王 紅，王鄂湘

（1．湖南農業(yè)大學 商學院，湖南 長沙 410128； 2.中南大學 商學院，湖南 長沙 410110）

農業(yè)產業(yè)結構優(yōu)化調整與農業(yè)經濟增長關系研究
——以湖南省為例

王 紅1，王鄂湘2

（1．湖南農業(yè)大學 商學院，湖南 長沙 410128； 2.中南大學 商學院，湖南 長沙 410110）

文章首次從大農業(yè)的角度對農業(yè)三次產業(yè)結構優(yōu)化與農業(yè)經濟增長的關系進行實證研究，以湖南省2003—2012年的數據為研究樣本，運用Eviews統計軟件進行單位根檢驗和協整檢驗并進行格蘭杰（Granger）因果關系檢驗，結果顯示：（1）農業(yè)產業(yè)結構優(yōu)化能夠有效推動農業(yè)經濟的發(fā)展，兩者具有明顯的正相關關系，且農業(yè)產業(yè)結構值平均每增長1%帶來的是農業(yè)經濟總量4.72%的正向變動；（2）通過格蘭杰因果檢驗發(fā)現，農業(yè)經濟的增長能夠帶動農業(yè)產業(yè)結構優(yōu)化，但帶動效果不顯著；（3）農業(yè)產業(yè)結構優(yōu)化與農業(yè)經濟的發(fā)展存在一定的雙向Granger因果關系，二者之間存在長期穩(wěn)定的關系。

農業(yè)產業(yè)結構優(yōu)化；農業(yè)經濟增長 ；單位根檢驗；協整檢驗；格蘭杰因果檢驗

農業(yè)作為人類生存和發(fā)展的基礎產業(yè)，隨著科技的進步和人類的發(fā)展也在進行著不同程度的改革和調整，由自給自足、手工勞作為主的傳統農業(yè)向機械化、社會化為主的現代農業(yè)轉變，農業(yè)產業(yè)結構隨之經歷了優(yōu)化轉型的發(fā)展過程，并逐漸走向合理化。我國農業(yè)產業(yè)結構的優(yōu)化調整雖然相對發(fā)達國家而言，進程較為緩慢，但仍然取得了巨大的成就，農產品由單一的糧食作物向畜類、漁類產品發(fā)展，并隨著市場的發(fā)展，圍繞農產品逐步形成了產前、產中、產后的一體化發(fā)展。很多學者對農業(yè)產業(yè)結構的調整與農業(yè)經濟發(fā)展之間的關系進行了深入的研究，基本形成了比較一致的觀點：即認為農業(yè)產業(yè)結構的調整能夠促進農業(yè)經濟的發(fā)展[1-4]。這些研究對于認識我國農業(yè)產業(yè)結構調整與農業(yè)經濟增長的關系起到了非常積極的作用，但仍存在一定的缺陷。首先：這些專家學者們在定量分析農業(yè)產業(yè)結構調整與農業(yè)經濟增長關系時，主要是考慮農業(yè)產業(yè)內部之間的變動調整對農業(yè)經濟增長的影響，即農業(yè)、林業(yè)、牧業(yè)、漁業(yè)之間產值的變動如何影響農業(yè)經濟發(fā)展，實際上，這考慮的只是農業(yè)產業(yè)橫向結構的調整[5]，而隨著經濟的發(fā)展，農業(yè)產業(yè)結構縱向調整越來越明顯，農業(yè)早已不是單純的農林牧漁業(yè)產品的生產，而是包括加工和流通在內的完整的產業(yè)體系，農業(yè)已經不再是傳統的“農業(yè)”而成為了“大農業(yè)”[6]，在“大農業(yè)”的視角下，農業(yè)產業(yè)結構的優(yōu)化調整到底如何影響農業(yè)經濟的發(fā)展，先前學者并沒有進行深入研究。

1 概念定義及量化

1.1 大農業(yè)界定

傳統農業(yè)只包括農、林、牧、漁一級產業(yè)，隨著農業(yè)經濟的發(fā)展，農業(yè)逐漸突破了原來的禁錮，向加工、制造、觀光、休閑等領域拓展,農業(yè)變成了包含第二產業(yè)和第三產業(yè)的“大農業(yè)”。中國農業(yè)大學首次清晰地界定了“大農業(yè)”概念。依照該概念，農業(yè)產業(yè)結構有了新的劃分方式，農林牧漁原始產業(yè)被作為農業(yè)第一產業(yè)；農副食品加工、飲料制造業(yè)、食品制造業(yè)、木材加工業(yè)、皮革加工業(yè)等作為農業(yè)第二產業(yè)；農產品流通、農業(yè)觀光、休閑、農莊、技術推廣等作為農業(yè)第三產業(yè)。在“大農業(yè)”視角下，農業(yè)產業(yè)結構的調整應該是農業(yè)三次產業(yè)之間的調整，農業(yè)經濟發(fā)展的規(guī)律表明，農業(yè)產業(yè)結構也在逐步進行優(yōu)化，逐漸向高級化發(fā)展，由農業(yè)第一產業(yè)占主導地位逐漸向農業(yè)第二產業(yè)和第三產業(yè)占主導發(fā)展。文章實證部分沿用該定義進行數據量化整理，在量化農業(yè)經濟增長變量時，摒棄了原有研究中單純以農林牧漁業(yè)總產值作為農業(yè)經濟增長的指標，而是以“大農業(yè)”視角下的第一、二、三產業(yè)的產值加總記為廣義的農業(yè)生產總值，并以此值來衡量農業(yè)經濟增長情況，將其記為AGDP。

1.2 農業(yè)產業(yè)結構優(yōu)化量化公式

對于農業(yè)產業(yè)結構優(yōu)化調整變量的量化，借鑒靖學青學者的產業(yè)結構層次系數計算公式[7]，這一公式也是目前學者們在衡量產業(yè)結構優(yōu)化調整時使用最為廣泛的。在具體計算時，設某區(qū)域有n個產業(yè)，將這n個產業(yè)由高層次到低層次加以排列，其在總量中所占的比重分別記為q(j),則該區(qū)域的結構層次系數為：

式中：W表示結構層次系數，反應產業(yè)結構的高級化程度，W值越大，說明產業(yè)結構高級化程度越高，W值的變化能夠反映產業(yè)結構的優(yōu)化調整變動情況。

1.3 數據來源及量化結果

文章所有數據均根據2003—2012年《湖南省統計年鑒》整理而成。湖南省農業(yè)經濟正處于由第一產業(yè)向第二產業(yè)轉化的階段，結合經濟發(fā)展的一般規(guī)律，故在產業(yè)層次上，將湖南省農業(yè)產業(yè)結構由高層次到低層次依次排為第二、第三、第一產業(yè)，并以此來作為計算產業(yè)結構層次系數W的基礎，用最終計算出來的W值衡量農業(yè)產業(yè)結構優(yōu)化情況。

通過計算，可以得到2003—2012年湖南省各年的農業(yè)生產總值AGDP和農業(yè)產業(yè)結構層次系數W，如圖1和圖2所示：

圖1 湖南省2003-2012年農業(yè)總產值變化Fig.1 The AGDP change chart 2003-2012 in Hunan Province

圖2 湖南省2003-2012年農業(yè)產業(yè)結構變化Fig.2 The W change chart 2003-2012 in Hunan Province

通過上面兩圖可以粗略地看到：“大農業(yè)”概念下的農業(yè)總產值AGDP呈逐年遞增趨勢，且變化趨勢明顯。同時，農業(yè)產業(yè)結構層次W也呈遞增的趨勢，說明湖南省農業(yè)產業(yè)結構不斷升級，呈現高級化發(fā)展趨勢，兩個變量呈現明顯的同方向變動趨勢，為了更好地考察兩者之間的具體關系，在文章后部分做相關的實證分析。

2 農業(yè)產業(yè)結構優(yōu)化調整與農業(yè)經濟增長關系實證分析

2.1 單位根檢驗

本文運用Eviews6.0軟件進行數據分析，由于兩變量AGDP和W均是時間序列，為防止出現偽回歸現象，需先進行數據的平穩(wěn)性檢驗。為了消除異方差性，先對原始數據進行處理，將變量分別取對數，分別記為：LNW及LNAGDP。平穩(wěn)性檢驗采用Dickey&Fulle于1979年提出的ADF檢驗法對時間序列是否含有單位根進行檢驗，在檢驗中，原假設為數據是非平穩(wěn)的，若檢驗量t值小于給出臨界值，則可以拒絕原假設，即時間序列是平穩(wěn)的。反之則需接受原假設，即為非平穩(wěn)序列。若原數列是非平穩(wěn)的，則對原數列進行一階差分，記為△LNW、△LNAGDP，然后以同樣的方法進行單位根檢驗，檢驗差分序列是否平穩(wěn)，以此類推，使數列達到同階單整時即可進行下一步檢驗。如下表為單位根檢驗結果：

表1 湖南省農業(yè)產值和結構變動變量的ADF檢驗結果Table 1 ADF test results in Hunan agricultural output and structural variables

從表1中可以看出，原數列LNAGDP和LNW的統計量值，分別為0.317 48和-0.432 484，均大于臨界值,因此不能拒絕原假設，這就表明兩原數列均不是平穩(wěn)序列。在對數列進行二階差分后，我們發(fā)現，原數列LNAGDP和LNW的二階差分ADF統計量分別-9.663 561和-8.542 950，均小于臨界值，因此可拒絕原假設，即LNAGDP和LNW均二階單整，表示為LNAGDP～I(2)、LNW～I（2），原序列同階單整，可以進行協整檢驗。

2.2 協整檢驗

在原序列同階單整的前提下，當且僅當兩個或多個變量之間具有協整性時，由這些變量建立的回歸模型才具有意義，才能排除偽回歸情況。我們在進行協整檢驗時，采用基于回歸殘差的協整檢驗，首先對LNAGDP、LNW進行普通最小二乘法（OLS）回歸，回歸后的主要數據結果見下表2：

表2 OLS回歸分析結果數據表Table 2 The results of OLS regression analysis

根據表2中的數據可以看到，調整后的R方為0.952 9，即所得方程對被解釋變量農業(yè)總產值的解釋力為95.29%，同時F值為182.954，P值(F統計值)值為0.000 0，通過了1%水平的顯著性檢驗，說明方程整體擬合效果很好。

由此得到如下回歸方程：

LNAGDP = -15.986 0+4.726 3LNW +et；

R2=0.958 1；AdjR2=0.952 9。

同時，在Eviews6.0中令ET=resid,得到殘差序列，以同樣的方式進行單位根檢驗（ADF檢驗），檢驗結果如下表：

表3 殘差序列的單位根檢驗結果Table 3 Unit root test results residuals

從上表數據中可以看到，殘差的檢驗值低于1%置信水平下的臨界值，說明殘差序列通過了平穩(wěn)性檢驗，LNAGDP和LNW之間存在協整關系，即長期穩(wěn)定關系，回歸分析有效，能排除偽回歸情況，上述回歸方程能真實反應二者之間的相互關系。

由此認為，農業(yè)產業(yè)結構的優(yōu)化調整與農業(yè)總產值呈顯著正相關關系，優(yōu)化調整程度越高，農業(yè)總產值越大，越能促進農業(yè)經濟增長。

2.3 格蘭杰（Granger）因果關系檢驗

Granger檢驗是J.Granger于1969年提出的，用于建立在平穩(wěn)變量之間或者是存在協整關系的非平穩(wěn)變量之間的因果檢驗式。為了進一步探明農業(yè)經濟增長對農業(yè)產業(yè)結構的影響情況，運用Eviews6.0進行格蘭杰檢驗。由前面實證我們可以看到，LNAGDP和LNW均通過了ADF檢驗，滿足進行格蘭杰檢驗的前提條件。在通過運行軟件后得到了如下檢驗結果：

表4 變量的Granger因果關系檢驗Table 4 The test results of Granger causality test variables

從上表的數據中可以看出，對于原假設：“LNW不是LNAGDP的格蘭杰原因”，在滯后階數為1時的相伴概率為0.012 5，在滯后階數為2時的相伴概率為0.062 2，則在6%的顯著性水平下可以拒絕原假設，即檢驗結果表明，LNW是LNAGDP的格蘭杰原因，說明產業(yè)結構優(yōu)化調整能有效地促進農業(yè)經濟的發(fā)展.

同時，對于原假設：“LNAGDP不是LNW的格蘭杰原因”，在滯后階數為1時的相伴概率是0.058 6，在滯后階數為2時的相伴概率為0.137 5，則在14%的顯著性水平下可以拒絕原假設，由于14%的顯著性水平較高，所以可以認為農業(yè)經濟的發(fā)展能夠帶動農業(yè)產業(yè)結構的升級，但是相對而言帶動效果不是很明顯。

3 結論及建議

3.1 農業(yè)產業(yè)結構優(yōu)化能夠有效推動農業(yè)經濟的發(fā)展

在進行模型分析時，雖然兩變量的原序列均為不平穩(wěn)序列，但是均二階單整，滿足了進行協整分析的條件，且殘差序列為平穩(wěn)序列，這就表明構建的線性回歸模型是有效的，能夠有效地反應二者之間數量變動關系，排除了出現偽回歸的情況，二者之間存在長期穩(wěn)定的線性關系。從回歸方程看，二者之間呈現明顯的正相關關系，且回歸方程的擬合優(yōu)度極高，表明方程效果很好，且農業(yè)產業(yè)結構值平均每增長1%帶來的是農業(yè)經濟總量4.72%的正向變動，在格蘭杰檢驗中，原假設“LNW不是LNAGDP的格蘭杰原因”在滯后階數為1時的相伴概率為0.012 5，在滯后階數為2時的相伴概率為0.062 2，這樣就可以在94%以上的置信水平認為“LNW是LNAGDP的格蘭杰原因”，因此認為，農業(yè)產業(yè)結構優(yōu)化是推動農業(yè)經濟增長的主要動因。

3.2 農業(yè)經濟的發(fā)展能夠促進農業(yè)產業(yè)結構的優(yōu)化調整

雖然在回歸模型分析中，不能看出農業(yè)經濟增長對農業(yè)產業(yè)結構優(yōu)化的反推動作用，但在格蘭杰檢驗中可以看出：原假設“LNAGDP不是LNW的格蘭杰原因”在滯后階數為1時的相伴概率是0.058 6，在滯后階數為2時的相伴概率為0.137 5，這樣我們就可以在87%以上的置信水平認為LOGAGDP是LOGW的格蘭杰原因，雖然置信水平相對而言不是很高，影響因素不是很明顯，但還是可以認為：農業(yè)經濟的發(fā)展在一定程度上能夠促進農業(yè)產業(yè)結構的優(yōu)化調整。

綜合上述的兩個結論，可以得出：農業(yè)產業(yè)結構優(yōu)化與農業(yè)經濟的發(fā)展存在一定的雙向Granger因果關系，且從拒絕原假設的置信水平可以看出前者對后者的推動作用極強，而后者對前者的帶動效應相對較小，即農業(yè)產業(yè)結構與農村經濟增長之間是一種相互促進的關系，但農業(yè)經濟增長對農業(yè)產業(yè)結構高級化的帶動作用相對較弱，同時，二者之間存在長期穩(wěn)定的關系[8]。

3.3 發(fā)展建議

農業(yè)產業(yè)結構對農業(yè)經濟發(fā)展有重大影響，以調結構的方式給農業(yè)經濟所帶來的是持久、穩(wěn)定、強勁的發(fā)展拉力，當前針對農業(yè)經濟的發(fā)展，逐步認識到在現代化水平逐步推進的社會背景下重視結構調整，促進農業(yè)產業(yè)結構優(yōu)化調整顯得非常必要?；诖?，筆者結合上述實證結果與湖南省農業(yè)經濟，農業(yè)產業(yè)結構的發(fā)展現狀，提出如下發(fā)展建議：

（1）加大農業(yè)技術、資金投入，延長農業(yè)產業(yè)鏈，大力發(fā)展農業(yè)第二產業(yè)。隨著經濟建設的逐步推進，人民生活水平得到提升的同時需求也逐步加大，在科學技術日新月異的今天，農業(yè)的發(fā)展不能再僅僅局限于農林牧漁的原始產出。一方面源于農林牧漁原始產出受自然條件的限制明顯，且由于耕地等自然資源的有限性，不可能在有限的自然資源基礎上實現農業(yè)產出無限的增長，另一方面，農林牧漁原始產出處于價值鏈的最低端，經濟附加值相比前后端產業(yè)而言較低，不能給農業(yè)經濟的發(fā)展帶來強有力的推動，所以在這種情況下，應該加大資金、技術的投入，逐步延伸農產品的產業(yè)鏈，大力發(fā)展農產品加工、食品、飲料等農業(yè)第二產業(yè)，注重培養(yǎng)具有當地特色的農業(yè)產業(yè)化龍頭企業(yè)。產業(yè)鏈的延伸意味著農業(yè)產業(yè)附加值的提高，只有這樣才能夠使農產品利潤最大化，才能快速帶動農業(yè)經濟的發(fā)展。就湖南省農業(yè)第二產業(yè)發(fā)展情況，湖南省2003年農業(yè)第二產業(yè)僅占到農業(yè)總產值的24% ，起步相對較晚，但發(fā)展相對迅速，在2012年上升到了49%，得到了穩(wěn)步提升并超過了農業(yè)第一產業(yè)產值，但這還遠遠不夠，從實證中我們可知隨著湖南省農業(yè)產業(yè)高級化進程的推進，其產業(yè)結構層次系數W由149上升到了201，這說明湖南省農業(yè)產業(yè)結構的高級化程度還不高，有待進一步的發(fā)展，而在系數W中，權重最大的就是農業(yè)第二產業(yè)，所以要加快農業(yè)產業(yè)高級化進程。具體結合湖南省農業(yè)現狀來看，如湖南省優(yōu)勢產品、主要水果是柑橘，可以借助這一優(yōu)勢，創(chuàng)新技術與方式對柑橘類產品進行精加工，實現生產、加工、銷售一體化；湖南省北擁廣闊的洞庭湖，漁業(yè)資源豐富，可以借此地域優(yōu)勢建立魚類產品深加工企業(yè)等，逐步形成有地方特色的農業(yè)產業(yè)化龍頭企業(yè)。

（2）加強優(yōu)質農產品品牌建設，關注農產品質量，穩(wěn)步提升農業(yè)第一產業(yè)產量和質量。農業(yè)第一產業(yè)是農業(yè)二、三產業(yè)發(fā)展的根基，所以在優(yōu)化農業(yè)產業(yè)結構中要把握的第一原則就是保證農產品質量，保證農業(yè)第一產業(yè)產值穩(wěn)步提升原則。湖南省是農業(yè)大省，優(yōu)勢農產品種類較多，如糧食、柑橘等，這就要求在發(fā)展農業(yè)第一產業(yè)時注重優(yōu)勢農產品的挖掘與開拓，要因地制宜，逐步有意識、有目的的的培養(yǎng)有湘域特色的優(yōu)質農產品，注重農產品質量，在以質取勝的同時加大宣傳，加強品牌建設，逐步形成享譽盛名的農產品優(yōu)質品牌。同時，由于農業(yè)產業(yè)化經營一方面能發(fā)揮強大的資金、技術力量，實現規(guī)模效應，提高農產品質量，另一方面產業(yè)化也更能加快品牌建設，更容易發(fā)展形成區(qū)域化優(yōu)勢。所以發(fā)展第一產業(yè)要注重產業(yè)化經營，如稻谷、煙葉、麻類、油料、茶葉等湖南省的優(yōu)勢農產品，可以在發(fā)展“萬畝有機農田”、“生態(tài)茶園”等來實現規(guī)?；a，提高農產品產出水平，實現規(guī)模效應，建設知名農業(yè)品牌，促進農業(yè)第一產業(yè)產值的穩(wěn)步提升。

（3）創(chuàng)新農林牧漁服務業(yè)，加快發(fā)展農業(yè)第三產業(yè)。農業(yè)第三產業(yè)由于其特殊性，往往伴隨或依附于農業(yè)第二、第一產業(yè)，湖南省農業(yè)第三產業(yè)產值由2003年的27.52億元增長到2012年的223.92億元，呈穩(wěn)步上升的趨勢，這說明農業(yè)服務業(yè)在農業(yè)經濟發(fā)展的過程中逐步發(fā)展起來，而且結合當前的發(fā)展態(tài)勢，其必將是農業(yè)經濟的又一增長點，但其產值和比例還遠遠不夠。在當前的形勢下，生態(tài)農業(yè)、觀光農業(yè)等農村休閑、娛樂越來越受到消費者的青睞，而湖南省北擁洞庭湖，南以丘陵為主的大省，地貌形態(tài)多樣，在發(fā)展農業(yè)第三產業(yè)方面擁有豐富的資源，這就要求各地區(qū)結合、利用自身優(yōu)勢，創(chuàng)新方式、方法，發(fā)展與本地區(qū)相適應的農業(yè)服務業(yè)，并逐步形成本地特色農業(yè)服務業(yè)。如湖區(qū)可以發(fā)展垂釣、休閑業(yè)務；規(guī)?；鑸@等可以對外開放，形成旅游觀光農業(yè)等等。

（4）加強農業(yè)服務水平，逐步推進農業(yè)產業(yè)結構高級化進程。農業(yè)經濟發(fā)展對農業(yè)產業(yè)結構高級化有一定的促進關系，農業(yè)經濟增長對農業(yè)產業(yè)結構高級化的促進大部分是通過為農業(yè)結構高級化提供發(fā)展條件、農業(yè)政策扶持等方式來實現。農業(yè)產業(yè)結構高級化的結果表現為以農副產品加工、食品、飲料、皮革制品等行業(yè)的發(fā)展以及農林牧漁服務業(yè)的逐步壯大，所以要推進產業(yè)結構高級化進程，在農業(yè)經濟得到發(fā)展的同時要注重基礎設施的建設，如“要致富、先修路”等，硬化農村路面，加強農村公共交通等基礎設施的建設，為農業(yè)第二、第三產業(yè)的發(fā)展提供便利。同時，作為地方政府，應該加大農業(yè)的財稅等方面的扶持，加強本地品牌建設，引導農戶發(fā)展現代農業(yè)，形成地區(qū)發(fā)展特色，特別是要注重農業(yè)產業(yè)化龍頭企業(yè)的培養(yǎng)，實現以優(yōu)帶劣。

4 結束語

隨著農業(yè)經濟的進一步發(fā)展，農業(yè)產業(yè)結構逐步優(yōu)化，農業(yè)第二、三產業(yè)將會逐步發(fā)展，這也會對生態(tài)環(huán)境保護帶來很大的挑戰(zhàn)，借鑒大部分地區(qū)產業(yè)結構發(fā)展的經驗，在農業(yè)產業(yè)結構調整上絕不能走“先污染、后治理”，而應該大力發(fā)展生態(tài)農業(yè)，在調整結構的同時注重對環(huán)境的保護。如在發(fā)展以農林牧漁原始產出為基礎的第二產業(yè)時注重技術創(chuàng)新，最大限度地利用原材料，減少廢物排放；在發(fā)展農林牧漁服務業(yè)時，注重環(huán)境保護，對廢水、廢渣、白色垃圾等進行有效處理，減少農村環(huán)境壓力；在發(fā)展農業(yè)第一產業(yè)時，注重生物技術的運用，生態(tài)防治，實現高產出的同時嚴格限制農藥等的使用，只有走生態(tài)農業(yè)發(fā)展道路，發(fā)展農業(yè)經濟與保護農業(yè)環(huán)境并進，才能夠實現可持續(xù)發(fā)展。湖南省目前的農業(yè)還有很大的發(fā)展空間，在未來農業(yè)的發(fā)展過程中，也要走科學發(fā)展的道路，走生態(tài)農業(yè)發(fā)展道路，在調整農業(yè)產業(yè)結構過程中注重加強對環(huán)境的保護，是湖南省發(fā)展好農業(yè)經濟的必經之路。

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Research on the relationship between agricultural industrial structure optimization and agricultural economic growth——case of Hunan province

WANG Hong1, WANG Exiang2
(1. Business School of Hunan Agricultural University, Changsha 410128, Hunan, China;2. Business School of Central South University, Changsha 410110, Hunan, China)

To give an empirical analysis on the relationship between agricultural industrial structure optimization and agricultural economic growth, this study took Hunan province as an example in 2003-2012 from the view of “Big Agriculture ”. After the Unit Root Test Co-integration test and Granger causality test with Eviews Statistic Software this paper drew the following conclusion: (1)the agricultural industrial structure optimization and agricultural economic growth has a signi fi cantly positive correlation and it is to say that agricultural industrial structure optimization obviously promotes the growth of the agricultural economy. Per percentage’s growth of agricultural industrial structure optimization can brought 4.72% growth of the total agricultural economy; (2) the growth of the agricultural economy can play a positive role in promoting agriculture industrial structure optimization, however, the effect is not signi fi cant; (3) the optimization of agricultural industrial structure and the growth of agricultural economy has a certain two-way Granger causality and the relationship is long-term stable .

agricultural industrial structure optimization; agricultural economic growth; unit root test ; co-integration test; Granger causality test

S7-05

A

1673-923X(2017)06-0119-06

10.14067/j.cnki.1673-923x.2017.06.020

2016-10-21

湖南省社會科學基金項目“農業(yè)產業(yè)化龍頭企業(yè)財政扶持政策績效研究-基于湖南省的實證分析”（14YBA207）；中國煙草總公司湖南省公司重點科技項目“湖南煙農專業(yè)合作社運行機制與績效評價體系研究及應用（14-15ZDBa08）

王 紅，副教授，博士研究生；E-mail：wanghongyx@sohu.com

王 紅，王鄂湘. 農業(yè)產業(yè)結構優(yōu)化調整與農業(yè)經濟增長關系研究——以湖南省為例[J].中南林業(yè)科技大學學報，2017,37(6): 119-124.

[本文編校：吳 彬]