影響糧食生產(chǎn)收益因素的分析

影響糧食生產(chǎn)收益因素的分析

一、調(diào)度變量與定量研究糧食安全與國(guó)家穩(wěn)定和社會(huì)發(fā)展有關(guān)。就如何確保國(guó)家糧食安全,眾多學(xué)者提出了許多頗有見(jiàn)地的主張,例如,利用國(guó)際糧食市場(chǎng)分擔(dān)糧食安全風(fēng)險(xiǎn);“藏糧于田”,加強(qiáng)糧食綜合生產(chǎn)能力建設(shè);建立糧食安全體系與糧食安全預(yù)警系統(tǒng)等。但是,這些主張談?wù)摳嗟氖羌Z食的生產(chǎn)環(huán)節(jié)和流通環(huán)節(jié),卻忽略了糧食生產(chǎn)主體的行為,即農(nóng)民是否有從事糧食生產(chǎn)的積極性。提高農(nóng)民的種糧積極性才是保證中國(guó)糧食安全的決定性因素(趙玻、辰馬信男,2005),而提高農(nóng)民的種糧積極性,關(guān)鍵在于提高糧食生產(chǎn)。提高糧食生產(chǎn),可以提高農(nóng)民的種糧收入,既可提高農(nóng)民的種糧積極性,確保糧食生產(chǎn)總量的增加,為中國(guó)糧食安全提供穩(wěn)定的基礎(chǔ);又可增加種糧農(nóng)民的可支配收入,擴(kuò)大種糧農(nóng)民的購(gòu)買(mǎi)力,拉動(dòng)內(nèi)需,促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。因此,分析糧食生產(chǎn)收益的影響因素,從中找出影響糧食生產(chǎn)收益的關(guān)鍵因素,具有重大的現(xiàn)實(shí)意義。近年來(lái),關(guān)于糧食生產(chǎn)收益問(wèn)題,有學(xué)者分析了生產(chǎn)資料價(jià)格對(duì)農(nóng)戶收入的影響,發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)資料價(jià)格對(duì)農(nóng)戶支出的影響呈擴(kuò)大的趨勢(shì)(陳漢圣、呂濤,1997)。大量有關(guān)糧食成本收益分析的文獻(xiàn)也表明,生產(chǎn)資料價(jià)格和勞動(dòng)力價(jià)格的不斷上漲是影響糧食生產(chǎn)收益的重要因素,降低糧食生產(chǎn)成本是增加農(nóng)民收入的重要途徑(劉志剛、呂杰,2006;柴斌鋒等,2007;蔣遠(yuǎn)勝等,2007;盧向虎等,2008;劉濱等,2009;王志剛等,2010),而降低生產(chǎn)成本的關(guān)鍵在于控制農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格過(guò)快上漲(王薇薇、王雅鵬,2008);有學(xué)者分析了農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格對(duì)農(nóng)民收入的影響,指出大多數(shù)農(nóng)民的收入對(duì)農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)反應(yīng)十分敏感(張冬平、劉旗,2002),農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲提高了農(nóng)民從事種植業(yè)的積極性(“農(nóng)村社區(qū)轉(zhuǎn)型與發(fā)展干預(yù)研究”課題組,2004);還有一部分學(xué)者分析了政策性成本對(duì)糧食生產(chǎn)收益的影響(例如劉愛(ài)民、徐麗明,2002),指出糧食直接補(bǔ)貼政策具有降低農(nóng)戶糧作經(jīng)營(yíng)制度成本、增加其制度收益的雙重功效(李鵬、譚向勇,2006;張建杰,2007;劉志國(guó)等,2009;翁貞林等,2010),但因直接補(bǔ)貼水平低或生產(chǎn)資料價(jià)格上漲等原因,其作用有限,農(nóng)戶年種糧收入增加的主要因素是畝產(chǎn)增加和糧食價(jià)格上升(馬彥麗、楊云,2005)。以上研究表明,糧食生產(chǎn)成本、糧食價(jià)格、糧食單產(chǎn)及政策性成本都對(duì)糧食生產(chǎn)收益產(chǎn)生影響。但是,因缺乏比較全面的定量研究,現(xiàn)有研究未能回答下述關(guān)鍵性問(wèn)題:在種糧成本、糧食價(jià)格、畝產(chǎn)及政策性成本這些因素中,到底哪個(gè)是影響糧食生產(chǎn)收益最為關(guān)鍵的因素,到底應(yīng)選取哪個(gè)作為突破口?即提高糧價(jià)、控制成本、提升單產(chǎn)和降低政策性成本(如加大直接補(bǔ)貼力度等)四者中,應(yīng)選取哪個(gè)作為提高糧食生產(chǎn)收益的關(guān)鍵手段?且上述研究均使用糧食生產(chǎn)成本收益的當(dāng)年價(jià)格數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)在年度之間缺乏可比性,使研究結(jié)論的可靠性欠佳。針對(duì)此種情形,彭克強(qiáng)(2009a;2009b)分別對(duì)糧食(稻谷、小麥、玉米)和玉米生產(chǎn)收益的影響因素進(jìn)行了分析,但因選取不同的物價(jià)平減指數(shù)而得出不一致的結(jié)論。這給筆者留下一個(gè)疑問(wèn):在分析糧食生產(chǎn)收益與其影響因素之間的關(guān)系時(shí),將糧食價(jià)格環(huán)比指數(shù)化(上年價(jià)格=100)能剔除物價(jià)變動(dòng)的影響嗎?以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格定基指數(shù)做平減處理之后的畝均物質(zhì)與服務(wù)費(fèi)是畝均實(shí)際物質(zhì)與服務(wù)費(fèi)嗎?筆者的理解是:環(huán)比指數(shù)化之后的價(jià)格并不是實(shí)際價(jià)格,在年度間依舊缺乏可比性;以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格定基指數(shù)做平減處理之后的畝均物質(zhì)與服務(wù)費(fèi)的變動(dòng)情況反映的是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料投入數(shù)量的變動(dòng)情況,除剔除了物價(jià)變動(dòng)的影響外,還剔除了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料實(shí)際價(jià)格的變動(dòng)情況;用農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格定基指數(shù)對(duì)價(jià)格、物質(zhì)與服務(wù)費(fèi)進(jìn)行平減處理之后的價(jià)格、物質(zhì)與服務(wù)費(fèi)才是實(shí)際價(jià)格和實(shí)際物質(zhì)與服務(wù)費(fèi),才具年度間的可比性。同時(shí)筆者認(rèn)為,提高糧食生產(chǎn)收益的突破口的選取應(yīng)同時(shí)考慮兩個(gè)方面:一是糧食生產(chǎn)收益應(yīng)對(duì)該因素的變動(dòng)十分敏感;二是該因素應(yīng)十分重要。前者涉及各因素對(duì)糧食生產(chǎn)收益的彈性問(wèn)題,后者則涉及各因素的收益貢獻(xiàn)率問(wèn)題,而已有研究均忽略了對(duì)各影響因素收益貢獻(xiàn)率的考察。因此,本文繼續(xù)以糧食生產(chǎn)收益的影響因素為研究對(duì)象,以農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)為物價(jià)平減指數(shù),以畝均實(shí)際凈收益為被解釋變量,以除去稅金之后的畝均實(shí)際物質(zhì)與服務(wù)費(fèi)、每50公斤糧食實(shí)際價(jià)格、單產(chǎn)及畝均實(shí)際政策性成本為解釋變量,從彈性和貢獻(xiàn)率兩個(gè)方面就各因素對(duì)糧食生產(chǎn)收益的影響進(jìn)行分析,據(jù)此判斷出影響糧食生產(chǎn)收益變動(dòng)的關(guān)鍵因素。二、數(shù)據(jù)、模型和變量(一)在中國(guó)目前推行糧食市場(chǎng)化改革的同時(shí),對(duì)糧食生產(chǎn)企業(yè)的影響作用沒(méi)有足夠認(rèn)識(shí)本文分析所選變量的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)直接源于2007年和2009年的《全國(guó)農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編》(1)以及《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2009》(2),相關(guān)變量數(shù)據(jù)的取樣時(shí)段為1990~2008年,這主要是因?yàn)楣P者除在2007年《全國(guó)農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編》中可以找到所選變量1978年、1985年和1988年三年的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)外,無(wú)法獲得相關(guān)變量1990年以前各年份的基礎(chǔ)數(shù)據(jù);同時(shí),至1990年糧食統(tǒng)購(gòu)制度基本解體,并逐漸開(kāi)始取消糧食統(tǒng)銷制度,在可預(yù)見(jiàn)的未來(lái),中國(guó)仍將繼續(xù)深化糧食市場(chǎng)化進(jìn)程,分析糧食市場(chǎng)化改革之后糧食生產(chǎn)與其各影響因素之間的關(guān)系所得的結(jié)論,對(duì)以后如何提高糧食生產(chǎn)收益更有現(xiàn)實(shí)的指導(dǎo)意義。因此,為使數(shù)據(jù)在年度間具有可比性,本文在對(duì)涉及物價(jià)因素的變量數(shù)據(jù)進(jìn)行平減時(shí),采用以1990年為基期的農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)來(lái)處理。(二)糧食生產(chǎn)收益影響因素的數(shù)學(xué)模型為便于估計(jì)各因素對(duì)糧食生產(chǎn)的影響及測(cè)度各因素對(duì)糧食生產(chǎn)的貢獻(xiàn)度,建立如下線性模型(1):(1)式中,j指第j種糧食,j=0,1,2,3,分別對(duì)應(yīng)三糧(2)、稻谷、玉米、小麥。PRt,j指第j種糧食于第t期的畝均凈收益,為《全國(guó)農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編》中第j種糧食的畝均凈利潤(rùn)加上相應(yīng)的畝均補(bǔ)貼收入、每畝家庭用工折價(jià)和自營(yíng)地折租,再減去畝均成本外支出。這樣做主要是因?yàn)槊慨€家庭用工折價(jià)和自營(yíng)地折租分別反映家庭勞動(dòng)用工和自營(yíng)地投入生產(chǎn)時(shí)的機(jī)會(huì)成本,并不影響種糧現(xiàn)實(shí)凈收益,但影響農(nóng)戶種糧積極性的高低和是否進(jìn)行糧食生產(chǎn)的決策行為。鑒于中國(guó)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力嚴(yán)重過(guò)剩、非農(nóng)就業(yè)形勢(shì)嚴(yán)峻及目前中國(guó)耕地使用權(quán)流轉(zhuǎn)市場(chǎng)仍未建立和完善起來(lái),家庭用工折價(jià)和自營(yíng)地折租帶有很大的虛擬性和主觀性,數(shù)據(jù)質(zhì)量不夠理想,因此,本文并不將家庭用工折價(jià)和自營(yíng)地折租作為現(xiàn)實(shí)成本,引入對(duì)種糧凈收益影響因素的分析中。PXt,j1指第j種糧食在第t時(shí)期的價(jià)格,為便于對(duì)該變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理,選取每50公斤主產(chǎn)品平均出售價(jià)格,用以反映第j種糧食價(jià)格對(duì)第j種糧食畝均凈收益的影響;PXt,j2指第j種糧食在第t期除去稅金之后的畝均物質(zhì)與服務(wù)費(fèi),因稅金代表種糧農(nóng)戶的一種政策性負(fù)擔(dān),記入政策性成本中,第j種糧食的畝均物質(zhì)與服務(wù)費(fèi)可從《全國(guó)農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編》中直接獲得,指在直接生產(chǎn)過(guò)程中消耗的各種農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的費(fèi)用、購(gòu)買(mǎi)各項(xiàng)服務(wù)的支出以及與生產(chǎn)相關(guān)的其他實(shí)物或現(xiàn)金支出,用以反映糧食生產(chǎn)成本對(duì)糧食生產(chǎn)的影響;Xt,j3指第j種糧食在第t期的每畝產(chǎn)量,用以反映糧食單產(chǎn)對(duì)糧食生產(chǎn)的影響;PXt,j4為第j種糧食在第t期的每畝政策性成本,為第j種糧食的每畝成本外支出加上每畝稅金再減去每畝補(bǔ)貼收入,用以反映市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下國(guó)家農(nóng)業(yè)政策的變化對(duì)種糧凈收益的影響;βj0為常數(shù)項(xiàng),βji(i=1,2,3,4)是參數(shù),反映糧食生產(chǎn)對(duì)平減后各影響因素變動(dòng)的敏感性程度;μj為隨機(jī)變量,表示糧食生產(chǎn)收益影響因素中的不可觀測(cè)或不可控因素;CPIt,1990=1表于以1990年為基期的第t期農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù);Rt,j、Xt,j1、Xt,j2和Xt,j4分別表示第j種糧食于第t期的畝均實(shí)際凈收益、實(shí)際價(jià)格、畝均實(shí)際物質(zhì)與服務(wù)費(fèi)和畝均實(shí)際政策性成本。三、示范分析(一)不穩(wěn)定序列的差分值ln表1提供了各變量水平值和一階差分值的單位根檢驗(yàn)結(jié)果,可以看出,總體上LnRj、LnXji、Xj4(j=0,1,2,3;i=1,2,3)均是非平穩(wěn)序列,但是,其中的LnX01、LnX13、LnX21是平穩(wěn)序列。各變量的一階差分值除稻谷的政策性成本變量的差分值DX14在10%的顯著性水平上才是平穩(wěn)的外,其余變量的一階差分值都在5%的顯著性水平上保持平穩(wěn),即變量LnRj、LnXji、Xj4(j=0,1,2,3;i=1,2,3)都服從一階單整,滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件,因而可以檢驗(yàn)糧食生產(chǎn)與其影響因素之間是否存在協(xié)整關(guān)系。(二)多乘子法分析系統(tǒng)中zyra模型協(xié)整檢驗(yàn)有Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和Engle-Granger兩步檢驗(yàn)這兩種基本方法。由于本文樣本容量較小,而Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法具有良好的小樣本性質(zhì),本文選取Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法來(lái)檢驗(yàn)各變量之間的協(xié)整關(guān)系。該法以VAR模型為基礎(chǔ),其最優(yōu)滯后階數(shù)比無(wú)約束VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)小1,根據(jù)似然比(LR)、最后預(yù)測(cè)誤差(FPE)、赤池信息標(biāo)準(zhǔn)(AIC)、施瓦茨信息標(biāo)準(zhǔn)(SIC)、漢南—奎因信息標(biāo)準(zhǔn)(HQ)五個(gè)指標(biāo),確定由變量LnRj、LnXji、Xj4(j=0,1,2,3;i=1,2,3)按三糧、稻谷、玉米和小麥構(gòu)成的四個(gè)無(wú)約束VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)都為2,由此可知,Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的最優(yōu)滯后階為1,檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。檢驗(yàn)結(jié)果表明,糧食生產(chǎn)與其影響因素之間確實(shí)存在穩(wěn)定的長(zhǎng)期均衡關(guān)系,且至少具有一個(gè)協(xié)整方程,因此,對(duì)(2)式的回歸非偽回歸。(三)lnxj2內(nèi)生性估計(jì)模型考慮到畝均實(shí)際物質(zhì)與服務(wù)費(fèi)(Xj2)在影響畝均實(shí)際凈收益(Rj)的同時(shí),也可能受畝均實(shí)際凈收益的影響,從而使得LnXj2這一變量為一內(nèi)生解釋變量,有必要對(duì)其進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。當(dāng)LnXj2確實(shí)為一內(nèi)生解釋變量時(shí),若直接用OLS法對(duì)(2)式進(jìn)行回歸,會(huì)造成擬合優(yōu)度檢驗(yàn)失準(zhǔn)、F檢驗(yàn)失效、t檢驗(yàn)失去意義。因此,在對(duì)(2)式進(jìn)行回歸之前,有必要先就變量LnXj2的內(nèi)生性問(wèn)題做一判斷,進(jìn)而運(yùn)用相應(yīng)的方法進(jìn)行估計(jì)。為判斷變量LnXj2的內(nèi)生性,根據(jù)Hausman(1978)的建議,本文通過(guò)估計(jì)下述兩模型來(lái)實(shí)現(xiàn):(3)式、(4)式中,j指第j種糧食,j=0,1,2,3,分別對(duì)應(yīng)三糧、稻谷、玉米、小麥;Rt,j、Xt,j1、Xt,j2、Xt,j3、Xt,j4分別對(duì)應(yīng)第j種糧食的畝均實(shí)際凈收益、實(shí)際價(jià)格、畝均實(shí)際物質(zhì)與服務(wù)費(fèi)、單產(chǎn)、畝均實(shí)際政策性成本,Xt-,1j2為滯后一期的畝均實(shí)際物質(zhì)與服務(wù)費(fèi);δ,1j、πk,j、γk,j(k=0,1,2,3,4)為參數(shù),υt,j、ψt,j為誤差項(xiàng),為誤差項(xiàng)υt,j的估計(jì)值。若發(fā)現(xiàn)(4)式中的回歸系數(shù)δ,1j通不過(guò)顯著性檢驗(yàn),則(2)式中的畝均實(shí)際物質(zhì)與服務(wù)費(fèi)變量(LnXj2)為非內(nèi)生解釋變量。表3給出了(3)式、(4)式的估計(jì)結(jié)果,結(jié)果顯示,誤差項(xiàng)υt,j的估計(jì)值的回歸系數(shù)均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn),即接受(4)式中δ,1j=0的原假設(shè),據(jù)此判斷變量LnXj2非內(nèi)生解釋變量,可用OLS法直接對(duì)(2)式進(jìn)行估計(jì)。(四)異方差和自相關(guān)檢驗(yàn)利用OLS法對(duì)(2)式進(jìn)行估計(jì),結(jié)果見(jiàn)表4,其中,模型一、模型二分別表示經(jīng)自相關(guān)、異方差等相關(guān)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)和修正前后的估計(jì)結(jié)果?？梢钥闯?經(jīng)計(jì)量修正后,調(diào)整后的R2分別高達(dá)0.9888、0.9898、0.9547和0.9771,且各模型自變量都在1%的水平上達(dá)到顯著。同時(shí),考慮到所用樣本資料是時(shí)間序列數(shù)據(jù),對(duì)修正后的估計(jì)模型用ARCH(Auto-RegressiveConditionalHeteroskedasticity)和B-G(Breusch-GodfreySerialCorrelationLMTest)方法分別進(jìn)行異方差和自相關(guān)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),不存在異方差和自相關(guān)(可參見(jiàn)表4中的D-W值)。因此,修正后的模型整體效果良好,可用于進(jìn)一步的討論和分析。通過(guò)對(duì)稻谷、玉米和小麥方程的回歸系數(shù)進(jìn)行比較發(fā)現(xiàn),在實(shí)際價(jià)格、畝均實(shí)際物質(zhì)與服務(wù)費(fèi)、單產(chǎn)和畝均實(shí)際政策性成本這四個(gè)影響因素中,糧食生產(chǎn)收益對(duì)實(shí)際價(jià)格的變動(dòng)尤為敏感,其后依次排列為:畝均實(shí)際物質(zhì)與服務(wù)費(fèi)、單產(chǎn)和畝均實(shí)際政策性成本。估計(jì)結(jié)果顯示,在其他影響因素不變的情況下,實(shí)際價(jià)格每提高1%,稻谷、玉米和小麥的畝均實(shí)際凈收益將分別平均提高1.8920%、1.8472%和2.7494%;畝均實(shí)際物質(zhì)與服務(wù)費(fèi)每降低1%,將使得稻谷、玉米和小麥的畝均實(shí)際凈收益分別平均提高1.0727%、1.1451%和1.8923%;單產(chǎn)每提升1%,稻谷、玉米和小麥的畝均實(shí)際凈收益將分別平均提高0.5891%、0.6507%和1.6771%;而畝均實(shí)際政策性成本每減少1元,稻谷、玉米和小麥的畝均實(shí)際凈收益將分別平均提高0.0078%、0.0135%和0.0199%,其作用非常有限,這與已有研究結(jié)論相吻合(例如劉克春,2010;余建斌、韓瑞宏,2010)。因此,本文從彈性分析視角得出結(jié)論:為提高糧食生產(chǎn)收益,在提高糧價(jià)、控制成本、提升單產(chǎn)和降低政策性成本這四個(gè)手段中,以提高糧價(jià)最為有效,其后依次為控制成本、提升單產(chǎn)和降低政策性成本(例如加大糧食直接補(bǔ)貼力度等)。就三種糧食整體情況而言,所得結(jié)論也完全一致。至此,本文分析了各影響因素對(duì)糧食生產(chǎn)收益的彈性問(wèn)題,下文擬對(duì)各影響因素的收益貢獻(xiàn)率問(wèn)題做進(jìn)一步探討。四、貢獻(xiàn)率評(píng)價(jià)與分析(一)第j種糧食生產(chǎn)收益的影響因素及貢獻(xiàn)率記(2)式的最終估計(jì)結(jié)果為:對(duì)(5)式進(jìn)行全微分處理,有:(5)式和(6)式中,系數(shù)反映第j種糧食的生產(chǎn)凈收益對(duì)因素i變動(dòng)的敏感性程度;rt,j為第j種糧食畝均實(shí)際凈收益估計(jì)值于第t期的變動(dòng)率,rt,ji為第j種糧食生產(chǎn)收益的影響因素i在第t期的變動(dòng)率;若(j=0,1,2,3;i=1,2,3,4),則yji即為因素i對(duì)第j種糧食凈收益變動(dòng)的貢獻(xiàn)率,反映因素i在影響第j種糧食凈收益的各種因素中的相對(duì)重要程度,yji越大,則因素i在影響第j種糧食凈收益的各種因素中越重要。問(wèn)題是,回歸結(jié)果(5)式中的不全為非負(fù),為測(cè)量各因素之間的相對(duì)重要性,記第j種糧食畝均實(shí)際凈收益影響因素變化量的絕對(duì)值之和為yt,j,則有:此時(shí),zt,ji即為因素i對(duì)第j種糧食凈收益變動(dòng)的貢獻(xiàn)率,zt,ji越大,因素i在影響第j種糧食凈收益變動(dòng)的各種因素中越重要。據(jù)(7)式的貢獻(xiàn)率測(cè)算結(jié)果見(jiàn)表5。(二)結(jié)果分析1.實(shí)際價(jià)格貢獻(xiàn)率高,其他影響因素較多。在相關(guān)通過(guò)對(duì)糧食生產(chǎn)收益影響因素貢獻(xiàn)率的比較分析發(fā)現(xiàn),1991~2008年間,在糧食生產(chǎn)的影響因素中,以糧食實(shí)際價(jià)格的影響程度最大。稻谷、玉米、小麥實(shí)際價(jià)格的平均貢獻(xiàn)率分別為62.33%、65.90%、42.64%;就三糧整體情況而言,實(shí)際價(jià)格的平均貢獻(xiàn)率更是高達(dá)71.27%,遠(yuǎn)高于其他影響因素對(duì)糧食生產(chǎn)變動(dòng)的貢獻(xiàn)率。近年來(lái),在稻谷、小麥生產(chǎn)收益變動(dòng)中,實(shí)際價(jià)格的貢獻(xiàn)率呈下降的趨勢(shì),主要原因是源于對(duì)國(guó)家糧食安全的擔(dān)心,中國(guó)長(zhǎng)期實(shí)行高產(chǎn)戰(zhàn)略,將人們的糧食消費(fèi)視為一種生存需要,對(duì)單產(chǎn)的關(guān)注勝于對(duì)糧食品質(zhì)的關(guān)注,使得市場(chǎng)上糧食供過(guò)于求,糧食滯銷,價(jià)格下降。為提高農(nóng)戶的種糧積極性,政府多次提高糧食收購(gòu)價(jià)格,但受限于國(guó)際糧食價(jià)格,稻谷、小麥價(jià)格提高的幅度有限。而隨著玉米能源化進(jìn)程的加速,國(guó)際市場(chǎng)玉米價(jià)格大幅度上漲,玉米實(shí)際價(jià)格對(duì)玉米生產(chǎn)收益變動(dòng)收益的貢獻(xiàn)率呈上升的趨勢(shì),其平均貢獻(xiàn)率從1996~2000年間的58.93%上升到2006~2008年間的69.80%。2.物質(zhì)與服務(wù)的平均貢獻(xiàn)率為5.8%,但以價(jià)格變動(dòng)為表5表明,1991~2008年間,稻谷、玉米、小麥生產(chǎn)物質(zhì)與服務(wù)費(fèi)對(duì)各自生產(chǎn)收益變動(dòng)的平均貢獻(xiàn)率分別為27.76%、18.46%、25.59%。就三糧整體而言,畝均實(shí)際物質(zhì)與服務(wù)費(fèi)的平均貢獻(xiàn)率為20.08%,僅次于實(shí)際價(jià)格變動(dòng)對(duì)糧食生產(chǎn)變動(dòng)的影響。近年來(lái),物質(zhì)與服務(wù)費(fèi)的平均貢獻(xiàn)率基本呈上升的趨勢(shì),以在稻谷收益方面尤為明顯,平均貢獻(xiàn)率從2001~2005年間的19.22%迅速上升到2006~2008年間的50.44%,這主要?dú)w于自2004年以來(lái)一系列惠農(nóng)政策的出臺(tái)?；蒉r(nóng)政策的實(shí)施提高了農(nóng)戶的種糧積極性,增加了農(nóng)戶對(duì)農(nóng)藥、化肥等生產(chǎn)資料的需求,使得畝均實(shí)際物質(zhì)與服務(wù)費(fèi)對(duì)稻谷生產(chǎn)收益的貢獻(xiàn)率自2004年以來(lái)一直呈上升的趨勢(shì),從2004年的18.71%,先上升到2006年的40.86%,再上升到2008年的59.70%。3.平均貢獻(xiàn)率作為糧食生產(chǎn)收益的影響因素,單產(chǎn)和畝均實(shí)際政策性成本