余家鳳，易發(fā)云，孔令成

(1.長江大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北荊州434023；2.華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，武漢430070；3.荊州市財(cái)政局，湖北荊州434023；4.西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西楊凌712100)

0 引言

由于我國農(nóng)村幅員遼闊，勞動力、資金、技術(shù)、土地、信息等要素稟賦的差異，使不同地理位置、不同的時期存在不同的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，也使各地農(nóng)民的收入水平參差不一，致使二者總是處于一個動態(tài)的變化過程中。對這一變化過程進(jìn)行研究，可以洞悉農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的內(nèi)容和實(shí)質(zhì)，探索實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收、農(nóng)業(yè)增效從量的變化到質(zhì)的進(jìn)步的路徑，用最佳的要素配置發(fā)展生態(tài)農(nóng)業(yè)、綠色農(nóng)業(yè)，從而使農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)最優(yōu)、農(nóng)民收入增加的比例最大。

本文構(gòu)建反應(yīng)湖北省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的農(nóng)業(yè)內(nèi)部各產(chǎn)值與農(nóng)民人均純收入的計(jì)量模型，運(yùn)用相應(yīng)的軟件獲得計(jì)量結(jié)果，據(jù)此提出相關(guān)的政策建議。

1 數(shù)據(jù)的選擇與說明

為了研究湖北省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與農(nóng)民收入相互之間的關(guān)系，擬構(gòu)建反映湖北省農(nóng)民的人均純收入、農(nóng)業(yè)(種植業(yè))、林業(yè)、牧業(yè)、漁業(yè)總產(chǎn)值之間動態(tài)均衡關(guān)系的計(jì)量模型。在所采用的數(shù)據(jù)中，1980～2008年的數(shù)據(jù)來源于《新中國60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，2009～2010年的來自于《湖北統(tǒng)計(jì)年鑒2010》。其中，湖北省農(nóng)民人均純收入、農(nóng)業(yè)、林業(yè)、牧業(yè)、漁業(yè)總產(chǎn)值分別用INC、VAG、VFO、VHD和VFI表示。由于以上各變量之間以及各變量內(nèi)部值之間的數(shù)據(jù)相差很大，為了減少波動，消除數(shù)據(jù)間的異方差，保證估計(jì)結(jié)果的有效性和合理性，對以上變量的值取自然對數(shù)，分別用LINC、LVAG、LVFO、LVHD和LVFI上述各變量，樣本區(qū)間為1980～2010年。

2 湖北省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與農(nóng)民收入的關(guān)系的實(shí)證分析

2.1 湖北省農(nóng)民人均純收入及農(nóng)業(yè)內(nèi)各產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于協(xié)整檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解方法是以變量序列平穩(wěn)為基礎(chǔ)的，因此首先必須對上述各變量序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，以消除由于序列的非平穩(wěn)性所引起的“偽回歸”現(xiàn)象，通常需要用到ADF檢驗(yàn)方法(結(jié)果見表1)。

表1 湖北省農(nóng)民人均純收入及農(nóng)業(yè)內(nèi)各產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

從表1中可以看出，序列LINC在有截距項(xiàng)、趨勢項(xiàng)，且滯后階數(shù)為1的情況下的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)統(tǒng)計(jì)量為-2.521763，大于其在5%顯著性水平條件下的臨界值-3.574244，因此不能拒絕序列LINC有單位根，表明其是非平穩(wěn)的。而一階差分序列△LINC在有截距項(xiàng)無趨勢項(xiàng)，且滯后階數(shù)為0的情況下的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)統(tǒng)計(jì)量為-3.767903，小于其在5%顯著性水平條件下的臨界值-2.967767，因此拒絕一階差分序列△LINC有單位根，表明其是平穩(wěn)的。關(guān)于其他變量的序列LVAG、△LVAG、LVFO、△LVFO等的分析可以依此類推。表2的結(jié)果表明，序列LINC、LVAG、LVFO、LVHD和LVFI都是一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的條件，可以對它們進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，確定它們之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

2.2 湖北省農(nóng)民人均純收入和農(nóng)業(yè)內(nèi)各產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的協(xié)整檢驗(yàn)

為了準(zhǔn)確確定湖北省農(nóng)民人均純收入與農(nóng)業(yè)、林業(yè)、牧業(yè)和漁業(yè)之間是否存在長期有效的均衡關(guān)系，擬采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)對它們進(jìn)行檢驗(yàn)。它是一種基于向量自回歸模型的多重協(xié)整檢驗(yàn)方法，主要通過特征根跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量和最大特征根值檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量來檢驗(yàn)多個變量序列之間的協(xié)整關(guān)系。

根據(jù)上述分析，由于五個變量序列均是一階單整的，滿足了協(xié)整檢驗(yàn)的條件。由于上述各變量序列基本上有截距項(xiàng)但無趨勢項(xiàng)，所以采用各序列中沒有確定性趨勢但協(xié)整方程中有截距項(xiàng)的方法，滯后期為2(結(jié)果見表2)。

表2 湖北省農(nóng)民人均純收入和農(nóng)業(yè)內(nèi)各產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的協(xié)整檢驗(yàn)

檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，拒絕了“至多有3個協(xié)整方程”的原假設(shè)，而不能拒絕“至多有4個協(xié)整方程”的原假設(shè)，因此湖北省農(nóng)民人均純收入與農(nóng)業(yè)、林業(yè)、牧業(yè)、漁業(yè)總產(chǎn)值序列之間存在著4個協(xié)整方程，且它們之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

由以上分析可知，變量LINC、LVAG、LVFO、LVHD和LVFI之間存在著4個協(xié)整關(guān)系，即四個協(xié)整方程，依次如下：

標(biāo)準(zhǔn)誤差=(0.03513)

標(biāo)準(zhǔn)誤差=(0.01753)

標(biāo)準(zhǔn)誤差=(0.01850)

標(biāo)準(zhǔn)誤差=(0.65290)

上述四個協(xié)整方程中，圓括號“()”中給出的是參數(shù)估計(jì)值的唯一的漸進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)誤差，是誤差修正項(xiàng)。從上述四個方程中可以看出，變量LINC、LVAG、LVFO和LVHD都與LVFI之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。由于本文重點(diǎn)研究的是各產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值與農(nóng)民人均純收入之間的關(guān)系，所以有必要對它們之間的比例關(guān)系進(jìn)行換算，最終得出如下比例關(guān)系：LINC=1.13LVAG；LINC=1.69LVFO；LINC=0.94LVHD；LINC=0.72LVFI。從上述比例關(guān)系可以看出，農(nóng)業(yè)(即種植業(yè))、林業(yè)、畜牧業(yè)和漁業(yè)對湖北省農(nóng)民人均純收入的增長具有明顯的促進(jìn)作用。種植業(yè)總產(chǎn)值的對數(shù)增加1%，則農(nóng)民人均純收入大約增加1.13%；林業(yè)總產(chǎn)值的對數(shù)增加1%，則農(nóng)民人均純收入大約增加1.69%；畜牧業(yè)總產(chǎn)值的對數(shù)增加1%，則農(nóng)民人均純收入大約增加0.94%；漁業(yè)總產(chǎn)值的對數(shù)增加1%，則農(nóng)民人均純收入大約增加0.72%。由此可知，林業(yè)對湖北省農(nóng)民人均純收入的影響最大，其次是種植業(yè)，再其次是畜牧業(yè)，最后是漁業(yè)。

2.3 脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)(IRF)用于衡量來自某個內(nèi)生變量的隨機(jī)擾動項(xiàng)的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊(稱之為“脈沖”)對VAR模型中所有內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來取值的影響。圖1是在上述農(nóng)民人均純收入和各產(chǎn)業(yè)總值間的向量自回歸模型的基礎(chǔ)上得到的脈沖響應(yīng)路徑曲線。實(shí)線是相應(yīng)的響應(yīng)函數(shù)值，虛線表示正負(fù)兩倍的標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶(±2S.E)?？v軸表示的是脈沖響應(yīng)函數(shù)的大小，橫軸表示的是脈沖響應(yīng)函數(shù)的追蹤時期數(shù)。

圖1 湖北省農(nóng)民人均純收入對種植業(yè)產(chǎn)值沖擊的響應(yīng)

圖1是湖北省農(nóng)民人均純收入的對數(shù)對種植業(yè)產(chǎn)值的對象沖擊的響應(yīng)。從圖中可以看出，農(nóng)民人均純收入并未對種植業(yè)產(chǎn)值的一個新息立即作出響應(yīng)，農(nóng)民人均純收入在第一期的響應(yīng)等于0，二至六期逐漸增大，到第七期達(dá)到最大(大約為1.3)且為正向的。之后，收入的這種響應(yīng)逐漸減少，到第二十期逐漸平穩(wěn)，響應(yīng)值趨近于0.5。種植業(yè)產(chǎn)值的這種沖擊對農(nóng)民人均純收入的影響持續(xù)的時間較長，直到40期后，收入的這種響應(yīng)仍為0.2左右。

圖2 湖北省農(nóng)民人均純收入對林業(yè)產(chǎn)值沖擊的響應(yīng)

從圖2中可以看出，農(nóng)民人均純收入也未對林業(yè)產(chǎn)值的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊立即作出響應(yīng)，這種響應(yīng)在二至四期逐漸增大，到第四期達(dá)到最大(大約為0.3)且是正向的。之后，收入的這種響應(yīng)逐漸減少，到第二十期逐漸平穩(wěn)，響應(yīng)值趨近于0.15。當(dāng)然，林業(yè)產(chǎn)值的這種沖擊對農(nóng)民人均純收入的影響也是長期的。

圖3 湖北省農(nóng)民人均純收入對畜牧業(yè)產(chǎn)值沖擊的響應(yīng)

從圖3可以看出，給湖北省農(nóng)業(yè)產(chǎn)值一個正的沖擊，從第一期開始對湖北省農(nóng)民人均純收入就有一個負(fù)的影響，而且這種負(fù)的影響在以后各期逐漸擴(kuò)大，到第十二期達(dá)到最大(大約為-0.4)。之后，這種負(fù)的影響逐漸減小，到第二十期逐漸穩(wěn)定，響應(yīng)值為-0.2。表明湖北省畜牧業(yè)產(chǎn)值的增加不但沒有增加湖北省農(nóng)民人均純收入，而是降低了農(nóng)民人均純收入。這一方面說明，從1980～2006年以來湖北省農(nóng)民的稅費(fèi)負(fù)擔(dān)較重，另一方面說明湖北省的畜牧業(yè)的比較效益較小。

圖4 湖北省農(nóng)民人均純收入對漁業(yè)產(chǎn)值沖擊的響應(yīng)

如圖4，農(nóng)民人均純收入也未對林業(yè)產(chǎn)值的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊立即作出響應(yīng)，這種響應(yīng)在二至十期逐漸增大，到第十期達(dá)到最大(大約為0.9)且是正向的。之后，收入的這種響應(yīng)逐漸減少，到第二十期逐漸平穩(wěn)，響應(yīng)值趨近于0.4。漁業(yè)產(chǎn)值的這種沖擊對農(nóng)民人均純收入的影響也是長期存在。

2.4 方差分解

方差分解和脈沖響應(yīng)函數(shù)一樣，其是將VAR模型中每個外生變量預(yù)測誤差的方差按照其成因分解為與各個內(nèi)生變量想關(guān)聯(lián)的組成部分，即分析每個新息沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)程度，從而了解各新息對模型內(nèi)生變量的相對重要性(結(jié)果見表3)。

在表3中，LINC列是湖北省農(nóng)民人均純收入預(yù)測方差中由農(nóng)民人均純收入自身引起的部分的百分比；LVAG列是湖北省農(nóng)民人均純收入預(yù)測方差中由種植業(yè)產(chǎn)值引起的百分比，其它的列類似，這五列的百分比之和為100。從表中可以看到，在第一期預(yù)測中，湖北省農(nóng)民人均純收入預(yù)測方差全部是由農(nóng)民人均純收入自身擾動所引起的。隨著預(yù)測期的推移，農(nóng)民人均純收入預(yù)測方差中由非農(nóng)民人均純收入擾動所引起的部分增加，而由農(nóng)民人均純收入自身擾動引起的部分下降但是其所占的百分比還是比較大的。大約在第十三期左右，農(nóng)民人均純收入的分解結(jié)果基本穩(wěn)定，其預(yù)測方差中大約有38.06%是由非農(nóng)民人均純收入擾動所引起的，61.94%是由自身擾動所引起的。

3 建議

湖北省農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，應(yīng)貫徹落實(shí)科學(xué)發(fā)展觀，以農(nóng)民增收為主題，堅(jiān)持市場導(dǎo)向、因地制宜、尊重農(nóng)民意愿、科技優(yōu)先的原則，并保證農(nóng)民收入不斷增長。

表3 湖北省農(nóng)民人均純收入的方差分解

（1）抓住機(jī)遇，推進(jìn)林業(yè)發(fā)展。

應(yīng)圍繞“兩圈一帶”發(fā)展戰(zhàn)略，以“一帶、兩圈、三區(qū)、四脈”為構(gòu)架，以山、林、水、路為基本生態(tài)要素，以林業(yè)生態(tài)工程為重要載體，加強(qiáng)生態(tài)建設(shè)。

（2）充分發(fā)揮農(nóng)產(chǎn)品的比較優(yōu)勢。

湖北省具有發(fā)展農(nóng)業(yè)的得天獨(dú)厚的自然條件。應(yīng)運(yùn)用比較優(yōu)勢原則，將這種自然優(yōu)勢轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢，以提升優(yōu)質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品比重，發(fā)展適應(yīng)市場需求的的質(zhì)優(yōu)價(jià)好的農(nóng)產(chǎn)品。

（3）大力發(fā)展外向型農(nóng)業(yè)。

應(yīng)走大力發(fā)展外向型農(nóng)業(yè)的道路，積極參與國際分工與合作，探索用“綠色”創(chuàng)特色的創(chuàng)匯之道。

[1]E.Wesley F.Peterson.Agricultural Structure and Economic Adjustment[J].Agriculture And Human Values,1986,3(9).

[2]程慶能.湖北省農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整面面觀[J].統(tǒng)計(jì)與決策,2003，(2).

[3]楊立斌.加快湖北省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的幾點(diǎn)思考[J].湖北農(nóng)業(yè)科學(xué),2010,49(1).

[4]馬春艷,馮中朝.湖北省農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的協(xié)調(diào)性分析[J].華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會科學(xué)版),2001，(4).

[5]周竹青.湖北省農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的實(shí)踐與思考[J].中國農(nóng)學(xué)通報(bào),2002，18(5).

[6]楊鋼橋,張安錄.農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的社會支持體系研究——以湖北省洪災(zāi)區(qū)為例[J].地域研究與開發(fā),2004,23(5).

[7]崔元鋒,馮中朝.農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)聯(lián)分析——以湖北省荊門市為例[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題,2004，(2).