畜牧業經營對農戶種植結構的影響研究
——基于2016年農業部固定觀察點數據

李克樂，楊宏力

(聊城大學 商學院, 山東聊城 252000)

黨的十九屆五中全會再次提出要優先發展農業農村，全面推進鄉村振興。國家糧食安全作為鄉村振興的戰略組成部分，內嵌于鄉村振興發展戰略之中，鄉村振興離不開糧食安全的保障，糧食安全是鄉村振興的經濟基礎。只有端牢中國人自己的飯碗，鄉村振興基礎才能固牢。

截止2020年，中國糧食生產已經實現“十七連豐”，糧食產量連續6年超過1.3萬億斤。在產量持續增長的背后，中國的糧食生產結構也正在悄然發生變化。目前，學術界對于種植結構的影響因素也開展了大量研究，但是大部分研究主要從土地流轉、勞動力轉移、機械化程度等角度分析對農戶種植結構的影響，表現出“趨糧化”抑或“非糧化”。比如，羅必良等利用全國9省的調研數據得出隨著農業勞動力剛性約束的增強和農業社會化服務的發展，農地轉入將強化農戶種植結構調整的“趨糧化”[1]。錢龍通過實證分析得出土地轉入有助于提升糧食種植比例，土地轉出則會降低糧食種植比例，并且進一步得出土地流轉與非農就業存在交互效應并對糧食種植結構產生影響[2]。張宗毅等認為土地流轉對糧食種植結構存在動態影響，家庭農場通過土地流轉實現的經營規模較小時表現為“非糧化”，實現的經營規模較大時表現出“趨糧化”[3]。李旻等認為農業勞動力轉移會減少糧食生產中的時間投入，降低糧食生產效率，進而對糧食生產產生負面影響[4]。鐘甫寧等考察了機械化程度對種植結構的影響后提出隨著機械化程度的提高，農戶理性選擇種植易于替代的糧食作物，增加糧食作物種植面積，表現出種植結構的“趨糧化”[5-6]。

關于畜牧業經營與種植結構關系的研究少之又少，僅有部分學者對此進行了分析論證且多偏于定性研究。劉建銘詳細論述了糧食生產與畜牧業經營之間的關系，提出畜牧業經營對糧食生產具有推動作用，發展畜牧業可以挖掘糧食生產的潛力，實現糧食擴大生產[7]。張興等認為正是畜牧業產生的對飼料的大量需求帶動了種植業的發展，成為帶動糧食生產的主要推動力[8]。盧肖平認為畜牧業生產可以帶動飼料產業發展，從而促進種植業結構調整，引導農業產業結構向更加協調、更加合理的方向轉變[9]。樊慧麗等從畜牧業產業的供給結構和消費需求結構角度運用灰色關聯度分析法探討了畜牧業產業結構變動與糧食安全之間的關系，研究發現畜牧產業結構變動與糧食安全有重要聯系，畜牧業發展同保障國家糧食安全并不矛盾[10]。夏曉平等認為由于畜產品消費結構導致畜牧業部門消耗更多的糧食來生產耗糧型畜產品，對我國的糧食安全帶來嚴重威脅[11]。除上述學者關于畜牧業經營對糧食生產的影響外，還有少數學者考察了種植結構對畜牧產業的影響。比如：王潔蓉等探討了玉米種植結構變動會對飼料行業產生影響進而影響畜牧業產業發展[12]。李翠霞等認為糧食生產與畜牧業存在相互促進作用，畜牧業的中間產品不僅可以作為糧食生產的投入品，糧食生產的中間品也可以作為畜牧業的投入品[13]。雖然，關于畜牧業經營對種植結構的影響研究甚少，但上述文獻亦可為本文研究提供借鑒。畜牧業與種植業兩者看似割裂，但存在密切聯系。農戶也普遍認為，自家耕地的糧食作物作為飼料糧可以降低畜牧養殖成本，提高養殖收入。那么，畜牧業經營是否對農戶種植結構存在影響，目前還鮮有文獻對此進行實證研究。因此，有必要定量分析畜牧業經營與種植結構之間的聯系，摸清畜牧業經營對糧食生產是否存在促進作用。

與以往研究相比，本文的貢獻主要體現在以下幾點：(1)構建Tobit計量模型，運用2016年農業部固定觀察點數據，定量分析了畜牧業經營及其規模對農戶種植結構的影響；(2)探討了畜牧業經營對不同的糧食作物種類的異質性效應；(3)考察了畜牧業經營對種植結構影響的內生性問題，運用IVTobit計量模型進行了內生性處理；(4)根據研究結論，結合畜牧業與種植農業產業結構，提出相應政策建議。

一、研究假說

中國自市場化改革以來，實現了農村勞動力外出務工就業的非農化轉移，但也存在勞動力外出務工意愿不佳或者依靠自身的優勢條件投身于畜牧業養殖部門。由于畜牧養殖對農民增收效果明顯，無須離家外出且能兼顧家庭和耕地，經營畜牧業也成為了許多農民外出非農就業的替代選擇。農戶在經營畜牧業的同時會對種植業的勞動投入造成沖擊，也會由于畜牧飼料投入對糧食生產產生需求，從而對農戶的種植結構產生影響。

畜牧業經營可能主要從三個方面對農戶種植結構產生作用。一是從勞動投入方面。勞動投入角度分析家庭畜牧業經營對種植結構的影響類似于勞動力轉移對種植結構的作用機制。畜牧業經營會減少家庭對于農業生產的勞動時間投入，從而改變農戶農業的生產要素稟賦，進而影響家庭農作物種植結構。畜牧業經營造成的勞動力約束使得農戶傾向于種植勞動時間投入較少的糧食作物，表現出“趨糧化”。二是從流動性約束方面。畜牧業經營增收作用明顯，能夠緩解農戶的流動性約束，農戶有了充足的資金購置農業機械，購買農業生產性服務，增加農業生產要素投入支付能力，從而促進農戶調整種植結構，選擇種植效益更高的經濟作物，表現出“非糧化”。三是從畜牧業生產資料需求方面。畜牧業經營家庭需要大量的飼料供應，糧食作物像玉米等是生產飼料的主要原材料。畜牧農戶對糧食作物的需求，或者完全源于外部購買，或者源于部分自給。理性的畜牧業農戶出于降低畜牧成本的目的會優化種植結構，增加糧食作物種植比例，表現出“趨糧化”。但是，并不是所有的糧食作物都能作為畜牧飼料生產的原材料。即畜牧業經營對糧食作物的影響又存在異質性。一般來講，玉米、小麥和大豆等作為飼料生產原材料較多，水稻等作為飼料生產原材料較少。

農戶的種植結構除了受到畜牧業經營的影響，理論上講也與農戶的畜牧業經營規模大小有關。畜牧業經營規模大小對種植結構的影響也主要是畜牧農戶對糧食需求不同，從而改變家庭的糧食種植比重。畜牧業養殖農戶相較于非畜牧養殖農戶對糧食的需求更大，理性的農戶會通過調整種植結構增加自供糧食比重，較少外部購買，最終達到降低畜牧養殖成本的目的。同樣，畜牧養殖專業戶即養殖大戶對糧食需求較大，出于降低畜牧成本的目的，同樣也會優化種植結構，增大糧食種植比例。畜牧養殖較小農戶對畜牧飼料需求較小，可能對種植結構影響并不明顯。

綜上所述，本文提出以下三個需要進一步檢驗的研究假說：

假說H1：畜牧業經營對糧食作物種植比重存在正影響。

假說H2：畜牧業經營對不同種類的糧食作物影響存在異質性。即畜牧業經營對小麥、玉米和大豆三種糧食作物種植面積存在正效應，對水稻的種植面積存在負效應。

假說H3：畜牧業經營規模對農戶糧食作物種植比重存在正影響。

二、模型設定與描述性統計

(一)模型設定

Structure=α0+φ1LSR+∑αiZi+εi

式中，Structure表示農戶種植結構，本文用3種主要糧食作物種植面積、3種主要糧食作物種植面積占總播種面積比重、經濟作物種植面積表征；LSR表示家庭的畜牧業經營情況，分別用是否為畜牧養殖家庭、畜牧養殖年生產量、畜牧養殖每年消耗精飼或者青貯飼料數量、是否為畜牧養殖專業戶、畜牧業勞動時間投入(年)等作為衡量指標；Z表示反映家庭特征、地域特征和戶主特征的其他控制變量。

由于衡量農戶種植結構的指標存在0值刪失的觀測值，屬于門限因變量，因此本文采用Tobit模型進行回歸，具體其函數性形式設定為：

表征農戶種植結構的因變量存在左刪失，運用OLS對上述模型估計會導致參數估計量非一致，因此，本文采用極大似然估計法進行估計。

(二)數據描述性統計

本文采用2016年全國農村固定觀察點微觀數據，該調查數據包含全國31個省份的23000個樣本，數據覆蓋面廣，樣本容量大，用以研究種植結構具有顯著的優勢。經過匹配剔除后，本文保留了2304個樣本量。本文模型涉及的主要變量說明和描述性統計詳見表1。

表1 變量含義與描述性統計

三、實證分析

(一)基本回歸結果

表2分別匯報了畜牧業總生產量、畜牧業勞動時間投入、畜牧業精飼料消耗量和畜牧業青貯飼料消耗量對農戶種植結構影響的Tobit估計結果。一般來講，畜牧業總生產量是衡量家庭畜牧業經營情況的最直接指標，屬于從產出角度考察。畜牧業勞動時間投入是從家庭的人力資本投入角度考察，畜牧業精飼料或青貯飼料消耗量屬于從成本投入角度考察。從三個不同的角度可以較為全面的考察畜牧業經營情況對農戶種植結構的影響。

從表2的估計結果來看，無論是以畜牧業總生產量和畜牧業勞動時間投入作為家庭畜牧業經營情況衡量指標，還是以畜牧業精飼料消耗量或青貯飼料消耗量作為家庭畜牧業經營情況衡量指標，畜牧業經營對農戶種植結構均存在顯著的正影響，且均在1%的水平上顯著。即家庭的畜牧業生產量越高或者畜牧業勞動時間投入越多抑或畜牧業消耗精飼料或青貯飼料越多，家庭的糧食種植面積比重越高，農戶越傾向于增加糧食作物種植面積。出現該種現象的原因可能有二，一是，畜牧養殖的勞動時間投入擠占了家庭對農業勞動時間的投入。經濟作物屬于勞動密集型產品，勞動時間投入較多，所以相比之下，畜牧經營農戶會選擇勞動時間投入較少的糧食作物進行種植。二是，降低家庭的畜牧經營成本。經營畜牧業的家庭，糧食作物可直接作為畜牧經營生產飼料，減少外部購買，從而節約家庭的畜牧業經營成本。至此，假說H1得到證實。

表2 畜牧業經營情況對農戶種植結構影響的Tobit估計結果

(二)畜牧業經營規模對農戶種植結構的影響

農戶的種植結構除了受到畜牧業家庭經營情況影響，是否也會受到經營規模的影響？表3給出了畜牧業經營規模對糧食作物種植比重影響的估計結果。關于畜牧業經營規模，本文分別用“是否為畜牧業家庭”和“是否為養殖專業戶”兩個變量表征。為了全面考察畜牧業經營規模對農戶種植結構的影響，表3分別匯報了OLS與Tobit的估計結果。

表3 畜牧業經營規模對農戶種植結構的影響

從關鍵解釋變量的顯著性來看，“是否為畜牧業家庭”對糧食作物種植比重存在顯著正影響且均在1%的水平上顯著，即從事畜牧業經營的家庭比非畜牧業經營家庭的糧食種植比重更高。表征畜牧業養殖規模的變量“是否為養殖專業戶”對糧食種植比重同樣存在顯著正影響且在1%的水平上顯著，即養殖規模越大，農戶的糧食作物種植比重越高。總體來講，畜牧業經營規模越大的家庭，糧食種植比重越高，假說H3得到驗證。當然，也再次證明畜牧業經營農戶由于畜牧業擠占農業勞動時間投入和家庭養殖對糧食作物的自身需求會增加糧食作物種植面積，提高糧食作物比重。從系數大小來看，無論是“是否為畜牧業家庭”變量，還是“是否為養殖專業戶”變量，OLS估計結果都要普遍小于Tobit的估計結果，這與Tobit模型理論完全符合，從而也證明了本文估計結果的準確性。

(三)穩健性檢驗

為了進一步驗證畜牧業經營情況對種植結構的影響，也為了檢驗表2估計結果的穩健性，本文將衡量種植結構的“糧食作物種植比重”替換為“糧食作物種植面積”和“經濟作物種植面積”。

表4和表5匯報了家庭畜牧業經營情況對糧食作物種植面積和經濟作物種植面積的估計結果。總體來看，家庭畜牧業經營情況對農戶糧食作物種植面積存在顯著的正影響，對農戶經濟作物種植面積存在顯著的負影響，較為符合現實情況。就各分變量而言，“畜牧業年總生產量”、“畜牧業時間投入”和“畜牧業消耗青貯飼料數量”對糧食作物種植面積存在顯著正影響，對經濟作物種植面積不存在顯著影響；“畜牧業消耗精飼料數量”是家庭畜牧業對糧食和糧食制品的消耗數量，包括自給和購買兩部分，所以相較于其他變量，理論上講該變量對種植結構的影響更具有顯著性。從表4和表5給出的估計結果可以發現，家庭畜牧業消耗精飼料數量能顯著提高農戶糧食作物種植面積，減少經濟作物種植面積。表征家庭畜牧業規模的變量“是否為畜牧業家庭”對糧食作物種植面積不顯著，但是對經濟作物種植面積存在負影響且在1%水平上顯著。這表明畜牧業家庭與非畜牧業家庭相比，經濟作物種植面積更少；“是否為畜牧養殖專業戶”對糧食作物種植面積存在顯著正效應，對經濟作物種植面積存在顯著負效應。

就系數大小來看，表4和表5分別給出了顯著性變量的邊際效應。從糧食作物種植面積來看，畜牧業總產量每提高10%，糧食作物種植面積增加1.064%；畜牧業時間投入增加0.1單位，糧食作物種植面積增長2.446%；畜牧業消耗精飼料數量增長10%，糧食作物種植面積增加1.085%；畜牧業消耗青貯飼料數量增長10%，糧食作物種植面積增加1.001%；如果該家庭為畜牧業養殖專業戶，糧食作物種植面積增加0.1347畝(exp(0.1264)-1)。從經濟作物種植面積來看，畜牧業消耗精飼料數量增長10%，經濟作物種植面積減少0.22%；如果該家庭為畜牧業養殖專業戶，經濟作物種植面積減少0.1759畝(exp(-0.1935)-1)；如果為畜牧業養殖家庭，經濟作物種植面積減少0.1092畝(exp(-0.1156)-1)。因此，綜合以上各分變量對種植結構的影響效應，本文依然可以得出畜牧業養殖確實對農戶種植結構產生顯著影響且畜牧養殖的家庭更偏向于增加糧食作物種植面積，減少經濟作物面積。

表4 畜牧業經營對糧食作物種植面積的影響

表5 畜牧業經營對經濟作物種植面積的影響

(四)畜牧業經營對不同糧食作物的異質性效應

由于并不是所有的糧食作物都可以作為畜牧經營所需飼料，因此，畜牧業經營對不同種類的糧食作物可能存在異質性效應。表6給出了畜牧業經營情況分別對小麥、玉米、水稻和大豆等糧食作物的影響情況。總的來看，畜牧業經營對小麥、玉米和大豆存在顯著的正影響，即畜牧業經營會增加小麥、玉米和大豆的種植面積；畜牧業經營對水稻存在顯著的負影響，即畜牧業經營會減少水稻的種植面積，這也與現實情況相符。一般來講，小麥、玉米和大豆都是構成畜牧飼料的原材料，很少有農戶會將水稻作為原材料，因而造成了畜牧業經營對糧食種植面積存在異質性影響。從系數大小來看，表7給出了畜牧業經營情況對四種糧食作物種植面積影響的邊際效應。下面分別以玉米和水稻為例，作進一步說明。玉米的種植面積顯示，畜牧業總生產量每提高10%，玉米的種植面積增長0.606%；畜牧業時間投入每增加0.1個單位，玉米的種植面積增長1.639%；畜牧業消耗精飼料數量每增加10%，玉米的種植面積增長0.696%；畜牧業消耗青貯飼料數量每增加10%，玉米的種植面積增長0.402%；如果該家庭為畜牧業養殖專業戶，玉米種植面積增加0.205畝(exp(0.1865)-1)。水稻的種植面積顯示，畜牧業總生產量每提高10%，水稻的種植面積減少0.187%；畜牧業消耗青貯飼料數量每增加10%，水稻的種植面積減少0.282%；如果該家庭為畜牧業養殖專業戶，水稻種植面積減少0.121畝(exp(-0.129)-1)。因此，本文可以得出畜牧業經營對不同種類的糧食作物種植面積存在異質性效應，假說H2得證。

表6 畜牧業經營對不同糧食作物的異質性效應

表7 畜牧業經營對不同糧食作物異質性影響的邊際效應

(五)內生性說明

考慮到農戶的種植結構也可能對畜牧業經營產生影響而造成內生性偏誤，本文借鑒黃楓、孫世龍在研究勞動力轉移與農地使用權市場發育的做法，用村內除本家庭以外的其余農戶的畜牧業經營情況變量的均值作為本家庭畜牧業經營情況的工具變量，以消除內生性產生的影響[14]。表8分別匯報了“畜牧業總生產量”、“畜牧業勞動時間投入”、“畜牧業消耗精飼料數量”可能存在內生性問題的處理。表8顯示，三者的Wald統計量分別為10.34、8.58、41.57且均在1%的顯著水平上，因此我們有理由拒絕解釋變量外生的原假設。同樣，三者的F統計量均大于10，工具變量與內生變量存在很強的相關性，這表明不存在弱工具變量問題。

表8的估計結果顯示，在考慮了內生性后，畜牧業總生產量、畜牧業時間投入以及畜牧業消耗精飼料數量對糧食作物種植面積占比均在1%的水平上顯著，且依然存在顯著的正影響。表征農戶畜牧業經營情況的畜牧業總生產量越多或畜牧業時間投入越多抑或畜牧業消耗精飼料越多，農戶的糧食作物種植面積占比越高。

表8 畜牧業經營的對農戶糧食種植結構的IVTobit估計結果

四、結論

本文深入揭示了畜牧業經營情況對農戶種植結構的影響，并構建Tobit模型利用2016年農村固定觀察點家庭微觀數據檢驗其具體影響，得出主要結論：家庭畜牧業經營能顯著提高家庭糧食作物種植比重，促進糧食生產；家庭畜牧業經營規模對農戶種植結構也存在顯著影響。相較于非畜牧業經營家庭，畜牧業經營家庭糧食種植比重更高，畜牧業經營專業戶更表現出“趨糧化”；畜牧業經營對不同糧食作物種類存在異質性效應。即畜牧業經營能顯著提高小麥、玉米和大豆的種植面積，對水稻卻存在顯著的負效應，減少水稻的種植面積。

本文的研究對于科學認識家庭畜牧業經營情況與保障國家糧食安全之間的關系具有重要的政策涵義。

畜牧業和種植業之間不是割裂的個體，兩者存在密切關系。國家可以通過促進畜牧業的發展來帶動糧食生產，這樣既可以使農民增收，又能提高糧食產量。在以家庭經營為主的中國農業基本經營形式下，國家應加大畜牧業政策支持力度，重視小農戶的家庭畜牧業養殖，發揮畜牧業對種植農業的聯合帶動機制。

由于畜牧業經營對不同的糧食作物存在異質性效應，所以，要注意畜牧業對糧食種植結構內部作用。在加大畜牧業發展的同時，還要注意糧食作物種類的均衡發展，避免飼料糧擠占人口糧。

畜牧業帶動糧食種植業，糧食種植業作為發展畜牧業的基礎。通過畜牧業經營將糧食產品轉化為畜產品，用畜產品替代部分糧食消費需求。因此，要重視種植業與畜牧業的產業融合，大力發展種養殖專業合作社[15]160，做到農牧業相互促進，互為轉化，互為補足。