余家鳳，易發(fā)云，孔令成

(1.長(zhǎng)江大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北荊州434023；2.華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，武漢430070；3.荊州市財(cái)政局，湖北荊州434023；4.西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西楊凌712100)

0 引言

由于我國農(nóng)村幅員遼闊，勞動(dòng)力、資金、技術(shù)、土地、信息等要素稟賦的差異，使不同地理位置、不同的時(shí)期存在不同的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，也使各地農(nóng)民的收入水平參差不一，致使二者總是處于一個(gè)動(dòng)態(tài)的變化過程中。對(duì)這一變化過程進(jìn)行研究，可以洞悉農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的內(nèi)容和實(shí)質(zhì)，探索實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收、農(nóng)業(yè)增效從量的變化到質(zhì)的進(jìn)步的路徑，用最佳的要素配置發(fā)展生態(tài)農(nóng)業(yè)、綠色農(nóng)業(yè)，從而使農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)最優(yōu)、農(nóng)民收入增加的比例最大。

本文構(gòu)建反應(yīng)湖北省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的農(nóng)業(yè)內(nèi)部各產(chǎn)值與農(nóng)民人均純收入的計(jì)量模型，運(yùn)用相應(yīng)的軟件獲得計(jì)量結(jié)果，據(jù)此提出相關(guān)的政策建議。

1 數(shù)據(jù)的選擇與說明

為了研究湖北省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與農(nóng)民收入相互之間的關(guān)系，擬構(gòu)建反映湖北省農(nóng)民的人均純收入、農(nóng)業(yè)(種植業(yè))、林業(yè)、牧業(yè)、漁業(yè)總產(chǎn)值之間動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系的計(jì)量模型。在所采用的數(shù)據(jù)中，1980～2008年的數(shù)據(jù)來源于《新中國60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，2009～2010年的來自于《湖北統(tǒng)計(jì)年鑒2010》。其中，湖北省農(nóng)民人均純收入、農(nóng)業(yè)、林業(yè)、牧業(yè)、漁業(yè)總產(chǎn)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?jī)?nèi)部值之間的數(shù)據(jù)相差很大，為了減少波動(dòng)，消除數(shù)據(jù)間的異方差，保證估計(jì)結(jié)果的有效性和合理性，對(duì)以上變量的值取自然對(duì)數(shù)，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(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與農(nóng)民收入的關(guān)系的實(shí)證分析

2.1 湖北省農(nóng)民人均純收入及農(nóng)業(yè)內(nèi)各產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于協(xié)整檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解方法是以變量序列平穩(wěn)為基礎(chǔ)的，因此首先必須對(duì)上述各變量序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，以消除由于序列的非平穩(wěn)性所引起的“偽回歸”現(xiàn)象，通常需要用到ADF檢驗(yàn)方法(結(jié)果見表1)。

表1 湖北省農(nóng)民人均純收入及農(nóng)業(yè)內(nèi)各產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

從表1中可以看出，序列LINC在有截距項(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)，且滯后階數(shù)為1的情況下的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)統(tǒng)計(jì)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(xiàng)無趨勢(shì)項(xiàng)，且滯后階數(shù)為0的情況下的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)統(tǒng)計(jì)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(guān)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(jié)果表明，序列LINC、LVAG、LVFO、LVHD和LVFI都是一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的條件，可以對(duì)它們進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，確定它們之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

2.2 湖北省農(nóng)民人均純收入和農(nóng)業(yè)內(nèi)各產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的協(xié)整檢驗(yàn)

為了準(zhǔn)確確定湖北省農(nóng)民人均純收入與農(nóng)業(yè)、林業(yè)、牧業(yè)和漁業(yè)之間是否存在長(zhǎng)期有效的均衡關(guān)系，擬采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)它們進(jìn)行檢驗(yàn)。它是一種基于向量自回歸模型的多重協(xié)整檢驗(yàn)方法，主要通過特征根跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量和最大特征根值檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量來檢驗(yàn)多個(gè)變量序列之間的協(xié)整關(guān)系。

根據(jù)上述分析，由于五個(gè)變量序列均是一階單整的，滿足了協(xié)整檢驗(yàn)的條件。由于上述各變量序列基本上有截距項(xiàng)但無趨勢(shì)項(xiàng)，所以采用各序列中沒有確定性趨勢(shì)但協(xié)整方程中有截距項(xiàng)的方法，滯后期為2(結(jié)果見表2)。

表2 湖北省農(nóng)民人均純收入和農(nóng)業(yè)內(nèi)各產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的協(xié)整檢驗(yàn)

檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，拒絕了“至多有3個(gè)協(xié)整方程”的原假設(shè)，而不能拒絕“至多有4個(gè)協(xié)整方程”的原假設(shè)，因此湖北省農(nóng)民人均純收入與農(nóng)業(yè)、林業(yè)、牧業(yè)、漁業(yè)總產(chǎn)值序列之間存在著4個(gè)協(xié)整方程，且它們之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

由以上分析可知，變量LINC、LVAG、LVFO、LVHD和LVFI之間存在著4個(gè)協(xié)整關(guān)系，即四個(gè)協(xié)整方程，依次如下：

標(biāo)準(zhǔn)誤差=(0.03513)

標(biāo)準(zhǔn)誤差=(0.01753)

標(biāo)準(zhǔn)誤差=(0.01850)

標(biāo)準(zhǔn)誤差=(0.65290)

上述四個(gè)協(xié)整方程中，圓括號(hào)“()”中給出的是參數(shù)估計(jì)值的唯一的漸進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)誤差，是誤差修正項(xiàng)。從上述四個(gè)方程中可以看出，變量LINC、LVAG、LVFO和LVHD都與LVFI之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。由于本文重點(diǎn)研究的是各產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值與農(nóng)民人均純收入之間的關(guān)系，所以有必要對(duì)它們之間的比例關(guān)系進(jìn)行換算，最終得出如下比例關(guān)系：LINC=1.13LVAG；LINC=1.69LVFO；LINC=0.94LVHD；LINC=0.72LVFI。從上述比例關(guān)系可以看出，農(nóng)業(yè)(即種植業(yè))、林業(yè)、畜牧業(yè)和漁業(yè)對(duì)湖北省農(nóng)民人均純收入的增長(zhǎng)具有明顯的促進(jìn)作用。種植業(yè)總產(chǎn)值的對(duì)數(shù)增加1%，則農(nóng)民人均純收入大約增加1.13%；林業(yè)總產(chǎn)值的對(duì)數(shù)增加1%，則農(nóng)民人均純收入大約增加1.69%；畜牧業(yè)總產(chǎn)值的對(duì)數(shù)增加1%，則農(nóng)民人均純收入大約增加0.94%；漁業(yè)總產(chǎn)值的對(duì)數(shù)增加1%，則農(nóng)民人均純收入大約增加0.72%。由此可知，林業(yè)對(duì)湖北省農(nóng)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(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)(IRF)用于衡量來自某個(gè)內(nèi)生變量的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊(稱之為“脈沖”)對(duì)VAR模型中所有內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來取值的影響。圖1是在上述農(nóng)民人均純收入和各產(chǎn)業(yè)總值間的向量自回歸模型的基礎(chǔ)上得到的脈沖響應(yīng)路徑曲線。實(shí)線是相應(yīng)的響應(yīng)函數(shù)值，虛線表示正負(fù)兩倍的標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶(±2S.E)?？v軸表示的是脈沖響應(yīng)函數(shù)的大小，橫軸表示的是脈沖響應(yīng)函數(shù)的追蹤時(shí)期數(shù)。

圖1 湖北省農(nóng)民人均純收入對(duì)種植業(yè)產(chǎn)值沖擊的響應(yīng)

圖1是湖北省農(nóng)民人均純收入的對(duì)數(shù)對(duì)種植業(yè)產(chǎn)值的對(duì)象沖擊的響應(yīng)。從圖中可以看出，農(nóng)民人均純收入并未對(duì)種植業(yè)產(chǎn)值的一個(gè)新息立即作出響應(yīng)，農(nóng)民人均純收入在第一期的響應(yīng)等于0，二至六期逐漸增大，到第七期達(dá)到最大(大約為1.3)且為正向的。之后，收入的這種響應(yīng)逐漸減少，到第二十期逐漸平穩(wěn)，響應(yīng)值趨近于0.5。種植業(yè)產(chǎn)值的這種沖擊對(duì)農(nóng)民人均純收入的影響持續(xù)的時(shí)間較長(zhǎng)，直到40期后，收入的這種響應(yīng)仍為0.2左右。

圖2 湖北省農(nóng)民人均純收入對(duì)林業(yè)產(chǎn)值沖擊的響應(yīng)

從圖2中可以看出，農(nóng)民人均純收入也未對(duì)林業(yè)產(chǎn)值的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊立即作出響應(yīng)，這種響應(yīng)在二至四期逐漸增大，到第四期達(dá)到最大(大約為0.3)且是正向的。之后，收入的這種響應(yīng)逐漸減少，到第二十期逐漸平穩(wěn)，響應(yīng)值趨近于0.15。當(dāng)然，林業(yè)產(chǎn)值的這種沖擊對(duì)農(nóng)民人均純收入的影響也是長(zhǎng)期的。

圖3 湖北省農(nóng)民人均純收入對(duì)畜牧業(yè)產(chǎn)值沖擊的響應(yīng)

從圖3可以看出，給湖北省農(nóng)業(yè)產(chǎn)值一個(gè)正的沖擊，從第一期開始對(duì)湖北省農(nóng)民人均純收入就有一個(gè)負(fù)的影響，而且這種負(fù)的影響在以后各期逐漸擴(kuò)大，到第十二期達(dá)到最大(大約為-0.4)。之后，這種負(fù)的影響逐漸減小，到第二十期逐漸穩(wěn)定，響應(yīng)值為-0.2。表明湖北省畜牧業(yè)產(chǎn)值的增加不但沒有增加湖北省農(nóng)民人均純收入，而是降低了農(nóng)民人均純收入。這一方面說明，從1980～2006年以來湖北省農(nóng)民的稅費(fèi)負(fù)擔(dān)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(nóng)民人均純收入對(duì)漁業(yè)產(chǎn)值沖擊的響應(yīng)

如圖4，農(nóng)民人均純收入也未對(duì)林業(yè)產(chǎn)值的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊立即作出響應(yīng)，這種響應(yīng)在二至十期逐漸增大，到第十期達(dá)到最大(大約為0.9)且是正向的。之后，收入的這種響應(yīng)逐漸減少，到第二十期逐漸平穩(wěn)，響應(yīng)值趨近于0.4。漁業(yè)產(chǎn)值的這種沖擊對(duì)農(nóng)民人均純收入的影響也是長(zhǎng)期存在。

2.4 方差分解

方差分解和脈沖響應(yīng)函數(shù)一樣，其是將VAR模型中每個(gè)外生變量預(yù)測(cè)誤差的方差按照其成因分解為與各個(gè)內(nèi)生變量想關(guān)聯(lián)的組成部分，即分析每個(gè)新息沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)程度，從而了解各新息對(duì)模型內(nèi)生變量的相對(duì)重要性(結(jié)果見表3)。

在表3中，LINC列是湖北省農(nóng)民人均純收入預(yù)測(cè)方差中由農(nóng)民人均純收入自身引起的部分的百分比；LVAG列是湖北省農(nóng)民人均純收入預(yù)測(cè)方差中由種植業(yè)產(chǎn)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(yù)測(cè)中，湖北省農(nóng)民人均純收入預(yù)測(cè)方差全部是由農(nóng)民人均純收入自身擾動(dòng)所引起的。隨著預(yù)測(cè)期的推移，農(nóng)民人均純收入預(yù)測(cè)方差中由非農(nóng)民人均純收入擾動(dòng)所引起的部分增加，而由農(nóng)民人均純收入自身擾動(dòng)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(nóng)民人均純收入的分解結(jié)果基本穩(wěn)定，其預(yù)測(cè)方差中大約有38.06%是由非農(nóng)民人均純收入擾動(dòng)所引起的，61.94%是由自身擾動(dòng)所引起的。

3 建議

湖北省農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，應(yīng)貫徹落實(shí)科學(xué)發(fā)展觀，以農(nóng)民增收為主題，堅(jiān)持市場(chǎng)導(dǎo)向、因地制宜、尊重農(nóng)民意愿、科技優(yōu)先的原則，并保證農(nóng)民收入不斷增長(zhǎng)。

表3 湖北省農(nóng)民人均純收入的方差分解

（1）抓住機(jī)遇，推進(jìn)林業(yè)發(fā)展。

應(yīng)圍繞“兩圈一帶”發(fā)展戰(zhàn)略，以“一帶、兩圈、三區(qū)、四脈”為構(gòu)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(qiáng)生態(tài)建設(shè)。

（2）充分發(fā)揮農(nóng)產(chǎn)品的比較優(yōu)勢(shì)。

湖北省具有發(fā)展農(nóng)業(yè)的得天獨(dú)厚的自然條件。應(yīng)運(yùn)用比較優(yōu)勢(shì)原則，將這種自然優(yōu)勢(shì)轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)，以提升優(yōu)質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品比重，發(fā)展適應(yīng)市場(chǎng)需求的的質(zhì)優(yōu)價(jià)好的農(nóng)產(chǎn)品。

（3）大力發(fā)展外向型農(nóng)業(yè)。

應(yīng)走大力發(fā)展外向型農(nóng)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。

[1]E.Wesley F.Peterson.Agricultural Structure and Economic Adjustment[J].Agriculture And Human Values,1986,3(9).

[2]程慶能.湖北省農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整面面觀[J].統(tǒng)計(jì)與決策,2003，(2).

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[7]崔元鋒,馮中朝.農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)聯(lián)分析——以湖北省荊門市為例[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題,2004，(2).