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2019 , Vol. 39 >Issue 10: 162 - 171

DOI: https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2019.10.021

Evaluation on the Effect of Industrial Poverty Alleviation in China's Main Potato Producing Areas under Price Fluctuations

  • LI Jingdong , 1, 2 ,
  • SONG Zhouying 2, 3 ,
  • LI Xiande , 1, ※ ,
  • WANG Shihai 4
Expand
  • 1. Institute of Agricultural Economics and Development，Chinese Academy of Agricultural Sciences，Beijing 100081，China
  • 2. Institute of Geographic Sciences and Natural Resources Research，Chinese Academy of Sciences，Beijing 100101，China
  • 3. University of Chinese Academy of Sciences，Beijing 100049，China
  • 4. School of Economics and Management，Shandong Agricultural University，Tai’an 271018，Shandong，China

Received date: 2018-08-29

  Revised date: 2019-03-08

  Online published: 2025-04-18

Fold

Abstract

Based on the panel data in the main production area and the national data of the potato from 2001 to 2015, this paper calculates farmers' production welfare effect, consumption welfare effect and general welfare effect of potato price fluctuation. It is used to evaluate the poverty reduction effect of potato industry. The research results show that: 1) The impact of potato production price fluctuation on the increase of the farmers' production welfare is greater the impact of potato sale price fluctuation on the decrease of farmers' consumption welfare, the trend of farmers' general welfare is similar to the production welfare. 2) There are differences in farmers' total welfare among the provinces in the main producing areas, which are mainly determined by the influencing factors of farmers' production welfare. The potato production price is the main factor that affects farmers' production welfare. The support policy for potato industry causes the increase of the production price and the total welfare of farmers, the poverty reduction effect is significant. 3) With the increasing demand for potatoes, the impact of price fluctuations on farmers' total welfare will gradually increase. In addition, the proportion of labor costs in production costs has been increasing in recent years. As a result, the potential to improve the farmers' total welfare by raising production prices will gradually decrease, and the poverty reduction effect will also gradually decrease.

Key words： potato; industry poverty alleviation; price fluctuation; welfare effect; poverty reduction effect; targeted poverty alleviation; farmer

Cite this article

LI Jingdong , SONG Zhouying , LI Xiande , WANG Shihai . Evaluation on the Effect of Industrial Poverty Alleviation in China's Main Potato Producing Areas under Price Fluctuations[J]. Economic geography, 2019 , 39(10) : 162 -171 . DOI: 10.15957/j.cnki.jjdl.2019.10.021

马铃薯栽培历史悠久，是世界第四大粮食作物，为保障世界粮食安全发挥了重要作用。我国人口持续增加，农业生产的资源和环境约束逐渐加大，而传统粮食作物产量持续增长的空间有限，因此调整粮食种植结构、实现农业可持续发展是保障粮食供给安全的重要途径[1]。由于马铃薯具有抗逆性强、种植简单、资源消耗小、增产潜力大等特点，其种植需求日渐增大。中国政府积极推动马铃薯由副食消费向主食消费的转变，扩大了市场消费需求的同时，也为实现国家粮食安全开辟了新思路。2015年1月，农业部落实实施马铃薯主粮化战略，此后出台的《关于推进马铃薯产业开发的指导意见》，提出将马铃薯产业发展为西部地区的特色产业，通过马铃薯产业扶贫来助力西部地区贫困户脱贫致富。由于马铃薯的适应性和抗逆性较强，其在贫困地区的生产效益优于其他主粮，全国592个国家级贫困县中，90%以上的贫困县都种植马铃薯，全国393个马铃薯种植重点县中，192个为国家级贫困县，提高马铃薯种植效益、增加薯农福利水平是产业扶贫的重要方式 ① 。马铃薯产业扶贫的关键是农户种植利润，由于马铃薯主粮化实施时间较短，现有的粮食政策并未惠及马铃薯，所以生产成本和销售价格是影响马铃薯种植利润的两个主要因素。马铃薯生产成本呈逐年增加趋势，2015年为1 164.82元/亩，相比2001年增幅137.21%；马铃薯销售价格波动频繁，特别是2009年以后出现了三次大幅波动，最低价格为1.38元/kg，最高价格为3.81元/kg；马铃薯种植利润增幅较小，2015年种植利润为402.11元/亩，相比2001年增幅10.26%。马铃薯生产成本提高和销售价格波动关系到薯农的种植利润，因而直接影响到马铃薯产业扶贫的减贫效果。因此，基于马铃薯价格波动的减贫效应研究，对落实马铃薯主粮化战略和精准扶贫都有较大的理论与现实意义。
产业扶贫不仅是扶贫开发的主要途径，也是精准扶贫的核心内容。学者们关于产业扶贫的研究主要可以分为四个方面：①产业扶贫方式的转变[2]；②产业扶贫融资的模式[3⇓-5]；③产业扶贫面临的困境[6⇓-8]；④产业扶贫效果的评估[9⇓-11]。2015年11月，国家出台了《中共中央国务院关于打赢脱贫攻坚战的决定》，提出要“发展特色产业脱贫”，充分发挥产业扶贫的“减贫”作用[12]；2016年12月发布的《“十三五”脱贫攻坚规划》中，强调了产业扶贫的重要性，制定了3 000万以上贫困人口通过产业扶贫方式脱贫的任务[13]。产业扶贫目标下，将特色农业产业发展为优势产业，是贫困地区持续减贫的有效途径[14]。种植业是特色农业产业的主要形式之一，我国贫困户中超过一半的收入来自种植业，而种植业收入不高导致贫困户脱贫难度加大[15]。关于马铃薯的相关文献，学者们主要研究产业发展、主粮化战略实施和价格波动等方面[16⇓-18]，而马铃薯产业扶贫的研究较少。王芳兰通过对马铃薯产业发展及主产区状况的分析，认为马铃薯产业可以作为西部地区的特色产业，为黄土高原地区农户脱贫致富提供了新思路[19]。彭忠华将贵州省发展马铃薯产业的优势和贵州省精准扶贫现状相结合，认为贵州省发展马铃薯产业是实现精准扶贫的有效途径[20]。
现有文献中，马铃薯产业扶贫的相关研究较少，更缺乏马铃薯产业扶贫的减贫效应分析。马铃薯作为第四种主粮作物，其生产和销售价格波动对农户种植利润和种植决策影响较大，进而影响到贫困地区马铃薯产业扶贫的减贫效果。基于马铃薯价格波动的减贫效应分析，不仅能为增加贫困地区薯农福利水平、提高马铃薯种植积极性等方面提供理论依据和指导，也对落实马铃薯主粮化战略和实现精准扶贫具有一定的现实意义。在评价产业扶贫的效果时，由于家庭经营收入的多样性和风险性，导致用家庭经营收入增长来评价产业扶贫效果时结果存在偏差[21]。因此，本文从消费者剩余和生产者剩余出发，借助补偿向量法构建福利效应函数，利用马铃薯全国数据和主产区省际面板数据，测算马铃薯价格波动的农户福利效应，借此评价马铃薯产业扶贫的减贫效果。

1 模型构建和变量选取

1.1 福利效应函数构建

马铃薯种植户既是马铃薯生产者，也是马铃薯消费者。在考察马铃薯产业扶贫的减贫效应时，为剥离其他因素对马铃薯产业扶贫效果的干扰，本文从消费者剩余和生产者剩余出发，借鉴Minot等提出的补偿变量法的思路[22]，构建马铃薯价格波动的消费福利效应、生产福利效应和总福利效应模型，通过测算主产区马铃薯种植户的福利效应水平，来评价马铃薯产业扶贫的减贫效果。
首先，借鉴Minot等构建的消费福利函数，用马铃薯销售价格变化前后的支出方程来表示补偿向量，来衡量价格变动对消费福利的影响[22]。
价格变动产生的消费福利效应为：
C V = e p 1 , u 0 - e p 0 , u 0
式中： p 0、 p 1分别表示价格变动前和变动后； e ( * )表示农户支出方程； u表示农户效用。则式（1）的二阶泰勒级数展开式为：
C V ≅ 1 1 ! ∑ i = 1 n ∂ e p 0 , u 0 ∂ p i ( p 1 i - p 0 i ) + 1 2 ! ∑ i = 1 n ∑ j = 1 n ∂ 2 e p 0 , u 0 ∂ p i ∂ p j ( p 1 i - p 0 i ) ( p 1 j - p 0 j )
应用Shephard引理，可得：
C V ≅ ∑ i = 1 n h i p 0 , u 0 Δ p i + 1 2 ∑ i = 1 n ∑ j = 1 n ∂ h i p 0 , u 0 ∂ p j Δ p i Δ p j
式中： h i ( p 0 , u 0 )代表 p 0条件下的希克斯需求，借鉴Minot等的处理方法，用 p 0条件下的马歇尔需求 q i D p 0 , x 0和希克斯自价格需求弹性 ψ i H对希克斯需求进行替代，可以得到马铃薯价格变动的 C V一般表达式为：
C V t ≅ q t D p 0 , x 0 Δ p t D + 1 2 ψ t H q t D p 0 , x 0 p 0 D Δ p t D Δ p t D
式中： p 0 D为基期马铃薯平均销售价格； p t D为 t时期马铃薯平均销售价格； q t D为马铃薯需求量； ψ t H为马铃薯希克斯需求弹性。将式（4）两端同时除以基期收入 x 0，且等式右边分母、分子都乘以基期价格 p 0 D，则：
C V t x 0 ≅ p 0 D q t D p 0 , x 0 x 0 Δ p t D p 0 D + 1 2 ψ t H p 0 D q t D p 0 , x 0 x 0 Δ p t D p 0 D 2
用 C R t来表示农户购买马铃薯的支出与人均消费支出的比值，可得到不同省份马铃薯价格波动的消费福利函数：
C V k , t x k , 0 ≅ C R k , t Δ p k , t D p k , 0 D + 1 2 ψ k , t H C R k , t Δ p k , t D p k , 0 D 2
式中： k表示省份。
其次，用马铃薯生产价格变化前后的利润方程来表示补偿向量，来衡量价格变动对生产福利的影响。价格变动产生的生产福利效应为：
Δ x = π p 1 , w 0 , f 0 - π p 0 , w 0 , f 0
式中： p 0、 p 1分别表示生产价格变动前和变动后； Δ x为收入变化； π ( * )表示利润方程； w为要素投入价格向量； f为固定因子数量。则式（7）的二阶泰勒级数展开式为：
Δ x ≅ 1 1 ! ∑ i = 1 n ∂ π ( p 0 , w 0 , f 0 ) ∂ p i ( p 1 i - p 0 i ) + 1 2 ! ∑ i = 1 n ∑ j = 1 n ∂ 2 π ( p 0 , w 0 , f 0 ) ∂ p i ∂ p j ( p 1 i - p 0 i ) ( p 1 j - p 0 j )
应用Shephard引理，可得：
Δ x ≅ ∑ i = 1 n q i L ( p 0 , w 0 , f 0 ) Δ p i + 1 2 ∑ i = 1 n ∑ j = 1 n ∂ q i L ( p 0 , w 0 , f 0 ) ∂ p j Δ p i Δ p j
式中: q i L ( p 0 , w 0 , f 0 )代表 p 0条件下的供给。同理，可以得到马铃薯价格变动的 Δ x一般表达式为：
Δ x t ≅ q t L ( p 0 , w 0 , f 0 ) Δ p t L + 1 2 ψ t S q t L ( p 0 , w 0 , f 0 ) p 0 L Δ p t L Δ p t L
式中: q t L为马铃薯供给量； p t L为马铃薯生产价格； ψ t S为马铃薯供给的自价格弹性。将式（10）两端同时除以基期收入 x 0，且等式右边分母、分子都乘以基期生产价格 p 0 L，则：
Δ x t x 0 ≅ p 0 L q t L p 0 , w 0 , f 0 x 0 Δ p t L p 0 L + 1 2 ψ t S p 0 L q t L p 0 , w 0 , f 0 x 0 Δ p t L p 0 L 2
用 P R t来表示农户种植马铃薯的人均产值与收入的比值，可得到不同省份马铃薯价格波动的生产福利函数：
Δ x k , t x k , 0 ≅ P R k , t Δ p k , t L p k , 0 L + 1 2 ψ k , t S P R k , t Δ p k , t L p k , 0 L 2
式中： k表示省份。
总福利效应函数可表示为：
Δ γ 2 k , t x k , 0 ≅ P R k , t Δ p k , t L p k , 0 L + 1 2 ψ k , t S P R k , t Δ p k , t L p k , 0 L 2 - C R k , t Δ p k , t D p k , 0 D - 1 2 ψ k , t H C R k , t Δ p k , t D p k , 0 D 2
式中： Δ γ k , t 2为第 k省马铃薯价格波动长期福利效应的二阶近似值；当 ψ k , t H和 ψ k , t S的值都为0时，可以得到马铃薯价格波动的短期福利函数：
Δ γ 1 k , t x k , 0 ≅ P R k , t Δ p k , t L p k , 0 L - C R k , t Δ p k , t D p k , 0 D
式中： Δ γ k , t 1为第 i省马铃薯价格波动短期福利效应的一阶近似值。

1.2 相关参数估计

1.2.1 马铃薯供给价格弹性

考虑到双对数形式的柯布—道格拉斯（C-D）生产函数可有效减小异方差性，并且待估参数恰好是供给的价格弹性，故本文采用改进的C-D生产函数来估计马铃薯供给的价格弹性，双对数形式的马铃薯供给方程如下：
l n P O T Q i t = α 0 + α 1 l n S A R i t + α 2 l n C F I N i t + α 3 l n D I S A i t + α 4 l n E X F i t + α 5 l n A P L Y i t + μ i t
式中： i代表主产区各省份； t代表年份； P O T Q i t代表主产区第 i省的马铃薯产量； S A R i t代表马铃薯播种面积； C F I N i t代表化肥投入量； D I S A i t代表受灾面积； E X F i t代表财政支农资金； A P L Y i t代表上年马铃薯平均售价。

1.2.2 马铃薯需求价格弹性及收入弹性

根据需求函数的基本定义，并借鉴余永定等、杨军等构建需求函数的思路[23-24]，建立主产区马铃薯消费模型如下：
l n A D P O T i t = β 0 + β 1 l n A I N C i t + β 2 l n A P N i t + μ i t
式中： i代表主产区各省份； t代表年份； A D P O T i t代表主产区第 i省农村居民人均马铃薯消费量； A I N C i t代表主产区第 i省农村居民人均可支配收入； A P N i t代表主产区第 i省的马铃薯平均售价。

1.3 数据说明及来源

本文测算马铃薯价格波动的福利效应时，借鉴易晓峰等、钟鑫等选择马铃薯主产区的方式[25-26]，并结合《中国农村扶贫开发纲要（2011—2020年）》中国家级贫困县分布情况及各省数据的可获得性，最终选择河北、山西、内蒙古、吉林、黑龙江、湖北、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃和青海等13个省份为研究对象。所选取的13个省份，2015年马铃薯产量之和为1 645.10万t，占全国总产量的86.71%；13个省份共有国家级贫困县433个，占全国总数的73.14%，且这些贫困县均种植马铃薯。因此，选取这些省份来测算马铃薯价格波动的福利效应，进而评价马铃薯产业扶贫的减贫效果，具有一定的代表性。从马铃薯价格波动的福利效应函数中可以得出，马铃薯销售价格、生产价格、马铃薯产值、马铃薯消费支出、需求价格弹性和供给价格弹性是影响福利水平的直接因素，其中马铃薯产值、马铃薯消费支出、需求价格弹性、供给价格弹性又受马铃薯销售价格和生产价格的重要影响，故本文将马铃薯销售价格和生产价格作为分析马铃薯价格波动福利效应的基础。
数据主要来源于2001—2016年的《中国统计年鉴》《中国农业统计年鉴》《中国农村统计年鉴》《全国农产品成本收益汇编》，以及各省的统计年鉴、农村统计年鉴和国家统计局网站。同时，为消除通货膨胀的影响，本文采用以2000年为基底的各省份CPI指数对各省的马铃薯平均售价、人均可支配收入、人均消费支出进行平减，并采用以2000年为基底的中国CPI指数对全国马铃薯平均售价、人均可支配收入、人均消费支出进行平减。

2 实证分析

2.1 面板数据单位根检验和协整检验

采用2001—2015年13个主产省面板数据估计马铃薯需求价格弹性和供给价格弹性时，为提高实证结果的有效性，需对面板数据的各时间序列进行平稳性检验。本文采用LLC检验、IPS检验、ADF-Fisher检验以及PP-Fisher检验分别对主产省面板数据进行单位根检验，检验结果见表1。检验结果表明，lnSAR和lnAPLY的原序列不平稳，而一阶差分序列平稳，因此需要进一步做协整检验。本文采用Pedroni检验、Kao检验和Johansen面板协整检验三种检验方法对lnSAR和lnAPLY序列进行协整检验，检验结果见表2。检验结果表明，lnSAR和lnAPLY序列之间存在协整关系，可以对面板数据进行回归分析。
表1 主产省面板数据单位根检验结果

Tab.1 The unit root test of provincial panel data

变量 LLC检验 IPS检验 ADF-Fisher检验 PP-Fisher检验 结论
供给模型 lnPOTQ -4.486（0.000） -2.799（0.003） 41.880（0.007） 44.985（0.003） 平稳
lnSAR -3.336（0.000） -0.437（0.331） 24.265（0.333） 35.949（0.031） 不平稳
ΔlnSAR -11.053（0.000） -5.915（0.000） 70.545（0.000） 126.650（0.000） 平稳
lnCFIN -3.846（0.000） -1.686（0.046） 35.402（0.035） 45.995（0.002） 平稳
lnDISA -7.695（0.000） -3.997（0.000） 53.148（0.000） 59.330（0.000） 平稳
lnEXF -5.365（0.000） -2.887（0.002） 42.622（0.005） 41.885（0.007） 平稳
lnAPLY -2.392（0.008） -0.171（0.432） 19.422（0.619） 20.250（0.567） 不平稳
ΔlnAPLY -11.299（0.000） -9.384（0.000） 117.605（0.000） 193.403（0.000） 平稳
消费模型 lnADPOT -11.520（0.000） -7.002（0.000） 74.861（0.000） 99.765（0.000） 平稳
lnAINC -11.359（0.000） -6.309（0.000） 71.819（0.000） 106.001（0.000） 平稳
lnAPN -5.627（0.000） -2.029（0.021） 37.339（0.022） 55.372（0.000） 平稳

注：“Δ”表示一阶差分序列；括号内为各序列对应检验方式的P值；检验过程中按SIC准则来确定变量的滞后阶数。

表2 LnSAR和LnAPLY序列的协整检验

Tab.2 Cointegration test based on the data of LnSAR and LnAPLY

检验方法 检验假设 统计量名称 统计量值（P值）
Pedroni检验 H0：无协整关系 Panel v-Statistic 6.17（0.000）
H1：有协整关系
（同质面板）		 Panel rho-Statistic -2.101（0.018）
Panel PP-Statistic -4.301（0.000）
Panel ADF-Statistic -3.882（0.000）
H0：无协整关系
 Group rho-Statistic -0.082（0.467）
H1：有协整关系
（异质面板）		 Group PP-Statistic -2.660（0.004）
Group ADF-Statistic -2.494（0.006）
Kao检验 H0：无协整关系 ADF -6.389（0.000）
Johansen面板协整检验 H0：0个协整向量 Fisher联合迹统计量 149.7（0.000）
H0：至少1个协整向量 Fisher联合迹统计量 131.6（0.000）

2.2 弹性估计

在估计弹性之前，需对模型设定的具体形式进行选择。本文对马铃薯供给模型和消费模型进行F检验和Hausman检验来确定模型设定的具体形式。供给模型中，F1=103.7793，F2=653.3667，Hausman随机效应检验P值为0.0013，得出马铃薯供给模型应采用个体固定效应变系数模型。消费模型中，F1=37.0214，F2=231.1649，Hausman随机效应检验P值为0.0384，得出马铃薯消费模型也应采用个体固定效应变系数模型。由于本文在估计弹性时采用的是省际面板数据，所选省份之间马铃薯价格波动、消费偏好和农户收入水平各不相同，导致各省份之间的供给弹性和需求弹性存在差异。因此，选择“马铃薯价格”变量的截面变系数固定效应模型，可以更准确地考察马铃薯价格波动时，各省份马铃薯供给和消费的区域性差异。
马铃薯供给模型估计结果如下：
l n P O T Q i t = - 1.631 + C i S + 0.839 l n S A R i t + ( - 3.044 ) * * * 19.893 * * * 0.308 l n C F I N i t - 0.106 l n D I S A i t + 4.127 * * * ( - 2.367 ) * * 0.185 l n E X F i t + α i S l n A P L Y i t 5.438 * * *
R 2 = 0.851 , R 2 ¯ = 0.819 , F = 46.645 , D - W s t a t = 1.928
从模型估计结果看， R 2为0.851， R 2 ¯为0.819， F统计量为46.645，方程的拟合度较好，***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。变量“上年马铃薯平均售价”系数的估计结果见表3，河北、山西、内蒙古、吉林、黑龙江和甘肃的系数在1%水平上显著，贵州、云南的系数在5%水平上显著，湖北、四川、青海的系数在10%水平上显著，重庆和陕西的系数没有通过显著性检验。各省份的系数均为正，说明上年马铃薯售价能提高当年马铃薯供给量。价格波动对吉林的影响最大，对山西的影响最小，反映出马铃薯主产省中，吉林的供给价格弹性最大，山西的供给价格弹性最小。例如，吉林省的马铃薯供给价格弹性为0.582，意味着上年马铃薯售价上涨10%时，马铃薯供给量相应增加5.82%。从方程整体估计结果看，上年马铃薯平均售价对马铃薯供给量的影响较大，仅次于马铃薯播种面积，与化肥投入量的影响大体相当。本文进一步采用一般形式的固定效应模型得到全国马铃薯供给价格弹性为0.312，表示上年马铃薯全国平均售价上涨10%时，马铃薯供给量相应增加3.12%。
表3 马铃薯供给模型和消费模型的截面系数省际差异

Tab.3 Interprovincial differences in the cross section coefficient of the potato supply model and the consumption model

马铃薯供给模型的截面系数省际差异 马铃薯消费模型的截面系数省际差异
省份 C i S α i S t统计量 P值 省份 C i H β i H t统计量 P值
河北 -1.153 0.242 3.667*** 0.000 河北 -5.652 -0.241 -4.118*** 0.000
山西 -2.392 0.139 3.431*** 0.000 山西 -4.937 -0.368 -1.912* 0.058
内蒙古 -1.407 0.361 2.679*** 0.008 内蒙古 -5.558 -0.189 -2.106** 0.037
吉林 -1.688 0.582 2.868*** 0.005 吉林 -5.205 -0.278 -1.428 0.156
黑龙江 -2.009 0.299 3.101*** 0.000 黑龙江 -4.663 -0.442 -2.331** 0.021
湖北 -1.773 0.475 1.877* 0.062 湖北 -5.772 -0.098 -0.482 0.630
重庆 -1.746 0.292 0.775 0.439 重庆 -5.348 -0.293 -4.387*** 0.000
四川 -1.250 0.251 1.832* 0.068 四川 -5.257 -0.591 -2.802*** 0.006
贵州 -1.810 0.273 2.091** 0.038 贵州 -5.988 -0.354 -1.295 0.197
云南 -1.443 0.335 2.244** 0.026 云南 -5.701 -0.511 -2.033** 0.044
陕西 -1.639 0.152 0.683 0.495 陕西 -5.318 -0.427 -3.107*** 0.002
甘肃 -1.291 0.555 5.368*** 0.000 甘肃 -5.191 -0.579 -3.161*** 0.002
青海 -2.141 0.264 1.820* 0.071 青海 -5.251 -0.409 -2.302** 0.023

注： C i S、 C i H表示个体固定效应； α i S、 β i H分别为 l n A P L Y和 l n A P N的系数；*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著。

马铃薯消费模型估计结果如下：
l n A D P O T i t = - 5.442 + C i H + 0.939 l n A I N C i t + ( - 5.584 ) * * * 8.981 * * * β i H l n A P N i t
R 2 = 0.847 , R 2 ¯ = 0.806 , F = 27.563 , D - W s t a t = 1.855
从模型估计结果看， R 2为0.847， R 2 ¯为0.806， F统计量为27.563，方程的拟合度较好。变量“马铃薯平均售价”系数的估计结果见表3，河北、重庆、四川、陕西和甘肃的系数在1%水平上显著，内蒙古、黑龙江、云南和青海的系数在5%水平上显著，山西的系数在10%水平上显著，吉林、湖北和贵州的系数没有通过显著性检验。从方程整体估计结果看，“马铃薯平均售价”对马铃薯消费量具有较大负影响，价格波动对四川马铃薯消费量的影响最大，对重庆马铃薯消费量的影响最小，反映出四川的需求价格弹性最大，重庆的需求价格弹性最小。例如，四川省的马铃薯需求价格弹性为-0.591，意味着马铃薯价格上涨10%时，四川省马铃薯的消费量减少5.92%。本文进一步采用一般形式的固定效应模型得到全国马铃薯需求价格弹性为-0.188，表示马铃薯全国平均售价上涨10%时，马铃薯消费量相应减少1.88%。

2.3 福利测算

2.3.1 生产福利测算

将马铃薯需求价格弹性和供给价格弹性代入福利函数公式，可以测算出马铃薯种植农户的生产福利、消费福利和总福利。从马铃薯生产福利来看，短期和长期生产福利变动趋势保持一致，长期生产福利略大于短期生产福利，如图1所示。首先，从全国马铃薯种植农户生产福利看，短期、长期生产福利受马铃薯生产价格影响产生同方向的变化。在马铃薯生产价格下降的2003年，全国农户长期（或短期）生产福利下降为负值，2010及2013年马铃薯生产价格大幅上涨时，对应着全国农户生产福利的增加 ① 。其次，从各主产省马铃薯种植农户生产福利看，不同省份农户生产福利的变动幅度存在明显的差异，青海、甘肃和云南等西部主产区农户生产福利增幅较大，形成这种差异的主要因素包括生产价格、马铃薯产值和供给价格弹性。甘肃的马铃薯产量在2010年增加26.42%（相比2001年），马铃薯生产价格增幅142.04%，薯农生产福利增加8.61%；云南的马铃薯产量增加28.92%（相比2001年），马铃薯生产价格增幅146.94%，薯农生产福利增加5.01%。甘肃和云南的马铃薯生产价格及产量变动幅度相近，但甘肃的马铃薯供给价格弹性大于云南（分别为0.56和0.34），引致甘肃薯农生产福利的增幅大于云南。研究主产区农户生产福利的动态变化时，由于各省份的马铃薯供给价格弹性不随时间变化，因此马铃薯生产价格和产量的动态变化是影响农户生产福利变动的重要因素。2010年，青海的农户生产福利增长幅度最大，马铃薯生产价格相比2001年增加241.46%，马铃薯产量仅增加53.14%，但薯农生产福利增幅高达11.68%；四川的马铃薯产量相比2001年增加140.16%，马铃薯生产价格增加37.14%，致使农户生产福利仅增加0.99%；青海和四川的马铃薯供给价格弹性相差不大（分别为0.26和0.25），则青海和四川的农户生产福利增幅差异的主要原因是青海的马铃薯生产价格提升幅度较大。考察马铃薯生产价格及产量对农户生产福利的动态影响时，可以得出：生产价格变动对农户生产福利的影响较大，生产价格上涨较大的省份，其农户生产福利增幅也较大。
图1 2001—2015年全国及主产区13省份马铃薯生产福利种植农户变动趋势

Fig.1 Changing trend of farmers' production welfare in whole country and main production areas from 2001 to 2015

2.3.2 消费福利测算

从农户消费福利来看，短期和长期消费福利变动趋势基本一致，短期、长期消费福利受马铃薯销售价格影响产生反方向的变化，如图2所示。从全国农户消费福利看，2003—2007年马铃薯平均售价上涨时，对应着农户消费福利的下降，2008、2009年马铃薯平均售价下降时，农户消费福利出现了短暂的上升，2010、2013年马铃薯平均售价出现了较大幅上升，农户消费福利也都出现了明显的下降，2010、2013年马铃薯全国平均售价分别增幅84.98%、35.12%（相比2001年），引致农户消费福利分别下降0.37%、0.17%。从马铃薯主产省农户的消费福利变动来看，各省份之间差异明显，其中农户消费福利波动最大的是山西省，最小的是贵州。形成这种差异的主要因素包括马铃薯销售价格、马铃薯消费支出和需求价格弹性。主产区各省份马铃薯消费支出呈现为逐年增长的趋势，且各省份的马铃薯需求价格弹性不随时间变化，因此马铃薯销售价格的动态变化是影响农户消费福利变动的主要因素。主产区中，马铃薯销售价格波动较大的省份，其农户消费福利变化也较大。山西省马铃薯销售价格在2010年增幅185.81%（相比2001年），引致农户消费福利下降0.89%。2010年内蒙古马铃薯销售价格为1.32元/kg，相比2001年上涨160.96%，引致农户消费福利下降0.47%。2007年吉林省马铃薯售价增幅144.57%（相比2001年），引致农户消费福利下降0.45%。2001—2004年，四川省马铃薯售价逐年降低，2004年相比2001年下降23.73%，引致农户消费福利上升0.07%。
图2 2001—2015年全国及主产区13省份马铃薯种植农户消费福利变动趋势

Fig.2 Changing trend of farmers' consumption welfare in whole country and main production areas from 2001 to 2015

2.3.3 总福利测算

农户总福利是生产福利和消费福利之和，短期总福利与长期总福利变动趋势基本相同，长期总福利稍大于短期总福利，如图3所示。2001—2015年，全国马铃薯生产价格和销售价格波动趋势大体相似，在2010和2013年都出现了大幅度的上升，但由于马铃薯主粮化战略实施时间较短，其消费支出占居民食品消费总支出的比例很小，远不及其他三种主粮，而马铃薯种植收入占薯农总收入的比例较大，因此马铃薯生产价格变化引起农户生产福利的增加远大于马铃薯销售价格变化引起农户消费福利的减小，故马铃薯总福利表现为增加。各省农户总福利的变动幅度存在明显差异，青海、甘肃和云南等西部主产区农户总福利增幅较大，其中青海省农户总福利增加幅度最大，甘肃省次之，各省农户总福利变化结果与其生产福利变化结果相近。各省农户总福利的变动差异由马铃薯销售价格、生产价格、马铃薯产值、马铃薯消费支出、需求价格弹性、供给价格弹性等因素共同影响。其中，马铃薯产值、马铃薯消费支出、需求价格弹性、供给价格弹性又受马铃薯销售价格和生产价格的重要影响，且各省马铃薯供给价格弹性、需求价格弹性不随时间变化，故马铃薯销售价格和生产价格的动态变化是影响农户总福利的主要因素。由于现阶段各省马铃薯生产福利占据主导地位，因此各省马铃薯生产价格波动对其总福利变动的影响最大。通过相关扶持政策来提高当地马铃薯生产价格时，将会显著提升该地区农户的总福利水平，进而减贫效果较好。受宏观经济的影响，马铃薯生产价格呈现逐年增加的趋势，马铃薯生产成本增加是推动生产价格上涨的重要因素。在马铃薯贫困产区，生产成本的不断提高，抑制了薯农的种植积极性，降低了种植收益，不利于马铃薯产业扶贫工作的开展。构成马铃薯生产成本的各种费用中，种子费用和人工费用所占比例较大；当政府实施马铃薯原种补贴及种植收益补贴时，薯农成为马铃薯生产价格上涨的最大受益者。
图3 2001—2015年全国及主产区13省份马铃薯种植农户总福利变动趋势

Fig.3 Changing trend of farmers' total welfare in whole country and the main production areas from 2001 to 2015

2.4 主产区各省份总福利变动差异分析

2001年以来，马铃薯主产区各省份农户总福利变动各不相同，特别是2010年以后，主产区各省份农户总福利变动的差异性显著加剧。2010年，主产区各省份农户总福利变动差异最大，青海、甘肃和云南等西部主产区农户总福利增幅显著，其中青海农户总福利增幅最大，为11.30%（相比2001年）；山西农户总福利增幅最小，为-0.44%（相比2001年）；全国农户总福利增幅为0.40%（相比2001年）。从2010年主产区各省份总福利变动情况来看，山西和重庆的增幅水平低于全国水平，其余主产区的增幅水平均高于全国水平；大多数省份的增幅在3%以下，只有内蒙古、云南、甘肃和青海的增幅超过了3%，如图4（a）所示。这种差异是由影响农户生产福利和消费福利的各因素形成的，在目前生产福利占主导地位的情况下，影响农户生产福利的因素决定了农户总福利水平。详细来说，“十一五”以来青海省积极响应国家政策，着重发展马铃薯产业，加大马铃薯脱毒技术资金投入，2009年率先试点马铃薯原种生产补贴，并在全省范围内实施马铃薯综合技术推广，通过一系列政策扶持，青海省马铃薯生产价格在2010年有了较大幅度提升，且提升幅度显著高于其他省份，在产量保持稳定的情况下，最终表现为农户总福利大幅增长。甘肃充分利用其优越的自然环境，将马铃薯产业作为特色优势作物重点发展。2007年以来，甘肃省加大马铃薯产业的资金投入，以科研院所、农业大学为研究中心，大力发展马铃薯脱毒育种技术，并扶植一大批龙头企业和生产合作社来加大马铃薯生产技术的推广。甘肃省对马铃薯产业的扶植，使马铃薯生产价格和销售价格都有了较大提高，但由于农户的生产福利效应占主导，所以最终表现为农户总福利的大幅增加，马铃薯产业扶贫的减贫效果较好。内蒙古是中国北方马铃薯优势产区，超过80%的马铃薯种植在内蒙古的贫困地区[27]，内蒙古大力发展马铃薯主食产品，积极推进农业产业化企业、专业合作社与贫困户对接工作，帮助贫困户种植及销售马铃薯，保障贫困户享受马铃薯产业开发带来的收益，带动贫困户脱贫致富。云南作为我国西南部马铃薯主产区及国家扶贫攻坚重点省份，将马铃薯作为扶贫开发主导产业，大力发展“公司+基地+农户”模式的订单农业，实现马铃薯种植和收购相挂钩，在产量逐年增加的基础上，既保障了马铃薯生产价格，也稳定了其销售价格。因此，云南省马铃薯总福利增幅较大，马铃薯产业扶贫的减贫效应显著。相比较而言，四川和贵州作为马铃薯产量大省，其农户总福利增幅较小。虽然四川和贵州也启动了马铃薯脱毒育种技术推广、扶持龙头企业发展等相关政策，但政策实施相对较晚，且2010年以前实施力度不大，导致四川和贵州农户福利增幅较小，马铃薯产业扶贫的减贫效果不明显。
图4 主产区各省份总福利变动差异图

Fig.4 Differences in total welfare changes among provinces in main producing areas

从2015年主产区各省份总福利变动情况来看，青海、甘肃和云南等西部主产区农户总福利增幅仍较大，其中青海农户总福利增幅最大，为6.19%（相比2001年）；吉林、河北、山西等北部主产区农户总福利增幅较小，其中河北农户总福利增幅最小，为-0.31%（相比2001年）；全国农户总福利增幅为0.46%（相比2001年）。吉林、河北、山西三省的增幅水平低于全国水平，其余主产区的增幅水平均高于全国水平，但增幅超过3%的省份只有云南、甘肃和青海，如图4（b）所示。相比2010年，主产区大部分省份农户总福利的增幅水平都出现了不同程度的下降，但四川和贵州却呈现出小幅上升。四川作为传统的马铃薯生产大省，近年来在积极建设高标准生产基地、培育新型经营主体的同时，创新马铃薯精准扶贫新办法，整合科研院所和政府资源，大力推广“借薯还薯”项目 ① ，既保障了马铃薯种植积极性，也使薯农总福利逐步增加。贵州作为扶贫攻坚主战场，“十二五”期间重视马铃薯产业的发展，逐步优化了马铃薯良种结构，形成了较完善的马铃薯产业技术体系，推进了马铃薯的精加工，打造了具有竞争力的商业品牌，实现了生产、销售和收益的三重保障，致使马铃薯产业扶贫的减贫效应显著。
对比2010和2015年各省份总福利变动情况可以得出，现阶段生产福利占主导地位，通过生产补贴等方式引起马铃薯生产价格上涨时，农户总福利将显著增加。但是，近年来生产成本中人工成本的比例不断增加，通过提升生产价格来增加农户总福利的潜力逐渐减小，且随着马铃薯主粮化战略的推进，马铃薯需求量将会大幅度增加，马铃薯销售价格波动对农户总福利的影响也会逐渐加大。因此，通过不断提高生产价格来获得的减贫效应将逐渐降低。未来在保障马铃薯生产价格的同时，更应注重抑制马铃薯销售价格波动、提高马铃薯单位产值、增加马铃薯食用消费和发展马铃薯收入保险等方面的问题。

3 结论与政策建议

随着农业生产的资源及环境约束逐渐加大，传统粮食作物产量增长空间有限，推动马铃薯主粮化发展，对调整粮食结构、保障粮食供给、实现农业可持续发展具有一定现实意义。同时，推动马铃薯种植业和加工业发展，与国家中西部经济发展战略及产业扶贫政策等相切合。本文利用补偿向量法测算了2001—2015年全国及主产区13省份马铃薯价格波动的农户生产福利效应、消费福利效应和总福利效应，以此评价马铃薯产业扶贫的减贫效果，得出以下主要结论：
第一，主产区各省份农户生产福利受马铃薯生产价格影响产生同方向的变化，消费福利受马铃薯销售价格影响产生反方向的变化，马铃薯生产价格变化引起农户生产福利的增加明显大于马铃薯销售价格变化引起农户消费福利的减小，总福利变化结果与其生产福利变化结果相近。第二，主产区各省份农户总福利变动具有差异性，由于生产福利占主导地位，所以这种差异性主要由农户生产福利的影响因素所决定。马铃薯生产价格是影响农户生产福利的主因素，当一省的马铃薯产业扶持政策能引起本省马铃薯生产价格提高时，农户总福利将显著提高，进而发挥出较大的减贫作用。第三，随着马铃薯主粮化战略的推进，马铃薯需求量将会大幅度增加，马铃薯销售价格波动对农户总福利的影响也会逐渐加大，加之近年来生产成本中人工成本的比例不断增加，最终导致通过提高生产价格来增加农户总福利的潜力逐渐减小，因此而获得的减贫效应也将逐渐降低。
稳定马铃薯生产价格和销售价格，增加马铃薯种植总福利，进而提高马铃薯产业扶贫的减贫效应，对保障薯农种植积极性和粮食供给安全具有显著作用。根据上述分析和结论，本文提出以下政策建议：①完善产业扶植政策，加大科研投入力度。加大马铃薯主产区财政扶植力度，完善马铃薯良种补贴，落实马铃薯直接补贴和农机购置补贴，试点马铃薯“目标价格”保险，稳定马铃薯生产价格；加大马铃薯生产技术推广，以科技创新引领马铃薯种业发展，联合农业高校、科研院所和科技型企业攻克马铃薯生产关键技术，切实提高马铃薯产量。马铃薯主产区多为贫困地区，通过增加财政扶植力度和科研投入来提高薯农种植效益，增加薯农种植积极性，有助于提高马铃薯产业扶贫的减贫效应。②推进信息平台建设，完善监督管理机制。推进马铃薯信息共享平台建设，加强主产区之间马铃薯生产资料价格、批发价格、产量、受灾面积等信息的共享，创建马铃薯物流信息中心，降低长途运输成本，提高马铃薯运输效率，减少滞销状况发生；完善马铃薯价格监测及预警机制，依托信息中心建立价格动态监测系统，根据主产区各省份生产条件的不同，制定符合自身状况的价格波动区间，提高预警能力。平缓马铃薯销售价格波动，不仅有助于增加马铃薯的直接消费，也有助于较小销售价格波动对农户总福利的影响。③多元化扶贫方式，培育脱贫新动力。现有的马铃薯产业扶贫方式以扶持种植业发展为主，随着国家扶贫开发工作不断推进，马铃薯产业扶贫应更加注重与加工业、养殖业和旅游业相结合，发展多元化的扶贫方式。发展贫困区马铃薯特优产业的同时，积极探索“龙头企业+示范基地+合作社+农户”模式，培育新型经营主体，充分发挥新型经营主体的带头脱贫作用。统筹使用国家扶贫基金、涉农资金，重点资助主产区贫困村的产业发展，注重资助对象筛选、扶贫资金使用、项目规划实施和政策落实监督等方面的问题，切实助力马铃薯产业精准扶贫。

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