重慶農業產業結構調整與農民收入增長關系的實證分析

駱俊琳

(重慶三峽職業學院黨政辦公室，重慶 404155)

引言

農業產業結構調整與農民增收密切相關。學者們對二者之間的關系進行了許多研究，并取得了不少有價值的研究成果。眾多學者研究發現，農業產業結構調整有利于促進農民收入增長。積極調整農業內部結構，將有利于提高農業生產的經濟效益，進而增加農民收入，農業結構調整中農戶家庭經營農林牧漁業的現金收入呈逐步增長的態勢，擴大土地經營面積對農戶家庭增收的作用更加顯著。但不同地區農業內部各產業對農民增收的影響，卻存在著地區差異。安徽發展種植業和牧業將增加農民純收入，但漁業和林業產值的增加反而抑制了農民收入的增長。對湖北省農民人均純收入的影響最大的是林業，其次是種植業和牧業，影響最小的是漁業；浙江發展林業和牧業，有利于農民增收；貴州省種植業對農民收入的影響最大，畜牧業次之，漁業最小。北京種植業與牧業的發展并未帶來農民收入的增長，而林業與漁業對農民收入增長具有促進作用。

上述成果從國家層面或者地區層面對農業產業結構調整與農民收入增長之間的關系進行了研究，但專門針對重慶農業產業結構調整與農民收入增長關系的研究，還尤為缺乏。因此，本文試圖在建立向量自回歸模型的基礎上，運用廣義脈沖響應函數和預測方差分解來考察重慶農業產業結構調整與農民收入增長之間的相關性，從動態的角度研究農業產業結構調整對重慶農民收入的作用。

1 實證分析

1.1 變量選取與數據處理

在研究重慶農業產業結構調整與農民收入增長的互動關系中，用農村居民家庭人均可支配收入來表示農民收入，為了消除物價因素的影響，本文用居民消費價格指數(1985=100)對重慶農村居民家庭人均可支配收入進行平減，記為NMSY。用農業、林業、牧業、漁業總產值來衡量重慶農業結構的調整與變化，為了消除通貨膨脹的影響，分別用農業總產值指數(1985=100)、林業總產值指數(1985=100)、牧業總產值指數(1985=100)、漁業總產值指數(1985=100)對重慶農業、林業、牧業、漁業總產值進行平減，并分別記為NY、LY、MY、YY。同時，為了消除異方差，對變量NMSY、NY、LY、MY和YY分別取自然對數以消除變化趨勢，并分別記為LnNMSY、LnNY、LnLY、LnMY和LnYY。研究中采用的原始數據均來自歷年的《重慶統計年鑒》，取樣時間段為1985—2018年。

1.2 單位根檢驗

由于向量自回歸模型的運用要求系統中的變量具有平穩性，因此，本文采用ADF檢驗法對相關數據進行單位根檢驗，以檢驗其平穩性。單方根檢驗，主要是檢驗樣本序列的平穩性。如果在序列無差分情況下的t統計值小于臨界值，則序列無單位根，是平穩序列；否則為非平穩序列。本文采用ADF檢驗法，對LnNMSY、LnNY、LnLY、LnMY和LnYY進行單位根檢驗，具體結果見表1。

由表1可知，序列LnNMSY、LnNY、LnLY、LnMY和LnYY的ADF檢驗統計量均大于顯著性水平0.05時的臨界值，不能拒絕原假設，表明變量LnNMSY、LnNY、LnLY、LnMY和LnYY存在單位根，是非平穩時間序列。但其一階差分序列ΔLnNMSY、ΔLnNY、ΔLnLY、ΔLnMY和ΔLnYY的ADF檢驗統計量均小于顯著性水平0.05時的臨界值，這說明ΔLnNMSY、ΔLnNY、ΔLnLY、ΔLnMY和ΔLnYY均為平穩時間序列，即LnNMSY、LnNY、LnLY、LnMY和LnYY都是一階單整序列。

1.3 判定模型的滯后階數與穩定性檢驗

由于序列ΔLnNMSY、ΔLnNY、ΔLnLY、ΔLnMY和ΔLnYY均為平穩時間序列，符合VAR模型對序列平穩性的要求。因此，可以建立VAR模型。在建立模型時，根據LR、FPE、AIC、SC和HQ值來選擇模型的最佳滯后階數。由表2可知，絕大多數的準則選擇的滯后階數為3階，因此，可以建立VAR(3)模型。

表2 VAR的滯后期檢驗

然而，要通過VAR模型得出結論，需要對其進行脈沖響應分析和方差分解，但這必須以VAR模型的穩定為前提。VAR模型穩定的充分必要條件是模型的根都要在單位圓以內或者模型所有根模的倒數小于1。根據AR根的測試結果得知，VAR(3)模型的全部根均落在單位圓以內，因此，VAR模型的穩定性條件得以滿足，根據其得出的脈沖響應函數的結果是穩健和可靠的。檢驗結果見圖1。

圖1 VAR模型的穩定性檢驗

1.4 協整檢驗

協整分析的經濟意義在于揭示時間序列變量的長期穩定關系。若變量協整，則其之間存在一個長期的均衡關系。反之，則不存在一個長期的均衡關系。由于ΔLnNMSY、ΔLnNY、ΔLnLY、ΔLnMY和ΔLnYY均為同階單整序列，不但適用于建立VAR模型，而且也滿足協整的前提條件。因此，本文對其進行協整檢驗。為了使結論更為穩定和可靠，同時采用跡檢驗和最大特征根檢驗。檢驗結果見表3。

表3 協整檢驗結果

由表3可知，在5%的顯著性水平上，至少存在2個協整關系，根據經過標準化后的協整系數，選取以下能準確反映變量間關系的協整方程：

LnNMSY=-1LnNY+1.6053LnLY+2.9609LnMY-1.7534LnYY

上述協整方程表明，農民收入與農業總產值、林業總產值、牧業總產值和漁業總產值之間存在長期的均衡關系。從協整結果可以看出，長期內林業和牧業與重慶農民收入呈正相關關系，農業和漁業與重慶農民收入呈負相關關系。林業和牧業總產值每增加1%，將促進重慶農民收入分別增長1.6053%和2.9609%，而農業和漁業總產值每增加1%，將引起重慶農民收入分別減少1%和1.7534%。

1.5 廣義脈沖響應函數

為了分析農民收入對農業總產值、林業總產值、牧業總產值和漁業總產值的一單位標準差沖擊的反應，在已經構建的VAR模型的基礎上建立廣義脈沖響應函數。圖2是基于VAR模型的廣義脈沖響應函數曲線。其中，橫軸代表響應函數的追蹤期數，縱軸代表被解釋變量對解釋變量的響應程度，實線為響應函數的計算值，虛線為響應函數值加或減兩倍標準差的置信帶。同時，將模型中響應函數的追蹤期設定為15a。

圖2 廣義脈沖響應函數曲線

1.5.1 考察農民收入對農業總產值變化的響應情況和響應路徑

從圖2可以看出，農民收入增長對農業總產值變化的一個標準差新息的響應，在第1期和第2期顯示出微弱的負效應，在第3期出現了響應值為0.52%的正向響應，并在第4期出現了最大的正向響應，其后便出現了較為持續穩定的正向收斂跡象，但正向響應逐漸減弱并趨近于零。這說明，短期內農業總產值的增加有利于促進農民收入增長，但從長期來看，農業對農民增收的作用有限。

1.5.2 考察農民收入對林業總產值變化的響應情況和響應路徑

從圖2可以看出，農民收入增長對林業總產值變化的一個標準差新息的響應，在第1期和第2期顯示出微弱的負效應，在第3期出現了響應值為1.38%的正向響應，其后便表現出持續的、穩定的正向響應趨勢，且這種增加的趨勢呈逐步增強的態勢。這說明，盡管在短期內林業總產值的增加對促進重慶農民收入增長的作用不顯著，但從長期來看，隨著重慶林產業的發展，其對農民增收的促進作用較為顯著。

1.5.3 考察農民收入對牧業總產值變化的響應情況和響應路徑

從圖2可以看出，農民收入增長對牧業總產值變化的一個標準差新息的響應，在第1期出現較微弱的負效應，在第2期就顯示出正向響應，并在第4期出現了響應值為2%的最大正向響應，隨后逐漸下降，但在第9期出現了負向響應且呈現出擴大的趨勢，并在第13期出現了最大的負向響應。這表明發展牧業在短期內對重慶農民收入增長具有促進作用，但從長期來看，其促進作用逐漸減弱，對農民增收的作用不明顯。

1.5.4 考察農民收入對漁業總產值變化的響應情況和響應路徑

從圖2可以看出，農民收入增長對牧業總產值變化的一個標準差新息的響應，在第1期就顯示出微弱的正向響應，但從第2期開始，就出現了持續的負向響應，并在第13期出現了響應值為-4.17%的最大負向響應。可見，重慶市漁業發展并未帶來農民收入的增長。

1.6 預測方差分解

脈沖響應函數描述的是VAR模型中的一個內生變量的沖擊給其它內生變量所帶來的影響。而方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性。因此，方差分解給出對VAR模型中的變量產生影響的每個隨機擾動的相對重要性的信息。本文在以下的分析中，利用預測方差分解技術分析了各變量對農民收入增長的貢獻率，分解結果見表4。

從表4可以看出，重慶農村居民家庭人均可支配收入的波動在第1期只受自身波動的影響，農業、林業、牧業、漁業對農村居民家庭人均可支配收入波動的沖擊僅在第2期才顯現出來，農業和林業僅表現出較微弱的沖擊影響，牧業和漁業對農民收入波動的沖擊較為明顯。農業對農民收入波動的沖擊忽大忽小，顯示出較大的波動性，但其沖擊卻呈逐漸減弱的趨勢，并最終保持3.39%左右的貢獻度，這表明農業發展對重慶農村居民家庭人均可支配收入增長的影響較小。盡管林業對重慶農村居民家庭人均可支配收入的沖擊在第2期才得以顯現，且沖擊影響較弱，但隨后卻呈逐步增強之勢，并最終保持61.32%左右的貢獻度，這表明林業發展對重慶農村居民家庭人均可支配收入增長的影響極其顯著。牧業和漁業對重慶農村居民家庭人均可支配收入的沖擊從第2期開始均表現出逐步增強的趨勢，林業和漁業對重慶農村居民家庭人均可支配收入增長的貢獻度最終分別保持在14.86%和15.49%左右。從最終的影響效應來看，重慶農業產業結構調整的重點應該是大力發展林業。

表4 重慶農村居民家庭人均可支配收入方差分解表

2 結論及啟示

自1985年以來，重慶農業、林業、牧業、漁業與農民收入之間存在著一種長期穩定的均衡關系，林業和牧業與重慶農民收入呈正相關關系，農業和漁業與重慶農民收入呈負相關關系。農業對重慶農民收入的影響越來越小，林業、牧業、漁業發展對重慶農民收入的影響呈現出逐漸增強的趨勢。從長期來看，林業和牧業總產值的增加有利于促進重慶農民收入增長，農業和漁業總產值的增加反而抑制了農民收入的增長。這說明重慶市農業和漁業結構還不夠合理，在促進農業和漁業發展的過程中，應強化農業和漁業的結構調整，進而提高農民收入。更為重要的是，應進一步優化林業和牧業結構，重點加強林業和牧業的發展，鞏固、提升其對農民增收的促進作用。可以得到以下啟示。

2.1 重點發展林業，促進重慶林業生態建設

協整方程和脈沖響應表明，林業對重慶農民增收具有顯著作用，方差分解結果表明長期內林業對農民收入變化的貢獻度最大。因此，重慶應圍繞建設長江上游重要生態屏障的目標，依托天然林保護、退耕還林等重點工程，持續推進城鄉綠化一體化，構建多功能、多層次、高效益的林農復合生態系統，積極穩妥地推進農村林業改革試點，建立提高森林覆蓋率橫向生態補償機制，發展壯大生態特色產業，進而促進農民收入增長。

2.2優化牧業結構，積極發展現代牧業

協整方程表明，牧業對重慶農民增收具有顯著作用，方差分解結果表明長期內林業對農民收入變化的貢獻度穩定在15%左右。要通過實施天然草地改造工程，提高草食牲畜的飼養承載量；積極創建畜禽標準化養殖場，有效控制養殖污染源頭；優化牧業結構，促進生態畜牧產業的發展；推進標準化、規模化養殖，不斷完善產業化經營模式，逐步形成種植、養殖及畜產品加工一體化的產業格局，提升畜產品附加值。最終通過牧業的健康發展，促進農民收入增長。

2.3 優化種植業結構，發展特色效益農業

盡管以種植業為代表的農業對重慶農民增收的作用有限，但其對農民收入仍然具有一定的基礎保障作用，因此，應因地制宜地發展種植業。由于重慶人均耕地面積較少，耕地質量普遍不高，并且其耕地多為“巴掌地”，在推進種植業發展的過程中，應在確保基本口糧田的前提下，降低低效作物面積，增加經濟作物面積，重點發展特色水果、禽蜂、蠶桑、煙葉、油料等區域性特色產業，構建以特色效益農業為核心的現代特色效益農業產業體系，增強特色效益農業對重慶農民收入的促進作用。

2.4 充分利用資源，積極發展生態漁業

盡管脈沖響應結果發現重慶農民收入對漁業發展呈現出負向響應，但方差分解結果表明，漁業對農民收入變化的貢獻度穩定在16%左右，因此應及時調整漁業發展方向。充分利用各類江、河、庫等資源，加大水面生態漁業技術研發投入，探索水域保護與漁業生產協調共進的綠色發展道路；大力推廣魚菜共生綜合種養、稻漁綜合種養、池塘內循環微流水養殖等技術，因地制宜地選擇合適的養殖模式，促進綜合種養和池塘生態養殖的發展；促進漁業與其它產業的融合，加快休閑特色漁業的發展。最終通過發展生態漁業，促進農民增收。