粮食价格波动对人口福利变动的影响评估

1、粮食价格波动对人口福利变动的影响评估（上）2010-6-17摘 要：文章在探讨了不同人口的粮食消费及其波动变化的基础上，说明粮食、食品价格波动对不同消费人口福利状况影响的差异，这一差异同时存在于不同的收入阶层及城乡之间，而且延续到对基尼系数的影响。文章还利用粮食价格数据和辽宁省重点贫困县抽样调查数据实证评估了不同粮食品种价格波动和相关人口特征变量对低收入人口的收入及落入贫困的几率所产生的影响，并提出了相应的政策建议。关键词：粮食价格波动，人口福利，低收入人口，贫困近期全球农产品价格急剧上涨使全球、区域及国家层面的粮食及农业状况受到了前所未有的关注。在全球范围内，农业生产力已经出现了停滞不前的迹

2、象，再加上自2008年5月以来随着国际粮食价格和能源价格的同时猛烈上涨，很多国家的通货膨胀率普遍上升。因此给已经处于高位运行的食品价格再加助力，使得这些国家和地区的“食品危机”浮出水面。据国际粮农组织（FAO，2008a）的统计，FAO名义粮食价格指数在2002-2008年间增长了1倍，实际粮食从2002年开始增长，2006和2007年大幅增长，到2008年中期，实际粮食价格比2002年的水平高出64%。日前已经至少有40个国家的政府采取了粮食价格控制或出口限制等紧急措施。从中国的情况来看，自新中国成立以来，减贫、扶贫事业取得了巨大进展。全国贫困人口从1.5亿缩减为2000多万，贫困发生率也从

3、30.7%下降到1.6%。然而，日前已经成功脱离贫困的人口又再度返贫的现象越发多见。笔者认为，该问题的出现与近年来粮食价格和食品价格的波动走高有着直接、内在的联系。从2003年至今，中国的粮食价格一改持续了近8年的低迷走势开始强劲反弹，此间仅有2005年经历了小幅下降调整，之后又显著上涨。高涨的粮价直接造成了食品价格的上扬，使消费者的实际购买力下降、实际收入减少，因此返贫的现象也就顺理成章地成为必然。从一般的经济学常识中可知，高物价会给所有的消费者尤其是最贫穷的消费者的福利带来严峻的挑战。尤其是在金融危机以后，理性的评估分析粮食价格走势对不同收入人口所产生的影响，这对中国宏观经济的运行与稳定、

4、新农村建设和相关福利政策的调整及扶贫事业的推进都具有极其重要的实际意义。那么这一影响究竟如何？本文试图从人口的消费与收入两方面对其进行评估与分析。一、人口消费结构、粮食消费及其福利影响的差异化对于评估人口福利的变化而言，一般可以从人口的消费变动与收入变动两大方面进行考察。从消费的角度来讲，最关键的考察变量是消费结构的构成状况和消费价格的波动情况。结合粮食问题就要涉及粮食消费在消费中的重要性、粮食价格变动及其对不同消费人口产生的影响等问题。下面对其进行具体分析。从消费构成的结构观点来看，对于低收入人口来说，粮食一般占其总支出的一半甚至更高。因此粮价的上涨可能对其生活和营养条件产生显著影响。例如，

5、Block等（2004）发现，20世纪90年代末印度尼西亚稻米价格上涨时，贫困家庭中的母亲相应减少了自己的热量摄入以更好地喂养孩子，导致母亲消瘦状况增多。此外，为购买价格上涨的稻米致使对营养价值更高食品的购买量减少，这导致幼童（及其母亲）的血红蛋白明显降低，出现发育障碍的概率增加。FAO（2008b）的研究显示，无论城市还是乡村，从支出看，最贫穷的1/5家庭所受的影响最大。其福利状况不是损失最大就是增益最少。甚至在农村家庭平均呈受益状况的某些国家，如巴基斯坦和越南，农村地区最贫穷的1/5家庭仍因主食价格上涨而出现福利状况的负增长。无疑，预计所有国家的所有城镇家庭都将蒙受损失，但程度不同，其中最

6、贫困家庭的福利下降幅度最大。这其中的原因很明显，也就是说处于最贫穷阶层的人口或家庭的支出中，用于食品消费的部分所占的比重非常大，价格波动所影响的实际收入或可支配收入的程度也就越高，因此对这类人口或家庭的生济影响就更深。按照这样的逻辑，我们可以得出一个一般性的结论，即消费支出中的食品消费或是粮食消费所占的比重越大，受到的价格冲击也就越明显。另外，粮食价格波动会直接影响商品销售价格的波动，而且这两者之间存在着密切的联系。表1列出了亚太地区一些国家和地区消费价格指数中食品消费部分所占的比重构成情况。从中可以看出，在中国的CPI指数中，食品消费部分占13多，在这10个国家和地区中处于第三高的位置。这一

7、比重值越大说明在消费支出中食品消费比重越大，在食品价格波动上升的情形下CPI通胀的影响程度也就更明显。对于贫困人口来讲，这就涉及通货膨胀率与贫困水平之间的关系问题，众多经济学家从不同的研究视角对此进行过研究，大致可以分为两类：第一类主要是围绕着通货膨胀与宏观经济绩效间的关系展开研究的。如Fischer等（1982）曾利用所建立的跨国回归模型对宏观经济变量间的关系进行研究，结果认为只有在低通货膨胀水平上才能实现快速的经济增长。同一时期的研究中也有学者认为经济增长有赖于温和的通货膨胀（Bruno等，1995）。总之，这类研究成果的普遍结论都是反对较高水平的通货膨胀率，认为应当采用一种适度的通货膨胀

8、政策来刺激经济增长，从而通过所实现的经济增长来解决贫困等一系列问题。第二类研究大多是直接对贫困发生率与通货膨胀间的关系进行研究。如Blank等（1986）曾发现通货膨胀有恶化贫困境况的负面影响，但同时也指出，通货膨胀率提高的同时也增加了低收入人口的收入份额，有利于缓解收入不平等的程度。Cutler等（1991）利用美国1959-1989年的样本研究发现，通货膨胀率的增加能够产生降低贫困发生率的作用；但与此相反，Powers（1995）对美国1959-1992年的分析却发现，通货膨胀率提高使得以消费为基础测量的贫困率有所提升。Cardoso（1992）曾对拉美7个国家的贫困问题进行过系统研究，她

9、认为，通货膨胀率的上升对于已经处于贫困线下的贫困人口来讲影响并不大，其原因在于这些已经贫困的人口手中可支配的现金本来就很少，通货膨胀给他们造成的贬值影响并不明显。但她也同时指出，通货膨胀会对人们的实际工资所得产生强烈的影响。虽然说以上两大类研究并没有形成一个有效的共识，但笔者比较倾向认为，通货膨胀对于低收入人口及贫困的实际影响在短期和中长期是不同的：在短期一定水平的通货膨胀能够使失业率下降，使很多人能够借此机会获得工资收入；但在中长期，这种正面效果就会逐渐降低，进一步影响到人们的实际收入所得和实际购买力，从而降低生活水平，使贫困发生的几率增大。而且在同样的通货膨胀水平下，就食品通货膨胀来讲，穷

10、人会比富人遭受更大的福利损失。首先，在穷人的消费中，食品消费所占的比例较高，受食品价格通货膨胀影响的程度更深；其次，在面对食品涨价的过程中，富人会比穷人更容易改变其消费构成，来替代那些价格已经上涨的消费品种，而穷人的这种替代机会较为有限；第三，穷人更为缺少事先储藏食品的能力和手段。因此在通货膨胀面前，贫困主体会表现出更强的脆弱性。下面我们就利用食品或粮食消费占总支出的比重这一指标来分析判断中国不同居民在价格冲击中的主体脆弱性。图1列出了中国城镇居民食品消费性支出与粮食消费性支出占其总支出的比例情况。从中可以看出，城镇居民的粮食消费支出较食品消费支出占总支出的比重要低约20个百分点，而且粮食消费

11、所占比例更加稳定。这一点与卢锋、谢亚（2008）的结论是相一致的，且从反向证明了在粮食价格上涨的过程中城镇居民会由于粮食消费的缺乏弹性而造成更多的实际收入缩水现象，这种影响对低收入人口更严重。同样，中国城镇居民的食品消费占总支出的比重也按收入分组从低到高依次递减，而且总体上来讲，食品消费所占比重从1992年到2007年是逐渐降低的，也说明了中国居民生活水平的改善情况，这在图2中的恩格尔系数图中也得到同样的证明。可见，对于城镇居民来讲，作为主要的粮食、食品消费者，越贫穷的人面对消费价格的提高所表现出的脆弱性也越高。另外，图2显示，1988-2007年中国农村的恩格尔系数值均高于城镇，只是1989

12、年比较接近（农村为54.8，城镇为54.5），其中城镇的恩格尔系数平均值为44.92，农村的为52.16，二者相差7个百分点。说明中国农村居民由于收入水平比城镇低而花费在生活消费上的费用比较多。在这类商品价格高涨的情况下会给农村粮食、食品净消费者造成更多的损失。但即使是农村的净消费者家庭，由于其粮食、食品消费中有一部分是自给自足的，因而也会部分抵消相应的价格冲击所带来的负面影响。此外，作为粮食价格冲击影响的微观考察，FAO也对主食价格上涨造成的福利状况影响进行了一定研究，分析显示，在多数的城镇和农村中，女性户主家庭的福利状况普遍低于男性户主家庭，其面临的福利损失最大或增益最小。在其他条件相同的

13、情况下，女性户主家庭用于购置食物的收入比重往往较大而利用土地和参与农业创收活动较少，因此无法分享粮食价格上涨带来的好处（FAO，2008a）。另外，由于粮食等食品价格的波动也会对福利的分配产生一定的影响。最近ADB（2008）的研究报告运用可计算一般均衡模型（CGE）对中国在粮食价格风险中的基尼系数进行了分析，结果发现，作为粮食净出口国，中国的粮食贸易条件将会在世界粮食价格的上涨中得到改善，但这一效益会对国内居民带来差异性的福利影响：价格冲击将给城镇居民中的低收入群体造成更多的损失；而农村中遭受福利损失的人口将主要是那些粮食的净消费者，而作为粮食净生产者的农民将从中获得大量收益。据ADB（20

14、08）的估计结果，这种福利影响将进一步改变中国的收入不平等状况，使城镇的基尼系数从0.2587上升到0.2629；但全国的基尼系数却会因此下降2个百分点。说明作为粮食贸易的净出口国，中国的城乡收入不平等程度将在粮食贸易的过程中得到一定程度地缓解，而城镇内部的不平等程度将会增加。二、消费价格、粮食价格波动与福利影响以上是从消费结构角度进行的分析，那么从消费价格的角度来讲，可以看到消费价格的波动会直接对低收入人口产生复杂影响。图3-7显示了中国居民消费价格指数的波动情况，从中可以得出以下几点结论。其一，从图3-7中图形的波动情形来看，城市居民和农村居民的相关指数波动情况大体与总的居民消费价格指数的

15、波动情形保持了一致。这说明随着改革开放的深入，城乡消费市场并不存在信息壁垒，能够保持基本的一致性。其二，从图3居民消费价格指数的年波动情况来看，中国居民消费价格在1988-1996年的波动幅度最大，其波动域值在-0.08-0.21之间，其后波动幅度明显减弱。但可以看出，其中的农村居民消费价格指数的波动性要略高于城市和全国的波动水平。从图4中可以看出，这两个指标的波动幅度明显要大于图3中的居民消费价格指数波动情形，其域值在-0.22-0.51之间。也就是说，在居民消费的构成中，食品和粮食消费的部分波动程度非常大。另外，图2的指数波动也表明，粮食消费价格的波动性要明显强于食品价格的波动性。因此可以

16、断定，粮食价格波动对食品的价格走势有决定性的影响作用，人们承受食品价格波动的能力主要取决于对粮食价格波动的敏感程度。从各指标的年波动来看，贫困群体尤其是生活在农村的贫困主体遭受粮食价格波动的影响程度最深。  作者：郭劲光 来源：农业经济研究2010年第4期责任编辑：夏鼎粮食价格波动对人口福利变动的影响评估（下）2010-6-17其三，从图5可以看出，受国际国内多重复杂因素的影响，这一时期的国内居民消费价格指数的波动频率是比较大的，但仍保持了城乡间波动的一致性。自2006年10月到2008年2月的大多数月份里，居民消费价格指数都是走高的，之后呈现出下降的趋势，但波动幅度有所减

17、缓。而且在这一指标的变化过程中，当价格指数上升时，农村居民的消费价格指数增长程度更快。反之，当价格指数下降时，城市居民的消费价格指数降低得更快。这说明，作为净消费者，农村居民在消费价格的波动过程当中将比城市居民承受更多的福利损失；而作为净销售者，农村居民将比城市居民从价格波动中获得更多的净福利所得。这一点非常值得关注，因为低收入人口更多的是作为净消费者，因此可以断定贫困主体将在价格波动中遭受程度更深的负面影响。其四，从图6和图7的图形走势来看，图7的食品价格波动情形与图5的居民消费价格指数波动情形更为相似。而粮食价格除了2006底至2007初时期的价格波动幅度较大外，其余时间内的价格波动幅度相

18、对较小。即使2007年底至2008年5月间粮食价格也有比较大的波动，但其幅度仍然没有超过之前。而且值得一提的是，在这几张图中，农村居民的相关指数波动性都是最大的，说明消费价格的变动对农村的影响比城市更大，农村的低收入人口和贫困主体将比城市的相应人口遭受的影响程度更深。通过上述分析，总体上可以初步断定，中国农村地区的低收入人口及贫困主体是消费价格波动负面影响的主要受损主体。那么未来的情形会怎样呢？为了衡量未来粮食价格的走势及其对市场的影响，经合发组织（OECD）和FAO合作开发了AgLink-Cosimo模型，通过该模型的预测，FAO和经合发组织认为，未来农产品的市场仍将偏紧，此后10年的商品价

19、格仍将高于前10年（OECD-FAO，2008）。那么相应对低收入人口和贫困主体产生的影响也将基本上与上面的分析，尤其是对消费价格月波动的分析相一致。三、粮价波动对低收入人口收入变动与贫困发生率的影响为了更为精细地评估粮食价格波动对低收入人口和地区造成的福利影响，下面将利用2008获得的辽宁省重点贫困县贫困户收入调查数据及国内主要粮食品种价格（大米、小麦、玉米和大豆）数据对具体粮食价格波动所产生的影响情况进行计量分析。其中，国内主要粮食品种价格数据来源于中经网统计数据库，数据时段为2002-2008年；辽宁省重点贫困县贫困户收入调查数据来源于辽宁省15个重点贫困县中的8个贫困县贫困户的抽样调查

20、，这8个重点贫困县分别是朝阳县、喀左县、北票县、新宾县、桓仁县、康平县、阜新县和义县。此次调查的目的在于获得辽宁重点贫困县贫困户1997-2007年间的收入统计和贫困动态统计资料，具体内容涵盖了对贫困户的贫困时段、家庭人口、家庭收入、致贫因素及贫困求助的途径、政策的公平性与效率等方面，此次调查采用在每个被调查县随机发放的做法，共收回有效问卷144份。由于两组数据的数据长度不同，本研究以2002-2007年为考察的时间范围。之所以将数据样本限定于辽宁省内，一是考虑到数据的可获得性和数据价值，二是虽然这8个重点贫困县在辽宁省内的地理分布不尽集中，但都却相隔距离有限，这种处理可以使得环境要素得到更好

21、的控制。具体的研究过程中，用两种方法来估计由于粮价波动所产生的福利影响。一是由于考虑到各种粮食价格指数数据是时间序列的，而样本的人均收入数据又是面板数据，因此，本文将粮价指数对样本平均收入的年度平均进行了估计，同时解释变量还加入了辽宁省人均GDP年度序列。在所得到的参数估计结果中仅有大豆价格指数的系数显著，为-0.013，也就是说大豆价格指数上升1个百分点会使人均收入减少1.3个百分点。由于观测的年份时间太短，因此采用第二种方法，将样本的人均年收入变量用粮食价格指数进行平减，得到了粮食价格波动影响收入变动和实际购买力变化的中间变量，再通过这一中间变量拟合贫困样本的贫困状态，从而评估出粮价变动所

22、产生的贫困变化效用。由于平减后的样本平均收入变量及作为被解释变量的贫困状态变量都是三维数据（时间、个体和指标），因此利用Eviews5.0中的Pool对象对观测值进行估计。在选择估计模型的过程中所有的Pool序列均通过了单位根检验，而且最终确定采用因变量三期滞后的固定影响变截距估计模型。估计结果如表2所示。从表2可以看出，各个模型估计结果的统计量（如DW值等）是比较良好的。与通常的Probit模型类似，这里的被解释变量值仅有1和0的选择，因此，各个变量系数的经济学意义在于贫困状态为1的概率的影响程度，即样本户落入贫困陷阱的概率变化情况。从各个粮食价格影响模型的估计结果来看，除了户主性别哑变量的

23、显著性没有得到支持外，其余的变量的估计系数都得到了显著性支持。在我们的调查样本中，户主性别男女之比为129：15，女性户主所占比例极小，这在某种程度上影响了估计效果，但同时，这也刻画了中国绝大多数农村家庭的户主性别情况。其余的两个人口特征学变量在各个方程中都通过了显著性检验，但需要注意到，这两个变量系数的符号恰恰相反。其中，反映户主年龄变量的系数为正，说明随着户主年龄的上升，样本落入贫困的几率将会上升。大致的情况说明，户主年龄每提高1岁会使低收入家庭成为贫困户的概率上升半个百分点。而反映家庭人口规模的家庭人口数的贫困影响系数为负，也就是说，随着家庭人口规模的扩大，家庭陷入贫困状态的概率有一定程

24、度的下降。这表明在所观测的家庭样本中存在着生活经济的规模效应，人口的规模结构变化是趋于福利增加的。从以上4个模型的估计效果来看，经由各种粮食价格指数平减后的平均收入变量的贫困影响系数均为负，而且影响显著。说明随着各个粮食价格的上涨而使人均可支配收入减少，进而会提高人口落入贫困的概率；反之，如果粮食价格走低，会使平减后的人均收入变量增加，这一福利增加效用则是有助于贫困减少的。而且这一影响的效果大致在0.88%-0.92%之间，也就是说由于粮食价格波动所影响的购买力变化会对贫困的发生概率产生大约0.9个百分点的影响效用。另外，在这4种粮食类别当中，这一影响效果的次序是大豆、玉米、大米、小麦，其原因

25、一方面可能由于辽宁地区人口的粮食消费习惯。大部分居民食用豆油，对于大豆的消费有倾向性；选择大米作为主食的偏好强于小麦；另一方面由于国内的这几种大宗粮食品种的价格近期波动程度有一定的差异，其中大豆的价格在2007年末有了大幅上升的走势，而其余几种粮食品种的国内价格走势都是相当稳定的。这也支持了世界价格的变化不一定直接转移到地方消费品价格上的观点，一般认为，价格转移程度取决于如汇率、贸易开放度及市场效率和政府稳定物价的政策等方面。另外，粮食价格也受到粮食生产种植地理分布的影响，分布越分散价格波动越小。比如中国的大米种植比小麦种植的地理分布要分散得多，因此大米的价格波动会比小麦的价格波动小，这一点也

26、得到了图8数据的支持。以上证据也解释了我们模型中的系数差异问题。再者，模型中的因变量的3个滞后项系数都是显著的。也就是说，由于粮食价格变化而影响到的贫困状况大致会有3年的持续期。而且不同粮食品种价格波动影响下的贫困变化衰减速度是不同的，其中，大豆品种的影响衰减速度最慢，而小麦的影响衰减速度最快。这说明，由大豆价格波动产生的贫困恶化或改善的持续效用更长，小麦价格波动产生的这种影响的效用持续时间短。四、小结粮食问题不仅关系到整个国家层面的经济与政治，同时它也是关系公民个体生济的最为关键的因素之一。粮食产量（和存量）的多与少、粮价的高与低会直接影响到人们的福利水平。通过以上分析可以得出以下几点结论。第一，价格问题是粮食问题中的关键要素，通过价格的传导，粮食安全会直接影响到个体福利水平的高低。而分析粮食价格变动对后者产生影响的一个可行的分析脉络是通过分析人口消费与收入两个方面来实现。应当注意的是，粮食和食品价格波动形成的冲击其实给不同收入人口和不同身份（城乡差异）的人口带