西藏農業(yè)產業(yè)結構調整與農民收入關系的實證分析

汪 朋 張劍雄

(西藏民族大學，陜西 咸陽 710082)

一、引言

黨的十八大報告表明，發(fā)展農村經濟，促進農民收入水平的增加，加快農業(yè)現代化的發(fā)展，是全面建成小康社會的基本任務之一，這是我黨審時度勢，根據我國的基本國情和廣大農村實際情況而做出的重大決策。而西藏作為我國一個重要且特殊的邊疆少數民族地區(qū)，其農民收入水平的增加，對西藏乃至我國而言意義重大。因此如何促進西藏農民收入水平的增加，是一個值得研究的重要課題。但關于這方面的研究，尤其是定量研究則比較少見。目前有關這方面的定量研究，比較多見的基本上都是針對我國或一些相對發(fā)達地區(qū)而言的，如齊曉麗、馮彥妍從家庭經營性收入、勞動者報酬、轉移支付收入和財產性收入等多個方面對我國農民收入的結構作了分析，著重探討了制約農民收入水平的影響因素，提出了從農業(yè)結構調整以及農村剩余勞動力轉移等多方面著手增加農民收入的政策建議；張曉珍，陳濤等對天津市農村產業(yè)結構的變化與農民收入的關系進行了實證分析，實證結果表明農村產業(yè)結構的變化對農民收入的變化有著重要的影響，由此提出了優(yōu)化農村產業(yè)結構，適當提高養(yǎng)殖業(yè)比重，以切實地提高農民收入的政策建議。基于此，筆者以1986～2013年西藏農村產業(yè)結構與農民收入的實際數據，通過時間序列分析的協整理論與Granger因果關系的檢驗對西藏農村產業(yè)結構的變化和農民收入的關系做了實證分析，得出了一些重要的結論，并根據這些結論有針對性地對提出了增加西藏農民收入相關政策建議。

二、樣本數據的選擇

筆者選取了代表西藏農民收入水平的人均純收入（Y），農、林、牧、漁業(yè)在農業(yè)總產值中的比重 X1，X2，X3，X4的 1986～2013年的時間序列數據，具體見表1。

表1 西藏農村人均純收入與農業(yè)結構變化

數據來源：《西藏統計年鑒2014》。

三、理論介紹

（一）Granger因果關系檢驗

對于兩變量X和Y，Granger因果關系通過進行以下回歸進行判斷。

Granger檢驗是根據受約束回歸的F檢驗來實現的。例如針對X對Y的不存在單向Granger因果關系這一零假設，即針對模型（1）中含X項前的回歸系數整體為0的假設，依次作包含與不包含X項的回歸，相應的未解釋變差依次記為RSSU和RSSR，再計算如下統計量：

式中，m為滯后期的長度，n為樣本容量，k為無約束的回歸模型自變量的個數。

若計算出的統計量F＞Fα（m,n-k)(α為顯著性水平），則拒絕零假設，認為X對Y存在著單向的Granger因果關系。

（二）平穩(wěn)性檢驗

為了排除虛假回歸的可能，即排除2個非平穩(wěn)時間序列就算不相關，也有可能得到很高的相關系數這一現象，就需要對選擇的序列進行平穩(wěn)性檢驗，這里筆者采用應用廣泛的ADF檢驗（Augmented Dickey-Fuller test）方法。

對于待檢驗的時間序列X，ADF檢驗需要通過以下三個模型來判斷

要指出的是，實際進行ADF檢驗時，一般依次從模型（6）、（5）、（4）順序進行ADF檢驗，什么時候拒絕零假設H0:δ＝0，則什么時候停止檢驗，認為該序列不存在單位根，即為平穩(wěn)序列。而判斷能否拒絕零假設，關鍵是要看計算出的ADF統計量是否低于相應的ADF檢驗的臨界值。

（三）協整檢驗

協整理論是從數據中尋找經濟變量之間長期均衡關系。其實際意義為：如果經濟變量之間具有協整關系，則它們雖然均有各自的長期變化，但它們之間始終保持著一個長期比較穩(wěn)定的因果關系。

檢驗是否具有協整關系的方法有兩種：一種是根據回歸的殘差而進行的檢驗，這一檢驗方法主要是針對單方程進行協整關系的檢驗，稱為Engle-Granger兩步法；另一種是根據回歸參數的完全信息而進行的協整檢驗，稱為Johansen協整檢驗。這里筆者僅考慮單一方程的協整檢驗問題，下面以兩變量為例進行說明。

第一步，用普通最小二乘法估計Yt關于Xt的回歸方程，并計算非均衡誤，得到

稱為協整回歸或靜態(tài)回歸。

第二步，采用ADF法檢驗的平穩(wěn)性。若et為平穩(wěn)時間序列，則認為Yt，Xt之間存在協整關系；否則，認為變量Yt，xt之間沒有協整關系。

因為第一步的協整回歸中已經包含了常數項，因此在檢驗et的單整性時就不需再包含常數項了；若協整回歸還包含了時間項，則檢驗的模型中也不需要再含時間項。

另一個要注意的問題是，對et平穩(wěn)性檢驗的ADF臨界值應該比正常的ADF臨界值要小，具體臨界值計算公式為：

其中 α 為顯著性水平，T為樣本容量，φ∞，φ1，φ2可通過查協整檢驗臨界值表得到。

四、實證分析

（一）格蘭杰因果關系的檢驗結果

根據上面的方法，筆者應用R軟件對農林牧漁各產值比重進行了格蘭杰因果關系的檢驗，檢驗結果見表2。

從上面的檢驗結果可以看出，在10%的顯著性水平下，農、林、牧、漁中農業(yè)和牧業(yè)比重的變化是農村人均純收入的格蘭杰原因，林業(yè)和漁業(yè)則不是。反過來，農村人均純收入不是農、林、牧業(yè)比重變化的格蘭杰原因，從滯后一階的格蘭杰因果關系來看，農村人均純收入是西藏漁業(yè)比重變化的格蘭杰原因，而滯后二階的結果看則不是。因此，綜合上面的結果，可以認為，農業(yè)和牧業(yè)比重的變化對西藏農村人均純收入的變化有著明顯的單方向的影響，尤其是牧業(yè)，而林業(yè)和漁業(yè)則對西藏農村人均純收入的變化影響不明顯。

表2 西藏農村人均純收入與農業(yè)產業(yè)結構之間的格蘭杰因果關系檢驗

（二）序列的ADF檢驗結果

由上面的格蘭杰因果關系檢驗知，只有農業(yè)和牧業(yè)比重的變化影響農村人均純收入，因此，只分析農業(yè)、牧業(yè)比重和農村人均純收入數據的平穩(wěn)性。表3給出了這三組數據按模型（4）、（5）、（6）所作的ADF檢驗結果。

表3 序列Y、X1、X3的ADF檢驗的結果

對于時間序列Y，對應的三個模型的ADF統計量分別為2.4061、4.0297、4.0267，均比各自的10%顯著性的臨界值都還大，因此很明顯，西藏人均純收入的序列Y為非平穩(wěn)序列。從表3中，同樣可以看到，農林牧漁業(yè)中農業(yè)比重和牧業(yè)比重的序列X1和X3也都是非平穩(wěn)的時間序列。

（三）協整分析

1.序列的單整性判斷。由于只有兩個變量是同階單整的，才有可能具有協整關系，因此要判斷西藏人均純收入Y與農牧業(yè)比重X1和X3是否具有長期均衡關系，就需要判斷這些變量是否具有同階單整性，為此，表4給出了這三個序列的一階差分的ADF檢驗的結果。

表4 序列Y、X1、X3的一階差分的ADF檢驗的結果

表4的結果說明，在顯著性水平α=0.05下，Y、X1、X3的一階差分序列ΔY、ΔX1、ΔX3、的ADF檢驗統計量均明顯小于相應的檢驗臨界值，所以可判定這三個差分序列均是平穩(wěn)序列，因此可認定時間序列Y、X1、X3都具有一階單整性。

2.協整檢驗的結果。根據上述檢驗結果，可以運用E-G兩步法對西藏農民人均純收入與農業(yè)產業(yè)結構變化進行協整分析。由于運用格蘭杰因果關系檢驗得出，農業(yè)總產值中，農牧業(yè)產值比重X1和X3是農民人均純收入Y的格蘭杰原因，因此農民人均純收入Y和農村產業(yè)結構變化的關系可以確立。按照E-G兩步法：

第一步，使用普通最小二乘法對變量進行協整回歸，估計的結果如下：

第二步，計算上述模型的殘差e，用ADF檢驗其平穩(wěn)性。利用R軟件計算得出殘差e的ADF檢驗統計量為-4.204，而利用（8）式子計算出的5%的顯著性水平下的協整檢驗臨界值為-3.56，因此，可以判定殘差序列是e平穩(wěn)的，從而可以認為Y與X1和X3之間是（1，1）協整關系。

（四）誤差修正模型的建立

Granger表述定理指出：若變量之間存在著協整關系，那么它們之間的短期的非均衡總可以通過一個誤差修正模型來修正。因為西藏農村人均純收入和農牧業(yè)在農業(yè)總產值中的比重X1和X3之間是（1，1）協整關系，因此可以設定如下誤差修正模型：

其中e為（9）式的殘差，ε為該誤差修正模型的隨機干擾項。

利用R軟件，估計模型（10），結果如下：

從這個結果中，可以看出影響西藏農村人均純收入的增長的不僅僅是農牧業(yè)當年的比重的增加，其前一年的農牧業(yè)的比重對其影響更大，這說明西藏農牧業(yè)比重的調整對西藏農村人均純收入的影響存在一定的滯后性。與此同時，西藏農村人均純收入除了依賴于農牧業(yè)當年和前一年比重的調整外，還取決于上一年農村人均純收入對均衡水平的偏離，隨機誤差項et-1的估計系數-0.67反映了對這種偏離的修正水平，即若上一年偏離越遠，本年相應的修正量就越大，也就是模型（11）顯示出來的系統之間具有明顯的誤差修正機制。

五、結論和政策建議

筆者借助西藏統計年鑒的數據進行了實證分析，運用Granger因果關系檢驗的方法說明了西藏農業(yè)產業(yè)結構的調整，特別是農牧業(yè)在西藏農業(yè)總產值中的比重的變化是西藏農牧民收入水平發(fā)生變化的Granger原因，這說明西藏農業(yè)產業(yè)結構的合理調整將會促進農牧民收入水平的增加。進一步，筆者對數據進行了協整分析，結果表明西藏農民收入水平與農村產業(yè)結構變化之間存在著一種長期穩(wěn)定的正向均衡關系，這說明西藏農村產業(yè)結構中農牧業(yè)在農業(yè)總產值中的比重的提高將能長期促進農牧民收入水平的增長。其中在農業(yè)總產值中，農業(yè)比重每增加1個百分點，西藏農村人均純收入平均增加189元；而牧業(yè)比重每增加1個百分點，西藏農村人均純收入平均增加196元，可見，農業(yè)產業(yè)結構中，牧業(yè)比重的增加對農村人均純收入帶動作用更大。為了說明西藏農村人均純收入與農業(yè)產業(yè)結構之間的這種長期均衡是否有效，本文實證的最后建立了農村人均村收入和農業(yè)產業(yè)結構之間的誤差修正模型，該模型顯示西藏農村人均純收入除了受農業(yè)產業(yè)結構變動的當年影響外，還受到上一年農業(yè)產業(yè)結構變化的影響；并且相應的誤差修正系數是-0.0067，與一般的反向修正機制相符合，這表明西藏農村人均純收入實際值與農業(yè)產業(yè)結構決定的人均純收入的長期均衡值發(fā)生偏離時，將以67%的調正力度將非均衡的狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)，這種短期的調正作用保證了西藏人均純收入與農業(yè)產業(yè)結構之間的長期穩(wěn)定關系。

依據以上結論，加快西藏農村產業(yè)結構的調整，解決好西藏高原農業(yè)跨越式發(fā)展，尤其是促進農牧民增收，應從以下多個方面入手：一是要引導農牧民轉變現有的生產經營方式，實現西藏農業(yè)和牧業(yè)的規(guī)?；a。西藏各地區(qū)應根據自身的實際情況，鼓勵農牧民集體投資，建設有一定規(guī)模的種植和養(yǎng)殖基地，并成立相應的專業(yè)合作社來實現集約化經營，要實現生產資料的股份制經營方式，確定聯合經營為主的經營模式，要根據市場的需求合理地配置生產資源，只有這樣才能大步提高西藏農村生產資料的利用率。要想辦法拓寬西藏農牧民的增收渠道，以實現西藏農村生產的科學發(fā)展，達到促進農牧民收入水平大幅增加的目的。二是要優(yōu)化農業(yè)產業(yè)結構，增加農牧業(yè)，特別是畜牧業(yè)在農業(yè)總產值中的比重。畜牧業(yè)是西藏農業(yè)中產業(yè)關聯度比較高、效益比較好的優(yōu)勢產業(yè)和特色產業(yè)，因此要想加快西藏農業(yè)發(fā)展的質量和速度，就必須花大力氣促進西藏畜牧業(yè)的發(fā)展，以促進西藏農業(yè)產業(yè)結構的調整和優(yōu)化升級。西藏各地區(qū)要基于自身的實際情況有重點地支持當地龍頭企業(yè)的建設，要給予一定的政策鼓勵，要采取龍頭牽動、政策驅動等措施，促進西藏畜牧業(yè)向規(guī)模化和集約化的方向大力發(fā)展，實現西藏農業(yè)總量的增長和經營規(guī)模的重大突破，要實際做到把畜牧業(yè)發(fā)展成為增加西藏農民收入水平的主要產業(yè)。三是加大西藏農業(yè)技術人才培養(yǎng)的力度，要努力拓寬西藏農村富余勞動力就業(yè)的領域和空間。當前西藏農村教育和專門技術人才極其匱乏，因而加大農業(yè)技術人才的培養(yǎng)是促進西藏農業(yè)產業(yè)化發(fā)展的重中之重；另外在大力促進西藏農牧業(yè)發(fā)展的同時，還要重點促進以農牧業(yè)產品為原料的深加工業(yè)的發(fā)展，要盡可能地延長西藏農業(yè)產業(yè)鏈條并進行深度開發(fā)。這不僅可以促進西藏農業(yè)自身的發(fā)展，同時還可以實現西藏產業(yè)之間的互動，從而帶動相關的建筑、餐飲等行業(yè)的大力發(fā)展，提升農業(yè)自身對西藏富余勞動力的消化吸收能力。

通過上述的分析可以看到，西藏農業(yè)的基礎比較落后，尋求適合西藏特色的現代化農業(yè)發(fā)展道路還需要長期的努力，這其中優(yōu)化西藏農業(yè)產業(yè)結構應當持續(xù)地進行下去，適應當前時代需要開辟和發(fā)展新興農業(yè)、與時俱進生產農牧產品應當成為西藏農業(yè)發(fā)展和前進的主要方向。

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