劉瀟耀，肖少香

（1. 湖南信息學院，湖南 長沙 410151；2. 湖南科技職業(yè)學院，湖南 長沙 410004）

新時期“立足國內，以我為主，確保產能、適度進口，科技支撐”的糧食安全戰(zhàn)略，為谷物基本自給、口糧絕對安全指向定錨。稻谷作為中國的二大口糧之一，一直受到各級政府支持、關注和重視，特別是2020 年以來，黨中央、國務院把穩(wěn)定糧食生產作為經濟安全的重要工作來部署，出臺了鼓勵生產和流通的系列措施，取得了一定成效。但是從種糧比較效益來分析，種糧成本偏高、收益較低、動力不足的問題仍然存在。在今后一個相當長時期內，如何妥善協(xié)調國家糧食安全與提高種糧農民收益問題，是中國農業(yè)糧食經濟中無法回避的重大課題[1-3]。因此，分析糧食生產收益的影響因素，從中找出影響糧食生產收益的關鍵因素，因應施策，具有重大的現(xiàn)實意義。

1 數(shù)據來源及變量說明

分別選取湖南省稻谷的每畝減稅純收益作為被解釋變量，選取每畝產量、每畝總生產成本、每50 kg 主產品平均出售價格指標作為解釋變量，為使數(shù)據在年度間具有可比性，本文在對涉及物價因素的變量數(shù)據進行平減時，采用以1993 年為基期的農村居民消費價格指數(shù)來處理。本文所選變量的基礎數(shù)據源于《湖南農村統(tǒng)計年鑒》和《湖南統(tǒng)計年鑒》，相關變量數(shù)據的取樣時段為1993—2017 年（其中2014 年和2015 年的基礎數(shù)據為缺失值插值），這主要是1993 年國家對糧食流通實行國家宏觀調控下的市場調節(jié)，從定購統(tǒng)銷和議購議銷并行改革為國家宏觀調控下的市場調節(jié)（單軌制），這是一個歷史性的變革和進步。分析糧食市場化改革之后糧食生產收益與其各影響因素之間所得的結論對深化糧食市場化改革更有現(xiàn)實意義[4]。文中選取如下變量：

（1） 每畝減稅純收益（元）。作為被解釋變量，為了消除通脹因素的影響，使變量在年際間具有可比性[5]，以1993 年為基期（1993 年為100）的農村居民消費價格指數(shù)對每畝減稅純收益進行平減，得到每畝減稅實際純收益，表示為RNI。

（2） 每畝產量（kg）。由于畝產量是影響糧食生產畝均收益的重要因素[6]，直接選取1993—2017 年稻谷每畝產量數(shù)據，作為每畝減稅實際純收益的實物性解釋變量，表示為OPM。

（3） 每畝總生產成本（元）。生產總成本包括物質費用、人工成本和土地成本[7-8]。以1993 年為基期（1993 年為100）的農村居民消費價格指數(shù)對其進行平減以消除通脹因素的影響，得到每畝實際總生產成本，表示為RPC。

（4）每50 kg 主產品平均出售價格（元）。以1993 年為基期（1993 年為100）的農村居民消費價格指數(shù)對其進行平減以消除通脹因素的影響，得到每50 kg 主產品實際平均出售價格，表示為RAP。

2 稻谷生產收益及其影響因素的趨勢分析

湖南省稻谷的每畝產量變動趨勢如圖1 所示，總體上看，1993—2017 年湖南稻谷畝產呈現(xiàn)周期性上升趨勢，2017 年稻谷畝產448.45 kg 較1993 年391.13 kg 上漲了14.66%，年均增長率為0.57%。

從1993 年以來湖南每50 kg 主產品實際平均出售價格變化趨勢可以看出（如圖2 所示），1993—2017 年湖南稻谷實際平均出售價格總體上呈現(xiàn)穩(wěn)中有升態(tài)勢，2017 年稻谷實際平均出售價格較1993年上漲了29.29%，年均增長率為1.08%。分階段看：1993—1996 年湖南稻谷實際平均出售價格略有上升，1996 年稻谷實際平均出售價格較1993 年上漲了9.98%，年均增長率為3.22%。這主要是1993年國家加快糧食流通體制改革，全面放開糧價，使得全國性糧價上漲，政府為了完成糧食收購任務，掌握糧源，提高糧食收購價格，市場糧價也水漲船高[9]。1997—2003 年湖南稻谷實際平均出售價格在下跌后持續(xù)低迷，稻谷實際平均出售價格7 年均值較1993 年下降了23.17%。2004—2012 年湖南稻谷實際平均出售價格呈現(xiàn)上升態(tài)勢，2004 年國家糧食最低價收購政策正式出臺，稻谷作為主要口糧品種最先納入最低價收購范圍。從2004 年國家啟動最低收購價政策以來，稻谷價格持續(xù)上漲，2012年達到歷年峰值，比1993 年提高37.92%。2013—2017 年湖南稻谷實際平均出售價格呈現(xiàn)下跌態(tài)勢，這主要是隨著消費升級，市場對大米品質和衛(wèi)生指標要求更趨嚴苛，湘米市場份額受到一定擠壓[10-11]。

在稻谷畝產和每50 kg 主產品實際平均出售價格上升的同時，稻谷每畝實際總生產成本也在不斷上漲。如圖3 所示，1993—2017 年稻谷每畝實際總生產成本總體上呈現(xiàn)出先平穩(wěn)增長再快速增長的趨勢，2017 年稻谷每畝實際總生產成本較1993 年上漲了120.62%，年均增長率為3.35%。1993—2007 年為平穩(wěn)增長階段，2007 年稻谷每畝實際總生產成本較1993年上漲了20.33%，年均增長率為1.33%。2008—2017年為快速增長階段，2017 年稻谷每畝實際總生產成本較2008 年上漲了56.09%，年均增長率為5.07%。

通過分析可以看出，雖然湖南稻谷畝產和每50 kg 主產品實際平均出售價格呈上升態(tài)勢，但其增幅還遠遠趕不上每畝實際總生產成本的增長速度，實際總生產成本的快速上漲一定程度上侵蝕了稻谷畝產和實際平均出售價格提升給農民帶來的好處，導致稻谷生產的比較效益低下[12]?？鄢浺蛩赜绊懙拿慨€減稅實際純收益如圖4 所示，稻谷每畝減稅實際純收益自1993 年以來呈現(xiàn)明顯下跌態(tài)勢，2017 年稻谷每畝減稅實際純收益較1993 年下跌了62.08%，年均下降率為1.96%。每畝產量、每50 kg 主產品實際平均出售價格、每畝實際總生產成本對每畝減稅實際純收益是否存在影響及影響程度，每畝產量、每50 kg 主產品實際平均出售價格和每畝實際總生產成本三者之間是否存在著一定的內在聯(lián)系和因果關系，需要進一步實證檢驗。

3 稻谷生產收益及其影響因素的實證分析

采用雙對數(shù)的計量經濟模型分析稻谷生產收益及其影響因素的影響程度，首先對原始數(shù)據進行對數(shù)處理，處理后的稻谷每畝產量、每50 kg 主產品實際平均出售價格、每畝實際總生產成本和每畝減稅實際純收益對數(shù)序列分別表示為lnOPM、lnRAP、lnRPC 和lnRNI，再運用Eviews9.0 軟件進行分析。采用雙對數(shù)模型，一是因為待估參數(shù)稻谷每畝產量、每50 kg 主產品實際平均出售價格和每畝實際總生產成本對稻谷生產收益變動的彈性，有較好的經濟學意義；二是可以消除模型中解釋變量間的共線性，提高參數(shù)估計值的準確性[13-15]。

表1 變量單位根檢驗結果

3.1 單位根檢驗

文中選取的所有變量均為時間序列數(shù)據，在建模前對時間序列進行單位根檢驗，結果見表1。

ADF 檢驗結果表明：總體上，lnOPM、lnRAP和lnRNI 都是非平穩(wěn)時間序列，但在10%的顯著性水平下lnRPC 是平穩(wěn)序列。各變量的一階差分值都在1%的顯著性水平下保持平穩(wěn)，即變量都服從一階單整，這些變量之間可能存在協(xié)整關系，需進一步對這些變量之間是否存在協(xié)整關系進行檢驗。

3.2 協(xié)整檢驗

為了分析稻谷每畝產量、每50 kg 主產品實際平均出售價格和每畝實際總生產成本3 個變量對稻谷生產收益的影響，在對lnOPM、lnRAP、lnRPC 和lnRNI進行協(xié)整檢驗時，采用EG（Engle-Granger）兩步法。

第一步，建立如下回歸方程：

參數(shù)估計結果如表2 所示。

表2 參數(shù)估計結果

由于DW 值（2.319 1）大于5%顯著水平下的臨界值（即＞1.57），表明模型不存在自相關性，此時是否存在協(xié)整關系則取決于殘差水平序列的平穩(wěn)性。若殘差序列是平穩(wěn)的，則存在協(xié)整關系。為了確定殘差檢驗的類型，在前面的平穩(wěn)性檢驗中，建立了非平穩(wěn)序列的回歸模型，為了避免偽回歸還必須對回歸模型的殘差進行單位根檢驗。

第二步，對式（1）的殘差進行單位根檢驗，由回歸方程估計結果可知：

表3 ADF 檢驗結果

3.3 誤差修正模型（ECM）的建立

為研究稻谷每畝產量、每50 kg 主產品實際平均出售價格、每畝實際總生產成本和每畝減稅實際純收益之間的動態(tài)關系，文中通過ECM 模型來進行分析。

建立1993—2017 年稻谷每畝產量、每50 kg主產品實際平均出售價格、每畝實際總生產成本和每畝減稅實際純收益的長期均衡方程：

也可以寫為：

參數(shù)估計結果如表5 所示。

表4 參數(shù)估計結果

表5 參數(shù)估計結果

因此，從長期來看，根據式（3）表示的長期均衡方程參數(shù)估計結果可知，當每50 kg 主產品實際平均出售價格提高1%時，將使每畝減稅實際純收益提高6.350 2%；而當每畝實際總生產成本提高1%時，將使每畝減稅實際純收益下降3.405 6%。分析結果顯示，當?shù)竟让慨€產量提高1%時，將使每畝減稅實際純收益提高2.501 4%，但每畝產量對每畝減稅實際純收益的影響不顯著。這可能是因為在樣本期（1993—2017）年，稻谷每畝產量年均增長率僅為0.57%，稻谷每畝產量增長有限。

從短期來看，在式（4）表示的誤差修正模型中，差分項反映了短期波動的影響。每畝減稅實際純收益的短期變動可以分為兩部分：一部分是稻谷每畝產量、每50 kg 主產品實際平均出售價格、每畝實際總生產成本波動的影響；一部分是前一時期的非均衡程度的影響。根據模型參數(shù)估計結果可知，當每50 kg 主產品實際平均出售價格變動1%時，將使每畝減稅實際純收益正向變動4.064 2%；而當每畝實際總生產成本變動1%時，將使每畝減稅實際純收益反向變動3.239 7%。值得注意的是，每畝產量對每畝減稅實際純收益的影響不顯著，這可能是稻谷每畝產量增長有限。誤差修正項的系數(shù)估計值為-1.137 9，說明當短期波動偏離長期均衡時，將以（-1.137 9）的調整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

4 結 論

（1） 通過協(xié)整檢驗結果可知，稻谷每畝產量、每50 kg 主產品實際平均出售價格、每畝實際總生產成本和每畝減稅實際純收益之間存在穩(wěn)定的長期均衡關系。在長期關系中，影響每畝減稅實際純收益變動的首要因素是每50 kg 主產品實際平均出售價格，次要因素是每畝實際總生產成本，而每畝產量對每畝減稅實際純收益變動的作用有限。

（2） 通過建立誤差修正模型得出，稻谷每畝產量、每50 kg 主產品實際平均出售價格、每畝實際總生產成本和每畝減稅實際純收益之間短期動態(tài)關系。短期內，每50 kg 主產品實際平均出售價格和每畝實際總生產成本的波動均對每畝減稅實際純收益產生較大影響，但每50 kg 主產品實際平均出售價格的影響力更大。而稻谷每畝產量作為稻谷生產收益的影響因素，它的變動在增加稻谷生產收益方面的重要性并不明顯。

5 政策建議

5.1 適時調整優(yōu)化最低價格收購政策，發(fā)揮價格的正向引導作用

應對糧價下跌、稻谷生產面積及產量下降的形勢，從穩(wěn)糧穩(wěn)價、刺激生產、以利糧食安全的角度，2004 年國家出臺了最低價格收購政策，其基本功能是托底保量。2017 年起，國家調整收儲政策，糧食收儲從政策市向市場市轉變，保持最低收購價政策框架，啟動最低價格預案為特例，不啟動為常態(tài)。為應對新冠肺炎疫情和自然災害，2020 年2 月國家公布當年生產的中晚秈稻和粳稻最低收購價格每50 kg 分別為121、127 和130 元，比上年略升。上述政策的調整彰顯了價格對生產的刺激引導作用。尤其受疫情影響，糧價出現(xiàn)普遍上漲的情形，國家對糧食生產提出了“穩(wěn)面積、穩(wěn)產量”的要求。用好價格政策，適當提升最低收購價格，維護農民種糧收益，是維護國家糧食安全的關鍵措施。

5.2 多措并舉抑制稻谷生產成本過快上漲，提升種糧比較收益

生產成本漲跌與稻米生產收益表現(xiàn)為負相關。各級政府應采取有效措施，提升稻米生產收益，如適度干預管控農業(yè)生產資料價格，建立農業(yè)生產資料儲備，防止價格大起大落影響糧食生產；支持規(guī)模種植，鼓勵多元主體適度流轉土地，集中耕作，降低土地流轉成本；加大對農業(yè)生產資料和種糧主體（農戶）的扶持力度，對水、電、油消耗實行價格優(yōu)惠，對涉農企業(yè)進行稅費減免等。

5.3 加大科技投入，提升科技對稻米生產收益的貢獻

堅持好糧需要好種子，好米是種出來的理念，充分利用袁隆平院士的研發(fā)優(yōu)勢，研發(fā)品質更優(yōu)、產量更高的種子，提升單位面積產量和收益。優(yōu)化種植方式，推廣綠色、無公害、有機種植，減少單位面積農藥化肥投入量；推廣機械化生產，減少占成本主要份額的人力投入，降低人工活性成本，從憑經驗種田向靠科技種田轉變，培養(yǎng)新一代種田能手，提升種植收益。

5.4 堅持市場化取向，“五優(yōu)聯(lián)動”，提升種糧綜合效益

發(fā)揮市場配置資源的決定性作用，深化糧食收儲市場化改革，以市場需求引領糧食生產，引導種糧主體從“只管種不管賣”向“市場需要什么、消費者喜愛什么就生產什么”轉變，深化種糧主體的市場意識，推進“優(yōu)糧優(yōu)種、優(yōu)良優(yōu)購、優(yōu)糧優(yōu)儲、優(yōu)糧優(yōu)加、優(yōu)糧優(yōu)銷”的五優(yōu)聯(lián)動，擴大優(yōu)質稻種植，充分發(fā)揮價格優(yōu)勢，好糧賣好價，更好地滿足消費者從“吃飽”向“吃好”“吃健康”的消費升級需求，加大力度開發(fā)循環(huán)產業(yè)經濟，發(fā)展深加工，從而提高種植稻谷綜合收益。