城市化發展與糧食產量增長的動態分析：１９４９—２００４

摘要：本文通過協整檢驗、誤差修正模型估計、脈沖響應函數及方差分解技術分析了城市化發展同糧食生產之間的關系。實證結果表明，長期內，城市化的發展對糧食產量增長有促進作用，而且糧食產量增長也將保證城市化發展的順利進行，但在短期內，兩者之間不可避免地存在著一系列的沖突與矛盾。為此，政府制定城市化發展政策時應避免其片面性，以緩和兩者之間的矛盾，為達到長期內兩者共贏的目標打下堅實的基礎。

關鍵詞：城市化；糧食生產；動態研究

中圖分類號：F290，F307.11文獻標識碼：A 文章編號：1002-2848-2007（04）-0100-08

一、引言

“三農”問題的核心是農民收入問題，千方百計增加農民收入是我國政府制定經濟發展政策時所需考慮的重要方面。城市化發展對于轉移農村勞動力，擴大農民就業，縮小城鄉差別，增加農民收入，發揮著巨大的作用，是我國經濟發展的必然趨勢。而說到城市化發展，就不能不把糧食安全問題作為一個重要的方面加以考慮：有史為鑒，半個世紀以來，我國的糧食生產與供給曾明顯地左右著城市化進程；同時城市化的發展對糧食生產也產生了不容低估的影響［1］。眾多學者對兩者之間的關系展開了廣泛的研究。鄧祥征和黃季琨（2005）認為：1986～2000年間，耕地的轉出（城市建設用地大約有40%）與轉進導致我國的耕地面積增加了265萬公頃(或增加了2% )；轉為建設用地的耕地的質量一般比新增耕地的質量好，耕地的平均生物生產力下降了2.2%；耕地變化對中國糧食安全沒有造成顯著影響；適度的耕地非農化是不可避免的，人為遏制這一轉移趨勢會影響經濟的健康發展［2］。郭劍雄

(2004)將城市化與糧食供需能力消長之間的關系歸納為：從需求來講，城市化發展既有加大糧食需求的因素， 也存在著抑制糧食需求增長的成份；從供給來講，短期內城市化水平的提高， 會加大糧食安全的壓力，而長期中只要農業資本投入能夠實現較大增長， 農業技術能夠實現不斷創新，有可能實現城市化水平和糧食生產能力的同步提高［3］。姜長云 (2005)認為片面追求城市化的外延擴張，或基于財政增收的動機過度推崇經營城鎮，導致大量的基本農田被侵占，持續形成增加耕地占用的壓力，制約了我國糧食綜合生產能力的增長，對我國糧食安全造成不小的壓力［4］。而傅澤強等（2001）研究發現城市化發展占用耕地資源對糧食生產產生了約束作用：在物質、技術投入水平相對較低的情況下， 耕地資源數量增減變化對糧食生產起強約束作用，糧食總產量隨耕地面積減少而減少；但當物質和技術投入水平相對較高時，耕地資源對糧食生產的約束作用弱化，耕地面積的減少并不必然導致糧食總產量

降低， 這是因為物質、技術的高投入使糧食單產提高， 從而對糧食總產量起主要作用， 耕地面積的作用居于次要地位［5］。

對已有文獻的學習和整理后發現，對于兩者關系的研究主要集中在定性方面，很少從定量角度出發進行實證分析。本文利用協整理論，在建立城市化發展和糧食生產的協整關系的基礎之上，運用脈沖響應函數和方差分解技術來研究兩者之間的動態聯系。

二、城市化發展與糧食生產——分階段的審視

由圖1可看出，建國以來的城市化發展具有階段性①的特征，而糧食產量變動則是在波動中增加。城市化發展所表現出來的階段性與糧食產量的波動是分不開的，因為城市化的發展不可避免地受到農業能夠提供的剩余農產品和剩余勞動力的影響。人口基數大、自然增長率高的基本國情使得我國糧食的需要量很大，這種影響尤為明顯。

1949～1957年，工業化和城市建設大規模展開。這一時期城市人口占全國總人口的比重由10.64%上升為15.39，糧食總產量則由1949年的11318萬噸上升為1957年的19505萬噸，雖然不能完全滿足城市化發展的需求，但由于社會發展各項比例關系比較協調，沒有出現大的矛盾。國家為了減少糧食安全的壓力，還是制定了糧食統購統銷、居民糧票購買口糧等政策措施，從而一定程度上阻礙了農村人口向城市的轉移，制約了城市化的發展。

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1958～1960年，“大躍進”引發了城市化發展的浪潮。過度的城市化使得3年內城市人口凈增2352萬人，城市化水平驟然升至19.7%。城市的超常規發展占用了更多的耕地，限制了糧食生產；城市發展吸引的多是年紀輕、文化素質高的鄉村人口，其不正常過速增長使得部分地區農業勞動力呈現老化、婦化和素質劣化的現象。這段時期糧食連續減產，由1958年的16968萬噸減少到1960年的13650

萬噸；農業勞動生產率下降、城市購買力激增與商品糧供應失衡使得城市化的發展失去了根本的保障。為保證糧食統購統銷政策的實施， 國家實行了人民公社制度，但這樣一來使得農業生產力受到了極大的束縛，不能解決糧食供需之間的矛盾（郭劍雄，2004）。再加上自然災害等原因，糧食的生產和供應已經遠遠不能滿足城市化的需求。為緩解矛盾，國家在1961～1965年期間組織了大規模的返鄉運

動，城市人口比重從19.29%回落到17.98%，這一方面減少了工資開支和城市糧食需求，另一方面，鄉村人口增多對于加強農業生產起到很大作用。而后1966～1976年的文革期間，大批的知識分子和干部下放回鄉，城市人口數量一直處于波動狀態，城市化水平徘徊在17.5%左右。1961～1976年間城市人口經歷了幾次大的變動，是城市化發展不正常的階段，這是過度城市化而導致的糧食供需存在巨大缺口造成的，雖然國家采取了一系列措施進行調整，但在這一過程中逐漸形成的戶籍管理制度、知青上山下鄉活動等政策措施對今后的城市化發展產生了相當大的負面影響。

改革開放后，家庭聯產承包責任制改變了原有人民公社制度高度集中和以生產隊為單位的平均主義分配方式，極大調動了農民的生產積極性，解放了農村生產力，使得糧食產量大幅度提高，1984年全國糧食總量高達40730.5萬噸，比1978年增加了33.65%，而后的糧食產量也持續的穩定在較高水平，為城市化發展提供了較為堅實的糧食安全基礎。改革開放以前限制城市發展的措施也慢慢放寬，比如集鎮戶口遷移限制的松動和建制鎮標準的降低等。此時，城市化真正走出倒退和停滯的低谷而進入了發展的新階段，城市人口比重持續增長。同“大躍進”時期城市化不正常發展不同，這一階段城市對鄉村人口的吸收控制在合適的比例之內，對實現農村剩余勞動力向非農產業轉移起到了巨大的作用，從而大幅度地提高了農業勞動生產率，緩解了由于城市擴張而帶來的耕地減少對糧食生產的壓力。不僅如此，城市的健康發展為農業提供了充足的財力和物力支持，加強了農村基礎設施建設，加快了農業機械化的推廣和農業新技術的應用，使得糧食產量持續增長。

以上從定性的角度分析了城市化發展同糧食生產之間的聯系，下文將從時間序列的角度進行計量分析。

三、數據變量與檢驗方法

（一）指標選擇及數據準備

1.城市化發展水平指標。目前，學術界對于測量城市化發展水平的方法沒有定論。姜愛林（2002）將其劃分為三大類：單一指標法、綜合指標法和其他指標法；進一步的分為常見的人口比重指標法、城鎮土地利用比重指標法、調整系數法、農村城鎮化指標體系法與現代城市化指標體系法等幾種［6］。單一指標法操作簡便，數據獲得相對容易，具有較強的適用性，被眾多學者所采用。但是也有人（都沁軍和武強，2006；葉裕民，2001；梁普明，2003）認為單一指標法過于片面，城市化水平必須與經濟社會發展水平的多方面因素相聯系才能做出正確的評價，因此他們傾向于建立城市化發展指標體系來進行研究［7-9］。理論上，指標法可從多方面反映城市化水平，從整體上把握城市經濟社會發展的狀況，但由于工作量大、資料收集難，實際運用比較困難。

周一星（1995）認為：雖然勞動力和產值構成、收入水平、消費水平、教育水平等都可以在一定程度上反映城市化水平，但能被各家都接受的指標卻是人口統計學指標；而最簡明、資料最容易獲得到、因而也是最常用的指標是城市人口占總人口的比重［10］。當然，這個指標有這樣或那樣的問題，但在沒有找到更理想和能被普遍接受的指標以前，無疑這一指標還是很重要的［11］。采用城市人口比重方法時，重要的一點是統計口徑標準的確定，遺憾的是，建國以來城市人口的統計口徑變化頻繁，由此計算出的城市化水平可比性比較差，如2000年按新標準統計的數據與1999年按“四普”口徑公布的數據就相差5.2個百分點［12］。為此不少學者提出了經過調整的計算城市化水平的方法［13-16］：有的提出要明確統計口徑（周一星，1995；王嗣均，1989）；有的則是對現有數據進行修正（王嗣均，1996；辜勝阻，1991）。實際上，城市人口比重指標受經濟發展水平、經濟結構、自然環境結構、歷史因素、城鎮定義標準的許多因素影響，加以修正的難度很大［17］；而且，不同的修正方法在調整我國城市人口的數量時相互間也存在著較大的差異［18］。綜合各種考慮，本文采用城市人口占總人口比重指標來衡量城市化水平， 雖然該指標在統計上有一定的不足和缺陷， 但并不影響本文研究的精神實質。

2.糧食產量指標。用歷年的糧食總產量表示，這里所指的糧食包括：谷物（稻谷、小麥和玉米）、豆類和薯類。

3.數據來源及說明。文中所采用的數據均來自《新中國55年統計匯編1949-2004》①，時間跨度為1949～2004年。為消除變量的異方差， 分別對城市化率和糧食產量時間列取自然對數。全文采用的變量及符號如下：糧食產量TQ（萬噸）、城市化率UR（%），相應的對數數列LNTQ、LNUR及其一階差分序列ΔLNTQ、ΔLNUR。 

（二）檢驗方法簡要說明

圖1顯示城市化率與糧食產量的時序變動并不平穩，為避免出現謬誤回歸，本文首先檢驗變量的時間序列是否存在單位根②，其中，回歸滯后階數的確定將依據赤池信息準則（AIC：Akaike Information Criterion），要求其取值越小越好，它在評價模型優劣時兼顧了簡潔性和精確性。其次，根據Granger(1981)提出的協整理論，建立城市化發展同糧食生產之間的協整關系，選用Engle和Granger(1987) 提出的基于兩變量回歸殘差的協整檢驗方法［19］。為解釋變量間長期均衡在短期內失衡的現象，本文在單位根及協整檢驗的基礎之上，建立了兩者的誤差修正模型。最后基于向量自回歸模型，結合脈沖響應函數和預測方差分解技術考察了兩者間的長期動態關系。

四、實證分析③

（一）序列的平穩性檢驗

各變量的單位根檢驗結果見表1。LNTQ、LNUR的ADF檢驗和PP檢驗統計量均大于顯著性水平1%時的臨界值，是非平穩的。ΔLNTQ的ADF檢驗統計量和PP統計量在1%的顯著性水平上均小于臨界值，可見ΔLNTQ是平穩的。ΔLNUR的ADF統計量在5%水平上小于其臨界值，并且PP統計量在1%顯著性水平上小于其臨界值，所以也可以認為其是平穩的。單位根檢驗結果表明變量間具備建立協整關系的條件。

ECM中使用的差分項反映的是短期波動的影響。糧食產量的短期變動可以分為兩部分：一部分是短期城市化發展波動和糧食生產的影響；另一部分是偏離長期均衡的影響。從短期看，糧食產量變動是由較穩定的長期趨勢和短期波動所決定的，短期內系統對于均衡狀態的偏離程度的大小直接導致波動振幅的大小，由各變量的t檢驗值看出ΔLNURt的影響并不顯著，因此糧食產量的變動主要受到ΔLNURt和ΔLNTQt一階滯后值的影響；從長期看，城市化發展和糧食生產的協整關系則起到牽制作用，調整系數估計值為-0.0093，符合反向調整機制，但其t值不是非常顯著，協整關系的牽制作用有限。這可能是因為我國城市化發展和糧食生產更多的是在政府的政策性指令指導下（有時是強制性的）進行的，其實施有時候違背了經濟發展規律（比如“大躍進”時期城市化的超常規發展），由此使得當兩者發展偏離長期均衡時，向均衡點進行調整的作用不是很明顯。

（三）脈沖響應函數及方差分解

1. 向量自回歸模型(VAR)。建立向量自回歸模型(VAR)是進行脈沖響應函數分析及方差分解的前提。根據Sims(1980)，如果一組變量有真實的獨立性，那么這些變量就應平等地加以對待，而不應該事先區分內生和外生變量。VAR模型的系數通常要借助于脈沖響應函數才能得到很好的解釋，它可以用于衡量來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量當前和未來取值的影響，并試圖描述這些影響的軌跡，顯示任意一個變量的擾動如何通過模型影響所有其他變量， 最終又反饋到自身的過程。

圖2是基于VAR(3)和漸進解析法（Analtic）模擬的脈沖響應函數曲線，橫軸代表響應函數的追蹤期數， 縱軸代表因變量對解釋變量的響應程度。圖中實線為響應函數的計算值， 虛線為響應函數值加或減兩倍標準差的置信帶，本文將響應函數的追蹤期數設定為十期。

由圖2(A)可知，糧食生產對城市化發展水平新息的響應，在前六期一直處于負響應階段，并且第二期糧食產量減少幅度大，從第二期到第六期產量逐漸上升，糧食生產的最大負響應出現在第二期。從第六期開始，糧食產量增長開始形成對城市化發展的持續正響應， 并呈現出穩定的正向響應收斂跡象。可見，糧食產量由短期的負響應開始，最后過渡到正響應并且持續穩定下去；短期內城市化發展對糧食產量增長有一定的影響，而在長期內， 城市化發展對促進糧食產量的增長的正向拉動影響時限更長， 更有效率。圖2(B)反映城市化水平對糧食生產新息響應， 在前五期中均為正響應階段，并且在前兩期城市化發展速度由于糧食產量增加而迅速提高，后兩期速度則減緩下來，在第三期的正響應幅度達到最大，這與糧食生產對城市化水平的響應剛好相反。而后城市化發展則處于正負響應交替的微調階段，幅度不大，響應程度慢慢減弱， 并趨于穩定。

3.預測方差分解

為進一步分析結構沖擊對變量變化的貢獻度，評價不同結構沖擊的重要性，建立預測方差分解模型。根據方差分解理論模型，對ΔLNTQt和ΔLNURt的預測均方誤差進行分解，結果見表5 （圖3中實線表示ΔLNTQt，虛線表示ΔLNURt）。

本文設定ΔLNTQt為模型出現的第一個變量，根據方差分解的算法要求，第一步預測誤差都來自該方程的新息。結合圖3和表5可知， 糧食生產的波動在第一期只受自身波動的影響，城市化水平對其波動的沖擊（即對預測誤差的貢獻度）在第二期凸現出來， 且沖擊較強，達到了20.69% ， 此后這種沖擊逐步增強， 并于五期開始，沖擊影響慢慢穩定在26.2～26.4%之間，沖擊影響最大值發生在第六期(26.38%)。而城市化水平在所考察的時期內自始至終受到自身波動和糧食生產沖擊的影響， 前兩期主要受自身波動的沖擊；在第三期糧食生產的波動沖擊顯現出來并持續增加， 此后穩定在預測方差的13%左右。

五、主要結論及啟示

對建國以來時序數據資料的分析發現，非平穩序列LNTQt、LNURt經過一階差分后平穩，隨后在協整關系的基礎之上，建立了城市化發展和糧食生產之間的誤差修正模型，將兩者之間的短期波動與長期均衡聯系起來，結果顯示：短期波動偏離長期均衡時，將以（-0.0093）的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。進一步根據向量自回歸模型， 運用脈沖響應函數和方差分解分析了城市化發展與糧食生產之間的交互響應情況和響應路徑。分析結果表明，兩者之間的緊密聯系具有長期性：在前六期，糧食生產對城市化發展水平一直處于負響應階段，從第六期開始，糧食產量增長開始形成對城市化發展的持續正響應， 并呈現出穩定的正向響應收斂跡象，長期來看，城市化發展對增加糧食產量的正向拉動作用時限長；城市化水平對糧食生產新息的響應在前五期中處于正值階段，而后城市化發展則處于正負響應交替的微調階段，幅度不大，并且響應程度慢慢減弱。

總之，本文通過細致的分析，說明了城市化發展同糧食生產之間的動態關系：在長期內，城市化快速、健康的發展將會對糧食的生產起到促進作用；糧食產業持續穩定的發展將是城市化發展的強有力的后盾。但是在短期內，由于城市化發展和糧食生產在土地、人力等資源方面存在必然的競爭，兩者之間不可避免的存在著一系列的沖突與矛盾，這時政府的協調作用非常重要。政策制定者在制定城市化發展戰略時，要注意不能片面地追求城市的快速擴張，導致大量侵占基本農田，持續形成對耕地的使用壓力，嚴重影響糧食綜合生產能力的增長；要合理利用耕地資源，制定嚴格的耕地保護制度，力圖使耕地資源在城市化發展過程中損失達到最小。從長期來講，通過城市化的發展來積累資金，繁榮農村經濟，用最科學的方法管理耕地以提高其生產力，并且提高農業技術向現實生產力轉變的速度，以此保證糧食的生產，從而為城市化的發展進一步提供牢靠的基礎和支撐。只有如此的良性循環，才能更有效的提高農民生活水平，增加農民收入，縮小城鄉差距。

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責任編輯、校對：李斌泉

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