供需視角下中國糧價波動成因分析

□劉 帥

（中國人民銀行西寧中心支行，青海 西寧 810000）

1 研究背景與文獻綜述

民以食為天，糧食（主要指谷物類，包括小麥、玉米和水稻）永遠是人類生存和發展面臨的首要問題，而糧食價格是糧食問題的核心。糧食價格穩定不僅影響市場穩定、農民利益和糧食安全，甚至影響經濟發展、社會和諧與國家安全。因此，關于糧食價格波動問題，一直受到學者和政府的廣泛關注。改革開放以來，中國逐步放松對糧食流通領域的管控，1994—2003 年，國家政策徘徊在開放市場與加強調控之間；到2004 年，政府全面放開糧食收購市場和收購價格，市場機制基本形成。程國強和朱滿德（2013）認為，價格作為引導供需的市場信號，對經濟的穩定與發展起著重要作用，價格上下波動勢必影響供求雙方的選擇，進而影響市場穩定，不利于經濟社會持續健康發展。因此，探究糧食價格波動的成因和特征對新時代完善糧食調控政策、促進宏觀經濟穩定具有重要意義。

糧食價格通常分為絕對價格和相對價格。絕對價格包括每50 kg 的平均出售價格和市集貿易價格，其中，平均出售價格的數據來源于歷年《全國農產品成本收益資料匯編》，市集貿易價格數據來自于歷年《中國農村統計年鑒》。相對價格包括糧食生產價格指數、糧食零售價格指數以及糧食消費價格指數，數據均來自歷年《中國農村統計年鑒》。

如圖1、圖2 所示，不論價格指數和絕對價格，中國糧食價格均呈現明顯的波動趨勢，且波動幅度較大。自1994 年以來，中國糧食價格可細分為4 個階段。

圖1 1994—2017 年中國糧食價格指數走勢

圖2 1994—2017 年中國糧食絕對價格走勢

第一階段（1994—2000 年）：糧價大幅下降，波動較大。這一階段供給大于需求，導致糧價大幅下挫，出于穩定市場、抑制通脹的目的，政府加強了對糧食市場的管理，大幅提高糧食定購價格以及銷售價格，充分調動農民生產積極性，糧價小幅回升。

第二階段（2001—2005 年）：糧價持續上升，波動加大。糧食需求大于供給，價格持續走高。前期糧價較低刺激了市場需求，同時國家按保護價敞開收購糧食，也起到了推高糧價的作用。

第三階段（2006—2010 年）：糧價小幅上升，波動變小。隨著2004 年糧食市場化改革的效應顯現，糧食供求矛盾較小，市場需求略有增加，糧價小幅回升。

第四階段（2011—2017 年）：糧價小幅下降，總體平穩。糧食連增導致供給增加，但市場主體性增強，糧食價格較為穩定，總體上糧食供求基本平衡。

綜上，糧食供求變化影響糧食價格波動，宏觀政策起到穩定糧價的作用，但隨著市場化改革逐步加強，糧價波動的合理水平越來越依賴供需基本面。

從長期來看，價格的變化主要取決于供需變化，但短期內價格的變化既與供需有關，又需考慮其他因素。馬克思主義政治經濟學認為，商品的價格水平不僅取決于商品的價值量，而且取決于貨幣本身的價值量。當貨幣的價值量不變，而商品價值量發生變化時，價格的變化就反映商品價值量的變化；如果貨幣的價值量與商品的價值量按不同的方向、或相同方向不同比例同時變化，價格就可能在現象形態存在或高或低的波動。因此，價格的波動主要表現為價值變動型波動，具體又可分為貨幣價值變動型波動和商品價值變動型波動。盧鋒和彭凱翔（2002）的研究證實了貨幣價值的變動（主要是通貨膨脹）是糧價變動的原因。李焜（2018）驗證了40 000 億元投資對糧食價格波動的沖擊效應，并認為投資的刺激效應和寬松的貨幣政策導致了新一輪的糧食價格波動。蘇梽芳（2012）的研究解釋了糧食價格的長期波動主要源于生產成本的變化（引起商品價值量變動的主要原因）。

同時，從長期來看，商品的價格與商品的供求關系緊密相關。主要表現為供大于求和求大于供，這兩種供求關系必然會影響價格水平的變動，產生價格與價值的背離，概括為供求失衡型波動，又可細分為需求沖擊型波動、供給沖擊型波動和供需結合沖擊型波動。魯成軍（2008）認為，總需求沖擊導致生產要素在糧食生產部門和非糧食生產部門之間轉移，從而導致糧價發生周期波動。黃季焜（2009）認為，糧食價格的大起大落主要由于糧食能源化的需求增加。趙昕東和王小葉（2014）認為，中國糧價大幅上漲是由于供給推動，需求影響較小。

對于供需結合型波動，大多數文獻均結合蛛網模型進行分析，認為中國糧價表現為發散式蛛網模型，即供給彈性大于需求彈性。但對于供需彈性的估計存在明顯的內生性問題，且多以定性分析為主，缺乏必要的定量分析。同時，對供需方程的設定未充分考慮假設前提，以及對供需方程的調整過程設定簡單。這些問題為后續研究提供了空間，本研究實證分析中國糧食的供需彈性，得出中國糧食價格是否為發散型蛛網模型，進而探索中國糧價長期波動的問題。

2 理論框架

農產品市場通常被認為是完全競爭市場，而決定糧食市場價格的因素是極其復雜的，因此從眾多因素中精簡出需求、供給兩個基本因素，在此基礎上建立起糧食的均衡價格是由糧食市場的需求量和供給量相等時的價格水平所決定的經濟模型。其中，糧食的需求量為糧食存量（糧食存量中并未包括糧食凈進口量）和期末庫存之差，假設對糧食需求起決定作用的主要是收入和價格。收入具有正向效應，而價格效應是負向的。糧食的供給方程以同樣的價格變量、種糧成本以及天氣沖擊來解釋同樣的糧食均衡數量。價格影響為正，種糧成本為負，天氣影響為負。盡管中國政府對糧食生產進行了宏觀調控，主要實施了包括4 項補貼和價格支持兩個方面的政策，假設市場經濟影響糧食供給的因素同樣也適用。

參照鄒至莊和牛霖琳（2010）的方法，需求與供給方程見下式。

式中：q表示人均糧食消費量或人均糧食供給量，i表示實際人均可支配收入，p表示平均糧價，c表示種糧成本，s表示自然災害率（主要是干旱）。

上述是兩個結構性方程。對該結構性方程的內生變量q和p求解可得到兩個簡化方程。式（3）可以解釋中國糧食價格在供給與需求作用下的變化。由于結構方程存在明顯的聯立性偏誤，直接估計必然導致內生性問題。因此，對式（2）的估計采用兩階段最小二乘法。

以上需求與供給理論和糧食價格的決定理論都假設糧食市場總是處于均衡狀態。一方面，假設允許價格存在局部調整過程，即實際價格p的變化只是由式（3）所決定的均衡價格與上一期實際價格的差值p- p的一部分。同時，允許對產出進行調整，根據nerlove（1958）的經典研究，農戶會根據預期價格調整產出以對外部刺激作出反應。因此，農戶主要基于上期預測的偏離程度來決定下一期的產量。另一方面，假設實際糧食供給水平存在局部調整過程，則實際產量的變化為均衡數量與上一期實際產量誤差的一部分，經推導供給函數是適應性預期模型和局部調整模型的結合形式，且適應性預期過程和局部調整過程兩者只有一個存在。

對于模型的選擇主要依據殘差項的構成不同，因為殘差的真實分布及其性質是未知的。因此，通常的假定是殘差為一階自相關。如果殘差為一階自相關的假設成立，則意味著局部調整優于適應性預期模型。

參照鄒至莊和牛霖琳（2010）的方法，對需求方程引入局部調整假設。在該假設下，消費量在一年當中的實際變化是其預期消費量與前一期消費量差額的一部分，這樣就完善了供給和需求的研究。

3 經驗模型與數據

3.1 計量模型

結合式（3），設定價格的計量模型如下。

式中：虛擬變量表示2004 年糧食最低收購價政策的實施。為時間趨勢用以控制隨時間變化的因素，包括經濟改革、宏觀經濟環境的變化等。其余計量模型設定，參照上述理論分析和相應模型設定原則。

3.2 數據說明

本研究采用1994—2017 年的時間序列數據，分析糧食的供給與需求價格彈性。1994 年國務院《關于深化糧食購銷體制改革的通知》要求，除任務內糧價由國家確定外，其余糧價隨行就市，表明政府在一定程度上放開了對糧食價格的嚴格管控。到2004 年糧食政策進入全面轉型階段，國務院《關于進一步深化糧食流通體制改革的意見》明確要求，全面放開糧食購銷價格和市場，充分發揮市場機制在配置糧食資源中的基礎性作用，標志著糧食流通市場體制基本形成。因此，選取1994 年作為研究的起始點，2004 年作為糧食最低收購價政策實施的節點。

人均糧食產量、人均期末庫存來自于國務院發展研究中心叢書《農業農村改革若干重大問題研究》，由此計算均衡數量。基于消費安全農戶通常會進行糧食儲備，這部分儲備并未進入市場，應該從產量中剔除從而得到市場的供給量和需求量，即q。

糧食價格比較復雜，統計年鑒上包括3 種價格指數、兩種絕對價格及糧食價格指數。學者根據研究角度的不同各有選擇。根據經濟學定義，均衡價格是市場上供給量與需求量相等、供給價格與需求價格相等時的價格。本研究選擇《農業農村改革若干重大問題研究》中糧食價格指數作為均衡價格。同時，以1993 年為基期對該指數進行平減處理得到價格變量p。

收入數據采用的是全國人均可支配收入，來自《中國統計年鑒》。收入變量i根據上述收入數據除以CPI指數得到。種糧成本、使用物質與服務費用來自《全國農產品成本收益資料匯編》。成本變量c是上述費用進行平減以后得到。天氣沖擊等于干旱災害成災總面積除以種糧面積，數據來源于《中國農村統計年鑒》。CPI 指數來自于《中國統計年鑒》，計算了以1993 年為基期的指數用來進行平減處理。

4 估計結果與分析

首先根據計量模型估計價格，得到結果如下。

式中：括號中的數字是相對應系數的標準誤差。

從標準誤差看，都得到了相對為0 的誤差，說明變量很好地解釋了價格。模型整體的擬合優度達到了93%的解釋力度，標準誤也基本為0。其中，收入具有正效應，但系數幾乎為0，說明收入并未影響價格，這有待討論。天氣沖擊的影響為負，這也有悖理論。值得注意的是，這兩個變量并不顯著。其余變量的系數具有正確的正負方向，并且統計上顯著。同時，可以看出糧食最低收購價政策確實推高了糧價。如果允許價格局部調整，估計得到了近乎相同的結果。所以，仍以上式的回歸結果來解釋糧價。局部調整的結果顯示，收入的系數接近于0 以及統計上不顯著，而成本的系數具有正的顯著影響，這意味著糧食價格的上漲主要源于供給的作用，即成本上升所帶來的結果。同時，糧食價格政策也推升了糧價。

利用兩階段最小二乘法估計糧食的供給方程，結果如下。

式中：=0.41，說明糧食數量的年度變化41%的方差可以由供給解釋。由于供給量可能存在調整過程，因此這一結果具有一定的參考價值。在均值附近估計供給價格彈性，可以用p的系數469.506 乘以p的均值1.192 再除以因變量q的均值285.738，得到1.96。

允許數量調整效應，通過自相關檢驗得出殘差都落在了置信區間內，說明并不存在一階自相關問題。因此，選擇適應性預期模型。得到適應性預期系數=0.279，將價格系數除以可以得到式（2）中的系數，即927.433。將系數轉換為均值附近的彈性，計算得到的供給價格彈性為3.87，是長期彈性，而式（7）所得的1.96 是短期彈性。

參照上述估計需求的影響，得到糧食需求彈性為0.24。如果允許局部調整效應，得到調整后的糧食需求彈性為0.37。不論是否調整糧食需求彈性皆為正，這意味著糧價和消費量均上漲。可能的解釋是，糧食價格政策和糧食功能的多樣化。在政策方面，糧食最低收購價剛性上升從而推升了市場價格；在功能方面，飼料用糧、工業用糧和能源用糧日益增長。

通過供需分析，得出中國糧食的供給彈性估計值約為2.88，需求彈性估計值約為0.49?？梢钥闯觯Z價的上漲主要源于供給側成本的上升以及糧食價格政策的助推。穩健性檢驗結果與上述結論基本一致，驗證了分析結論較為穩定。

5 結論與啟示

根據研究得出，中國糧食的供給彈性估計值約為2.88，需求彈性估計值約為0.49，驗證了中國糧食價格為發散式蛛網模型。

糧食供給彈性遠大于需求彈性，供給的大幅變化導致糧價均衡價格越來越偏離均衡點，進而造成了糧價的長期波動。糧價上漲的主要推手是成本上升和糧食最低收購價政策，即人工、化肥、種子等種糧成本大幅上升疊加糧食最低收購價政策，使國內糧價居高不下，造成國內、國際糧價倒掛。

5.1 精準施策，保障有效供給

加快推進農業供給側結構性改革，推動藏糧于地、藏糧于技，穩定完善扶持糧食供給政策，保障糧食有效供給，健全產量調控機制，推動糧食產業鏈協同發展，推進農業由增產導向轉向提質導向，穩定糧食市場。同時，在種糧成本大幅上升的情況下，進一步完善四項補貼政策，引導化肥、種子等種糧成本下行，擴大種糧盈利區間。

5.2 創新調控政策，構建新型農業補貼政策體系

按照“價補分離”的原則對稻谷小麥收儲政策進行根本性改革，實施“生產者補貼+成本價托市收購”制度，減少對價格的直接干預，同時保證農民的基本收益。推進稻谷、小麥、玉米完全成本保險和收入保險試點，降低農民種糧風險。調整改進“黃箱”政策，擴大“綠箱”政策使用范圍，充分發揮市場機制作用，靈活運用各種政策制度工具組合，加快構建新型農業補貼政策體系。

5.3 積極引導需求，推動多元發展

實施寬松的需求管理，增加對糧食深加工企業的補貼，鼓勵支持糧食能源化企業的發展，推動普惠金融更多涉及糧食企業。加大金融力度支持糧食產業鏈發展，支持重點領域特色農產品期貨期權品種上市，提高市場需求彈性，使發散式蛛網轉為收斂式蛛網，穩定糧食價格。

5.4 加強調控能力建設，提升調控水平

利用大數據、云計算等技術，全面準確掌握市場行情，及時發布信息。建立糧食預測預警機制，及時發現苗頭性、傾向性問題并有效解決。