糧食安全和農民增收視角下種植業結構調整影響因素研究
——基于2001—2013年糧食主產區面板數據的實證

潘世磊，丁黃艷

（重慶工商大學經濟學院，重慶 400067）

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糧食安全和農民增收視角下種植業結構調整影響因素研究
——基于2001—2013年糧食主產區面板數據的實證

潘世磊，丁黃艷

（重慶工商大學經濟學院，重慶 400067）

摘 要：基于2001—2013年糧食主產區面板數據，從國家糧食安全和農民增收視角，分析收入水平、灌溉設施、農業技術進步、交通設施、農業勞動力機會成本以及政策變量對糧食主產區種植業結構的影響。結果表明，交通設施、農業技術進步對整個糧食主產區種植業結構調整有促進作用，收入水平、灌溉設施、農業勞動力機會成本對種植業比例提高有負向影響，而糧食直補政策的效果不明顯。各種因素影響具有區域差異性，農業機械總動力對東中部糧食作物種植有正向作用，對西部地區糧食作物種植有負向作用。建議在整個糧食主產區加快交通基礎設施建設，積極推進農業技術轉化利用，并將支持農業技術轉化資金向東中部傾斜；在中西部地區加快灌溉設施和等級公路協同建設，逐步提高農民收入，強化農業技術的轉化使用。

關鍵詞：糧食主產區；糧食安全；農民增收；種植業結構調整

糧食是一種具有戰略意義的準公共產品，糧食安全具有正的外部性［1］。糧食主產區是糧食的主要提供者，是確保我國糧食安全的核心和支撐［2］。農業結構調整加快了農業市場化過程，提高了農民收入的貨幣化進度［3］。而種植業結構調整是農業產業結構調整的重要組成，可以提高資源配置效率和農業生產效應［4］、增加農戶種植業收入［5-6］。因此，研究糧食主產區種植業結構調整的影響因素對確保糧食安全、農民增收具有重要的現實意義。

目前，在國家確定的13個糧食主產省區中，能夠大量調出糧食的僅有黑龍江、吉林、內蒙古、河南、安徽5個省區，江蘇、湖北、四川己經成為糧食短缺省份，其他5個省份（遼寧、山東、江西、湖南、河北）僅略有盈余。很明顯，近年來糧食主產區的萎縮己經嚴重威脅了國家糧食安全［7］。確保糧食安全和農民增收本身有一定矛盾［2］。根據2010年頒布的《全國主體功能區規劃》，糧食主產區以提供農產品為主體功能，屬于限制開發區的范疇。這類區域要限制進行大規模高強度工業化、城鎮化開發，以保障農產品供給，確保國家糧食安全。而工業化和城鎮化對增加地區生產總值、提高農民收入具有不可替代的作用，因此糧食主產區在保障國家糧食安全和提高農民收入方面處于兩難的境地。特別是加入WTO后，我國糧食等耕地密集型農產品由于規模化、機械化程度低，生產成本較高，不具有比較優勢［8］。不利的外部環境對我國糧食安全提出了挑戰。劇又文等［9］認為糧食安全的保障更多地在于產業結構的優化和制度的完善。

長期以來，由于農業的比較效益低于其他農業產業，糧食產業的比較效益更是低于非農產業，致使以糧為主的糧食主產區農民收入增長緩慢［10］。盡管糧食主產區農民收入來源呈現多元化的特征，但與全國農民收入的平均構成相比，糧食主產區農民的收入中來自種植業的比重較高，而來自非農產業的比重較低。目前，從全國平均水平看，農民收入構成中來自非農產業的比重已經接近1/2，工資性收入比重已占到1/3，工資性收入對農民收入增長的貢獻率達80%左右，已成為農民收入增長的主要來源。與此相對應，糧食主產區農民的收入中，來自工資性收入不到25%，來自種植業的收入約為44.64%，說明糧食生產是糧食主產區農民生產、生活的最重要部分［2］。因此，如何在外部環境對我國糧食生產不利的情況下，調整種植業結構實現糧食安全和農民增收成為糧食主產區的首要任務。

1 模型及數據來源

1.1 模型設定

根據現有研究成果及農業生產實際，本研究選取以下變量作為衡量影響種植業結構調整的指標：地區人均GDP、有效灌溉面積、農用機械總動力、等級公路、等外公路、政策虛擬變量、城鄉居民收入差距指數。

由于各地區經濟發展水平的差異性，為使各地區衡量指標具有可比性，本研究采用人均有效灌溉面積、人均農業機械總動力、人均等級公路、人均等外公路作為衡量灌溉設施、農業技術、交通基礎設施的指標。灌溉設施和公路設施的使用存在網絡效應，其對農業種植結構的影響不一定是線性的。同時，灌溉設施和以等外公路為主的農村公路在中國農業結構調整過程中可能存在綜合作用，因此，有必要考察灌溉設施和等外公路的交叉項［18］。由國家統計局《2014年全國農民工監測調查報告》可知，2014年外出農民工月平均收入為2 864元，而同年全國城鎮居民人均可支配收入為28 844元、月均可支配收入為2 403.67元，外出農民工月工資與城鎮居民月均可支配收入相當。因此，城鄉居民收入差距指數在一定程度上可反映農業勞動力機會成本。農用機械總動力的增減可能與反映農業勞動力機會成本的城鄉居民收入差距指數存在相互作用的綜合關系，因此在模型中加入二者的交叉項。農業政策虛擬變量以農業糧食補貼前后為分界點，為增加模型精度反映政策變量影響，模型中引入虛擬變量。

基于面板數據較大的樣本容量，可以解決遺漏變量問題，增加自由度、降低變量共線性等優點。本文采用對數形式的加入虛擬變量的面板數據模型反映種植業結構調整狀況，設定模型如下：

式中，被解釋變量Si，t為糧食作物播種面積占農作物總播種面積的比例，解釋變量包括地區人均生產總值GDPi，t、人均有效灌溉面積IRi，t、人均等級公路TR1i，t、人均等外公路TR2i，t、人均農業機械總動力MPi，t、城鄉居民收入差距指數GIi，t，政策變量Ii，t為反映農業補貼政策變化的虛擬變量（2003年安徽省實行糧食直補試點，因此2003年的政策虛擬變量取值為1，其他省份2004年及以后年份政策虛擬變量取值為1），μi為個體固定效應，εi，t為殘差項，假定其為球型擾動項，i代表地區，t代表年度，α、β為待估參數。

1.2 數據來源及變量描述

基于數據的可得性，本研究選取我國糧食主產區13個省份（包括東部地區的河北、遼寧、江蘇、山東，中部地區的吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南，西部地區的內蒙古、四川）2001—2013年的數據主要來源于2002—2014年《中國統計年鑒》、《新中國農業六十年統計資料》。其中，由于2006年《中國統計年鑒》中未公布山東省等外公路里程，因此采用2004年和2006年人均等外公路里程的均值代替。各變量的描述性統計如表1所示。

表1 變量的統計描述

2 實證分析與討論

2.1 種植結構影響因素分析

本研究以實證模型（1）、（2）為基礎，采用Stata13軟件得出作為參照的混合面板數據模型和固定效應模型，由似然比檢驗得出的P值為0.0000，拒絕原假設，表明采用固定效應模型。同樣，在作為參照的混合面板數據模型和隨機效應模型之間，由BP檢驗得出的P值為0.0000，拒絕原假設，表明應該采用隨機效應模型。因此，本研究模型應該采用固定效應或隨機效應模型，由Hausman檢驗得出的P值為0.9982＞0.05，因此，應該選擇隨機效應模型。由該模型得出的糧食主產區面板回歸結果見表2，由表2可知：

表2 2001—2013年糧食主產區種植業結構的影響因素分析

（1）人均GDP對糧食作物種植比例的彈性系數為-0.0242，且達1%顯著水平。隨著經濟發展人民生活水平的提高，人們飲食結構發生變遷，以糧食作物為主的飲食結構正逐漸向以水果、蔬菜、肉蛋奶類等多樣化的飲食結構偏移。彈性系數為負且較小，說明在以種植業為主要收入來源的糧食主產區的人們，通過種植水果、經濟作物等比較收益較高的勞動密集型農作物來提高收入的途徑，增收效應不明顯。同時，較小的彈性系數表明糧食主產區人們收入水平的提高對糧食作物種植比例減小的作用有限，保障了國家糧食安全。因此，實證結果表明，糧食主產區處在保障國家糧食安全和農民增收進退兩難的尷尬境地。

（2）有效灌溉面積對糧食作物種植比例的彈性系數為-0.280，且達1%顯著水平，表明灌溉實施是影響糧食作物種植比例的重要因素。灌溉設施是應對干旱、澇災等自然災害，改善農作物生長環境的重要條件。糧食主產區基礎設施尤其是農田水利設施普遍落后，年久失修，配套不全，水利保障功能喪失。另外，糧食主產區由于農業生產規模化、集約化程度低，農戶實行“碎片化”經營，大型農田配套水利設施難以實現。同時，政府在農業基礎設施建設投資不足，農戶在糧食價格相對穩定的情況下由于農資價格上漲，使得農業生產成本上升、收益減少、農業生產投資意愿降低，導致糧食主產區農業基礎設施建設落后、功能欠缺。彈性系數為負數且數值較大，說明灌溉設施在糧食作物種植比例中的作用較大，灌溉設施的增加使得糧食作物種植比例減少，從側面表明灌溉設施對增加農民收入的水果、蔬菜等比較收益高的農作物的重要作用。因此，從增加農民收入的角度，應該加大糧食主產區灌溉設施建設力度。

（3）等級公路和等外公路對糧食作物種植比例的彈性系數分別為0.0946、0.00446，且均達1%顯著水平。糧食主產區交通基礎設施是糧食商品實現市場化的通道，能加快糧食作物貨幣化的進程，從而為農民增收提供快捷途徑。二者的彈性系數均為正，說明交通基礎設施的增加能提高農業生產物資和糧食作物大宗商品的運輸效率，提高糧食作物的種植比例。等級公路對糧食作物種植比例的彈性系數大于等外公路的，表明糧食主產區糧食作物在實現商品化的過程中，等級公路較等外公路對其影響更大。而二者的彈性系數均較小，尤其是等外公路對應的彈性系數更小，表明糧食主產區交通設施建設滯后影響糧食作物商品化的實現，從而影響糧食作物種植比例的增加，阻礙農民增收和制約國家糧食安全戰略。因此，交通基礎設施的改善能夠促進農業糧食作物種植結構的改善。

（4）農業機械總動力對糧食作物種植比例的彈性系數為0.2170，且達1%顯著水平，說明農業機械對糧食作物種植比例的影響較大。由于農業比較收益較低，農村勞動力外移，使得勞動密集型農作物種植面積減少，適用于大型機械耕種的土地密集型糧食作物種植面積增加。在現行農村土地還未實現規模化、集約化經營的情況下，農業機械的使用對糧食作物種植比例的影響有限。因此，在以農業機械為代表的農業技術進步要實現對糧食作物種植比例的顯著影響，需要農村土地流轉、土地承包經營權等有助于農業土地規模化、集約化制度的實現。

（5）城鄉居民收入差距指數對糧食作物種植比例的彈性系數為-0.110，且達1%顯著水平。彈性系數為負說明當城鄉居民收入差距增大時，糧食作物種植比例減少，表明在一定收入差距范圍內，農業勞動力由于觀念、自身素質等原因不能進城務工，或者由于城市勞動力需求不足，難以容納過多的農業剩余勞動力。為縮小城鄉居民收入差距，農民轉向比較收益高的經濟作物、水果等勞動密集型產業，使比較收益低的糧食作物種植面積減少。但本研究的結論并不能說明城鄉居民收入差距的增大一定會降低糧食作物種植比例，只在一定收入差距范圍內成立，二者具體的關系有待進一步研究。

（6）政策虛擬變量系數為0.0089，數值小且不顯著，說明在本研究選取的時間范圍內，農業政策對糧食作物種植比例的提高作用不明顯。自2004年起，全國范圍內實行糧食直補政策、良種直補、農資綜合直補等措施，為國家糧食安全和農民增收提供了制度保障。但我國的糧食支持政策側重針對種糧農戶、以糧食生產為重點，而對糧食主產區沒有引起應有的重視［7］。因此，國家普惠式的農業支持政策對糧食主產區的糧食生產并沒有產生明顯的促進作用。

2.2 種植業結構的區域差異

由于農業生產受自然環境影響較大，通常農業生產表現出強烈的地域性，因此為提高研究的針對性和精確性，有必要對糧食主產區東中西部糧食生產狀況進行深入研究。以式（1）、式（2）為實證模型，運用Stata13軟件通過F檢驗得出的P值為0.0000，小于0.05，因此采用固定效應或隨機效應模型。為使Hausman檢驗更全面有效，加入常數項檢驗和使用更有效率的隨機效應估計量的方差估計項，得出糧食主產區東中西部地區的P值分別為0.0001、0.0000、0.8890，即東中部地區的實證模型應該選擇固定效應模型，西部更適合隨機效應模型。由表3可知：

（1）東部地區，各項影響因素對糧食作物種植比例的彈性系數依據影響大小分別為農業機械總動力對糧食作物種植比例的彈性系數為0.3946，城鄉居民收入差距指數與農業機械總動力的交叉項對糧食作物種植比例的彈性系數為-0.3549。第2個彈性系數為正的是等級公路對糧食作物種植比例的彈性系數為0.0768，而一般認為對農業生產影響較大的灌溉設施對糧食作物種植比例的彈性系數為-0.0922。

表3 2001—2013年糧食主產區種植業結構區域差異

東部地區經濟發達，各項基礎設施建設較為完善，土地實現一定程度的流轉，農業機械的使用利于實現糧食作物規模化、集約化生產。城鄉收入差距和農業機械總動力的綜合作用表明在沒有完全實現土地流轉、土地規模化經營的狀況下，城鄉收入差距使得相對收益較高的非糧食作物種植比例增加。等級公路的建設利于農業信息傳播、糧食作物大宗商品流通，降低生產和交易成本，從而促使農村土地流轉，增加農業機械的使用。灌溉設施對糧食作物種植面積產生負向作用，原因是東部地區完善的灌溉設施利于經濟作物、水果等比較收益較高的勞動密集型作物種植。因此，在東部較完善的基礎設施建設前提下，加快農村土地流轉，實現糧食作物規模化、集約化生產，對保障國家糧食安全和農民增收都有積極作用。

（2）中部地區，灌溉設施、灌溉設施與等級公路的交叉項、等級公路依影響大小對糧食作物種植比例的彈性系數分別為-0.5307、0.1631、0.1455，人均GDP和城鄉居民收入差距指數對糧食作物種植比例均有負向影響，彈性系數分別為-0.0290、-0.0120。政策虛擬變量對糧食作物種植比例有顯著的正向影響，表明中部糧食主產區糧食生產受農業政策影響作用較大。

中部地區大多地處平原，是主要的糧食主產區，由于農田水利等基礎設施老舊、功能欠缺，制約糧食生產。灌溉設施與等級公路的交叉項、等級公路對糧食作物種植比例的正向影響可以解釋為灌溉設施功能的欠缺雖然制約了糧食作物生產，但由于中部地區農產品的流通大多依賴于路況良好的等級公路，因此，隨著中部地區交通基礎設施的改善，農產品流通成本降低，利于中部地區糧食作物的輸出，從而促進糧食作物種植面積的增加。中部地區人均收入水平不高，城鄉居民收入差距的增大，導致優質農業剩余勞動力的輸出，不利于糧食作物的種植，可能會留下“誰來種地”的隱患。農業糧食直補政策促進中部糧食主產區糧食作物種植比例的增加，表明中部地區農民收入來源以糧食作物種植為主的事實，農民增收渠道單一，農業惠農政策提高了農民種糧的積極性，但從另一方面也表明中部地區農民增收來源少、增收難度大的事實。

（3）西部地區，灌溉設施、等級公路、灌溉設施與等級公路的交叉項、人均GDP和等外公路對糧食作物種植比例的彈性系數分別為-0.6064、0.2491、0.1634、-0.1232和0.0141。

西部地區受地理位置和自然條件限制，不適宜農業規模化生產，農業生產相對收益低。而西部地區灌溉設施老化、功能不完善、改善成本大，使其成為糧食作物種植的短板。等級公路、等外公路等交通設施可縮短區域間商品流通時間，減少西部地區自然因素的限制，有利于農產品市場化的實現。西部地區人均收入水平相對全國收入水平較低，導致西部地區農業勞動力轉移從事非農生產，對糧食作物種植產生負向影響。

3 結論與啟示

糧食主產區是國家糧食安全戰略的重要支撐，糧食作物種植業結構調整事關國家糧食安全和農民增收。本研究基于2001—2013年糧食主產區面板數據，從國家糧食安全和農民增收視角，通過分析收入水平、灌溉設施、農業技術進步、交通設施、農業勞動力機會成本以及政策變量對糧食作物種植比例的影響，得出以下結論：（1）整體而言，交通設施、農業技術進步對糧食作物種植比例提高有促進作用，收入水平、灌溉設施、農業勞動力機會成本對糧食作物種植比例提高有負向影響，而糧食直補政策的效果不明顯。（2）各種因素對糧食作物種植比例的影響存在區域差異。人均GDP、灌溉設施、城鄉居民收入差距指數對東中西部地區糧食作物種植比例的提高均產生負向作用，等級公路、等外公路交通設施對東中西部地區糧食作物種植比例的提高有正向作用。農業機械總動力對東中部糧食作物種植有正向作用，對西部地區糧食作物種植有負向作用；灌溉設施和等級公路的交叉項、城鄉居民收入差距指數和農業機械總動力的交叉項對中西部地區糧食作物種植有正向作用，對東部地區糧食作物種植有負向作用。另外，農業糧食直補政策對糧食主產區糧食作物種植比例提高有正向的促進作用，但糧食直補政策彈性系數只在中部地區達5%顯著水平，表明中部地區糧食直補政策的政策效應明顯，其他地區不明顯。

糧食作物種植業結構調整，既要保障國家糧食安全，又要促進農民增收，這就需要政府對農業這一國家基礎產業提供資金支持，加快農業技術服務體系建設和政策、制度保障體系建設。具體而言，針對不同地區影響因素的差異性，在保障國家糧食安全和兼顧農民增收的前提下，可采取以下措施：（1）在糧食主產區加快等級公路、等外公路交通基礎設施建設，積極推進農業技術轉化利用，并將支持農業技術轉化資金向東中部傾斜。（2）在中西部地區重點加強灌溉設施和等級公路協同建設，強化二者網絡效應；在適度的城鄉居民收入差距范圍內，增加農業機械等農業技術進步成果轉化的資金支持，加快建設農業技術服務體系。（3）在國家全國范圍內實施糧食直補等普惠式惠農政策體系外，建立糧食主產區專項支農、惠農政策體系，尤其是對糧食輸出大省，根據糧食輸出數量建立專項糧食支持基金，并逐步建立長效的糧食補貼機制，從而在保障國家糧食安全的同時，減小糧食主產區尤其是糧食輸出大省人均GDP同其他省份的差距。

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（責任編輯 楊賢智）

Influence factors of structural adjustment of planting the perspective of food security and growth of peasants’ income —Empirical analysis based on panel data in 2001-2013 in main grain-producing regions

PAN Shi-lei，DING Huang-yan
（School of Economics，Chongqing Technology and Business University，Chongqing 400067，China）

Abstract：Based on the panel data of the main grain-producing regions in 2001-2013，this article analyzed the influences of income level，irrigation facility，agricultural technology progress，transportation facility，agricultural labor opportunity cost and policy variables on the structure of planting in the main grain-producing regions，from the perspective of national food security and growth of peasants' income. The results shows that the development of transportation facilities and agricultural technology have significant effecs on the structural adjustment of planting in the whole grainproducing areas. The income level，irrigation facility，opportunity cost of agricultural labor have negative effects on the proportion of planting，but the effect of grain subsidy policy is not obvious. Various factors influence regional diversities，and the total power of agricultural machinery has positive effect on the cultivation of crops in the East and Central，while the west is opposite. It is suggested that，we should speed up the construction of transportation infrastructure in the main grain-producing areas，promote the transformation and utilization of agricultural technology actively，support agricultural technology transfer funds to the East and central regions，accelerate the construction of irrigation facilities and highway synergistically in the central and western regions，increase the peasants' income gradually，and strengthen the transformation of agricultural technology.

Key words：main grain-producing regions；food security；growth of peasants’ income；structural adjustment of planting

中圖分類號：F321

文獻標識碼：A

文章編號：1004-874X（2016）02-171-06

收稿日期：2015-09-07

基金項目：教育部省部共建人文社會科學重點研究基地項目（14JJD790018）；重慶市研究生科研創新項目（yjscxx2015-41-08CYS14169）

作者簡介：潘世磊（1987-），男，在讀碩士生，E-mail：sherped@163.com