供需视角下中国粮价波动成因分析

□刘 帅

（中国人民银行西宁中心支行，青海 西宁 810000）

1 研究背景与文献综述

民以食为天，粮食（主要指谷物类，包括小麦、玉米和水稻）永远是人类生存和发展面临的首要问题，而粮食价格是粮食问题的核心。粮食价格稳定不仅影响市场稳定、农民利益和粮食安全，甚至影响经济发展、社会和谐与国家安全。因此，关于粮食价格波动问题，一直受到学者和政府的广泛关注。改革开放以来，中国逐步放松对粮食流通领域的管控，1994—2003 年，国家政策徘徊在开放市场与加强调控之间；到2004 年，政府全面放开粮食收购市场和收购价格，市场机制基本形成。程国强和朱满德（2013）认为，价格作为引导供需的市场信号，对经济的稳定与发展起着重要作用，价格上下波动势必影响供求双方的选择，进而影响市场稳定，不利于经济社会持续健康发展。因此，探究粮食价格波动的成因和特征对新时代完善粮食调控政策、促进宏观经济稳定具有重要意义。

粮食价格通常分为绝对价格和相对价格。绝对价格包括每50 kg 的平均出售价格和市集贸易价格，其中，平均出售价格的数据来源于历年《全国农产品成本收益资料汇编》，市集贸易价格数据来自于历年《中国农村统计年鉴》。相对价格包括粮食生产价格指数、粮食零售价格指数以及粮食消费价格指数，数据均来自历年《中国农村统计年鉴》。

如图1、图2 所示，不论价格指数和绝对价格，中国粮食价格均呈现明显的波动趋势，且波动幅度较大。自1994 年以来，中国粮食价格可细分为4 个阶段。

图1 1994—2017 年中国粮食价格指数走势

图2 1994—2017 年中国粮食绝对价格走势

第一阶段（1994—2000 年）：粮价大幅下降，波动较大。这一阶段供给大于需求，导致粮价大幅下挫，出于稳定市场、抑制通胀的目的，政府加强了对粮食市场的管理，大幅提高粮食定购价格以及销售价格，充分调动农民生产积极性，粮价小幅回升。

第二阶段（2001—2005 年）：粮价持续上升，波动加大。粮食需求大于供给，价格持续走高。前期粮价较低刺激了市场需求，同时国家按保护价敞开收购粮食，也起到了推高粮价的作用。

第三阶段（2006—2010 年）：粮价小幅上升，波动变小。随着2004 年粮食市场化改革的效应显现，粮食供求矛盾较小，市场需求略有增加，粮价小幅回升。

第四阶段（2011—2017 年）：粮价小幅下降，总体平稳。粮食连增导致供给增加，但市场主体性增强，粮食价格较为稳定，总体上粮食供求基本平衡。

综上，粮食供求变化影响粮食价格波动，宏观政策起到稳定粮价的作用，但随着市场化改革逐步加强，粮价波动的合理水平越来越依赖供需基本面。

从长期来看，价格的变化主要取决于供需变化，但短期内价格的变化既与供需有关，又需考虑其他因素。马克思主义政治经济学认为，商品的价格水平不仅取决于商品的价值量，而且取决于货币本身的价值量。当货币的价值量不变，而商品价值量发生变化时，价格的变化就反映商品价值量的变化；如果货币的价值量与商品的价值量按不同的方向、或相同方向不同比例同时变化，价格就可能在现象形态存在或高或低的波动。因此，价格的波动主要表现为价值变动型波动，具体又可分为货币价值变动型波动和商品价值变动型波动。卢锋和彭凯翔（2002）的研究证实了货币价值的变动（主要是通货膨胀）是粮价变动的原因。李焜（2018）验证了40 000 亿元投资对粮食价格波动的冲击效应，并认为投资的刺激效应和宽松的货币政策导致了新一轮的粮食价格波动。苏梽芳（2012）的研究解释了粮食价格的长期波动主要源于生产成本的变化（引起商品价值量变动的主要原因）。

同时，从长期来看，商品的价格与商品的供求关系紧密相关。主要表现为供大于求和求大于供，这两种供求关系必然会影响价格水平的变动，产生价格与价值的背离，概括为供求失衡型波动，又可细分为需求冲击型波动、供给冲击型波动和供需结合冲击型波动。鲁成军（2008）认为，总需求冲击导致生产要素在粮食生产部门和非粮食生产部门之间转移，从而导致粮价发生周期波动。黄季焜（2009）认为，粮食价格的大起大落主要由于粮食能源化的需求增加。赵昕东和王小叶（2014）认为，中国粮价大幅上涨是由于供给推动，需求影响较小。

对于供需结合型波动，大多数文献均结合蛛网模型进行分析，认为中国粮价表现为发散式蛛网模型，即供给弹性大于需求弹性。但对于供需弹性的估计存在明显的内生性问题，且多以定性分析为主，缺乏必要的定量分析。同时，对供需方程的设定未充分考虑假设前提，以及对供需方程的调整过程设定简单。这些问题为后续研究提供了空间，本研究实证分析中国粮食的供需弹性，得出中国粮食价格是否为发散型蛛网模型，进而探索中国粮价长期波动的问题。

2 理论框架

农产品市场通常被认为是完全竞争市场，而决定粮食市场价格的因素是极其复杂的，因此从众多因素中精简出需求、供给两个基本因素，在此基础上建立起粮食的均衡价格是由粮食市场的需求量和供给量相等时的价格水平所决定的经济模型。其中，粮食的需求量为粮食存量（粮食存量中并未包括粮食净进口量）和期末库存之差，假设对粮食需求起决定作用的主要是收入和价格。收入具有正向效应，而价格效应是负向的。粮食的供给方程以同样的价格变量、种粮成本以及天气冲击来解释同样的粮食均衡数量。价格影响为正，种粮成本为负，天气影响为负。尽管中国政府对粮食生产进行了宏观调控，主要实施了包括4 项补贴和价格支持两个方面的政策，假设市场经济影响粮食供给的因素同样也适用。

参照邹至庄和牛霖琳（2010）的方法，需求与供给方程见下式。

式中：q表示人均粮食消费量或人均粮食供给量，i表示实际人均可支配收入，p表示平均粮价，c表示种粮成本，s表示自然灾害率（主要是干旱）。

上述是两个结构性方程。对该结构性方程的内生变量q和p求解可得到两个简化方程。式（3）可以解释中国粮食价格在供给与需求作用下的变化。由于结构方程存在明显的联立性偏误，直接估计必然导致内生性问题。因此，对式（2）的估计采用两阶段最小二乘法。

以上需求与供给理论和粮食价格的决定理论都假设粮食市场总是处于均衡状态。一方面，假设允许价格存在局部调整过程，即实际价格p的变化只是由式（3）所决定的均衡价格与上一期实际价格的差值p- p的一部分。同时，允许对产出进行调整，根据nerlove（1958）的经典研究，农户会根据预期价格调整产出以对外部刺激作出反应。因此，农户主要基于上期预测的偏离程度来决定下一期的产量。另一方面，假设实际粮食供给水平存在局部调整过程，则实际产量的变化为均衡数量与上一期实际产量误差的一部分，经推导供给函数是适应性预期模型和局部调整模型的结合形式，且适应性预期过程和局部调整过程两者只有一个存在。

对于模型的选择主要依据残差项的构成不同，因为残差的真实分布及其性质是未知的。因此，通常的假定是残差为一阶自相关。如果残差为一阶自相关的假设成立，则意味着局部调整优于适应性预期模型。

参照邹至庄和牛霖琳（2010）的方法，对需求方程引入局部调整假设。在该假设下，消费量在一年当中的实际变化是其预期消费量与前一期消费量差额的一部分，这样就完善了供给和需求的研究。

3 经验模型与数据

3.1 计量模型

结合式（3），设定价格的计量模型如下。

式中：虚拟变量表示2004 年粮食最低收购价政策的实施。为时间趋势用以控制随时间变化的因素，包括经济改革、宏观经济环境的变化等。其余计量模型设定，参照上述理论分析和相应模型设定原则。

3.2 数据说明

本研究采用1994—2017 年的时间序列数据，分析粮食的供给与需求价格弹性。1994 年国务院《关于深化粮食购销体制改革的通知》要求，除任务内粮价由国家确定外，其余粮价随行就市，表明政府在一定程度上放开了对粮食价格的严格管控。到2004 年粮食政策进入全面转型阶段，国务院《关于进一步深化粮食流通体制改革的意见》明确要求，全面放开粮食购销价格和市场，充分发挥市场机制在配置粮食资源中的基础性作用，标志着粮食流通市场体制基本形成。因此，选取1994 年作为研究的起始点，2004 年作为粮食最低收购价政策实施的节点。

人均粮食产量、人均期末库存来自于国务院发展研究中心丛书《农业农村改革若干重大问题研究》，由此计算均衡数量。基于消费安全农户通常会进行粮食储备，这部分储备并未进入市场，应该从产量中剔除从而得到市场的供给量和需求量，即q。

粮食价格比较复杂，统计年鉴上包括3 种价格指数、两种绝对价格及粮食价格指数。学者根据研究角度的不同各有选择。根据经济学定义，均衡价格是市场上供给量与需求量相等、供给价格与需求价格相等时的价格。本研究选择《农业农村改革若干重大问题研究》中粮食价格指数作为均衡价格。同时，以1993 年为基期对该指数进行平减处理得到价格变量p。

收入数据采用的是全国人均可支配收入，来自《中国统计年鉴》。收入变量i根据上述收入数据除以CPI指数得到。种粮成本、使用物质与服务费用来自《全国农产品成本收益资料汇编》。成本变量c是上述费用进行平减以后得到。天气冲击等于干旱灾害成灾总面积除以种粮面积，数据来源于《中国农村统计年鉴》。CPI 指数来自于《中国统计年鉴》，计算了以1993 年为基期的指数用来进行平减处理。

4 估计结果与分析

首先根据计量模型估计价格，得到结果如下。

式中：括号中的数字是相对应系数的标准误差。

从标准误差看，都得到了相对为0 的误差，说明变量很好地解释了价格。模型整体的拟合优度达到了93%的解释力度，标准误也基本为0。其中，收入具有正效应，但系数几乎为0，说明收入并未影响价格，这有待讨论。天气冲击的影响为负，这也有悖理论。值得注意的是，这两个变量并不显著。其余变量的系数具有正确的正负方向，并且统计上显著。同时，可以看出粮食最低收购价政策确实推高了粮价。如果允许价格局部调整，估计得到了近乎相同的结果。所以，仍以上式的回归结果来解释粮价。局部调整的结果显示，收入的系数接近于0 以及统计上不显著，而成本的系数具有正的显著影响，这意味着粮食价格的上涨主要源于供给的作用，即成本上升所带来的结果。同时，粮食价格政策也推升了粮价。

利用两阶段最小二乘法估计粮食的供给方程，结果如下。

式中：=0.41，说明粮食数量的年度变化41%的方差可以由供给解释。由于供给量可能存在调整过程，因此这一结果具有一定的参考价值。在均值附近估计供给价格弹性，可以用p的系数469.506 乘以p的均值1.192 再除以因变量q的均值285.738，得到1.96。

允许数量调整效应，通过自相关检验得出残差都落在了置信区间内，说明并不存在一阶自相关问题。因此，选择适应性预期模型。得到适应性预期系数=0.279，将价格系数除以可以得到式（2）中的系数，即927.433。将系数转换为均值附近的弹性，计算得到的供给价格弹性为3.87，是长期弹性，而式（7）所得的1.96 是短期弹性。

参照上述估计需求的影响，得到粮食需求弹性为0.24。如果允许局部调整效应，得到调整后的粮食需求弹性为0.37。不论是否调整粮食需求弹性皆为正，这意味着粮价和消费量均上涨。可能的解释是，粮食价格政策和粮食功能的多样化。在政策方面，粮食最低收购价刚性上升从而推升了市场价格；在功能方面，饲料用粮、工业用粮和能源用粮日益增长。

通过供需分析，得出中国粮食的供给弹性估计值约为2.88，需求弹性估计值约为0.49。可以看出，粮价的上涨主要源于供给侧成本的上升以及粮食价格政策的助推。稳健性检验结果与上述结论基本一致，验证了分析结论较为稳定。

5 结论与启示

根据研究得出，中国粮食的供给弹性估计值约为2.88，需求弹性估计值约为0.49，验证了中国粮食价格为发散式蛛网模型。

粮食供给弹性远大于需求弹性，供给的大幅变化导致粮价均衡价格越来越偏离均衡点，进而造成了粮价的长期波动。粮价上涨的主要推手是成本上升和粮食最低收购价政策，即人工、化肥、种子等种粮成本大幅上升叠加粮食最低收购价政策，使国内粮价居高不下，造成国内、国际粮价倒挂。

5.1 精准施策，保障有效供给

加快推进农业供给侧结构性改革，推动藏粮于地、藏粮于技，稳定完善扶持粮食供给政策，保障粮食有效供给，健全产量调控机制，推动粮食产业链协同发展，推进农业由增产导向转向提质导向，稳定粮食市场。同时，在种粮成本大幅上升的情况下，进一步完善四项补贴政策，引导化肥、种子等种粮成本下行，扩大种粮盈利区间。

5.2 创新调控政策，构建新型农业补贴政策体系

按照“价补分离”的原则对稻谷小麦收储政策进行根本性改革，实施“生产者补贴+成本价托市收购”制度，减少对价格的直接干预，同时保证农民的基本收益。推进稻谷、小麦、玉米完全成本保险和收入保险试点，降低农民种粮风险。调整改进“黄箱”政策，扩大“绿箱”政策使用范围，充分发挥市场机制作用，灵活运用各种政策制度工具组合，加快构建新型农业补贴政策体系。

5.3 积极引导需求，推动多元发展

实施宽松的需求管理，增加对粮食深加工企业的补贴，鼓励支持粮食能源化企业的发展，推动普惠金融更多涉及粮食企业。加大金融力度支持粮食产业链发展，支持重点领域特色农产品期货期权品种上市，提高市场需求弹性，使发散式蛛网转为收敛式蛛网，稳定粮食价格。

5.4 加强调控能力建设，提升调控水平

利用大数据、云计算等技术，全面准确掌握市场行情，及时发布信息。建立粮食预测预警机制，及时发现苗头性、倾向性问题并有效解决。