摘要：當前農(nóng)業(yè)供給側結構性改革背景下研究非糧化與經(jīng)濟增長的關系有重大意義。首先分析了1985年以來我國經(jīng)濟增長過程中非糧化的發(fā)展及問題，然后從宏觀與中觀層面對非糧化與經(jīng)濟增長的關系進行了實證分析。研究發(fā)現(xiàn)：（1）從宏觀層面看，非糧化與經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關系，經(jīng)濟增長是非糧化的格蘭杰原因，是促進非糧化發(fā)展的關鍵因素。而非糧化并不是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，還沒有成為促進經(jīng)濟增長的重要動力。（2）從中觀層面看，13個糧食主產(chǎn)區(qū)非糧化與經(jīng)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(qū)，長江中下游區(qū)非糧化受經(jīng)濟增長的刺激影響較大且反應靈敏。據(jù)此建議：兼顧國家糧食安全與經(jīng)濟發(fā)展，積極推進農(nóng)業(yè)供給側改革；區(qū)別看待三大糧食主產(chǎn)區(qū)非糧化，做好糧-經(jīng)-飼三元結構調(diào)整，促進一、二、三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展；遵循市場經(jīng)濟規(guī)律，規(guī)范非糧化；優(yōu)化非糧的內(nèi)部結構和區(qū)域布局；繼續(xù)發(fā)掘非糧對經(jīng)濟增長的潛力與價值。

關鍵詞：農(nóng)業(yè)供給側改革；非糧化；經(jīng)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?？茖W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(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究。E-mail：1540513949@qq.com。 當前我國農(nóng)村耕地和基本農(nóng)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(jīng)濟作物、青飼作物及發(fā)展養(yǎng)殖業(yè)等。根據(jù)國家統(tǒng)計局統(tǒng)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(xiàn)有農(nóng)作物播種面積的31.87%。這些代表性非糧化數(shù)據(jù)存在于2個方面：一是小而散但數(shù)量眾多的農(nóng)戶自發(fā)的非糧化，二是土地流轉后的大規(guī)模、高集中度且數(shù)量可觀的農(nóng)業(yè)新型經(jīng)營主體的非糧化。從主體利益分析，農(nóng)戶希望提高農(nóng)業(yè)收益，增加家庭收入，而積極進行非糧化；地方政府特別是農(nóng)業(yè)大縣希望調(diào)整農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結構，帶動地方經(jīng)濟，發(fā)展非糧化；中央要從長遠戰(zhàn)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(chǎn)區(qū)土地流轉中新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的非糧化生產(chǎn)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(chǎn)區(qū)農(nóng)戶非糧化種植行為的主要因素[6]。張藕香發(fā)現(xiàn)分化農(nóng)戶的特征差異影響非糧化，并且不同地區(qū)、不同類型的農(nóng)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(jīng)濟利益驅(qū)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(nóng)業(yè)生產(chǎn)結構調(diào)整。高強等指出新常態(tài)之下，我國需要一種新的增長觀，農(nóng)業(yè)也必須適應新形勢的需要，加快新一輪的農(nóng)業(yè)結構調(diào)整[12]。樊帆指出推進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結構調(diào)整是農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的永恒主題，糧經(jīng)飼協(xié)調(diào)發(fā)展迫切需要通過土地規(guī)模的調(diào)整來實現(xiàn)[13]。趙亮指出城市化進程中農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結構的調(diào)整具有重大意義[14]?？紫橹侵赋鲛r(nóng)業(yè)生產(chǎn)結構調(diào)整，要樹立大糧食和大國土觀念，促進糧、經(jīng)、飼三元種植結構協(xié)調(diào)發(fā)展[15]。程國強等分別指出農(nóng)業(yè)供給側改革要突出政策的完善性、農(nóng)業(yè)經(jīng)營方式的創(chuàng)新、農(nóng)產(chǎn)品競爭力的提升[16]。楊建利等指出要加快農(nóng)村一、二、三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展[17]。

綜上所述，非糧化是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結構調(diào)整的一部分，是當前新常態(tài)下農(nóng)業(yè)供給側結構性改革的關鍵一環(huán)。從研究范圍看，非糧化研究除了重點突出糧食主產(chǎn)區(qū)與土地流轉因素之外，要兼顧其他地區(qū)農(nóng)戶自發(fā)的非糧化行為。從研究目的看，問題爭執(zhí)的根源可歸結為在不威脅國家糧食安全與更好的促進經(jīng)濟發(fā)展這2個前提下，在農(nóng)業(yè)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(nóng)業(yè)供給側結構性改革，統(tǒng)籌調(diào)整糧經(jīng)飼種植結構，開創(chuàng)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設新局面。那么，在此大背景下，非糧化與經(jīng)濟增長之間關系的研究就顯得尤為重要。

1 我國經(jīng)濟增長過程中非糧化現(xiàn)狀分析

1.1 伴隨經(jīng)濟增長，非糧與糧食種植規(guī)模差距逐漸縮小

20世紀80年代以來，隨著家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制的確立，農(nóng)民生產(chǎn)種植有了更多的自主權，加上政府農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結構調(diào)整政策的激勵和人們消費結構不斷升級，以及農(nóng)戶提高土地收益的需要，非糧作物種植規(guī)?？焖僭黾樱缡卟?、瓜果、煙葉、茶葉、油料等。據(jù)統(tǒng)計，相比1985年，2015年蔬菜規(guī)模達2 200萬hm2，增加了1 725萬hm2，占現(xiàn)有農(nóng)作物播種總面積的13.2%，油料規(guī)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(nóng)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(jīng)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(guī)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(jīng)濟增長態(tài)勢較為吻合，隨經(jīng)濟發(fā)展而起伏波動

我國非糧化與經(jīng)濟增長變化是有一定聯(lián)系的，非糧化增速與經(jīng)濟增長的態(tài)勢較為吻合。圖2中黑色陰影部分代表經(jīng)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(jīng)濟增長變化的長期趨勢較為一致，同時均呈現(xiàn)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(jīng)濟增長變化的各時期所包含，暗示著非糧化隨經(jīng)濟變化而作出反應，產(chǎn)生頻繁的波動。隨著國家經(jīng)濟進入新常態(tài)，目前我國非糧化增長也呈現(xiàn)出漸緩的下降態(tài)勢。endprint

1.3 非糧化與相關經(jīng)濟政策的協(xié)調(diào)存在難度

在我國耕地面積增長有限的情況下，非糧化規(guī)模的不斷擴大，也為我國的城鎮(zhèn)化政策與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結構調(diào)整政策的制定與實施帶來了挑戰(zhàn)。一方面經(jīng)濟發(fā)展中城鎮(zhèn)化引起的大面積城郊農(nóng)業(yè)、都市農(nóng)業(yè)、生態(tài)休閑、觀光旅游農(nóng)業(yè)，這些非糧化體現(xiàn)，建立在對糧食作物種植擠占的基礎之上。30多年來，我國經(jīng)濟發(fā)展下的城鎮(zhèn)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(guī)模的非糧化種植。另一方面，在進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結構調(diào)整，發(fā)展農(nóng)業(yè)經(jīng)濟過程中，容易陷入非糧化誤區(qū)。政府多認為若在“三農(nóng)”問題上取得良好的政績，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結構調(diào)整是很好的辦法，由于種糧成本高，收益低，產(chǎn)業(yè)帶動力弱，于是多鼓勵農(nóng)業(yè)耕地的非糧化經(jīng)營行為，大力發(fā)展非糧經(jīng)濟作物種植規(guī)模，來達到發(fā)展經(jīng)濟的目的。目前，農(nóng)業(yè)供給側改革中要建立糧經(jīng)飼三元生產(chǎn)結構，除了著力發(fā)展糧食、經(jīng)濟作物外，還要大力發(fā)展草食畜牧業(yè)，這無疑也是非糧化政策制定的一大挑戰(zhàn)。

2 非糧化與經(jīng)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(nóng)村統(tǒng)計年鑒與中國國家統(tǒng)計年鑒1999—2015年年度時間序列數(shù)據(jù)，采用協(xié)整檢驗、格蘭杰檢驗方法，另一方面從中觀地區(qū)差異層面，利用1985—2015年省級面板數(shù)據(jù)，采用斯皮爾曼等級相關系數(shù)法，驗證東北、黃淮海、長江中下游三大糧食主產(chǎn)區(qū)非糧化與經(jīng)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(chǎn)區(qū)非糧化與經(jīng)濟增長之間的動態(tài)關系。

2.1 宏觀層面的非糧化與經(jīng)濟增長

研究涉及2個基本指標：經(jīng)濟增長和非糧化。其中經(jīng)濟增長指標采用學者均認可的國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率變量作為代表；以往非糧化指標數(shù)據(jù)多是基于對土地流轉調(diào)查中的樣本數(shù)據(jù)的推斷統(tǒng)計，缺乏準確性，本研究嘗試以農(nóng)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(guī)模的變化。FLHt代表第t年我國農(nóng)業(yè)非糧化率，NZWSt代表第t年農(nóng)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(shù)據(jù)的絕對數(shù)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(jīng)濟增長指標數(shù)據(jù)取自然對數(shù)，分別記作lnGDP與lnFLH；

（1）非糧化與經(jīng)濟增長的平穩(wěn)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(wěn)序列，D（lnFLH）與D（lnGDP）序列是平穩(wěn)的一階單整序列Ⅰ（1）（表1）。

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

檢驗假設特征值跡統(tǒng)計量/最大特征值統(tǒng)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(xié)整方程的約束，具體的協(xié)整方程式：lnFHL=0.37×lnGDP，LM（1）=1.91，LM（2）=2.86，lglikelihood=68.411 7。

該協(xié)整方程拒絕存在單位根假設，表明殘差是穩(wěn)定的，非糧化與經(jīng)濟增長之間呈正相關的長期均衡關系，經(jīng)濟增長對非糧化有顯著的推動作用，說明經(jīng)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(jīng)濟增長的結果，這符合我國經(jīng)濟增長背景下非糧化比例擴大的現(xiàn)實狀況。

（3）非糧化與經(jīng)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(jīng)濟增長不是非糧化的格蘭杰”即經(jīng)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(jīng)濟增長的格蘭杰”的假設。表明：（1）非糧化不是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因。首先，非糧化只是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結構調(diào)整的一部分，它對經(jīng)濟增長的貢獻是有限的。其次，根據(jù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)律，隨著一國經(jīng)濟增長，第一產(chǎn)業(yè)比例越來越低，第二產(chǎn)業(yè)逐漸上升且達到瓶頸后，第三產(chǎn)業(yè)快速上升占據(jù)較高比例，農(nóng)業(yè)對經(jīng)濟增長的影響會不斷減弱。最后，影響經(jīng)濟增長的因素有很多，農(nóng)業(yè)僅僅是一個重要的基礎因素。（2）經(jīng)濟增長是非糧化的格蘭杰原因。隨著經(jīng)濟的快速發(fā)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(jīng)轉變，非糧化得到進一步發(fā)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(guī)模在不斷擴大。同時，一些工商資本受利益驅(qū)使也參與到農(nóng)業(yè)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(shù)（個）滯后期F值P值檢驗結果經(jīng)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(jīng)濟增長的格蘭杰原因3010.084 320.765 4接受 經(jīng)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(jīng)濟增長的格蘭杰原因2922.254 820.123 1接受

2.2 中觀地區(qū)層面的非糧化與經(jīng)濟增長關系endprint

2.2.1 糧食主產(chǎn)區(qū)非糧化與經(jīng)濟增長的相關性分析 斯皮爾曼等級相關是根據(jù)等級資料研究2個變量間相關關系的方法。它是依據(jù)2列成對等級的各對等級數(shù)之差來進行計算的，又稱為等級差數(shù)法，是反映2組變量之間聯(lián)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(shù)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(fā)展為中高度相關，相關度有越來越高的趨勢。例如，糧食主產(chǎn)區(qū)2000年非糧化與經(jīng)濟增長的相關系數(shù)僅為0.412，而2015年該相關系數(shù)已高達0.781。

2.2.2 糧食主產(chǎn)區(qū)非糧化與經(jīng)濟增長的動態(tài)效應分析 脈沖響應可以比較直觀地刻畫出非糧化與經(jīng)濟增長變量之間的動態(tài)交互作用和效應，并從動態(tài)反應中判斷變量間的時滯關系，可以衡量來自某個內(nèi)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(nèi)生變量當前和未來取值的影響?；?985—2015年我國13個糧食主產(chǎn)區(qū)省際面板數(shù)據(jù)（均經(jīng)過自然對數(shù)化處理），進而分析糧食主產(chǎn)區(qū)非糧化與經(jīng)濟增長變量之間的動態(tài)關系。根據(jù)非糧化與經(jīng)濟增長之間關系的檢驗結果，該部分只對經(jīng)濟增長對非糧化的沖擊影響進行分析。原數(shù)據(jù)對數(shù)化后為平穩(wěn)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(jù)糧食主產(chǎn)區(qū)東北區(qū)（黑、吉、遼、蒙）非糧化與經(jīng)濟增長的脈沖響應（圖3），可知經(jīng)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(chǎn)生作用，大約在第1期后期發(fā)生反應，在4期響應經(jīng)過波動后逐漸趨于0，說明經(jīng)濟增長對非糧化影響作用較強，持續(xù)時期也較長，最終恢復到均衡狀態(tài)。由方差解釋（圖4）可知，隨著期數(shù)的增加，非糧化變動的方差由經(jīng)濟增長解釋的部分，經(jīng)歷約0.8個時期的遲滯后，響應幅度快速增大，經(jīng)過第二期的過渡調(diào)整后，會迅速對經(jīng)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(wěn)定的峰值，最終約9%的非糧化變動方差可以由經(jīng)濟增長變動來解釋。

根據(jù)糧食主產(chǎn)區(qū)黃淮海區(qū)（冀、魯、豫）脈沖響應（圖5），可知經(jīng)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(chǎn)生作用，大約在第0.8期后期發(fā)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(jīng)濟增長對非糧化影響作用較強，持續(xù)時期也較長，最終恢復到均衡狀態(tài)。由方差解釋（圖6）可知，隨著期數(shù)的增加，非糧化變動的方差由經(jīng)濟增長解釋的部分，經(jīng)歷約0.7個時期的遲滯后，響應幅度快速增大，經(jīng)過第2～5期的過渡調(diào)整后，會迅速對經(jīng)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(wěn)定的峰值，最終約11%的非糧化變動方差可以由經(jīng)濟增長變動來解釋。

據(jù)糧食主產(chǎn)區(qū)長江中下游區(qū)（蘇、皖、贛、川、鄂、湘）脈沖響應（圖7），可知經(jīng)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(chǎn)生作用，大約在第0.7期后期發(fā)生反應，在1個時期的快速下降后，逐漸趨于0，迅速達到穩(wěn)定，最終恢復到均衡狀態(tài)。由方差解釋（圖8）可知，隨著期數(shù)的增加，非糧化變動的方差由經(jīng)濟增長解釋的部分，經(jīng)歷約0.6個時期的遲滯后，響應幅度快速增大，會迅速對經(jīng)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(wěn)定的峰值，方差解釋度高于其他兩大糧食主產(chǎn)區(qū)，約為16%。

由于我國各個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的情況不同，非糧化對于經(jīng)濟增長的反應期與反應程度也是不同的。三大糧食主產(chǎn)區(qū)中長江中下游區(qū)非糧化對經(jīng)濟景氣非常敏感，地區(qū)經(jīng)濟增長對非糧化的刺激作用較強，并在較短時間內(nèi)迅速達到穩(wěn)定峰值。原因是由于該地區(qū)市場化程度高，信息反應快、產(chǎn)業(yè)化與科技化水平高，能夠快速作出反應，及時進行非糧化調(diào)整；對于其他兩大糧食主產(chǎn)區(qū)，經(jīng)濟發(fā)展水平相對較低，市場化程度較低，信息反應較慢，對經(jīng)濟形勢的變化反應較為遲鈍，該地區(qū)經(jīng)濟增長對非糧化的刺激作用相對較弱，且達到穩(wěn)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(jīng)濟發(fā)展過程中非糧化的現(xiàn)狀及問題，從宏觀與中觀地區(qū)差異層面分析了非糧化與經(jīng)濟增長的關系，發(fā)現(xiàn)：（1）從宏觀層面看，非糧化與經(jīng)濟增長間存在長期均衡的協(xié)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(jīng)濟增長的格蘭杰原因，經(jīng)濟增長是非糧化的格蘭杰原因，說明非糧化變化對經(jīng)濟增長的作用并不明顯，而經(jīng)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(shù)驗證了各地區(qū)非糧化與經(jīng)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(qū)發(fā)展過程中，脈沖響應結果反映出三大糧食主產(chǎn)區(qū)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(qū)，長江中下游區(qū)經(jīng)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(wěn)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(zhàn)。一方面，非糧化與經(jīng)濟增長互動的過程中，產(chǎn)生了較多的問題：受經(jīng)濟增長趨勢的影響，非糧化規(guī)模呈上升趨勢，必然影響國家糧食安全；非糧化隨經(jīng)濟變化起伏波動，對其控制與調(diào)整的工作很艱巨；地區(qū)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(zhàn)；非糧化的規(guī)范與其他經(jīng)濟政策的部分內(nèi)容相沖突，協(xié)調(diào)難度較大。另一方面，當前我國經(jīng)濟處于新常態(tài)，經(jīng)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(jīng)濟周期的影響，經(jīng)濟增長對非糧化的正向影響作用將趨于穩(wěn)定或減弱，即非糧化在未來一段時期內(nèi)的擴大化趨勢會有所緩和。另外根據(jù)恩戈爾定律，隨經(jīng)濟發(fā)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(nóng)業(yè)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(zhàn)略方針不變前提下，一方面不斷挖掘主產(chǎn)區(qū)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(qū)差異層面上，可根據(jù)各地區(qū)經(jīng)濟與農(nóng)業(yè)水平及特點，劃定高水平、一般水平、低水平非糧化區(qū)。對于經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，工業(yè)化水平高，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展快，為適應經(jīng)濟的發(fā)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(qū)，農(nóng)業(yè)雖然規(guī)模大、但效益低，工業(yè)化水平也低，居民收入水平低且增長慢，迫切需要農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結構調(diào)整中的非糧化來提高當?shù)厥杖?，發(fā)展經(jīng)濟。那么，該類地區(qū)一定時期內(nèi)可以允許較高的非糧化水平。

（2）區(qū)別看待三大糧食主產(chǎn)區(qū)非糧化，做好糧經(jīng)飼三元結構調(diào)整，促進一、二、三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展。13個糧食主產(chǎn)區(qū)非糧化與經(jīng)濟增長的相關性越來越強，建立主產(chǎn)區(qū)糧食安全、經(jīng)濟增長、糧經(jīng)飼三元結構優(yōu)化與一、二、三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟良性循環(huán)發(fā)展是必然趨勢。長江中下游糧食主產(chǎn)區(qū)經(jīng)濟基礎好，非糧水平高，對經(jīng)濟增長的反應快，要注意非糧與經(jīng)濟發(fā)展之間的權衡；東北區(qū)是國家的重要糧倉，也是當前糧改飼重點地區(qū)，面臨經(jīng)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(zhàn)略基石；黃淮海區(qū)經(jīng)濟發(fā)展較為穩(wěn)定，做好糧經(jīng)飼三元結構調(diào)整的同時，發(fā)掘非糧潛力，加快促進一、二、三產(chǎn)業(yè)融合是發(fā)展的重要一環(huán)。

（3）加快推進我國農(nóng)業(yè)供給側改革，優(yōu)化非糧的內(nèi)部結構和區(qū)域布局。在確保谷物基本自給、口糧絕對安全的前提下，從質(zhì)上發(fā)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(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結構和區(qū)域布局，提高農(nóng)業(yè)綜合效益。注重非糧作物種植的內(nèi)部調(diào)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(guī)模，用來發(fā)展其他非糧作物，既可緩解非糧化擴大問題，又可提高產(chǎn)品收益。

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

參考文獻：

[1]陳秧分，鐘 鈺，劉 玉，等. 中國糧食安全治理現(xiàn)狀與政策啟示[J]. 農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究，2014，35（6）：690-695.

[2]曾福生. 建立農(nóng)地流轉保障糧食安全的激勵與約束機制[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2015（3）：15-22.

[3]王 勇，陳印軍，易小燕，等. 耕地流轉中的“非糧化”問題與對策建議[J]. 中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2011，32（4）：13-16.

[4]盧李朋，張 杰，姜朋輝，等. 甘肅省糧食產(chǎn)量變化的驅(qū)動分析及趨勢預測[J]. 經(jīng)濟地理，2013，33（4）：125-131.

[5]張宗毅，杜志雄. 土地流轉一定會導致“非糧化”嗎？——基于全國1740個種植業(yè)家庭農(nóng)場監(jiān)測數(shù)據(jù)的實證分析[J]. 經(jīng)濟學動態(tài)，2015（9）：63-69.

[6]易小燕，陳印軍. 農(nóng)戶轉入耕地及其“非糧化”種植行為與規(guī)模的影響因素分析——基于浙江、河北兩省的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)[J]. 中國農(nóng)村觀察，2010（6）：2-10.

[7]張藕香. 農(nóng)戶分化視角下防止流轉土地“非糧化”對策研究？[J]. 中州學刊，2016（4）：49-54.

[8]尹成林，胡 衛(wèi). 耕地流轉“非糧化”趨勢應引起重視[J]. 中國糧食經(jīng)濟，2015（2）：55-57.

[9]羅 丹，李文明，陳 潔. 種糧效益：差異化特征與政策意蘊——基于3 400個種糧戶的調(diào)查[J]. 管理世界，2013（7）：59-70.

[10]李 韜. 糧食補貼政策增強了農(nóng)戶種糧意愿嗎？——基于農(nóng)戶的視角[J]. 中央財經(jīng)大學學報，2014（5）：86-94.

[11]蔡瑞林，陳萬明，朱雪春. 成本收益：耕地流轉非糧化的內(nèi)因與破解關鍵[J]. 農(nóng)村經(jīng)濟，2015（7）：61-67.

[12]高 強，孔祥智. 中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結構調(diào)整的總體估價與趨勢判斷[J]. 改革，2014（11）：80-90.

[13]樊 帆. 土地流轉與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結構調(diào)整關系研究[J]. 農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟，2009（4）：70-73.

[14]趙 亮. 城市化進程中農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結構調(diào)整及發(fā)展方向[J]. 中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2016，37（1）：151-154.

[15]孔祥智. 農(nóng)業(yè)供給側結構性改革的基本內(nèi)涵與政策建議[J]. 改革，2016（2）：104-115.

[16]三農(nóng)專家論農(nóng)業(yè)供給側結構性改革[J]. 農(nóng)林經(jīng)濟管理學報，2016，15（2）：115-118.

[17]楊建利，邢嬌陽. 我國農(nóng)業(yè)供給側結構性改革研究[J]. 農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究，2016，37（4）：613-620.

[18]張 婧，李誠固. 吉林省糧食生產(chǎn)地域城鄉(xiāng)空間統(tǒng)籌研究[J]. 經(jīng)濟地理，2012，32（12）：122-126. 張征華，甘余超，曾 皓. 供給側結構性改革背景下的農(nóng)民合作社績效評價[J]. 江蘇農(nóng)業(yè)科學，2017，45（19）：63-67.endprint