刻105年第3期统计研究No. 3剑10524 Sta岱回国ealRω幽rch中国粮食生产的价格作用机制分析雷钦礼ABSTRACT 咄ispaper explore日boththe theoretical and empirical function of prices upon grain production in China. Because farms ma且imizetheir gains from grain production. the price of grain and the price of agricultural product˝on means w ll affect grain production. Through theoretical and empirical analyses. we found that the series of yield of伊现 areas of廖租 index of grain and price index of agricultural production means are cointegrated . The action of price expectation a160自howslag cointegration and contemporaneous cointegr百tionamong these series. 关键词:粮食生产;价格作用机制;同期协和;滞后协和;误辑修正模型越强。实际上，经过二十多年的改革开放，中国的农业生、~I宫产基本上已经完全市场化了，农民生产什么和生产多少对于粮食生产的研究，文献中通常都是从生产函数已经基本上觉全由农民根据市场的状况自主决定，因此出发进行的。鼠然生产函数测度了粮食生产中婆家投入分析研究市场价格对粮食生产的作用机制，对于把握中和产出间的技术关系，但是它并不能说明农民为什么有国粮食生产的供给状况无疑具有蓝主要的意义。本文将根时对粮食生产的积极性很高，投入较多;有时却积极性较据中国改革开放以来粮食生产的统计数据和粮食价格及低，投入较少;从而导致粮食产出最的波动起伏。在市场农业生产资料价格数据，运用现代统计模型方法建立中经济条件下，农民生产什么和生产多少都取决于是否能国的粮食生产价格作用机制模型，从而为分析中国的粮够获援和所能获取收益的高低，因此农民对粮食生产的食供给状况提供一个有效的工具。积极性的高低和投入的多少也就取决于进行粮食生产所二、经济理论模型的构建能获得收益的大小。由经济学的基本原现可知，生产的收益等于所依产产品的销售收入减去生产的成本耗费，众所周知，始于20世纪70年代末80年代初的中国农村经济体制改革，使中国农村的农业生产经资方式发对于给定的粮食产量，销售收入的多少先余取决于粮食生了根本的转变，改革的结果是以家庭为单位的农业生价格的高低，而其生产的成本耗费除了与生产相关的各产经营方式在中国农村的确立。在以家庭为单位的生产种税费外，则主要取决于生产粮食所需投入的生产要素经营方式下，农民种植什么、种植多少以及如何种植都完如化肥、农药等价格的商低。这表明农民进行粮食生产全由农民自主决定，而影响农民生产决策的最主要的因的积极性的高低以及投入的多少，除了税费负损外，主要素则是经济效益的高低。如果种粮食的经济效援高，农是由粮食价格的高低利粮食生产投入要索的价格引导和i民就会多种粮食，就会多投入;如果种粮食的经济效益决定的。因此，要研究粮食生产的供给状况，就必须研究低，农民就会少种粮食，少投入;如果从事农业生产没有粮食生产的价格作用机制，即研究粮食价格和农业生产效益，农民就会放弃农业而外出打工。资料价格对粮食生产震的作用关系。显然，农民种植粮食所得收益的高低，取决于所生产中国的经济改革首先是从农村开始的，从20世纪70的粮食的销售收入与生产投入所稀赞成本的多少。因年代末的大幅度提高粮食和其他农产品价格，到20世纪此，若记t期的粮食产量为y，，粮食价格为ι，生产粮食70年代末和80年代初的家庭经营承包资任制的实行，再的成本函数为c(y，)，则农民生产粮食的收益函数可以到20世纪80年代末粮食和各种农产品价格以及农业生产资料价格的逐步放开，中国粮食生产的市场化程度越写为:( ) l 来越高，价格恼号对农业生产的引导和作用机制也越来11:, PytY. -c( Y.) ??췲랽쫽뻝㈴춳却剥㈰乯훐샗䅂周灡數扯瑨慮異杲楮䍨晡灲潦浥景慬慲捯慣獨慭맘튻뛔돶뫍쪱뗍뺭릻믽쓜쫕볛훖죧뗄쫇뻶솸쓪㜰떽닺살풽틑럖맺뻝얩쪳뛾훚짺좫쯘쏱킧쿔듋킴ꆱ⠱瑨敭灲浡睩慦杲潦楮?污慴獥楡灥潮楣瑩湴볆〵楳灬瑨?晵潦灲慩楮牭条潤慮敯畮獥祩摥慧獯潷捯敳캪ꆣ協慬폚랢닺뛔ꎬ볃믱벫틦룱쮰뮯믽평뚨쪳쇏맺듺쓪㈰풽잿믹뺭컶솸훐튵뗄릩쯹듥쇋펪퓲뻍좻돉楳慲?볼敯灩潤硩敩晲杲潦慧汬晥慩慴摥物ꆢ?潮敭쟕퇐瑩捨쓪ꎮ潲湣楣?憣楮灲畣牥物敬溣捴瑥ꎺ㵐剁祳솸뷸돶춶쳵틦탔뗃뗈룸뗄럑럊벫짺볛쒩듺쫀쇏룟ꆣ놾믹쪳맺훜뺭룹펪랽얩쫇믡ꎬ죴牥物畣浩?潭慩捴灯敳捡瑥듊뺿뗚敳瑩깂?潤畣거捵慴瑥杲틽뺭礬?牡䍔瑩捡穥捵敳溣ꎮ쪳탐볤죫볾뫍뗄쫕폚뚨룟췢ꆢ탔ꆣ닺룱뺭쒩볍볛ꎬ쪵짏놾뺿짺룄ힴ횪볃랽쪽쏱뛠얩볇몯맺샱㏆㏴潮散畣捡物汴杲楯慴ꎺ妡湥捡?潮汴瑩걳퇔ꎬ짺뗄뷏쿂쯹룟틦뗍얩볛틲뛔볃듳뫍㠰룱볊틑짏쫐닺룯뿶쳥쪽ퟔ훖뻍쏱쿺瓆쫽?慵瑩捥畲慴潵楯ꏒ慴솸?畲潷睥닺ꆣ벼짙ꎬ쓜뗍뗄짺솸퓲튩룟룱듋볛룄럹㠰쓪짏뺭췪뎡뾪쇏쳡쪼훆퓚훷킧믡뻍훖쫛?캪?獥潮慬楯샭뭣慬?敤쪳ꎬ?뗄쯤쫵ꎻ얩믱뫍듳닺뛸훷뗈뗍룱룯뛈쓪듺훰탅췪좫볛릩럅폚룄뇤훐뻶틦짙믡횲쫕쓁挨⡙솸ꎮ싛瑨ꎮ짺ꆣ퇐좻맘믽듓쏱좡춶킡닺웤튪볛틔룟ퟷ쫗쳡듺쒩늽뫅뺭좫평룱룸튻㈰룯ꎬ맺뚨뗄훖럅솸죫룊帩?周쒣닺뺿짺쾵벫뛸쫕죫ꆣ욷솿좡룱벰뗍퇐폃쿈룟돵솸럅뛔맽쫐얩ힴ살쫽ퟷ룶쫀ꎬ룄훖뻍웺쪳폫뎲牯ꎬ닺탔떼틦뗄평뻶춶뫍뺿믺솿쫇솸쪳뾪얩뛾뎡쏱뿶뻝폃폐탍볍쪹룯듥횲뛸뗍믡쯹짺贈퓲?ꎻ쪳컄몯떫뫜훂쪲뗄뛠뺭쿺폚룟죫솸훆듓쪳볒뫍ꎬ튵쪮뮯룹컞믺킧㜰훐펰ꆣ뗃닺뿎얩畧볛쿗쫽쫇룟솸쎴짙볃쫛돉짺뗍뗄쪳ꎬퟷ얩뫍춥룷훐뛠쇋뻝틉퓋훆쓪맺뷡좷쿬죧춶뛸쫕꩙쏱룱?릹훐닢쯼ꎬ쪳뫍뗍튲톧쫕놾닺ꆣ뛠짺벴폃듥웤뺭훖맺쓪쫐뻟쒣릤듺얩맻솢ꆢ죫춶췢틦짺ퟷ붨춨뛈늢춶닺짺ꎬ뻍뗄죫뫄솸헢짙퇐맘뾪쯻펪얩뎡폐쿖탍뻟쒩듥쫇ꆣ훖쏱ꎻ돶쯹폃뎣쇋늻죫돶닺틲좡믹복뗄럑쪳뇭ꎬ춶뺿쾵쪼얩돐틽룄쏱ퟷ훘춳듺ꆣ㠰틔퓚횲짺솸죧ꎻ듲룟뫄믺뚼솸쓜뷏솿뛠듋뻶놾좥돽쯹쏷죫릩ꆣ뗄닺냼욷짺떼룯ힴ폃튪볆춳듓쓪얩볒틔쪳맻죧릤뗍럑닺훆쫇쪳쮵뛠뗄짙얩폚풭짺쇋탨튪룸ꎬ욷퓰볛뫍뾪뿶믺쫽볆뛸듺튵춥볒뻶훖맻ꆣ돉듓짺쏷늨뚼쏱뷸샭닺췪폫춶쮰쯘ힴ볛죎룱뗄ퟷ럅쪲ퟔ훆틢뻝쒣캪돵춥틔닟뺭솸좡놾쫕ꎻ짺닺얩폐뚯좡뛔탐뿉뗄좫죫뷸럑뿶룱㈰훆틔쫐폃ꎬ쎴훷틥뫍탍럖떥캪벰볃쪳쫂뻶틦춬뗄닺훐쏱쪱웰뻶솸횪돉좡탐뢺볛ꎬ뫍쫀벰뎡믺뛔ꆣ랽컶뺭캻떥죧ퟮ킧얩폚뛠傡몯웚몯튪캪좴럼폚쪳ꎬ놾뻶쿠짺솸떣룱뻍얩볍떽쪵뮯훆맺뚨램훐펪뗄캻뫎훷틦뺭튵쯹짙ꎣ쫽킭쫽쯘쪲믽ꆣ쫇짺뫄폚맘닺쪳췢틽뇘튵㜰㈰탐돌튲뗄ꎬ냑컄볛붨맺랽얩훖튪룟볃곉뿉뫍볛춶쎴벫퓚럱닺럑솸뗄튪짺ꎬ떼탫쫀뛈풽얩뛠틲컕붫룱솢쪽튵횲킧者틔ꎻ죫폐탔쫐쓜뗄쯹ꎬ쪳룷쯘닺훷뫍퇐볍퓙풽살튵짙듋훐룹벰솸랢짺뚼틲얩틦쎻贈훍뷏뎡튪뺿짺췪폐룊?룱뫳킭뫍ퟷꎻ컳닮폃탞헽쒣믺탍훆럖컶
'钦礼:中国粮食~产的价格作用机制分析25 其中粮食生产成本踊数c仆，)由粮食生产中生产资料投产资料价格提高则会导敖粮食产最下降。因此，方稳式入的费用和各种税费构成。为了简便，假设粮食生产中(8)和(9)给出了粮食生产的价格作用机制模型。所需投入的生产资料只有一种，或者是一种综合生产资二、实证模型的估计与检验料，记这种综合生产资料的价格为P..，生产数量y，的粮为了对中阂粮食生产的价格作用机制进行实证分食所需要的生产资料投入数量为后.(y，).并假设粮食生产析，可以收集中国的粮食产量、粮食播种副积、粮食价格、的税费负担与粮食生产的总收入成比例，则此成本函数农业生产资料价格、粮食生产综合技术水平以及粮食生可以写为:产的税费负担的统计数据，然后对方程式(9)进行估计与c (y,) = P..X, (y,) + $, (p"y, ) (2) 检验分析。然而，现有的统计数据中并没有关于各年粮式中$，为粮食生产的税费负担率。生产中的投入与产出食生产综合技术水平的测度指标数据和农民种槌粮食的的关系可以用生产函数来描述，假设粮食生产的生产函税费负担数据，所以要进行实证分析就还必须对此进行数是柯布，道格拉斯型的，则有粮食生产函数为:适当的处理。为r能够进行统计实证分析，我们假定农y, A，z:~ (3) 民每年的粮食生产税费负担率相间，即S，::: S 是一个常式中A.为t朔的粮食生产综合技术水平，Z.为粮食种椒数，并采用文献中通用的处理技术变化的方法，假定粮食面积，α为土地投入的粮食产出弹性，ß为农业生产资料生产的综合技术变化率是一个常数。按照这种处理方投入的粮食产出弹性，有0<α<1，0<卢<1。法，粮食生产的综合技术水平A，就可以写为:农民选择生产多少粮食，取决于生产多少粮食可以( 、‘，，，I AV A, Ae" 使他的收放最大，所以生产多少粮食的决策就可以在生在此假设之下，方程式(9)就化为:产函数式(3)的约束下，囱收益函数式(1)的最大化而做出。显然，这是一个条件极债问题，使用拉格朗日乘子).，logy，二百logA[ (1 -5) ] +卢+.~logz， + " . 1 -卢可以将此条件极值问题化为元条件极值问题。将式(2)代人式(1).并使用拉格朗日乘子).，可得农民进行粮食生ιFlogp"-rf》肌(11) 产的目标函数为:估计方模式(11)所能耍的统计数据都可以在现有的统计πs口p"y，-P..X, -s, (p"y, )叩).(~~由y，)(4) 指标体系中取得，所以此式可以1î接用于统计实证模型由函数求极值的原理可知，使该目标函数最大化的…阶分析。条件为:由中国统计年攘，我们取得了1978年到2∞2年中国的粮食产锺(万吨)年度数据序列和粮食播种丽狈(万公(5) ::: p"ωs，p" + 0 顷)年度数据序列、1978年到1997年的商事5年度粮食收购价格指数序列和1佣4年到2(附2年的环比年度粮食零售2upu什阳，z~.1,-1 0 (6) 价格指数序列、以及1978年到1997年的定基年度农村工去A，z;x~-y, 0 (7) 业品零售价格指数序列和1994年到2002年的环比年度农业生产资料价格指数序列。由于在这些年份之中价格从式(5)解I:f:l).，代人式(6)，然后由式(6)解出叭，代人式指数编制种类的调攘，使得一些价格指数序列不完攘，为(7) ，则可以得到粮食产量y，的表达式为:了得到模型估计需要的完整的价格指数序列，找们将((1 s.)阳，归"\向y，口A，z;I ,. "’’: ,......1/’" I (8) 1978年到1993年的粮食收购价格序列与1994年到2002飞P.. 年的粮食零售价格指数序列链接，组成了粮食价格定基将式(8)的两边取对数，则得:指数序列，又将1978年到1993年的农村工业品零售价格logy，…logß(1盼儿)+-LlogA+-L指数序列与1994年到2∞2年的农业生产资料价格指数 ’."I"" "". 1 - ’."’" . 1 - 序列链接，组成丁农业生产资料价格定基指数序列。然¯logp" -¯logp" (9) 1伽卢.，/''' ’."/’ 后再从2ω3年国民经济和社会发展统计公报中取得2ω3由方程式(8)和(9)可以看出，粮食产量队的多少除年的粮食产最、粮食播种面积数据和粮食零售价格指数了取决于当时的粮食生产技术水平A，和粮食种植面积即以及农业生产资料价格指数(用工业品出厂价格指数代耕地的多少z，以及种植粮食的税费负担5，以外，还烹主要替)数据，这样我们就有了估计方程式(11)所需要的1978决定于粮食价格岛和农业生产资料价格p"，的高低。在年到2003年共26个年份的粮食产量序列、粮食播种面积方程式(9)巾，logy"的系数大于0，而logp捕的系数小于0，序列、粮食价格指数序列以及农业生产资料价格指数序这表明粮食价格的提高将促使粮食产量增加，而农业生列。这四个序列的对数时序因如阁l所示，其中Iy，为各??췲랽쫽뻝샗㈵웤죫쯹쇏쪳뗄뿉挨⠲쪽쫽妡⠳쏦춶얩뇣닺돶듺ꎬ⠴평쳵?⠵⠶쫰⠷듓ꆱ⠸붫没퇉⠹쇋룻뻶랽헢죽캪컶볬쮰쫊쏱짺램䆡⠱퓚汯昴뿚쓏맀횸럖쟪볛튵ㄹ쓪탲뫳틔쳦쇐ꌽ쟕틔?〩ㄩ훐뗄탨ꎬ쯹쮰妡맘쫇믽죫쏱쯻몯ꆣ볾쪽⦣랽좡뗘뚨돌뇭⦺쇋튵퇩짺럑떱쎿닺듋볆뇪컶솸⧄룱욷쫽뗃㜸쇐퓙벰⧊떽ꌽ犡ꆢ䅥샱킴솸럑춶볇탨ꌩ玡쾵뿂ꎬ뗄톡쫽쿔붫쪽쒿캪㷒㵁⠵곔⠸돌뻶폚쏷쇏촨뛔뿉짺쮰럖닺뢺쓪늢볙랽쳥ꆣ맺쪳횸쇣뇠떽탲솴듓얩ﶾ㈰ꆢ헢?䆡ꌽꎺ캪ꏅ汯쪵杹쓢쪳폃죫헢튪뢺㵰ꏎ뿉늼懎솸퓱쫕쪽좻듋⠱뇪쟳ꎺ⦽⦵폚뛠⠹볛㤩훐틔닺럑컶ퟛ떣뒦뗄닉짨돌쾵춳죊쫽쫛훆쒣떽쇐뷓㈰튵?〳쯄훐ꎺꍺ炡횤짺뫍뗄훖떣ⱡ꫁틔ꎮꪡ쪳틦⠳ꎬ쳵⦣몯벫瀢뭐ⱺ짒쓁⠸떱짙⧖룱룸쫕뢺ꆣ뫏쫽샭솸폃횮쪽훐볆솿ﶾ탲볛탍ㄹ쇣폫〳닺곕쓪룶맺ꎺꎶ닺룷짺ퟛ폫碡룊폃뗀껆솵ퟮ⦵헢볾겲쫽횵풵붱⦺쪱컥볛킣쳡돶벯쇏떣좻벼뻝ꆣ쪳컄쿂⠱좡쓪⣍?쇐룱샠맀㤳쫛폖ㄹퟩ솿릲탲솸뼽杰쒣㥐⣗?戮쪳돉훖닺뫏솸ꌨ짺룱??돶뛠듳쓔쫇벫ꋊ캪뗄뷐ꆣꎺꎬ쎵?촨틔걬룟쇋훐볛뛸쫵쿗ㄩ뗃본뫍ꆢ횸볆쓪붫㤴맺硫㈶쇐탍짺뭰놾쮰쪳妡者닺삭쓁뛈떯짙ꎬ볊튻횵맓ꎺ풭듺뷁ꆶ㤩솸벰傡潧뗄퓲맺룱춳쮮쯹쇋훐뇤ퟛ랽혩킡ㄹ틔쫽뗷탨쓪쏱쇏틃룶횸닺쓏뗄㷄烒몯럑쇏짺ꌩ蝹쮹룊탔솸쯹룶컊쏀ꆣ샭컷튻죣죫퓊뿉쪳훖ꎺ禡쳡믡ꆢ볆쿖욽틔쓜쮰춨뮯뫏돌탨컒쓪ꈱ㤴벰탲횸헻튪㜸떽얩뺭볛잾쫽뛔릾뗄쫽릹횻춶닺⭳쓋탍돉쓁ꎬ쪳틔슣쳵쳢궸뿉쪽뎲ﶣ짺횲췅ꎵ룟떼맀뗄솸폐튪릻럑폃싊벼쏇뛈㤷쓪ㄹ쇐㈰튵볃능룱췓럝탲볛挨돉폐쇏죫뗄ꆣ낷살者룊ꎬ짺곓볾뮯횪⭨䆴㿟⠶贈곔뾴닺솸꧒쓏붫훂볛쪳뻝닢뷸뢺쫇쫵⠹듋좡쫽㣄떽㜸뫍탲쪹췪쫕〲훖횸탁쇐쪱룱ꎻ泟볆켱믄꿊妡ꆣ튻뗄쫽ퟜ⡐톸쏨ꎬ𧻓뎲〼좡닺짊벫캪쫈⦣뽙돶벼쪳뗉뗊듙솸룱짺춳뛈탐떣뒦쮮⦾쪽뗃뻝㈰쓪ㄹ쇐헻릺짧쏦쮹틔탲ퟷ튻폫폃ꌩ캪훖볛솿쫕礪몵쫶퓲?荒佴뻶뛠헒횵컞햳쪹ꆡ뤽곈ꆣ쎣ꎬ쫵뗄者ﶴ쪳ퟷ닺좻볆횸쪵춳싊샭룶욽춻뿉쇋탲봱〲떽㤴튻솴㤳믡믽⣓삼벰춼☨믺쓏볬ꆣ켱평쇋ꎬ룱캪죫妡ꏂ폐쾼㰱폚짙컊쳵쯗룃뮺뗄?솸쮮쮰𧻓닺폃ꆢퟛ뫳쫽뇪횤볆쿠벼뎣䆡꿎틔ㄹ쇐㤹쓪킩볛뷓얩쇏랢쎹욷죧씩훆炡솸볲믲캪퓺돉ꌩ쪡볙볊꿐ꎬ짺꿊쳢볾퍁쒿ꍺ?뇭쪳욽럑쫁?솿ퟷ믺뫏뛔뻝쫽럖쪵춬쫵ꎾꪣ횱㜸뫍㟄뗄㤷떽폚볛룱탲튵햹ꓒ붳춼퇩럖ꏖ쪳뇣헟傡⡙뇈ꏉ짨풣〼닺ꎬ벫뇪짊듯䆡뢺쾼쿂폃훆벼랽훐뻝컶횤뇤ꆣ춿?뚼뷓쓪솸뮷㈰퓚룱횸쇐ퟩ얩짺춳뫍뗆쳊탲㇋컶汯杁〹짺ꎬ쫇ꎣꆣ샽者솸껆겿뿚뛠뗄봨쪹횵뿉몯뿳쪽솿ꎺ떣?뛸붵믺뷸능쫵돌늢뫍뻍럖벴뮯내짒폃떽쪳쒶뇈〲헢횸쫽폫돉듥닺뚨볆랳쇐流쿲닺볙튻곉⦣ꎬ𥳐쪳붣?㰱짙뻶ㄩ폃컊뗃쫽㘩캪妡췁玡汯퓶ꆣ훆탐훖쮮쪽쎻얩뮹컶뗄헕퓐틔폚㈰능ꢻ쓪뚨킩탲ㄹ쇋릤믹릫ㄱꆢ뺣훐짨훖者겲퓲킵짺몯곃ꆣ솸닟뗄삭쳢얩ퟮꆫ뷢ꎺ⤫架ꎵ룊ꏒ杰볓틲쒣쪵쏦욽⠹폐쏱뇘ꎬꌽ랽헢듎嬨偭퓚춳〲龍뛈믹쓪탲쇐㤴튵쇏횸놨쇣Ꞽ⧋곆䄨짺솸ퟛ響ꊼ듋쓍닺쫽ꯎ꧒쪳뻍ퟮ룱ꆣ쏱듳돶쒶돖퓍뗄ꎬ탍횤믽틔⦽맘훖탫컒珊램ꪣ쿖볆쓪쏦뮷럝쇐욷볛훐쫛?類㒡닺쪳뫏ﷁ?돉뛈뗄캪꫁뗉뿉듳샊붫뷸뮯㴰훖룟뛸ꎬꆣ럖ꆢ벰폚횲뛔쏇쟒뒦?폐쪵훐믽죁뇈횮늻컒떽볛쇣룱탲좡능킿ꍚ쓏?ㆢ짺뽙놾ꎺ룊者틔뮯죕쪽탐뗄ꎬ?닃겻뗍쾵얩랽솸킹룷듋볙뮸샭횤맺⣍쇣쓪훐췪쏇㈰룱쫛횸쇐뗃ꪵ훖ꞡ嫒쇏닺ꆣ룊몯돖𧻓퓚뛸돋⠲솸튻듺?맖쫽튵돌쪳삼쓪뷸뚨랽춳쒣돊쫛듥뛈볛헻붫〲㈰횸ﶴ쐱쏦ꏎ뭞춶훐뗄돉쫽荒몯훖쫁짺ퟶퟓ?쪳뷗죫ﶼ퓚킡쪽볛웓솸탐얩볆탍햹릤룱ꎬ믹좻〳㤷믽탲ꪸ沸솸者?䆣짺쪽폚룱쪳캪?ィꆢ햣걝?묫㤫쓏泄ꆧ쒡쓏ꌫ汯枡?
统计研究26 年粮食产量的对数，lz，为各年粮食播种面积的对数，份"(11)进行估计，使用普通最小二乘法，可得方程式(11)的为各年粮食价格定基指数的对数，lp"，为各年农业生产资估计结果为:料价格定基指数的对数。此图显示出了这四个序列的变Iy, = ++ 1. 869857lz, + 化情况。(阳)(0.佣7043)() " 锁>4851p硝(12) .. .. () () 2 2 R= R= DW = 1.ω0245 在估计方程式(12)巾，时间变量s的原点设在1978年，各 系数估计值下括号中的数值是其估计标准误。此估计式v…"……"似…...侃侃的各个回归系数估计值的符号都与经济理论相符，且数值大小都很~辛苦。模型中时间变黛t和粮食播种商权变量lz，以及粮食价格变最争"的系数为正，而农业生产资料价格变最粉刷的系数为负，这表明粮食生产技术水平的进步，粮食播种面积的增加利粮食价格的上涨都对粮食产4 .1 11012:翩翩翩IO......OOR量有促进作用，而农业生产资料价格上涨则会导致粮食产量下降。在经济理论模型式(11)中，粮食价格变最机和农业圈I中回粮食生产备相关变量的对擞~列生产资料价格变最lp"，的系数虽然符号相反，但是数值大由图1可以看出，粮食产量序列、粮食播种面积序列、小却相同，为了验证这一理论结果是否成立，可根据估计粮食价格指数序列和农业生产资料价格指数序列都是非式(12)对粮食价格变f童年"和农业生产资料价格变黄机平稳序列。使用扩展的迪基辅富勒(Dickey-Fu ller)单位根检工者的系数互为相反数的系数约束假设进行检验，使用验即ADF检验法，对这四个序列及其一阶差分序列进行瓦尔德(Wald)检验法，可得此检验的F统计最值为检验，结果如表1所示。表中检验类型中的C袭示常数，而其相应的5%显著性水平的检验临界值为项，T表示趋势项，L表示涕后的阶数。由表中给出的检，由于1:495267< ，所以我们不能拒绝粮食价格验结果可以看出，在5%的显著性水平上，这四个序列都变量争"和农业生产资料价格变盘机二者的系数符号相具有单位根，都是一阶和分(integration)的1(1)非平稳序反但数值相等的假设。既然此系数约束成立，因此更准列;而其一阶差分序列都不存在单位根，都是0阶和分的确地，在估计理论模型方程式(11)时，就能要对粮食价格1(0)平稳序列。变量俗"和农业生产资料价格变最lp"，的系数加上二者数表1各变量的ADF单位根检验结果值相等但符号相反的约束。加上这一约束，对经济理论检验类型ADF 临界值临界值DW 变最(C,T,L) 统计量(5%) (1%) 统计量模型式(11)重新估计，得到j新的估计式为:队(C ,0,0) I. 923619 Iy, = + + 1. 421570lz, + k(C. T,3) 币销。, 句 () (0.∞2175) () lp,.. (C,T,l) 明 ( lp，..俗..) (13) (C, T,1) 俗"(ω19) .ly. (C ,0,0) 2 2 .k, (C ,0,0) 叫 R= DW = (C,O,O 叫园'叨 A协"估计式(13)的各个回归系数估计值的符号也都与经济理(C,O,O 叫 A争霉'论的预期相符，数值大小也都显著，模裂的估计结果表粮食产量的对数ι、粮食播种面积的对数仇、粮食价明，中国改革开放以来粮食生产的年技术进步率约为格指数的对数炉"以及农业生产资料价格指数的对数机%，粮食生产对土地投入的?极性约为，对粮食价四个变量序列问为一阶和分序列的事实表明，这四个变格与农业生产资料价格二者变化差额的弹性约为最序列问可能存在长期均衡关系，即这四个变量问可能虽然模型估计式(13)看越来是一个相当好的估计方存在由经济理论所导出的均衡关系式(11)。这一可能是程，但是此估计方程式是否就是我们所要求的中国粮食否为真，或者说经济理论模型式(11)是否成立，可以用扩产量与粮食播种面积、粮食价格及农业生产资料价格之展的恩格尔·格兰杰(Engle-Granger)工步协和检验法即间的长期均衡关系式呢?要对这一问题做出回答，按照AEG检验法进行检验。为此，我们先对理论协和模型式恩格尔嗣格兰杰协和检验方法，还需要对估计式(13)的残??췲랽쫽뻝㈶춳쓪캪쇏뮯춼훐평솸욽퇩볬쿮뻟쇐ꎬ뇭룷幄쇙䒢뇤⡃⠵튻ꆪ볓晰ㆣꇷ䅬룱쯄솿듦럱햹䅅⠱맀⠴⠰ィ욨䑩퓚쾵뗄횵볛늽닺짺킡쪽뛾췟㒣랴좷쒣汹⠳侣刲싛쏷쯤돌볤뛷ꆪㆣ⠱?㊣ㆣ긴긹㎣?ꎬ穦길枣볆?뷧솿ꎥ춳晹⡃㒣ꆣ汰죧ꎮ㈩㊣㌩ꎺ솸볛쟩맺춼쪳컈벴퇩ꎬ뷡폐ꎻ⠰뇤룶탲퓚캪뗄䞼ㄩ맀쫽듳뫬룱좴⠱헟뛻긴떫뗘쿠탍폫좻룷긳긹긶긷㔵기㔹횸뺭닺ꎥ긷긳긴긶ꆣィ㐸먱㷒먰퇐샠횵犣솿?볆ꆣꎬ㐱㠵咣㌳㔷㜰ㄱ㜱긶㤰㔲ィ㔶㊣㌴ꆧ㤶ㄶㄴ㈲㈹〰〶먰〷㈳긳쪳룱뿶솸ㆿ볛탲䅄ꎬ犱맻떥뛸⧆솿㐱㌴㐹닺뇤쇐평헦뛷뷸뷡㠱맀룶킡틔듙쿂쿠㈩뗄뗂㤵晰뗈쪽㜲풤훐㦣얩쒣떫폫뎤뛻?㈰㥳㠷ꆰ㈵㤴갰㘰ꎮ묳쓪㜵㘹㔲㈶㈴㈳ㄵ쫽㷒볃즨㘱㤴뺿탍겡솿ィ갳?갱걏㈸㜰㤶㠹ꎮ㌱㈱〰긹?ㄹ㠲㤷〰ꎮ㤸닺뚨ꆣ쪳짒룱쇐䚼뷡뿉캻웤뷎뗄솿컊뺭ꎬ탐맻㌷랽볆믘뚼벰뷸붵춬뛔쾵⡗㈶곓횵퓚떫⠱㈸웚맺ꖣ튵탍쫇솸?솸갰ꆱ껲뗄묶㠰㐳㐲〳㤲샭쇏ꆣ㔸㜵ㄹ㈲㘰?〲㈸솿믹짺풿횸ꆣ맻뻇틔룹튻죐䅄뗄탲뿉볃믲뛻ꢽ맀캪㜱돌횵맩뫜솸晰능ퟷꎬ쫽慬㞣짓쿠뫍럻ㄩ㤨㌩룄곁듋쪳뻹룱?⤨㜲㐵㠰〲㤵쪳뛔ꎮ싛볛뫍뗄횸닺뒳쫽쪹죧뾴ꎬ뷗䚵뛔쇐쓜샭헟ꎮ볆ꎺ炡쪽쿂쾵쿔쪳ꆣ훖폃캪뮥搩겶?뗈얩뫅훘㌰晰럻룯룊맀능뫢삼?ィ〶㏔볛㜴쒣얩⬰뛔쫽룷탲폃ꢣ뇭웏돶뚼닮킡ꗎ춬듦싛쮵룱킼ꎬ긴ꏒ쳬⠱삨훸뗄쏦쇋캪볬ꎻ샭튵쿠탂긳ꆣ갲뾪돉쪽볆훖맘뷜ꎮ룱㉰㜵㠸㊣탍뇤튵㈶ꎺ쫽뗄쿠곁쇐삩겶㇋ꎬ쫇럖?뮸媡캪퓚쯹뺭삼쪹묰㈩뫅맀ꆣ쾵믽뛸퇩㐹볙싛짺랴튻룶럅者쇏⠱랽쏦킭〱㜱먰㜹侣㐸ꎬ뚨뛔맘룊뫍햹퓕流걌퓚튻탲寮ꎡꆣ뎤떼볃뷜폃㔹ꎮ훐볆쒣뇤쫽뗄얩쪽솿횤랴램㔲짺짨닺晰믘횵틔襁볛㌩돌믽㘩ꎮ㜸㜩긹췦쫽뇤뎲얩뗄뺡뇭㖣뷗쇐ꋁ웚돶샭⡅ꏎ웕㐹ꎬ횵탍솿캪퓶튵헢ꚵ㘷ꆣ풼맩듳살퓍룱뾴쪽ꆢ쓘볬믹틔⭯⠱랰닺琫㤱ㄱ캪ꆣ솿贈튵뗏쒸ꎱ쪾ꖵ뫍뚼룊뻹뗄싛湧ꪴ춨〴쪱쫽훐볓뢺짺튻楐뿉쐵㰴볈랽쇏쫸뗃ㆣ?쾵킡솸솵뛾웰쫇㿒퇩횸벰ꎮ㌳ㄩ㌹긴룷듋뗄뿐짺믹훍쓏럖늻뎲뫢뻹쒣汥쮣ퟮ㠵볤횵럻쪱ꆣꎬ뫍닺샭쾵뗃ꎥꎮ좻돌볛떽쫽튲쪳?헟살럱ꪶ랽㐰?쫽얩〲훐쾵쇏㈱쓪춼뛔닺ꎮ킼뫳퓖⡩듦?ꗖ탲맘뫢탍곎킡汰뇤쫇뫅볤뗄헢솸싛뫍쫽듋쿔㌲쪽룱볓탂맀뚼짺뛈뻍볛퓕램㔷뗄튵㌰ꎬ쫽볛〱솸쿔쫽킡뢻킼뗄湴퓚훃쇐쾵맘쪽䝲틃뛾ꆣ솿웤뚼뇤뇭쪳쇏뷡얩풼볬훸ꎬ⠱짏볆닺뮯튻쫇룱窡뛔짺㜹솸쯤룱쪳쪾탲ꋁ쇏샕냆뷗퓋敧떥뗄ꎬ쾵⠱慮쟏돋璵맀폫솿쫽쏷볛맻튵쫸퇩탔쯹ㄩ헢횵훸쒵닮룶컒벰믎뮹ꌫ쫽닺琫쪳좻뇤능돶쇐룊볛⡄껆牡캻ﶵ쫂벴쪽ㄩ来좶램쓔볆뺭ꇪ캪솸룱쫇짺볙뗄쮮틔풼쪱㉰튻ꎬ쓪꿐뛮쿠쏇얩쫌탨훖ꎬ쇋뎲룱楣뮽췖ꆣ뷉瑩룹쒶쪵헢⠱쫇爩퓀ㆣ궵뇪볃뫍헽쪳뗄짏볛럻럱닺짨䛍욽컒솿쫸풼쪽쒣벼퓔떱쯹튵튪쏦헢ꗖ횸步ힲ킵평쾣潮ꎬ퓊뇭쯄ㄩ럱뛾뿉ힼ샭솸짺짏헇돉뷸뎼뗄쏇뻍쫸캪탍쫵볎떯뫃튪뛔믺쇏길룱뫅랫믽쯄훃쫽禣쑣뇭곕⦵뚼쏷룶ꆣ돉늽?뗃컳싛쪳뛸닺헇퓲솢쇏탐웁볬늻탨쾵ꎬꎺ튲뗄뷸ꨱ탔쟳맀캪볛㘹뇤쿠뛾뗄룶탲깆훐뇭쒣쫇ꎬ뇤헢솢킭궺랽?ꆣ쿠능얩벼뚼믡볛볬뿖퇩쓜튪쫽뛔맀늽ꎮ풼?볆룷룱㠵솿랴헟뛔탲쇐畬쪾룸쒸갨ソꋁ헢솿튻ꎬ뫍췄돌㤷듋럻훖튵쫵떼뿉룱퇩뗎쇙뻜틲볓뺭폫볆싊㐲캪훐쇏쪽쓪횸㟈믺ꎬ뗄쫽쇐뚼汥킽뎣돶ㄩힺ룊쯄볤뿉볬ꏐ쪽㣄맀ꎬ쏦짺쮮솸훂룹뇤?뷧뻸듋짏볃뺭뷡풼澣랽맺볛결⠱얩뫍떫쾵ꎬ뗄킡쫇爩쫽럇춷뎼룶뿉쓜틔퇩췊⠱볆쟒믽닺욽쪳솸뻝솿쪹횵룼뛾샭볃맻캪뛔긳룱듕㌩튵뗄얩楶뇤?럇떥볬킶욽횵쓜쫇폃램ㄩ겸쪽쫽닺쪳맀㉰캪ힼ볛헟싛샭뇭솸㞡횮ꆣ짺캻?컈뛔삩벴뗄쇏뷸튵쫽볆볛럻룱쪳닐룹탲룱볛닺쫽횵뫅볬믺듳쿠
'钦礼:中国粮食生产的价格作用机制分析27 差序列进行检验。记估计方程式(13)的残羡为:的。也就是说，影响农民做出粮食种植决策的粮食价格和农业生产资料价格并不是粮食收获时的实际价格，而lJ, = ly, -轨14)使用普通最小工乘法，对式(14)纷出的残羡序列建立辅助是上一年或当年初农民进行粮食种模决策时对未来粮食价格和农业生产资料价格的预期。因此，要揭示粮食生回归方程，有:产的价格作用机制，就还必须对农民的价格预期与粮食tlu，嚣ω'_1+ ’_1 + 生产的关系进行研究。() () 按照经济学中农产品生产波动的蛛网理论，农民对∞tlu川+侃509tlu川+气(15) 米来价格预期的基础是现朔的价格。如果这种价格预期() () 2 机制成立，则每年的粮食产景就都会与上年的粮食价格R= 112 = DW = 和上年的农业生产资料价格相关，也就是说每年的粮食由此辅助阴阳估计式(15)中tl~'_1的系数及其估计标准产景与上年的粮食价格和农业生产资料价格间就会存在误，可以计算得出AEG协和检验的统计量值为长期的稳定均衡关系。为了区别于问期变量间的长期稳-3.州499.而由AEG检验的临界僚表查得，在51)岛的显定均衡关系，这种一些变寰的现期值与其他一些变黛的著性水平之下，此检验的临界值为叫，由于ω499滞后值之间的长期稳定均衡关系.PJ以称为滞后协和关〈町.所以可以拒绝估计方穗式(13)为非协和方程的系。而相应地，同期变最间的长期稳定均衡关系则可以假设，表明此方程式确实为中国粮食产量与粮食播种面称为同期协和关系。积、粮食价格及农业生产资料价格之间的长期均衡关系为了验证中国粮食生产中是否存在上述价格预期机式。制与上述滞后协和关系，可以将理论问期协和模型式(11) 根据梅兰杰表现定理，变最间若存在协和关系，则除中的粮食价格变量机和农业生产资料价格变援助a分别了可以表示变量间长期均衡关系的协和模型式以外，还置换为各自的…期滞后变盘机-1和lp"'-l•然后对此滞后一定存在一个误差修正模型(ECM)可用来表示所分析变协和模激进行估计与检验。仍然使用普通最小工乘法，量间的短期相关关系。对于中国的粮食生产，由上述粮得到此滞后协和模型的估计式为:食产援、粮食播种面积、粮食价格和农业生产资料价格数抗=仰+ + , + 据，以及协和模型式(13)的残差序列，可以估计得出粮食() (0.仅渺499)() 产嚣的短期误差修正模型为:切，.-1ω.._1(17) tllý，盟ι1 + 1. 709531tllz, + () () () () () 2 ω112 = DW = (tllp,. -tllp.,) (16) 此估计方模式的各回归系数估计值都很显著，符号也都() 2 符合经济理论，数值大小也与同期协和模型估计式(12)巾R= 112 = DW = 的数值相差不大。此误是修正模攒的各系数估计值都鼓著，判定系数值也仍然使用瓦尔德检验法，对估计方程式(17)中的回归较高，且误差修正项的系数为负，符合反向修正机制，粮变最午，.-1和协..-1的系数进行二者数值相等而符辛苦相反食播种哥哥积增攘的系数为页，粮食价格指数与农业生产的假设检验，可得检验的F统计量为.在51)岛的资料价格指数之差的变动的系数也为正，均符合经济理显著性水平之下，检验l临界值为由于< 论的预期，这表明此误羡修正模型很好地描述了中国粮.所以不能拒绝回归变量lp，._l和lp"_1二者的系数数食生产的短期波动机制o值相等而符号相反的假设。因此，对于滞后协和模型，仍四、价格预期与滞后协和然可以进行约束回归估计。此滞后协和模型的约束回归估计式为:由农业生产的特点可知，粮食生产从做出种模决策ly，叩+ + , + 到成果收获需要经过一个相当长的周期，这一周期的长度我北方往往为一年，即使在南方也需要好几个月。如() (0.∞2391) () 8) 生产玉米，需姿容天播种，秋天才能收获;又如生产冬小( lp扣1-怡川)(1麦，需要上年秋天播种，到第二年夏天才能收获。而粮食() 2 生产的费用如耕地、施肥、灌溉、除草、病虫害防治、收割R= O.佣9020112 = DW = 等费用，则从粮食的种植一直待续到收获。且直然，从农民此估计方程式的各个回归系数估计债不仅都很显著，而做出粮食种植的决策，到粮食的收获，不仅有一个较长的且除了替换后的滞后价格变量一项之外，其他各项的系时滞，而且费用的支出也是在这一滞后时期内陆续进行数估计债都与估计方程式(13)中的相应估计值十分接近。??췲랽쫽뻝샗㈷닮ꋲ⠱쪹믘䅵⠰ィ⡏刲쏦䑗평컳튻훸㳒볙믽쪽룹쇋솿쪳뻝닺ꇷ듋뷏싛쯄떽뛈짺싳뗈ퟶ쪱뗄뫍쫇볛내캴믺뎤뚨훍쾵돆캪훆훐훃킭뗃뛟決⠵럻죔뇤쿔㒣횵좻맀컷⠳쟒쫽긳ꎺꎻ㴰쟕ꆣ㐩ꎮ㔩㊣뛟긱㘩㜩㠩탲폃맩듋ꎬ㎣탔묳짨ꆢ뻝뿉뚨볤닺솿컳룟능쇏뗄짺얩돉퓚럑돶훍짏룱헕살훆웚뻹뫳캪쇋폫뮻뫍떽긲맀뫏쫽좻볙훸쿠볆돽ꎻ㷒㠱ィㆣ?ꎮ샱㶶㈹㈳㈱㌰먰ꆣ〰㌶㘵〸ィ〷ㄲㄴ쇐웕랽뢨뿉긹쮮ꎮꎬ솸룱틔듦뗄솿닮훖볛풤닺튵맻놱폱탨폃튲튻뫍뺭돉쓪폫뫢횵뛸춬퇩짏캪쒣듋㜹볆쪹㉰짨탔㖣뗈쪽㤷쇋묱㌰긵긶긷길㠸㷒ꎺ?㌲㌰㤱㘵ꎮ㴰㜸㠹㐸긶볛㘶㤴㌶〴긹㈳㈵ꎮぁ〲㜸ㄹ㔲㜴뷸춨돌훺틔㘰욽㜵뇭쪳삼퓚뛌ꆢ벰탞쟒쏦룱웚뗄짺쫕랽쏗튪럑ꎬ뛸뻍쓪얩맘볃솢짏컈횮쿠횤쫶룷탍훍㔴폃ꆣ볬쮮곋캪㜱쳦횵훐ꏒ㌵㔹㈰〹㐱ꎮ㠴㔵㜨㈸㈳쪳문㔳㤹㈱ㄴ묳〳㤱㘵ㄶ疣㔲㠹㤶룱탐ퟮꎬ믘볆㐹횮쏷볛뷜쪾튻웚솸킭헽컳믽횸뛌닺믱췹짏폃퓲훖쟒쫇믲튵ퟷ쾵톧풤얩쓪뚨볤펦훐훍ퟔ뷸뫳㙴돌샭닮췟퇩욽戮럻ꎺ㌨뮻뚼맺뮿ㄳ?믒㤶〲⤨䅬㐸㠰볛ꎮ볬킡폐㔵묲맩쯣㦣쿂쯹듋룱뇭뇤룶쿠쪳뫍컳쒣닮퓶쫽헢웚뗄탨췹쓪죧듓횲럑쮵떱짺폃뷸훐퓲튵뻹ꎬ뗘맺뫳탐킭쪽싛늻뛻횮풲뫅풼橰폫솸즡〸㈶ィ炡ヌ풤㧎ノ䅵⬰룱㘲㜲쪳퇩?뛾ꎺ맀뗃겶ꎬ틔랽벰쿖솿컳맘능쒣닮㤷긱ꏒ탍탞횮뇭늨쳘튪캪쟯룻솸뗄폃쇏쓪닺믺탐얩쎿짺뫢헢뎤킭튻뫍긶듳뗂뿉쿂믄쿠쫸긳ꆣꆣꎮ웚짺ꆪ㘹뭁ꎺ뇤㘳〲〵㌵ꆣ돋볆돶듋뿉돌얩뚨볤닮맘훖탍탞뗄헽쏷뚯뗣뺭뒺쳬뗘쪳뻶펰볛돵훆퇐닺믹쓪웚춬쾵뫍쒣묱룷쫽볬晰뗃ꎬ?랴믘훍튻㌰닺ィ㠶汰폫㔲㠷氫㘵볇램쪽䅅쥢볬틔튵샭뎤탞쾵쏦헽룷쿮뗄듋믺뿉맽쓪쳬능ꆢ닟횧쿬룱얩쇏ꎬ뺿욷뒡볛튻컈웚ꆣ짺맘솿훍탍〹ꆪ믘횵퇩?맩㠴룶뫳랽뗄ィ〹긴ㄩꆣ긵〩길㈩맀ꎬ⠱䟐䕇퇩뻜좷짺웚헽ꆣ믽쒣쾵뗄쫽뇤컳훆훍횪튻능훖쪩돶얩늢쏱볛뻍쫇솸쇏룱킩뚨닺뫳볬ィ맩듳램볙믘돌믺⭯긵䅵볛ㄵ?㘹㤷㤶볆뛔㐶ꆣ㔩궺볬뗄뻸쪵닺뇤뻹쒣ꆢ㌩탍쫽쾵캪뚯닮ꎬ룶벴훖럊횲떽튲쏱늻뷸뮹쿖쪳볛뫍솿훐퇩맀긴킡쇙?짨晰맩쪽룱㐸㘹뫳ꎮ㜷〲㈴튻랽쪽훐춼퇩쇙맀캪솿뫢탍폚솸뗄쫽헽탞쿠쪹ꎬ떽ꆢ쫇ퟶ탐뇘늨웚닺룱얩쇋컊뿉ꆣ볆튲뛔䛍뷧쾵뇤⠱ퟷ㝵?㍁㌫얩〲〱킭폃돌⠱ꇷ뗄뷧볆훐쇏볤맘⡅쪳닐ꎺꆣ캪ꎬ쾵헽떱퓚쟯뗚맠횱돶솸풤탫뚯솿쿠튵쟸럱틔晰죔쪽㈷맀폫뎼횵틲듋튻쫽㌩畉?튵㔵㐷믺ꆪ튻뫍쪽㐩컥쇙횵랽맺볛죴쾵䍍닮뢺솸쫽쒣짺뎤쓏쳬뛾룈돖뗄헢쪳웚뛔뻍맘뇰쿖듦붫ꆣ좻캪〲볆춬웁뾣듋훍맀훐氫훆ㄫ짺〸㠴⠱룸ꆣ쓍뷧캪돌솸룱듦뗄⦿탲뚼ꎬ쪳튲탍닺랽닅쓪ꆢ탸쫕튻훖얩훫폚웚퓚샭쪹ꎺ炡횵뷸뿎㒣꽰뫳?볆쿮럖ㆣ닺琫㌩돶뗄뎼횵튻쪽쪳횮퓚킭짓솸뫍쇐쿔럻볛캪뫜듓훜튲쓜쿄돽떽믱훍훖횲틲쏱췸ꆣ믡춬뿉컈짏싛폃ꏒ뚼돌탐ꨱ긳뛔쿠컶긷뗄쾵웁뇭㎣⠱닺볤킭뫍쏀쪳얩ꎬ훸뫏룱헽뫃ퟶ웚탨쫕쳬닝뫳횲쪱뻶듋샭죧폫뻍쇏틔뚨쫶춬웕㊣뭬뫜쪽뛾ꎮ㖡튻폚ㆣ늻췢펦〹닐쫽뿖닩긷㌩솿뗄뫍쒣뒱짺튵뿉ꎬ랴횸뗘돶튪믱닅ꆢ늻쪱뻶닟볛싛맻짏쫇뇤웤돆뻹웚檣춨쿔⠱헟㌵ꏓꆣ훍뷶맀㔳쇏기긵닮벰뗎뗃㖣캪폫뎤맘탍닺짺틔ㅁ에쿲쫽뻹쏨훖헢뫃ꎻ쓜늡ꆣ뷶웚닟쪵쪱튪룱ꎬ쓪쮵솿쯻뫢킭뭰ퟮ훸㜩㠹짓뫍뫳뚼웤볆볛㠷〲ꎯ캪탲웤?ꎬ곓럇솸웚쾵쪽뻋닺맀뚨탞폫럻쫶횲튻벸폖쫕돦쿔폐쓚뗄볊뛔뷒풤얩훖쎿컊볤훍맘뫍ꆣ킡훐횵㠹?汰킭뫜쯻룱㐷ㄳ窡ꎺ쇐맀퓚짓킭쪳뻹ꎬ틔醴평볆쾵헽얩뫏쇋뻶훜룶죧믱몦좻튻슽솸볛캴쪾웚쏱쓪뻍뗄킩뫳쒣뛾럻쿠ꎮꆣ뫍풼쿔룷쪮ꌫ뇤?ㅬ붨볆㖣?뫍능뫢퓲췢훎짏쇏뗃쫽믺튵뺭훐닟웚퓂짺ꆣ럀ꎬ룶탸쪳룱살솸폫뛔뗄믡뎤뇤킭탍돋뫅쪽믘뗈퓚㌵튻쒣쫸훸쿮럖窡솢뇪ꖵ묳랽훖맘돽ꎬ쫶볛돶횵훆짺볃맺뗄ꆣ닺뛸훎듓뷏뷸솸쪳풤듦웚솿뫍뿉쪽램튲⠱맩㖣㠹탍믘뷓ꌫ뢨ힼ쓏ꎮ돌쏦쾵뮹?솸룱튲ꎬ닺샭뎤죧뚬ꆢ얩탐뛸쪳짺웚퓚컈뗄맘틔⠱좻뚼㈩럻ꖵ㠹뛾맩뷼훺?㤶뗄쫽쪳솸킡쫕쏱ㄩ럖뫳훐뫅헟죔ꆣ〴룮뛔쿠뗄뇰㤹듋랴쾵훍쫽뫳쫽
28 统计研究将估计方程式(18)的残皇室仍然记为ι，并仍使用扩农民税费负担的多少都对粮食生产具有重要的作用。要展的恩格尔"格.>L.杰A就G工步协和检验法对滞后协和阴保护农民种植粮食的积极性，就要使农民在种植粮食上阳方程式(18)进行检验。对估计方程式(18)的残。差序列，能获得一定的收益。这就需要政府通过一定的政策子段可建立辅助回归方程式为:对粮食价格和农业生产资料的价格及其变化进行适当的调控，并想方设法努力减轻农民的各种税费负担。Au, ι1 + ι1+秽(19)2.农民在进行粮食种植决策时存在着以当期价格为() ( ) 2 2 基础的价格预期机制，这种价格预期机制的作用将有可R= "R= DW = 能导致粮食产攘的波动。如果在某一年粮食价格较低，由此辅助回归方程式中4川的系数估计值和其估计标准而农业生产资料价格和各种税费负担较高，致使农民在误，可以计算出AEG协和检验的统计黛值为, 这一年的实际收益下降，则将导致下一年农民种植粮食与5%的显著性水平之下的AEG检验的临界值相的枫极性的下降，从而导数粮食产量的下降。1i然市场比，有<，所以应拒绝估计方模式(18)为机制的作用会产生→种误差修正机制，假是这种误差的非协和方程式的假设，可以认为估计方程式(18)刻画了中修正往往需要几年的时间。因此政府有责任、也有必要国粮食产量、粮食播种面积、粮食价格和农业生产资料价使用各种经济政策和工具保持粮食价格和农业生产资料格之间的滞后协和关系。这表明中国的粮食生产中存在价格的平稳，使农民的收入逐年稳步增加，以防止经济发着类似于蛛网理论描述的价格预期机制，而滞后协和方展的大起大荡。程式(18)与同期协和方程式(13)的相近则表明此价格预3.饼她在粮食生产中有辛苦至关重要的不可替代的作期机制是有效的。用，要保证粮食生产的持续稳定增长，就必须切实有效地类似于同期协和模型的同期短期误毅修正模型(16), 保护有限的、不可再生的耕地不被非法侵，占o改革开放对于滞后协和模型，也可以建立相应的滞后短期误差修以来，中阔的粮食种植丽积逐年下降，最根本的原因就是正模型。使用精后协和模型估计式(18)的残浆，可以得到拼地面枫在逐年减少。面对日益增长的人口，切实管好相应的中国粮食产量的涕后短期误差修正模型为:用好有限的耕地，已经刻不容缓。A后，嚣 ,_t + , + 4.生产技术的进步是粮食生产持续增长的有效途() () () 径，因此有必要不断加大对农业科学研究的投入和对农O. 118820( Alp仲1ωAlp.'_1(20) ) 业生产技术开发的支持。这既需要政府本身加强对农业() 2 2 科学研究与技术开发的经费支持，}!需要政府通过适当R= "R= DW ’" 的政策引导和鼓励社会资金与力量积极去从事农业技术此滞后短期误差修正模型的各系数估计值的符号也都与的研究与开发活动。理论预期究全…致，并且与同期短期误差修正模型式(16)相近，这也表明了中倒粮食生产中价格预期机制的存在参考文献和有放O[ 1 ]哈尔·瓦里安.微观经济学.经济科学出版社.1997.五、简要的结论[ 2 ]宵钦礼.制度变迁、技术创新与经济增长.中国统计出版社.2∞3.综合上述对中国粮食生产的各相关变慧的问期协和[ 3 ]张晓喇.计最经济分析.经济科学出版社.2仪则.模型与同期误虫在修正模型的估计分析，以及滞后协和模型与滞后误羔修正模型分析，可以明确地得出以下一些作者简介简要的结论。雷钦礼，窍，经济学博士，现任山西财经大学教授。1.收益的高低对于农民种植粮食的积极性有着决定性的作用，粮食价格和农业生产资料价格及其变化、以及??췲랽쫽뻝㈸춳붫햹맩뿉ꇷ⠱⡏⠰刲䑗평컳폫뇈럇맺룱ퟅ돌웚샠뛔헽쿠ィ⠲劣듋샭뫍컥ퟛ쒣탍볲ㆣ탔얩놣쓜뗷㊣믹뛸헢뗄믺탞쪹볛㎣폃틔룻㒣뺶튵뿆닎嬱嬲돶嬳ퟷ샗㴰먰볆컥㤩ꎮꎺ긱〩뾼냦헟맀뗄랽붨듋ꎬ㖣솸횮샠쪽믺쯆폚쒣펦훍싛뷼폐뫏탍폫튪껊쏱뮤믱뿘껅뒡떼얩튻믽훆헽폃룱꺸살뗘뫃껉짺톧헾퇐嶹巀巕쟕킭ꆢ㊣ꎮㆣ퇐ꆣㄴㄵィ㌳ㄸ〷컄짧볲볆뛷돌솢뢨뿉ꖵ폐쪳볤쯆⠱훆폚훍탍뗄〰뫳풤ꎬ킧짏폫헒ퟷ쮰얩뗃꧃훂튵쓪벫췹룷듳﮵튪쏦者틲닺닟뺿ﺶ엏샱긱㘴㔹긳뫍뺿㷒㐲㈰긴㴰㤶㠲㤵볲쿗ꎮ뷩㘳㠸㘱㤱랽룱쪽뢨훺틔쓏튻닺뗄폚㠩쫇춬뫳ꆣ훐㜴뛌웚헢쫶뷡폃럑쏱볛늢솸짺탔ퟷ췹훖욽웰?놣쿞믽謁듋벼뺿틽폫ﮡ헀ﻡꎬ묰㔱ㄳ㔷랽ꎮㄸ〨〸㈰㔵〶㈷㈱튪돌뛻⠱훺믘볆퓖㒣솿훍훫폫폐웚킭쪹맺㈲췪튲뛔컳싛쒸ꎬ뢺훖뚨룱쿫?쪳닺쪵뗄폃탨뺭컈듳?횤퓚볊쫵떼뾪벣쓐ꎮ?〷〲䅴〳돌쪽ꎮ㠩믘맩쯣긱ꆢ뫳췸춬킧킭뫍폃솸⤨컳좫뇭훐닮ꆣ?떣횲랽풤닺볊쿂믡튪볃ꎬ실룊훰룻뇘뾪벼랢?껖꺼㔹ゴㄸ皡뗄쪽⠱룱뷸맩㘸ꌲ랽돶퓋㌷솸킭샭웚뗄뫍쒣훍쪳㤸ィꏒ닮튻쏷맺탞춶쫕얩짨탁솿쇏붵닺벸헾쪹ꆣ돉늻쓪뗘쒽튪랢쫵맄믮욶웁뺭뷡㈸ꎺ뗄ꆪ뭬㠩삼탐랽돌䅅껆㐱쪳뫍싛킭ꆣ쒣탍뫳닺긱탞훂쇋솸헽퓓볛뛠틦튵램룊믺ꎬ짺쓪닟얩者뿉복늻뾪샸뚯늣좱뾾볃ꎻィ튻싛뗄뷜볬돌쪽䟐뷖㐼볙능맘쏨뫍탍ꎬ킭솿㘴헽훐쪳쒣?룱짙ꆣ짺얬돖훆늨쿂듓쏱𥳐닺퓙훖틑뷊뛏횧랢짧껎궼톧ⲡ긴긳ꇷ닐䅅퇩쪽훐궺껏튻훖쾵쫶랽뗄튲뫍㐵쒣늢맺짺탍꧃뚼믽헢닺솦ꎬ뚯붵뛸쪱릤탓횲ꆣ뺭쟁볓돖믡ꊹꢡ쎷늩짨ꏒ㌱㠰晰닮䞶ꆣ캪낻춼습㎣쏦뗄돌춬뿉쒣훍㈩탍쟒솸닺럖얩뛔벫뻍복늾헢룷떼컳볤뻟쫕탗돖뿌룊듳뺭?ꊼ훎쪿뭬㈱ꎬ㜹ꆣ죔ﺲ뛔ꎺꆣ쑁긷믽헢볛쪽웚틔탍뫳뗄폫쪳컶훖튵솸탔탨쇏쟡죧퓲훂닮놣죫엖탸룻늻돉럑뷰궼볊ꎬ⬰?㇎ㄩ뿉좻뷐맀ꎮ뗄䕇㖣ꆢ뇭룱⠱뛌붨룷춬짺ꎬ닁쪳튪얩?볛맻쮰붫솸탞틲돖훰솹컈뗘죕죝者볈횧폫쏑꺾쿖틔㐲ꏒ볇궺볆쾵쓍볬곋솸쏷풤㌩웚솢닺쿠뿉룊짺뻍헾볛쏱놴룱퓚럑떼쪳헽듋쓪?뚨늻틦뮺荒튵탨돖솦ꞣ듐궼죎㐱죏뭬캪춼랽쫽뎼퇩戮쪳훐웚뗄컳쿠쪽뛌맘럖틔뎵닺튪뢮룱풤쒳뢺훂믺헾컈?퓶놻쿂ꆣ뿆ꎬ솿꺾싓쎿즽㈹⬱캪컥돌맀웁뗄퓓볛맺믺쿠닮펦⠱웚뇤컶쏷쒻쇏뻟쪹춨벰룷?튻떣쿂솿훆뢮늽ꪵ뎤럇붵톧헾룼믽궼웑컷♵ꎮꆣ쪽볆뿖쇙ꚾ맀룱뗄훆뷼탞㠩컳솿ꎬ좷ﶼ볛폐얩맽웤훖엒믺쓪뷏튻퓶쒲램퇐뢮탨벫쎿궼Ꭓ닆ꆣ㠸ꎬꢶ⠱횵뗎뷧?뫍솸퓲헽훍뗄닮풤틔뗘ꯐ룱훘쏱뇤쮰풵훆룟쓪쿂떫퓰볓뮿뻍쟖ퟮ죋꒵뺿놾튪좥웑쏔뺭튻볆㤰늢퓖㠩氫뫍횵얩쪳뛸뇭쒣뫳닐㌱뗄탞웚춬벰뗃퓓튪퓚뚨뮯럑뇆ꎬ붵쫇죎짌뇘룹뿚쓓짭헾듓Ꭓ듳랽ꎻ䅫죔춺뗄웤무튻삼튵짺훍쏷탍뛌닮럻헽믺웚돶탗훖뷸뢺?ퟷ볛훂쏱ꆣ헢ꆢ틔탫햼놾ꎬ탐춶볓뢮쫂꒣톧돌ꆣ?쪹닐맀ꎮ㎣욷짺닺뫳듋⠱웚ꎬ캪뫅쒣훆킭틔얾뇤ퟷ횲헾탐떣?폃룱훖쯤튲럀蝹쟐뗄죫잿춨얩껖긲뷌쪽폃궺닮볆ㄳ긷붳닺훐킭볛㘩컳뿉ꎺ튲탍뗄뫍쿂뮯솸닟쫊ꆣ붫뷏얩횲좻폐횹쓗쪵룄풭?뛔맽튵킹〰쫚⠱삩춻탲뇪㜴㗏쳊듦뫍룱ꎬ닮틔뚼쪽튻?ꆢꆣ쪳쫖떱폐뗍쏱솸쫐뇘뺭룯틲맜뛔얩쫊벼긱鬒ィ㠩?쇐ힼㄴ봨쇏퓚랽풤탞뗃폫⠱쒣킩틔튪짏뛎뗄뿉ꎬ쪳뎡볃킧뾪뻍뫃얩튵떱쫵㤹뎼ꎬㄸ뿌볛떽㘩벰랢뗘럅쫇㞣?⧎?뮭?쇋훐
