城镇化对农业供给侧结构变动的影响研究——基于1998～2016年粮食主产区面板数据的实证

潘世磊

(中南财经政法大学 工商管理学院，湖北 武汉 430073)

一、引言及文献综述

在我国经济依靠投资和出口获得高速增长后，经济增长进入“新常态”，而城镇化被视为新常态下经济增长的“新引擎”。城镇化导致农村人口向城镇集聚，同时城镇经济的快速发展使得城镇居民饮食消费结构发生变化，而农村人口作为农业生产劳动力投入的重要来源，直接影响到农业供给侧结构的变动。城镇化促进了经济社会发展，而另一面随着城镇化的发展，农村环境污染、农村贫困、农村空心化、老龄化等问题凸显，农村正逐渐走向衰落。党的十九大和中央经济工作会议都强调实施乡村振兴战略，坚持农业农村优先发展。显然，乡村振兴战略为农村农业的发展指明了方向，但在现阶段城乡二元结构仍存在的情况下，不能不重视城镇化对农业的影响。城镇化水平对农业供给侧结构究竟会产生怎样的影响？研究城镇化对农业供给侧结构影响的因素对于调整需求侧和供给侧均衡，确保经济稳定增长具有重要意义。

当前我国农业生产受生产成本和价格的“双板挤压”，农民从事农业生产收益减少；同时，粮食产量、库存量和进口量“三量齐增”，我国农业发展的主要矛盾已经由总量不足转变为结构性矛盾，急需从供给侧对农业生产结构进行调整。农业供给侧结构主要是指农业生产供给的各种农产品的比例。根据现阶段我国农业供给侧粮食作物供给相对过剩，非粮食作物供给种类、数量相对不足的特点，本文所指的农业供给侧结构为粮食作物播种面积占总播种面积的比重；农业供给侧结构优化调整指的是粮食作物种植面积比重的减少。城镇化水平对农业供给侧结构变动会产生怎样的影响？国内学者做了一定的探讨，崔宇明、李玫、赵亚辉选取山东省17个地市的面板数据建立城镇化与农业产业结构的回归模型，结果表明城镇化对农业结构调整在不同地区存在不同的影响[1]。项光辉、毛其淋在省级层面上采用工具变量两阶段最小二乘法，研究城镇化对农业产业结构的影响，研究表明农村城镇化显著降低了农业、林业和服务业的比重，城镇化对农业产业结构的影响存在显著的区域差异[2]。罗富民则从理论和实证层面研究城镇化对农业供给侧结构变动的影响，研究表明城镇化通过影响农产品消费需求结构和农业生产要素稀缺程度，对农业供给侧结构变动产生影响[3]。

粮食主产区是粮食的主要提供者，是确保我国粮食安全的核心和支撑[4]。近年来粮食库存量和进口量逐年增加，粮食价格上涨空间有限，农业供给侧结构急需调整。而作为粮食生产主体的农民，收入增幅却在降低。尽管粮食主产区农民收入来源呈现多元化的特征，但是与全国农民收入的平均构成相比，粮食主产区农民的收入中来自种植业的比例较高，来自非农产业的比重较低。粮食主产区农民的收入中，来自工资性收入不到25%，来自种植业的收入约为44.64%，粮食生产是粮食主产区农民生产的最重要部分[4]。种植业结构调整是农业产业结构调整的重要组成，可以提高资源配置效率和农业生产效应、增加农户种植业收入[5-7]。城镇化可以吸收农村剩余劳动力提高生产效率；可以导致食物消费结构转变。食物消费结构转变是中国农业种植结构变迁的主要驱动力量[8]。所以，研究粮食主产区城镇化对农业供给侧结构变动的影响，对确保粮食安全、农民增收都具有重要的现实意义。

综上所述，已有研究关于城镇化与农业供给侧结构变动的成果较少，而针对粮食主产区城镇化与农业供给侧结构变动的成果更少。同时，在城镇化量化指标选取方面学者普遍采用城镇户籍人口占总人口比重来衡量。这种方法是建立在户籍制度基础之上的，有些居民虽然居住于城镇但却并没有城镇户口，采用户籍人口来测度城镇化水平实际上是对城镇化水平的低估[9]，会使研究结论存在偏误。鉴于此，在已有研究成果基础上，本文将城镇化率作为衡量城镇化水平的自变量，将粮食作物种植面积占总播种面积的比重设定为农业供给侧结构，从农业生产条件和农民两个方面加入控制变量，揭示城镇化水平对农业供给侧结构变动的影响，以期为决策者提供参考。

二、模型设定、变量说明及数据来源

(一)模型设定

面板数据模型除能够充分利用样本信息之外，还能够显著增加自由度、降低变量之间的共线性、从不同经济理论建立的模型中识别正确的模型等优势[9]。为此，分析城镇化水平对农业供给侧结构变动影响时，设定基础分析模型：

PSi,t=α+βURi,t+μi+εi,t

(1)

其中，i表示地区，t表示时间，PSi,t表示第i地区t年的农业供给侧结构，URi,t表示第i地区t年的城镇化水平，μi为不可观测的个体效应，εi,t为随机误差项。为降低数据的波动性，将(1)式两边取对数，(1)式转变为：

Ln(PS)i,t=α+βLn(UR)i,t+μi+εi,t

(2)

由于影响农业供给侧结构的因素众多，引入一些控制变量CONi,t，则(2)式转变为

Ln(PS)i,t=α+βLn(UR)i,t+δCONi,t+εi,t

(3)

城镇化作为一个动态发展的进程，对农业供给侧结构的影响存在非线性的可能，基于此将模型(3)扩展为

(4)

(二)变量说明

被解释变量农业供给侧结构(PS)。本文借鉴已有成果，采用粮食作物播种面积与农作物总播种面积的比值，作为衡量农业供给侧结构变动的变量。

城镇化水平(UR)。城镇化是农村人口向城镇动态集聚的表现。考虑数据的可得性及操作上的简便性，采用操作性较强的单一指标对城镇化进行测定。本文借鉴李优树等的方法[10]用城镇户籍人口占总人口的比重作为城镇化水平的指标。

控制变量(CON)。农业供给侧结构变动是多种因素相互作用、相互影响的结果。本文基于已有研究成果，从农业生产条件和农民自身状况两个方面选取指标。其中，选取农用机械总动力(TPM)和农用化肥施用量(CFAR)为农业生产条件指标；选取农村居民人均纯收入(PNI)和农村老年抚养比(ODR)为农民自身状况指标，综合反映对农业供给侧结构变动的影响。考虑到农村居民人均纯收入和农村老年抚养比之间存在的相互影响，加入二者的交乘项作为控制变量，分析二者的交互作用对农业供给侧结构变动的影响。

(三)数据来源

数据样本粮食主产区包括河北、辽宁、江苏、山东、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、内蒙古和四川13个省份。所有数据均来自《中国统计年鉴》(1999～2017) 、《新中国六十年统计资料汇编》、中经网统计数据库与中国宏观经济数据库。各变量的描述性统计如表1所示：

表1 变量的描述性统计结果

三、面板数据的异方差与自相关检验

由于农业生产受地理环境和气候因素影响较大，同一地区的农业生产结构可能存在趋同，另外，相邻省份间经济发展水平和发展模式彼此相互影响，同样也会引致农业生产结构趋同。各个地区具有不同的发展模式和地理优势，农业生产结构存在一定的差异性，因此需要对面板数据进行组间异方差和组内自相关检验。组内异方差检验采用Greene提出的沃尔德检验方法[11]598，组内自相关检验采用Wooldridge提出的沃尔德检验方法[12]，组内同期相关检验采用Greene提出的Breusch-Pagan LM检验方法[11]601。检验结果如表2所示：

表2 面板数据异方差和自相关检验结果

由表2检验结果可知，检验值(P=0.000 0)在1%显著水平上高度显著，拒绝原假设，表明面板数据存在组间异方差和组内相关。

四、实证结果及分析

由于面板数据存在组间异方差和组内相关，因此采用全面FGLS方法对模型估计。根据变量显著性水平及城镇化对农业供给侧影响的非线性影响，最终确定取对数后的城镇化水平指数为3，即j=3。估计结果如表3所示：

表3 模型估计结果

续表3

注：(1) *、**、***分别表示在10%、5%、1%的显著性水平上显著； (2)括号中的数字为所估系数的t值。

其中，模型1为作为对照的混合回归模型估计结果；模型2为采用全面FGLS方法时组内自相关系数相同的情形，模型3为采用全面FGLS方法时每个面板都有自己的自回归系数的情形。粮食主产区不同省份间以及同一省份的不同年份间，由于地理位置及城镇化发展水平的变化，不同地区和年份城镇化对农业供给侧结构的影响效果不具有完全同一性，同时结合变量显著性水平可知，模型3总体比较恰当，因此，将模型3作为分析模型。

对中国整个粮食主产区而言，城镇化水平的一次项系数为负(-8.161 1)，二次项系数为正(2.032 5)，三次项系数为负(-0.168 6)，表明城镇化水平对农业供给侧结构变动的影响呈现倒N型的特征，农业供给侧结构随着城镇化水平的提高呈现“降低—提高—逐步下降”的发展趋势。城镇化外在的表现为农村人口向城镇转移、城镇规模扩大和城镇空间的延伸等方面。

首先，城镇化表现为人的城镇化，即农村人口向城镇化的集聚。在城镇化初期，随着农村土地制度的改革，比如家庭联产承包责任制的实行，农业生产效率得到大幅提升，农村剩余劳动力向城镇转移的需求增加。城镇劳动密集型产业的发展需要大量劳动力，为农村剩余劳动力的转移提供了机会。农村剩余劳动力的转移受制于户籍制度的桎梏，农村人口很难实现身份的转变，在农忙时节会返回农村从事农业生产。另一方面，随着经济发展和城镇化的逐步推进，城镇人口和城镇人均收入水平率先提高，而农村居民仍以农业收入为主要收入来源，人均收入提高相对城镇居民滞后。为满足城镇居民由于收入提高带来的农产品需求结构的变化，以及从事比较收益较高的非粮食作物生产带来的较高经济收益，农户降低粮食作物种植面积。

其次，当城镇化进入加速发展阶段，此阶段主要的表现为城镇建设用地规模急速扩张、城镇空间迅速增大。该阶段农村耕地面积持续减少，农村剩余劳动力持续转移，城乡的收入差距也在此阶段迅速增大。由于农业生产技术水平的提高和农用机械的广泛运用，以及粮食作物生产不需要投入大量劳动力且适于大型农用机械生产的特点，农户会增加粮食作物种植面积，进而有更多时间进城务工增加收入。随着城镇化的继续发展，城镇工业体系的完善和科技的进步，农业生产需要的劳动力逐渐减少，从而促使农村劳动力加速向城镇转移。由于长期以来工农产品收益差异的加大，从事农业生产的农村劳动力甚至放弃农田，从事非农产业。此时，在农业供给侧，因为非粮食作物生产收益远不及非农产业的收益，农民主要从事生产周期长、便于管理的粮食作物生产。

当城镇化发展逐渐成熟后，城镇产业结构面临调整，低附加值的劳动密集型产业已经不能适应城镇经济社会发展的需要。城镇产业结构的优化调整升级需要满足产业需求的工人，从农村转移出来的农村劳动力缺失相关技能，不能胜任新的工作。从农村转移出来的劳动力在同样付出并没有得到同等待遇的情况下，迫于无奈返回农村从事农业生产。长期以来实行的以城镇为中心的发展战略，导致农村出现“空心化”，农村人口流失和老龄化严重，部分农村逐步走向衰落。回流到农村的农户，由于农村的衰落以及农村没有其他产业的支撑，只能从事农业生产。加之国家对农业领域贸易的开放，国外粮食作物进口的增加，使得国内从事粮食作物生产的农户不得不从事收益较高的非农粮食作物生产。同时，由于城镇人均收入水平的大幅提高，饮食结构和生活质量提高的变化，客观上需要类型多样、安全的农产品。农户为获得较高经济收益，开始降低粮食作物种植面积转而增加经济收益较高的非粮食作物种植面积，农业供给侧结构再次出现调整。

在影响农业供给侧结构变动的影响因素中，农用机械总动力的系数为正(0.007 5)，但不显著。表明在粮食主产区，增加农用机械的投入能提高粮食作物种植面积，但作用不明显，即增加农用机械的投入仍是提高粮食作物种植面积的影响因素之一，但已不是主要因素。在现有农用机械技术水平下，随着农用机械投入在农业生产中逐渐趋于饱和，增加农用机械的边际效率递减，增加农用机械的投入已不能成为影响粮食作物种植面积的重要因素。

农用化肥施用量变量系数为负(-0.077 6)，且在1%显著水平上高度显著，表明增加农用化肥施用量显著降低粮食作物的种植面积。原因如下：近年来国家逐步取消部分粮食作物最低收购价，部分粮食价格下降，以种植粮食作物为主要收入来源的农户收入减少，而作为农业生产要素投入的农业化肥价格却逐步增加。在农户承担大部分农业供给侧结构变动风险的情况下，农户显然没有动力增加收益逐渐减少的粮食作物的化肥投入，转而会增加经济收益相对较高的非粮食作物的化肥投入，以期增加收入。

农村居民人均纯收入变量的系数为正(0.063 0)，且在5%的显著水平上显著。表明农村居民人均纯收入的提高显著增加粮食作物的种植面积，但系数较小影响作用有限。随着农户兼业程度的提高，非农收入在农户总收入中的比例逐步增加，农户从农业生产中获得的经营性收入所占比例逐渐减小。当这种替代作用逐渐增强时，投入到粮食作物种植的劳动力会逐步减少，为获得更高收入，农户更倾向于种植劳动力投入相对更少的粮食作物，而非粮食作物。同时，也表明农户依靠从事农业生产增加收入的可能性较小，农业生产经营收益小、风险大。

农村老年抚养比变量的系数为正(0.215 4)，且在5%的显著水平上显著。表明农村老年人比例的增加显著增加粮食作物的种植面积。农村老年抚养比一方面反映了农村劳动力的养老负担，另一方面反映农村人口老龄化程度。农村劳动力养老负担的加重促使农村劳动力向收入更高的非农产业转移，农业生产倾向于劳动力投入较少、收益相对稳定的粮食作物；同时，由于农村老龄化程度加重，老年人成为农业生产的主力，老年人由于思想意识、农业技术认知和身体状况等原因导致老年人抗风险能力较弱，从事收益相对较高的非粮食作物生产的动力不足，致使粮食作物种植面积增加。

农村居民人均纯收入与农村老年抚养比的交乘项系数为负(-0.025 5)，且在5%显著水平上显著，表明二者的交互作用显著影响粮食作物种植面积。农村居民人均纯收入与农村老年抚养比解释变量分别显著正向影响粮食作物种植面积，而二者的交乘项却显著负向影响粮食作物种植面积。表明在现在农业生产以老年人为主的情况下，农民收入的增加一定程度上提高了农户从事非粮食作物生产的抗风险能力，老年农户在收入水平提高到一定程度后，愿意从事收益较高的非粮食作物生产。但较小的系数表明这种意愿对增加非粮食作物的生产影响作用较小。可以看出，在目前情况下，增加从事农业生产的老年农户收入是促使农业供给侧结构调整的重要因素，但老年农户依靠从事非粮食作物生产增加收入的风险较大，可行性值得商榷。因此，现阶段想方设法增加农民收入是进行农业供给侧结构调整的充分而非必要条件，在农户收入达到足以抵抗从事非粮食作物生产风险时，增加农民收入才是农业供给侧结构调整的充分必要条件。

五、结论与启示

运用1998～2016年粮食主产区面板数据分析城镇化等因素对农业供给侧结构变动的影响研究。结果表明：城镇化水平对农业供给侧结构变动的影响呈现倒N型的特征，农业供给侧结构随着城镇化水平的提高呈现“降低—提高—逐步下降”的发展趋势。农用化肥施用量和农村居民人均纯收入与农村老年抚养比的交乘项对农业供给侧结构变动具有显著负向影响；农村居民人均纯收入和农村老年抚养比对农业供给侧结构变动具有显著正向影响；农用机械总动力对农业供给侧结构变动具有正向影响但不显著。

基于以上结论本文得出以下启示：总体来看，城镇化对农业供给侧结构变动存在非线性影响，农业供给侧结构是随着城镇化变动而被动式的调整。在城镇化初期，农业剩余劳动力转移有限，为增加收入水平，农民应减少粮食作物种植面积，增加非粮食作物生产；城镇化进入加速期，城镇对农村的虹吸效应增强，农业劳动力的大量转移致使农业生产劳动力不足，农业科技的发展使得从事粮食作物生产比较收益明显，农民应增加粮食作物种植面积增加；城镇化逐渐成熟后，进城农民回流，农村老龄化加重和年轻劳动力流失。老年人成为农业生产的主力，由于社会保障的不完善，土地仍然是农民重要的生活保障。城镇居民消费结构变化和国家农业领域贸易开放力度的加大，在内因和外因共同作用下，农民为增加收入应逐渐增加非粮食作物生产，减少粮食作物种植面积。

在农业生产投入方面，化肥施用量的增加提高了粮食作物产量，但与此同时也降低农产品质量，农产品供给数量增大和质量的降低，一方面使得供给过剩，另一方面高质量产品供给不足，无法满足消费者需求。基于此，引导农户合理减少化肥施用量，提高农产品质量，制定绿色农产品生产标准，逐步建立绿色农产品市场，保障农户从事绿色农业生产的收益；进行收入分配制度改革，多举措消除城乡二元结构，多渠道多途径提高农民收入水平；继续重视农村老龄化、农民养老负担过重的问题，解决农村老龄化、农民养老负担过重问题，事关农业生产的可持续性和社会的公平性。因此，应该加强顶层设计，逐步统筹城乡养老体系，完善农村养老、社会保险等保障制度，降低农民负担，保障农民老有所养；增强非粮食作物农用机械的研发和推广，在条件成熟地区以农民为主体适度推行农业规模化经营，提高农用机械使用效率。从农业生产投入、农民增收和农村老龄化等方面着手解决好“三农”问题。城市和农村作为一对矛盾统一体，相互影响，相互促进，在一定条件下相互转化，由此解决“三农”问题不仅仅要从“三农”本身入手，更要从城乡一体的宏观视角进行统筹分析，从而为在城镇化背景下实现农业供给侧结构调整，实现乡村振兴，以城带乡，城乡协调发展做好铺垫。