西藏农业产业结构调整与农民收入关系的实证分析

汪 朋 张剑雄

(西藏民族大学，陕西 咸阳 710082)

一、引言

党的十八大报告表明，发展农村经济，促进农民收入水平的增加，加快农业现代化的发展，是全面建成小康社会的基本任务之一，这是我党审时度势，根据我国的基本国情和广大农村实际情况而做出的重大决策。而西藏作为我国一个重要且特殊的边疆少数民族地区，其农民收入水平的增加，对西藏乃至我国而言意义重大。因此如何促进西藏农民收入水平的增加，是一个值得研究的重要课题。但关于这方面的研究，尤其是定量研究则比较少见。目前有关这方面的定量研究，比较多见的基本上都是针对我国或一些相对发达地区而言的，如齐晓丽、冯彦妍从家庭经营性收入、劳动者报酬、转移支付收入和财产性收入等多个方面对我国农民收入的结构作了分析，着重探讨了制约农民收入水平的影响因素，提出了从农业结构调整以及农村剩余劳动力转移等多方面着手增加农民收入的政策建议；张晓珍，陈涛等对天津市农村产业结构的变化与农民收入的关系进行了实证分析，实证结果表明农村产业结构的变化对农民收入的变化有着重要的影响，由此提出了优化农村产业结构，适当提高养殖业比重，以切实地提高农民收入的政策建议。基于此，笔者以1986～2013年西藏农村产业结构与农民收入的实际数据，通过时间序列分析的协整理论与Granger因果关系的检验对西藏农村产业结构的变化和农民收入的关系做了实证分析，得出了一些重要的结论，并根据这些结论有针对性地对提出了增加西藏农民收入相关政策建议。

二、样本数据的选择

笔者选取了代表西藏农民收入水平的人均纯收入（Y），农、林、牧、渔业在农业总产值中的比重 X1，X2，X3，X4的 1986～2013年的时间序列数据，具体见表1。

表1 西藏农村人均纯收入与农业结构变化

数据来源：《西藏统计年鉴2014》。

三、理论介绍

（一）Granger因果关系检验

对于两变量X和Y，Granger因果关系通过进行以下回归进行判断。

Granger检验是根据受约束回归的F检验来实现的。例如针对X对Y的不存在单向Granger因果关系这一零假设，即针对模型（1）中含X项前的回归系数整体为0的假设，依次作包含与不包含X项的回归，相应的未解释变差依次记为RSSU和RSSR，再计算如下统计量：

式中，m为滞后期的长度，n为样本容量，k为无约束的回归模型自变量的个数。

若计算出的统计量F＞Fα（m,n-k)(α为显著性水平），则拒绝零假设，认为X对Y存在着单向的Granger因果关系。

（二）平稳性检验

为了排除虚假回归的可能，即排除2个非平稳时间序列就算不相关，也有可能得到很高的相关系数这一现象，就需要对选择的序列进行平稳性检验，这里笔者采用应用广泛的ADF检验（Augmented Dickey-Fuller test）方法。

对于待检验的时间序列X，ADF检验需要通过以下三个模型来判断

要指出的是，实际进行ADF检验时，一般依次从模型（6）、（5）、（4）顺序进行ADF检验，什么时候拒绝零假设H0:δ＝0，则什么时候停止检验，认为该序列不存在单位根，即为平稳序列。而判断能否拒绝零假设，关键是要看计算出的ADF统计量是否低于相应的ADF检验的临界值。

（三）协整检验

协整理论是从数据中寻找经济变量之间长期均衡关系。其实际意义为：如果经济变量之间具有协整关系，则它们虽然均有各自的长期变化，但它们之间始终保持着一个长期比较稳定的因果关系。

检验是否具有协整关系的方法有两种：一种是根据回归的残差而进行的检验，这一检验方法主要是针对单方程进行协整关系的检验，称为Engle-Granger两步法；另一种是根据回归参数的完全信息而进行的协整检验，称为Johansen协整检验。这里笔者仅考虑单一方程的协整检验问题，下面以两变量为例进行说明。

第一步，用普通最小二乘法估计Yt关于Xt的回归方程，并计算非均衡误，得到

称为协整回归或静态回归。

第二步，采用ADF法检验的平稳性。若et为平稳时间序列，则认为Yt，Xt之间存在协整关系；否则，认为变量Yt，xt之间没有协整关系。

因为第一步的协整回归中已经包含了常数项，因此在检验et的单整性时就不需再包含常数项了；若协整回归还包含了时间项，则检验的模型中也不需要再含时间项。

另一个要注意的问题是，对et平稳性检验的ADF临界值应该比正常的ADF临界值要小，具体临界值计算公式为：

其中 α 为显著性水平，T为样本容量，φ∞，φ1，φ2可通过查协整检验临界值表得到。

四、实证分析

（一）格兰杰因果关系的检验结果

根据上面的方法，笔者应用R软件对农林牧渔各产值比重进行了格兰杰因果关系的检验，检验结果见表2。

从上面的检验结果可以看出，在10%的显著性水平下，农、林、牧、渔中农业和牧业比重的变化是农村人均纯收入的格兰杰原因，林业和渔业则不是。反过来，农村人均纯收入不是农、林、牧业比重变化的格兰杰原因，从滞后一阶的格兰杰因果关系来看，农村人均纯收入是西藏渔业比重变化的格兰杰原因，而滞后二阶的结果看则不是。因此，综合上面的结果，可以认为，农业和牧业比重的变化对西藏农村人均纯收入的变化有着明显的单方向的影响，尤其是牧业，而林业和渔业则对西藏农村人均纯收入的变化影响不明显。

表2 西藏农村人均纯收入与农业产业结构之间的格兰杰因果关系检验

（二）序列的ADF检验结果

由上面的格兰杰因果关系检验知，只有农业和牧业比重的变化影响农村人均纯收入，因此，只分析农业、牧业比重和农村人均纯收入数据的平稳性。表3给出了这三组数据按模型（4）、（5）、（6）所作的ADF检验结果。

表3 序列Y、X1、X3的ADF检验的结果

对于时间序列Y，对应的三个模型的ADF统计量分别为2.4061、4.0297、4.0267，均比各自的10%显著性的临界值都还大，因此很明显，西藏人均纯收入的序列Y为非平稳序列。从表3中，同样可以看到，农林牧渔业中农业比重和牧业比重的序列X1和X3也都是非平稳的时间序列。

（三）协整分析

1.序列的单整性判断。由于只有两个变量是同阶单整的，才有可能具有协整关系，因此要判断西藏人均纯收入Y与农牧业比重X1和X3是否具有长期均衡关系，就需要判断这些变量是否具有同阶单整性，为此，表4给出了这三个序列的一阶差分的ADF检验的结果。

表4 序列Y、X1、X3的一阶差分的ADF检验的结果

表4的结果说明，在显著性水平α=0.05下，Y、X1、X3的一阶差分序列ΔY、ΔX1、ΔX3、的ADF检验统计量均明显小于相应的检验临界值，所以可判定这三个差分序列均是平稳序列，因此可认定时间序列Y、X1、X3都具有一阶单整性。

2.协整检验的结果。根据上述检验结果，可以运用E-G两步法对西藏农民人均纯收入与农业产业结构变化进行协整分析。由于运用格兰杰因果关系检验得出，农业总产值中，农牧业产值比重X1和X3是农民人均纯收入Y的格兰杰原因，因此农民人均纯收入Y和农村产业结构变化的关系可以确立。按照E-G两步法：

第一步，使用普通最小二乘法对变量进行协整回归，估计的结果如下：

第二步，计算上述模型的残差e，用ADF检验其平稳性。利用R软件计算得出残差e的ADF检验统计量为-4.204，而利用（8）式子计算出的5%的显著性水平下的协整检验临界值为-3.56，因此，可以判定残差序列是e平稳的，从而可以认为Y与X1和X3之间是（1，1）协整关系。

（四）误差修正模型的建立

Granger表述定理指出：若变量之间存在着协整关系，那么它们之间的短期的非均衡总可以通过一个误差修正模型来修正。因为西藏农村人均纯收入和农牧业在农业总产值中的比重X1和X3之间是（1，1）协整关系，因此可以设定如下误差修正模型：

其中e为（9）式的残差，ε为该误差修正模型的随机干扰项。

利用R软件，估计模型（10），结果如下：

从这个结果中，可以看出影响西藏农村人均纯收入的增长的不仅仅是农牧业当年的比重的增加，其前一年的农牧业的比重对其影响更大，这说明西藏农牧业比重的调整对西藏农村人均纯收入的影响存在一定的滞后性。与此同时，西藏农村人均纯收入除了依赖于农牧业当年和前一年比重的调整外，还取决于上一年农村人均纯收入对均衡水平的偏离，随机误差项et-1的估计系数-0.67反映了对这种偏离的修正水平，即若上一年偏离越远，本年相应的修正量就越大，也就是模型（11）显示出来的系统之间具有明显的误差修正机制。

五、结论和政策建议

笔者借助西藏统计年鉴的数据进行了实证分析，运用Granger因果关系检验的方法说明了西藏农业产业结构的调整，特别是农牧业在西藏农业总产值中的比重的变化是西藏农牧民收入水平发生变化的Granger原因，这说明西藏农业产业结构的合理调整将会促进农牧民收入水平的增加。进一步，笔者对数据进行了协整分析，结果表明西藏农民收入水平与农村产业结构变化之间存在着一种长期稳定的正向均衡关系，这说明西藏农村产业结构中农牧业在农业总产值中的比重的提高将能长期促进农牧民收入水平的增长。其中在农业总产值中，农业比重每增加1个百分点，西藏农村人均纯收入平均增加189元；而牧业比重每增加1个百分点，西藏农村人均纯收入平均增加196元，可见，农业产业结构中，牧业比重的增加对农村人均纯收入带动作用更大。为了说明西藏农村人均纯收入与农业产业结构之间的这种长期均衡是否有效，本文实证的最后建立了农村人均村收入和农业产业结构之间的误差修正模型，该模型显示西藏农村人均纯收入除了受农业产业结构变动的当年影响外，还受到上一年农业产业结构变化的影响；并且相应的误差修正系数是-0.0067，与一般的反向修正机制相符合，这表明西藏农村人均纯收入实际值与农业产业结构决定的人均纯收入的长期均衡值发生偏离时，将以67%的调正力度将非均衡的状态拉回均衡状态，这种短期的调正作用保证了西藏人均纯收入与农业产业结构之间的长期稳定关系。

依据以上结论，加快西藏农村产业结构的调整，解决好西藏高原农业跨越式发展，尤其是促进农牧民增收，应从以下多个方面入手：一是要引导农牧民转变现有的生产经营方式，实现西藏农业和牧业的规模化生产。西藏各地区应根据自身的实际情况，鼓励农牧民集体投资，建设有一定规模的种植和养殖基地，并成立相应的专业合作社来实现集约化经营，要实现生产资料的股份制经营方式，确定联合经营为主的经营模式，要根据市场的需求合理地配置生产资源，只有这样才能大步提高西藏农村生产资料的利用率。要想办法拓宽西藏农牧民的增收渠道，以实现西藏农村生产的科学发展，达到促进农牧民收入水平大幅增加的目的。二是要优化农业产业结构，增加农牧业，特别是畜牧业在农业总产值中的比重。畜牧业是西藏农业中产业关联度比较高、效益比较好的优势产业和特色产业，因此要想加快西藏农业发展的质量和速度，就必须花大力气促进西藏畜牧业的发展，以促进西藏农业产业结构的调整和优化升级。西藏各地区要基于自身的实际情况有重点地支持当地龙头企业的建设，要给予一定的政策鼓励，要采取龙头牵动、政策驱动等措施，促进西藏畜牧业向规模化和集约化的方向大力发展，实现西藏农业总量的增长和经营规模的重大突破，要实际做到把畜牧业发展成为增加西藏农民收入水平的主要产业。三是加大西藏农业技术人才培养的力度，要努力拓宽西藏农村富余劳动力就业的领域和空间。当前西藏农村教育和专门技术人才极其匮乏，因而加大农业技术人才的培养是促进西藏农业产业化发展的重中之重；另外在大力促进西藏农牧业发展的同时，还要重点促进以农牧业产品为原料的深加工业的发展，要尽可能地延长西藏农业产业链条并进行深度开发。这不仅可以促进西藏农业自身的发展，同时还可以实现西藏产业之间的互动，从而带动相关的建筑、餐饮等行业的大力发展，提升农业自身对西藏富余劳动力的消化吸收能力。

通过上述的分析可以看到，西藏农业的基础比较落后，寻求适合西藏特色的现代化农业发展道路还需要长期的努力，这其中优化西藏农业产业结构应当持续地进行下去，适应当前时代需要开辟和发展新兴农业、与时俱进生产农牧产品应当成为西藏农业发展和前进的主要方向。

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