農業(yè)結構調整與農民收入相互關系的實證研究

余家鳳，易發(fā)云，孔令成

(1.長江大學 經濟學院，湖北荊州434023；2.華中農業(yè)大學 經濟管理學院，武漢430070；3.荊州市財政局，湖北荊州434023；4.西北農林科技大學 經濟管理學院，陜西楊凌712100)

0 引言

由于我國農村幅員遼闊，勞動力、資金、技術、土地、信息等要素稟賦的差異，使不同地理位置、不同的時期存在不同的農業(yè)產業(yè)結構，也使各地農民的收入水平參差不一，致使二者總是處于一個動態(tài)的變化過程中。對這一變化過程進行研究，可以洞悉農業(yè)結構調整的內容和實質，探索實現農民增收、農業(yè)增效從量的變化到質的進步的路徑，用最佳的要素配置發(fā)展生態(tài)農業(yè)、綠色農業(yè)，從而使農業(yè)結構最優(yōu)、農民收入增加的比例最大。

本文構建反應湖北省農業(yè)產業(yè)結構變動的農業(yè)內部各產值與農民人均純收入的計量模型，運用相應的軟件獲得計量結果，據此提出相關的政策建議。

1 數據的選擇與說明

為了研究湖北省農業(yè)產業(yè)結構調整與農民收入相互之間的關系，擬構建反映湖北省農民的人均純收入、農業(yè)(種植業(yè))、林業(yè)、牧業(yè)、漁業(yè)總產值之間動態(tài)均衡關系的計量模型。在所采用的數據中，1980～2008年的數據來源于《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》，2009～2010年的來自于《湖北統(tǒng)計年鑒2010》。其中，湖北省農民人均純收入、農業(yè)、林業(yè)、牧業(yè)、漁業(yè)總產值分別用INC、VAG、VFO、VHD和VFI表示。由于以上各變量之間以及各變量內部值之間的數據相差很大，為了減少波動，消除數據間的異方差，保證估計結果的有效性和合理性，對以上變量的值取自然對數，分別用LINC、LVAG、LVFO、LVHD和LVFI上述各變量，樣本區(qū)間為1980～2010年。

2 湖北省農業(yè)產業(yè)結構調整與農民收入的關系的實證分析

2.1 湖北省農民人均純收入及農業(yè)內各產業(yè)總產值的平穩(wěn)性檢驗

由于協整檢驗、脈沖響應函數和方差分解方法是以變量序列平穩(wěn)為基礎的，因此首先必須對上述各變量序列的平穩(wěn)性進行檢驗，以消除由于序列的非平穩(wěn)性所引起的“偽回歸”現象，通常需要用到ADF檢驗方法(結果見表1)。

表1 湖北省農民人均純收入及農業(yè)內各產業(yè)總產值的平穩(wěn)性檢驗

從表1中可以看出，序列LINC在有截距項、趨勢項，且滯后階數為1的情況下的ADF檢驗統(tǒng)計統(tǒng)計量為-2.521763，大于其在5%顯著性水平條件下的臨界值-3.574244，因此不能拒絕序列LINC有單位根，表明其是非平穩(wěn)的。而一階差分序列△LINC在有截距項無趨勢項，且滯后階數為0的情況下的ADF檢驗統(tǒng)計統(tǒng)計量為-3.767903，小于其在5%顯著性水平條件下的臨界值-2.967767，因此拒絕一階差分序列△LINC有單位根，表明其是平穩(wěn)的。關于其他變量的序列LVAG、△LVAG、LVFO、△LVFO等的分析可以依此類推。表2的結果表明，序列LINC、LVAG、LVFO、LVHD和LVFI都是一階單整序列，滿足協整檢驗的條件，可以對它們進行協整檢驗，確定它們之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關系。

2.2 湖北省農民人均純收入和農業(yè)內各產業(yè)總產值的協整檢驗

為了準確確定湖北省農民人均純收入與農業(yè)、林業(yè)、牧業(yè)和漁業(yè)之間是否存在長期有效的均衡關系，擬采用Johansen協整檢驗對它們進行檢驗。它是一種基于向量自回歸模型的多重協整檢驗方法，主要通過特征根跡檢驗統(tǒng)計量和最大特征根值檢驗統(tǒng)計量來檢驗多個變量序列之間的協整關系。

根據上述分析，由于五個變量序列均是一階單整的，滿足了協整檢驗的條件。由于上述各變量序列基本上有截距項但無趨勢項，所以采用各序列中沒有確定性趨勢但協整方程中有截距項的方法，滯后期為2(結果見表2)。

表2 湖北省農民人均純收入和農業(yè)內各產業(yè)總產值的協整檢驗

檢驗結果表明，在5%的顯著性水平下，拒絕了“至多有3個協整方程”的原假設，而不能拒絕“至多有4個協整方程”的原假設，因此湖北省農民人均純收入與農業(yè)、林業(yè)、牧業(yè)、漁業(yè)總產值序列之間存在著4個協整方程，且它們之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系。

由以上分析可知，變量LINC、LVAG、LVFO、LVHD和LVFI之間存在著4個協整關系，即四個協整方程，依次如下：

標準誤差=(0.03513)

標準誤差=(0.01753)

標準誤差=(0.01850)

標準誤差=(0.65290)

上述四個協整方程中，圓括號“()”中給出的是參數估計值的唯一的漸進標準誤差，是誤差修正項。從上述四個方程中可以看出，變量LINC、LVAG、LVFO和LVHD都與LVFI之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系。由于本文重點研究的是各產業(yè)總產值與農民人均純收入之間的關系，所以有必要對它們之間的比例關系進行換算，最終得出如下比例關系：LINC=1.13LVAG；LINC=1.69LVFO；LINC=0.94LVHD；LINC=0.72LVFI。從上述比例關系可以看出，農業(yè)(即種植業(yè))、林業(yè)、畜牧業(yè)和漁業(yè)對湖北省農民人均純收入的增長具有明顯的促進作用。種植業(yè)總產值的對數增加1%，則農民人均純收入大約增加1.13%；林業(yè)總產值的對數增加1%，則農民人均純收入大約增加1.69%；畜牧業(yè)總產值的對數增加1%，則農民人均純收入大約增加0.94%；漁業(yè)總產值的對數增加1%，則農民人均純收入大約增加0.72%。由此可知，林業(yè)對湖北省農民人均純收入的影響最大，其次是種植業(yè)，再其次是畜牧業(yè)，最后是漁業(yè)。

2.3 脈沖響應函數

脈沖響應函數(IRF)用于衡量來自某個內生變量的隨機擾動項的一個標準差沖擊(稱之為“脈沖”)對VAR模型中所有內生變量當前值和未來取值的影響。圖1是在上述農民人均純收入和各產業(yè)總值間的向量自回歸模型的基礎上得到的脈沖響應路徑曲線。實線是相應的響應函數值，虛線表示正負兩倍的標準差偏離帶(±2S.E)?？v軸表示的是脈沖響應函數的大小，橫軸表示的是脈沖響應函數的追蹤時期數。

圖1 湖北省農民人均純收入對種植業(yè)產值沖擊的響應

圖1是湖北省農民人均純收入的對數對種植業(yè)產值的對象沖擊的響應。從圖中可以看出，農民人均純收入并未對種植業(yè)產值的一個新息立即作出響應，農民人均純收入在第一期的響應等于0，二至六期逐漸增大，到第七期達到最大(大約為1.3)且為正向的。之后，收入的這種響應逐漸減少，到第二十期逐漸平穩(wěn)，響應值趨近于0.5。種植業(yè)產值的這種沖擊對農民人均純收入的影響持續(xù)的時間較長，直到40期后，收入的這種響應仍為0.2左右。

圖2 湖北省農民人均純收入對林業(yè)產值沖擊的響應

從圖2中可以看出，農民人均純收入也未對林業(yè)產值的一個標準差沖擊立即作出響應，這種響應在二至四期逐漸增大，到第四期達到最大(大約為0.3)且是正向的。之后，收入的這種響應逐漸減少，到第二十期逐漸平穩(wěn)，響應值趨近于0.15。當然，林業(yè)產值的這種沖擊對農民人均純收入的影響也是長期的。

圖3 湖北省農民人均純收入對畜牧業(yè)產值沖擊的響應

從圖3可以看出，給湖北省農業(yè)產值一個正的沖擊，從第一期開始對湖北省農民人均純收入就有一個負的影響，而且這種負的影響在以后各期逐漸擴大，到第十二期達到最大(大約為-0.4)。之后，這種負的影響逐漸減小，到第二十期逐漸穩(wěn)定，響應值為-0.2。表明湖北省畜牧業(yè)產值的增加不但沒有增加湖北省農民人均純收入，而是降低了農民人均純收入。這一方面說明，從1980～2006年以來湖北省農民的稅費負擔較重，另一方面說明湖北省的畜牧業(yè)的比較效益較小。

圖4 湖北省農民人均純收入對漁業(yè)產值沖擊的響應

如圖4，農民人均純收入也未對林業(yè)產值的一個標準差沖擊立即作出響應，這種響應在二至十期逐漸增大，到第十期達到最大(大約為0.9)且是正向的。之后，收入的這種響應逐漸減少，到第二十期逐漸平穩(wěn)，響應值趨近于0.4。漁業(yè)產值的這種沖擊對農民人均純收入的影響也是長期存在。

2.4 方差分解

方差分解和脈沖響應函數一樣，其是將VAR模型中每個外生變量預測誤差的方差按照其成因分解為與各個內生變量想關聯的組成部分，即分析每個新息沖擊對內生變量變化的貢獻程度，從而了解各新息對模型內生變量的相對重要性(結果見表3)。

在表3中，LINC列是湖北省農民人均純收入預測方差中由農民人均純收入自身引起的部分的百分比；LVAG列是湖北省農民人均純收入預測方差中由種植業(yè)產值引起的百分比，其它的列類似，這五列的百分比之和為100。從表中可以看到，在第一期預測中，湖北省農民人均純收入預測方差全部是由農民人均純收入自身擾動所引起的。隨著預測期的推移，農民人均純收入預測方差中由非農民人均純收入擾動所引起的部分增加，而由農民人均純收入自身擾動引起的部分下降但是其所占的百分比還是比較大的。大約在第十三期左右，農民人均純收入的分解結果基本穩(wěn)定，其預測方差中大約有38.06%是由非農民人均純收入擾動所引起的，61.94%是由自身擾動所引起的。

3 建議

湖北省農業(yè)結構的調整，應貫徹落實科學發(fā)展觀，以農民增收為主題，堅持市場導向、因地制宜、尊重農民意愿、科技優(yōu)先的原則，并保證農民收入不斷增長。

表3 湖北省農民人均純收入的方差分解

（1）抓住機遇，推進林業(yè)發(fā)展。

應圍繞“兩圈一帶”發(fā)展戰(zhàn)略，以“一帶、兩圈、三區(qū)、四脈”為構架，以山、林、水、路為基本生態(tài)要素，以林業(yè)生態(tài)工程為重要載體，加強生態(tài)建設。

（2）充分發(fā)揮農產品的比較優(yōu)勢。

湖北省具有發(fā)展農業(yè)的得天獨厚的自然條件。應運用比較優(yōu)勢原則，將這種自然優(yōu)勢轉化為經濟優(yōu)勢，以提升優(yōu)質農產品比重，發(fā)展適應市場需求的的質優(yōu)價好的農產品。

（3）大力發(fā)展外向型農業(yè)。

應走大力發(fā)展外向型農業(yè)的道路，積極參與國際分工與合作，探索用“綠色”創(chuàng)特色的創(chuàng)匯之道。

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