糧食價(jià)格和農(nóng)業(yè)收入對(duì)糧食產(chǎn)量的影響的研究

[摘 要] 近年來，中國的糧食生產(chǎn)問題，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格問題一直是中國經(jīng)濟(jì)的熱點(diǎn)和難點(diǎn)問題。糧食生產(chǎn)不穩(wěn)定會(huì)引發(fā)糧食供求關(guān)系的變動(dòng)，使糧價(jià)變動(dòng)，而糧價(jià)是一種基礎(chǔ)性產(chǎn)品價(jià)格，糧價(jià)上漲很容易引發(fā)一系列相關(guān)產(chǎn)品價(jià)格上漲，引起全社會(huì)物價(jià)上漲，影響整個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)。因此必須對(duì)影響糧食產(chǎn)量的因素加以足夠重視。本文通過建立模型、計(jì)量分析，研究了糧食價(jià)格和農(nóng)業(yè)收入對(duì)糧食產(chǎn)量的影響，特別是找到價(jià)格對(duì)產(chǎn)量的滯后影響。這對(duì)我國政府預(yù)測(cè)糧食產(chǎn)量，和找到提高糧農(nóng)生產(chǎn)積極性的途徑，有著較好的指導(dǎo)意義。

[關(guān)鍵詞] 糧食產(chǎn)量 糧食零售價(jià)格指數(shù) 農(nóng)業(yè)收入

一、導(dǎo)論及問題提出

研究糧食產(chǎn)量問題及影響因素，一般認(rèn)為糧食產(chǎn)量和糧食單產(chǎn)、播種面積、農(nóng)機(jī)總動(dòng)力、灌溉面積、受災(zāi)面積，化肥施用量、農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用等個(gè)指標(biāo)之間存在著線性關(guān)系。李芝蘭“影響我國糧食生產(chǎn)的因素分析及對(duì)策選擇”，載《經(jīng)濟(jì)師》，2007年9期。謝杰“中國糧食生產(chǎn)影響因素研究”， 載《經(jīng)濟(jì)問題探索》2007年第9期。也有學(xué)者認(rèn)為影響農(nóng)民種糧積極性的主要因素是種糧與其它可行經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的比較收益。孫海清和王波(1999年)提出，在現(xiàn)實(shí)的經(jīng)濟(jì)體制、政策和資源條件下，農(nóng)戶收入已成為影響糧食生產(chǎn)的主要因素。

同時(shí)，學(xué)者們也發(fā)現(xiàn)即我國糧食生產(chǎn)波動(dòng)的外部沖擊變量不僅包括糧食收入，還包括糧食本身價(jià)格、糧食生產(chǎn)投入品價(jià)格以及其它相關(guān)農(nóng)產(chǎn)品的價(jià)格(種糧的機(jī)會(huì)成本)。其中，糧食本身價(jià)格又分糧食收購價(jià)格和糧食市場(chǎng)價(jià)格兩種。這兩種價(jià)格經(jīng)過不同研究者、不同研究方法得出的結(jié)論也不同。如孫婭范、余海鵬(1999)應(yīng)用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)法和時(shí)間序列分析方法分析結(jié)果表明糧食收購價(jià)格的影響比較大。有的研究報(bào)告則認(rèn)為糧食市場(chǎng)價(jià)格的影響較大，如方福平、王磊、廖西元(2005)采用濾波法分析得出:農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件改善、糧食市場(chǎng)價(jià)格變化、種水稻的效益比較等因素對(duì)稻農(nóng)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)行為和單產(chǎn)形成有一定的關(guān)系。

二、相關(guān)數(shù)據(jù)收集

數(shù)據(jù)來源：中經(jīng)專網(wǎng)。樣本區(qū)間：1983～2005的年度數(shù)據(jù)。變量選擇:Q=糧食產(chǎn)量(萬噸)P=糧食零售價(jià)格指數(shù)(上年=100)Y=農(nóng)村居民家庭人均年純收入的家庭經(jīng)營(yíng)農(nóng)業(yè)收入(元)

三、計(jì)量模型

1.建立模型及平穩(wěn)性檢驗(yàn)

(1)建立模型以及檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮O(shè)定誤差

①將糧食產(chǎn)量Q作為被解釋變量，糧食零售價(jià)格指數(shù)P及其五年內(nèi)的滯后項(xiàng)、農(nóng)村居民家庭人均年純收入的家庭經(jīng)營(yíng)農(nóng)業(yè)收入Y及其一年的滯后項(xiàng)作為解釋變量，建立如下模型：

利用Eviews進(jìn)行回歸后，得：

(5422.223)(30.75698)(32.88820) (33.35154) (33.81285)(28.05541) (7.615387) (8.167393)

t=(5.199648)(-0.447621)(0.033697)(0.047498) (-0.112766)(4.455952) (2.081504) (-1.036706)

=0.919068 ＝0.867566F=17.84530DW=1.757462

初始模型建立明顯大于樣本容量的承受能力，但這里是要通過檢驗(yàn)大致地剔除變量，保留對(duì)q最有影響的變量，結(jié)果明顯是要保留p(-4)和y。新模型為：

②檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷氖欠裼性O(shè)定誤差，使用拉姆齊一般性檢驗(yàn)。

采用為無約束模型，檢驗(yàn)結(jié)果為

F統(tǒng)計(jì)量小于臨界值F0.95(2，19)=3.52，不拒絕H0:＝0，j=1，2，則表明不存在遺漏變量。

(2)時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

分別對(duì)被解釋吧變量Q，解釋變量P 和解釋變量Y用ADF法進(jìn)行了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果均為在一階差分且滯后0階的情況下平穩(wěn)。

(3)進(jìn)行多變量協(xié)整檢驗(yàn)

對(duì)et 進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，在10%顯著性水平下，拒絕原假設(shè)，可知存在協(xié)整關(guān)系。非平穩(wěn)的經(jīng)濟(jì)變量間有協(xié)整關(guān)系，說明相互之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。這種長(zhǎng)期均衡關(guān)系雖然在短期內(nèi)會(huì)出現(xiàn)失衡，而可以在短期動(dòng)態(tài)過程的不斷調(diào)整中得以維持實(shí)現(xiàn)。

2.建立長(zhǎng)期模型，對(duì)于長(zhǎng)期模型進(jìn)行各種檢驗(yàn)

(1)模型回歸：

在Eviews中對(duì)模型進(jìn)行回歸，結(jié)果如下：

(1982.170) (17.76606) (0.882976)

t =（13.85441） （6.607951） （8.911169）

=0.897742 ＝0.884960 F=70.23338 DW=1.795753

(2)模型的檢驗(yàn)和修正：

分別對(duì)模型進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)、自相關(guān)檢驗(yàn)和異方差檢驗(yàn)。模型皆通過。

由以上分析可知，長(zhǎng)期模型為:

3.建立短期動(dòng)態(tài)模型

(1)建立誤差修正模型，進(jìn)行回歸后得：

(301.9145) (19.28072) (3.436398) (0.234064)

t = （-1.076067） (4.968146) (4.353207) (-3.429830)

＝0.823547 ＝0.785736 F=21.78040 DW=1.849260

et從特殊到一般檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)et(-1)相對(duì)較好t值在5%下顯著。

(2)對(duì)短期動(dòng)態(tài)模型進(jìn)行各種檢驗(yàn)

分別對(duì)模型進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)、自相關(guān)檢驗(yàn)和異方差檢驗(yàn)。模型皆通過。由以上分析可知，短期誤差修正模型為：

四、經(jīng)濟(jì)分析

由以上計(jì)量模型可知，長(zhǎng)期糧食產(chǎn)量Q、糧食零售價(jià)格指數(shù)P、農(nóng)村居民家庭人均年純收入的家庭經(jīng)營(yíng)農(nóng)業(yè)收入Y之間的計(jì)量模型為：

在短期，經(jīng)過修正之后可得糧食產(chǎn)量Q、糧食零售價(jià)格指數(shù)P、農(nóng)村居民家庭人均年純收入的家庭經(jīng)營(yíng)農(nóng)業(yè)收入Y之間的計(jì)量模型為：

通過短期和長(zhǎng)期的計(jì)量模型可以得出以下結(jié)論：

第一：當(dāng)年的糧食零售價(jià)格指數(shù)會(huì)對(duì)四年后的糧食產(chǎn)量產(chǎn)生顯著的影響。因此可以看出糧食價(jià)格對(duì)糧食產(chǎn)量的影響的滯后效應(yīng)非常強(qiáng)。從長(zhǎng)期看，當(dāng)年糧食零售價(jià)格指數(shù)每增加一個(gè)單位，四年后的糧食產(chǎn)量就會(huì)平均增加117.3973萬噸。在短期，當(dāng)年糧食零售價(jià)格指數(shù)的變化量每增加一個(gè)單位，四年后的糧食產(chǎn)量的增長(zhǎng)量就會(huì)平均增加95.78942萬噸。

第二：當(dāng)年的農(nóng)村居民家庭人均年純收入的家庭經(jīng)營(yíng)農(nóng)業(yè)收入會(huì)對(duì)當(dāng)年的糧食產(chǎn)量產(chǎn)生顯著影響。從長(zhǎng)期看，當(dāng)年的農(nóng)民經(jīng)營(yíng)農(nóng)業(yè)收入每增加一元，當(dāng)年的糧食產(chǎn)量就會(huì)平均增加7.868349萬噸。在短期，當(dāng)年糧食零售價(jià)格指數(shù)的變化量每增加一個(gè)單位，當(dāng)年的糧食產(chǎn)量的增長(zhǎng)量就會(huì)平均增加14.95935萬噸。

第三：在短期模型中，誤差項(xiàng)ET（-1）的系數(shù)為-0.802799，體現(xiàn)了對(duì)偏離的修正，上一期偏離越遠(yuǎn)，本期的修正量就越大，即系統(tǒng)存在誤差修正機(jī)制。

五、政策建議

由以上對(duì)計(jì)量模型的分析我們可以看出，糧食價(jià)格對(duì)糧食產(chǎn)量存在嚴(yán)重的滯后效應(yīng)、而農(nóng)民收入則可以比較及時(shí)的影響當(dāng)期的糧食產(chǎn)量。因此農(nóng)民對(duì)于價(jià)格信息的反應(yīng)較之于對(duì)收入信息的反應(yīng)的敏感程度是不一樣的。但是價(jià)格作為指導(dǎo)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的“看不見的手”，具有至關(guān)重要的資源配置的作用，但是我國農(nóng)民對(duì)價(jià)格信息的滯后反映會(huì)造成資源配置的盲目性，也不利于農(nóng)民收入的提高。因此加強(qiáng)價(jià)格信息的傳導(dǎo)機(jī)制，以及讓農(nóng)民更直觀的意識(shí)到價(jià)格的重要性可以避免許多不必要的損失，同時(shí)從另一方面，我國政府對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的價(jià)格有很強(qiáng)的管制和干涉，例如實(shí)行農(nóng)產(chǎn)品收購價(jià)格等。但是在長(zhǎng)期，價(jià)格因素還是會(huì)顯著影響到農(nóng)民的生產(chǎn)行為。因此我國制定農(nóng)業(yè)政策保護(hù)農(nóng)民利益應(yīng)該考慮到價(jià)格的時(shí)間滯后性制定合理的收購價(jià)格，才能實(shí)現(xiàn)合理的農(nóng)業(yè)產(chǎn)量，最終維護(hù)農(nóng)民的利益和糧食市場(chǎng)的均衡。

參考文獻(xiàn):

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