陳歆　欒敬東

摘要：利用1987-2015年農(nóng)、林、牧、漁產(chǎn)值與農(nóng)民純收入的數(shù)據(jù)，以農(nóng)民純收入為因變量，農(nóng)、林、牧、漁產(chǎn)值為自變量，建立多元線性回歸模型，分析農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)農(nóng)民增收產(chǎn)生的影響。結(jié)果表明它們之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，從長(zhǎng)期的角度看，農(nóng)業(yè)對(duì)農(nóng)民收入的影響最大、林業(yè)次之、漁業(yè)最小，牧業(yè)對(duì)農(nóng)民增收影響不顯著。在此基礎(chǔ)上提出了調(diào)整種植業(yè)、林業(yè)、畜牧業(yè)、漁業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的對(duì)策建議，促進(jìn)農(nóng)民收入穩(wěn)步增長(zhǎng)。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；農(nóng)民增收；多元回歸分析

中圖分類(lèi)號(hào)：F321 文獻(xiàn)識(shí)別碼：A 文章編號(hào)：1001-828X（2017）009-0-04

一、引言

農(nóng)業(yè)是安天下、穩(wěn)民心的戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)，“三農(nóng)”工作是全黨工作中的重點(diǎn)。安徽省2016年一號(hào)文件指出：把堅(jiān)持農(nóng)民主體地位、增進(jìn)農(nóng)民福祉作為農(nóng)村一切工作的出發(fā)點(diǎn)和落腳點(diǎn)。保持農(nóng)民持續(xù)增收，是破解“三農(nóng)”新難題的關(guān)鍵所在。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整包括對(duì)農(nóng)業(yè)、林業(yè)、漁業(yè)、牧業(yè)的產(chǎn)值和比例等內(nèi)在聯(lián)系的調(diào)整，是增加農(nóng)民收入的有效途徑[1]。如何合理優(yōu)化和調(diào)整農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收效用最大化，是對(duì)其影響程度進(jìn)行分析的根本目的。安徽省是農(nóng)業(yè)大省，農(nóng)業(yè)資源豐富，農(nóng)產(chǎn)品比重大，但是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)落后，城鄉(xiāng)居民收入差距較大，調(diào)整農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)農(nóng)民增收，有利于加速解決“三農(nóng)”問(wèn)題，帶動(dòng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

對(duì)于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與農(nóng)民增收問(wèn)題，許多學(xué)者已從不同角度進(jìn)行了不同程度的分析，為此提出了一些對(duì)策建議。王小平[2]等（2009）用VAR模型得出，宜春市農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值不是形成農(nóng)民收入增長(zhǎng)的關(guān)鍵因素，從長(zhǎng)期來(lái)看，牧業(yè)的發(fā)展對(duì)農(nóng)民增收的貢獻(xiàn)最大，其次是漁業(yè)、種植業(yè)。聶雷[3]等（2012）運(yùn)用向量自回歸模型，得知提高種植業(yè)和牧業(yè)產(chǎn)值可以增加農(nóng)民純收入，而增加漁業(yè)和林業(yè)產(chǎn)值反而對(duì)農(nóng)民純收入有抑制作用，提出了合理調(diào)整農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高農(nóng)民收入的對(duì)策建議。吳開(kāi)[4]等（2014）運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)和方差分解方法對(duì)浙江省農(nóng)民人均純收入與農(nóng)林牧漁業(yè)產(chǎn)值之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果表明在農(nóng)業(yè)內(nèi)部四大產(chǎn)業(yè)中林業(yè)和牧業(yè)對(duì)農(nóng)民收入的貢獻(xiàn)率比較大，增加林業(yè)和牧業(yè)的比重有利于農(nóng)民增收。余家鳳[5]等（2014）運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)和方差分解方法對(duì)湖北省農(nóng)民人均純收入與農(nóng)林牧漁內(nèi)部各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果表明，對(duì)湖北省農(nóng)民人均純收入的影響最大是林業(yè)，其次則是種植業(yè)和牧業(yè)，影響最小的是漁業(yè)，故必須以科學(xué)發(fā)展觀為指導(dǎo)，加快推進(jìn)林業(yè)發(fā)展，充分發(fā)揮農(nóng)產(chǎn)品的比較優(yōu)勢(shì)，大力發(fā)展外向型農(nóng)業(yè)。余霜[6]等（2016）運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)和方程分解的方法對(duì)貴州省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與農(nóng)民人均純收入之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，對(duì)種植業(yè)、林業(yè)、畜牧業(yè)和漁業(yè)今后的發(fā)展方向提出了政策建議。本文運(yùn)用定量分析方法，構(gòu)建農(nóng)、林、牧、漁產(chǎn)值與農(nóng)民純收入的計(jì)量模型，利用模型的結(jié)果，同時(shí)結(jié)合安徽省農(nóng)業(yè)發(fā)展實(shí)際，提出合理有效的對(duì)策建議。

二、現(xiàn)狀分析

（一）安徽省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變

從總體上看，安徽省1987—2015年農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值和農(nóng)、林、牧、漁產(chǎn)值呈上升趨勢(shì)，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值由1987年的255億元上升到了2015年的4391億元，增加17.22倍。農(nóng)、林、牧、漁各產(chǎn)值大幅增加，其中牧業(yè)的增幅最為明顯，從1987年的49億元增加到2015年的1259億元，增加25.69倍。

1987-2015年，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生了一定的變化，農(nóng)業(yè)（傳統(tǒng)種植業(yè)）的比重在緩慢下降，林業(yè)、牧業(yè)和漁業(yè)的比重在不斷上升。其中，農(nóng)業(yè)（傳統(tǒng)種植業(yè)）的比重下降較為明顯，29年間下降了24.03%，2015年農(nóng)業(yè)的比重為49.53%，雖下降明顯，但未改變農(nóng)業(yè)（傳統(tǒng)種植業(yè)）的主體地位。牧業(yè)和漁業(yè)比重上升幅度均在8-10%之間，漁業(yè)在2015年的比重已超過(guò)10%。林業(yè)的所占比重較低，變化幅度有限，僅為2.35%。

（二）安徽省農(nóng)民收入變化規(guī)律

29年來(lái)，安徽省農(nóng)民收入變化總結(jié)下來(lái)經(jīng)歷了四個(gè)階段，分別是低速增長(zhǎng)期-高速增長(zhǎng)期-緩慢增長(zhǎng)期-波動(dòng)高水平增長(zhǎng)期。自改革開(kāi)放以來(lái)，安徽省推行家庭聯(lián)產(chǎn)承保責(zé)任制，調(diào)動(dòng)了農(nóng)民的生產(chǎn)積極性，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，農(nóng)民純收入大幅增加[7]。1987-1991年，開(kāi)始進(jìn)入低速增長(zhǎng)階段，家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制的作用減小，收入的增長(zhǎng)開(kāi)始減速，同比上一年的增速由1988年的13.11%下降到1990年的4.56%。受特大洪澇災(zāi)害的影響，1991年出現(xiàn)了負(fù)增長(zhǎng)。1992-1997年，高速增長(zhǎng)階段，年均增速達(dá)到26.5%，國(guó)家在此期間兩次提高農(nóng)副產(chǎn)品價(jià)格，同時(shí)把大力發(fā)展鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)作為振興農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的突破口，農(nóng)民收入增長(zhǎng)迅速。1998-2003年，緩慢增長(zhǎng)階段，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的影響是快速的，但是也是短暫的，激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)使農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格出現(xiàn)了持續(xù)的低迷，農(nóng)民生產(chǎn)積極性下降，農(nóng)民收入年均增長(zhǎng)僅為2.75%。2004-2015年，為波動(dòng)高水平增長(zhǎng)期。進(jìn)入了新世紀(jì)，一系列的惠農(nóng)政策和農(nóng)村改革試點(diǎn)等，減輕了農(nóng)民的稅負(fù)壓力，進(jìn)一步完善了農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，農(nóng)民收入進(jìn)入新的回潮和上升期，2005、2009年受自然災(zāi)害的影響，農(nóng)民收入增速下降，出現(xiàn)短期的波動(dòng)。到2015年，農(nóng)民人均純收入已經(jīng)達(dá)到10820.73元，是1987年的25倍，農(nóng)民生活水平和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展實(shí)現(xiàn)了質(zhì)的飛躍。

三、安徽省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)農(nóng)民增收影響效應(yīng)的實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于《安徽省統(tǒng)計(jì)年鑒》，選取安徽省1987-2015年間每年的種植業(yè)產(chǎn)值（PIO）、林業(yè)產(chǎn)值（FOO）、牧業(yè)產(chǎn)值（AHO）、漁業(yè)產(chǎn)值（FIO）與農(nóng)民純收入（RNI）作為研究指標(biāo)，其中RNI為因變量，其余四個(gè)指標(biāo)為自變量。為了消除數(shù)據(jù)波動(dòng)對(duì)結(jié)果的影響，對(duì)指標(biāo)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，分別記作LnRNI、LnPIO、LnFOO、LnAHO、LnFIO。

（二）方法選取

本文運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的多元線性回歸模型，檢驗(yàn)因變量與自變量之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，說(shuō)明農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是否對(duì)農(nóng)民增收產(chǎn)生影響和農(nóng)、林、牧、漁業(yè)分別對(duì)其產(chǎn)生怎樣的影響。

（三）實(shí)證分析

1.單位根檢驗(yàn)

由于數(shù)據(jù)波動(dòng)較大，為防止出現(xiàn)序列不平穩(wěn)出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，先進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。本文采用ADF（Augment Dickey-Fuller）方法進(jìn)行檢驗(yàn)，根據(jù)AIC和SC信息準(zhǔn)則，選擇默認(rèn)的最大滯后階數(shù)6，使用計(jì)量分析軟件Eviews8.0建立實(shí)證分析的相關(guān)模型。

下表（表1）中可以看出，所有的時(shí)間序列在5%的顯著性水平下都是不平穩(wěn)的，然后對(duì)它們的一階差分進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，在5%的顯著性水平下也存在單位根，說(shuō)明時(shí)間序列的波動(dòng)性較大。最后對(duì)五組時(shí)間序列進(jìn)行二階差分的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，它們的二階差分序列均在90%的置信水平下拒絕單位根假設(shè)，具有平穩(wěn)性，因此都是二階單整序列。五組數(shù)據(jù)具有同階單整性，滿(mǎn)足多元回歸分析的條件。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果①

檢驗(yàn)變量 檢驗(yàn)類(lèi)型 ADF

檢驗(yàn)值 1%

臨界值 5%

臨界值 10%

臨界值 結(jié)論

LnRNI （c，t，1） -0.1079 -3.6999 -2.9763 -2.6274 不平穩(wěn)

D（LnRNI） （c，t，0） -3.4536 -3.6999 -2.9763 -2.6274 平穩(wěn)**

D（D（LnRNI）） （c，0，0） -7.2303 -3.7115 -2.9810 -2.6299 平穩(wěn)***

LnPIO （c，t，0） -0.9555 -3.6892 -2.9719 -2.6251 不平穩(wěn)

D（LnPIO） （c，t，0） -4.4712 -3.6999 -2.9763 -2.6274 平穩(wěn)***

D（D（LnPIO）） （c，0，0） -8.5038 -3.7115 -2.9810 -2.6299 平穩(wěn)***

LnFOO （c，t，0） -0.9863 -3.6892 -2.9719 -2.6251 不平穩(wěn)

D（LnFOO） （c，t，0） -5.1524 -3.6999 -2.9763 -2.6274 平穩(wěn)***

D（D（LnFOO）） （c，0，1） -6.8868 -3.7241 -2.9862 -2.6326 平穩(wěn)***

LnAHO （c，t，0） -1.9554 -3.6892 -2.9719 -2.6251 不平穩(wěn)

D（LnAHO） （c，t，0） -4.5024 -3.6999 -2.9763 -2.6274 平穩(wěn)***

D（D（LnAHO）） （c，0，1） -5.2433 -3.7241 -2.9862 -2.6326 平穩(wěn)***

LnFIO （c，t，1） -1.4067 -3.6999 -2.9763 -2.6274 不平穩(wěn)

D（LnFIO） （c，t，0） -2.2739 -3.6999 -2.9763 -2.6274 不平穩(wěn)

D（D（LnFIO）） （c，0，0） -6.2042 -3.7115 -2.9810 -2.6299 平穩(wěn)***

2.多元回歸分析

多元回歸分析是一種運(yùn)用多個(gè)自變量的最優(yōu)組合來(lái)共同預(yù)測(cè)和估計(jì)因變量的分析方法。由上述的單位根檢驗(yàn)，說(shuō)明了變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，因此運(yùn)用對(duì)數(shù)化處理后的數(shù)據(jù)，建立自變量農(nóng)業(yè)產(chǎn)值（PIO）、林業(yè)產(chǎn)值（FOO）、牧業(yè)產(chǎn)值（AHO）、漁業(yè)產(chǎn)值（FIO）對(duì)因變量農(nóng)民純收入（RNI）的回歸模型，用自變量來(lái)解釋因變量的變化。

由表2中的結(jié)果可以得出，安徽省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)農(nóng)民收入的影響回歸方程為：

LnRNI=0.535929LnPIO+0.636649LnFOO-0.029974LnFIO+0.0421431LnAHO-9.550954

根據(jù)模型檢驗(yàn)結(jié)果，R2=0.993356，修正的可決系數(shù)為R2=0.992249，這說(shuō)明模型對(duì)樣本的擬合程度很好。F檢驗(yàn)分別針對(duì)H0：βj=0（j=1，2，3，4），給定顯著性水平α=0.05和α=0.01都拒絕原假設(shè)H0：βj=0，說(shuō)明回歸方程顯著，即“農(nóng)業(yè)產(chǎn)值”、“林業(yè)產(chǎn)值”、“ 牧業(yè)產(chǎn)值” 、“漁業(yè)產(chǎn)值”等變量聯(lián)合起來(lái)確實(shí)對(duì)“農(nóng)民純收入”有顯著影響。t檢驗(yàn)分別針對(duì)H0：βj=0（j=1，2，3，4），給定顯著性水平α=0.05，PIO、FOO和常系數(shù)C對(duì)RNI有顯著影響，而FIO和AHO未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。DW值在0到dL之間，拒絕原假設(shè)H0，存在一階正自相關(guān)。

表2 多元回歸分析結(jié)果

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

LnPIO 0.535929 0.156200 3.431039 0.0022

LnFOO 0.636649 0.115737 5.500833 0.0000

LnFIO -0.029974 0.087612 -0.342121 0.7352

LnAHO 0.042143 0.175155 0.240605 0.8119

C -9.550954 0.931399 -10.25442 0.0000

R-squared 0.993356 F-statistic 897.0518

Adjusted R-squared 0.992249 Prob（Fstatistic） 0.000000

Durbin-Watson stat 0.718451

3.廣義差分變換

廣義差分法消除自相關(guān)適用于一階正自相關(guān)，上述已得出模型存在嚴(yán)重的正自相關(guān)，對(duì)預(yù)計(jì)的結(jié)果產(chǎn)生干擾，因此運(yùn)用廣義差分變換消除自相關(guān)，保證實(shí)證結(jié)果的準(zhǔn)確性。DW=0.718451，可得 =1-0.718451/2=0.6407745，對(duì)所有序列進(jìn)行差分變換，用新的序列DLnRNI、DLnPIO、DLnFOO、DLnFIO、DLnAHO表示各變量的一階差分序列，再次進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如下：

表3 廣義差分變換結(jié)果

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

DLnPIO 0.576365 0.093675 6.152826 0.0000

DLnFOO 0.382332 0.097027 3.940466 0.0007

DLnFIO 0.151260 0.064323 2.351588 0.0285

DLnAHO 0.043551 0.108236 0.402368 0.6915

C -3.358612 0.263026 -12.76911 0.0000

R-squared 0.984651 F-statistic 336.7830

Adjusted R-squared 0.981727 Prob（Fstatistic） 0.000000

Durbin-Watson stat 1.968885

從表3的結(jié)果得出，DW值在du與4-du之間，通過(guò)了顯著性水平為0.01的D.W.檢驗(yàn)，說(shuō)明殘差項(xiàng)無(wú)序列相關(guān)。R2=0.984651，修正的可決系數(shù)為R2=0.981727，模型對(duì)樣本的擬合程度較好。F檢驗(yàn)拒絕原假設(shè)，廣義差分變換后的回歸方程顯著。在顯著性水平α=0.05，DLnPIO、DLnFOO、DLnFIO和常系數(shù)C通過(guò) t檢驗(yàn)， 而DLnAHO對(duì)DLnRNI的影響不顯著。利用懷特檢驗(yàn)得出，nR2=22.69362

表4 剔除不顯著變量后的線性回歸結(jié)果

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

DLnPIO 0.592305 0.083253 7.114550 0.0000

DLnFOO 0.401332 0.083132 4.827667 0.0001

DLnFIO 0.161323 0.058122 2.775569 0.0110

C -3.353800 0.257701 -13.01432 0.0000

由于DLnAHO變量不顯著，故將其剔除再做一次線性回歸，從表4中得出最終回歸方程為：DLnRNI=0.592305DLnPIO+0.401332DLnFOO+0.161323DLnFIO-3.353800。

從結(jié)果中可以看出，農(nóng)業(yè)（傳統(tǒng)種植業(yè)）對(duì)農(nóng)民增收的貢獻(xiàn)率最大，每增加1%的農(nóng)業(yè)產(chǎn)值，農(nóng)民純收入增加0.592305%。林業(yè)的貢獻(xiàn)率次之，每增加1%的林業(yè)產(chǎn)值，農(nóng)民純收入增加0.401332%；漁業(yè)最小，每增加1%的漁業(yè)產(chǎn)值，農(nóng)民純收入增加0.161323%。而牧業(yè)是唯一一個(gè)在模型中不顯著的變量，可能是牧業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理，導(dǎo)致它對(duì)農(nóng)民增收并不能產(chǎn)生有利的影響。

四、結(jié)論與對(duì)策建議

（一）結(jié)論

計(jì)量結(jié)果表明，傳統(tǒng)種植業(yè)在農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中仍然占主導(dǎo)地位，傳統(tǒng)種植業(yè)產(chǎn)值的增加對(duì)農(nóng)民增收影響最大，安徽省是農(nóng)業(yè)大省，全省耕地面積達(dá)到422萬(wàn)公頃，平原面積占安徽省面積的45%以上，人口密集，勞動(dòng)力資源豐富，適宜種植業(yè)的發(fā)展，因此實(shí)現(xiàn)種植業(yè)發(fā)展新突破是農(nóng)民增收的主要途徑。在農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中，林業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的比重最小，不足10%，且增長(zhǎng)緩慢，這與樹(shù)木的增長(zhǎng)周期長(zhǎng)有關(guān)，但是林業(yè)產(chǎn)值的增加對(duì)農(nóng)民增收影響較大，僅次于農(nóng)業(yè)，應(yīng)加大林業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，促進(jìn)農(nóng)民林業(yè)收入穩(wěn)步增長(zhǎng)。漁業(yè)產(chǎn)值的增加對(duì)農(nóng)民增收影響最小，且漁業(yè)本身基數(shù)小，但是發(fā)展勢(shì)態(tài)強(qiáng)勁，尤其是在2006年之后，產(chǎn)值迅速增加，使其對(duì)農(nóng)民增收起到了一些推助作用。安徽省水資源豐富， 長(zhǎng)江、淮河、錢(qián)塘江三大水系流經(jīng)安徽，適宜漁業(yè)發(fā)展，故而優(yōu)化漁業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收的強(qiáng)大助力。牧業(yè)在農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值中的比重僅次于種植業(yè)，接近30%，但是牧業(yè)產(chǎn)值在模型中對(duì)農(nóng)民收入影響不顯著，即牧業(yè)產(chǎn)值的增加對(duì)農(nóng)民收入幾乎沒(méi)有影響，說(shuō)明我省牧業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不盡合理，需合理調(diào)整牧業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以適應(yīng)經(jīng)濟(jì)和市場(chǎng)的發(fā)展需求。

總之，安徽省作為農(nóng)業(yè)大省，多平原、丘陵，氣候溫和濕潤(rùn)，適宜農(nóng)林牧漁各產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，因而調(diào)整農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是實(shí)現(xiàn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的主要途徑。由于各產(chǎn)業(yè)之間發(fā)展水平的差異，導(dǎo)致其對(duì)農(nóng)民增收的影響程度不同，其中農(nóng)業(yè)（傳統(tǒng)種植業(yè)）對(duì)農(nóng)民增收起主要影響，林業(yè)次之，漁業(yè)最小，牧業(yè)對(duì)農(nóng)民增收沒(méi)有影響。

（二）對(duì)策建議

1.加快傳統(tǒng)種植業(yè)向現(xiàn)代種植業(yè)的轉(zhuǎn)變，全面提升種植業(yè)的現(xiàn)代化水平

傳統(tǒng)種植業(yè)作為安徽省農(nóng)業(yè)發(fā)展的支柱產(chǎn)業(yè)，在農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中的比重仍然接近50%，在促進(jìn)農(nóng)民增收中的貢獻(xiàn)最大，這與國(guó)家和安徽省的一系列強(qiáng)農(nóng)惠農(nóng)富農(nóng)政策的支持是分不開(kāi)的。但是傳統(tǒng)種植業(yè)投入大，回報(bào)少，競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)不足，改革勢(shì)在必行，要加快傳統(tǒng)種植業(yè)向現(xiàn)代種植業(yè)轉(zhuǎn)變，優(yōu)化種植業(yè)品種結(jié)構(gòu)和區(qū)域布局，加快種植業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，實(shí)現(xiàn)種植業(yè)發(fā)展新突破，為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展奠定基礎(chǔ)，加大促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的力度和影響。

2.優(yōu)化林業(yè)產(chǎn)業(yè)布局，著力提升林業(yè)生態(tài)服務(wù)功能

林業(yè)是經(jīng)濟(jì)社會(huì)可持續(xù)發(fā)展的根基，是建設(shè)美麗鄉(xiāng)村的重要內(nèi)容。我省林業(yè)發(fā)展力度不足，增長(zhǎng)緩慢，在農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值中的比重較低，未超過(guò)10%，但對(duì)農(nóng)民純收入的增長(zhǎng)影響顯著，因此加大林業(yè)發(fā)展投入、提升全省森林覆蓋率、實(shí)現(xiàn)林業(yè)產(chǎn)值突破是保障農(nóng)民收入健康穩(wěn)步增長(zhǎng)的關(guān)鍵之舉。林業(yè)的發(fā)展要以生態(tài)保護(hù)為前提，以提質(zhì)增效為主線，著力提升林業(yè)生態(tài)服務(wù)功能。落實(shí)和嚴(yán)守林業(yè)生態(tài)紅線，增加林業(yè)的有效供給，使林業(yè)產(chǎn)業(yè)更好的適應(yīng)需求結(jié)構(gòu)變化，推進(jìn)我省精準(zhǔn)扶貧脫貧工作的開(kāi)展和農(nóng)民林業(yè)收入的增長(zhǎng)。

3.調(diào)整牧業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，加快現(xiàn)代畜牧業(yè)發(fā)展進(jìn)程

我省人口密集，對(duì)畜產(chǎn)品需求大，且土地資源豐富，氣候適宜，區(qū)位優(yōu)勢(shì)明顯，牧業(yè)在我省有很大的發(fā)展?jié)摿?，但牧業(yè)對(duì)農(nóng)民增收影響不顯著，說(shuō)明牧業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有不合理之處。安徽省牧業(yè)產(chǎn)值中生豬比重偏高，草食畜禽比重偏低；豬肉、禽肉價(jià)格偏高、成本也在不斷增加；畜禽質(zhì)量安全隱患未消除，市場(chǎng)監(jiān)管力度仍需加強(qiáng)。因此現(xiàn)代畜牧業(yè)的發(fā)展應(yīng)從產(chǎn)出高效、產(chǎn)品安全、優(yōu)化結(jié)構(gòu)、降低成本等方面入手，實(shí)現(xiàn)牧業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革新突破。合理調(diào)整牧業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，為農(nóng)民增收帶來(lái)正向的影響。

4.加強(qiáng)漁業(yè)資源保護(hù)，推進(jìn)生態(tài)漁業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展

我省水資源豐富，近幾年水產(chǎn)養(yǎng)殖業(yè)發(fā)展速度較快，但漁業(yè)對(duì)農(nóng)民增收的貢獻(xiàn)率較小，說(shuō)明漁業(yè)產(chǎn)值的增加未能促進(jìn)農(nóng)民收入的高速增長(zhǎng)，應(yīng)調(diào)整漁業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，推動(dòng)漁業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，提高現(xiàn)代漁業(yè)發(fā)展水平，增加其對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率，打造漁業(yè)強(qiáng)省。在當(dāng)涂、廬江、巢湖等水資源豐富的縣（市、區(qū)）深入推進(jìn)健康水產(chǎn)養(yǎng)殖，增加漁業(yè)產(chǎn)值；漁業(yè)發(fā)展要建立在健康、適度、環(huán)保、生態(tài)、可持續(xù)的基礎(chǔ)上，優(yōu)化和調(diào)整漁業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，抓住生態(tài)休閑漁業(yè)新的增長(zhǎng)點(diǎn)，推進(jìn)農(nóng)民漁業(yè)收入穩(wěn)步增長(zhǎng)。

注釋?zhuān)?/p>

①1.檢驗(yàn)類(lèi)型中 c 和 t 分別表示帶有常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，k 表示滯后期數(shù)；2.ADF檢驗(yàn)值大于最大臨界值時(shí)不平穩(wěn)；3.“***”、“**”、“*”分別表示在 1%、5%、10%顯著水平下平穩(wěn)。

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作者簡(jiǎn)介：陳 歆（1991-），女，安徽滁州人，碩士研究生，主要從事產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與政策研究。

欒敬東（1963-），男，江蘇六合人，教授，博士，博士生導(dǎo)師，主要從事產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)研究。