我国化肥价格波动与农民收入关系的实证分析

余利丰 （华中科技大学 经济学院，湖北 武汉 430074）

化肥作为一种非常重要的农业生产资料，其使用在我国农业生产中发挥着十分重要作用。根据Lin（1992）的研究，在所有传统投入中，化肥对1978～1987年农作物生产增长的贡献最大。Huang和Rozelle（1995）的研究也表明，1975～1990年，每公顷作物播种面积化肥使用量的增加对粮食单产增加的贡献率为45.3%。张浩等（2008）运用非稳定的分省面板计量方法，对1949～2005年我国农业增长的研究结果表明，化肥对农业产值的增长的贡献达到47.99%。近年来，由于化肥价格的大幅度上涨，增加农民投入成本，导致农民收入增收缓慢，这将吞噬掉中央一系列惠农政策对农民增收的努力，并直接影响农民种粮积极性，进而影响到农业的持续、健康发展。目前，农民用于化肥的支出占亩均生产总费用的比重达到30%以上，其中，稻谷种植中化肥支出费用比重为38%左右，小麦为35%以上，玉米为44%以上，大豆为26%以上。表1给出了2003～2008年我国主要农作物化肥支出占亩均支出费用的百分比。

从表1可以看出，化肥支出是农业生产总支出最大的项目。化肥价格的大幅度上涨使得农民的投入成本急剧上升，不仅使农民的收入受到重大影响，还会降低农民对化肥的使用量，进而影响农作物的产量，这不但不利于保护广大农民利益，而且还将在相当程度上影响农业生产，对我国国民经济的发展也会产生一定影响。

表1 中国国内主要农作物化肥支出占亩均费用的比重（2003～2008年） 单位：%

一、化肥价格波动的相关文献综述

化肥价格一直是学者们关注的焦点，相关文献对于化肥价格问题的研究主要集中在两个方面：其一是关于化肥价格波动原因方面的研究，对化肥价格上涨的原因，国内基本达成了共识：其一，造成化肥价格上涨的原因主要是需求拉动和生产成本推动，刘来吉（2005）、虞华（2005）等运用相关数据证明了该结论；其二，现有文献主要是讨论农业生产资料价格变动对农民收入的影响，而没有单独分析化肥价格波动与农民收入之间的关系。Leroy Quance et al（1971）对俄克拉荷马州（Oklahoma）和堪萨斯州 （Kansas）500个小麦生产者的调查显示，农业生产资料价格上涨是农民收入长期低下的原因之一，并且农业生产资料价格的上涨抑制了农民对农业生产资料的使用量，从而使得农业产出减少，进而影响了农民收入；Eggerman et al（2006）在美国南部农业经济学年会的报告中评估了农资原材料价格的上涨对德克萨斯州（Texas）种植业收入的影响，该研究结果表明，原材料价格的上涨导致农民投入成本的增加对农民收入及农村经济有显著的负面影响。张颢译等（2006）在建立向量自回归模型的基础上考察1978年以来我国农业生产资料价格与农民收入增长之间的动态影响关系，其研究结果表明，需求拉动和成本推动导致农资价格的上涨的原因之一，只要不出现大幅度的波动，应视为正常的市场调节；黎霆等 （2006）通过葛兰杰（Granger）因果关系检验法，对我国1983～2004年农民人均纯收入与农资价格指数之间的关系进行了检验，结果发现 “需求拉动”是我国农资涨价的一个主要因素。

以上相关研究在其领域内作出了重要贡献，但仍存在一些需要完善之处：（1）对于化肥价格波动对农民收入的影响，现有文献的研究主要是分析农资价格波动与农民收入之间的关系，而没有单独分析化肥价格与农民收入之间的关系，或对于二者之间的关系定性分析居多，缺少定量分析；（2）从现有文献来看，对于农资和农民收入关系的数据分析最多到2004年，本文在现有文献的基础上，运用1978～2008年的时间序列数据来定量分析化肥价格的波动与农民收入之间的关系，并在此基础上提出相应的政策建议。

二、化肥价格波动的原因及其对农民收入的影响

（一）化肥价格波动的原因

影响化肥价格波动的因素可概括为需求和供给两种：从需求角度讲，随着农村经济的发展，农民收入水平不断提高，对化肥的需求量增加，从而引起化肥价格上涨，即需求拉动；从供给角度看，主要是由于生产化肥的原材料价格提高导致化肥生产成本增加进而引起化肥价格上涨，即成本推动。

1.需求拉动

化肥价格上涨和农民收入增加密切关联。农民收入水平提高增强了收入增长预期，进而加大对农业生产的投入，扩大了化肥使用量，造成了化肥支出增加。根据张红宇等（2003）的研究计算，农户收入每增加1%，购买化肥的支出就会增加0.093%。而化肥价格的上涨既有粮食价格上涨的市场周期性因素，也受国家“三农”政策的影响。

（1）在政策方面，2004年中央1号文件出台后，中央政府和地方政府先后又出台了一系列优惠政策，减轻农民负担，“两税减免、三项补贴”的政策大大增加了农民收入，而农民收入的增加使农民对化肥的需求量增加，从而拉动了化肥价格上涨。

（2）农产品价格持续上扬，大宗粮食作物如小麦、水稻、玉米、棉花和其他经济作物如大豆、烟叶、玉米、果蔬类及水产品、畜产品等的价格近年来较大幅度上扬，直接增加了农民收入，从而拉动了化肥价格的上涨。

2.成本推动

原材料价格上涨。我国合成氮肥所用原料中，煤大约占62%，天然气占26%，油占12%；煤不仅是尿素的生产原料，也是重要的燃料。大体上，生产l吨尿素要消耗1.5～1.8吨煤，占总生产成本的70%，消耗1200度电。2002年国家全面放开煤炭价格以后，煤炭价格变化开始对化肥生产成本产生了直接影响 。据国家统计局调查队市场价格监测调查，由于煤炭价格上涨，2008年与2007年相比，氮肥价格上涨30.7%，磷肥价格上涨62.8%，复合肥价格上涨60.15%。

（二）化肥价格波动对农民收入的影响

化肥价格的上涨，直接抵消了国家减免农业税和国家直补给农民带来的好处，从而造成农民收入增加缓慢，影响了农业的发展。

1.弱化了中央各种财税惠农的政策效应，影响农民增收。为减轻农民负担，增加农民收入，国家从2004年开始连续多年出台了一系列惠农政策，但由于化肥价格的大幅度上涨，在一定程度上抵消了支农政策带给农民的实惠，使农民增收缓慢。

2.增加了农民种粮的生产成本，使农民的种地收益减少。由于化肥价格的大幅度上涨，不少农民减少化肥的投入，从而使种地收益下降，农民收入增加缓慢。

三、化肥价格波动与农民收入关系的实证分析

为了定量分析化肥价格波动的原因及其对农民收入的影响，本文选取化肥价格指数、煤炭出厂价格指数和农民人均年纯收入指标来分析二者之间的关系。

（一）数据来源及处理

本文所选指标数据主要包括化肥价格指数（fertp）、煤炭出厂价格指数（coap）、农民人均年纯收入（pi），其中，化肥价格指数的原始数据来自历年《中国统计年鉴》，笔者将其调整为以1978年为基期的价格指数；煤炭出厂价格指数用于衡量化肥的成本指标，之所以采用其作为衡量化肥原材料的指标，是因为《中国统计年鉴》中关于原材料、燃料、动力购进价格指数的统计数据不完整；农民人均年纯收入用农业居民家庭人均纯收入表示，数据来自历年的《中国统计年鉴》。为了减少数据的异方差性，本文对三项指标都取对数，即化肥价格指数（Lnfertp）、煤炭出厂价格指数（Lncoap）和农民人均年纯收入（Lnpi）。

（二）模型选择

本文拟采用脉冲响应和方差分解的方法来分析化肥价格与农民收入之间的关系。脉冲响应函数和方差分解常被用于预测相互联系的时间序列系统及分析随机扰动对变量系统的动态分析，从而解释各种经济冲击对经济变量形成的影响。本文得出的结果都是基于Eviews 6.0软件。

（三）相关检验

1.单位根检验。对于时间序列数据，如果是非平稳的，可能会出现谬误回归，为了避免这种谬误回归得出不可置信的结果，有必要对三项指标进行单位根检验，其检验结果见表2。从表2可以看出，Lnfertp，Lncoap和Lnpi都是非平稳的时间序列，但它们的一阶差分序列dLnfertp、dLnpi和dLncoap在5%的显著性水平上都是平稳的，表明它们都是一阶单整的，即I（1）过程。

2.协整检验。协整检验的经济意义在于揭示时间序列变量的长期稳定关系，具有协整关系的变量在长期中存在稳定的协调发展趋势。从上面的单位根检验中可知，三个变量都是I（1）过程，本文采用Johansen协整检验法对模型中的三个指标变量进行协整检验（见表3）。

协整检验的结果表明：化肥价格指数（Lnfertp）和煤炭出厂价格指数（Lncoap）之间以及化肥价格指数（Lnfertp）和农民收入（Lnpi）之间存在着协整关系（95%的置信水平区间）。协整关系表明两个序列在长期中可能存在着一定的相关关系，但对于二者之间具体的因果关系需进一步分析，因此需作因果关系检验。

3.格兰杰因果关系检验。格兰杰因果关系检验的目的是进一步了解两个序列之间的因果关系，运用格兰杰因果关系检验法对 Lnpi，Lnfertp和Lncoap进行因果检验的结果见表4。

从表4可以看出：（1）化肥价格的变化是农民收入变化的格杰原因；（2）农民收入是化肥价格的格兰杰原因，煤炭价格是化肥价格的格兰杰原因。需要注意的是，Granger因果检验法是一种基于回归的检验法，往往对变量的平稳性有较高的要求，如果变量是非平稳的，那么是否存在协整关系的答案会影响Granger因果关系的有用性。为此，提出如下两个假设，然后通过建立脉冲响应函数模型来考察Granger因果关系检验结论的正确性。

假设1：化肥价格的上涨导致农民增收缓慢；

假设2：化肥价格的上涨原因是“需求拉动”和“成本推动”。

4.脉冲响应函数分析。为了证明以上两个命题的假设是否成立，运用脉冲响应函数来解释因变量如何响应来自随机扰动项的两个标准差冲击对内生变量当前和未来值的影响。由表2知，dLnfertp和dLnpi都是一阶单整的时间序列，用赤池信息量准则和施瓦茨信息准则等来选择滞后阶，在对残差进行正态独立同分布诊断的基础上，反复试验后确定最优滞后阶为一到三阶，因此建立三阶的脉冲响应函数来分析化肥价格的波动对农民收入当前和未来的影响以及农民收入的变化对化肥价格当前和未来的影响，见图1。

表2 三项指标单位根的检验结果

表3 Lnfertp和Lncoap，Lnfertp和Lnpi协整关系检验结果（最大特征值和迹统计量检验）

表4 三个变量的格兰杰因果关系检验结果

首先分析农民收入的增长对化肥价格的响应路径。由图1知，第一期和第二期处于调整阶段，波动幅度较大，最大的响应出现在第二期；从第二期到第五期出现了负向响应，最大的负向响应出现在第五期；从第五期开始出现了正向响应，随后响应程度逐渐减弱，呈现正向收敛迹象。其背后的经济学含义是农民纯收入的增长速度在第一期和第二期快于化肥价格的增长速度，从而对农户产生了有利影响（陈汉圣，1997），但由于农民收入的增长快于化肥价格变动的速度，“需求拉动”使化肥价格的上涨抵消了农民收入增长的部分，在图1中的表现是第二期到第五期负向响应的部分。

接着分析化肥价格的变动对农民收入的响应路径。从图1可以看出，前两期处于调整期，其中在第二期达到最大；从第三期以后响应程度逐渐减弱，并在第五期达到最低水平，从第六期开始趋于稳定并有收敛的趋势。其背后的经济学含义是化肥作为一种重要的农业生产资料，化肥的价格变动会影响农民的收入。

最后再来考察化肥价格及农民收入对其自身随机扰动的冲击。化肥价格对自身的冲击总体上呈现正向响应，在第二期到第五期波动幅度较大，从第五期开始呈现正向的收敛趋势；而农民收入对自身的冲击响应比较强，后期较稳定，从第六期开始呈现正向的收敛趋势，但前六期波动幅度很大，这说明当前农民收入与自身滞后值有很强的关联度。

图1 化肥价格波动对农民收入的响应路径和农民收入增加对化肥价格的响应路径

5.方差分解。方差分解的主要思想是把系统中每个内生变量的波动按其成因分解为与各方程信息相关联的各组成部分，从而了解各信息对模型内生变量的相对重要性。为了找出农民收入的变动对化肥价格的冲击的具体影响，现对其进行方差分解，见下页表5。

从表5中可以看出，农民收入对化肥价格的影响在逐渐增大，从第六期开始稳定在26.2%，即农民收入的增长随着对化肥需求量的增加使化肥价格出现大幅度上涨，从第六期开始维持在一定水平上；而从农民收入的方差分解中可知，化肥价格对农民收入的影响是先增加后减少，然后处在一个稳定的水平，最高达到50.7%，最后稳定在49.9%的水平上。由此可见，化肥价格的上涨会影响农民收入，而农民收入的增加也拉动了化肥价格的上涨，这与因果关系检验得出的结论相同。

为了具体分析“成本推动”对化肥价格变动的影响，同样采取方差分解法来分析原材料价格的上涨对化肥价格的影响，输出结果见表6。

从表6可以看出：作为化肥原材料的煤炭价格的变动对化肥价格的影响不断上升，尽管在第四和第五期出现了很大的波动，但从第七期开始煤炭价格的变动对化肥价格的影响稳定在36.1%以上，这也说明煤炭价格的上涨直接影响了化肥价格的上涨。煤炭作为我国化肥的主要原材料，占化肥生产成本的70%，尤其是我国从2002年全面放开煤炭价格以后，煤炭价格上涨对化肥价格的影响越来越大，即化肥价格的上涨源于“成本推动”。

综上所述，化肥价格的上涨源于“需求拉动”和“成本推动”，而化肥价格的波动也影响农民的收入。

四、本文结论和政策建议

本文通过实证分析，验证了化肥价格的上涨影响农民收入的增长，并且化肥价格的上涨是由于“需求拉动”和“成本推动”。既然化肥价格上涨会影响农民收入的增长，那么促进农民增收，应通过控制化肥价格的上涨来缓解农民增收缓慢的问题，具体措施如下：

（一）从需求的角度

1.建立化肥直接补贴制度，有效保护农民的利益。为应对放开价格后可能出现的化肥价格上升，有效保护农民利益，国家和地方各级政府应采取积极措施对粮食主产区农民进行直接补贴。

2.进一步完善化肥储备制度，建立化肥价格调控基金，提高政府调控市场和价格的能力。在化肥价格放开初期，要适当增加化肥储备，及时平抑可能出现的化肥持续涨价。化肥价格调控基金既可以用于对农民的直接补贴，也可用于化肥淡季储备有关费用和价差亏损。

表5 农民收入变动对化肥价格冲击的方差分解

表6 原材料价格对化肥价格变动的方差分解

（二）从供给的角度来看

1.开发和推广先进实用技术。应采取多种措施鼓励开发和推广先进实用技术，降低生产成本。由于我国的化肥生产是以煤碳为主要原材料，通过采用成熟的粉煤气化技术代替无烟块煤的技术改造，可在一定程度上缓解因煤炭紧缺对化肥生产成本的不利影响。

2.继续推行对化肥生产企业实行优惠政策，保证化肥生产用煤、电、油、气等优惠政策。

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