陳 茜

(云南省科學(xué)技術(shù)館，云南 昆明 650000)

0 引言

新常態(tài)下，國內(nèi)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨前所未有的挑戰(zhàn)[1]。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的核心是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，如何實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化和高級化是相關(guān)學(xué)者和專家共同關(guān)注的話題[2]。目前，國內(nèi)外有關(guān)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化兩者的研究取得較大成績。通過柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)建立的模型分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響因素是最常探討的話題，但很少學(xué)者對特定區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)行分析，同時(shí)特定區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化也面臨相對較多問題[3]。鑒于此，本文以我國中部地區(qū)為例，結(jié)合理論模型和實(shí)證分析兩個(gè)層面探討作用機(jī)制，從合理化和高級化兩個(gè)方面闡釋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的影響，希望研究結(jié)果為國內(nèi)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展提供數(shù)據(jù)參考。

1 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的相關(guān)性

成熟的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化理論有配第-克拉克定理、庫茲涅茨法則、錢納里世界發(fā)展模型和劉易斯的“二元結(jié)構(gòu)理論”。錢納里世界發(fā)展模型認(rèn)為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響因素為水平提高、結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化和數(shù)量擴(kuò)張3個(gè)方面，并根據(jù)人均國民收入水平將農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展分為4個(gè)等級。余可等[4]研究分析了東部區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用機(jī)制。

根據(jù)中國統(tǒng)計(jì)年鑒，2009—2019年中部區(qū)域3大產(chǎn)業(yè)比值變化如圖1所示。近10年中，第一產(chǎn)業(yè)的比值逐年減低，2009年的比值為14.5%，2018年的比值為8.9%。第二產(chǎn)業(yè)的比值仍然表現(xiàn)出降低的趨勢，且在2019年的比值最低，為43%。第三產(chǎn)業(yè)的比值表現(xiàn)出逐年遞增的趨勢，從2009年的占比36.5%增加至2018年45.6%。整體可以看出，第三產(chǎn)業(yè)逐年出現(xiàn)遞增的趨勢，而第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)的比值逐年出現(xiàn)遞減的趨勢。同時(shí)第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)從事人員逐年遞減，而第三產(chǎn)業(yè)的從事人員逐年遞增，最終三者的從業(yè)人員穩(wěn)定在均衡的30%～40%的取值范圍間。

中部區(qū)域產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)變化逐漸高級化和合理化。2009—2019年，中部區(qū)域第一產(chǎn)業(yè)內(nèi)部比值變化如圖2所示。2019年我國國內(nèi)生產(chǎn)總值990 865億元，同比2018年增長6.1%。其中第一產(chǎn)業(yè)總值、第二產(chǎn)業(yè)總值、第三產(chǎn)業(yè)總值分別為70 467億元、386 165億元、534 233億元。中部區(qū)域的生產(chǎn)總值218 737億元。第一產(chǎn)業(yè)占比為7.1%。第一產(chǎn)業(yè)中農(nóng)業(yè)、牧業(yè)、林業(yè)、漁業(yè)的占比分別為66.7%、18.3%、8.6%和6.4%。近10年來，中部區(qū)域第一產(chǎn)業(yè)中農(nóng)業(yè)的占比均在70%左右，且逐年緩慢遞增。牧業(yè)的占比稍稍弱于農(nóng)業(yè)，且逐年遞增。而林漁業(yè)的占比均在10%以下。

目前，中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在以下主要問題，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展協(xié)調(diào)性不足、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化速度緩慢和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏離度大[5-6]。第一產(chǎn)業(yè)的比值過高，但創(chuàng)造的財(cái)富比例并不協(xié)調(diào)，第二產(chǎn)業(yè)占據(jù)主導(dǎo)地位，第三產(chǎn)業(yè)的占比過低，以現(xiàn)代金融、通訊為代表的行業(yè)發(fā)展較為緩慢。中部區(qū)域的第三產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)水平低于全國平均水平，無法滿足產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人員數(shù)量每年增長約1%左右，低于全國平均水平3%。研究使用錢鈉里標(biāo)準(zhǔn)評定中部地區(qū)的發(fā)展?fàn)顩r，錢鈉里標(biāo)準(zhǔn)模式評判如表1所示。中部區(qū)域劃分為人均GDP為2000～3000美元的階段。根據(jù)產(chǎn)業(yè)份額和人員比例，第一產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)比例明顯低于標(biāo)準(zhǔn)，而第二產(chǎn)業(yè)的比例高于標(biāo)準(zhǔn)。但第一產(chǎn)業(yè)人員配比高于標(biāo)準(zhǔn)，而第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)的人員比例遠(yuǎn)低于標(biāo)準(zhǔn)。

表1 錢納里標(biāo)準(zhǔn)模式評判Tab.1 Evaluation of Chenery standard model

2 最小二乘法回歸模型

研究構(gòu)建普通最小二乘法(ordinary least squares，OLS)回歸模型，分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化優(yōu)化對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，選取分析結(jié)構(gòu)合理化程度，同時(shí)利用Moore結(jié)構(gòu)變化值分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化程度[7]。

泰爾指數(shù)是評定區(qū)域或者個(gè)體間不對稱關(guān)系的重要指標(biāo)，同時(shí)也是產(chǎn)業(yè)合理化的重要指標(biāo)。研究借鑒前人采用的泰爾指數(shù)評定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化，具體如式(1)所示。

(1)

式中TL——泰爾指數(shù)

Y——產(chǎn)業(yè)增加值

i——第i產(chǎn)業(yè)

n——產(chǎn)業(yè)部門數(shù)

L——總從業(yè)人員數(shù)量

泰爾指數(shù)綜合體現(xiàn)就業(yè)比例和生產(chǎn)總值對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的影響，其結(jié)合3大產(chǎn)業(yè)的比值，是一個(gè)客觀評判產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的指標(biāo)。依據(jù)經(jīng)典的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)理論，3大產(chǎn)業(yè)的效率一致。泰爾指數(shù)值越接近0時(shí)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)就越為合理。

Moore結(jié)構(gòu)測定法的評價(jià)指標(biāo)為兩個(gè)時(shí)期內(nèi)兩組向量的夾角，該方法以向量的空間夾角作為理論基礎(chǔ)，利用空間向量原理組成n維向量，如式(2)所示[8]。

(2)

Mit——第i產(chǎn)業(yè)增加值在總產(chǎn)值的占比

Mit+1——報(bào)告期第i產(chǎn)業(yè)增加值在總產(chǎn)值的占比

研究采用多元回歸模型分析泰爾指數(shù)和Moore結(jié)構(gòu)變化值對中部區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響，模型如式(3)所示。

yi=β1+β2TLi+β3Mi+μi

(3)

式中μi——隨機(jī)干擾項(xiàng)

β1、β2、β3——參數(shù)

第一產(chǎn)業(yè)農(nóng)林牧漁4個(gè)部門對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)率計(jì)算模型如式(4)所示。

Y′=α+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6+ε

(4)

式中Y′——研究區(qū)域生產(chǎn)總值

X1、X2、X3、X4——農(nóng)、林、牧、漁業(yè)部門生產(chǎn)總值

X5、X6——第一產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)的增加值

α——常數(shù)項(xiàng)

β1—β6——農(nóng)、林、牧、漁、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)系數(shù)

ε——隨機(jī)誤差

變量序列接受前者而拒絕后者，則該序列存在單位根，為不平穩(wěn)序列，否則，該序列不存在。此次研究采用ADF檢驗(yàn)法進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，防止出現(xiàn)虛假回歸或者偽回歸的情況，驗(yàn)證所使用的數(shù)據(jù)是否為平穩(wěn)的時(shí)間序列，便于驗(yàn)證所提出模型的性能[9-10]。變量序列{yt}檢驗(yàn)表達(dá)式為

(5)

式中p——滯后階數(shù)

t——時(shí)間趨勢

c——常數(shù)項(xiàng)

此檢驗(yàn)零假設(shè)與備選假設(shè)分別用H0∶?=0和H0∶?<0表示，假如接受H0∶?=0，拒絕H0∶?<0，則表示該序列存在單位根，且此變量序列為非穩(wěn)序列，否則，該變量序列為平穩(wěn)序列。鑒于不平穩(wěn)數(shù)據(jù)通常情況下也可以表現(xiàn)出穩(wěn)定的線性關(guān)系，研究采用協(xié)整檢驗(yàn)數(shù)據(jù)偽回歸情況[11-12]。研究采用Granger因果檢驗(yàn)自變量和因變量是否存在因果關(guān)系。

3 影響分析

3.1 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化

采用Eviews10.0軟件分析結(jié)構(gòu)合理化對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響，首先通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性，lnY和D(lnY)兩變量以及TL和D(TL)兩個(gè)變量的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果如圖3所示。lnY和TL兩個(gè)變量ADF的統(tǒng)計(jì)量均高于10%水平下的臨界值。這說明原假設(shè)被認(rèn)可，時(shí)間變量均存在單位根，且屬于非平穩(wěn)序列。經(jīng)過一階處理之后，D(lnY)在1%、5%和10%置信度水平下的臨界值依次為-3.737 853、-2.991 878、-2.635 542，這3個(gè)值的臨界值均大于ADF統(tǒng)計(jì)值-5.446 148。D(TL)分別在1%、5%和10%置信度水平下的臨界值依次為-3.724 074、-2.986 225、-2.632 604，這3個(gè)值的臨界值均大于ADF統(tǒng)計(jì)值-3.556 968。因此二個(gè)變量均沒有單位根，時(shí)間序列為平穩(wěn)性序列，同時(shí)為一階單整序列。

圖3 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果Fig.3 ADF unit root test results

試驗(yàn)利用Eviews10.0軟件進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，判斷農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長和中部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化是否具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。原假設(shè)協(xié)整向量數(shù)量為0時(shí)，跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量23.453 46大于5%置信度水平下的臨界值15.342 43，因此原假設(shè)不成立；原假設(shè)協(xié)整向量數(shù)量為1時(shí)，5%置信度水平下的臨界值3.567 45大于跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量2.345 456，因此原假設(shè)正確。原假設(shè)協(xié)整向量數(shù)量為0時(shí)，最大特征值統(tǒng)計(jì)量15.235 3大于5%置信度水平下的臨界值14.445 47，因此原假設(shè)不成立；原假設(shè)協(xié)整向量數(shù)量為1時(shí)，5%置信度水平下的臨界值3.565 25大于跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量2.345 6，因此原假設(shè)正確。結(jié)構(gòu)合理化能促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。

表2 協(xié)整檢驗(yàn)中跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值檢驗(yàn)結(jié)果Tab.2 Test results of trace statistics and maximum eigenvalue in cointegration test

研究選取30組樣本數(shù)，依次進(jìn)行滯后期數(shù)1、2、3、4、5的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。*、**、***分別表示1%、5%、10%下具有顯著水平，括號內(nèi)的數(shù)據(jù)表示t值。可以看出，在滯后1期、滯后2期、滯后3期、滯后4期和滯后5期條件下，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長兩者互為因果關(guān)系。通過OLS估計(jì)，可以得到回歸方程。模型擬合度97%，同時(shí)變量的P值非常顯著。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化兩者呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。當(dāng)TL值降低1%，GDP將增加3.346%，此時(shí)經(jīng)濟(jì)增長越快，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越合理。

表3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)Tab.3 Granger causality test

3.2 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化

研究分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響，lnY和D(lnY)兩個(gè)變量以及M和D(M)兩個(gè)變量的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果如圖4所示。lnY和M兩個(gè)變量的ADF的統(tǒng)計(jì)量分別為-1.312 4和-1.555 317，分別均高于10%水平下的臨界值-2.638 23和-2.629 906。這說明原假設(shè)被認(rèn)可，時(shí)間變量均存在單位根，且屬于非平穩(wěn)序列。經(jīng)過一階處理之后，D(lnY)在1%、5%和10%置信度水平下的臨界值依次為-3.737 853、-2.981 038、-2.629 906，這3個(gè)值的臨界值均大于ADF統(tǒng)計(jì)值-4.239 834。D(M)在1%、5%和10%置信度水平下的臨界值依次為-3.724 07、-2.986 225、-2.632 604，這3個(gè)值的臨界值均大于ADF統(tǒng)計(jì)值-3.897 234。因此二個(gè)變量均沒有單位根，時(shí)間序列為平穩(wěn)性序列，同時(shí)為一階單整序列。

圖4 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果Fig.4 ADF unit root test results

利用Eviews10.0軟件進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，判斷農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長和中部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化是否具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。原假設(shè)協(xié)整向量數(shù)量為0時(shí)，跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量18.635 5大于5%置信度水平下的臨界值為15.454 35，因此原假設(shè)不成立；原假設(shè)協(xié)整向量數(shù)量為1時(shí)，5%置信度水平下的臨界值3.851 23大于跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量0.103 4，因此原假設(shè)正確。原假設(shè)協(xié)整向量數(shù)量為0時(shí)，最大特征值統(tǒng)計(jì)量18.345 24大于5%置信度水平下的臨界值為14.438 83，因此原假設(shè)不成立；原假設(shè)協(xié)整向量數(shù)量為1時(shí)，5%置信度水平下的臨界值3.842 32大于跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量0.102 330，因此原假設(shè)正確。

表4 協(xié)整檢驗(yàn)中跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值檢驗(yàn)結(jié)果Tab.4 Test results of trace statistics and maximum eigenvalue in cointegration test

研究選取30組樣本數(shù)，依次進(jìn)行滯后期數(shù)1、2、3、4、5的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果如表5所示。在1%顯著水平下拒絕Granger的原假設(shè)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化引起農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。在5%顯著水平下Granger的原假設(shè)，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長會導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化。通過OLS估計(jì)，可以得到回歸方程。模型擬合度極高，為98%，同時(shí)變量的P值非常顯著。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化兩者呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。當(dāng)Moore值降低1%，GDP將增加1.163%，此時(shí)經(jīng)濟(jì)增長越快，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越合理。

表5 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)Tab.5 Granger causality test

4 結(jié)論

優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長有著至關(guān)重要的作用。針對中部地區(qū)在中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的重要作用，此次研究分別從合理化和高級化兩個(gè)方面分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的影響，結(jié)合中部區(qū)域3大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的現(xiàn)狀，通過TL值和Moore結(jié)構(gòu)變化值建立多元回歸模型進(jìn)行分析。合理化影響分析顯示，平穩(wěn)性檢驗(yàn)的結(jié)果顯示二個(gè)變量的時(shí)間序列均是平穩(wěn)性序列。協(xié)整檢驗(yàn)試驗(yàn)顯示，二個(gè)變量間有一個(gè)協(xié)整方程，可決系數(shù)可達(dá)0.97。高級化影響分析顯示，平穩(wěn)性檢驗(yàn)的結(jié)果顯示二個(gè)變量的時(shí)間序列均是平穩(wěn)性序列。協(xié)整檢驗(yàn)試驗(yàn)顯示，二個(gè)變量間的協(xié)整方程的擬合效果理想，其可決系數(shù)可達(dá)0.98。本文未展開分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化的影響因素，這在后續(xù)研究中需要加以改進(jìn)完善。