農業供給側改革視角下非糧化與經濟增長的關系研究

摘要：當前農業供給側結構性改革背景下研究非糧化與經濟增長的關系有重大意義。首先分析了1985年以來我國經濟增長過程中非糧化的發展及問題，然后從宏觀與中觀層面對非糧化與經濟增長的關系進行了實證分析。研究發現：（1）從宏觀層面看，非糧化與經濟增長之間存在長期均衡關系，經濟增長是非糧化的格蘭杰原因，是促進非糧化發展的關鍵因素。而非糧化并不是經濟增長的格蘭杰原因，還沒有成為促進經濟增長的重要動力。（2）從中觀層面看，13個糧食主產區非糧化與經濟增長之間的相關性呈越來越強的趨勢；脈沖分析反映出約8個月的響應遲滯期，相對于東北、黃淮海區，長江中下游區非糧化受經濟增長的刺激影響較大且反應靈敏。據此建議：兼顧國家糧食安全與經濟發展，積極推進農業供給側改革；區別看待三大糧食主產區非糧化，做好糧-經-飼三元結構調整，促進一、二、三產業融合發展；遵循市場經濟規律，規范非糧化；優化非糧的內部結構和區域布局；繼續發掘非糧對經濟增長的潛力與價值。

關鍵詞：農業供給側改革；非糧化；經濟增長；長期均衡；格蘭杰檢驗

中圖分類號： F320.2 文獻標志碼： A 文章編號：1002-1302（2017）19-0058-05

收稿日期：2017-08-27

基金項目：國家社會科學基金青年基金（編號：16CGL038）；河南省教育廳高校科學研究重點項目（編號：18A630071）。

作者簡介：閆建偉（1984—），男，河南商丘人，博士，講師，主要從事農業產業經濟研究。E-mail：1540513949@qq.com。 當前我國農村耕地和基本農田不同程度地存在“非糧化”，原來種植糧食作物的耕地被用來種植經濟作物、青飼作物及發展養殖業等。根據國家統計局統計資料整理，全國非糧作物總播種面積由1985年的3 478萬hm2增加到2015年的 5 303萬hm2，增加了1 825萬hm2，占現有農作物播種面積的31.87%。這些代表性非糧化數據存在于2個方面：一是小而散但數量眾多的農戶自發的非糧化，二是土地流轉后的大規模、高集中度且數量可觀的農業新型經營主體的非糧化。從主體利益分析，農戶希望提高農業收益，增加家庭收入，而積極進行非糧化；地方政府特別是農業大縣希望調整農業生產結構，帶動地方經濟，發展非糧化；中央要從長遠戰略層面考慮國家糧食安全而防范非糧化。由此，學術界圍繞非糧化展開了大量研究，主要集中在3個方面，一是長期過度的非糧化會影響國家糧食安全。陳秧分等認為糧食種植效益低，非糧化傾向嚴重，尤其是糧食主產區土地流轉中新型農業經營主體的非糧化生產行為已對我國糧食安全構成威脅[1-5]。二是非糧化的成因與防范。例如易小燕等采用Logit模型分析了影響糧食主產區農戶非糧化種植行為的主要因素[6]。張藕香發現分化農戶的特征差異影響非糧化，并且不同地區、不同類型的農戶差異甚大[7]。尹成林等認為土地流轉非糧化動因一方面是經濟利益驅動，另一方面是種糧補貼政策有待完善[8-11]。三是非糧化與農業生產結構調整。高強等指出新常態之下，我國需要一種新的增長觀，農業也必須適應新形勢的需要，加快新一輪的農業結構調整[12]。樊帆指出推進農業生產結構調整是農業和農村經濟發展的永恒主題，糧經飼協調發展迫切需要通過土地規模的調整來實現[13]。趙亮指出城市化進程中農業生產結構的調整具有重大意義[14]。孔祥智指出農業生產結構調整，要樹立大糧食和大國土觀念，促進糧、經、飼三元種植結構協調發展[15]。程國強等分別指出農業供給側改革要突出政策的完善性、農業經營方式的創新、農產品競爭力的提升[16]。楊建利等指出要加快農村一、二、三產業融合發展[17]。

綜上所述，非糧化是農業生產結構調整的一部分，是當前新常態下農業供給側結構性改革的關鍵一環。從研究范圍看，非糧化研究除了重點突出糧食主產區與土地流轉因素之外，要兼顧其他地區農戶自發的非糧化行為。從研究目的看，問題爭執的根源可歸結為在不威脅國家糧食安全與更好的促進經濟發展這2個前提下，在農業供給側結構性改革政策上如何處理、對待非糧化。2017年中央一號文件指出必須順應新形勢新要求，深入推進農業供給側結構性改革，統籌調整糧經飼種植結構，開創農業現代化建設新局面。那么，在此大背景下，非糧化與經濟增長之間關系的研究就顯得尤為重要。

1 我國經濟增長過程中非糧化現狀分析

1.1 伴隨經濟增長，非糧與糧食種植規模差距逐漸縮小

20世紀80年代以來，隨著家庭聯產承包責任制的確立，農民生產種植有了更多的自主權，加上政府農業生產結構調整政策的激勵和人們消費結構不斷升級，以及農戶提高土地收益的需要，非糧作物種植規模快速增加，例如蔬菜、瓜果、煙葉、茶葉、油料等。據統計，相比1985年，2015年蔬菜規模達2 200萬hm2，增加了1 725萬hm2，占現有農作物播種總面積的13.2%，油料規模達1 403萬hm2，增加了223萬hm2，占8.4%。

圖1表明，1985—2015年全國農作物總播種面積中非糧與糧食的比值呈增長趨勢。雖然2003年至2005年期間，非糧與糧食種植比值經歷了短暫的回落，但整體上看，30多年來該比值大致呈線性增長的趨勢特征，每增加1個年度時期，該比值增加0.72%。而我國的耕地面積是有限的，隨著非糧化規模及非糧與糧食種植比值不斷增加，應警惕非糧化對國家糧食安全造成的潛在不利影響。

1.2 非糧化與經濟增長態勢較為吻合，隨經濟發展而起伏波動

我國非糧化與經濟增長變化是有一定聯系的，非糧化增速與經濟增長的態勢較為吻合。圖2中黑色陰影部分代表經濟增長的變化趨勢，灰色陰影部分代表非糧化變化趨勢。從圖2對比來看，非糧化與經濟增長變化的長期趨勢較為一致，同時均呈現一定的階段性與周期性變化，例如1987—1989年、1990—1993年、1994—1996年、1996—2004年、2007—2009年、2010—2013年、2013年至今。從變化范圍與順序來看，非糧化各個時期總是被經濟增長變化的各時期所包含，暗示著非糧化隨經濟變化而作出反應，產生頻繁的波動。隨著國家經濟進入新常態，目前我國非糧化增長也呈現出漸緩的下降態勢。endprint

1.3 非糧化與相關經濟政策的協調存在難度

在我國耕地面積增長有限的情況下，非糧化規模的不斷擴大，也為我國的城鎮化政策與農業生產結構調整政策的制定與實施帶來了挑戰。一方面經濟發展中城鎮化引起的大面積城郊農業、都市農業、生態休閑、觀光旅游農業，這些非糧化體現，建立在對糧食作物種植擠占的基礎之上。30多年來，我國經濟發展下的城鎮化水平由1985年23.7%到如今的56.1%，占用了大面積糧食耕地的同時，還帶動了周邊大規模的非糧化種植。另一方面，在進行農業生產結構調整，發展農業經濟過程中，容易陷入非糧化誤區。政府多認為若在“三農”問題上取得良好的政績，農業生產結構調整是很好的辦法，由于種糧成本高，收益低，產業帶動力弱，于是多鼓勵農業耕地的非糧化經營行為，大力發展非糧經濟作物種植規模，來達到發展經濟的目的。目前，農業供給側改革中要建立糧經飼三元生產結構，除了著力發展糧食、經濟作物外，還要大力發展草食畜牧業，這無疑也是非糧化政策制定的一大挑戰。

2 非糧化與經濟增長關系的實證分析

本研究一方面站在全國層面，基于1985—1998年中國農村統計年鑒與中國國家統計年鑒1999—2015年年度時間序列數據，采用協整檢驗、格蘭杰檢驗方法，另一方面從中觀地區差異層面，利用1985—2015年省級面板數據，采用斯皮爾曼等級相關系數法，驗證東北、黃淮海、長江中下游三大糧食主產區非糧化與經濟增長的關系，然后采用脈沖響應方法，進一步探索我國糧食主產區非糧化與經濟增長之間的動態關系。

2.1 宏觀層面的非糧化與經濟增長

研究涉及2個基本指標：經濟增長和非糧化。其中經濟增長指標采用學者均認可的國內生產總值增長率變量作為代表；以往非糧化指標數據多是基于對土地流轉調查中的樣本數據的推斷統計，缺乏準確性，本研究嘗試以農作物總播種面積中非糧與糧食作物面積比為參考，既考慮了糧食種植面積的變化，又兼顧了非糧作物種植規模的變化。FLHt代表第t年我國農業非糧化率，NZWSt代表第t年農作物播種面積，LSSt代表第t年糧食作物種植面積。

非糧化率計算公式：FLHt=（NZWSt-LSSt）/LSSt，t=1，2，3…。

為了縮小數據的絕對數值，方便計算以及消除計量回歸中的異方差等問題，下面計量檢驗中分別對非糧化與經濟增長指標數據取自然對數，分別記作lnGDP與lnFLH；

（1）非糧化與經濟增長的平穩性檢驗。采用ADF檢驗法，分別對變量原序列及其一階差分序列進行單位根檢驗，結果顯示在5%顯著水平下lnGDP與lnFLH序列存在單位根，為非平穩序列，D（lnFLH）與D（lnGDP）序列是平穩的一階單整序列Ⅰ（1）（表1）。

（2）非糧化與經濟增長均衡關系的存在性分析。表1顯示非糧化與經濟增長之間可能存在長期均衡關系，可以驗證2個指標間的協整性。表2協整檢驗中5%水平下，跡統計量檢驗與最大特征值統計量均顯示拒絕原假設，認為至少存在一個協整關系，同時接受了至多有1個協整關系的原假設。因此， 可斷定非糧化與經濟增長之間存在唯一的長期均衡變 表2 跡統計量檢驗/最大特征根檢驗

檢驗假設特征值跡統計量/最大特征值統計量5%水平值伴隨概率P沒有*0.471 1/0.471 122.50 1/19.424 315.414 7/14.214 50.003 2/0.006 1至少有1個0.092 1/0.092 12.896 0/2.896 13.857 3/3.834 20.128 2/0.141 2

動關系。

既然兩者之間存在長期均衡關系，那么長期關系必然會受到協整方程的約束，具體的協整方程式：lnFHL=0.37×lnGDP，LM（1）=1.91，LM（2）=2.86，lglikelihood=68.411 7。

該協整方程拒絕存在單位根假設，表明殘差是穩定的，非糧化與經濟增長之間呈正相關的長期均衡關系，經濟增長對非糧化有顯著的推動作用，說明經濟增長對非糧化的影響較大，一定程度上可以說非糧化是經濟增長的結果，這符合我國經濟增長背景下非糧化比例擴大的現實狀況。

（3）非糧化與經濟增長的格蘭杰因果分析。采用格蘭杰因果檢驗法，來判斷二者之間是否構成因果關系，表3給出了格蘭杰因果關系的檢驗結果。在滯后一階、10%置信水平下，能夠拒絕原假設“經濟增長不是非糧化的格蘭杰”即經濟增長是非糧化的格蘭杰原因，但在滯后兩階的情況下，接受原假設；無論在滯后一階或兩階的情況下，都接受了“非糧化不是經濟增長的格蘭杰”的假設。表明：（1）非糧化不是經濟增長的格蘭杰原因。首先，非糧化只是農業生產結構調整的一部分，它對經濟增長的貢獻是有限的。其次，根據產業發展規律，隨著一國經濟增長，第一產業比例越來越低，第二產業逐漸上升且達到瓶頸后，第三產業快速上升占據較高比例，農業對經濟增長的影響會不斷減弱。最后，影響經濟增長的因素有很多，農業僅僅是一個重要的基礎因素。（2）經濟增長是非糧化的格蘭杰原因。隨著經濟的快速發展，人民收入水平大幅提高，生活消費不斷升級，以種植糧食和消費糧食為主的觀念已經轉變，非糧化得到進一步發展，例如近年來花卉、苗木、蔬菜、油料、水果、大蒜、辣椒等非糧作物的種植規模在不斷擴大。同時，一些工商資本受利益驅使也參與到農業中來，加快了非糧化進程。 表3 格蘭杰因果關系檢驗結果

原假設樣本數（個）滯后期F值P值檢驗結果經濟增長不是非糧化的格蘭杰原因3013.307 860.064 5拒絕非糧化不是經濟增長的格蘭杰原因3010.084 320.765 4接受 經濟增長不是非糧化的格蘭杰原因2921.685 210.201 4接受 非糧化不是經濟增長的格蘭杰原因2922.254 820.123 1接受

2.2 中觀地區層面的非糧化與經濟增長關系endprint

2.2.1 糧食主產區非糧化與經濟增長的相關性分析 斯皮爾曼等級相關是根據等級資料研究2個變量間相關關系的方法。它是依據2列成對等級的各對等級數之差來進行計算的，又稱為等級差數法，是反映2組變量之間聯系的密切程度，取值-1到+1之間，值為正表示正相關，值為負表示負相關，值等于零為零相關。值越大，相關性越強，反之，則相反。其公式為：rs=1-[6×∑（di）2/（n3-n）]，其中等級相關系數記為rs，di為2個變量每一對樣本的等級之差，n為樣本容量。

濟增長之間的相關性，由最初的中低度相關關系，發展為中高度相關，相關度有越來越高的趨勢。例如，糧食主產區2000年非糧化與經濟增長的相關系數僅為0.412，而2015年該相關系數已高達0.781。

2.2.2 糧食主產區非糧化與經濟增長的動態效應分析 脈沖響應可以比較直觀地刻畫出非糧化與經濟增長變量之間的動態交互作用和效應，并從動態反應中判斷變量間的時滯關系，可以衡量來自某個內生變量的隨機擾動項的一個標準差的沖擊對VAR模型中所有內生變量當前和未來取值的影響。基于1985—2015年我國13個糧食主產區省際面板數據（均經過自然對數化處理），進而分析糧食主產區非糧化與經濟增長變量之間的動態關系。根據非糧化與經濟增長之間關系的檢驗結果，該部分只對經濟增長對非糧化的沖擊影響進行分析。原數據對數化后為平穩序列，適合直接VAR分析，計量檢驗原理、步驟與以上相同，在此不再重復顯示驗證步驟。

根據糧食主產區東北區（黑、吉、遼、蒙）非糧化與經濟增長的脈沖響應（圖3），可知經濟增長對于非糧化的影響具有遲滯性，給予1個單位標準差的沖擊，并不會立即產生作用，大約在第1期后期發生反應，在4期響應經過波動后逐漸趨于0，說明經濟增長對非糧化影響作用較強，持續時期也較長，最終恢復到均衡狀態。由方差解釋（圖4）可知，隨著期數的增加，非糧化變動的方差由經濟增長解釋的部分，經歷約0.8個時期的遲滯后，響應幅度快速增大，經過第二期的過渡調整后，會迅速對經濟增長的變化沖擊作出敏感的反應，方差貢獻度會隨之上升并達到穩定的峰值，最終約9%的非糧化變動方差可以由經濟增長變動來解釋。

根據糧食主產區黃淮海區（冀、魯、豫）脈沖響應（圖5），可知經濟增長對于非糧化的影響也具有遲滯性，給予1個單位標準差的沖擊，并不會立即產生作用，大約在第0.8期后期發生反應，在第1.3期響應速度加快，在第4期波動逐漸趨于0，說明經濟增長對非糧化影響作用較強，持續時期也較長，最終恢復到均衡狀態。由方差解釋（圖6）可知，隨著期數的增加，非糧化變動的方差由經濟增長解釋的部分，經歷約0.7個時期的遲滯后，響應幅度快速增大，經過第2～5期的過渡調整后，會迅速對經濟增長的變化沖擊作出敏感的反應，方差貢獻度會隨之上升并達到穩定的峰值，最終約11%的非糧化變動方差可以由經濟增長變動來解釋。

據糧食主產區長江中下游區（蘇、皖、贛、川、鄂、湘）脈沖響應（圖7），可知經濟增長對于非糧化的影響同樣具有遲滯性，給予1個單位標準差的沖擊，并不會立即產生作用，大約在第0.7期后期發生反應，在1個時期的快速下降后，逐漸趨于0，迅速達到穩定，最終恢復到均衡狀態。由方差解釋（圖8）可知，隨著期數的增加，非糧化變動的方差由經濟增長解釋的部分，經歷約0.6個時期的遲滯后，響應幅度快速增大，會迅速對經濟增長的變化沖擊作出敏感的反應，方差貢獻度會隨之上升并在第1.4期達到穩定的峰值，方差解釋度高于其他兩大糧食主產區，約為16%。

由于我國各個地區經濟發展的情況不同，非糧化對于經濟增長的反應期與反應程度也是不同的。三大糧食主產區中長江中下游區非糧化對經濟景氣非常敏感，地區經濟增長對非糧化的刺激作用較強，并在較短時間內迅速達到穩定峰值。原因是由于該地區市場化程度高，信息反應快、產業化與科技化水平高，能夠快速作出反應，及時進行非糧化調整；對于其他兩大糧食主產區，經濟發展水平相對較低，市場化程度較低，信息反應較慢，對經濟形勢的變化反應較為遲鈍，該地區經濟增長對非糧化的刺激作用相對較弱，且達到穩定峰值的速度較慢。

3 結論、討論及建議

3.1 研究結論與討論

基于1985年以來我國經濟發展過程中非糧化的現狀及問題，從宏觀與中觀地區差異層面分析了非糧化與經濟增長的關系，發現：（1）從宏觀層面看，非糧化與經濟增長間存在長期均衡的協整關系，通過格蘭杰檢驗證明了該關系是單向的正向顯著關系，非糧化不是經濟增長的格蘭杰原因，經濟增長是非糧化的格蘭杰原因，說明非糧化變化對經濟增長的作用并不明顯，而經濟增長的變化對非糧化的影響比較顯著。（2）中觀層面看，一方面通過斯皮爾曼系數驗證了各地區非糧化與經濟增長之間的相關性，逐漸由中低度相關上升為中高度相關，相關性呈越來越強的趨勢特征。另一方面在地區發展過程中，脈沖響應結果反映出三大糧食主產區對于脈沖響應都有近8個月的遲滯期，但相對于東北、黃淮海區，長江中下游區經濟增長對非糧化的方差解釋作用較強，反應較為靈敏，且達到穩定峰值速度較快。

應理性看待非糧化，把握好非糧化帶來的機遇與挑戰。一方面，非糧化與經濟增長互動的過程中，產生了較多的問題：受經濟增長趨勢的影響，非糧化規模呈上升趨勢，必然影響國家糧食安全；非糧化隨經濟變化起伏波動，對其控制與調整的工作很艱巨；地區間非糧化程度差異較大，為全國性政策的制定帶來很大的挑戰；非糧化的規范與其他經濟政策的部分內容相沖突，協調難度較大。另一方面，當前我國經濟處于新常態，經濟增速迎來換擋期，未來一段時間，潛在增長率下降已成為不爭的事實。加上經濟周期的影響，經濟增長對非糧化的正向影響作用將趨于穩定或減弱，即非糧化在未來一段時期內的擴大化趨勢會有所緩和。另外根據恩戈爾定律，隨經濟發展，我國人均糧食消費增長正趨于減緩或下滑趨勢，可減緩一定的糧食緊張壓力，也擴大了非糧化存在的合理空間，為未來農業供給側結構性改革提供了機遇。endprint

3.2 政策建議

（1）在國家宏觀層面上，堅持糧食安全戰略方針不變前提下，一方面不斷挖掘主產區糧食潛力，另一方面注意合理設定非糧水平的基本安全點及彈性范圍。在地區差異層面上，可根據各地區經濟與農業水平及特點，劃定高水平、一般水平、低水平非糧化區。對于經濟發達地區，工業化水平高，第三產業發展快，為適應經濟的發展和居民消費高級化、多樣化的需要，可允許維持較高的非糧化水平。對于較為落后地區，農業雖然規模大、但效益低，工業化水平也低，居民收入水平低且增長慢，迫切需要農業生產結構調整中的非糧化來提高當地收入，發展經濟。那么，該類地區一定時期內可以允許較高的非糧化水平。

（2）區別看待三大糧食主產區非糧化，做好糧經飼三元結構調整，促進一、二、三產業融合發展。13個糧食主產區非糧化與經濟增長的相關性越來越強，建立主產區糧食安全、經濟增長、糧經飼三元結構優化與一、二、三產業融合發展的農業經濟良性循環發展是必然趨勢。長江中下游糧食主產區經濟基礎好，非糧水平高，對經濟增長的反應快，要注意非糧與經濟發展之間的權衡；東北區是國家的重要糧倉，也是當前糧改飼重點地區，面臨經濟振興的背景下，在加強對大豆、青飼等非糧作物的政策引導中，要保障國家糧食安全的戰略基石；黃淮海區經濟發展較為穩定，做好糧經飼三元結構調整的同時，發掘非糧潛力，加快促進一、二、三產業融合是發展的重要一環。

（3）加快推進我國農業供給側改革，優化非糧的內部結構和區域布局。在確保谷物基本自給、口糧絕對安全的前提下，從質上發展非糧化，基本形成與市場需求相適應、與資源稟賦相匹配的現代農業生產結構和區域布局，提高農業綜合效益。注重非糧作物種植的內部調整，對于效益低、供過于求、能通過適當進口有效解決的非糧作物，可適當控制規模，用來發展其他非糧作物，既可緩解非糧化擴大問題，又可提高產品收益。

（4）繼續發掘非糧化對經濟增長的潛力價值。一方面，當前非糧化對經濟增長的影響并不顯著，盲目橫向規模的非糧化并不一定會帶動經濟發展，需要農業生產結構調整的優化與產業鏈的建立與完善相配合，健全市場體系，從品質上提升非糧化而不是通過簡單的規模擴展來發展非糧化，這也反映出非糧化對經濟增長的價值還有待發掘，我國農業生產結構調整還有很長的路要走。另一方面，伴隨經濟增長，非糧化是一種趨勢。經濟增長對非糧化有較強的推動作用，非糧化對經濟增長的反應有一定滯后性，為生產結構的調整提供了機遇。

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