程潛CHENG Qian

（成都信息工程大學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)院，成都610103）

0 引言

農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是一個國家或地區(qū)農(nóng)業(yè)內(nèi)部各產(chǎn)業(yè)部門的組成及其相互間的關(guān)系，它包括種植業(yè)、林業(yè)、牧業(yè)、漁業(yè)之間的產(chǎn)值構(gòu)成及其內(nèi)在關(guān)系。隨著我國經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，拉動經(jīng)濟(jì)傳統(tǒng)的“三駕馬車”對經(jīng)濟(jì)的拉動作用減弱，則需要完善技術(shù)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)來拉動經(jīng)濟(jì)的增長。而我國的農(nóng)村農(nóng)業(yè)發(fā)展一直存在農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理的問題。因此，造成了農(nóng)業(yè)的低收益、大部分農(nóng)民增產(chǎn)不增收的狀況。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的問題整改迫在眉睫，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整狀況直接與廣大人民的收入水平和城鄉(xiāng)人民物質(zhì)文化水平掛鉤。

1 四川省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整現(xiàn)狀

1.1 四川省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)概況

我國西部地區(qū)幅員遼闊，具有豐富多樣的物種資源，有較大發(fā)展農(nóng)業(yè)的潛力和優(yōu)勢。截止2017 年，四川省農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值達(dá)到6785.64 萬億元。四川作為全國育種的大省，擁有多種多樣的農(nóng)作物種類，在優(yōu)質(zhì)農(nóng)作物中，油菜、小麥、水稻等尤為突出；此外，四川也擁有大量優(yōu)良的地方畜禽品種。但另一方面，一定區(qū)域內(nèi)的產(chǎn)業(yè)同質(zhì)化現(xiàn)象嚴(yán)重。而林業(yè)發(fā)展力度不夠，產(chǎn)業(yè)附加值較低，優(yōu)質(zhì)產(chǎn)品供給不足。同時，農(nóng)業(yè)資源面臨著較大的環(huán)境壓力，農(nóng)業(yè)防災(zāi)減災(zāi)形勢日趨嚴(yán)峻，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整升級壓力較大。

1.2 四川省農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整基本情況

近年來，四川省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的進(jìn)程在不斷加快，農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)朝向好的趨勢發(fā)展。根據(jù)表1 的數(shù)據(jù)可以得出，自1980 年以來，四川省不斷優(yōu)化農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，農(nóng)林牧漁生產(chǎn)總值從1980 年的136.92 億元，增長到2017 年的6785.64 億元；種植業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的比重呈下降的趨勢，由1980 年的71.63%下降到2017 年的59.01%；畜牧業(yè)產(chǎn)值的比重呈不斷升的趨勢，由1980 年的24.88%上升到2017 年的32.42%，林業(yè)產(chǎn)值比重由1980 的3.07%到5.11%；四川省漁業(yè)同全國平均水平還有較大的差距，但其比重呈不斷上升的趨勢，由1980 年的0.4%上升到2017年的3.46%。

2 四川省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)

2.1 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率模型

本文采用產(chǎn)值比率變動的測算方法來測算農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率。地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的增長率由兩個因素決定：一是農(nóng)業(yè)各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的增長率；二是農(nóng)林牧漁各產(chǎn)值占總產(chǎn)值的比重。具體方法如下：

式（1）中，M 代表農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的增長率，Ci代表各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值的比重，Mi代表各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的增長率。

農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)主要是通過實(shí)際農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值增長率與依據(jù)該模型測算的增長率之間的差額來計(jì)算的，即公式：

式（2）中，W 代表貢獻(xiàn)率，N 代表實(shí)際農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值增長率，M 代表測算的農(nóng)林牧漁生產(chǎn)總值的增長率。

2.2 四川省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的貢獻(xiàn)率

運(yùn)用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率模型測算四川省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的貢獻(xiàn)率。保持2017 年的增長率不變，依據(jù)公式（1）公式（2）計(jì)算可以得出，1980 年農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的貢獻(xiàn)率為-1.36%，以此類推，2012 年、2013 年、2014 年、2015 年、2016 年的貢獻(xiàn)率分別為1.37%、1.23%、1.05%、1.04%和0.62%。從以上數(shù)據(jù)可以看出，四川省政府實(shí)行調(diào)整農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的相關(guān)政策是有效的。但貢獻(xiàn)率始終圍繞在1%波動，表明四川農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用比較微弱。故本文特此建立以下模型，對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的內(nèi)部關(guān)系及其調(diào)整作出科學(xué)準(zhǔn)確的分析。

表1 2008-2017 年四川省農(nóng)林牧漁各產(chǎn)值及其比重

3 實(shí)證分析

3.1 數(shù)據(jù)選取

回歸分析所采取的數(shù)據(jù)樣本是1980-2017 的時間序列數(shù)據(jù)，選取X1：農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)值指數(shù)、X2：林業(yè)產(chǎn)業(yè)值指數(shù)、X3：牧業(yè)產(chǎn)業(yè)值指數(shù)、X4：漁業(yè)產(chǎn)業(yè)值指數(shù)作為解釋變量、選取Y：農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值指數(shù)作為被解釋變量。為解決可能存在的異方差問題，對數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)化處理，收集并采用1980-2017 年共30 個樣本量。

3.2 構(gòu)建模型

為了具體分析解釋變量對被解釋變量影響程度、方向及期顯著性，即測度農(nóng)林牧漁各產(chǎn)業(yè)對四川省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值的彈性。

不同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀態(tài)下確定的的生產(chǎn)函數(shù)可以寫為：

式中，Y 表示總產(chǎn)出，Xi表示第i（i=1，2，…，n）產(chǎn)業(yè)部門的產(chǎn)出，A 為技術(shù)及制度等因素。對式（3）進(jìn)行全微分可得：

因此，我們可以用下面這個模型來測算產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)：

3.3 模型分析

3.3.1 初步回歸結(jié)果

利用普通最小二乘回歸得到結(jié)果如表2。

表2 回歸結(jié)果一

從回歸結(jié)果中可以看出，R-squared=0.9997，表明所有變量的聯(lián)合解釋能力為99.97%，方程擬合效果較好。F 統(tǒng)計(jì)量為23137.1，其對應(yīng)Prob.值為0，表明在5%的顯著性水平下，方程總體具備解釋能力。且變量對應(yīng)的T 統(tǒng)計(jì)量較大，可得知lnX1，lnX2，lnX3，lnX4的回歸系數(shù)顯著。

3.3.2 異方差檢驗(yàn)

采用white 檢驗(yàn)對模型的異方差進(jìn)行檢驗(yàn)，得到結(jié)果如表3。

表3 White 檢驗(yàn)

從white 檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，Obs*R -squared 為4.7608，對應(yīng)的prob.值為0.3127，由0.3127＞0.05，表明模型不存在異方差問題，從側(cè)面反映了取對數(shù)在某種程度上能夠消除模型的方差問題，此模型結(jié)果如下：

lnY=-1.341+0.503lnX1+0.109lnX2+0.768lnX3-0.206lnX4

由于lnX4的系數(shù)為負(fù)，明顯不符合經(jīng)濟(jì)學(xué)常識，本文認(rèn)為存在多重共線性問題，導(dǎo)致系數(shù)估計(jì)有偏。

3.3.3 共線性檢驗(yàn)與嶺回歸調(diào)整

對共線性進(jìn)行檢驗(yàn)如表4。

從檢驗(yàn)結(jié)果中可以看出，所有變量的VIF 值均大于10，存在嚴(yán)重的多重共線性問題。本文試采用逐步回歸，發(fā)現(xiàn)并無法剔除變量，因?yàn)樗凶兞烤ㄟ^顯著性檢驗(yàn)，但是基于共線性問題，用普通最小二乘估計(jì)線性回歸方程系數(shù)時，會產(chǎn)生較大的偏差。為了消除回歸方程的多重共線性所帶來的誤差，本文采用嶺回歸估計(jì)可以消除回歸方程的多重共線性所帶來的誤差。得到結(jié)果如表5。

表4 VIF 方差膨脹因子檢驗(yàn)

表5 步長值與結(jié)果

從表5 可得，在K=0.35 時，回歸系數(shù)開始趨于穩(wěn)定，從圖1 中也可以看出，將不同K 值時各變量的回歸系數(shù)連成的曲線，可見當(dāng)K 到達(dá)0.35 附近時，三條嶺跡都開始變得平穩(wěn)，這和前面的結(jié)論相一致。

得到嶺回歸結(jié)果如表6。

相應(yīng)的決定系數(shù)為0.9891,雖然沒有原方程的0.9997高，但方程中所有變量的系數(shù)均為正，符合經(jīng)濟(jì)意義常識。也就是說，嶺回歸通過丟棄少量的信息，換來了方程系數(shù)的合理估計(jì)。接下來對模型進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)。

3.3.4 自相關(guān)檢驗(yàn)

運(yùn)用LM 檢驗(yàn)方法進(jìn)行檢驗(yàn)，得到結(jié)果如表7。

從P 值為0.3442，大于0.05 可知，在5%的顯著性水平下，不存在自相關(guān)問題，即認(rèn)為模型不存在自相關(guān)問題。

得到最終的回歸模型如下：

圖1

表6 嶺回歸結(jié)果

表7 LM 檢驗(yàn)

lnY=0.752+0.354lnX1+0.194lnX2+0.180lnX3+0.099lnX4

4 結(jié)論與建議

4.1 農(nóng)林牧漁各個產(chǎn)業(yè)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長影響的產(chǎn)出彈性不同

通過上述分析得知，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)指數(shù)、林業(yè)產(chǎn)業(yè)指數(shù)、牧業(yè)產(chǎn)業(yè)指數(shù)、漁業(yè)產(chǎn)業(yè)指數(shù)農(nóng)林牧漁業(yè)各產(chǎn)值對農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值指數(shù)均有顯著正向影響對拉動農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值而言，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)指數(shù)最大，林業(yè)產(chǎn)業(yè)指數(shù)次之，牧業(yè)產(chǎn)業(yè)指數(shù)再次之，而漁業(yè)最低，僅有0.099%。

4.2 種植業(yè)對四川省的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)有較強(qiáng)的拉動作用

農(nóng)業(yè)對農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值指數(shù)產(chǎn)出彈性為0.35，是產(chǎn)出彈性最高的，證明農(nóng)業(yè)在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)中的作用是巨大的。農(nóng)業(yè)最為重要的則是種植業(yè)其比例幾乎占據(jù)了農(nóng)業(yè)的90%。如種植業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)存在著不合理，產(chǎn)出效率和效益低；但是從另一個角度講，隨著人們對種植業(yè)的需求量逐漸降低是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變的不斷趨勢，但上述分析結(jié)果可知，種植業(yè)對四川省的經(jīng)濟(jì)勞動作用是巨大的。因此，我們應(yīng)該在農(nóng)業(yè)供給側(cè)方面進(jìn)行調(diào)整，滿足市場需求，從而使四川省的整個農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)和農(nóng)民收入邁上一個新的臺階。

4.3 林業(yè)對經(jīng)濟(jì)拉動作用成效顯著

林業(yè)對農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值指數(shù)產(chǎn)出彈性為0.194，而在2009 年業(yè)對農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值指數(shù)產(chǎn)出彈性0.092，并且已超過畜牧業(yè)，可以看出林業(yè)對四川省經(jīng)濟(jì)拉動作用越來越大。截至2018 年，四川已成為全國第二大林區(qū)；林業(yè)是現(xiàn)代基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)體系的有機(jī)部分，在生態(tài)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會方向、文化宣傳以及低碳等多重領(lǐng)域發(fā)揮各項(xiàng)功能。此外，林業(yè)工程營造的良好的生態(tài)環(huán)境會對農(nóng)業(yè)其他板塊的經(jīng)濟(jì)與發(fā)展產(chǎn)生積極的影響。

4.4 畜牧業(yè)仍然是四川省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)

畜牧業(yè)對農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值指數(shù)產(chǎn)出彈性為0.180，相比2009 年以來有所增長但是增長幅度較小。近年來，四川生豬、水禽、肉兔、蜜蜂生產(chǎn)繼續(xù)保持全國第一大省地位，畜牧業(yè)成為農(nóng)業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的支柱產(chǎn)業(yè)和農(nóng)民增收的重要來源，具有良好的發(fā)展前景，將為四川省的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)出巨大的能量。

4.5 漁業(yè)已成為成為四川農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長不可或缺的一環(huán)

漁業(yè)對農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值指數(shù)產(chǎn)出彈性為0.099。近年來，四川省不斷優(yōu)化漁業(yè)結(jié)構(gòu)，漁業(yè)經(jīng)濟(jì)在助農(nóng)增收、繁榮農(nóng)村經(jīng)濟(jì)中的作用不可替代，漁業(yè)已成為四川省農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的重點(diǎn)。四川省現(xiàn)代漁業(yè)的產(chǎn)業(yè)地位和作用對推進(jìn)四川省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展具有重要意義，并將越發(fā)為四川農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)出自己的一部分力量。