最低收購(gòu)價(jià)政策對(duì)糧食價(jià)格影響效應(yīng)研究
——以東北地區(qū)玉米及大豆為例

劉 麗

[內(nèi)容提要]根據(jù)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革的推進(jìn)，農(nóng)業(yè)價(jià)改政策繼續(xù)集中于玉米和大豆兩個(gè)品種之上的可能性極大。糧食最低收購(gòu)價(jià)作為中國(guó)農(nóng)業(yè)支持政策的一項(xiàng)重點(diǎn)，其政策的實(shí)施對(duì)糧食價(jià)格究竟有何作用一直是學(xué)者們常探討的問題。文章利用stata15軟件，通過DID模型和平衡面板數(shù)據(jù)模型對(duì)玉米及大豆兩種糧食價(jià)格在最低收購(gòu)價(jià)政策實(shí)施前后的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行政策效果討論。研究結(jié)果顯示，托市收購(gòu)前后，實(shí)施區(qū)與非實(shí)施區(qū)兩種糧食價(jià)格的差異有所縮減，而不同糧食作物受政策實(shí)施規(guī)模、力度及產(chǎn)品特性的影響，政策實(shí)施效果有所差異。糧食最低收購(gòu)價(jià)對(duì)一般品種(如玉米)存在明顯的托市效應(yīng)，而對(duì)于外貿(mào)依存度較高、市場(chǎng)相對(duì)復(fù)雜的糧食品種(如大豆)，其政策效果可能會(huì)被削弱。

糧食是人類最基礎(chǔ)的生存資料，糧食的充裕是一切生產(chǎn)的首要前提。“無農(nóng)不穩(wěn)”“無糧則亂”，人們?cè)絹碓秸J(rèn)識(shí)到農(nóng)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的基礎(chǔ)地位。面對(duì)中國(guó)14億的龐大人口，糧食安全與糧價(jià)穩(wěn)定尤為關(guān)鍵。自政府頒布《糧食流通管理?xiàng)l例》起，中國(guó)的糧食政策邁入了一個(gè)嶄新篇章，中國(guó)政府在保證國(guó)家糧食安全，進(jìn)行糧食價(jià)格調(diào)控中做了不少政策嘗試。其中，糧食最低收購(gòu)價(jià)政策則可看作是糧食價(jià)格調(diào)控政策的起點(diǎn)，為了各行業(yè)健康發(fā)展及穩(wěn)定糧農(nóng)的種糧意愿，從調(diào)控的角度講，政府可利用糧食最低收購(gòu)價(jià)來調(diào)節(jié)政府臨時(shí)儲(chǔ)備規(guī)模，以此干預(yù)和協(xié)調(diào)本國(guó)糧食價(jià)格，使其保持在一個(gè)合理的水平。

根據(jù)蛛網(wǎng)模型理論，糧食作為市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)中典型的生活必需品，其供給價(jià)格彈性明顯高于需求價(jià)格彈性，均衡價(jià)格無法依靠市場(chǎng)自身調(diào)節(jié)的力量來實(shí)現(xiàn)。為避免糧食價(jià)格由于糧食產(chǎn)量及市場(chǎng)供求而出現(xiàn)過度波動(dòng)，實(shí)現(xiàn)糧食供給的長(zhǎng)期穩(wěn)定，包括農(nóng)業(yè)小規(guī)模作業(yè)的日韓及大規(guī)模化的美國(guó)在內(nèi)的許多國(guó)家都使用或曾經(jīng)使用過糧食最低價(jià)類的價(jià)格支持政策[1-3]。盡管糧食價(jià)格波動(dòng)存在明顯的周期性與季節(jié)性，糧食最低收購(gòu)價(jià)政策保障糧農(nóng)基本利益，避免糧食哄搶發(fā)生，提升農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)效益，縮小工農(nóng)差距的作用相對(duì)可觀。糧食最低收購(gòu)價(jià)政策實(shí)施以來，價(jià)格預(yù)案也呈上升態(tài)勢(shì)。

自2004年中國(guó)糧食生產(chǎn)頻頻豐收，糧價(jià)面臨不小的下行壓力，為防止發(fā)生谷賤傷農(nóng)，國(guó)家開始針對(duì)稻谷、小麥、玉米及大豆等糧食作物在部分產(chǎn)區(qū)出現(xiàn)市場(chǎng)價(jià)格低于最低收購(gòu)價(jià)時(shí)采取臨時(shí)存儲(chǔ)收購(gòu)。政府于2008年底開始分批次于玉米主產(chǎn)區(qū)以糧食保護(hù)價(jià)格實(shí)施國(guó)家臨時(shí)收儲(chǔ)政策，到2009年，政府在東北大豆主產(chǎn)區(qū)以高于市場(chǎng)價(jià)格的最低收購(gòu)價(jià)收儲(chǔ)了725萬噸左右的大豆。同年，政府臨儲(chǔ)政策對(duì)玉米及大豆實(shí)行不限收、不拒收的敞開收購(gòu)。由于國(guó)家臨儲(chǔ)政策實(shí)施主體及收購(gòu)方式與最低保護(hù)價(jià)政策一樣，臨儲(chǔ)政策基本已具備最低收購(gòu)價(jià)政策的效果，可看作最低收購(gòu)價(jià)的拓展。到2010年，政府繼續(xù)在大豆主產(chǎn)區(qū)對(duì)大豆實(shí)施臨時(shí)儲(chǔ)備政策，本文將對(duì)大豆的政策支持歸為最低收購(gòu)價(jià)行列。

受制于進(jìn)口玉米及大豆進(jìn)入市場(chǎng)的混亂局面，我國(guó)關(guān)于玉米與大豆的最低收購(gòu)價(jià)政策不甚穩(wěn)定。2013年起政府發(fā)布文件，對(duì)東北地區(qū)疑似進(jìn)口的大豆及玉米進(jìn)行收購(gòu)環(huán)節(jié)暫緩處理。關(guān)于最低收購(gòu)價(jià)政策效果及其價(jià)值的描述與討論也頻繁出現(xiàn)在各類期刊，囿于糧食主產(chǎn)區(qū)與主銷區(qū)差距的復(fù)雜性，政策實(shí)施面臨一定的困難。影響玉米及大豆等糧食價(jià)格的因素十分復(fù)雜，最低收購(gòu)價(jià)政策在糧價(jià)方面所起到的托市效應(yīng)究竟有幾分？本文將針對(duì)該問題展開試探性討論。

一、模型框架和數(shù)據(jù)

(一)模型框架

1．Difference-In-Difference(DID)Model(雙差分模型)。雙重差分法是被廣泛應(yīng)用于政策分析或項(xiàng)目評(píng)估中的一種計(jì)量方法，其基本原理是將隨機(jī)抽查的樣本分為兩組，一組是政策或項(xiàng)目的實(shí)施對(duì)象(看為“作用組”)，另一組非政策或項(xiàng)目的實(shí)施對(duì)象(看為“對(duì)照組”)。分別計(jì)算作用組與對(duì)照組在政策實(shí)施這個(gè)節(jié)點(diǎn)前后某項(xiàng)指標(biāo)(如價(jià)格)的變化量(如價(jià)格增長(zhǎng)量)，觀察作用組與對(duì)照組同一指標(biāo)在政策或項(xiàng)目實(shí)施前后的變化量，這兩個(gè)變化量的差值即為“倍差值”，被大量用于政策或項(xiàng)目對(duì)處理組凈影響的評(píng)估反饋工作。

DID模型的一般形式為：

Y=α0+α1T+γP+δTP+ε

(1)

其中Y為被解釋變量，T、P均為虛擬變量，T表示政策實(shí)施情況，政策實(shí)施前為0，政策實(shí)施后為1，P則表示是否為作用組，作用組為1，對(duì)照組為0。

對(duì)于作用組，P = 1，根據(jù)式(1)被解釋變量為：

Y=α0+α1TδT+ε

(2)

則政策實(shí)施前后作用組的被解釋變量表達(dá)式分別為：

(3)

因此，政策實(shí)施前后，作用組被解釋變量的變化為：

dif1=(α0+α1+γ+δ+ε)-(α0+γ+ε)

=α1+δ

(4)

對(duì)于對(duì)照組，P = 0，根據(jù)式(1)被解釋變量為：

Y=α0+α1T+ε

(5)

則政策實(shí)施前后對(duì)照組的被解釋變量表達(dá)式分別為：

(6)

因此，政策實(shí)施前后對(duì)照組被解釋變量的變化為：

dif2=(α0+α1+ε)-(α0+ε)=α1

(7)

由以上各公式，可得作用組被解釋變量在政策實(shí)施前后的凈變化值：

dif=dif1-dif2=δ

(8)

本文研究的是糧食最低收購(gòu)價(jià)政策對(duì)實(shí)施地糧食價(jià)格托市效應(yīng)是否具有顯著性，討論最低收購(gòu)價(jià)政策實(shí)施地與非實(shí)施地的糧食價(jià)格對(duì)比，糧食最低收購(gòu)價(jià)政策直接作用于政策實(shí)施區(qū)，雖然不排除非政策區(qū)會(huì)受到保護(hù)價(jià)的聯(lián)動(dòng)影響，但受到糧食生長(zhǎng)期及市場(chǎng)價(jià)格本身特征的影響，最低收購(gòu)價(jià)對(duì)于對(duì)照組的政策影響會(huì)偏小及滯后[4-5]。因此，本文著重關(guān)注糧食市場(chǎng)價(jià)格在政策實(shí)施前后的作用組與對(duì)照組的同一時(shí)間水平上的差異是否存在明顯差別。

以下對(duì)DID模型做出一定的調(diào)整：

要考察糧食最低收購(gòu)價(jià)的政策效應(yīng)，就要嚴(yán)格區(qū)分政策實(shí)施的時(shí)間點(diǎn)，在政策實(shí)施前(T=0)，作用組與對(duì)照組考察的價(jià)格分別為：

作用組：Y=α0+γ

對(duì)照組：Y=α0

則政策實(shí)施前兩組價(jià)格的差異為：

dif3=(α0+γ)-α0=γ

在政策實(shí)施后(T=1)，兩組被解釋變量分別為：

作用組：Y=α0+α1+γ+δ

對(duì)照組：Y=α0+α1

則政策實(shí)施后兩組價(jià)格的差異為：

dif4=(α0+α1+γ+δ)-(α0+α1)=γ+δ

據(jù)此，dif3與dif4均值存在的差異δ的顯著性反應(yīng)了政策實(shí)施區(qū)與非政策區(qū)在政策實(shí)施前后差異的有無。該問題可通過兩類地區(qū)總體均值差的檢驗(yàn)來進(jìn)行討論，模型的原假設(shè)和備擇假設(shè)分別為：

(9)

2.面板數(shù)據(jù)模型。為考察糧食最低收購(gòu)價(jià)政策對(duì)糧食價(jià)格的影響，在面板數(shù)據(jù)模型中引入表示政策實(shí)施前后的虛擬變量D，實(shí)施前為0，實(shí)施后為1。由于糧食價(jià)格影響糧農(nóng)種植面積的選擇，糧食售價(jià)、政府出臺(tái)的糧食收購(gòu)價(jià)格越高，糧農(nóng)越傾向于擴(kuò)大種植面積。根據(jù)賈娟琪、李先德等人的研究[6]，較大規(guī)模農(nóng)戶受糧食價(jià)格影響調(diào)整種植面積的可能性較大，東北地區(qū)作為大豆及玉米主產(chǎn)區(qū)符合該特征，糧食價(jià)格受多因素共同影響，其中上期價(jià)格對(duì)當(dāng)期糧價(jià)的作用不容忽視[7]，據(jù)此本文引入本期價(jià)格的滯后一期作為解釋變量，此處僅引用政策影響糧食價(jià)格的基礎(chǔ)模型，不將生產(chǎn)資料成本、國(guó)外糧價(jià)等因素納入控制變量。基本實(shí)證模型如下：

Pit=α0+α1Dit+βPi,t-1+ε

其中，Pit表示政策實(shí)施區(qū)第i省第t期糧食的市場(chǎng)價(jià)格，Pi,t-1為滯后一期的糧價(jià)，D是為區(qū)分政策實(shí)施前后引入的虛擬變量。

二、數(shù)據(jù)介紹

(一)研究樣本選擇

為保證DID模型政策實(shí)施前后的數(shù)據(jù)具有一定對(duì)稱性，本文研究著重考慮2008年后糧食最低收購(gòu)價(jià)的政策作用主體。糧食托市收購(gòu)自上世紀(jì)80年代開始出現(xiàn)，之后的幾十年里糧食在階段性過剩與糧食赤字中往復(fù)波動(dòng)，“最低收購(gòu)價(jià)格”一詞于2004年開始被正式提出，而后頻繁出現(xiàn)在政策文件中。政府于2008年底開始分批次于玉米主產(chǎn)區(qū)(黑龍江、吉林、遼寧和內(nèi)蒙古)以保護(hù)價(jià)格實(shí)行國(guó)家臨時(shí)收儲(chǔ)，故2008年底可看為玉米DID模型分析的分割點(diǎn)。到2009年，政府在東北大豆主產(chǎn)區(qū)(黑龍江、遼寧及吉林)以高于當(dāng)時(shí)市場(chǎng)價(jià)格的最低收購(gòu)價(jià)收儲(chǔ)了725萬噸左右的大豆。同年，政府對(duì)玉米和大豆實(shí)行不限收、不拒收的敞開收購(gòu)。由于臨儲(chǔ)政策的收購(gòu)價(jià)為政策出臺(tái)的糧食最低收購(gòu)價(jià)，臨儲(chǔ)政策基本可看作最低收購(gòu)價(jià)的拓展。到2010年，政府繼續(xù)在大豆主產(chǎn)區(qū)對(duì)其實(shí)施臨時(shí)儲(chǔ)備，臨儲(chǔ)常態(tài)化可看作大豆被列入最低收購(gòu)價(jià)行列，故本文大致以2009年年底為模型分割點(diǎn)對(duì)大豆進(jìn)行DID分析。

確定了玉米作用組為東北地區(qū)(黑龍江、吉林、遼寧和內(nèi)蒙古)，大豆作用組為黑龍江、吉林及遼寧，根據(jù)《中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格調(diào)查年鑒》公布的中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品集貿(mào)市場(chǎng)年度價(jià)格及走勢(shì)和中華糧網(wǎng)“數(shù)據(jù)中心”的價(jià)格數(shù)據(jù)，由于年鑒數(shù)據(jù)和中華糧網(wǎng)各類數(shù)據(jù)是由各省區(qū)企業(yè)及地方政府有關(guān)部門定期上報(bào)，難免存在部分地區(qū)關(guān)于部分玉米、大豆價(jià)格或部分時(shí)期價(jià)格數(shù)據(jù)上報(bào)不全的問題存在，且如北京、上海等金融中心地區(qū)的糧價(jià)很難具有代表性，為了實(shí)現(xiàn)玉米及大豆各自的數(shù)據(jù)在雙差分模型中分割點(diǎn)前后均保持完整、對(duì)稱，本文遵循數(shù)據(jù)完整性的原則截取數(shù)據(jù)，選擇政策前后時(shí)段內(nèi)數(shù)據(jù)完整對(duì)稱的合適對(duì)照組。

(二)數(shù)據(jù)情況說明

為通過使用DID模型對(duì)作用組、對(duì)照組在糧食最低收購(gòu)價(jià)政策作用前后的價(jià)格變化進(jìn)行對(duì)比，本文選擇研究的糧食作物品種為玉米和大豆，政策作用組為政策規(guī)定的主產(chǎn)區(qū)，即大豆為黑龍江、遼寧和吉林，玉米為黑龍江、吉林、遼寧和內(nèi)蒙古。非政策實(shí)施區(qū)的大豆對(duì)照組為河南、山東、江蘇、福建和廣西，玉米對(duì)照組為河南、山東、河北、浙江和江蘇。T變量的分割點(diǎn)分別選擇玉米及大豆最低收購(gòu)價(jià)政策實(shí)施的開始時(shí)間，由于本文模型引用的是年度數(shù)據(jù)，因此本文將玉米及大豆政策分割點(diǎn)分別定為2008年12月底及2009年12月底，T變量截取時(shí)間定為2003年至2018年。此外，受經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及國(guó)民消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)(CPI)波動(dòng)的影響，為確保價(jià)格剔除通貨膨脹影響，反應(yīng)價(jià)格真實(shí)變化量的可靠性，本文對(duì)政策實(shí)施前后各期糧食價(jià)格進(jìn)行去通脹處理。

DID模型數(shù)據(jù)情況說明見表1。

表1 DID模型數(shù)據(jù)情況說明

面板模型中使用的數(shù)據(jù)與雙重差分模型數(shù)據(jù)基本一致但略有差別，為便于考察最低收購(gòu)價(jià)政策對(duì)實(shí)施區(qū)糧食價(jià)格的凈影響，本文分別以黑龍江、吉林、遼寧和內(nèi)蒙古(玉米)及黑龍江、遼寧和吉林(大豆)為截面數(shù)據(jù)，以2003-2018年各自的年度價(jià)格為時(shí)間序列，保證每個(gè)個(gè)體相同時(shí)間均有觀測(cè)數(shù)據(jù)記錄，以作平衡面板分析。另外，模型剔除DID數(shù)據(jù)中對(duì)照組的部分，將玉米及大豆的全國(guó)平均報(bào)價(jià)納入考慮范圍，這是為了考察糧食最低收購(gòu)價(jià)政策對(duì)包括政策實(shí)施區(qū)與非實(shí)施區(qū)在內(nèi)的全國(guó)玉米及大豆市場(chǎng)價(jià)格的影響。在面板數(shù)據(jù)回歸中，由于研究重點(diǎn)為最低收購(gòu)價(jià)政策對(duì)實(shí)施區(qū)糧食價(jià)格的托市效應(yīng)，故不考慮生產(chǎn)成本及國(guó)際糧價(jià)波動(dòng)等因素的影響，除糧食最低收購(gòu)價(jià)政策外，僅將玉米、大豆本期價(jià)格的滯后一期作為另一解釋變量加入該基礎(chǔ)模型。

三、實(shí)證研究結(jié)果

(一)DID模型分析結(jié)果

表2 DID模型分析結(jié)果

通過DID模型，本文對(duì)政策實(shí)施前后兩組市場(chǎng)糧價(jià)表現(xiàn)的差異進(jìn)行了對(duì)比與分析，并將這種分割點(diǎn)前后的價(jià)格差異假設(shè)為糧食最低收購(gòu)價(jià)的政策效應(yīng)。而事實(shí)上，引起這種糧食價(jià)格變動(dòng)的因素可能還有其他。因此，在分析中引入一定控制變量是必要的，且受到個(gè)別省份數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)不全的影響，無法滿足數(shù)據(jù)對(duì)稱性及完整性的省份沒有囊括到上述雙差分模型中。綜上，下面模型將引入本期價(jià)格的滯后一期作為控制變量(基礎(chǔ)模型不將生產(chǎn)資料及國(guó)際農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格納入解釋范圍)，對(duì)平衡面板數(shù)據(jù)進(jìn)行更深入的分析。

(二)面板數(shù)據(jù)模型結(jié)果

分析面板數(shù)據(jù)通常要首先確定混合效應(yīng)模型、固定效應(yīng)模型或隨機(jī)效應(yīng)模型。由于不同糧食價(jià)格存在較大差異，本文針對(duì)玉米與大豆兩種糧食作物價(jià)格進(jìn)行模型分析。面板數(shù)據(jù)計(jì)算公式如下：

一般而言，中國(guó)各省份經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及糧食播種面積等特征之間的差別較大。因此，在實(shí)施區(qū)各省玉米或大豆價(jià)格的面板數(shù)據(jù)處理中，不排除個(gè)體效應(yīng)存在的可能性，即各個(gè)截面估計(jì)方程截距和斜率項(xiàng)也許是不一致的。為驗(yàn)證兩組模型個(gè)體效應(yīng)存在的顯著性，首先對(duì)兩組模型分別做F檢驗(yàn)。表3是在數(shù)據(jù)分析時(shí)進(jìn)行的F檢驗(yàn)及其計(jì)量結(jié)果。

表3 玉米模型與大豆模型的F檢驗(yàn)結(jié)果

由表3可知，模型1(玉米)與模型2(大豆)面板數(shù)據(jù)F檢驗(yàn)中的P值均為0.0000，故在1%的顯著性水平下拒絕各截面估計(jì)方程截距和斜率相等的原假設(shè)，兩個(gè)模型中的個(gè)體效應(yīng)均顯著存在。因而在本文中，隨機(jī)效應(yīng)或固定效應(yīng)模型應(yīng)比混合回歸模型效果更優(yōu)。下面引用豪斯曼(Hausman)檢驗(yàn)來進(jìn)一步確定隨機(jī)效應(yīng)模型或固定效應(yīng)模型的最終選擇結(jié)果。表4與表5分別是模型1(玉米)和模型2(大豆)的豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果：

表4 玉米模型豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果

表5 大豆模型豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)以上兩表，玉米及大豆模型豪斯曼檢驗(yàn)的p值為0.2412和0.1411，說明針對(duì)這兩組模型，隨機(jī)效應(yīng)表現(xiàn)優(yōu)于固定效應(yīng)。這可能也是受到本文選取被解釋變量即不同省份差異性的影響，由于各省份經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況、糧食播種面積、產(chǎn)業(yè)分布及居民消費(fèi)水平等特征之間的差別較大，不同省份玉米及大豆的最終價(jià)格表現(xiàn)或有不同。而本文主要針對(duì)最低收購(gòu)價(jià)政策實(shí)施效果展開研究，因此在控制變量選取及被解釋變量省份的選取中都存在具體性不足的缺陷，因而使用隨機(jī)效應(yīng)模型存在一定合理性，是可接受的。

確定了隨機(jī)效應(yīng)模型，由于兩組面板數(shù)據(jù)均將本模型被解釋變量(價(jià)格)的滯后一期作為一項(xiàng)解釋變量引入模型，從而模型的隨機(jī)誤差項(xiàng)存在自相關(guān)，因此，本文在模型估計(jì)時(shí)進(jìn)行差分變換，消除自相關(guān)性的影響，最終面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)結(jié)果如表6和表7所示。

表6 玉米模型市場(chǎng)價(jià)格回歸結(jié)果

表7 大豆模型市場(chǎng)價(jià)格回歸結(jié)果

由表6及表7可以得知，玉米面板數(shù)據(jù)模型的回歸估計(jì)結(jié)果基本上支持了國(guó)家糧食最低收購(gòu)價(jià)政策對(duì)政策實(shí)施區(qū)及全國(guó)具有托市影響這一假定，政策系數(shù)為正且在1%的水平下顯著。相比玉米，最低收購(gòu)價(jià)政策對(duì)大豆模型的觀測(cè)結(jié)果有很大差別，由表7的數(shù)據(jù)來看，虛擬變量的線性回歸影響系數(shù)約為0.01，即實(shí)施區(qū)及全國(guó)大豆價(jià)格前后受到政策影響水平小，且不顯著，但這并不與本文研究重點(diǎn)相矛盾。

正如上文解釋的那樣，該面板數(shù)據(jù)模型僅提取了可能影響糧食價(jià)格變化的少數(shù)幾個(gè)解釋變量進(jìn)行回歸，模型中的某些控制變量(如國(guó)際糧價(jià)與生產(chǎn)成本等)沒有被納入考慮范圍，這難免會(huì)影響模型的經(jīng)濟(jì)解釋效應(yīng)。且經(jīng)過前面DID模型的估計(jì)，針對(duì)大豆的最低收購(gòu)價(jià)政策影響較玉米有很大的不同，其中之一就是實(shí)施區(qū)大豆價(jià)格的上漲幅度不會(huì)明顯超過非政策實(shí)施區(qū)大豆價(jià)格的漲幅，面板數(shù)據(jù)結(jié)果也體現(xiàn)了大豆價(jià)格對(duì)于糧食最低收購(gòu)價(jià)的政策反應(yīng)不顯著。這結(jié)果可從大豆產(chǎn)品自身的市場(chǎng)來源及用途等方面來解釋：第一，中國(guó)大豆進(jìn)口依存度極高(占我國(guó)大豆消費(fèi)量的88%左右[10])，即使政府出臺(tái)最低收購(gòu)價(jià)政策，由于市場(chǎng)上絕大部分大豆來源于國(guó)外，政策很難對(duì)大豆的市場(chǎng)進(jìn)行指導(dǎo)[14]。第二，依照市場(chǎng)對(duì)大豆產(chǎn)品用途上的區(qū)分，食用型大豆與工業(yè)用(如油脂)大豆價(jià)格存在差異，對(duì)臨儲(chǔ)政策的價(jià)格反應(yīng)也不同。第三，根據(jù)一般經(jīng)濟(jì)理論，當(dāng)主產(chǎn)區(qū)糧食于成熟期集中上市時(shí)，糧食價(jià)格上漲會(huì)受到抑制，此時(shí)主銷區(qū)與主產(chǎn)區(qū)(即政策實(shí)施區(qū))的價(jià)格很難受到政策控制。

四、余論

DID模型分析結(jié)果顯示玉米的最低收購(gòu)價(jià)政策對(duì)實(shí)施區(qū)價(jià)格存在明顯的托市效果，與對(duì)照組即非實(shí)施區(qū)相比，政策在實(shí)施區(qū)起到的價(jià)格提升作用要明顯超過非實(shí)施區(qū)。面板數(shù)據(jù)回歸根據(jù)政策對(duì)玉米價(jià)格的影響展開進(jìn)一步討論，最低價(jià)政策影響系數(shù)為正且在1%的水平下顯著。大豆對(duì)政策的反應(yīng)相對(duì)復(fù)雜，首先由雙差分模型可以看出，盡管政策實(shí)施后大豆的價(jià)格在實(shí)施區(qū)與非實(shí)施區(qū)的差異有所減小，但沒有玉米那樣突出的效果。而大豆價(jià)格在之后的面板數(shù)據(jù)模型中更是沒有體現(xiàn)政策實(shí)施的顯著性影響。我們大可猜測(cè)導(dǎo)致這種不同表現(xiàn)可能與政策實(shí)施力度、市場(chǎng)構(gòu)成及產(chǎn)品特性等因素有關(guān)[15]。

如上文所描述，黑龍江、遼寧、吉林和內(nèi)蒙古四省份玉米產(chǎn)量占全國(guó)玉米總產(chǎn)量三分之一以上，且由政府于2009年底實(shí)施敞開收購(gòu)政策來看，其收購(gòu)規(guī)模及政策力度相對(duì)較大。大豆市場(chǎng)上的產(chǎn)品則相對(duì)混亂，超過一半的大豆來源為進(jìn)口，政府于2013年發(fā)布《關(guān)于東北地區(qū)大豆臨時(shí)收儲(chǔ)有關(guān)事項(xiàng)的通知》，明確表明禁止進(jìn)口大豆進(jìn)入收儲(chǔ)環(huán)節(jié)，對(duì)疑似進(jìn)口的大豆實(shí)行暫緩收購(gòu)。而中國(guó)大豆自給率低，國(guó)內(nèi)外市場(chǎng)大豆價(jià)格倒掛，廉價(jià)進(jìn)口大豆在臨儲(chǔ)政策導(dǎo)致國(guó)產(chǎn)大豆供給不足時(shí)大量涌入市場(chǎng)，進(jìn)而拉低了大豆的平均價(jià)格，加大了政策實(shí)施區(qū)臨儲(chǔ)的執(zhí)行難度，影響著國(guó)內(nèi)大豆供求關(guān)系及農(nóng)戶大豆種植的意愿。受這些復(fù)雜因素的制約，大豆的最低收購(gòu)價(jià)政策執(zhí)行力度及政策效果很難與其他糧食(如玉米)政策相比。

自2004年以來，中國(guó)出臺(tái)不少關(guān)于糧食的價(jià)格支持政策，國(guó)內(nèi)糧食價(jià)格的波動(dòng)是國(guó)際糧價(jià)上漲大趨勢(shì)的市場(chǎng)聯(lián)動(dòng)結(jié)果還是國(guó)內(nèi)的政策效果，這是學(xué)者們需認(rèn)真思考的問題。為研究最低收購(gòu)價(jià)政策對(duì)玉米及大豆市場(chǎng)價(jià)格表現(xiàn)的影響，本文采取DID模型討論政策效果的顯著性，雖然基本證實(shí)了政策對(duì)實(shí)施區(qū)糧價(jià)具有明顯政策效果這一假設(shè)，但由于DID分析具有一定的模糊性，且在數(shù)據(jù)獲取過程中遇到一些難題，為深入考察最低收購(gòu)價(jià)政策對(duì)實(shí)施區(qū)糧食價(jià)格的影響，本文后期利用面板數(shù)據(jù)對(duì)該問題進(jìn)行討論，獲得了比DID方法更加明確的結(jié)果。

穩(wěn)定糧食價(jià)格、保護(hù)農(nóng)民利益一直是政府與學(xué)者關(guān)注的重點(diǎn)，而由于市場(chǎng)趨勢(shì)和糧食價(jià)格波動(dòng)的主要影響因素把握困難，很多宏觀調(diào)控政策往往不盡人意，甚至成為價(jià)格波動(dòng)的誘因，這使許多糧食政策備受爭(zhēng)議。淺析上述結(jié)論，得到以下啟示：第一，糧食的最低收購(gòu)價(jià)政策可作為糧食價(jià)格支持的一種有效手段，該政策無疑在提高主產(chǎn)區(qū)糧食價(jià)格，保護(hù)糧農(nóng)積極性的方面起著較為明顯的作用。當(dāng)然，對(duì)外貿(mào)依存度較高的糧食作物(如大豆)，政策效果有待進(jìn)一步的考量；第二，國(guó)外糧食價(jià)格及國(guó)際能源價(jià)格對(duì)國(guó)內(nèi)糧食價(jià)格的傳導(dǎo)作用不可小覷，而中國(guó)的農(nóng)產(chǎn)品支持政策針對(duì)糧食價(jià)格的保護(hù)，會(huì)對(duì)國(guó)際市場(chǎng)波動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)糧價(jià)的短暫性沖擊起到一定的平抑作用；第三，糧食價(jià)格波動(dòng)不僅受自身供求關(guān)系變化的影響，還受其他經(jīng)濟(jì)及社會(huì)因素的影響。中國(guó)糧食市場(chǎng)化機(jī)制逐漸凸顯，與此伴隨的則是國(guó)際糧價(jià)對(duì)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的影響趨于加大[16]。有關(guān)部門應(yīng)提高市場(chǎng)監(jiān)測(cè)與預(yù)測(cè)的能力，權(quán)衡農(nóng)民及消費(fèi)者利益，在必要時(shí)科學(xué)引導(dǎo)農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)的生產(chǎn)與流通。