中国食物自给率及其影响因素分析：基于营养源视角

刘慕华

摘要：基于营养源视角，运用灰色关联方法考量中国食物自给率及其影响因素。结果发现：1961-2013年中国综合食物自给率整体呈下降趋势，2000 - 2005年呈现明显的倒“U"形变化。从其结构而言，产品间差异较大;就其影响因素而言，生产、消费、贸易环节各主要影响因素的影响效应各有差异。测算显示，根据目前的生产布局，到2020年除谷物、糖料、蔬菜作物的自给率上升外，大豆、油料、肉类自给率将持续下降。

关键词：营养源;食物自给率;库存变化;影响因素

中图分类号：F322

文献标识码： A

文章编号：1003-7217（2019） 03-0142-07

一、引言

由于世界农业生产资源分布严重不均，全球大约有78%的国家和地区粮食生产不能自给[1]，粮食贸易在全球粮食再分配中起着重要的作用，然而，贸易容易受人口、政治环境的短期波动影响。鉴于经济的增长趋势，粮食盈余国家由于国内需求增加，未来几十年可能会减少粮食的出口[2]，严重依赖粮食进口的国家在解决粮食安全方面存在明显的劣势。此外，近期的报告表明，全球粮食生产状况向好、库存增加，同时贸易量也达到最大。预测所有进口地区贸易需求将稳定增加[3]。随着全球粮食系统对贸易的依赖性增加，使贸易系统抵御力降低，更容易受到其它变化和危机的影响[4]。为了降低与粮食进口有关的脆弱性，全球包括韩国、日本、印度等与我国消费和社会经济发展相似的国家制定了各项粮食自给政策[5]。

中国是一个人口大国，总人口占世界的22%，但耕地仅占世界总耕地面积的9%，人多地少的国情，决定了在全球粮食年贸易量仅相当于中国年粮食消费量的40%的情况下[6]，中国粮食供给只能靠自己实现，不可能像日、韩等国家和地区那样依赖进口[7-9]。新中国成立以来，农业政策都旨在提高粮食自给自足能力，要求谷物自给率要保持在90%以上，粮食总体自给率长期保持在80%以上[10]。现阶段，化肥投入、灌溉面积、机械化以及单产能力的提升等，为粮食生产提供了提升空间，并在2004 -2015年实现了粮食生产的“十二连增”。虽然2016年之后，在“去库存”的供给侧结构性改革要求下，粮食总产量有所下降，但是仍然是丰收年。到2018年，中国已实现粮食“十五连丰”。与此同时，一个需要特别关注的问题是，粮食进口也在逐年增加，尽管谷物自给率基本达到90%的目标，但是整体趋于下降。在全面开放提高生育率的政策背景下，预计2030年中国总人口将达到14.5亿，其中城镇人口占70%，粮食需求刚性增长的形势将持续存在，中国人的饭碗要牢牢端在自己手上的宗旨，对解决新时期粮食安全问题具有非常深刻的新含义。

回顾文献，国内关于粮食自给问题已进行了广泛研究。在研究思路上，主要从中国粮食自给率的历史发展趋势进行分析[9 -12]，研究涉及到中国粮食自给率的水平及安全性[13 ，14]，以及粮食的统计口径和自给率的计算方法[13-15]，还有一些分析了国外自给率的演变和經验[7-9]。在研究方法上，主要有估算法和历史借鉴法[13-15]。在粮食种类方面，多数研究都集中在谷物或主粮方面[12-15]。在测算方面，多数研究仅基于生产量和进出口数据来估算自给率水平，忽略了库存变动对自给率变化的影响。鉴于现有研究对中国食物自给率特别是测算指标和产品结构研究的欠缺和不足，本文将基于营养源的视角人手，考虑库存变化对自给率的影响，对中国食物自给率进行测算和预测，并对其趋势、结构特点及影响因素进行分析。

二、数据与方法

（一）数据说明及指标选取

1.数据说明：中国与联合国粮农组织（FAO）的食物统计口径存在较大差异，中国将粮食分为谷物、豆类、薯类、杂豆和其它豆类，5类19种食物。FAO食物平衡表公布的食物包括谷物、根茎类、豆类、油籽、蔬菜、瓜果、糖料、家禽、家畜等肉类8类108种食物①。本文研究对象包括中国统计口径的主要谷物以及FAO食物平衡表公布的油料、糖料、蔬菜、水果、肉类、水产类等60种②为人类生存提供蛋白质、脂质、碳水化合物、维生素和矿物质、纤维素等营养元素的食物。

2.指标选取：自给率测算所涉及的数据包括1961-2 013年③生产、贸易、库存方面的四个指标，其影响因素从196 1- 2013年④生产、消费、贸易三个方面选取，共13个指标（见表1）。

（二）自给率测算与灰色关联方法

1.自给率的测算：自给率⑤是指一国或一个地区在一年内的总生产量与总消费量的百分比。根据自给率的概念，国内食物总消费可以从包括口粮、种子、饲料、加工、损耗及其它消费等方面的数据进行估算。但是这种估算方法涉及数据较多，并且很多数据不能直接获取，需要进行推算或折算所得，准确度难以得到保障。因此，本文从供给侧的角度进行考虑，首先，假设食物总消费量等于食物总供给量;其次，在食物平衡表中，国内总消费实际是考虑库存变动后的国内总供给;那么，可供消费的国内总供给等于国内粮食总量减去出口量，减去库存增量⑥加上进口量，即：

Dtc=Dac-P-E-Z+I                                    （1）

式（1）中，Dtc为国内总消费，Dac为国内可供消费的总供给量，P、E、Z、I分别表示国内生产量、出口量、库存增量、进口量。

自给率等于国内生产总量占消费的比例，即：

国内关于自给率的测算通常采用数据简化和替代的方法。即，用净进口量和国内生产量替代消费量，或者直接假设库存量稳定，只考虑生产总量和进出口量。事实上，生产总量加净进口量只能得到国内库存量稳定不变的当年新增供应量，但是库存量往往变动较大，当年生产和进口的粮食，可能保存入库，留在未来年份进行消费。例如，近几年由于政府采取支持政策不断提高收购价格，国内粮价大幅高于国际粮价，刺激粮食生产的同时进口也不断增加，在市场供应充足的情况下，大量新增粮食进入粮库。因此，在自给率测算过程中，忽略库存变化的计算方法会对我国粮食自给率估算产生误差，当库存增加时，会低估自给率;反之，当库存减少若只考虑总产量和进出口量则会高估国内自给率。因此，测算自给率变化时考虑库存变量，能够提高自给率估算的准确度，进一步了解我国真实的消费情况。

2.灰色关联分析方法：为了量化各影响因素对自给率的影响，我们通过灰色关联方法进行测算实现。灰色关联分析方法是根据序列波动趋势来判断和量化不同序列之间关联程度的方法，主要是在比较各序列之间的相似度的基础上，通过线性插值的方法将系统因素的离散性为观测值转化为连续的折线，进而根据折线的集合特征将序列间的相关性量化，序列趋势的几何形状越接近，关联度越大[16 ，17]，测算过程如下：

（1）设X0为参考数据序列，Xt为比较数据数列，具体如下：

（2）对数据进行标准化处理：

（3）计算数据的差序列：

（4）求序列的极值：

（5）计算各要素的关联度：

三、测算结果与分析

（一）测算偏差与整体趋势

根据式（2），在考虑库存变动对国内供给和消费的影响以及自给率测算简化方法，得到综合食物自给率Ⅰ⑧和综合食物自给率Ⅱ⑨，其变化趋势如图1（a）所示。综合食物自给率丌整体平均高出综合食物自给率ⅠO.53%，但是阶段性偏差较大，例如在2000 - 2003年，尽管粮食总量连续减产，但是通过调动库存量来满足国内需求，因此，国内总供给并未受到太大影响，但由于简化的计算方法未考虑库存的變化，得出的自给率偏低。反之，2008年以来由于总产量和进口量的增加，而国内需求并没有大幅增加，导致部分产量并未进行消费而进入库存，故简化的计算方法得出的自给率偏高，因此，不考虑库存变动不能反映我国食物供给的真实情况，以下分析的综合食物自给率均为考虑库存变动的估算结果。

1961-2013年，我国综合食物自给率⑩整体趋于下降，特别是2003年之后，下降幅度趋于如图1（a）。根据变化态势可以划分为两个阶段：第一阶段为1961- 1999年，期间出现三次食物过剩导致的食物总产量下降，自给率虽有波动，但是基本保持在95%以上，虽然1975年和1999年两年低于95%，但是也都保持在93%以上。第二阶为2000 - 2013年，期间又有三个显著的短周期，例如在1998 -2003年，国家实施一系列的粮食价格保护政策，粮食生产逐渐得到恢复，加之库存充足，2000年以后自给率显著上升，并在2002年和2003年突破100%，但在2004年之后整体下滑，2007年之后一直低于95%的水平。

在1961-2003年，综合食物自给率和主要谷物的自给率的变化趋势近似相同，但在2003年以后，综合食物自给率的下滑幅度高于主要谷物自给率，两者间的趋势差异越来越大，如图1（a-b），2000年主要谷物自给率平均达到117.27%，2003年成为最高点为135.71%，2005年又迅速下降，呈现明显的倒“U”型变化，尽管变化幅度显著，但是都保持在95%以上。

（二）产品间的差异比较

从不同产品的视角来看，产品间的变化差异较大。自给率下降最多的是油料类作物，下降了54.49%。其次是兴奋剂类、动物内脏的自给率，下降幅度在20%～30%之间。同期下降了10%～20%之间的产品有淀粉根茎类、牛奶、豆类（不含大豆）的自给率，自给率波动相对稳定、幅度下降5%左右的有，坚果自给率、鱼类及海洋产品、肉类自给率、水果自给率。同期上升1～5个百分点的有海产品和其它水产品、谷物、糖料、蔬菜和蛋类。香料的自给率快速增长，52年间提升了108.80个百分点，其次是糖类及甜味剂，自给率分别提高了35%和12.34%。

由表2可以看到，在分类产品中，以棕榈油、大豆、向日葵、芝麻籽和油菜、芥菜籽为主的部分植物油料，以及高梁、木薯为主的饲料用粮，以大麦、燕麦为主的食品加工原料，以茶叶、葡萄柚、豌豆等为辅食的自给率下降较快。这些常见的大宗产品自给率的下降带动了整体自给率的下降。

（三）灰色关联度测算结果分析

根据灰色关联分析法计算出各影响因素与参数序列的关联度矩阵。自给率灰色关联矩阵中，最低值为0.628，最高值为0.991，整体来看，食物的生产、消费和贸易与食物自给率关联度较高。各影响因素都对自给率的变化起着重要的作用。灰色关联度测算结果显示：

1.对粮食生产的影响。粮食生产变化的主要原因是化肥使用量、有效灌溉面积、机械总动力和耕地面积。生产资料的投入是提升食物总产量的基础，有些情况下，国家农业财政的扶持投入也物化在了一些生产资料当中，投入和扶持力度与粮食生产成正比，投入和扶持力度越大，产量则越多。食物的单产水平和人口变化与产量的关联度也较高，这说明我国食物需求呈刚性需求。此外，化肥和机械总动力以及耕地面积除了与食物产量的关联度最高外，对贸易和库存变化的关联度较高，这是因为这些因素直接对食物的生产进行影响，而我国食物产量则是进、出口和库存量的重要依据。

2.对食物进口的影响。从测算结果来看，影响食物进口的主要原因是居民人均收入水平、粮食价格、贸易竞争指数、人民币汇率指数、国际粮食价格，居民收入的提高意味着对各类产品的要求提高，尤其是对国外优质食物品种和多元种类的选择，从我国经济发展和全球经济一体化的发展进程来看，居民收入的提高和贸易规模将不断扩大将是常态，未来我国食物进口量仍然会持续增长。

3.对食物贸易的影响。从灰色关联矩阵的测算结果来看，人民币汇率的波动、国际粮食价格和国内粮食价格是导致我国食物贸易的主要原因。

4.对食物库存的影响。贸易开放度、贸易竞争指数、粮食价格指数、人均粮食量、居民收入、国际粮食价格、人口总量、人民币汇率指数与库存变量的灰色关联值都在0.83及以上。

（四）食物自给率灰色测算结果

对2014 - 2020年的综合食物自给率及包括谷物、糖料、大豆、蔬菜、水果、肉类、油料作物，七类产品的自给率进行测算，并计算出自给率的变化幅度，结果如图2所示，除谷物、糖料、蔬菜的自给率为小幅度提升之外，大豆、油料作物、肉类的自给率大副下降，导致综合食物自给率下降了56.51%。

四、食物自给率变化原因解析

（一）生产要素的投入，促进食物自给率的提升

长期以来，中国食物自给率能够保持在较高水平，主要依赖于食物产量的持续增长，一旦食物生产出现持续减产的状况，自给率将快速下降。例如，1999-2003年，在耕地面积下降12.15%，机械总动力、有效灌溉面积、化肥施用量化肥施用量相比上一个周期（1995 -1998年），分别下降了5.6%、3.32%、16.84%的情况下，中国食物总产量，减产幅度达到15.28%，导致同一阶段的谷物自给率下降幅度达13.81%，综合食物自给率未受到影响，主要得益于同期其它非大宗产品的大幅提高。20世纪60年代以来，在耕地面积整体下降的情况下，中国粮食产量能够持续增长，除科技提升外主要得益于化肥、机械和灌溉面积的增加，1978 - 2015年，耕地面积下降了6.01%，在机械、灌溉面积、化肥施用分别增加850. 89%，46.5%，581.29%的情况下，食物总产量增加了103.91%，综合食物自给率才得以保障。

（二）居民消费升级导致食物自给率下降

与我国相邻的日本和韩国的社会发展与我国有很多相似之处，两国在经济增长阶段都经历了食物自给率迅速下降的过程。日本和韩国的自给率发展历程和经验表明，人多地少、缺乏农业资源优势的地区，在经济和城镇化快速发展的过程中，食物自给率下降是不可避免的[18]，本文测算得到城镇化率與食物生产的灰色关联度达到0.995，也辅证了这一观点。首先，随着经济的快速发展、工业化、城镇化的迅速推进建设用地不断增加，都争夺了农业发展的土地、水、劳动力等资源，特别是耕地面积不断减少。统计表明，中国耕地面积从1978年的120587.2千公顷减少至2000年的108462.54千公顷，虽然2 000年以后耕地面积有所上升，但是到2016年（113028.2千公顷）为止仍未恢复到1978年的水平，压缩了食物生产和供给的增长空间。其次，随着居民收入水平的不断提高，对非主粮外的其他食物要求越来越高，饮食和消费结构的变化所带来的食物需求不断扩张，非谷物消费比重的明显提高，这种供求关系推动了整体食物自给率的不断下降及其它产品自给率的结构性矛盾。这些变化都对中国整体食物供求产生了重大影响，未来随着新增人口的增加，食物消费依然呈刚性需求，以小麦、大米为主的口粮需求相对稳定，但是对肉类食品、深加工类食物产品的消费需求增加[19]，将不断刺激饲料用粮和加工用粮的增长，给未来中国食物自给的提升带来挑战。

（三）国际竞争力不足加速了自给率的下降

我国农户规模不及日本的1/3，美国的1/100[9]，而人多地少、人均耕地和自然资源不足，加之农田结构零散，农业生产方式粗放，约束了机械化和规模化生产的发展，导致农业生产高投低效，生产成本高昂，使国内食物产业缺乏国际竞争力。而国内食物价格居高不下与低廉的国际粮价价格差。进一步降低了国内粮食产业的国际竞争力[20，21]，必然导致进口量的不断增加。在全球贸易背景下，随着中国贸易开放度的不断增加国内食物市场逐步开放，在此过程中人民币汇率升值，国内农业生产资源成本上升，将进一步增加国内生产成本。尽管2008年以来的数据显示，粮食出售价格表现上升态势，但是生产成本的不断攀升，平抑甚至停滞了生产收益，导致生产利润的持续大幅下降，极大程度地挫败了农民的生产积极性，基于生产与自给率的决策关系，直接导致自给率的下降。农业化肥、农药使用过度，导致农业生态亮起“红灯”，同时由于化肥农药利用率低，工业“三废”和城市生活等污染源向农业地区，造成了严重的农业面源污染，全国主要污染物点位超标率达16.1%，导致农业环境承载力日益趋紧，滞后了食物质量安全和国际竞争力的提升，加速了自给率的下降。尽管2016年以来，在农业供给侧改革背景下，化肥和农药的投入实现了零增，但是从数据来看，农药和化肥的施用基数仍然很大，目前农业生产能力的提升仍然没有摆脱化肥和农药大量投入的现实，食物产量虽然得到提升，但是这种提量不提质的生产方式，很大程度的降低了我国食物的整体竞争水平，也是食物产量和进口量齐增，自给率下降和结构性差异的重要原因之一。尽管化肥、农药的投人取得的生产效果显著，但基于绿色生态的视角来看，降低了生态食物自给率可持续能力的提升[22]。

（四）主粮优先生产战略加剧食物自给率的结构差异

食物作为战略性物资，不同于其他产业，中国作为农业大国，农业除了要保障一部分人就业和农民增收外，还要保障国民吃饭问题。因此，把中国人的饭碗牢牢端在自己手中，即是根本任务也是战略目标。

基于经济利益和国家政治和安全，在许多国家和地区，基本会对本国主粮生产进行保护，中国对作为居民主粮的大米和小麦进行了不断提高收购价格和配额进口等政策给予保护，因此，1961- 2013年，在综合食物自给率和其他食物品种自给率下降的情况下小麦自给率反而得到提升，主要谷物自给率持续保持较高水平。

在主粮优先生产的结构战略下，2008年以来国内食物总产量持续增长，综合食物自给率却持续下降，主要是因为近年国内外食物价格差等，导致的进口量不断增加，国内增加的部分食物量直接进入库存，又进一步引起库存增加。此外，居民消费的升级，对高品质食物的需求和一些进口税较低的产品选择也带动了国内食物贸易。而国际经济状况、国内外汇率制度、贸易开放度等都会影响国内外粮食价格，食物安全和品质则会影响居民的消费偏好，进而影响食物的进口结构。现阶段情况表明，除国内食物需求结构性增长外，影响食物贸易和自给率变化的因素十分复杂。

五、结论与政策建议

（一）结论

中国食物自给率程度较高，但是产品间差异较大，主要谷物和其它大宗产品基本自给，但是油料作物和大豆等产品的自给率下降较多，贸易依赖度较高。从整体趋势来看，中国综合食物自给率在2002（不包括2002年）年之前基本保持在95%～99%的稳定状态，2002年和2003年综合自给率突破100%分别达到100.88%和101.15，但是2003年之后呈下降趋势，2008年跌破95%之后持续下滑，期间呈现明显的倒“U”型趋势。导致综合粮食自给率下降的原因有很多。其中，食物生产仍是自给率变化的主要因素，居民收入提高和消费升级、国内农业生产成本高收益低、粮食国际竞争能力不足等，是导致进口增加和自给率下降的重要原因，而政策导向、生产结构等则是导致自给率结构性差异的重要原因。

对食物自给率的预测显示，根据现有的生产条件和布局，到2020年除谷物、糖料、蔬菜的自给率上升，大豆、肉类、油料的自给率均表现下降，特别是大豆和油料作物，自给率下降到5%以下。尽管谷物自给率为102.54%，但是综合自给率仅为42.24%。如何在面对消费结构转变的情况下，战略性地优化食物生产结构，以确保未来食物的有效供应，降低进口依赖，仍需加大食物供给侧改革的力度。

（二）政策建议

基于粮食进口存在诸多不确定外部因素，并且受世界政治、经济、气候灾害、生产格局等的影响，低收入和粮食缺口国家的进口需求在不断提高，世界粮食库存与粮食需求比例存在严重挑战[3]。依靠进口存在明显的安全劣势。为此，结合中国现状，我们提出以下几点政策建议：第一，稳定综合食物生产能力，优化产品供给结构;第二，提升多元优质食物供给能力，满足多重消费需求;第三，推行绿色生产行为，增强综合食物可持续发展能力;第四，强化食品安全、增强食物国际竞争力。

注释：

① 根据相关统计年鉴和报告总结得出。

② 基于数据的可获取性和自给率测算的有效性和完整性，故选取60种食物为研究对象。

③ 数据库关于中国的数据最早可追溯到1961，最新截至到2013。

④ 为契合FAO数据，故选1961-2013年数据。

⑤ 自给率>100%为完全自给;100%<自给率≤95%为基本自给;基本自给95%<自给率≤90%为粮食安全水平一般;当自给率<90%时，粮食供给风险逐渐增大。

⑥ 当库存增量为正值时，说明当年粮食未被消费进入库存，而当库存增量为负时，说明库存被消费，因此在考虑库存变化时应减去库存增量。

⑦当0.85

⑧ 综合食物自给率I=[总产量/（产量十进口量-出口量一库存量）]×100%。

⑨ 综合食物自给率Ⅱ=[总产量/（产量十进口量-出口量）]×100%。

⑩ 自给率既可以对单一具体食物的自给情况进行评价，例如小麦、大米、玉米的自给情况，也可以对一类产品的自给情况进行评价，例如谷物自给率，还可以对所有食物的综合自给情况进行评价，即综合食物自给率，文中综合食物自给率以FAO数据库提供的食物总产量、进口量、出口量、库存增量为基础数据计算所得，计算公式为综合食物自给率=[总产量/（产量十进口量 出口量一库存量）]×100%。

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