□范成方 史建民

基于SVAR模型的糧食種植收益與生產(chǎn)變動關(guān)系分析
——以山東省玉米、小麥為例

□范成方 史建民

本文依據(jù)1998-2012年山東省糧食種植收益及產(chǎn)量數(shù)據(jù)，運(yùn)用SVAR模型對糧食種植收益與生產(chǎn)之間的變動關(guān)系進(jìn)行計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析。脈沖響應(yīng)分析表明：對于產(chǎn)量增長率一個標(biāo)準(zhǔn)差正向沖擊，玉米凈收益增長率的響應(yīng)值表現(xiàn)為正負(fù)交錯，小麥則先減弱，后增強(qiáng)，之后趨于穩(wěn)定；對于凈收益增長率一個標(biāo)準(zhǔn)差正向沖擊，玉米產(chǎn)量增長率的響應(yīng)值亦表現(xiàn)為正負(fù)交替，小麥則先增強(qiáng)后減弱，且存在時滯。方差分解分析表明，糧食產(chǎn)量增長率及凈收益增長率的變動均主要受來自其自身的結(jié)構(gòu)沖擊的影響。由此得到啟示：糧食種植收益持續(xù)增加不能單方面的完全依賴糧食增產(chǎn)；種植收益增加對糧食增產(chǎn)的影響很小。為此，省政府應(yīng)采取措施：(1)完善糧食價格支持機(jī)制；(2)提升糧食種植業(yè)的科技含量及單產(chǎn)水平；(3)建立健全土地流轉(zhuǎn)機(jī)制，加強(qiáng)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場的建設(shè)；(4)繼續(xù)完善糧食補(bǔ)貼政策，改進(jìn)對糧農(nóng)的補(bǔ)貼方式。

糧食；種植收益；生產(chǎn)；脈沖響應(yīng)；方差分解

一、問題的提出

近年來，糧食增產(chǎn)與農(nóng)民增收是國家糧食政策的主要目標(biāo)，糧食增產(chǎn)直接影響國家的糧食安全，農(nóng)民增收可以縮小城鄉(xiāng)收入差距，因此，研究糧食增產(chǎn)增收問題具有十分重要的意義。山東省是全國糧食主產(chǎn)區(qū)之一，1978-2012年，山東省糧食作物年均產(chǎn)量3596.32萬噸，占全國糧食作物產(chǎn)量的8.05%。其中玉米年均產(chǎn)量為1348.68萬噸，占全國玉米產(chǎn)量的12.28%；小麥年均產(chǎn)量為1676.65萬噸，占全國小麥產(chǎn)量的17.64%?？梢姡綎|省玉米、小麥生產(chǎn)在全國糧食供給中占有十分重要的地位，故本文以山東省玉米、小麥為例研究糧食種植收益變動與生產(chǎn)變動之間的關(guān)系。

國內(nèi)很多學(xué)者對糧食增產(chǎn)增收問題進(jìn)行了深入研究，總體可以歸為三類，分別為關(guān)于糧食增產(chǎn)、糧食增收及糧食增產(chǎn)增收關(guān)系問題的研究。對于糧食增產(chǎn)問題的研究，部分學(xué)者認(rèn)為我國糧食八年增產(chǎn)具有恢復(fù)性、脆弱性、替代性及外延性[1]，從我國歷年的糧食播種面積、產(chǎn)量和結(jié)構(gòu)的變化趨勢以及當(dāng)前種糧的勞動者、生產(chǎn)方式、風(fēng)險等因素的綜合分析上看，保持我國糧食增產(chǎn)的可持續(xù)性，仍存在一些難以輕易解決的問題[2]。也有部分學(xué)者認(rèn)為糧食單產(chǎn)依然是今后幾年影響我國糧食生產(chǎn)的最重要因素[3]，糧食播種面積對糧食生產(chǎn)的影響程度在逐年加強(qiáng)，將來可能替代單產(chǎn)成為第一主要因素[4]。而單產(chǎn)的提高主要依靠科技水平的提高，科技進(jìn)步是糧食增產(chǎn)的重要支撐[5],[6]。更多的學(xué)者從農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、農(nóng)地集中、產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營、專業(yè)合作社等多種不同的視角對農(nóng)民增收問題進(jìn)行了大量探討，研究了糧食增收的不同影響因素[7]-[10]。僅有少數(shù)學(xué)者對增產(chǎn)增收間的關(guān)系進(jìn)行了分析，高帆[11]利用一個供求均衡模型，說明了糧食增產(chǎn)和農(nóng)民增收既可能一致、也可能沖突，這取決于糧食供求變化的相對程度。張淑萍[12]在研究了糧食增產(chǎn)與農(nóng)民增收協(xié)同發(fā)展的必要性、可能性、困境的基礎(chǔ)上，提出可通過實(shí)行工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)及轉(zhuǎn)變糧食增長方式、建設(shè)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)兩種思路使二者協(xié)同發(fā)展。

上述對增收問題的研究有一個共同的特點(diǎn)，即主流學(xué)說均是以糧農(nóng)人均純收入的增加為研究對象，人均純收入按性質(zhì)可分為生產(chǎn)性收入與非生產(chǎn)性收入，其中生產(chǎn)性收入又可分為農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)業(yè)收入。筆者認(rèn)為，糧食生產(chǎn)直接與農(nóng)業(yè)收入尤其是種植業(yè)收入相關(guān)，而與非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性收入及非生產(chǎn)性收入沒有必然的聯(lián)系，因此，研究種植業(yè)收入增加與增產(chǎn)之間的關(guān)系更有意義。然而鮮有學(xué)者對作為人均純收入重要組成部分的農(nóng)業(yè)收入的提高進(jìn)行深入研究，對農(nóng)業(yè)收入變動與生產(chǎn)變動關(guān)系的實(shí)證研究則更是很少。為此，本文依據(jù)1998-2012年山東省成本收益及生產(chǎn)數(shù)據(jù)，運(yùn)用SVAR模型對山東省糧食種植收益變動與生產(chǎn)變動關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，探討二者之間的變動規(guī)律，進(jìn)而提出相應(yīng)的對策建議。

二、變量選取、數(shù)據(jù)來源與模型

1.變量選取

(1)實(shí)際凈收益(TNP)。家庭用工折價與自營地折租分別反映了農(nóng)戶家庭用工及自營地投入生產(chǎn)時的機(jī)會成本，實(shí)際上是農(nóng)戶的現(xiàn)金收入。因此，先將山東省1998-2012年玉米、小麥每畝凈利潤加上每畝補(bǔ)貼收入、家庭用工折價及自營地折租，再減去每畝成本外支出，得到每畝凈收益。然后再用山東省農(nóng)村居民消費(fèi)價格定基指數(shù)對其進(jìn)行平減，獲得玉米、小麥每畝實(shí)際凈收益，再乘以山東省糧食播種面積，得到實(shí)際凈收益，分別以TNPc、TNPw表示，用來反映糧農(nóng)種糧實(shí)際收入情況。對變量取自然對數(shù)并進(jìn)行一階差分，表示玉米、小麥實(shí)際凈收益增長率，分別記作DLnTNPc、DLnTNPw。

(2)實(shí)際產(chǎn)量(TY)。直接選取1998-2012年玉米、小麥產(chǎn)量數(shù)據(jù)，作為實(shí)際產(chǎn)量的取值，分別以TYc、TYw表示。對變量取自然對數(shù)并進(jìn)行一階差分，表示玉米、小麥實(shí)際產(chǎn)量增長率，分別記作DLnTYc、DLnTYw。

2.數(shù)據(jù)來源

本文的成本收益數(shù)據(jù)直接來源于《全國農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編(1999-2013)》，產(chǎn)量數(shù)據(jù)來源于《山東農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒2012》及《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒2013》，山東省農(nóng)村居民消費(fèi)價格總指數(shù)數(shù)據(jù)來源于《山東統(tǒng)計(jì)年鑒(1999-2013》，變量數(shù)據(jù)的取樣時段為1998-2012年。為使數(shù)據(jù)在年度間具有可比性，本文在對凈收益數(shù)據(jù)進(jìn)行平減時，采用以1998年為基期的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格定基指數(shù)來處理。

3.模型[13] [14]

2元p階結(jié)構(gòu)向量自回歸模型SVAR(p)為

在這里，p是滯后階數(shù)。系數(shù)cij表示第i個變量的單位變化對第j個變量的即時響應(yīng)。i,j=1,2。y1t-j,y2t-j,j=0,1,2…p分別表示糧食凈收益增長率與產(chǎn)量增長率同期及滯后p期的數(shù)值。u1t,u2t(t=1,2,…,T)分別表示糧食凈收益增長率與產(chǎn)量增長率的結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊，均是白噪聲序列。T是樣本個數(shù)。本文采用AB-型SVAR模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析及方差分解。

三、山東省糧食種植收益與生產(chǎn)變動關(guān)系的實(shí)證分析

1.單位根檢驗(yàn)

采用ADF單位根檢驗(yàn)法分別對山東省糧

食實(shí)際凈收益TNP及實(shí)際產(chǎn)量TY進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。首先，考察原對數(shù)變量及其差分變量的折線圖，據(jù)此確定單位根檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠駧Ы鼐囗?xiàng)或趨勢項(xiàng)，然后，依據(jù)施瓦茨準(zhǔn)則自動確定檢驗(yàn)的最優(yōu)滯后期，進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表1。結(jié)果表明，糧食的各對數(shù)變量均為非平穩(wěn)序列，均在5%的顯著性水平上服從一階單整I(1)。各差分變量在5%的顯著性水平下皆為平穩(wěn)變量。

表1 變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：檢驗(yàn)類型中的C表示常數(shù)項(xiàng)(取0表示無常數(shù)項(xiàng))，T表示趨勢項(xiàng)(取0表示無趨勢項(xiàng))，K表示滯后階數(shù)；***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平下顯著。

2.SVAR模型滯后階數(shù)的確定

表2 SVAR模型滯后階數(shù)判斷結(jié)果

注：某數(shù)字帶*號表示按照該數(shù)字所在行的滯后期數(shù)選定是SVAR模型的滯后階數(shù)

由表2可知，玉米FPE、AIC及HQ三個準(zhǔn)則選擇滯后階數(shù)為1階，小麥FPE、AIC、SC及HQ三個準(zhǔn)則選擇滯后階數(shù)為1階，因此，根據(jù)多數(shù)原則，玉米、小麥SVAR模型的最優(yōu)滯后期均為1階。

3.建立SVAR(1)模型并進(jìn)行估計(jì)

由單位根檢驗(yàn)可知，實(shí)際產(chǎn)量增長率DLnTY與實(shí)際凈收益的增長率DLnTNP均為平穩(wěn)的。因此，可以直接以山東省糧食實(shí)際產(chǎn)量增長率DLnTY及實(shí)際凈收益增長率DLnTNP作為內(nèi)生變量，建立差分平穩(wěn)SVAR(1)模型：

使用短期約束條件對AB-型SVAR(1)模型進(jìn)行識別。A是主對角線元素為1的矩陣，NA為待估計(jì)的非約束元素。B是主對角線元素為NA的2階矩陣。根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論采用0約束排除法再施加1個約束：凈收益增長率對同期產(chǎn)量增長率沒有影響，即a12=0。

這樣，矩陣A有1個待估計(jì)的非約束元素，恰好滿足Cholesky分解的遞歸形式的短期約束要求。變量的排列順序?yàn)楫a(chǎn)量增長率→凈收益增長率。通過對模型求解結(jié)構(gòu)因子, 得到正交化的脈沖響應(yīng)函數(shù), 可以用來考察糧食產(chǎn)量增長率與種植收益增長率之間的動態(tài)變動關(guān)系。

經(jīng)估計(jì)，得到玉米A、B矩陣為

小麥A、B矩陣為

4.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

VAR平穩(wěn)性檢驗(yàn)是通過對模型系統(tǒng)各內(nèi)生變量序列構(gòu)建的AR(p)特征多項(xiàng)式求解特征多項(xiàng)根，然后取其倒數(shù)即得特征多項(xiàng)式的系數(shù)，進(jìn)而對模型進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)為所有AR(p)特征多項(xiàng)式的系數(shù)均小于1。檢驗(yàn)結(jié)果如圖1及圖2所示。玉米、小麥SVAR(1)模型AR特征多項(xiàng)式的所有根模的倒數(shù)都在單位圓內(nèi)，即AR特征多項(xiàng)式所有系數(shù)均小于1，因此，建立的SVAR(1)模型平穩(wěn)。

圖1 玉米平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果圖2 小麥平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

5.脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)是測度模型中每個內(nèi)生變量對其自身及所有其他內(nèi)生變量的沖擊的反應(yīng)，這里的沖擊實(shí)質(zhì)是誤差項(xiàng)的變動，反應(yīng)實(shí)際上是指誤差變動對其自身及其他內(nèi)生變量的影響。因此，通過脈沖響應(yīng)函數(shù)可以考察模型系統(tǒng)對一個自由變量誤差項(xiàng)變動的動態(tài)響應(yīng)機(jī)制。

(1)玉米各變量脈沖響應(yīng)分析

圖3 玉米DLnTNP對DLnTY一個標(biāo)準(zhǔn)差結(jié)構(gòu)沖擊的響應(yīng)圖4 玉米DLnTY對DLnTNP一個標(biāo)準(zhǔn)差結(jié)構(gòu)沖擊的響應(yīng)

由圖3可知，玉米凈收益增長率對產(chǎn)量增長率標(biāo)準(zhǔn)差沖擊存在交叉的正負(fù)響應(yīng)，在沖擊當(dāng)期為0.0851，第2期直線下降，降至最低點(diǎn)-0.0648，第3期快速回升至0.0235，第4期又降至-0.0058，之后響應(yīng)值的變化幅度迅速收窄，響應(yīng)逐漸消失。受自然風(fēng)險、市場風(fēng)險及其他因素的影響，糧食生產(chǎn)不確定性較大。由于糧食供給彈性很小，糧食供給的經(jīng)常變動導(dǎo)致糧食價格忽漲忽跌，這是導(dǎo)致凈收益增長率響應(yīng)值在前4期正負(fù)交替的重要原因之一。由圖4可知，玉米產(chǎn)量增長率對凈收益增長率標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)較弱，且正負(fù)交錯。在沖擊當(dāng)期響應(yīng)值為0，第2期迅速攀升至峰值0.0104，第3期又直線下降，降至-0.0049，第4期又回升至0.0014，從第5期開始響應(yīng)逐漸減弱，呈現(xiàn)出穩(wěn)定的響應(yīng)收斂跡象。這表明，這表明玉米產(chǎn)量增長率的變動對凈收益增長率沖擊的響應(yīng)存在時滯，正負(fù)響應(yīng)交替出現(xiàn)。

(2)小麥各變量脈沖響應(yīng)分析

圖5 小麥DLnTNP對DLnTY一個標(biāo)準(zhǔn)差結(jié)構(gòu)沖擊的響應(yīng)圖6 小麥DLnTY對DLnTNP一個標(biāo)準(zhǔn)差結(jié)構(gòu)沖擊的響應(yīng)

由圖5可知，小麥凈收益增長率對產(chǎn)量增長率標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的正響應(yīng)先減弱，后增強(qiáng)，之后趨于穩(wěn)定。在沖擊當(dāng)期達(dá)到峰值0.2155，第2期快速下降，降至最低點(diǎn)-0.1183，第3期、第4期及第5期均為負(fù)響應(yīng)，分別為-0.0546、-0.0111及-0.0003，第6期開始出現(xiàn)正響應(yīng)，之后響應(yīng)值收斂在0附近。小麥凈收益增長率響應(yīng)值前5期時正時負(fù)的原因之一，也是源于生產(chǎn)的不穩(wěn)定性致使價格發(fā)生波動。由圖6可知，小麥產(chǎn)量增長率對凈收益增長率標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)先增強(qiáng)后減弱。在沖擊當(dāng)期響應(yīng)值為0，第2期迅速升至峰值0.0252，其后兩期快速下降，第四期將至0.0013，第5期開始出現(xiàn)負(fù)響應(yīng)-0.0001，響應(yīng)程度相當(dāng)微弱，之后在零附近收斂。這表明小麥產(chǎn)量增長率的變動相對凈收益增長率沖擊的響應(yīng)存在時滯。

6.方差分解

方差分解是把模型系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量的波動按其成因分解為與各方程隨機(jī)擾動項(xiàng)相關(guān)聯(lián)的若干個組成部分，進(jìn)而了解各隨機(jī)擾動項(xiàng)對各VAR模型中的變量的相對重要性。內(nèi)生變量的變化通常用方差來度量，因此，方差分解實(shí)質(zhì)是通過分析各變量預(yù)測誤差的構(gòu)成來測度各隨機(jī)擾動項(xiàng)對內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度。

(1)玉米方差分解

圖7 玉米DLnTY方差分解結(jié)果圖8 玉米DLnTNP方差分解結(jié)果

由圖7可知，玉米產(chǎn)量增長率的變動主要受來自其自身的結(jié)構(gòu)沖擊的影響，自身結(jié)構(gòu)沖擊的貢獻(xiàn)度從第1期到第10期均在97%以上，一直高于凈收益增長率結(jié)構(gòu)沖擊的貢獻(xiàn)度。這表明短期內(nèi)產(chǎn)量增長率自身變動的慣性效應(yīng)很強(qiáng)。凈收益增長率沖擊對產(chǎn)量增長率的貢獻(xiàn)較低，從第1期到第10期均未超過3%，表明凈收益增長率的結(jié)構(gòu)沖擊對產(chǎn)量增長率的變動影響十分微弱，糧農(nóng)種植收益的增加很難轉(zhuǎn)化為增產(chǎn)的因素。由圖8可知，玉米凈收益增長率的變動主要受來自其自身的結(jié)構(gòu)沖擊的影響，其對自身沖擊的響應(yīng)前3期平緩下降，第1期的貢獻(xiàn)率最高，達(dá)到82%，從第4期開始穩(wěn)定在74.77%。產(chǎn)量增長率沖擊對凈收益增長率的貢獻(xiàn)前3期呈上升趨勢，響應(yīng)值由第1期的18%升至第3期的25.17%，之后，穩(wěn)定在25.23%，由此可知，玉米產(chǎn)量的平穩(wěn)增長在一定程度上促進(jìn)了凈收益的快速上升。

(2)小麥方差分解

圖9 小麥DLnTY方差分解結(jié)果圖10 小麥DLnTNP方差分解結(jié)果

由圖9可知，小麥產(chǎn)量增長率的變動主要受來自其自身的結(jié)構(gòu)沖擊的影響，自身結(jié)構(gòu)沖擊的貢獻(xiàn)率第1期為100%，第2期直線下降，降至90.16%，之后穩(wěn)定在89.26%附近，一直高于凈收益增長率結(jié)構(gòu)沖擊的貢獻(xiàn)度。這表明短期內(nèi)產(chǎn)量增長率自身變動具有很強(qiáng)的慣性效應(yīng)。凈收益增長率沖擊對產(chǎn)量增長率的貢獻(xiàn)較低，從第1期的0升至第3期的10.71%，之后穩(wěn)定在10.73%左右，表明凈收益增長率的結(jié)構(gòu)沖擊對產(chǎn)量增長率的變動影響較弱，略高于玉米產(chǎn)量增長率對凈收益增長率結(jié)構(gòu)沖擊的響應(yīng)。由圖10可知，小麥凈收益增長率的變動主要受其自身結(jié)構(gòu)沖擊的影響，響應(yīng)值前3期平緩下降，由第1期的76%降至第3期的70.61%，之后穩(wěn)定在70.58%。產(chǎn)量增長率沖擊對凈收益增長率的貢獻(xiàn)呈上升趨勢，第1至3期響應(yīng)值上升幅度較大，由第1期的23.65%升至第3期的29.39%，從第4期開始穩(wěn)定在29.42%附近，可知，小麥產(chǎn)量的穩(wěn)步提升對凈收益增加的貢獻(xiàn)較大。

四、結(jié)果分析

綜合脈沖響應(yīng)分析和方差分解的結(jié)果，可以揭示生產(chǎn)變動與種植收益增加之間存在的深層次關(guān)系。

(1)糧食種植收益持續(xù)增加不能單方面的完全依賴糧食增產(chǎn)，增產(chǎn)僅僅是致使增收的途徑之一。在糧食增產(chǎn)的當(dāng)期，糧食種植收益快速增加，效果比較明顯，從第5期開始糧食增產(chǎn)對增收的影響程度逐漸減弱，甚至消失。并且玉米、小麥增產(chǎn)對凈收益增加的貢獻(xiàn)率均未超過30%。受糧食供求關(guān)系的影響，糧食市場價格經(jīng)常變動，加上其他諸多因素的影響，糧食增產(chǎn)未必轉(zhuǎn)化為更多的種糧收益。糧食種植業(yè)具有弱質(zhì)性的產(chǎn)業(yè)特點(diǎn)，其種植收益增加在很大程度上受制于市場發(fā)育程度、價格機(jī)制及國家政策的影響，因此，省政府不僅要從種植業(yè)內(nèi)部挖潛增效，向糧食生產(chǎn)的廣度與深度進(jìn)軍，逐步提升農(nóng)民種植收益增加的穩(wěn)定性和可持續(xù)性，而且應(yīng)從種植業(yè)外部加大政策支持力度。

(2)糧食種植收益增加對糧食增產(chǎn)的影響程度十分微弱，小麥凈收益增長率對產(chǎn)量增長率的貢獻(xiàn)率穩(wěn)定在10.73%，尤其是玉米凈收益增長率對產(chǎn)量增長率的貢獻(xiàn)率不足3%。糧食增產(chǎn)受播種面積、單產(chǎn)、科學(xué)技術(shù)、自然環(huán)境因素、有效灌溉面積、國家政策、農(nóng)業(yè)勞動力素質(zhì)，農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平、生物防控技術(shù)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料使用量等很多因素的影響[4]。糧食價格通過引導(dǎo)糧農(nóng)的價格預(yù)期進(jìn)而對糧食供給行為起導(dǎo)向作用[15]，并且價格變化對產(chǎn)量變化的影響要大于產(chǎn)量變化對價格變化的影響[16]，可見，價格亦是影響糧食增產(chǎn)的重要因素之一。農(nóng)戶往往根據(jù)糧食種植比較效益的高低進(jìn)行生產(chǎn)決策：是繼續(xù)選擇種植糧食作物還是改種經(jīng)濟(jì)作物。只有種植收益不斷增長，糧農(nóng)才有內(nèi)在動力繼續(xù)種植糧食并努力持續(xù)增產(chǎn)。因此，種植收益增加可以在一定程度上提高農(nóng)戶的生產(chǎn)積極性，進(jìn)而追加化肥等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料投入，提高糧農(nóng)的綜合素質(zhì)以及加大糧食種植機(jī)械投入水平。其他糧食增產(chǎn)影響因素均不是種植收益增加單方面可以左右的，主要取決于全省資源稟賦、環(huán)境、體制及政策支持力度。另外，收入具有轉(zhuǎn)移效應(yīng)，農(nóng)戶未必將增加的全部種植收益再次投入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。因此，種植收益增加對糧食增產(chǎn)的影響很小，省政府應(yīng)從保證糧食安全的戰(zhàn)略高度，采取多種措施提高農(nóng)民種糧積極性，加大對糧食生產(chǎn)的財(cái)政支持力度。

(3)糧食增產(chǎn)與種植收益增加不能持續(xù)協(xié)同發(fā)展。對于產(chǎn)量增長率一個標(biāo)準(zhǔn)差正向沖擊，玉米凈收益增長率的響應(yīng)值表現(xiàn)為正負(fù)交錯，小麥則先減弱，后增強(qiáng)，之后趨于穩(wěn)定；對于凈收益增長率一個標(biāo)準(zhǔn)差正向沖擊，玉米產(chǎn)量增長率的響應(yīng)值亦表現(xiàn)為正負(fù)交替，小麥則先增強(qiáng)后減弱，且存在時滯。這表明山東省糧食增產(chǎn)與種植收益變動的方向時而一致，時而相反，增產(chǎn)未必增收，增收亦未必增產(chǎn)，主要原因在于增產(chǎn)與增收互為影響因素之一，二者除了受彼此影響以外，均尚有其他影響因素在作用，均是多種影響因素綜合作用的結(jié)果。增產(chǎn)與增收的相互作用在前4期較大，之后逐漸變小，直至消失，這表明二者相互影響的持續(xù)性較弱。因此，省政府應(yīng)采取多種措施，盡量使糧食增產(chǎn)與農(nóng)民種植收益增加協(xié)同發(fā)展，既能保障糧食供給，又能提高糧農(nóng)的種植業(yè)收入。

五、基本結(jié)論與主要啟示

1.基本結(jié)論

脈沖響應(yīng)分析表明：對于產(chǎn)量增長率一個標(biāo)準(zhǔn)差正向沖擊，玉米凈收益增長率的響應(yīng)值表現(xiàn)為正負(fù)交錯，小麥則先減弱，后增強(qiáng)，之后趨于穩(wěn)定；對于凈收益增長率一個標(biāo)準(zhǔn)差正向沖擊，玉米產(chǎn)量增長率的響應(yīng)值亦表現(xiàn)為正負(fù)交替，小麥則先增強(qiáng)后減弱，且存在時滯。這表明糧食種植收益的增加均不能與增產(chǎn)協(xié)同發(fā)展。玉米、小麥各變量對一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)均在前4期比較顯著，第5到8期變化幅度迅速收窄，響應(yīng)逐漸消失，表明糧食增產(chǎn)與增收的相互作用均在前4期較大。

方差分解分析表明，玉米、小麥產(chǎn)量增長率的變動均主要受來自其自身的結(jié)構(gòu)沖擊的影響，自身結(jié)構(gòu)沖擊的貢獻(xiàn)度從第1期到第10期分別在97%及89.%以上，凈收益增長率沖擊對產(chǎn)量增長率的貢獻(xiàn)均較低，糧食種植收益增加對糧食增產(chǎn)的影響程度較弱。玉米、小麥凈收益增長率的變動亦均主要受來自其自身的結(jié)構(gòu)沖擊的影響，其貢獻(xiàn)率分別在74.77%及70.58%以上，產(chǎn)量增長率沖擊對凈收益增長率的貢獻(xiàn)前3期均呈上升趨勢，從第4期開始分別穩(wěn)定在25.23%及29.42%，增產(chǎn)在一定程度上促進(jìn)了糧食種植收益的增加。

2.主要啟示

為使山東省糧食增產(chǎn)與種植收益增加協(xié)同發(fā)展，省政府應(yīng)綜合運(yùn)用多種措施，建立增產(chǎn)增收的有效聯(lián)動機(jī)制，形成增產(chǎn)與增收的良性互動格局。

(1)完善糧食價格支持機(jī)制。價格是影響糧農(nóng)種植收益的重要因素，直接決定著糧農(nóng)的投資行為與供給決策，并且糧食供給彈性相對較低，當(dāng)市場上糧食供給少量增加時，糧食價格就會大幅下降，容易導(dǎo)致“谷賤傷農(nóng)”的現(xiàn)象發(fā)生。因此，省政府應(yīng)保持糧食價格的合理水平，確保農(nóng)民種糧能夠得到合理的比較收益，以持續(xù)調(diào)動糧農(nóng)的種糧積極性。近年來，國家逐年提高糧食最低收購價水平，致使其越來越高，目前國內(nèi)糧食價格全面越過國際市場上的糧食價格，鑒于二者具有較強(qiáng)的關(guān)聯(lián)性，這種狀況如果處理不當(dāng)，容易導(dǎo)致國內(nèi)糧食價格機(jī)制扭曲，為此，在確定糧食最低收購價時，省政府應(yīng)遵循市場調(diào)節(jié)為主，政府調(diào)控為輔的大原則[17]。省政府可運(yùn)用糧食期貨市場與現(xiàn)貨市場的有效結(jié)合、糧食價格調(diào)控基金等多種調(diào)控手段，穩(wěn)定糧食價格，且盡量使糧價與糧食供求的變動基本保持一致。同時，完善糧食種植風(fēng)險預(yù)警及控制機(jī)制，盡可能有效地降低甚至規(guī)避各種種植風(fēng)險。

(2)提升糧食種植業(yè)的科技含量，提高單產(chǎn)水平,進(jìn)而促進(jìn)糧食增產(chǎn)增收。山東省人多地少，人地關(guān)系比較緊張，致使依靠科技提高單產(chǎn)成為提高糧食生產(chǎn)能力比較現(xiàn)實(shí)的途徑。加之糧食種植對土壤的要求很高，當(dāng)?shù)亓λソ?、肥力下降及水土流失時，單位面積產(chǎn)量會逐漸趨于下降，比較優(yōu)勢會日趨減弱[18]。因此，為提高糧食生產(chǎn)能力，增加糧農(nóng)種植收益，必須提高糧食單產(chǎn)水平。省政府應(yīng)繼續(xù)以科技創(chuàng)新加強(qiáng)糧食生產(chǎn)，形成科技支撐糧食增產(chǎn)的長效機(jī)制。切實(shí)加強(qiáng)科研和技術(shù)推廣的投入，大力培育高產(chǎn)優(yōu)質(zhì)的糧食新品種，提高節(jié)本增效等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的有效供給及技術(shù)推廣到位率，使農(nóng)業(yè)科技真正發(fā)揮重要作用。在保障地力、肥力及農(nóng)田水土的前提下，進(jìn)一步提升增產(chǎn)關(guān)鍵技術(shù)在糧食生產(chǎn)中的運(yùn)用水平，力爭較高的科技轉(zhuǎn)化率。

(3)建立健全土地流轉(zhuǎn)機(jī)制，加強(qiáng)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場的建設(shè)，合理配置與利用土地資源。一方面可以提高糧食生產(chǎn)的勞動效率，促使糧農(nóng)增加種植業(yè)收益，另一方面可以擴(kuò)大糧食作物播種面積，提高糧食生產(chǎn)能力。目前，山東省廣大農(nóng)戶仍為分散經(jīng)營，組織化程度較低，土地經(jīng)營規(guī)模較小，致使農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率低下。因此，應(yīng)不斷完善土地流轉(zhuǎn)機(jī)制，在尊重糧農(nóng)的農(nóng)地經(jīng)營自主權(quán)的基礎(chǔ)上，加速農(nóng)村土地使用權(quán)流轉(zhuǎn)，使大量的剩余勞動力盡快轉(zhuǎn)移到非農(nóng)產(chǎn)業(yè)和城鎮(zhèn)，加快耕地向種糧大戶及種田能手集中，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)戶擴(kuò)大糧食生產(chǎn)規(guī)模，推進(jìn)規(guī)?；a(chǎn)和集約化經(jīng)營，提高勞動生產(chǎn)率。同時，完善對種糧專業(yè)大戶、家庭農(nóng)場等新型經(jīng)營主體的激勵機(jī)制，增強(qiáng)其規(guī)模經(jīng)營的意愿。

(4)繼續(xù)完善糧食補(bǔ)貼政策，改進(jìn)對糧農(nóng)的補(bǔ)貼方式，提高糧食補(bǔ)貼政策的實(shí)施效果，以彌補(bǔ)糧食種植成本上升對種糧收益的侵蝕。自2004年起，山東省全面貫徹落實(shí)國家農(nóng)業(yè)稅減免及糧食直補(bǔ)、農(nóng)資綜合補(bǔ)貼及良種補(bǔ)貼等各項(xiàng)強(qiáng)農(nóng)惠農(nóng)政策，并對種糧大戶發(fā)放獎勵資金，調(diào)動了糧農(nóng)種糧積極性，對穩(wěn)定糧食生產(chǎn)，確保糧食安全起到了重要的作用，且在一定程度上降低了糧農(nóng)的實(shí)際生產(chǎn)成本，增加了其實(shí)際收入。但是截至目前，糧食補(bǔ)貼力度不夠，限制了其發(fā)揮作用。今后應(yīng)將糧食直補(bǔ)與糧食播種面積、產(chǎn)量及交售商品糧數(shù)量掛鉤，加大對種糧農(nóng)民直補(bǔ)的力度，并結(jié)合最低收購價政策，使多種糧的糧農(nóng)不僅不虧本，而且還能夠得到更多的補(bǔ)貼，形成最低收購價與糧食補(bǔ)貼的動態(tài)聯(lián)動機(jī)制。完善糧食補(bǔ)貼下?lián)芘c兌現(xiàn)方式，對主要糧食購銷主體執(zhí)行落實(shí)政策的力度進(jìn)行有效監(jiān)督，將補(bǔ)貼發(fā)放給真正種植糧食的糧農(nóng)，進(jìn)而提高糧農(nóng)的種糧積極性。同時，加大良種補(bǔ)貼與農(nóng)機(jī)具購置補(bǔ)貼力度，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的裝備水平，進(jìn)而提升糧食綜合生產(chǎn)能力。

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2014-06-19

山東省軟科學(xué)研究計(jì)劃項(xiàng)目“山東省糧食種植成本效益研究”(編號：2013RKB01188)；山東省社會科學(xué)規(guī)劃研究重點(diǎn)項(xiàng)目“全產(chǎn)業(yè)鏈視域的山東蘋果產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級機(jī)制研究”(13BGLJ09)資助。

山東農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山東 泰安,271018

范成方(1975- )，男，講師，管理學(xué)博士，研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與政策；史建民(1958- )，男，教授，博士生導(dǎo)師，本文通訊作者。

F326.1

A

1008-8091(2014)03-0060-08