農戶糧作經營及家庭糧食安全行為研究(編輯修改稿)
2025-07-25 15:12 本頁面
【文章內容簡介】 “非糧化”角度上是符合其經濟理性原則，同時也有利于提高家庭生產要素利用效率。二、營地農戶的種植結構變革改革開放以后，我國的農業(yè)及農村經濟結構始終處在一種變遷過程（史清華和黃祖輝，2001），且這一變革趨勢主體為“非農化”（史清華和張慧玲，2000）。盡管在這一變革中糧作經營在農戶經濟中的地位節(jié)節(jié)下降，但真正的種植結構變革應當說出現(xiàn)在國家宏觀糧食供給問題的全面緩和之后。到90年代末期，在糧食發(fā)展政策方面，國家啟動了新的發(fā)展對策，對沿海農村工業(yè)化較為發(fā)達的省區(qū)實施糧食全面放開的管理策略，由此引發(fā)了沿海農村種植結構的巨變。從表5可以看出，在2000年前后，江浙沿海農村固定跟蹤觀察點，作物種植結構有一個大的變動，糧作種植比例大幅下降，經濟等其它作物種植比例顯著上升，相對1995年。與此相對。相比較，1995年以后作物種植結構變化最大的是江蘇，其次是浙江，再次是上海，細分析，1999年以后種植結構變化最大的則是上海，而浙江和江蘇則基本相當。這一結果充分表明：本區(qū)農戶種植結構變遷呈現(xiàn)一種典型的“非糧化”趨勢。表5 營地農戶的家庭作物種植結構19951996199719981999200020012002糧食作物上海江蘇浙江平均經濟作物上海江蘇浙江平均其它作物上海江蘇浙江平均三、糧作經營生產水平及市場行情（一）生產水平、市場行情與生產行為種植結構的變革盡管是農戶理性行為的一種客觀反應，但政策的引導作用也是相當重要的。但我們應當十分清楚，種植結構的“非糧化”演變，是有基礎的，這一基礎就是糧食生產水平的穩(wěn)定上升。據(jù)統(tǒng)計，，%%，%%。／公頃，%%（中國統(tǒng)計年鑒，1996，2001和2002）。同樣從本區(qū)固定跟蹤觀察點的觀察可以看出（表6），盡管糧作單產水平年際間有很大變動，但明顯是一種波動式上升趨勢，／／公頃。特別是在糧作新政出臺三年來，糧作單產基本穩(wěn)定在6噸／公頃左右。這一結果表明：在農村工業(yè)化相對較為發(fā)達的省區(qū)實行新的糧政，對糧食供給影響不會太大，在生產水平有了一定保障的基礎上，一旦糧食供給出現(xiàn)問題可以馬上得到有效應對。 表6 營地農戶家庭糧作生產水平及、經營行為及市場行情19951996199719981999200020012002糧作單產（kg/畝）上海江蘇浙江平均出售/當年生產（％）上海江蘇浙江平均出售價格（元／kg）上海江蘇浙江平均國家定購（元／kg）上海江蘇浙江平均同樣從表6可以看出，在國家實行新的糧政前后，本區(qū)農村的糧食生產行為相對穩(wěn)定，當年出售占當年生產的糧食比例基本穩(wěn)定在3540%。糧食銷售行為直接與市場行情的變動密切相關，特別是與國家定購糧價變動密切相關，國家定購價高，農民出售的比例變高，反之則低，但在價格相差近50%的情形下。這一結果再次印證了作者在90年代中期對中國農戶糧食生產行為的判斷（杜善學和史清華，2001：附錄一），即農戶的糧食生產行為趨向于一種“自給需求的滿足＋國家任務的完成”。盡管在本地區(qū)，國家的定購任務已徹底取消，但并不意味著農民就不向國家出售儲備糧，而農民依然按照傳統(tǒng)的理性行為在進行。本區(qū)農民的糧食生產行為大體可重新定義為“自給需求的滿足＋商品性生產”，前者的比例大體占60%，后者占40%。（二）糧食生產中的投入與產出從表6看到，種植結構的變革是在單位面積生產水平相對穩(wěn)定的情況下進行，而單位面積生產水平的穩(wěn)定又需要穩(wěn)定的投入水平做保證。這一判斷可以從表7得到驗證，進入“九五”以來，本區(qū)觀察點的農戶家庭糧作種植投入水平8年來是相當穩(wěn)定的，特別是單位面積的勞動用工投入穩(wěn)定性相當高，%，單位面積的貨幣投入水平也相對穩(wěn)定，但穩(wěn)定性要略低于勞動用工，%。由此可見，在糧作單位面積產量水平、勞動用工與資金投入水平相對穩(wěn)定的前提下，促使農民改變種植結構的動機就是糧食市場價格的變動。事實上，糧食市場價格的下跌已直接引發(fā)了單位面積糧作種植收入水平的下降（表8），相對1995年，%，扣除投入，%，其中上海下降幅度最大，%，其次是江蘇，%，浙江相對較小，%。這一結果從某種角度顯示出，在調節(jié)糧食生產供給方面，糧食價格的杠桿作用非常明顯。換言之，農民的糧食生產安排受政府制定的糧食收購價格的影響越來越明顯。表7 糧食生
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