四川省農業產業結構調整對農業經濟增長影響的實證分析

程潛CHENG Qian

（成都信息工程大學統計學院，成都610103）

0 引言

農業產業結構是一個國家或地區農業內部各產業部門的組成及其相互間的關系，它包括種植業、林業、牧業、漁業之間的產值構成及其內在關系。隨著我國經濟的不斷發展，拉動經濟傳統的“三駕馬車”對經濟的拉動作用減弱，則需要完善技術和產業結構來拉動經濟的增長。而我國的農村農業發展一直存在農業產業結構不合理的問題。因此，造成了農業的低收益、大部分農民增產不增收的狀況。農業產業結構調整的問題整改迫在眉睫，農業產業結構的調整狀況直接與廣大人民的收入水平和城鄉人民物質文化水平掛鉤。

1 四川省農業產業結構調整現狀

1.1 四川省農業產業概況

我國西部地區幅員遼闊，具有豐富多樣的物種資源，有較大發展農業的潛力和優勢。截止2017 年，四川省農林牧漁業總產值達到6785.64 萬億元。四川作為全國育種的大省，擁有多種多樣的農作物種類，在優質農作物中，油菜、小麥、水稻等尤為突出；此外，四川也擁有大量優良的地方畜禽品種。但另一方面，一定區域內的產業同質化現象嚴重。而林業發展力度不夠，產業附加值較低，優質產品供給不足。同時，農業資源面臨著較大的環境壓力，農業防災減災形勢日趨嚴峻，農業產業結構的調整升級壓力較大。

1.2 四川省農業結構調整基本情況

近年來，四川省農業產業化的進程在不斷加快，農業和農村經濟朝向好的趨勢發展。根據表1 的數據可以得出，自1980 年以來，四川省不斷優化農業產業結構，農林牧漁生產總值從1980 年的136.92 億元，增長到2017 年的6785.64 億元；種植業產值占農業總產值的比重呈下降的趨勢，由1980 年的71.63%下降到2017 年的59.01%；畜牧業產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%，林業產值比重由1980 的3.07%到5.11%；四川省漁業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 四川省產業結構調整對經濟增長的貢獻

2.1 產業結構調整對經濟增長的貢獻率模型

本文采用產值比率變動的測算方法來測算農業產業結構變動對經濟增長的貢獻率。地區農業生產總值的增長率由兩個因素決定：一是農業各產業產值的增長率；二是農林牧漁各產值占總產值的比重。具體方法如下：

式（1）中，M 代表農業生產總值的增長率，Ci代表各產業產值占總產值的比重，Mi代表各產業產值的增長率。

農業產業結構轉變對農業經濟增長的貢獻主要是通過實際農業生產總值增長率與依據該模型測算的增長率之間的差額來計算的，即公式：

式（2）中，W 代表貢獻率，N 代表實際農業生產總值增長率，M 代表測算的農林牧漁生產總值的增長率。

2.2 四川省農業產業結構調整對農業總產值的貢獻率

運用產業結構調整對經濟增長的貢獻率模型測算四川省農業產業結構調整對農業總產值的貢獻率。保持2017 年的增長率不變，依據公式（1）公式（2）計算可以得出，1980 年農業產業結構的調整對農業總產值的貢獻率為-1.36%，以此類推，2012 年、2013 年、2014 年、2015 年、2016 年的貢獻率分別為1.37%、1.23%、1.05%、1.04%和0.62%。從以上數據可以看出，四川省政府實行調整農業產業結構的相關政策是有效的。但貢獻率始終圍繞在1%波動，表明四川農業產業結構調整對經濟增長的拉動作用比較微弱。故本文特此建立以下模型，對農業產業結構的內部關系及其調整作出科學準確的分析。

表1 2008-2017 年四川省農林牧漁各產值及其比重

3 實證分析

3.1 數據選取

回歸分析所采取的數據樣本是1980-2017 的時間序列數據，選取X1：農業產業值指數、X2：林業產業值指數、X3：牧業產業值指數、X4：漁業產業值指數作為解釋變量、選取Y：農林牧漁業總產值指數作為被解釋變量。為解決可能存在的異方差問題，對數據進行對數化處理，收集并采用1980-2017 年共30 個樣本量。

3.2 構建模型

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，即測度農林牧漁各產業對四川省農業經濟總產值的彈性。

不同產業結構狀態下確定的的生產函數可以寫為：

式中，Y 表示總產出，Xi表示第i（i=1，2，…，n）產業部門的產出，A 為技術及制度等因素。對式（3）進行全微分可得：

因此，我們可以用下面這個模型來測算產業結構對經濟增長的貢獻：

3.3 模型分析

3.3.1 初步回歸結果

利用普通最小二乘回歸得到結果如表2。

表2 回歸結果一

從回歸結果中可以看出，R-squared=0.9997，表明所有變量的聯合解釋能力為99.97%，方程擬合效果較好。F 統計量為23137.1，其對應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。且變量對應的T 統計量較大，可得知lnX1，lnX2，lnX3，lnX4的回歸系數顯著。

3.3.2 異方差檢驗

采用white 檢驗對模型的異方差進行檢驗，得到結果如表3。

表3 White 檢驗

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

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

由于lnX4的系數為負，明顯不符合經濟學常識，本文認為存在多重共線性問題，導致系數估計有偏。

3.3.3 共線性檢驗與嶺回歸調整

對共線性進行檢驗如表4。

從檢驗結果中可以看出，所有變量的VIF 值均大于10，存在嚴重的多重共線性問題。本文試采用逐步回歸，發現并無法剔除變量，因為所有變量均通過顯著性檢驗，但是基于共線性問題，用普通最小二乘估計線性回歸方程系數時，會產生較大的偏差。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可以消除回歸方程的多重共線性所帶來的誤差。得到結果如表5。

表4 VIF 方差膨脹因子檢驗

表5 步長值與結果

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

得到嶺回歸結果如表6。

相應的決定系數為0.9891,雖然沒有原方程的0.9997高，但方程中所有變量的系數均為正，符合經濟意義常識。也就是說，嶺回歸通過丟棄少量的信息，換來了方程系數的合理估計。接下來對模型進行自相關檢驗。

3.3.4 自相關檢驗

運用LM 檢驗方法進行檢驗，得到結果如表7。

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

得到最終的回歸模型如下：

圖1

表6 嶺回歸結果

表7 LM 檢驗

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

4 結論與建議

4.1 農林牧漁各個產業對農業經濟增長影響的產出彈性不同

通過上述分析得知，農業產業指數、林業產業指數、牧業產業指數、漁業產業指數農林牧漁業各產值對農林牧漁業總產值指數均有顯著正向影響對拉動農林牧漁業總產值而言，農業產業指數最大，林業產業指數次之，牧業產業指數再次之，而漁業最低，僅有0.099%。

4.2 種植業對四川省的農業經濟有較強的拉動作用

農業對農林牧漁業總產值指數產出彈性為0.35，是產出彈性最高的，證明農業在農業經濟中的作用是巨大的。農業最為重要的則是種植業其比例幾乎占據了農業的90%。如種植業內部結構存在著不合理，產出效率和效益低；但是從另一個角度講，隨著人們對種植業的需求量逐漸降低是農業產業結構演變的不斷趨勢，但上述分析結果可知，種植業對四川省的經濟勞動作用是巨大的。因此，我們應該在農業供給側方面進行調整，滿足市場需求，從而使四川省的整個農業經濟和農民收入邁上一個新的臺階。

4.3 林業對經濟拉動作用成效顯著

林業對農林牧漁業總產值指數產出彈性為0.194，而在2009 年業對農林牧漁業總產值指數產出彈性0.092，并且已超過畜牧業，可以看出林業對四川省經濟拉動作用越來越大。截至2018 年，四川已成為全國第二大林區；林業是現代基礎產業體系的有機部分，在生態、經濟發展、社會方向、文化宣傳以及低碳等多重領域發揮各項功能。此外，林業工程營造的良好的生態環境會對農業其他板塊的經濟與發展產生積極的影響。

4.4 畜牧業仍然是四川省農業經濟增長的優勢產業

畜牧業對農林牧漁業總產值指數產出彈性為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、蜜蜂生產繼續保持全國第一大省地位，畜牧業成為農業農村經濟的支柱產業和農民增收的重要來源，具有良好的發展前景，將為四川省的農村經濟貢獻出巨大的能量。

4.5 漁業已成為成為四川農業經濟增長不可或缺的一環

漁業對農林牧漁業總產值指數產出彈性為0.099。近年來，四川省不斷優化漁業結構，漁業經濟在助農增收、繁榮農村經濟中的作用不可替代，漁業已成為四川省農業和農村經濟結構調整的重點。四川省現代漁業的產業地位和作用對推進四川省農業經濟的可持續發展具有重要意義，并將越發為四川農業經濟貢獻出自己的一部分力量。