魏君英 賀亞亞

（長江大學(xué) 湖北農(nóng)村發(fā)展研究中心，湖北荊州 434023）

一、引言

為推動農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，實現(xiàn)糧食可持續(xù)增長，農(nóng)業(yè)部在2015年啟動實施“到 2020年化肥使用量零增長行動”和 “到2020年農(nóng)藥使用量零增長行動”，推進(jìn)化肥減量提效、農(nóng)藥減量控害。此后，連續(xù)4年的中央一號文件明確提出實施化肥農(nóng)藥零增長行動，實現(xiàn)化肥農(nóng)藥使用量負(fù)增長。目前，農(nóng)藥、化肥減量行動已取得明顯成效，截止2018年，化肥使用量已連續(xù)3年減少，農(nóng)藥使用量也連續(xù)3年減少?；适褂昧康淖兓?，勢必會影響化肥價格的變化，而化肥價格與糧食價格存在密切關(guān)系。事實上，由于過去大量使用化肥，化肥投入已成為糧食生產(chǎn)過程中除人工、土地和其他物質(zhì)之外最大投入要素，2003年～2017年間化肥費用在糧食生產(chǎn)直接費用中的年均占比達(dá)到37%，是糧食生產(chǎn)成本的重要構(gòu)成部分，化肥價格變動關(guān)系著糧食價格變動進(jìn)而關(guān)系到農(nóng)民的收益。

糧食價格是百價之基，其影響因素一直是學(xué)者們研究的重要對象，但直接研究化肥價格對糧食價格影響的并不多。少數(shù)學(xué)者討論了化肥價格與糧食價格的因果關(guān)系，一種觀點認(rèn)為糧食價格上漲、農(nóng)民種糧積極性提高帶來的“需求拉動”是化肥價格上漲的重要推手（童萬民，潘煥學(xué)，2015），[1]另一種觀點則認(rèn)為化肥價格變動是糧食價格變動的主要原因（秦平山，2017），雖然觀點尚不一致，但研究表明化肥價格與糧食價格之間存在密切的關(guān)系。一些研究表明，化肥價格影響糧食價格的途徑實際上是通過影響糧食生產(chǎn)成本，因為化肥是我國糧食生產(chǎn)中最主要的投入品。例如，鞏前文等（2014）在討論能源價格波動對國內(nèi)化肥價格的影響時指出，化肥價格的波動會對3種糧食生產(chǎn)成本產(chǎn)生明顯的影響，[2]劉寧（2012）、尹靖華（2016）在分析能源價格對糧食生產(chǎn)成本和糧食價格影響時，均指出糧食生產(chǎn)成本的提高主要是由于化肥、農(nóng)藥等能源價格主導(dǎo)型農(nóng)資價格的上漲，并通過成本上升而傳導(dǎo)到糧食價格。[3-4]

綜上所述，盡管關(guān)于化肥價格對糧食價格影響的直接研究較少，但較多相關(guān)研究表明，化肥價格既是能源價格傳導(dǎo)機制的重要介質(zhì)，又是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格進(jìn)而糧食投入成本的重要構(gòu)成部分，對糧食價格存在著直接影響。當(dāng)前我國農(nóng)業(yè)政策導(dǎo)向已從增產(chǎn)轉(zhuǎn)為綠色和質(zhì)量，化肥使用量減少的趨勢將不可逆轉(zhuǎn)，在此背景下，有必要明確化肥價格變化對糧食價格的影響，保證糧食價格的穩(wěn)定和農(nóng)民的收益。

二、糧食價格與化肥價格的變動趨勢

化肥被稱為糧食的“糧食”，是糧食產(chǎn)量增加的主要源泉。據(jù)聯(lián)合國糧農(nóng)組織分析，農(nóng)作物單產(chǎn)的增加，有近50%是由于增施化肥的結(jié)果。過去40年，我國糧食產(chǎn)量大幅度增加，尤其是2004年～2015年實現(xiàn)了“十二連增”，其中化肥投入發(fā)揮了巨大作用。我國化肥使用總量從2004年的4636.6萬噸增加到2015年的6022.6萬噸，單位面積化肥施用量也不斷增加，從2004年的301kg/hm2增加到2015年的361 kg/hm2，與此同時，我國糧食總產(chǎn)量和單產(chǎn)也分別從2004年的46947萬噸、4620.5kg/hm2增加到 2015年的 66060萬噸、5482.8kg/hm2。2016年～2018年，隨著化肥減量行動的實施，化肥使用量總量與單位面積使用量均有所下降，2018年，化肥使用總量和單位面積使用量分別下降為5653.42萬噸、340 kg/hm2，糧食總產(chǎn)量2018年下降為65789.2萬噸，不過糧食單產(chǎn)則仍保持上升趨勢，2018年糧食單產(chǎn)上升為5621 kg/hm2。總體上，化肥使用量與糧食產(chǎn)量變化趨勢非常一致 （如圖1、2所示），實證研究也表明化肥使用量與糧食單產(chǎn)和總產(chǎn)具有較強的正相關(guān)關(guān)系，化肥對糧食增產(chǎn)貢獻(xiàn)率高達(dá)40%-50%。[5-7]

圖1 我國糧食總產(chǎn)量與化肥總使用量的變動趨勢

圖2 我國糧食單產(chǎn)與化肥單位使用量的變動趨勢

隨著化肥投入的增加，化肥費用在糧食生產(chǎn)投入中所占的比重一直處于較高的水平，2003年～2015年間，化肥使用費用占3種糧食生產(chǎn)直接費用的比重年均達(dá)到37.8%，盡管2016年和2017年隨著化肥使用量的減少，化肥費用占比有所下降，但仍在31%以上?；寿M用的變化不僅與化肥投入量有關(guān)，更重要的是與化肥價格變化有關(guān)，即使在2016年～2017年化肥使用量減少的情況下，化肥費用仍然在上漲，而在此期間，化肥價格也在上漲，說明化肥費用與化肥價格存在著更為一致的變化趨勢（如圖3所示）。

圖3 我國糧食生產(chǎn)化肥投入費用與化肥價格的變動趨勢

從圖3中可以看出，2003年～2005年化肥價格與化肥費用均處于上漲趨勢，2006年化肥價格與化肥費用均有所下降，原因是2004年國家對于不斷上漲的化肥價格實行了臨時價格干預(yù)措施，平抑了化肥價格上漲，由于政策時滯效果，到2006年化肥價格才降下來。2007年～2008年，受國際能源價格的影響，我國化肥價格大幅度上漲，3種糧食每畝化肥費用增加。2009年國內(nèi)化肥產(chǎn)量大幅增加，同時國家取消了化肥價格限制政策，建立起以市場為主導(dǎo)的化肥價格形成機制，在市場供求作用下，2009年化肥價格下降，3種糧每畝平均化肥費用也在2009年減少。

圖4 我國糧食價格與化肥價格變動趨勢

從糧食生產(chǎn)價格指數(shù)與化肥價格指數(shù)的變化趨勢來看，2003年～2004年由于糧食供給不足同時化肥價格上漲，糧食價格大幅上漲，2003年糧食生產(chǎn)價格指數(shù)比上年上升約2.3%，2004年糧食生產(chǎn)價格指數(shù)比上年上升約28.06%。為了保障糧食收益，調(diào)動農(nóng)民種糧積極性，國家從2004年開始實行糧食最低收購價政策和農(nóng)業(yè)3項補貼政策，并從2006年開始，實行農(nóng)資綜合補貼制度，對糧農(nóng)因化肥等農(nóng)資價格上漲增加的支出進(jìn)行補償，在政策支持下，糧食生產(chǎn)價格指數(shù)與化肥價格指數(shù)基本保持著同步的波動趨勢（如圖4所示）。

可以看出，化肥價格指數(shù)、化肥費用以及糧食生產(chǎn)價格指數(shù)三者的變化趨勢基本一致，說明化肥價格對糧食價格的影響，是通過影響化肥費用進(jìn)而影響糧食生產(chǎn)成本來影響糧食價格。不過，上述分析基于經(jīng)驗觀察，化肥價格對糧食價格的影響究竟如何，尚需要實證檢驗。筆者擬用我國省際面板數(shù)據(jù)實證分析化肥價格對糧食價格的影響，并在此基礎(chǔ)上探討化肥減量行動對糧食價格的可能影響。

三、實證分析

（一）變量的選擇與衡量指標(biāo)

1.被解釋變量

糧食價格的衡量指標(biāo)主要是糧食價格指數(shù)，而糧食價格指數(shù)包括糧食類商品零售價格指數(shù)和糧食生產(chǎn)價格指數(shù)?，F(xiàn)有研究文獻(xiàn)由于研究目的不同在選取具體衡量指標(biāo)時有所不同，有的研究使用糧食零售價格指數(shù)（趙霞，2012；湯丹，2015），[8-9]有的同時考察糧食生產(chǎn)價格指數(shù)和零售價格指數(shù)（王雙進(jìn)、李順毅，2013；羅超平等，2017），[10-11]也有的只考察糧食生產(chǎn)價格指數(shù)（羅鋒、牛寶俊，2010；星焱、李雪，2013；[12]尹靖華，2016；周洲、石奇，2018[13]），但主要考察大米、小麥 、玉米等分類糧食生產(chǎn)價格指數(shù)。由于糧食生產(chǎn)價格是指糧食生產(chǎn)者直接出售其糧食時實際獲得的單位產(chǎn)品價格，因而糧食生產(chǎn)價格指數(shù)更能反映既定生產(chǎn)成本下生產(chǎn)者所獲得的收入。因為化肥價格影響糧食價格的機制就是通過糧食生產(chǎn)成本傳導(dǎo)，因而筆者所考察的糧食價格使用糧食生產(chǎn)價格指數(shù)來衡量更為合適。但由于現(xiàn)有統(tǒng)計數(shù)據(jù)中并沒有直接的糧食總體上的生產(chǎn)價格指數(shù)，只有分類糧食生產(chǎn)價格指數(shù) ，且考慮谷物（包括大米、小麥、玉米等及其他雜糧）占到糧食總量的近90%，其生產(chǎn)價格指數(shù)可以代表整體糧食生產(chǎn)價格水平，因此，選擇谷物生產(chǎn)價格指數(shù)來衡量糧食價格水平（用p_grain表示）。

2.解釋變量

（1）成本因素

影響糧食價格的因素很多，其中，最直接的因素是糧食生產(chǎn)投入成本?，F(xiàn)有文獻(xiàn)多使用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)綜合考察農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料成本對糧食價格的影響，筆者基于研究目的以及糧食生產(chǎn)中直接物質(zhì)成本構(gòu)成，將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料成本分解為化肥投入成本、機械化農(nóng)具投入成本、農(nóng)藥投入成本、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)投入成本以及種子等其他農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料投入成本，并分別用化肥價格指數(shù)（用p_fertilizer表示）、機械化農(nóng)具價格指數(shù)（用p_machine表示）、農(nóng)藥及農(nóng)藥械價格指數(shù)（用p_pesticide表示）、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)價格指數(shù)（用p_service表示）、種子等其他農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)（用p_other表示）來衡量。

（2）供求因素

糧食價格受糧食供求的影響，供給因素主要是糧食產(chǎn)量，由于本文使用谷物生產(chǎn)價格指數(shù)作為被解釋變量的代理變量，因此，主要考察谷物產(chǎn)量（用q_grain表示）。對于需求因素，由于糧食需求包括口糧需求、工業(yè)用糧需求、飼養(yǎng)糧需求等，難以獲得整體上對糧食的確切需求量數(shù)據(jù)，因此，借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)，用經(jīng)濟(jì)增長水平（用gdp表示）來迂回衡量糧食的需求水平。理論上，隨著糧食供給量增加，糧食價格會下降，經(jīng)濟(jì)增長水平越高，對糧食的需求量會越大，會引致糧食價格上漲。

（3）政策因素

政策因素也會影響糧食價格，2004年以來，我國實施了糧食最低收購價政策和農(nóng)業(yè) “三項補貼”政策，在政府保護(hù)政策的支持下，國內(nèi)糧價呈現(xiàn)出剛性上漲態(tài)勢，隨著農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的推進(jìn)，2015年國家實行了農(nóng)業(yè)“三項補貼”政策改革，2016年正式實施農(nóng)產(chǎn)品“價補分離”，考慮到化肥減量行動取得成效的年份為2016年，因此，筆者設(shè)計政策虛擬變量（用d_policy表示），以2016為時間節(jié)點，2016年以前取值為0，2016年后取值為1。

以上解釋變量中，化肥價格是核心解釋變量，其他變量為控制變量。

（二）數(shù)據(jù)來源與變量統(tǒng)計描述

筆者考察的數(shù)據(jù)為省際面板數(shù)據(jù)，考慮到北京、上海、天津3個直轄市以及香港、澳門、西藏、青海等地區(qū)的農(nóng)業(yè)比例很少，同時考慮到重慶市化肥價格指數(shù)缺失，本文省際面板數(shù)據(jù)為25個省份的面板數(shù)據(jù)。我國糧食最低收購價政策始于2004年，最初是針對稻谷，2006年才將小麥納入最低收購價范圍，同時，部分變量2018年的省際數(shù)據(jù)尚未公布，因而本文考察的數(shù)據(jù)期限為2006年～2017年。除各省谷物產(chǎn)量2017年的數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站外，其他所有數(shù)據(jù)來自EPS三農(nóng)數(shù)據(jù)庫。為消除數(shù)據(jù)波動，對各變量取自然對數(shù)，各變量的統(tǒng)計性描述如表1所示。

表1 變量的統(tǒng)計性描述

（三）模型與方法

考慮當(dāng)期糧食價格還會受上期價格的影響，筆者使用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，即模型中將被解釋變量的滯后期作為解釋變量，將其作為部分遺漏變量的代理變量，同時也可反映糧食價格自身慣性的影響?？疾斓拿姘鍞?shù)據(jù)為n較大而T較小的短面板數(shù)據(jù)，對于短動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的估計一般采用差分GMM模型或者系統(tǒng)GMM模型，系統(tǒng)估計實際上是把差分GMM和水平GMM結(jié)合在一起，既可以提高估計的效率，又包含對水平方程的估計。因此，筆者主要采用布倫德爾和邦德 （Blundell、Bond，1998）提出的系統(tǒng)GMM估計方法。[14]估計模型如下：

p_grainit=α0+α1p_grainit-j+α2p_fertilizerit+α3p_machineit+α4p_pesticideit+α5p_serviceit+α6p_otherit+α7q_grainit+α8gdpit+α9d_policy+μit

上述模式中，i為各地區(qū)，t為所考察變量的時間，t=2006，……，2017，μit為干擾項，參數(shù) α 分別為各變量的系數(shù)，j為待定的被解釋變量滯后階數(shù)。

系統(tǒng)GMM模型的估計值對具體的設(shè)置非常敏感，Bond（2002）提供一個系統(tǒng)GMM穩(wěn)定性的甄別方法，由于混合OLS估計通常會導(dǎo)致向上偏誤的滯后項系數(shù)，而固定效應(yīng)估計則會導(dǎo)致向下偏誤的滯后項系數(shù)，因而如果滯后項的系統(tǒng)GMM估計值介于固定效應(yīng)估計值和混合OLS估計值之間，就認(rèn)為該GMM估計結(jié)果是有效的。[15]筆者采用Bond（2002）的方法，對模型同時進(jìn)行POLS、FE和系統(tǒng)GMM估計，通過對三者估計值的比較進(jìn)行甄別。

（四）模型估計與結(jié)果分析

表2 各變量對糧食價格影響的估計結(jié)果

系統(tǒng)GMM模型估計中，存在動態(tài)模型滯后工具變量是否有效的問題，需要對系統(tǒng)GMM擾動項的自相關(guān)性進(jìn)行檢驗。通過對擾動項自相關(guān)性的檢驗，確定被解釋變量滯后階數(shù)為2，即使用被解釋變量的兩個滯后變量作為工具變量最佳。表2第一列為系統(tǒng)GMM模型估計結(jié)果，同時給出一階與二階自相關(guān)檢驗的結(jié)果以及Hansen檢驗結(jié)果，用來判斷有無過度識別，第二列和第三列分別為混合面板估計（POSL）和固定效應(yīng)估計（FE）的結(jié)果。

根據(jù)表2估計結(jié)果，L2.p_grian的系統(tǒng)GMM估計值為-0.383，介于固定效應(yīng)的估計值-0.387和混合估計值-0.366之間，因此，系統(tǒng)GMM估計的結(jié)果是穩(wěn)健且可靠的。AR(1)和AR(2)的結(jié)果表明存在一階自相關(guān)，但不存在二階自相關(guān)，最佳滯后階數(shù)為2。Hansen檢驗結(jié)果表明不能拒絕原假設(shè)，滯后項工具變量有效。

從系統(tǒng)GMM估計的各變量系數(shù)來看，化肥價格對糧食價格存在顯著的正向影響，化肥價格每變動1個百分點，會引起糧食價格同向變動約0.094個百分點。這與經(jīng)驗觀察和理論預(yù)期均相符，即化肥價格會影響到化肥投入成本從而影響到糧食價格，化肥價格上漲會推動糧食價格上漲。不過，相對化肥價格的影響而言，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)價格和種子等其他資料價格的影響要更大，二者對糧食價格均存在顯著的正向影響，其中，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)價格的影響系數(shù)為0.147，種子等其他農(nóng)資價格的影響系數(shù)為0.429，其原因可能是近些年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)與種子等其他農(nóng)資投入成本占糧食生產(chǎn)直接費用的比重逐漸在增加，因而其對糧食價格影響會比較大。據(jù)統(tǒng)計，3種糧每畝平均租賃服務(wù)費用占糧食生產(chǎn)直接費用的比重從2006年的32.6%上升到2017年的39.3%，種子費用的占比也從2006年的11.7%上升到2017年的14.3%。機械化農(nóng)具價格和農(nóng)藥價格的影響為負(fù)，但不顯著，其原因可能是二者投入占糧食生產(chǎn)直接費用的比重相對較小，2006年～2017年二者年均占比分別為1.04%和6.9%，因而對糧食價格尚未造成顯著影響。從供求因素來看，糧食產(chǎn)量對糧食價格存在顯著的負(fù)向影響，這與理論預(yù)期相符，產(chǎn)量增加會導(dǎo)致供給增加，在需求既定下，糧食價格會下降。從需求角度來看，需求對糧食價格存在較小的負(fù)向影響，但并不顯著，這可能與糧食是生活必需品有關(guān)。從政策因素來看，政策虛擬變量的影響系數(shù)顯著為負(fù)，表明2016年開始實行的“價補分離”政策有著明顯的效應(yīng)，一方面由于糧食最低收購價下調(diào)，減少了劣質(zhì)糧食的供給，糧食價格會上漲，另一方面，按照價補分離原則，政策的增收功能逐步退出，糧食價格由市場形成，優(yōu)質(zhì)優(yōu)價，在優(yōu)質(zhì)糧供給緊缺下，糧食價格也會上漲。

此外，糧食價格滯后變量代表著可能被遺漏的影響因素，同時也代表糧食價格自身慣性的調(diào)節(jié)作用，表2的系統(tǒng)GMM估計結(jié)果表明，糧食價格滯后項對糧食價格存在顯著的負(fù)向影響，說明糧食價格的波動在一定程度上還受其他未觀察到的因素的影響，在這些因素的作用下，糧食價格通過滯后效應(yīng)負(fù)向地調(diào)節(jié)自身的波動。

四、結(jié)論與政策含義

綜上所述，得出以下結(jié)論：一是在控制糧食價格自身滯后變量、機械、農(nóng)藥以及種子等農(nóng)資價格和糧食供求因素的影響下，化肥價格對糧食價格存在顯著正向影響，從而證實化肥投入作為糧食生產(chǎn)中的重要投入要素，其價格變化會影響糧食價格同向的變化；二是化肥作為重要的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料，雖然其價格對糧食價格存在正向影響，但相對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)價格和種子等其他農(nóng)資價格的影響而言，其影響較小，因而化肥減量行動可能會通過化肥價格的傳導(dǎo)機制對糧食價格產(chǎn)生一定的影響，但影響相對比較??；三是在化肥減量行動實施的同時，實行“價補分離”的糧食價格調(diào)控政策效果顯著，有利于糧食價格依據(jù)市場信號進(jìn)行調(diào)節(jié)，實現(xiàn)優(yōu)質(zhì)優(yōu)價，使糧食價格回到合理水平。

基于上述結(jié)論，在化肥減量行動背景下，要理順肥糧價格關(guān)系，保證農(nóng)民收益，一是要對化肥產(chǎn)量及其價格進(jìn)行適度調(diào)控，既要通過價格引導(dǎo)農(nóng)民對化肥的使用，又要避免化肥價格上升擠壓糧農(nóng)的種糧收益。理論上，化肥減量使用，若供給不變，意味著化肥需求減少，化肥價格會下跌。我國化肥使用量在從2016年開始下降，在2015年的基礎(chǔ)上減少了38.5萬噸，2017年化肥使用量相對2016年減少了124.7萬噸，2018年化肥使用量相對2017年減少了205.98萬噸，但化肥價格、化肥費用以及糧食價格僅在2016年有所下降，2017年、2018年化肥價格不降反升?；蕛r格上升，農(nóng)戶考慮投入成本，會減少化肥使用，有利于化肥減量目標(biāo)的實現(xiàn)，但在“價補分離”政策下，當(dāng)化肥價格上漲，農(nóng)民不能像以前那樣獲得補貼來補償支出，那么勢必會推動糧食價格同步上漲，否則化肥價格上漲會擠占農(nóng)民收益。因而需要對化肥價格進(jìn)行適度控制，以保障糧農(nóng)的收益。二是大力發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和種子業(yè)，增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)和優(yōu)質(zhì)糧種的供給，以調(diào)控農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)以及種子等農(nóng)資價格，因為二者在糧食生產(chǎn)投入中的比重越來越大?；蕼p量行動目標(biāo)的實現(xiàn)，關(guān)鍵在于轉(zhuǎn)變生產(chǎn)方式，提高化肥使用效率和糧食生產(chǎn)效率，這需要投入大量的病蟲害防控、測土配肥、糧種培育、秸稈綜合處理、土壤改良等生產(chǎn)性服務(wù)，若這些生產(chǎn)性服務(wù)供給不足，其價格勢必會增加，從而推高糧食價格或者擠占糧農(nóng)利潤。三是繼續(xù)實行“價補分離”政策，提高補貼的精準(zhǔn)性。一方面，繼續(xù)堅持糧食價格改革，把糧食價格的形成還給市場機制，保證優(yōu)質(zhì)優(yōu)價，在減少化肥使用的同時，通過優(yōu)質(zhì)優(yōu)價引導(dǎo)農(nóng)戶種植優(yōu)質(zhì)糧，保障農(nóng)民的收益；另一方面，補貼要發(fā)給綠色糧食種植的實際實施者，包括綠色糧食實際種植者和新型農(nóng)業(yè)服務(wù)主體，同時還可以對生產(chǎn)有機肥和生物農(nóng)藥的企業(yè)進(jìn)行補貼，降低農(nóng)民的投入成本。