农业结构调整与农民收入相互关系的实证研究

余家凤，易发云，孔令成

(1.长江大学 经济学院，湖北荆州434023；2.华中农业大学 经济管理学院，武汉430070；3.荆州市财政局，湖北荆州434023；4.西北农林科技大学 经济管理学院，陕西杨凌712100)

0 引言

由于我国农村幅员辽阔，劳动力、资金、技术、土地、信息等要素禀赋的差异，使不同地理位置、不同的时期存在不同的农业产业结构，也使各地农民的收入水平参差不一，致使二者总是处于一个动态的变化过程中。对这一变化过程进行研究，可以洞悉农业结构调整的内容和实质，探索实现农民增收、农业增效从量的变化到质的进步的路径，用最佳的要素配置发展生态农业、绿色农业，从而使农业结构最优、农民收入增加的比例最大。

本文构建反应湖北省农业产业结构变动的农业内部各产值与农民人均纯收入的计量模型，运用相应的软件获得计量结果，据此提出相关的政策建议。

1 数据的选择与说明

为了研究湖北省农业产业结构调整与农民收入相互之间的关系，拟构建反映湖北省农民的人均纯收入、农业(种植业)、林业、牧业、渔业总产值之间动态均衡关系的计量模型。在所采用的数据中，1980～2008年的数据来源于《新中国60年统计资料汇编》，2009～2010年的来自于《湖北统计年鉴2010》。其中，湖北省农民人均纯收入、农业、林业、牧业、渔业总产值分别用INC、VAG、VFO、VHD和VFI表示。由于以上各变量之间以及各变量内部值之间的数据相差很大，为了减少波动，消除数据间的异方差，保证估计结果的有效性和合理性，对以上变量的值取自然对数，分别用LINC、LVAG、LVFO、LVHD和LVFI上述各变量，样本区间为1980～2010年。

2 湖北省农业产业结构调整与农民收入的关系的实证分析

2.1 湖北省农民人均纯收入及农业内各产业总产值的平稳性检验

由于协整检验、脉冲响应函数和方差分解方法是以变量序列平稳为基础的，因此首先必须对上述各变量序列的平稳性进行检验，以消除由于序列的非平稳性所引起的“伪回归”现象，通常需要用到ADF检验方法(结果见表1)。

表1 湖北省农民人均纯收入及农业内各产业总产值的平稳性检验

从表1中可以看出，序列LINC在有截距项、趋势项，且滞后阶数为1的情况下的ADF检验统计统计量为-2.521763，大于其在5%显著性水平条件下的临界值-3.574244，因此不能拒绝序列LINC有单位根，表明其是非平稳的。而一阶差分序列△LINC在有截距项无趋势项，且滞后阶数为0的情况下的ADF检验统计统计量为-3.767903，小于其在5%显著性水平条件下的临界值-2.967767，因此拒绝一阶差分序列△LINC有单位根，表明其是平稳的。关于其他变量的序列LVAG、△LVAG、LVFO、△LVFO等的分析可以依此类推。表2的结果表明，序列LINC、LVAG、LVFO、LVHD和LVFI都是一阶单整序列，满足协整检验的条件，可以对它们进行协整检验，确定它们之间是否存在长期稳定的均衡关系。

2.2 湖北省农民人均纯收入和农业内各产业总产值的协整检验

为了准确确定湖北省农民人均纯收入与农业、林业、牧业和渔业之间是否存在长期有效的均衡关系，拟采用Johansen协整检验对它们进行检验。它是一种基于向量自回归模型的多重协整检验方法，主要通过特征根迹检验统计量和最大特征根值检验统计量来检验多个变量序列之间的协整关系。

根据上述分析，由于五个变量序列均是一阶单整的，满足了协整检验的条件。由于上述各变量序列基本上有截距项但无趋势项，所以采用各序列中没有确定性趋势但协整方程中有截距项的方法，滞后期为2(结果见表2)。

表2 湖北省农民人均纯收入和农业内各产业总产值的协整检验

检验结果表明，在5%的显著性水平下，拒绝了“至多有3个协整方程”的原假设，而不能拒绝“至多有4个协整方程”的原假设，因此湖北省农民人均纯收入与农业、林业、牧业、渔业总产值序列之间存在着4个协整方程，且它们之间存在着长期稳定的均衡关系。

由以上分析可知，变量LINC、LVAG、LVFO、LVHD和LVFI之间存在着4个协整关系，即四个协整方程，依次如下：

标准误差=(0.03513)

标准误差=(0.01753)

标准误差=(0.01850)

标准误差=(0.65290)

上述四个协整方程中，圆括号“()”中给出的是参数估计值的唯一的渐进标准误差，是误差修正项。从上述四个方程中可以看出，变量LINC、LVAG、LVFO和LVHD都与LVFI之间存在着长期稳定的均衡关系。由于本文重点研究的是各产业总产值与农民人均纯收入之间的关系，所以有必要对它们之间的比例关系进行换算，最终得出如下比例关系：LINC=1.13LVAG；LINC=1.69LVFO；LINC=0.94LVHD；LINC=0.72LVFI。从上述比例关系可以看出，农业(即种植业)、林业、畜牧业和渔业对湖北省农民人均纯收入的增长具有明显的促进作用。种植业总产值的对数增加1%，则农民人均纯收入大约增加1.13%；林业总产值的对数增加1%，则农民人均纯收入大约增加1.69%；畜牧业总产值的对数增加1%，则农民人均纯收入大约增加0.94%；渔业总产值的对数增加1%，则农民人均纯收入大约增加0.72%。由此可知，林业对湖北省农民人均纯收入的影响最大，其次是种植业，再其次是畜牧业，最后是渔业。

2.3 脉冲响应函数

脉冲响应函数(IRF)用于衡量来自某个内生变量的随机扰动项的一个标准差冲击(称之为“脉冲”)对VAR模型中所有内生变量当前值和未来取值的影响。图1是在上述农民人均纯收入和各产业总值间的向量自回归模型的基础上得到的脉冲响应路径曲线。实线是相应的响应函数值，虚线表示正负两倍的标准差偏离带(±2S.E)。纵轴表示的是脉冲响应函数的大小，横轴表示的是脉冲响应函数的追踪时期数。

图1 湖北省农民人均纯收入对种植业产值冲击的响应

图1是湖北省农民人均纯收入的对数对种植业产值的对象冲击的响应。从图中可以看出，农民人均纯收入并未对种植业产值的一个新息立即作出响应，农民人均纯收入在第一期的响应等于0，二至六期逐渐增大，到第七期达到最大(大约为1.3)且为正向的。之后，收入的这种响应逐渐减少，到第二十期逐渐平稳，响应值趋近于0.5。种植业产值的这种冲击对农民人均纯收入的影响持续的时间较长，直到40期后，收入的这种响应仍为0.2左右。

图2 湖北省农民人均纯收入对林业产值冲击的响应

从图2中可以看出，农民人均纯收入也未对林业产值的一个标准差冲击立即作出响应，这种响应在二至四期逐渐增大，到第四期达到最大(大约为0.3)且是正向的。之后，收入的这种响应逐渐减少，到第二十期逐渐平稳，响应值趋近于0.15。当然，林业产值的这种冲击对农民人均纯收入的影响也是长期的。

图3 湖北省农民人均纯收入对畜牧业产值冲击的响应

从图3可以看出，给湖北省农业产值一个正的冲击，从第一期开始对湖北省农民人均纯收入就有一个负的影响，而且这种负的影响在以后各期逐渐扩大，到第十二期达到最大(大约为-0.4)。之后，这种负的影响逐渐减小，到第二十期逐渐稳定，响应值为-0.2。表明湖北省畜牧业产值的增加不但没有增加湖北省农民人均纯收入，而是降低了农民人均纯收入。这一方面说明，从1980～2006年以来湖北省农民的税费负担较重，另一方面说明湖北省的畜牧业的比较效益较小。

图4 湖北省农民人均纯收入对渔业产值冲击的响应

如图4，农民人均纯收入也未对林业产值的一个标准差冲击立即作出响应，这种响应在二至十期逐渐增大，到第十期达到最大(大约为0.9)且是正向的。之后，收入的这种响应逐渐减少，到第二十期逐渐平稳，响应值趋近于0.4。渔业产值的这种冲击对农民人均纯收入的影响也是长期存在。

2.4 方差分解

方差分解和脉冲响应函数一样，其是将VAR模型中每个外生变量预测误差的方差按照其成因分解为与各个内生变量想关联的组成部分，即分析每个新息冲击对内生变量变化的贡献程度，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要性(结果见表3)。

在表3中，LINC列是湖北省农民人均纯收入预测方差中由农民人均纯收入自身引起的部分的百分比；LVAG列是湖北省农民人均纯收入预测方差中由种植业产值引起的百分比，其它的列类似，这五列的百分比之和为100。从表中可以看到，在第一期预测中，湖北省农民人均纯收入预测方差全部是由农民人均纯收入自身扰动所引起的。随着预测期的推移，农民人均纯收入预测方差中由非农民人均纯收入扰动所引起的部分增加，而由农民人均纯收入自身扰动引起的部分下降但是其所占的百分比还是比较大的。大约在第十三期左右，农民人均纯收入的分解结果基本稳定，其预测方差中大约有38.06%是由非农民人均纯收入扰动所引起的，61.94%是由自身扰动所引起的。

3 建议

湖北省农业结构的调整，应贯彻落实科学发展观，以农民增收为主题，坚持市场导向、因地制宜、尊重农民意愿、科技优先的原则，并保证农民收入不断增长。

表3 湖北省农民人均纯收入的方差分解

（1）抓住机遇，推进林业发展。

应围绕“两圈一带”发展战略，以“一带、两圈、三区、四脉”为构架，以山、林、水、路为基本生态要素，以林业生态工程为重要载体，加强生态建设。

（2）充分发挥农产品的比较优势。

湖北省具有发展农业的得天独厚的自然条件。应运用比较优势原则，将这种自然优势转化为经济优势，以提升优质农产品比重，发展适应市场需求的的质优价好的农产品。

（3）大力发展外向型农业。

应走大力发展外向型农业的道路，积极参与国际分工与合作，探索用“绿色”创特色的创汇之道。

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