陳歆　欒敬東

摘要：利用1987-2015年農、林、牧、漁產值與農民純收入的數據，以農民純收入為因變量，農、林、牧、漁產值為自變量，建立多元線性回歸模型，分析農業(yè)產業(yè)結構調整對農民增收產生的影響。結果表明它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，從長期的角度看，農業(yè)對農民收入的影響最大、林業(yè)次之、漁業(yè)最小，牧業(yè)對農民增收影響不顯著。在此基礎上提出了調整種植業(yè)、林業(yè)、畜牧業(yè)、漁業(yè)產業(yè)結構的對策建議，促進農民收入穩(wěn)步增長。

關鍵詞：農業(yè)產業(yè)結構；農民增收；多元回歸分析

中圖分類號：F321 文獻識別碼：A 文章編號：1001-828X（2017）009-0-04

一、引言

農業(yè)是安天下、穩(wěn)民心的戰(zhàn)略性產業(yè)，“三農”工作是全黨工作中的重點。安徽省2016年一號文件指出：把堅持農民主體地位、增進農民福祉作為農村一切工作的出發(fā)點和落腳點。保持農民持續(xù)增收，是破解“三農”新難題的關鍵所在。農業(yè)產業(yè)結構調整包括對農業(yè)、林業(yè)、漁業(yè)、牧業(yè)的產值和比例等內在聯(lián)系的調整，是增加農民收入的有效途徑[1]。如何合理優(yōu)化和調整農業(yè)產業(yè)結構，實現農民增收效用最大化，是對其影響程度進行分析的根本目的。安徽省是農業(yè)大省，農業(yè)資源豐富，農產品比重大，但是農村經濟發(fā)展相對落后，城鄉(xiāng)居民收入差距較大，調整農業(yè)產業(yè)結構，促進農民增收，有利于加速解決“三農”問題，帶動農村經濟發(fā)展。

對于農業(yè)產業(yè)結構調整與農民增收問題，許多學者已從不同角度進行了不同程度的分析，為此提出了一些對策建議。王小平[2]等（2009）用VAR模型得出，宜春市農業(yè)總產值不是形成農民收入增長的關鍵因素，從長期來看，牧業(yè)的發(fā)展對農民增收的貢獻最大，其次是漁業(yè)、種植業(yè)。聶雷[3]等（2012）運用向量自回歸模型，得知提高種植業(yè)和牧業(yè)產值可以增加農民純收入，而增加漁業(yè)和林業(yè)產值反而對農民純收入有抑制作用，提出了合理調整農業(yè)產業(yè)結構，提高農民收入的對策建議。吳開[4]等（2014）運用協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗和方差分解方法對浙江省農民人均純收入與農林牧漁業(yè)產值之間的關系進行了實證研究，結果表明在農業(yè)內部四大產業(yè)中林業(yè)和牧業(yè)對農民收入的貢獻率比較大，增加林業(yè)和牧業(yè)的比重有利于農民增收。余家鳳[5]等（2014）運用協(xié)整檢驗、脈沖響應和方差分解方法對湖北省農民人均純收入與農林牧漁內部各產業(yè)產值之間的關系進行了實證研究，結果表明，對湖北省農民人均純收入的影響最大是林業(yè)，其次則是種植業(yè)和牧業(yè)，影響最小的是漁業(yè)，故必須以科學發(fā)展觀為指導，加快推進林業(yè)發(fā)展，充分發(fā)揮農產品的比較優(yōu)勢，大力發(fā)展外向型農業(yè)。余霜[6]等（2016）運用協(xié)整檢驗、脈沖響應和方程分解的方法對貴州省農業(yè)產業(yè)結構調整與農民人均純收入之間的關系進行了實證研究，對種植業(yè)、林業(yè)、畜牧業(yè)和漁業(yè)今后的發(fā)展方向提出了政策建議。本文運用定量分析方法，構建農、林、牧、漁產值與農民純收入的計量模型，利用模型的結果，同時結合安徽省農業(yè)發(fā)展實際，提出合理有效的對策建議。

二、現狀分析

（一）安徽省農業(yè)產業(yè)結構演變

從總體上看，安徽省1987—2015年農業(yè)總產值和農、林、牧、漁產值呈上升趨勢，農業(yè)總產值由1987年的255億元上升到了2015年的4391億元，增加17.22倍。農、林、牧、漁各產值大幅增加，其中牧業(yè)的增幅最為明顯，從1987年的49億元增加到2015年的1259億元，增加25.69倍。

1987-2015年，農業(yè)產業(yè)結構發(fā)生了一定的變化，農業(yè)（傳統(tǒng)種植業(yè)）的比重在緩慢下降，林業(yè)、牧業(yè)和漁業(yè)的比重在不斷上升。其中，農業(yè)（傳統(tǒng)種植業(yè)）的比重下降較為明顯，29年間下降了24.03%，2015年農業(yè)的比重為49.53%，雖下降明顯，但未改變農業(yè)（傳統(tǒng)種植業(yè)）的主體地位。牧業(yè)和漁業(yè)比重上升幅度均在8-10%之間，漁業(yè)在2015年的比重已超過10%。林業(yè)的所占比重較低，變化幅度有限，僅為2.35%。

（二）安徽省農民收入變化規(guī)律

29年來，安徽省農民收入變化總結下來經歷了四個階段，分別是低速增長期-高速增長期-緩慢增長期-波動高水平增長期。自改革開放以來，安徽省推行家庭聯(lián)產承保責任制，調動了農民的生產積極性，農村經濟快速發(fā)展，農民純收入大幅增加[7]。1987-1991年，開始進入低速增長階段，家庭聯(lián)產承包責任制的作用減小，收入的增長開始減速，同比上一年的增速由1988年的13.11%下降到1990年的4.56%。受特大洪澇災害的影響，1991年出現了負增長。1992-1997年，高速增長階段，年均增速達到26.5%，國家在此期間兩次提高農副產品價格，同時把大力發(fā)展鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)作為振興農村經濟發(fā)展的突破口，農民收入增長迅速。1998-2003年，緩慢增長階段，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的影響是快速的，但是也是短暫的，激烈的市場競爭使農產品價格出現了持續(xù)的低迷，農民生產積極性下降，農民收入年均增長僅為2.75%。2004-2015年，為波動高水平增長期。進入了新世紀，一系列的惠農政策和農村改革試點等，減輕了農民的稅負壓力，進一步完善了農業(yè)基礎設施建設，農民收入進入新的回潮和上升期，2005、2009年受自然災害的影響，農民收入增速下降，出現短期的波動。到2015年，農民人均純收入已經達到10820.73元，是1987年的25倍，農民生活水平和農村經濟發(fā)展實現了質的飛躍。

三、安徽省農業(yè)產業(yè)結構調整對農民增收影響效應的實證分析

（一）數據來源

本文數據來源于《安徽省統(tǒng)計年鑒》，選取安徽省1987-2015年間每年的種植業(yè)產值（PIO）、林業(yè)產值（FOO）、牧業(yè)產值（AHO）、漁業(yè)產值（FIO）與農民純收入（RNI）作為研究指標，其中RNI為因變量，其余四個指標為自變量。為了消除數據波動對結果的影響，對指標進行對數化處理，分別記作LnRNI、LnPIO、LnFOO、LnAHO、LnFIO。

（二）方法選取

本文運用計量經濟學中的多元線性回歸模型，檢驗因變量與自變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關系，說明農業(yè)產業(yè)結構調整是否對農民增收產生影響和農、林、牧、漁業(yè)分別對其產生怎樣的影響。

（三）實證分析

1.單位根檢驗

由于數據波動較大，為防止出現序列不平穩(wěn)出現偽回歸現象，先進行單位根檢驗。本文采用ADF（Augment Dickey-Fuller）方法進行檢驗，根據AIC和SC信息準則，選擇默認的最大滯后階數6，使用計量分析軟件Eviews8.0建立實證分析的相關模型。

下表（表1）中可以看出，所有的時間序列在5%的顯著性水平下都是不平穩(wěn)的，然后對它們的一階差分進行平穩(wěn)性檢驗，在5%的顯著性水平下也存在單位根，說明時間序列的波動性較大。最后對五組時間序列進行二階差分的平穩(wěn)性檢驗，它們的二階差分序列均在90%的置信水平下拒絕單位根假設，具有平穩(wěn)性，因此都是二階單整序列。五組數據具有同階單整性，滿足多元回歸分析的條件。

表1 單位根檢驗結果①

檢驗變量 檢驗類型 ADF

檢驗值 1%

臨界值 5%

臨界值 10%

臨界值 結論

LnRNI （c，t，1） -0.1079 -3.6999 -2.9763 -2.6274 不平穩(wěn)

D（LnRNI） （c，t，0） -3.4536 -3.6999 -2.9763 -2.6274 平穩(wěn)**

D（D（LnRNI）） （c，0，0） -7.2303 -3.7115 -2.9810 -2.6299 平穩(wěn)***

LnPIO （c，t，0） -0.9555 -3.6892 -2.9719 -2.6251 不平穩(wěn)

D（LnPIO） （c，t，0） -4.4712 -3.6999 -2.9763 -2.6274 平穩(wěn)***

D（D（LnPIO）） （c，0，0） -8.5038 -3.7115 -2.9810 -2.6299 平穩(wěn)***

LnFOO （c，t，0） -0.9863 -3.6892 -2.9719 -2.6251 不平穩(wěn)

D（LnFOO） （c，t，0） -5.1524 -3.6999 -2.9763 -2.6274 平穩(wěn)***

D（D（LnFOO）） （c，0，1） -6.8868 -3.7241 -2.9862 -2.6326 平穩(wěn)***

LnAHO （c，t，0） -1.9554 -3.6892 -2.9719 -2.6251 不平穩(wěn)

D（LnAHO） （c，t，0） -4.5024 -3.6999 -2.9763 -2.6274 平穩(wěn)***

D（D（LnAHO）） （c，0，1） -5.2433 -3.7241 -2.9862 -2.6326 平穩(wěn)***

LnFIO （c，t，1） -1.4067 -3.6999 -2.9763 -2.6274 不平穩(wěn)

D（LnFIO） （c，t，0） -2.2739 -3.6999 -2.9763 -2.6274 不平穩(wěn)

D（D（LnFIO）） （c，0，0） -6.2042 -3.7115 -2.9810 -2.6299 平穩(wěn)***

2.多元回歸分析

多元回歸分析是一種運用多個自變量的最優(yōu)組合來共同預測和估計因變量的分析方法。由上述的單位根檢驗，說明了變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，因此運用對數化處理后的數據，建立自變量農業(yè)產值（PIO）、林業(yè)產值（FOO）、牧業(yè)產值（AHO）、漁業(yè)產值（FIO）對因變量農民純收入（RNI）的回歸模型，用自變量來解釋因變量的變化。

由表2中的結果可以得出，安徽省農業(yè)產業(yè)結構調整對農民收入的影響回歸方程為：

LnRNI=0.535929LnPIO+0.636649LnFOO-0.029974LnFIO+0.0421431LnAHO-9.550954

根據模型檢驗結果，R2=0.993356，修正的可決系數為R2=0.992249，這說明模型對樣本的擬合程度很好。F檢驗分別針對H0：βj=0（j=1，2，3，4），給定顯著性水平α=0.05和α=0.01都拒絕原假設H0：βj=0，說明回歸方程顯著，即“農業(yè)產值”、“林業(yè)產值”、“ 牧業(yè)產值” 、“漁業(yè)產值”等變量聯(lián)合起來確實對“農民純收入”有顯著影響。t檢驗分別針對H0：βj=0（j=1，2，3，4），給定顯著性水平α=0.05，PIO、FOO和常系數C對RNI有顯著影響，而FIO和AHO未通過顯著性檢驗。DW值在0到dL之間，拒絕原假設H0，存在一階正自相關。

表2 多元回歸分析結果

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

LnPIO 0.535929 0.156200 3.431039 0.0022

LnFOO 0.636649 0.115737 5.500833 0.0000

LnFIO -0.029974 0.087612 -0.342121 0.7352

LnAHO 0.042143 0.175155 0.240605 0.8119

C -9.550954 0.931399 -10.25442 0.0000

R-squared 0.993356 F-statistic 897.0518

Adjusted R-squared 0.992249 Prob（Fstatistic） 0.000000

Durbin-Watson stat 0.718451

3.廣義差分變換

廣義差分法消除自相關適用于一階正自相關，上述已得出模型存在嚴重的正自相關，對預計的結果產生干擾，因此運用廣義差分變換消除自相關，保證實證結果的準確性。DW=0.718451，可得 =1-0.718451/2=0.6407745，對所有序列進行差分變換，用新的序列DLnRNI、DLnPIO、DLnFOO、DLnFIO、DLnAHO表示各變量的一階差分序列，再次進行回歸分析，結果如下：

表3 廣義差分變換結果

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

DLnPIO 0.576365 0.093675 6.152826 0.0000

DLnFOO 0.382332 0.097027 3.940466 0.0007

DLnFIO 0.151260 0.064323 2.351588 0.0285

DLnAHO 0.043551 0.108236 0.402368 0.6915

C -3.358612 0.263026 -12.76911 0.0000

R-squared 0.984651 F-statistic 336.7830

Adjusted R-squared 0.981727 Prob（Fstatistic） 0.000000

Durbin-Watson stat 1.968885

從表3的結果得出，DW值在du與4-du之間，通過了顯著性水平為0.01的D.W.檢驗，說明殘差項無序列相關。R2=0.984651，修正的可決系數為R2=0.981727，模型對樣本的擬合程度較好。F檢驗拒絕原假設，廣義差分變換后的回歸方程顯著。在顯著性水平α=0.05，DLnPIO、DLnFOO、DLnFIO和常系數C通過 t檢驗， 而DLnAHO對DLnRNI的影響不顯著。利用懷特檢驗得出，nR2=22.69362

表4 剔除不顯著變量后的線性回歸結果

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

DLnPIO 0.592305 0.083253 7.114550 0.0000

DLnFOO 0.401332 0.083132 4.827667 0.0001

DLnFIO 0.161323 0.058122 2.775569 0.0110

C -3.353800 0.257701 -13.01432 0.0000

由于DLnAHO變量不顯著，故將其剔除再做一次線性回歸，從表4中得出最終回歸方程為：DLnRNI=0.592305DLnPIO+0.401332DLnFOO+0.161323DLnFIO-3.353800。

從結果中可以看出，農業(yè)（傳統(tǒng)種植業(yè)）對農民增收的貢獻率最大，每增加1%的農業(yè)產值，農民純收入增加0.592305%。林業(yè)的貢獻率次之，每增加1%的林業(yè)產值，農民純收入增加0.401332%；漁業(yè)最小，每增加1%的漁業(yè)產值，農民純收入增加0.161323%。而牧業(yè)是唯一一個在模型中不顯著的變量，可能是牧業(yè)產業(yè)結構不合理，導致它對農民增收并不能產生有利的影響。

四、結論與對策建議

（一）結論

計量結果表明，傳統(tǒng)種植業(yè)在農業(yè)產業(yè)結構中仍然占主導地位，傳統(tǒng)種植業(yè)產值的增加對農民增收影響最大，安徽省是農業(yè)大省，全省耕地面積達到422萬公頃，平原面積占安徽省面積的45%以上，人口密集，勞動力資源豐富，適宜種植業(yè)的發(fā)展，因此實現種植業(yè)發(fā)展新突破是農民增收的主要途徑。在農業(yè)產業(yè)結構中，林業(yè)產值占農業(yè)總產值的比重最小，不足10%，且增長緩慢，這與樹木的增長周期長有關，但是林業(yè)產值的增加對農民增收影響較大，僅次于農業(yè)，應加大林業(yè)產業(yè)的發(fā)展，促進農民林業(yè)收入穩(wěn)步增長。漁業(yè)產值的增加對農民增收影響最小，且漁業(yè)本身基數小，但是發(fā)展勢態(tài)強勁，尤其是在2006年之后，產值迅速增加，使其對農民增收起到了一些推助作用。安徽省水資源豐富， 長江、淮河、錢塘江三大水系流經安徽，適宜漁業(yè)發(fā)展，故而優(yōu)化漁業(yè)產業(yè)結構是實現農民增收的強大助力。牧業(yè)在農業(yè)總產值中的比重僅次于種植業(yè)，接近30%，但是牧業(yè)產值在模型中對農民收入影響不顯著，即牧業(yè)產值的增加對農民收入幾乎沒有影響，說明我省牧業(yè)產業(yè)結構不盡合理，需合理調整牧業(yè)產業(yè)結構以適應經濟和市場的發(fā)展需求。

總之，安徽省作為農業(yè)大省，多平原、丘陵，氣候溫和濕潤，適宜農林牧漁各產業(yè)的發(fā)展，因而調整農業(yè)產業(yè)結構是實現農民收入增長的主要途徑。由于各產業(yè)之間發(fā)展水平的差異，導致其對農民增收的影響程度不同，其中農業(yè)（傳統(tǒng)種植業(yè)）對農民增收起主要影響，林業(yè)次之，漁業(yè)最小，牧業(yè)對農民增收沒有影響。

（二）對策建議

1.加快傳統(tǒng)種植業(yè)向現代種植業(yè)的轉變，全面提升種植業(yè)的現代化水平

傳統(tǒng)種植業(yè)作為安徽省農業(yè)發(fā)展的支柱產業(yè)，在農業(yè)產業(yè)結構中的比重仍然接近50%，在促進農民增收中的貢獻最大，這與國家和安徽省的一系列強農惠農富農政策的支持是分不開的。但是傳統(tǒng)種植業(yè)投入大，回報少，競爭優(yōu)勢不足，改革勢在必行，要加快傳統(tǒng)種植業(yè)向現代種植業(yè)轉變，優(yōu)化種植業(yè)品種結構和區(qū)域布局，加快種植業(yè)結構調整，實現種植業(yè)發(fā)展新突破，為農業(yè)現代化發(fā)展奠定基礎，加大促進農民收入增長的力度和影響。

2.優(yōu)化林業(yè)產業(yè)布局，著力提升林業(yè)生態(tài)服務功能

林業(yè)是經濟社會可持續(xù)發(fā)展的根基，是建設美麗鄉(xiāng)村的重要內容。我省林業(yè)發(fā)展力度不足，增長緩慢，在農業(yè)總產值中的比重較低，未超過10%，但對農民純收入的增長影響顯著，因此加大林業(yè)發(fā)展投入、提升全省森林覆蓋率、實現林業(yè)產值突破是保障農民收入健康穩(wěn)步增長的關鍵之舉。林業(yè)的發(fā)展要以生態(tài)保護為前提，以提質增效為主線，著力提升林業(yè)生態(tài)服務功能。落實和嚴守林業(yè)生態(tài)紅線，增加林業(yè)的有效供給，使林業(yè)產業(yè)更好的適應需求結構變化，推進我省精準扶貧脫貧工作的開展和農民林業(yè)收入的增長。

3.調整牧業(yè)產業(yè)結構，加快現代畜牧業(yè)發(fā)展進程

我省人口密集，對畜產品需求大，且土地資源豐富，氣候適宜，區(qū)位優(yōu)勢明顯，牧業(yè)在我省有很大的發(fā)展?jié)摿?，但牧業(yè)對農民增收影響不顯著，說明牧業(yè)產業(yè)結構有不合理之處。安徽省牧業(yè)產值中生豬比重偏高，草食畜禽比重偏低；豬肉、禽肉價格偏高、成本也在不斷增加；畜禽質量安全隱患未消除，市場監(jiān)管力度仍需加強。因此現代畜牧業(yè)的發(fā)展應從產出高效、產品安全、優(yōu)化結構、降低成本等方面入手，實現牧業(yè)供給側結構性改革新突破。合理調整牧業(yè)產業(yè)結構，為農民增收帶來正向的影響。

4.加強漁業(yè)資源保護，推進生態(tài)漁業(yè)產業(yè)化發(fā)展

我省水資源豐富，近幾年水產養(yǎng)殖業(yè)發(fā)展速度較快，但漁業(yè)對農民增收的貢獻率較小，說明漁業(yè)產值的增加未能促進農民收入的高速增長，應調整漁業(yè)產業(yè)結構，推動漁業(yè)轉型升級，提高現代漁業(yè)發(fā)展水平，增加其對農民收入增長的貢獻率，打造漁業(yè)強省。在當涂、廬江、巢湖等水資源豐富的縣（市、區(qū)）深入推進健康水產養(yǎng)殖，增加漁業(yè)產值；漁業(yè)發(fā)展要建立在健康、適度、環(huán)保、生態(tài)、可持續(xù)的基礎上，優(yōu)化和調整漁業(yè)產業(yè)結構，抓住生態(tài)休閑漁業(yè)新的增長點，推進農民漁業(yè)收入穩(wěn)步增長。

注釋：

①1.檢驗類型中 c 和 t 分別表示帶有常數項和趨勢項，k 表示滯后期數；2.ADF檢驗值大于最大臨界值時不平穩(wěn)；3.“***”、“**”、“*”分別表示在 1%、5%、10%顯著水平下平穩(wěn)。

參考文獻：

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作者簡介：陳 歆（1991-），女，安徽滁州人，碩士研究生，主要從事產業(yè)經濟理論與政策研究。

欒敬東（1963-），男，江蘇六合人，教授，博士，博士生導師，主要從事產業(yè)經濟學研究。