農業供給側結構改革要素對新型城鎮化的影響效應分析

毛雪艷 王 平

（1.天水師范學院，甘肅 天水 741001；2.甘肅政法學院，甘肅 蘭州 730070）

引言

城鎮化發展與農村發展相輔相成，城鎮化為農村居民提供就業崗位，影響其價值觀念和生活方式。農業生產率是城鎮化發展基礎動力，農村發展對城鎮化發展的主要貢獻體現在產品、市場、外匯等方面。

關于城鎮化與農業現代化的關系，國內外學者開展大量研究。以劉易斯為代表的學者認為應發展城市經濟，喬根森與托達羅等則認為發展農村經濟可消除二元結構。無論先發展城市還是先發展農村，可以肯定的是農村和城市間存在內在聯系。城鎮化發展影響農產品消費需求結構和農業生產要素稀缺程度，進而影響農業供給側結構，城鎮居民收入水平對農業就業結構和種植結構均有影響[1]。城鎮化發展促使收入水平提高和消費結構變化，導致深加工農產品需求增加，推動農業產業結構縱向發展，帶動農業產業結構優化升級[2]。農業機械化、標準化、信息化、生態化、產業化對新型城鎮化發展起推動作用[3]。提高農業全要素生產率有助于加快城鎮化進程[4]，新型城鎮化有助于實現農民收益最大化、城市資源配置最優化和城鄉一體化發展，轉變前提是農業發展和進步[5]。

黨的十八大指出，堅持走中國特色新型城鎮化、農業現代化道路，推動二者協調發展。2016年中央一號文件進一步提出“推進農業供給側結構性改革，加快轉變農業發展方式，保持農業穩定發展和農民持續增收”。十九大指出，要堅持農業農村優先發展，按照產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效、生活富裕總要求，建立健全城鄉融合發展體制機制和政策體系，加快推進農業農村現代化。充分體現推進農業供給側結構性改革，是加快農業現代化發展的重要途徑。

農業現代化的根本途徑是改變農業發展模式，提高農業發展能力。根據我國農業發展現狀，農業在發揮基礎作用解決溫飽、為城鎮化發展提供基本保障的同時，深層次結構性矛盾日益凸顯。因此，本文分析農業供給側結構改革要素對新型城鎮化的推動作用，進一步明確農業供給側結構和新型城鎮化相互影響。為推進新型城鎮化和農業現代化協調發展提供理論依據。

王平構建農業供給側改革能力評價指標體系，運用熵權法分析我國各省區2001—2015年農業供給側改革能力[6]，羅富民基于分布滯后模型指出城鎮化發展對農業供給側結構變動的影響存在明顯滯后效應[1]。許經勇、王朝明、江維國等以定性分析為主，對新型城鎮化和農業供給側結構改革做相關研究[7-9]。但新型城鎮化對農業供給側結構變動的主要影響要素以及影響程度研究較少。本文在分析新型城鎮化涵義和已有研究基礎上，利用SPSS統計軟件綜合計算，建立農業供給側結構改革要素指標體系，利用EVIES軟件實證分析各要素對新型城鎮化的影響。

一、農業供給側結構改革與新型城鎮化內涵

（一）農業供給側結構改革內涵

微觀經濟學將供給定義為生產者在一定時間內各種可能價格下愿意且能夠提供出售的該種商品數量，生產者既有出售愿望，又有出售能力才能形成有效供給。商品供給數量主要影響因素包括，商品價格、生產成本和技術、相關商品價格和生產者未來預期。供給側相對需求側而言，強調勞動力、土地為代表的自然資源、資本、技術為代表的創新力量以及制度安排等生產要素有效供給、合理配置及其綜合利用[9]。農業供給側要素既包括土地、勞動、資本、技術等物質基礎和潛在能力，又包括產權、合約、文化、組織、政策、法律等制度元素及其安排，影響供給主體的行為、組合方式、組合效率和供給效果等機制性因素[10]。

學者對農業供給側結構性改革基本內涵與政策建議、改革主要原因與困難[11-14]以及如何推進[15-16]等展開研究。綜合已有研究和中央精神，本文認為供給側結構性改革是指從提高農產品有效供給質量和數量出發，通過市場資源配置功能，使供給和需求相適應，最大程度提升供給與需求匹配程度，促進農業健康發展。

（二）新型城鎮化內涵

學者從不同角度分析新型城鎮化內涵。陳錫文認為，新型城鎮化核心是農民轉為城市市民，更好地接受平等公共服務[17]。范進等認為中國土地城鎮化與人口城鎮化發展不協調的直接原因是二元土地制度和二元戶籍制度，但深層原因是以投資驅動為導向的經濟發展戰略[18]。本文結合孫長青、王冬年對新型城鎮化內涵的解釋認為，新型城鎮化是指以提高人民生活水平為根本出發點，以統籌城鄉發展為原則，以促進工業化、信息化、城鎮化、農業現代化為目的，推動城鎮由數量到質量提升，走科學發展、集約高效、功能完善、環境友好、社會和諧、城鄉一體、大中小城市和小城鎮協調發展的城鎮化建設道路[19-20]。

二、農業供給側結構改革要素對新型城鎮化影響的實證分析

（一）數據主要來源

本文數據主要來自于《中國統計年鑒》《中國農村統計年鑒》《中國農業統計年鑒》《中國城市統計年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國教育統計年鑒》（2001—2016），選取2000-2015年16年數據為樣本。大部分指標數據可從年鑒中直接獲取，無法直接獲取的數據通過運算獲得，如勞動生產率二元對比系數、農業勞動生產率、農業產值/農林牧漁業總產值、糧食作物播種面積/農作物總播種面積、農作物成災率等。

（二）指標體系構建

在借鑒已有研究基礎上，遵循科學性、綜合性、代表性、可比性以及數據可獲得性原則，選取14項作為新型城鎮化水平指標，12項作為反映農業供給側改革指標，構建新型城鎮化和農業供給側結構改革指標體系，見表1。

（三）實證分析

1.基于主成分分析法計算新型城鎮化綜合水平。用SPSS統計軟件，選用多指標綜合水平測算主成分分析方法，綜合計算2000—2015年新型城鎮化水平，見表2。可見，新型城鎮化水平自2000年以來一直呈上升趨勢。

2.模型構建。由于所選數據差異較大，單位不統一，難以直接比較，利用SPSS21.0做主成分分析。為消除模型異方差性，在分析前對所選指標取對數，記為lnxi（i=1，2，3，…12）。在SPSS軟件中通過描述性分析，對原始數據標準化，獲得新指標zlnxi，計算出各主成分得分，獲得新主成分自變量。

表1 新型城鎮化與農業供給側結構改革要素評價指標體系

表2 2000—2015年新型城鎮化水平綜合得分

從原始變量中導出少數主成分，盡量保留原始變量信息，且彼此間互不相關，作為新綜合指標。將因變量關于主成分回歸，根據主成分與原有變量間關系得到原始變量回歸系數。

基于以上對數據處理，采用雙對數線性模型公式：

εi是誤差項隨機變量，反映除因變量和自變量外隨機因素對y的影響。βj是回歸系數，表示當xi增長一個單位，城鎮化率將增長βj個單位。

3.農業供給側結構改革要素因子分析。在因子分析過程中，為檢驗變量間偏相關是否很小以及各變量間是否獨立，對自變量KMO檢驗和Bartlett球形檢驗，見表3。

表3 KMO和Bartlett球形檢驗

經檢驗，KMO值為0.870，說明數據可作因子分析，Bartlett球形檢驗的卡方統計值為324.568，自由度66下的顯著性水平為0.000，小于0.01，符合因子分析要求。

從表4看出，特征值大于1，方差貢獻率大于5%，總方差累積貢獻率大于85%，因此提取3個公共因子代替全部12個因子，其中第一個因子解釋70.839%信息，第二個公共因子解釋原始數據12.290%信息，第三個公共因子解釋原始數據8.680%信息，三個公共因子累積方差達到91.810%，能夠反映所選指標全部信息，將提取的主因子分別命名為：F1、F2、F3。

已知因子載荷是變量與公共因子相關系數，載荷絕對值較大因子與變量關系更為密切，更能代表此變量。為增強主成分命名解釋性，對初始主成分載荷矩陣方差最大法旋轉，得到旋轉后的主成分載荷矩陣（見表5）。

表4 解釋的總方差

表5 成分得分系數矩陣

從表 5 看出，變量 x11、x13、 x15、x19、x20在 F1上有較大負載，解釋總體信息的70.839%，表明增加勞均耕地面積、提高勞動生產率、增加農村居民財產性收入、提高單位播種面積農機動力和增加農業技術人員是促進新型城鎮化發展主要因素。

F2在因子 x4、x6、 x7、x11、x12上有較大負 載，解釋總體信息的12.290%，說明第一產業就業人員比重、農林牧漁業固定資產投資、農業產業結構協調程度及國家對農業的支持對新型城鎮化發展有一定影響。F3在因子x2、x8解釋了總體信息的8.680%，表明提高農業有效灌溉率、優化農產品內部結構對新型城鎮化發展也有提升作用。

基于回歸算法的主成分得分函數系數，分別計算出23個樣本的各主成分得分，表示為：

4.回歸分析。計算出F1、F2、F3值，與lny回歸，用Eviews9.0估計得到以下回歸模型：

從回歸結果可見，判定系數和調整后的判定系數接近于1，模型擬合效果很好。回歸系數、線性關系和殘差分析均通過檢驗，回歸模型可有效預測分析。

將F1、F2、F3代入上述回歸結果還原為：

得到對新型城鎮化影響效應的彈性估計值，見表6。

表6 農業供給側結構改革要素對新型城鎮化影響效應彈性估計值

β9表明單位播種面積農機動力每提升1個單位，將會使新型城鎮化水平提升0.338955個單位。提高農業機械化水平，可提高勞動生產率，降低農產品生產成本，釋放剩余勞動力，給新型城鎮化發展提供充足人力和農產品。

β4表明第一產業就業人員比重增加1個單位，新型城鎮化水平提升0.165846單位，反映農業勞動力就業結構對新型城鎮化影響較明顯。

β6表明農、林、牧漁業固定資產投資提高1個單位，新型城鎮化水平提升0.146973個單位。固定資產投資向農業傾斜程度對新型城鎮化發展的影響不可忽視，國家對農業的投資和支持是促進新型城鎮化發展的動力因素。

β5=-0.080148表明農村居民財產性純收入增長對新型城鎮化發展有阻礙作用。這與城鎮化發展規律相悖，一般情況下，農村居民收入水平越高，城鎮化水平越快。其原因可能是農村居民財產性收入作用尚未突顯。

β10=0.018167表明農業技術人員增加一方面提高農業產出效率，另一方面也是促進勞動力轉移的途徑。

實驗結果用Excel軟件進行處理，計算平均值和標準差，用SAS 8.0和spss17.0軟件進行單因素方差分析、相關性分析、聚類分析、主成份分析以及偏最小二乘回歸法分析，顯著性水平為p<0.05，數據以均值±標準差(means±SD，n=3)表示。

β2=-0.012482表明有效灌溉率越高，對新型城鎮化的支持力度越大。

β12=0.009274表明政府對農業的投入能夠改善農業基礎設施，提高農業生產水平，為新型城鎮化發展提供基礎保障。

β8=-0.007212表明政府財政支農對種糧補貼會提高農民種糧積極性，進而提升糧食作物播種面積比重。

β11=0.005049說明農村居民家庭平均轉移性純收入增加，也會促進新型城鎮化發展。

β7=-0.003031表示農業產值在農林牧副漁業中占比增加，會阻礙新型城鎮化發展。

β1=-0.000152表明勞動力平均耕地面積每增加一個單位，新型城鎮化發展水平降低0.000152個單位。勞均耕地面積反映農業勞動人員平均占有耕地資源量，勞均耕地面積與新型城鎮化發展速度成反比，說明農業勞動力就業水平低下，在耕地面積不變情況下，人均耕地占有量隨著城鎮化發展不斷減少。另一方面說明在農業勞動力就業水平不變情況下，城鎮面積不斷增加，城鎮化水平不斷提高。

三、結果分析及對策建議

（一）完善土地流轉機制

從回歸分析結果可知，勞均耕地面積、有效灌溉率與新型城鎮化發展呈反向關系。勞均耕地面積、有效灌溉率反映耕地資源有效供給，一定程度上反映土地稀缺性。土地是農業生產最基本要素，也是農民最大財產。十九大提出要堅持農業農村優先發展，鞏固和完善農村基本經營制度，深化農村土地制度改革，完善承包地“三權”分置制度，為深化農村土地制度改革提供有力支。因此，應建立政府引導、市場主導的農村土地流轉機制，促進土地充分高效利用，體現土地市場價值，保障農民財產權益，為新型城鎮化發展提供新動力。

（二）提升勞動者素質

農業生產現代化是用現代農業科學技術和發展理念，將農業發展與生態文明建設結合，將傳統農業轉化為具備先進生產力水平的生態農業。最終體現為農業勞動生產率不斷提高。勞動生產率主要取決于勞動者平均熟練程度、科學技術發展程度、勞動組織和生產管理、生產資料規模與效能、自然條件等，這些因素的主體是農業勞動者。因此，全面提升農業勞動者素質，在農業領域全面發展和應用現代信息技術，使之滲透到農業生產、市場、消費以及農村社會、經濟、技術等具體環節，才能進一步提高農業生產效率和農業生產力水平，加速傳統農業改造，推動農業現代化與新型城鎮化互促共進。

（三）提高農民收入水平

農民財產性收入是依靠耕地、宅基地、自有資金等財產獲得的收入，是農民收入重要組成部分。增加農民土地財產權益，要堅持土地公有制及公有產權性質不變，積極推動土地要素資本產權制度改革，充分發揮土地增值保值作用。

工資性收入是促進農村發展、增加農民收入重要來源。工資性收入增長，給農民帶來現金收入增長，完善農業生產條件；實現家庭經營規模化，從而整體提高農民收入；擴大農村消費市場，繁榮農村經濟；促進城鄉統籌發展，有利于城鄉一體化進程。

（四）優化農業產業結構和種植業內部結構

從實證結果分析，產品供給的兩個因素與新型城鎮化成反比。說明農業內部結構和農業產值在農林牧副漁業中所占比重影響新型城鎮化發展，農業現代化和新型城鎮化尚未實現協調發展。因此，調整農業產業結構和種植業內部結構，應以市場為導向，通過結構調整實現農業領域去產能、降成本、補短板，通過改革發展高效新型農業經營主體，推動新品種和新技術開發；以市場需求為導向，為市場提供高效優質服務，以及滿足消費者需求的農產品。

（五）提高農業生產技術水平

農業機械總動力提升，表明農業現代化水平發展，促進農業生產效率提高和新型城鎮化水平發展，釋放更多農業勞動力，為新型城鎮化發展提供勞動力和信息化支持。農業技術人員增加對新型城鎮化發展有促進作用。因此，應加強農業術創新，將先進技術應用于農業生產，提升農業從業人員技術水平，提供優質、品種豐富的農產品。

（六）優化政府農業財政投入結構

支農支出占國家財政支出比重、農村居民家庭人均轉移性純收入是促進新型城鎮化水平提高的因素。國家對農業的投資和支持是促進新型城鎮化發展的動力因素。應進一步優化支農支出占國家財政支出的比重，提高政府對農村居民的轉移性收入，有助于提高農民收入和生活水平，加速農業現代化進程，縮小城鄉差距，推動新型城鎮化健康發展。

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