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内容提要 在相关理论分析的基础上，本文利用1989—2014年粮食主产区13个省的省际面板数据，综合考察了粮食价格波动及农业补贴对粮食主产区农户福利变化的影响。理论分析结果显示，农业补贴可以通过收入效应和替代效应影响主产区农户福利；粮食零售价格和生产价格是主产区农户福利变化的重要因素。实证结果证明，粮食价格波动引致的主产区农户福利存在明显的省际差异；农业补贴的收入效应、农业生产比以及粮食生产价格和零售价格共同影响着粮食主产区农户的福利：收入效应显着促进了农户福利水平的提高，替代效应没有引致农户福利的相应变化，农业生产比反方向作用于农户福利，粮食零售价格变化影响着农户消费福利反方向变化，粮食生产价格变化影响着农户生产福利同方向变化并在更大程度上引导了总福利变化趋势。研究结论的政策意义：实时动态调整粮食生产结构和区域布局，提升粮食生产的整体收益率；继续加大粮食生产收入性补贴的同时，改革和加强粮食生产性补贴；优化农业生产经营制度环境，保障粮食主产区农户生产福利；建立差异化的农业政策，提升政策支持粮食生产的精准度。 织梦内容管理系统

关键词 粮食价格 农业补贴 农户福利 零售价格 生产价格 内容来自dedecms

一、引言 织梦内容管理系统

粮食作为农业生产以及人民生活的一种特殊商品，粮食价格波动牵涉众多主体的切身利益，价格太低会导致“谷贱伤农”，价格太高会形成“米贵伤民”。如何在提高农户种粮积极性和稳定粮食零售价格之间寻求平衡，是当前农业供给侧改革政策创新亟需解决的重要问题。那么，粮食价格波动到底给粮食生产者和消费者带来了怎样的影响?是如何影响的?这是理性和科学调控粮食价格首先要厘清的问题。由此，本文引入福利经济学，选择粮食主产区农户这一核心群体，从供给侧视角考察粮食价格波动、农业补贴变化对主产区农户福利的影响。 copyright dedecms

关于粮食及食品价格波动的福利效应的研究，国外学者将研究的重点放在了发展中国家。Aekah和Appleton（2007）分析了贸易和农业政策变革对加纳食品价格变化的影响，进而分析和测算了价格变化对家庭消费福利的影响。GoNer和Fisher（1993）认为粮食补贴政策不仅调动了农民种粮的积极性，而且对世界农产品的价格、贸易和福利都产生了重要影响。Trairatvorakul（1984）利用泰国1975年到1976年的微观调查数据，实证分析了大米价格上升对当地贫困和营养水平的影响。Minot和Goletti（2000）综合利用IFPRI1995—1996年的调查数据和VLSS 1992—1993年的调查数据，分析了越南大米价格与居民福利的关系。Deaton（1989）利用泰国11893个家庭调查数据，采用非线性回归和密度估计方法进行了实证分析，认为较高的大米价格对大多数农村家庭是有利的，尤其是中等收入的农村家庭。Mellor（1978）则认为较高的食物价格是否有利于农村居民取决于农村居民作为农产品净卖者或者净买者的程度。Weber等（1988）认为撒哈拉以南的非洲农村居民是净买者的比例为15％—73％。Barrett和Dorosh（1996）估计了马达加斯加岛的情况，大约49％。Sahn（1988）估计了斯里兰卡的情况，大约84％。Trairatvorakul（1984）认为泰国农村家庭中有58％为大米净买者，而大米生产者中仅有25％为净买者。国内学者从不同视角考察了粮食价格波动对居民福利的影响，有从宏观层面考察粮食价格波动对居民总体福利影响的（李光泗和郑毓盛，2014）；有基于城镇居民和农村居民视角，研究粮食价格波动对城镇居民与农村居民福利效应的差异（苗珊珊，2014）；也有从粮食主产区、主销区以及产销平衡区视角，研究粮食价格波动福利效应的区域差异（苗珊珊，2015；李京栋和张吉国，2015）；还有从不同收入水平视角，研究粮食价格波动对不同收入水平居民福利效应影响差异（赵昕东和王小叶，2016；赵昕东和汪勇，2013；张祖庆、姜雅莉和陆迁，2013）。 dedecms.com

国外学者关于农产品（食品）价格波动与居民福利的研究大多是基于发展中国家的截面调查数据进行的分析，国内学者现有研究通常采用的都是时间序列数据和截面调查数据，缺乏对省际福利结构的考察，忽略了农业产业发展中农业补贴这一重要变量对农户福利的影响。基于此，本文利用1989—2014年粮食主产区13个省1、的省际面板数据，将农业补贴作为内生变量引入到系统中，考察粮食主产区粮食价格波动及农业补贴对农户福利效应变化的影响，揭示主产区13个省在粮食价格波动及农业补贴变化过程中农户福利的结构特征，期望为农业供给侧改革政策创新提供理论支撑。

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二、理论分析框架

（一）粮食主产区农户的福利效应

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农产品产业链中各环节的价格波动和传递引致了整个产品供应链条成员间效用和福利的再分配（王秀清、Weldegebriel和Rayner，2007；贾贵浩，2013；赵晓飞，2014；王学真、刘中会和周涛，2005），这一观点在学术界已经达成了共识。粮食价格波动对农户福利的影响因农户是粮食出售者还是粮食消费者而不同（Deaton，1989；Mellor，1978；Weber等，1988；Barrett和Dorosh，1996；Sahn，1988；Trairatvorakul，1984）。当粮食价格上涨时，作为粮食消费者的农户的福利会因此受到损失，而作为粮食出售者的农户的福利会因此增加；当粮食价格下降时，则反之。 dedecms.com

主产区农户到底是粮食出售者还是消费者，是很难区分的。根据前文其他学者研究成果，粮食主产区农户中有一定比例农户不从事粮食生产活动，是单纯的粮食消费者；还有一部分农户从事粮食生产，他们既是粮食消费者又有可能是粮食出售者。微观调查数据比较好区分农户的这种状态，本文采用的是省际面板数据，初步假定主产区农户同时具备这样两种身份。所以，粮食价格波动对主产区农户福利的影响应该包括两个方面的内容，即作为粮食消费者的福利与作为粮食生产者出售粮食的福利，分别定义为农户的消费福利和生产福利。粮食价格波动对主产区农户福利效应就等于农户的消费福利和生产福利之和。粮食价格上涨改善生产福利同时却削减了消费福利，粮食价格下降使得生产福利损失的同时却增加了消费福利。粮食价格波动对主产区农户福利的影响受农户更多的是粮食消费者还是粮食出售者的程度影响。然而，基于主产区从事粮食生产的农户这一主体本身的复杂性、灵活性，如果要将农户生产福利和消费福利按某一标准精确区分，现实中显然不好区分。本文借鉴相关学者研究的思路（Deaton，1989；Mellor，1978；Minot和Goletti，2000；邵飞和陆迁，2010；张祖庆、姜雅莉和陆迁，2013；苗珊珊，2014），用农户粮食净收益率（NBR）衡量农户在粮食生产过程中是处于净消费者地位还是处于净出售者地位。如果NBR值大于零，代表农户在粮食生产过程中属于净出售者；如果NBR值小于零，代表农户在粮食生产过程中属于净消费者。其中，定义农户粮食净收益率（NBR）为：农户粮食生产产值占农户总收入的比重（PR）和农户粮食消费支出占农户总消费支出的比重（CR）的差值。 dedecms.com

（二）粮食补贴与主产区农户福利效应

农业补贴是国家为扶持和保护农业发展而提供的一种转移支付的政策性工具。自20世纪50年代末，中国政府先后采用了一系列公共财政政策，对农业生产、流通、贸易等环节进行扶持和补贴。WTO框架下，农业补贴有广义的补贴——“绿箱”政策，还有保护性补贴——“黄箱”政策，以及“黄箱”政策中规定给予发展中国家特殊差别待遇的保护性补贴——“发展箱”政策。实践证明，农业补贴对农业发展以及增加农户福利具有十分重要的促进作用（Gorter和Fisher，1993；钟春平、陈三攀和徐长生，2013；李邦熹和王雅鹏，2016；李光泗和郑毓盛，2014）。

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当前，中国实施的粮食补贴主要是农业支持保护补贴，包括粮食直接补贴、良种补贴、农资综合补贴等。粮食补贴的目标主要有增加农户收入、增加农业投入以及促进农业结构升级等。根据政策目标的不同，粮食补贴的形式和方式也不同。如果粮食补贴的政策目标是增加农户收入，那么收入性补贴大体能达到预期目标；如果粮食补贴的目标是增加农业投入从而增加农产品的供给，那么补贴水平应高于生产资料的价格上涨部分；如果粮食补贴的目标是促进粮食产业结构升级，那么粮食补贴应补贴于显着提高农业生产效率的环节（钟春平、陈三攀和徐长生，2013；陈三攀，2011）。这里，为了能更好地分析粮食补贴对主产区农户福利效应的影响，本文借鉴钟春平、陈三攀和徐长生（2013）及陈三攀（2011）关于农业补贴政策对农户福利影响的分析思路来展开分析。

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假设粮食主产区农户生产的技术条件、土地以及资本投入在一定时期内一定，那么粮食主产区农户的重要投入要素就是劳动力。在两部门情况下，粮食主产区农户的生产函数就是关于劳动时间规模报酬递减的函数，非农部门

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φlnφ+lnw（1）

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（1）式是不考虑农业补贴时，粮食主产区农户的福利表达式。如果有农业补贴，粮食主产区农户福利会是怎样的呢?这里，为了便于分析，假设农业补贴会对粮食价格形成补贴或是对粮食主产区农户形成收入补贴，即表现为对生产资料投资的间接补贴和粮食主产区农户劳动时间的直接补贴，分别表示为p+s和sl1。根据（1）式同理的推理过程，得出有粮食价格补贴时农户的福利效应水平为： dedecms.com

其中，l11、l12分别代表粮食主产区有农产品价格补贴和有农户收入补贴时粮食生产的劳动供给时间；l21、l22分别代表粮食主产区有农产品价格补贴和有农户收入补贴时农户的非农劳动供给时间。 内容来自dedecms

比较（1）和（2）式，农户福利效应变化表现在l1和l11的差异，即实施农业补贴以后，粮食生产的劳动供给会增加，进而粮食产量才会增加。（3）式可以发现，实施农业补贴后，粮食主区农户的福利会有所改善，改善的程度取决于粮食生产技术效率α、非农部门工资水平w以及补贴的相对比例s。据此，本文为了更好地考察农业补贴对粮食主产区农户福利变化的影响，用农业生产比（农业部门生产的重要性）来替代非农部门工资水平的变化，用替代效应和收入效应来分别代表农业补贴的价格补贴效应和收入补贴效应。 织梦好，好织梦

（三）粮食价格波动的福利效应 内容来自dedecms

目前，测算价格波动对福利变动影响的方法主要有补偿变量法（Minot和Goletti，2000）、等价收入法（King，1983）、反需求系统（Youn，1997）、成本函数法（Banks、Blundell和Lewbel，1996）等。其中，补偿变量法是较为常用的一种，即指以居民在价格发生变化后为了维持基期效用水平所需支付的资金额的计算方法来衡量因价格变化引起的消费者福利变化。本文拟采用此种方法，主要借鉴Minot和Goletti（2000）提出的补偿变量的思想来展开研究（孙小丽，2012；徐永金，2013；赵昕东和汪勇，2013；苗珊珊，2014、2015；王小叶，2015；姜雅莉、陆迁和贾金荣，2012；杨天宇和张品一，2015；李京栋和张吉国，2015；赵昕东和王小叶，2016）。本文研究的是中国粮食主产区粮食价格波动的农户福利效应，采用补偿变量的思想对农户福利效应进行测算和分解是较合适的。本文将围绕中国粮食主产区粮食价格波动的农户短期福利效应和长期福利效应展开研究。农户在粮食生产与消费中，扮演着生产者与消费者的双重身份，而价格波动不仅会影响粮食生产者的福利，也会影响粮食消费者的福利。由此，粮食主产区粮食价格波动的农户短期福利效应包括农户的短期生产福利效应和短期消费福利效应，粮食主产区粮食价格波动的农户长期福利效应包括农户的长期生产福利效应和长期消费福利效应。

1、短期福利测算模型 织梦好，好织梦

（1）粮食价格变化的短期消费福利效应

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消费者福利通常用计算补偿变量的方式来测度（Minot和Goletti，2000；杨天宇和张品一，2015；李京栋和张吉国，2015；赵昕东和王小叶，2016），令（4）式如下：

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CV=e（p1，u0）-e（p0，u0）（4）

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其中，CV是指补偿变量，e（p1，u0）表示零售价格为p1和效用水平为u0时的支出方程；e（p0，u0）表示零售价格为p0和效用水平为u0时的支出方程。用二级泰勒级数展开（4）式，运用Shephard引理，整理得（5）式：

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CV是补偿变量，指居民为了保持价格变化前的效用水平不变所需要额外支出的资金额，故（10）式中用Δx替代CV；同时由于（10）式代表的是净消费福利，因此在（9）式简化后等式右边加上负号。

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（2）粮食价格变化的短期生产福利效应 dedecms.com

同理，可以推演粮食价格变化引致生产福利变化，所不同的是生产福利变化一般用收入变化来表示（Minor和Goletti，2000；徐永金，2013；杨天宇和张品一，2015；李京栋和张吉国，2015；赵昕东和王小叶，2016），即：

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其中，Δw1表示价格变化引起的净福利效应的一阶近似值，即短期效应。同时，根据PR、CR值可以得出净收益率（NBR）即粮食净出售价值与收入之比，也是粮食生产价值与收入的比值和粮食消费价值与收入的比值的差额，即NBR=PR-CR；当NBR>0时，在粮食生产和消费过程中处于净出售者的地位；当NBR<0时，在粮食生产和消费过程中处于净购买者的地位。

2、长期福利测算模型

粮食价格变化的长期消费福利效应由（9）式变换得到： 本文来自织梦

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其中，Δw2是价格变化所引起的净福利效应的二阶近似取值，即长期效应。希克斯需求弹性（εH）计算公式如下： 内容来自dedecms

εH=E+CR·η（18） 本文来自织梦

其中，E代表粮食的需求价格弹性，η代表粮食的需求收入弹性，CR为粮食的消费支出与收入之间的比值。 本文来自织梦

本文研究的重点是粮食价格以及农业补贴对主产区农户福利影响的省际差异，采用的数据样本是1989—2014年粮食主产区13个省的面板数据，因此，在具体运用以上福利公式时，需要将（10）、（13）、（14）、（15）、（16）、（17）和（18）式转换为面板数据模型计算各省福利变化情况。转换后的短期福利模型、长期福利模型和粮食希克斯需求弹性函数如下： 本文来自织梦

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三、实证结果分析 内容来自dedecms

本文对相关变量进行了面板单位根检验和协整检验，供给函数中只有播种面积是一阶单整的，其余变量均是零阶单整的；需求函数的各变量原序列平稳。各变量通过了协整检验。

（一）弹性估计

1、粮食供给价格弹性估计 织梦好，好织梦

采用补偿变量法测算福利时，需要用到供给弹性、需求弹性和收入弹性。关于供给弹性计算的模型，主要有：C-D生产函数模型、QUAIDS模型（Banks、Blundell和Lewbel，1997）、AIDS模型（Deaton和Muellbauer，1980）、ELES模型（Llueh，1973）、EASI模型（Lewbel和Pendakur，2009）等。本文根据研究需要，选择经典的C-D生产函数模型。同时，为了更好地考察农业补贴对粮食生产的影响，根据前文分析，引入农业生产比、替代效应、收入效应到模型中。具体的模型形式如下： copyright dedecms

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其中，i代表主产区各个省份，t代表年份，Qit代表主产区粮食产量，AREAit代表主产区粮食播种面积，FERit代表主产区化肥施用量，DISit代表成灾面积；IMPORit代表农业生产比，即农业劳动在总的劳动供给中的比重（表示农业生产的重要性），本文中用农村农业从业人员占农村从业人员的比重来衡量；SUBSTIit代表替代效应，即国家政府补贴提高了农业生产收益，进而使得农户增加对农业的投入，本文用财政支农弥补农户生产资料价格上涨程度来衡量；INCOMEit代表收入效应，即国家政府补贴增加了农户的收入，农户有可能会部分降低劳动力投入，增加休闲时间，本文用财政支农占农户农业收入比重来衡量；PSit代表主产区各省份上年粮食生产价格（基于价格影响的滞后性考虑），α0为常数项，α1，α2，…，α5为相应的变量系数，μit为残差项。

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在进行弹性估计之前，首先要判断模型设定的具体形式，采用F统计量检验：F2=0.154778（N=13，T=26，K=7），查F分布，在给定5％的显着性水平下，得到相应的临界值：F2（84，234）=1.3299875，由于计算的F2=0.154778小于5％显着性水平下的临界值1.3299875，故接受H2，选择混合效应模型。模型估计结果如下：

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从模拟结果来看，回归方程拟合程度很好，调整的R2值为0.984194，统计量F值为2998.653，其概率P值为0.0000，“***”、“**”分别表示相关变量在1％、5％的水平下显着。从解释变量回归系数来看，主产区粮食播种面积是粮食产量增加的关键影响因素，化肥施用量的积极影响也非常显着。农业生产比对主产区粮食供给影响比较大，即随着主产区农户对粮食生产重要性认识的提高，会将更多的时间、精力和劳动力投入到粮食生产中去，促进主产区粮食供给量的增加。主产区粮食供给还受到上一期粮食生产价格的影响，即粮食的供给量存在粮食生产价格的时期滞后效应。收入效应在一定程度上会促进主产区粮食产量的提高，说明农业补贴在一定程度上增加了粮食主产区农户收入，尽管农户可能会增加休闲时间，但也会同时增加粮食生产的积极性，因为不种粮便得不到农业补贴，而且种粮收入是主产区农户的最主要收入来源；替代效应不显着，表明主产区农业补贴不足以弥补生产资料价格的上涨。因此，农业补贴政策主要通过收入效应影响农民的种粮行为（钱加荣和赵芝俊，2015）。 织梦内容管理系统

考虑到粮食主产区在自然资源、补贴政策及作物品种等方面的省际差异，为了更好地考察各省收入效应、替代效应的内部结构以及各省粮食生产价格弹性，采用变系数混合效应模型（VCMM）来对（22）式进行估算，估计方程如下： 本文来自织梦

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从模拟结果来看，回归方程拟合程度很好，调整的R2值为0.990753，统计量F值为1165.727，其概率P值为0.0000，“***”、“**”分别表示相关变量在1％、5％的水平下显着。收入效应、替代效应以及粮食生产价格变量系数估计结果显示，收入效应及替代效应在各省存在较大的异质性，甚至在部分省表现为不显着，说明中国农业补贴在各省的表现存在很大差异，其中原因较为复杂，主要是因为各省在粮食生产中的作用和地位不一样，农业补贴的目标、数量、方式不一样，即便是同样的补贴目标、数量和方式也会因为区域经济发展的程度不一样而效果不一样（王欧和杨进，2014）。粮食生产价格弹性也表现出了较强的省际差异，除河南省以外，在各省具有显着影响。 织梦内容管理系统

2、粮食需求价格弹性和收入弹性

本文主要采用截面似无关回归对主产区粮食价格需求弹性和收入弹性进行估计，根据需求函数的基本定义，构建粮食需求函数模型如下：

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其中，i代表主产区各个省份，t代表年份，Dit代表主产区农村居民家庭人均粮食消费量，PPit代表粮食收购价格，IMPORit代表农业生产比，INCOMEit代表收入效应，RURPOPit代表农村年末人口数，VEGETit代表蔬菜价格指数，GNIit代表农村CPI平减后的农村居民人均纯收入，PCit代表粮食零售价格，γ0为常数项，γ1，γ2，…，γ7为相应的变量系数，εit为残差项。 dedecms.com

（1）需求价格弹性估算 copyright dedecms

在进行需求弹性估计之前，仍要先判断模型设定的具体形式。通过F统计量检验：F2=0.31956（N=13，T=26，K=3），查F分布，在给定1％的显着性水平下，得到相应的临界值：F2（84，234）=1.3299875。很明显，F2的值小于1％显着性水平下的临界值1.3299875，故接受原假设，选择混合效应模型。同时为了考察粮食零售价格在各省的不同作用，进一步采用变系数混合效应模型（VCMM）对（25）式进行估计： 织梦内容管理系统

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从模拟结果来看，回归方程拟合程度很好。调整的R2值为0.9647，统计量F值为485.4827，其概率P值为0.0000，“***”、“**”、“*”分别表示相关变量在1％、5％、10％的水平下显着。从模型解释变量回归系数来看，主产区粮食需求量受农业生产比的作用较大，意味农户越是重视粮食生产，从事粮食生产的农业人口越多，对粮食本身的需求也就越大。收入效应对主产区农户粮食需求的负向作用也不可忽视，说明农业补贴使得农户的收入增加，农户可能会更多地消费其他食品从而代替对粮食的消费；估计方程中蔬菜价格弹性值进一步佐证了以上观点，即蔬菜价格每上升10％，农户对粮食的需求增长0.878％。粮食收购价格和农村人口的变化量也对农户粮食需求产生正向影响。

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估计方程中，我们重点关注的是粮食零售价格对农户粮食需求量影响的省际差异，估计结果显示，粮食零售价格对农户粮食需求量均为负影响。其中，河南、河北、四川、山东等省粮食零售价格弹性绝对值相对较大，但总体表现为粮食需求缺乏弹性。 本文来自织梦

（2）需求收入弹性估算 本文来自织梦

同样，先判断模型设定的具体形式。通过F统计量检验：F2=4.890831（N=13，T=26，K=3），查F分布，在给定5％的显着性水平下，得到相应的临界值：F2（84，234）=1.3299875。很明显，F2的值大于1％显着性水平下的临界值1.3299875，故拒绝原假设，不能选择混合效应模型，因此需要用F1检验假设H1。由F1=1.004663小于5％显着性水平下相应的临界值1.314387，故接受H1，选择变截距模型。根据Random Effects-Hansman检验：P值为l.0000，Chi-sq.统计量为0.0000，说明接受选择随机效应模型。

由此，需求函数收入变系数估计方程如下：

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从模拟结果来看，回归方程拟合程度很好。调整的R2值为0.9247，统计量F值为134.5167，其概率P值为0.0000，“***”、“**”、“*”分别表示相关变量在1％、5％、10％的水平下显着。从模型解释变量回归系数来看，农业生产比和农村人口变化量的弹性绝对值相对较大。

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（二）粮食价格变动的福利测算

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根据前文关于CR、PR以及NBR计算公式，计算得出各省CR值、PR值和NBR值。根据计算结果，主产区各省CR值在1999年以后总体呈现递减趋势，主要是主产区农户收入水平的迅速增加和多样化食品消费使得粮食消费占总消费的比重总体上呈现递减趋势。主产区大多数省份的PR值在1997年以后表现为递减趋势，表明在这些省份粮食生产收入占农户总收入的比重逐渐降低。主产区各省NBR，除四川个别年份之外，都保持着NBR>0的状态，说明主产区各个省份农户一直作为粮食净出售者参与到粮食生产消费活动中。

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根据前文理论分析及实证计算结果，将PR值和CR值分别代入短期福利模型方程（14式），以1988年为基准年，测算1989—2014年主产区各省粮食价格变化给农户带来的短期福利变化情况。前文在对粮食供给弹性进行变系数估计时，河南省供给价格系数不显着；在估算各省粮食需求价格弹性和粮食需求收入弹性时，江西省粮食需求价格弹性不显着，江苏省粮食需求收入弹性不显着，故计算各省福利时将河南、江西、江苏三省剔除，最终测算主产区10个省的农户长短期福利效应。首先，在测算福利之前，需要先计算粮食希克斯需求弹性，即将（27）式变系数估计得到的各省粮食需求收入弹性代人（21）式，求得各省粮食希克斯需求弹性。将各省粮食希克斯需求弹性和各省粮食供给的自价格弹性（用前文计算得到的各省粮食供给价格弹性替代），代人长期福利效应模型方程（17），便测算出了1989—2014年主产区各省粮食价格变化给农户带来的长期福利变化情况。2、图1—图10列举了较为典型的省份的相关变量与福利变化情况。 织梦好，好织梦

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根据计算结果，主产区各省农户短期福利和长期福利存在较大的差距，福利水平演变也存在较大的异质性。总体来看，黑龙江、江苏、河南、吉林等省农户获得了较高的福利，江西、河北和四川等省的农户得到了较低的福利；吉林、四川、内蒙古、江西等省福利水平变化相对较平稳，黑龙江、江苏、湖南等省福利水平变化起伏较大。从长期福利值来看，26年农户平均福利水平最高的三个省份分别是黑龙江27.92、江苏17.22、河南17.14，福利水平最低的三个省份分别是江西4.01、河北4.52、四川5.23，最大值与最小值相差近7倍；近5年农户平均福利水平最高的三个省份分别是黑龙江106.56、吉林49.64、江苏37.82，福利水平最低的三个省份分别是河北12.92、江西16.56、四川19.59，最大值与最小值相差近9倍。 织梦内容管理系统

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进一步分析，粮食主产区各省农户福利的省际差异主要是由农业补贴的收入效应、农业生产比以及粮食生产价格和零售价格共同作用形成的。从计算结果和整理的数据来看，粮食主产区农业补贴的收入效应在2006年之前处于徘徊保持阶段，基本上是一条水平线，2006年以后在各省都表现出了明显的增长态势，这与主产区各省2006年后农户总福利主要表现为正且持续增加的趋势一致。原因是自2006年以来农业税的取消以及财政支农力度的大幅增加，显着增加了主产区农户的收入效应，促进了农户福利水平的提高。农业补贴形成的替代效应波动较大，但明显没有引致农户福利的相应变化。 dedecms.com

粮食主产区农业生产比与农户福利呈反方向作用。粮食主产区农业生产比在1999年以前比较稳定，1999年以后逐年下降，大多数省份在2006年下降的趋势更为明显。这表明，1999年以前，粮食主产区农村农业从业人员占农村从业人员的比重较大，对农户来说农业相对重要；而1999年以后，粮食主产区农村居民进城务工人员明显增加，从事粮食生产的农户越来越少，粮食生产在农村居民生活中的重要性明显下降，如湖北省农业生产比在1989年为0.8077，到2014年下降为0.3748，下降了约43个百分点。粮食主产区农业生产比的下降，一方面表明主产区农户收入的多元化以及总体水平的提高；另一方面也为主产区农户进行规模化和集约化的粮食生产提供了条件，并在2006年前后发生了明显作用。 织梦好，好织梦

粮食生产价格变化影响着农户生产福利同方向变化，粮食零售价格变化影响着农户消费福利反方向变化，短期总福利和长期总福利大多数情况下呈同向变动，但变化幅度存在明显的省际差异；在不同阶段粮食零售价格变化与生产价格变化对总福利变化的主导作用不同，但总体来看，生产价格变化在更大程度上引导了总福利变化趋势。

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四、结论与政策建议 本文来自织梦

本文利用1989—2014年粮食主产区13个省的省际面板数据，将农业补贴作为内生变量引人到系统中，考察粮食主产区粮食价格波动及农业补贴对农户福利效应变化的影响。结果显示，主产区各省农户福利差距较大，从长期福利值来看，26年农户平均福利水平最高的黑龙江省与福利水平最低的江西省相差近7倍，近5年农户平均福利水平最高的黑龙江省与福利水平最低的河北省相差近9倍；吉林、四川、内蒙古、江西等省福利水平变化相对较平稳，黑龙江、江苏、湖南等省福利水平变化起伏较大；粮食主产区各省农户福利的省际差异主要是由农业补贴的收入效应、农业生产比以及粮食生产价格和零售价格共同作用形成的，具体表现在：不同年份主产区各省NBR都保持着NBR>0的状态，各个省份农户一直作为粮食净出售者参与到粮食生产消费活动中；农业补贴对主产区农户形成的收入效应显着促进了农户福利水平的提高，农业补贴形成的替代效应没有引致农户福利的相应变化，粮食主产区农业生产比反方向作用于农户福利；粮食零售价格变化影响着农户消费福利反方向变化，粮食生产价格变化影响着农户生产福利同方向变化，在不同阶段粮食零售价格变化与生产价格变化对总福利变化的主导作用不同，但总体来看，生产价格变化在更大程度上引导了总福利变化趋势。以上结论的政策意义如下：

（1）实时动态调整粮食生产结构和区域布局，提升粮食生产的整体收益率。粮食总供求结构性失衡，会导致主产区部分省市粮食生产收益率很低。当前玉米去库存政策和临储政策的取消，玉米生产者就面临着十分尴尬的局面，影响农户种粮的积极性。因此要根据当前人们对粮食的需求，有预见性和前瞻性地对粮食生产结构进行调整和区域的重新布局，尽早改善粮食总供求的结构性矛盾，提高粮食质量和产量，提升粮食生产的比较效益。

（2）继续加大粮食生产收入性补贴的同时，改革和加强粮食生产性补贴。农业补贴收入效应对于增加农户福利具有十分显着的作用，而替代效应没有发挥应有的作用，说明粮食生产性补贴没能或很少弥补生产资料的上涨。因此，在良种补贴和农机购置补贴数量和方式上还需要做进一步探讨，要加强对农业社会化服务补贴标准，完善粮食生产补贴运作机制和监督机制。 织梦内容管理系统

（3）优化农业生产经营制度环境，保障粮食主产区农户生产福利。农业生产经营制度的改善，除了加强财政支农力度、减免农业税、完善农业补贴政策和农民社会保障体系以外，还要建立农业基础设施建设与维护的长效机制、培育完善的农业社会化服务体系、改善农产品市场交易机制、建立和完善涉农资金整合平台、建立和完善农业保险制度、建立和完善农业融资制度等，全面优化农业生产经营制度环境，促进农业相关资源要素自由流动，合理配置。 本文来自织梦

（4）建立差异化的农业政策，提升政策支持粮食生产的精准度。实证结果显示，粮食主产区农户的生产福利、消费福利等都存在显着的省际差异，农业补贴对各省农户福利作用效果相同。说明粮食主产区各省自然资源禀赋、区位条件、粮食生产结构、农户种植技术、农业社会化服务水平、市场资源配置能力等方面都存在显着的差异，按片区因地制宜，制定差异化的农业政策，提升政策的精准度，有利于强化农业政策的整体效应。

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注释：

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1、依据《国家粮食安全中长期规划纲要（2008—2020年）》对中国粮食生产主产区的划分标准，选择河南、湖南、内蒙古、河北、四川、吉林、辽宁、江西、安徽、湖北、山东、江苏、黑龙江等13个省份作为研究对象。 dedecms.com

2、福利测算包括10个省的短期生产福利、短期消费福利、短期总福利以及长期生产福利、长期消费福利、长期总福利，时间跨度从1989年到2014年，数据量较大，不在此占用版面，有兴趣的读者可以向作者索取。 内容来自dedecms

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