楊甜甜 王慧

摘 要：選取1978—2016年時間序列數(shù)據(jù)，通過構建演進測度方法和計量經(jīng)濟模型來實證研究山東省農業(yè)產業(yè)結構演進的總體特征及影響因素，以期為供給側改革條件下的農業(yè)結構升級提供參考和借鑒。研究表明，改革開放以來，山東省區(qū)域產業(yè)結構演進與經(jīng)濟社會發(fā)展水平、農業(yè)生產資源稟賦、農業(yè)生產經(jīng)營條件和市場需求等因素之間存在長期均衡關系。

關鍵詞：農業(yè)產業(yè)結構;演進;影響因素;山東省

中圖分類號：F327 ? ? ? ?文獻標志碼：A ? ? ?文章編號：1673-291X（2019）18-0029-03

改革開放以來，隨著經(jīng)濟的快速發(fā)展，我國農業(yè)結構不斷升級。新時期，我國農業(yè)生產的結構性矛盾依然存在，基于供給側改革的新一輪農業(yè)結構調整是我國現(xiàn)代化農業(yè)產業(yè)體系構建的關鍵問題之一。

作為農業(yè)和人口的大省，山東省農業(yè)人均占有資源少。隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化進程的加快，農業(yè)生產面臨農產品質量不高、供需矛盾突出和農業(yè)區(qū)域結構雷同、地區(qū)優(yōu)勢發(fā)揮不充分、農業(yè)效益不高和農產品競爭力不強等問題[1～2]。因此，對1978年以來山東省農業(yè)產業(yè)結構演進趨勢和影響因素的探討，有助于把握區(qū)域農業(yè)結構演進的規(guī)律與機理，為新時期山東省農業(yè)產業(yè)結構的調整與優(yōu)化提供參考。

一、研究方法

為了能夠更加深入地研究農業(yè)產業(yè)結構演進趨勢變化規(guī)律，本文運用農業(yè)產業(yè)結構演進指數(shù)[3]，探析山東省農業(yè)產業(yè)結構演進的趨勢和速度變化特征。其計算公式為：

ASIt=

式中，t代表年份，m表示農業(yè)產業(yè)部門（主要包括種植業(yè)、林業(yè)、畜牧業(yè)和漁業(yè)），Qmt表示第m種農業(yè)產業(yè)部門在t年份的生產總值，Qt表示在t年份農業(yè)產業(yè)總產值。

本文采用長期均衡方程模型[4]。由于農業(yè)產業(yè)結構演進的特征與形成因素存在非線性關系，因此使用非線性函數(shù)來表示它們之間的關系。設農業(yè)產業(yè)結構演進特征指數(shù)為Yt，影響演進特征指數(shù)形成的因素有N種，設為Xnt（n=1，2，…，n），則它們之間的關系模型為：

lnYt=lnA+？姿1lnX1t+？姿2ln？錐2t+…+？姿ntln？錐nt+ut

式中，Yt表示各年農業(yè)產業(yè)結構演進特征指數(shù)，X1t、X2t、X3tt、...、Xnt表示研究期內（t=1，2，…，T），對農業(yè)產業(yè)結構演進具有重要影響的N種因素，？姿1，？姿2，…，？姿n為這N種因素對農業(yè)產業(yè)結構演進特征形成的作用貢獻，A表示N種因素協(xié)同作用對農業(yè)產業(yè)結構演進的影響，是一個指數(shù)模型。

二、山東省農業(yè)產業(yè)結構演進

農業(yè)產業(yè)結構演進是現(xiàn)代農業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的重要體現(xiàn)。隨著農業(yè)經(jīng)濟發(fā)展，山東省農業(yè)結構演進整體上呈現(xiàn)出逐漸趨于多元化的現(xiàn)代農業(yè)結構特征。單一農業(yè)結構逐漸被打破。在產值結構中，種植業(yè)占比由1978年的82.93%下降至2016年的49.77%;林牧漁業(yè)占比分別由1978年的1.77%、11.93%和3.38%增加至2016年的1.58%、27.24%和15.93。

通過對演進指數(shù)的計算，可以將改革開放以來山東省農業(yè)結構變化分為四個階段。一是1978—1984年：緩慢變動階段。在此階段，農業(yè)產業(yè)演進指數(shù)由0.703下降至0.651。二是1985—1993年：快速變動階段。在此期間，演進指數(shù)由0.59下降至0.40。種植業(yè)占絕對主導地位的單一農業(yè)結構形態(tài)被打破，產業(yè)結構形態(tài)向多樣化方向發(fā)展。三是1994—2004年：平穩(wěn)變動階段。演進指數(shù)基本在0.40左右;農業(yè)結構變動較小，演進速度保持平穩(wěn)，農業(yè)產業(yè)結構演進的層次和水平不斷提高。四是2005—2016年：緩慢變動和調整優(yōu)化階段。其農業(yè)產業(yè)結構演進指數(shù)緩慢下降，數(shù)值由0.40下降至0.35，演進速度出現(xiàn)小幅度波動?？傮w上看，改革開放以來山東省農業(yè)結構變化呈現(xiàn)出前快后慢，結構轉換漸趨平緩的演進特征。這種演進趨勢的形成，主要源于影響農業(yè)結構調整的要素及其組合的變化。

三、山東省農業(yè)產業(yè)結構演進影響因素分析

（一）變量選取

借鑒上述研究成果，結合農業(yè)經(jīng)濟理論，本文從經(jīng)濟社會發(fā)展水平、農業(yè)生產資源稟賦、農業(yè)生產經(jīng)營條件和市場需求四方面對農業(yè)產業(yè)演進影響因素進行定量分析。選取城鎮(zhèn)化率、人均GDP和非農產業(yè)的產值占比作為經(jīng)濟社會發(fā)展水平的解釋變量，選取農業(yè)勞動力、年末耕地面積作為農業(yè)資源稟賦的解釋變量，選取耕地灌溉率、農機總動力、農業(yè)科技成果數(shù)量、財政支農支出和人均糧食占有量作為農業(yè)生產經(jīng)營條件的解釋變量，選取居民家庭糧食消費水平、居民家庭肉類消費水平和居民消費絕對額作為市場需求條件的解釋變量。

（二）模型檢驗與修正

運用長期均衡方程模型，對影響山東省農業(yè)產業(yè)結構演進的要素及組合變化進行定量分析，具體的檢驗及分析過程如下：

1.ADF檢驗。為了避免“偽回歸”，首先對原始數(shù)據(jù)進行ADF檢驗[5]。結果顯示，這12個變量均具有非平穩(wěn)性。因此，利用差分法對非平穩(wěn)的變量進行處理，差分后的數(shù)據(jù)均通過了1%顯著性水平檢驗，各變量均為一階單整。

2.協(xié)整檢驗?；谇拔慕⒌幕貧w方程（長期均衡方程）進行回歸，回歸方程具體表示為：

logASI=0.623logurbn+1.165loggdp-0.352logngdp+0.636log labo-0.635logacre+0.254logirri+0.573logmech+0.014logtech+0.798logcapi+0.538logpgrai-0.168loggrai+0.764logmeat+0.267 logabso

回歸估計結果表示，除了農業(yè)科技成果數(shù)和居民消費絕對額以外，其他的變量均通過統(tǒng)計性檢驗。在影響農業(yè)產業(yè)結構的這些因素中，非農GDP占比、年末耕地面積和居民人均糧食消費水平為負向關系外，其他變量均表示為正向關系;在這13個影響因素中，人均GDP的影響最大，支農支出、農業(yè)勞動人口、居民家庭人均肉類消費水平、年末耕地面積、城鎮(zhèn)化率、農機總動力和人均糧食占有量的影響次之，耕地灌溉率、非農GDP占比的影響作用較小。由于以上分析不能確定這種均衡關系是否具有因果關系，所以對自變量和因變量進行Granger因果檢驗，其檢驗結果與回歸估計結果基本保持一致，說明回歸結果具有一定的合理性。

3.建立誤差修正模型。由于對包含殘差序列的長期均衡方程進行回歸，所得到的結果顯示農業(yè)科技經(jīng)費的投入數(shù)量和居民消費絕對額數(shù)值沒有通過檢驗，所以在建立的誤差修正模型中加入各變量前一期一階差分項，重復以上的檢驗過程，最后只留顯著性的變量，最終得到誤差修正模型，其估計結果（如下表所示）。

其方程表示為：

logASI=3.895+0.432Dlogurbn+0.864Dloggdp-0.318Dlogngdp+0.796Dloglabo-0.165Dlogacre+0.479Dlogirri+0.201Dlogmech+0.538Dlogcapi+0.358Dlogpgrai-0.236Dloggrai+0.528Dlogmeat+0.635Dlogcapi（-1）+0.372Dlogmech（-1）-0.211Dloggrai（-1）-0.725ECM（-1）

（三）計量結果分析

經(jīng)濟社會發(fā)展水平對山東省農業(yè)產業(yè)結構演進具有重要影響。山東省人均GDP、城鎮(zhèn)化率和非農產值占比均通過顯著性檢驗，人均GDP作用力最強。隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化進程的推進，經(jīng)濟社會發(fā)展水平的提高為農業(yè)結構升級提供基礎動力。經(jīng)濟社會發(fā)展為農業(yè)生產發(fā)展提供各種技術、裝備條件，在提高農業(yè)生產力水平基礎上促進農業(yè)結構升級，同時，經(jīng)濟社會發(fā)展也為農產品生產提供了廣闊而又多元化的市場條件，誘導農業(yè)結構調整。

農業(yè)資源稟賦也是農業(yè)產業(yè)結構演進形成的重要推動力量。相對于耕地面積，農業(yè)勞動力要素顯著性水平較高（5%），對農業(yè)產業(yè)結構演進作用力更強。耕地面積對農業(yè)產業(yè)結構演進具有負向作用，因此確保一定規(guī)模的耕地面積是現(xiàn)代農業(yè)結構構建的重要基礎條件。

農業(yè)生產經(jīng)營條件中的耕地灌溉率、農機總動力、支農支出和人均糧食占有量均通過顯著性檢驗，并且對農業(yè)產業(yè)結構演進特征的形成具有正向的影響。其中，財政支農支出對農業(yè)結構演進作用最強，說明制度政策的制定在農業(yè)產業(yè)演進過程中發(fā)揮了不可替代的作用。

市場條件中的居民家庭人均糧食消費水平和居民家庭人均肉類消費水平通過顯著性檢驗，說明農產品的市場需求對農業(yè)產業(yè)結構演進特征具有一定的誘導和約束作用。改革開放以來，隨著居民膳食結構的改善，人均肉類消費量增加對區(qū)域農業(yè)結構演進的促進作用比較明顯。

財政支農支出、農機總動力和家庭人均糧食消費量對山東省農業(yè)結構演進的影響具有“滯后性”。其中，財政支農支出的正向作用強度最大，說明區(qū)域財政分配制度對農業(yè)產業(yè)結構的演進具有預期性的效應。誤差修正項系數(shù)的大小反映了對長期均衡的一個調整力度。從模型計算的系數(shù)估計值（-0.725）來看，當短期波動偏離了長期均衡的時候，將以（-0.725）的調整力度將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)。

四、結論與啟示

研究結果表明：首先，1978—2016年，山東省農業(yè)產業(yè)結構趨于多元化，演進階段性差異明顯，總體呈現(xiàn)先快后慢，結構升級漸趨平緩的特征。其次，山東省農業(yè)產業(yè)結構演進受經(jīng)濟社會發(fā)展水平、農業(yè)生產資源稟賦、農業(yè)生產經(jīng)營條件和市場需求等多種因素影響。從長期來看，山東省人均GDP、農業(yè)勞動力、財政支農支出對山東省農業(yè)產業(yè)結構演進具有比較大的推動作用，而農機總動力、居民糧食消費水平、耕地灌溉率和耕地面積對農業(yè)產業(yè)結構演進的推動作用相對較小。最后，從短期來看，財政支農支出作為政策制度要素，上一期的投入狀況對本期的影響較為顯著。

從上述研究結論可見，推動區(qū)域現(xiàn)代多元化農業(yè)結構的形成，必須依托經(jīng)濟社會發(fā)展帶來的人均國民產值的增加。國民經(jīng)濟的整體發(fā)展，是農業(yè)經(jīng)濟獲得全面發(fā)展的重要條件。農業(yè)勞動力數(shù)量與農業(yè)結構演進關系密切。改革開放以來，尤其是新世紀，隨著大批青年“逃離”鄉(xiāng)村，我國農村勞動力老化問題日益突出。鄉(xiāng)村振興條件下，要實現(xiàn)農業(yè)生產方式和經(jīng)營方式現(xiàn)代化，推進農業(yè)結構轉型升級都需要一定規(guī)模和質量的鄉(xiāng)村勞動力。因此，必須制定相關政策和措施，激勵勞動者在鄉(xiāng)村就業(yè)和創(chuàng)業(yè)。財政支農支出對農業(yè)結構演進的影響具有長期性和“滯后性”。確保支農支出規(guī)模的穩(wěn)定增加，有利于改善農業(yè)生產條件，推進農業(yè)結構持續(xù)升級。

參考文獻：

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