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一、理論模型與數(shù)據說明

(一)理論模型現(xiàn)有研究往往采用成本函數(shù)、支付意愿、消費支出函數(shù)、收入變化以及補償變量等方法來定量分析價格波動的福利效應。目前國內學者最常采用的方法是支付意愿法(WTP，WillingnesstoPay)，主要考察消費者的陳述性意愿支付金額。然而，由于消費者主觀認知的消費意愿與實際的消費行為常常不一致，往往由于其假設性偏誤導致結果的不準確性(Lusk，etal，2003)。收入變化法通過衡量消費者收入的變動來反映消費者福利的變化，但由于其衡量方法較為單一，并不能完全反映相關主體的福利變動。等價收入法(King，1983)主要根據在相同的參考價格和預算約束下，達到相同效用時的收入水平來考察福利的變動。等價收入法對數(shù)據的要求較高，需要考察居民面臨的不同消費組合，然而由于數(shù)據可獲得性的限制，搜集居民戶不同消費組合的數(shù)據較為困難。補償變量法(CV，CompensationVariation)主要基于效用思想，采用福利經濟學的研究思路，將貨幣引入效用函數(shù)，考察價格變動后居民用以彌補效用水平的降低所需額外支付的資金額。該方法由于衡量的是居民的實際消費，并將研究建立在微觀的基礎上，不僅為度量價格波動的福利效應提供了一個簡便的計算方法，而且為政府制定合理的補貼政策提供了理論基礎。鑒于此，本文使用補償變量法研究糧食價格波動對城鄉(xiāng)居民福利變動的影響。Minot和Goletti(2000)的福利效應模型主要基于補償變量法的思想，隨著我國市場化改革的不斷推進，價格作為反映市場波動晴雨表的功能不斷完善，因此，Minot和Goletti模型被廣泛應用于福利效應的定量分析中。姜雅莉(2012)、張祖慶(2013)、孫小麗(2012)、徐永金和陸遷(2012)等分別采用Minot和Goletti模型分析蔬菜、雞蛋、玉米價格波動等對相關主體福利變動的影響，證實該模型的可行性與適用性。此外，該模型還有一優(yōu)點是可以對價格變化的收入效應和支出效應進行分解，從而對居民的福利變化作出深入分析，本文福利效應的測定也采用Minot和Goletti模型，選擇經濟福利作為衡量居民福利效應的指標。1．價格變化的消費福利效應消費者剩余是指消費者所愿意支付的價格與實際價格的差額，主要反映價格波動對消費者福利的影響。

(二)數(shù)據來源本文使用1995—2011年統(tǒng)計數(shù)據測算、分析居民的福利變動。糧食價格福利測算中，農村居民人均糧食出售量、農村居民人均純收入、農村居民家庭平均每人糧食消費量、城鎮(zhèn)居民家庭人均購買糧食數(shù)量數(shù)據來自于國家統(tǒng)計局網站;城鎮(zhèn)居民家庭人均年消費性支出、農村居民家庭人均年消費性支出數(shù)據來自中國經濟與社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據庫;糧食生產價格、糧食銷售價格數(shù)據借鑒徐永金和陸遷(2012)的計算結果。

二、主要參數(shù)估計

糧食價格波動中城鎮(zhèn)居民與農村居民福利效應的估計參數(shù)主要包括:糧食供給的自價格彈性(εS);糧食希克斯需求彈性(εH)和收入彈性估計(η);PR值(糧食產值占總收入的比重)、CR值(糧食消費值占總收入的比重)以及NBR值(糧食凈收益率)。

(一)糧食供給價格彈性估計對糧食供給價格彈性的估計:王德文和黃季焜(2001)基于價格預期理論、邊際理論和局部調整模型，分別考察雙軌制下三種不同的供給反應模型，研究發(fā)現(xiàn)定購價格對糧食產出的邊際影響在0．104左右;張治華和袁榮(2007)利用1978—2000年的生產及價格數(shù)據，采用回歸方程計算出我國糧食供給價格彈性系數(shù)為0．730;韓曉龍等(2007)則利用蛛網模型分析了1988—2000年各年的糧食供給價格彈性，發(fā)現(xiàn)糧食供給價格彈性的絕對值一般大于1;羅鋒(2009)運用Nerlove供給反應模型，采用1978—2007年糧食價格和糧食播種面積的年度數(shù)據，考察了糧食供應對價格的響應程度，結果顯示，短期彈性系數(shù)為0．052，長期供給彈性為0．115;李光泗等(2010)采用局部調整模型分析了1978—2007年的年度糧食價格數(shù)據，得出糧食生產價格的短期彈性為0．208;苗珊珊(2014)構建雙對數(shù)模型測算出1978—2011年糧食供給彈性為0．071。考慮到苗珊珊(2014)的時間跨度及研究對象與本文一致，故借鑒其分析結果。

(二)糧食需求價格彈性和收入價格彈性的估計黃季焜和Rozelle(1996)估算出糧食的需求收入彈性為0．25。Halbrendt和Gempesaw(1994)估計廣東省的糧食需求彈性為－0．233，支出彈性為0．575。高凡(2005)分階段考察了農村和城鎮(zhèn)居民的糧食需求收入彈性和價格彈性，并對比分析了城鄉(xiāng)居民的直接糧食消費與間接糧食消費彈性，其結論為農村的價格彈性和收入彈性分別為－0．140和0．019，城市的分別為－0．610和－0．014。劉華和鐘甫寧(2009)利用1986—2002年的城鎮(zhèn)居民微觀調查數(shù)據考察食物消費行為，并運用Engel模型、Working－Leser模型和LA/AIDS模型估算各類食物的需求收入彈性和需求價格彈性，發(fā)現(xiàn)大米和面粉類食物的需求收入彈性基本穩(wěn)定在0．200～0．300之間。張玉梅等(2012)利用1985—2009年的省級面板數(shù)據，運用二次型QUAIDS模型估算糧食、食用油、肉類、蛋類、水產品和蔬菜6種食物的消費支出彈性和需求價格彈性，農村居民糧食消費支出彈性為0．290(1985—1990年)、0．400(1991—2000年)、0．200(2001—2009年)，馬歇爾需求價格彈性為－0．020，希克斯需求價格彈性為0．100。王志剛和許前軍(2012)采用LA/AIDS模型分析了食品消費結構轉變前后的需求價格彈性及支出彈性，發(fā)現(xiàn)糧食需求價格彈性由未考慮結構轉變因素的0．420下降至考慮結構轉變因素的0．290。范壟基等(2012)依據2001—2010年我國稻谷、小麥和玉米3種主要糧食作物主產省份的播種面積和價格數(shù)據，分別測算了3種糧食作物播種面積對價格的彈性值。梁凡等(2013)采用AIDS模型分析了不同收入組城鎮(zhèn)居民1995—2011年的需求收入彈性和Marshall－Hicks價格彈性，結果顯示:由低到高收入組的糧食需求收入彈性平均值分別為0．767、0．527和0．280;對低收入組來講，其Marshall－Hicks價格彈性均值分別為－0．878和－0．726，低于1，而中、高收入組均大于1。同樣，鑒于梁凡等(2013)的研究時間跨度大，研究方法較為先進，計算結果更為精確可信，本文采用其分析結果，即1995—2011年的糧食需求收入彈性和糧食希克斯需求彈性的均值分別為0．525和0．954。

(三)CR與PR值估計根據前文定義，CR值是所消費糧食價值占總支出的百分比，反映居民糧食消費占其總消費的百分比。PR值為生產糧食的產值占總收入的比重，即農戶糧食生產收入占其總收入的百分比。NBR值主要考察居民凈收益率的變動情況，是PR值與CR值之差。如果NBR值大于零，說明居民在糧食生產表1農村與城鎮(zhèn)居民PR值與CR值變化情況(%)城鎮(zhèn)年份CR值農村年份PR值CR值NBR值19957．143199523．66219．7773．88519966．928199625．57118．5816．99019976．175199723．32815．8597．46919985．241199822．82615．8346．99219994．667199921．24515．4175．82820003．744200020．80212．8797．92320013．705200122．32013．0669．25420023．158200221．34212．2699．07320032．982200322．11311．86510．24820043．316200427．22414．16113．06320053．049200524．19412．39211．80220062．835200623．16711．61411．55320072．784200722．67411．00411．66020082．919200821．24610．52610．72020092．726200920．08710．2149．87320102．862201021．32810．19211．13620112．886201121．3089．07312．235過程中屬于凈出售者;如果NBR值小于零，說明居民在糧食消費過程中屬于凈購買者。NBR值實質上反映了不同利益群體在糧食市場中的地位與收益率變化情況。1995—2011年農村與城鎮(zhèn)居民糧食生產與消費占其收入比重CR值與PR值的變化情況如表1所示。由于城鎮(zhèn)居民是糧食的凈消費者，本文只計算CR值。從表1可知:第一，農村居民的CR值總體變化趨勢表現(xiàn)為曲折遞減的過程，且逐漸平緩。CR值的總體變化過程反映出糧食消費在農戶支出中所占比例不斷降低的趨勢。其主要原因是農村居民收入的增加以及消費的多元化。PR值呈現(xiàn)頻繁波動中持續(xù)下降的趨勢，與CR值具有相似的變化趨勢。PR值的降低反映出糧食生產收入占農民收入比重的降低。這主要是由于:一方面，隨著我國農村改革力度的不斷加大，農戶的收入水平持續(xù)提高;另一方面，城市化進程中農村勞動力大量轉移到非農產業(yè)，且農業(yè)尤其是種植業(yè)的投入大而受益相對較低，導致農民投資額不斷減少，PR值降低。PR值的頻繁波動也顯示出這種變化的不平穩(wěn)性，從側面反映農民對種糧收入一定程度上的依賴性。第二，農村居民糧食生產凈收益率主要用以衡量糧食生產的利潤率，是糧食生產的核心問題。1995—2011年期間，糧食生產凈收益率一直為正且整體呈波動上升態(tài)勢，說明農戶作為糧食生產者種糧收益增加，2004年以后NBR值的回落只是反映出糧食種植的比較優(yōu)勢逐漸下降。第三，糧食支出占城鎮(zhèn)居民支出的比例呈穩(wěn)定下降趨勢，這表明隨著經濟發(fā)展水平的不斷提高，城鎮(zhèn)居民的可支配收入不斷增加，根據恩格爾定律，糧食作為基本生活必需品的屬性，糧食消費的比重呈下降趨勢;另外，隨著城鎮(zhèn)居民消費結構的改變，消費水平的提高，糧食消費量被其他蛋白質含量更高的消費品所代替，使其占總消費的比重逐年遞減。

三、實證結果與分析

糧食價格波動對城鄉(xiāng)居民福利狀況的影響并不相同。農戶既是糧食生產者也是糧食消費者，因此，價格變動的農戶福利效應既包括生產福利效應也包括消費福利效應;而城鎮(zhèn)居民主要是糧食的消費者，因此其總福利效應主要指消費福利效應。本文利用得到的參數(shù)估計值，計算糧食價格波動對城鎮(zhèn)與農村居民長期和短期福利變動的影響程度，結果如表2所示。首先，農村居民與城鎮(zhèn)居民長短期福利變化的對比分析表明:在生產價格、消費價格同等幅度變化的情況下，農戶福利變動受生產福利與消費福利變動的綜合影響，城鎮(zhèn)居民主要受消費福利的影響。糧食價格波動的福利分配效應使城鎮(zhèn)居民成為糧食價格波動中福利損失的主體，糧食生產價格平均每提高10%，城鎮(zhèn)居民短期福利減少3．48%，長期福利減少2．99%;而農村居民則由于糧食價格上漲使得福利增加，即糧食價格平均每提高10%，農村居民短期福利增加5．50%，長期福利增加6．35%。城鄉(xiāng)居民福利分配的非均衡性主要是由價格波動的替代效應和收入效應所導致的。價格上漲時，絕大多數(shù)農村居民糧食或食品消費能夠自我生產、自我滿足，因此，其效用或福利水平通過自我生產得以抵償，糧食價格上漲的收入效應大大提高并改善了農戶的福利。而城鎮(zhèn)居民作為純消費者，面臨糧食價格的劇烈波動，其應對能力受收入、替代品價格、消費結構等因素的影響。對城鎮(zhèn)低中收入群體而言，由于其可支配收入少、儲備水平低，當受價格波動的影響時，其脆弱性則成倍放大。農村居民與城鎮(zhèn)居民糧食價格波動福利變動的差異本質上是基于持久收入假說這一消費理論，居民為保證終生福利效用最大化，作為風險規(guī)避者其對價格平穩(wěn)性的傾向會大于波動性，加之農村社會保障系統(tǒng)的缺失，面臨市場風險時農戶所擁有的土地以及農戶間的社會資本承擔了相應的社會保障功能，因此在糧食價格波動中農村居民的福利變動成本低于城鎮(zhèn)居民的福利成本。另外，農村居民的資產流動性大大弱于城鎮(zhèn)居民，農村居民為保障效用最大化，往往采取跨期消費策略，而由于糧食消費的剛性，城鎮(zhèn)居民往往無法采用相應的方法降低福利的波動率，從而導致城鎮(zhèn)居民的福利損失高于農村居民。其次，福利變化率與價格波動率呈正相關關系，即價格波動越劇烈，居民的長短期福利變化率越大，證實了“糧食價格波動———價格指數(shù)波動———生產消費行為變動———利益主體福利變化”這一鏈條作用機制的存在。據國家統(tǒng)計局資料顯示，我國食品消費占CPI比重最高(31．79%)，以糧食價格為基礎的食品價格波動對城鎮(zhèn)居民的消費沖擊更大。由表2可知，糧食銷售價格對城鎮(zhèn)居民的福利水平變化起到相反的作用。糧食銷售價格下降，城鎮(zhèn)居民福利變化率為正值，福利狀況得以改善，居民長期福利優(yōu)于短期福利;與之相反，糧食銷售價格上漲，城鎮(zhèn)居民福利惡化，居民長期福利損失高于短期福利損失。由于糧食產量增長的有限性，糧食價格上漲會引發(fā)CPI上漲(孫小麗，2012;方志紅，2013)，導致居民實際購買力水平下降。郭勁光(2009)也發(fā)現(xiàn)，糧食價格波動將增加城鎮(zhèn)人口落入貧困陷阱的概率。再次，農戶總福利效應的變動主要是由糧食價格變化引起農戶收入與消費支出變化的相對值所決定(表3所示)。當糧食價格變動引起農戶收入大于糧食消費支出變化時，農戶福利得到改善;反之，農戶福利狀況惡化，如1995年和2008年。此外，PR與CR值的變動也將導致農戶總福利的變動。糧食生產過程中，農戶處于凈出售者地位，糧食生產價格波動的長短期生產福利效應所受影響一致，均表現(xiàn)出明顯的正相關關系。糧食生產價格上漲，則福利變化值增加，農戶福利得以改善。糧食消費價格變動與居民消費福利呈負相關關系，即糧食消費價格上漲，居民的消費福利降低。總體而言，除個別年份外，生產價格變動的符號與農戶福利變化一致，反映出農戶作為生產者的主體地位，福利變動受生產價格波動的影響更大。長期中，農戶總福利變動取決于糧食供需價格彈性，這主要是由于糧食價格的供給彈性和需求彈性都非常低，且糧食供給價格彈性的絕對值小于需求彈性的絕對值。最后，表2反映出無論是農村居民還是城鎮(zhèn)居民，其長期效應均優(yōu)于短期效應，意味著長期條件下城鄉(xiāng)居民能夠通過調整糧食產量或消費量來應對糧食價格的波動，使自身福利得到改善，反映出我國糧食產業(yè)市場化程度不斷提高，價格變化成為居民調節(jié)生產與消費行為的杠桿。但不可否認的是，農業(yè)生產受自然與經濟再生產的共同影響，農產品價格的波動是自然、經濟與社會因素共同作用的結果。由于不同因素的交互作用，導致價格波動短期內放大效應特別顯著。由于信息壁壘的存在、農業(yè)生產資料的專用性以及農業(yè)生產的季節(jié)性等特點，導致農戶短期內難以進行適應性調整。而從分析結果也可以看出，城鎮(zhèn)居民的自我調整能力更強，其收入結構更為合理，農村居民長短期福利的變化率為0．056，而城鎮(zhèn)居民為0．091，反映出面對價格波動等經濟現(xiàn)象，城鎮(zhèn)居民具有更好的適應能力。

四、結論與政策建議

第一，糧食價格波動具有福利分配效應，且這種分配是非均衡的。糧食價格上漲有利于擁有土地且作為糧食凈出售者的農村居民福利增加，而城鎮(zhèn)居民或糧食的凈消費者福利減少;糧食價格波動具有降低城鄉(xiāng)收入差距的作用，然而這種作用機制是以居民的福利損失為代價的，尤其是對于城鎮(zhèn)居民中的低收入群體，反映出低收入者的人均福利對價格變化更為敏感。因此，政府應建立健全低收入群體的價格補貼機制，實行目標價格補貼。首先，政府確定一個目標價格，按市場價收購糧食。然后，對目標價與市場價的差價給予補貼:當市場價格高于目標價格時，政府補貼城鎮(zhèn)低收入者;反之，政府補貼作為生產者的農民。如此可以增強相關主體抵御價格波動風險的能力。第二，糧食價格波動導致城鄉(xiāng)居民福利差異是由不同收入層級居民的購買力以及消費結構不同所導致的。面對糧食價格波動，城鄉(xiāng)市場間存在的信息壁壘，以及農業(yè)生產的季節(jié)性特點，農村中的低收入群體和貧困人口受沖擊和影響的程度比相應的城鎮(zhèn)人口更深。因此，應著力提高低收入群體的收入水平，增加貧困居民的購買力;在此基礎上，改變居民的消費結構，降低糧價波動對居民福利的負面影響。此外，本研究發(fā)現(xiàn)，居民作為理性人在追求效用最大化過程中能夠對糧食價格的波動做出適應性調整，糧食價格波動的長期福利效應優(yōu)于短期福利效應即反映了居民通過收入效應和替代效應能夠在一定程度上彌補由于價格波動所導致的福利損失。第三，解決糧食價格波動的福利差異問題，本質上要求完善市場價格形成機制，穩(wěn)定糧食供求關系和減少價格的波動與突變。然而，糧食作為一種自然再生產和經濟再生產相互交織的產業(yè)，由于市場信號影響的滯后性以及時間分布的集中性，導致農戶依據價格變動調整生產決策的供給反應較為遲鈍和滯后。因此，政府應利用多種政策手段，通過綜合發(fā)揮市場的基礎性作用和政府的宏觀調控作用，優(yōu)化糧食供需結構，增強糧食安全的綜合保障能力。

作者：苗珊珊單位：河南理工大學應急管理學院安全與應急管理研究中心