居民净收益率的变动情况，是PR值与CR值之差。如果NBR值大于零，说明居民在粮食生产表1农村与城镇居民PR值与CR值变化情况(%)城镇年份CR值农村年份PR值CR值NBR值19957．143199523．66219．7773．88519966．928199625．57118．5816．99019976．175199723．32815．8597．46919985．241199822．82615．8346．99219994．667199921．24515．4175．82820003．744200020．80212．8797．92320013．705200122．32013．0669．25420023．158200221．34212．2699．07320032．982200322．11311．86510．24820043．316200427．22414．16113．06320053．049200524．19412．39211．80220062．835200623．16711．61411．55320072．784200722．67411．00411．66020082．919200821．24610．52610．72020092．726200920．08710．2149．87320102．862201021．32810．19211．13620112．886201121．3089．07312．235过程中属于净出售者;如果NBR值小于零，说明居民在粮食消费过程中属于净购买者。NBR值实质上反映了不同利益群体在粮食市场中的地位与收益率变化情况。1995—2011年农村与城镇居民粮食生产与消费占其收入比重CR值与PR值的变化情况如表1所示。由于城镇居民是粮食的净消费者，本文只计算CR值。从表1可知:第一，农村居民的CR值总体变化趋势表现为曲折递减的过程，且逐渐平缓。CR值的总体变化过程反映出粮食消费在农户支出中所占比例不断降低的趋势。其主要原因是农村居民收入的增加以及消费的多元化。PR值呈现频繁波动中持续下降的趋势，与CR值具有相似的变化趋势。PR值的降低反映出粮食生产收入占农民收入比重的降低。这主要是由于:一方面，随着我国农村改革力度的不断加大，农户的收入水平持续提高;另一方面，城市化进程中农村劳动力大量转移到非农产业，且农业尤其是种植业的投入大而受益相对较低，导致农民投资额不断减少，PR值降低。PR值的频繁波动也显示出这种变化的不平稳性，从侧面反映农民对种粮收入一定程度上的依赖性。第二，农村居民粮食生产净收益率主要用以衡量粮食生产的利润率，是粮食生产的核心问题。1995—2011年期间，粮食生产净收益率一直为正且整体呈波动上升态势，说明农户作为粮食生产者种粮收益增加，2004年以后NBR值的回落只是反映出粮食种植的比较优势逐渐下降。第三，粮食支出占城镇居民支出的比例呈稳定下降趋势，这表明随着经济发展水平的不断提高，城镇居民的可支配收入不断增加，根据恩格尔定律，粮食作为基本生活必需品的属性，粮食消费的比重呈下降趋势;另外，随着城镇居民消费结构的改变，消费水平的提高，粮食消费量被其他蛋白质含量更高的消费品所代替，使其占总消费的比重逐年递减。

三、实证结果与分析

粮食价格波动对城乡居民福利状况的影响并不相同。农户既是粮食生产者也是粮食消费者，因此，价格变动的农户福利效应既包括生产福利效应也包括消费福利效应;而城镇居民主要是粮食的消费者，因此其总福利效应主要指消费福利效应。本文利用得到的参数估计值，计算粮食价格波动对城镇与农村居民长期和短期福利变动的影响程度，结果如表2所示。首先，农村居民与城镇居民长短期福利变化的对比分析表明:在生产价格、消费价格同等幅度变化的情况下，农户福利变动受生产福利与消费福利变动的综合影响，城镇居民主要受消费福利的影响。粮食价格波动的福利分配效应使城镇居民成为粮食价格波动中福利损失的主体，粮食生产价格平均每提高10%，城镇居民短期福利减少3．48%，长期福利减少2．99%;而农村居民则由于粮食价格上涨使得福利增加，即粮食价格平均每提高10%，农村居民短期福利增加5．50%，长期福利增加6．35%。城乡居民福利分配的非均衡性主要是由价格波动的替代效应和收入效应所导致的。价格上涨时，绝大多数农村居民粮食或食品消费能够自我生产、自我满足，因此，其效用或福利水平通过自我生产得以抵偿，粮食价格上涨的收入效应大大提高并改善了农户的福利。而城镇居民作为纯消费者，面临粮食价格的剧烈波动，其应对能力受收入、替代品价格、消费结构等因素的影响。对城镇低中收入群体而言，由于其可支配收入少、储备水平低，当受价格波动的影响时，其脆弱性则成倍放大。农村居民与城镇居民粮食价格波动福利变动的差异本质上是基于持久收入假说这一消费理论，居民为保证终生福利效用最大化，作为风险规避者其对价格平稳性的倾向会大于波动性，加之农村社会保障系统的缺失，面临市场风险时农户所拥有的土地以及农户间的社会资本承担了相应的社会保障功能，因此在粮食价格波动中农村居民的福利变动成本低于城镇居民的福利成本。另外，农村居民的资产流动性大大弱于城镇居民，农村居民为保障效用最大化，往往采取跨期消费策略，而由于粮食消费的刚性，城镇居民往往无法采用相应的方法降低福利的波动率，从而导致城镇居民的福利损失高于农村居民。其次，福利变化率与价格波动率呈正相关关系，即价格波动越剧烈，居民的长短期福利变化率越大，证实了“粮食价格波动———价格指数波动———生产消费行为变动———利益主体福利变化”这一链条作用机制的存在。据国家统计局资料显示，我国食品消费占CPI比重最高(31．79%)，以粮食价格为基础的食品价格波动对城镇居民的消费冲击更大。由表2可知，粮食销售价格对城镇居民的福利水平变化起到相反的作用。粮食销售价格下降，城镇居民福利变化率为正值，福利状况得以改善，居民长期福利优于短期福利;与之相反，粮食销售价格上涨，城镇居民福利恶化，居民长期福利损失高于短期福利损失。由于粮食产量增长的有限性，粮食价格上涨会引发CPI上涨(孙小丽，2012;方志红，2013)，导致居民实际购买力水平下降。郭劲光(2009)也发现，粮食价格波动将增加城镇人口落入贫困陷阱的概率。再次，农户总福利效应的变动主要是由粮食价格变化引起农户收入与消费支出变化的相对值所决定(表3所示)。当粮食价格变动引起农户收入大于粮食消费支出变化时，农户福利得到改善;反之，农户福利状况恶化，如1995年和2008年。此外，PR与CR值的变动也将导致农户总福利的变动。粮食生产过程中，农户处于净出售者地位，粮食生产价格波动的长短期生产福利效应所受影响一致，均表现出明显的正相关关系。粮食生产价格上涨，则福利变化值增加，农户福利得以改善。粮食消费价格变动与居民消费福利呈负相关关系，即粮食消费价格上涨，居民的消费福利降低。总体而言，除个别年份外，生产价格变动的符号与农户福利变化一致，反映出农户作为生产者的主体地位，福利变动受生产价格波动的影响更大。长期中，农户总福利变动取决于粮食供需价格弹性，这主要是由于粮食价格的供给弹性和需求弹性都非常低，且粮食供给价格弹性的绝对值小于需求弹性的绝对值。最后，表2反映出无论是农村居民还是城镇居民，其长期效应均优于短期效应，意味着长期条件下城乡居民能够通过调整粮食产量或消费量来应对粮食价格的波动，使自身福利得到改善，反映出我国粮食产业市场化程度不断提高，价格变化成为居民调节生产与消费行为的杠杆。但不可否认的是，农业生产受自然与经济再生产的共同影响，农产品价格的波动是自然、经济与社会因素共同作用的结果。由于不同因素的交互作用，导致价格波动短期内放大效应特别显著。由于信息壁垒的存在、农业生产资料的专用性以及农业生产的季节性等特点，导致农户短期内难以进行适应性调整。而从分析结果也可以看出，城镇居民的自我调整能力更强，其收入结构更为合理，农村居民长短期福利的变化率为0．056，而城镇居民为0．091，反映出面对价格波动等经济现象，城镇居民具有更好的适应能力。

四、结论与政策建议

第一，粮食价格波动具有福利分配效应，且这种分配是非均衡的。粮食价格上涨有利于拥有土地且作为粮食净出售者的农村居民福利增加，而城镇居民或粮食的净消费者福利减少;粮食价格波动具有降低城乡收入差距的作用，然而这种作用机制是以居民的福利损失为代价的，尤其是对于城镇居民中的低收入群体，反映出低收入者的人均福利对价格变化更为敏感。因此，政府应建立健全低收入群体的价格补贴机制，实行目标价格补贴。首先，政府确定一个目标价格，按市场价收购粮食。然后，对目标价与市场价的差价给予补贴:当市场价格高于目标价格时，政府补贴城镇低收入者;反之，政府补贴作为生产者的农民。如此可以增强相关主体抵御价格波动风险的能力。第二，粮食价格波动导致城乡居民福利差异是由不同收入层级居民的购买力以及消费结构不同所导致的。面对粮食价格波动，城乡市场间存在的信息壁垒，以及农业生产的季节性特点，农村中的低收入群体和贫困人口受冲击和影响的程度比相应的城镇人口更深。因此，应着力提高低收入群体的收入水平，增加贫困居民的购买力;在此基础上，改变居民的消费结构，降低粮价波动对居民福利的负面影响。此外，本研究发现，居民作为理性人在追求效用最大化过程中能够对粮食价格的波动做出适应性调整，粮食价格波动的长期福利效应优于短期福利效应即反映了居民通过收入效应和替代效应能够在一定程度上弥补由于价格波动所导致的福利损失。第三，解决粮食价格波动的福利差异问题，本质上要求完善市场价格形成机制，稳定粮食供求关系和减少价格的波动与突变。然而，粮食作为一种自然再生产和经济再生产相互交织的产业，由于市场信号影响的滞后性以及时间分布的集中性，导致农户依据价格变动调整生产决策的供给反应较为迟钝和滞后。因此，政府应利用多种政策手段，通过综合发挥市场的基础性作用和政府的宏观调控作用，优化粮食供需结构，增强粮食安全的综合保障能力。

作者：苗珊珊单位：河南理工大学应急管理学院安全与应急管理研究中心