駱俊琳

(重慶三峽職業(yè)學(xué)院黨政辦公室，重慶 404155)

引言

農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與農(nóng)民增收密切相關(guān)。學(xué)者們對二者之間的關(guān)系進(jìn)行了許多研究，并取得了不少有價值的研究成果。眾多學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整有利于促進(jìn)農(nóng)民收入增長。積極調(diào)整農(nóng)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)，將有利于提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的經(jīng)濟(jì)效益，進(jìn)而增加農(nóng)民收入，農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整中農(nóng)戶家庭經(jīng)營農(nóng)林牧漁業(yè)的現(xiàn)金收入呈逐步增長的態(tài)勢，擴(kuò)大土地經(jīng)營面積對農(nóng)戶家庭增收的作用更加顯著。但不同地區(qū)農(nóng)業(yè)內(nèi)部各產(chǎn)業(yè)對農(nóng)民增收的影響，卻存在著地區(qū)差異。安徽發(fā)展種植業(yè)和牧業(yè)將增加農(nóng)民純收入，但漁業(yè)和林業(yè)產(chǎn)值的增加反而抑制了農(nóng)民收入的增長。對湖北省農(nóng)民人均純收入的影響最大的是林業(yè)，其次是種植業(yè)和牧業(yè)，影響最小的是漁業(yè)；浙江發(fā)展林業(yè)和牧業(yè)，有利于農(nóng)民增收；貴州省種植業(yè)對農(nóng)民收入的影響最大，畜牧業(yè)次之，漁業(yè)最小。北京種植業(yè)與牧業(yè)的發(fā)展并未帶來農(nóng)民收入的增長，而林業(yè)與漁業(yè)對農(nóng)民收入增長具有促進(jìn)作用。

上述成果從國家層面或者地區(qū)層面對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與農(nóng)民收入增長之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，但專門針對重慶農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與農(nóng)民收入增長關(guān)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(chǔ)上，運(yùn)用廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)和預(yù)測方差分解來考察重慶農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與農(nóng)民收入增長之間的相關(guān)性，從動態(tài)的角度研究農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對重慶農(nóng)民收入的作用。

1 實(shí)證分析

1.1 變量選取與數(shù)據(jù)處理

在研究重慶農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與農(nóng)民收入增長的互動關(guān)系中，用農(nóng)村居民家庭人均可支配收入來表示農(nóng)民收入，為了消除物價因素的影響，本文用居民消費(fèi)價格指數(shù)(1985=100)對重慶農(nóng)村居民家庭人均可支配收入進(jìn)行平減，記為NMSY。用農(nóng)業(yè)、林業(yè)、牧業(yè)、漁業(yè)總產(chǎn)值來衡量重慶農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與變化，為了消除通貨膨脹的影響，分別用農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值指數(shù)(1985=100)、林業(yè)總產(chǎn)值指數(shù)(1985=100)、牧業(yè)總產(chǎn)值指數(shù)(1985=100)、漁業(yè)總產(chǎn)值指數(shù)(1985=100)對重慶農(nóng)業(yè)、林業(yè)、牧業(yè)、漁業(yè)總產(chǎn)值進(jìn)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(shù)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(shù)據(jù)均來自歷年的《重慶統(tǒng)計(jì)年鑒》，取樣時間段為1985—2018年。

1.2 單位根檢驗(yàn)

由于向量自回歸模型的運(yùn)用要求系統(tǒng)中的變量具有平穩(wěn)性，因此，本文采用ADF檢驗(yàn)法對相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)其平穩(wěn)性。單方根檢驗(yàn)，主要是檢驗(yàn)樣本序列的平穩(wěn)性。如果在序列無差分情況下的t統(tǒng)計(jì)值小于臨界值，則序列無單位根，是平穩(wěn)序列；否則為非平穩(wěn)序列。本文采用ADF檢驗(yàn)法，對LnNMSY、LnNY、LnLY、LnMY和LnYY進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，具體結(jié)果見表1。

由表1可知，序列LnNMSY、LnNY、LnLY、LnMY和LnYY的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均大于顯著性水平0.05時的臨界值，不能拒絕原假設(shè)，表明變量LnNMSY、LnNY、LnLY、LnMY和LnYY存在單位根，是非平穩(wěn)時間序列。但其一階差分序列ΔLnNMSY、ΔLnNY、ΔLnLY、ΔLnMY和ΔLnYY的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)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(wěn)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(shù)與穩(wěn)定性檢驗(yàn)

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

表2 VAR的滯后期檢驗(yàn)

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

圖1 VAR模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)

1.4 協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整分析的經(jīng)濟(jì)意義在于揭示時間序列變量的長期穩(wěn)定關(guān)系。若變量協(xié)整，則其之間存在一個長期的均衡關(guān)系。反之，則不存在一個長期的均衡關(guān)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(xié)整的前提條件。因此，本文對其進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。為了使結(jié)論更為穩(wěn)定和可靠，同時采用跡檢驗(yàn)和最大特征根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

表3 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

由表3可知，在5%的顯著性水平上，至少存在2個協(xié)整關(guān)系，根據(jù)經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化后的協(xié)整系數(shù)，選取以下能準(zhǔn)確反映變量間關(guān)系的協(xié)整方程：

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

上述協(xié)整方程表明，農(nóng)民收入與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、林業(yè)總產(chǎn)值、牧業(yè)總產(chǎn)值和漁業(yè)總產(chǎn)值之間存在長期的均衡關(guān)系。從協(xié)整結(jié)果可以看出，長期內(nèi)林業(yè)和牧業(yè)與重慶農(nóng)民收入呈正相關(guān)關(guān)系，農(nóng)業(yè)和漁業(yè)與重慶農(nóng)民收入呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。林業(yè)和牧業(yè)總產(chǎn)值每增加1%，將促進(jìn)重慶農(nóng)民收入分別增長1.6053%和2.9609%，而農(nóng)業(yè)和漁業(yè)總產(chǎn)值每增加1%，將引起重慶農(nóng)民收入分別減少1%和1.7534%。

1.5 廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)

為了分析農(nóng)民收入對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、林業(yè)總產(chǎn)值、牧業(yè)總產(chǎn)值和漁業(yè)總產(chǎn)值的一單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的反應(yīng)，在已經(jīng)構(gòu)建的VAR模型的基礎(chǔ)上建立廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)。圖2是基于VAR模型的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線。其中，橫軸代表響應(yīng)函數(shù)的追蹤期數(shù)，縱軸代表被解釋變量對解釋變量的響應(yīng)程度，實(shí)線為響應(yīng)函數(shù)的計(jì)算值，虛線為響應(yīng)函數(shù)值加或減兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的置信帶。同時，將模型中響應(yīng)函數(shù)的追蹤期設(shè)定為15a。

圖2 廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線

1.5.1 考察農(nóng)民收入對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值變化的響應(yīng)情況和響應(yīng)路徑

從圖2可以看出，農(nóng)民收入增長對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值變化的一個標(biāo)準(zhǔn)差新息的響應(yīng)，在第1期和第2期顯示出微弱的負(fù)效應(yīng)，在第3期出現(xiàn)了響應(yīng)值為0.52%的正向響應(yīng)，并在第4期出現(xiàn)了最大的正向響應(yīng)，其后便出現(xiàn)了較為持續(xù)穩(wěn)定的正向收斂跡象，但正向響應(yīng)逐漸減弱并趨近于零。這說明，短期內(nèi)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的增加有利于促進(jìn)農(nóng)民收入增長，但從長期來看，農(nóng)業(yè)對農(nóng)民增收的作用有限。

1.5.2 考察農(nóng)民收入對林業(yè)總產(chǎn)值變化的響應(yīng)情況和響應(yīng)路徑

從圖2可以看出，農(nóng)民收入增長對林業(yè)總產(chǎn)值變化的一個標(biāo)準(zhǔn)差新息的響應(yīng)，在第1期和第2期顯示出微弱的負(fù)效應(yīng)，在第3期出現(xiàn)了響應(yīng)值為1.38%的正向響應(yīng)，其后便表現(xiàn)出持續(xù)的、穩(wěn)定的正向響應(yīng)趨勢，且這種增加的趨勢呈逐步增強(qiáng)的態(tài)勢。這說明，盡管在短期內(nèi)林業(yè)總產(chǎn)值的增加對促進(jìn)重慶農(nóng)民收入增長的作用不顯著，但從長期來看，隨著重慶林產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，其對農(nóng)民增收的促進(jìn)作用較為顯著。

1.5.3 考察農(nóng)民收入對牧業(yè)總產(chǎn)值變化的響應(yīng)情況和響應(yīng)路徑

從圖2可以看出，農(nóng)民收入增長對牧業(yè)總產(chǎn)值變化的一個標(biāo)準(zhǔn)差新息的響應(yīng)，在第1期出現(xiàn)較微弱的負(fù)效應(yīng)，在第2期就顯示出正向響應(yīng)，并在第4期出現(xiàn)了響應(yīng)值為2%的最大正向響應(yīng)，隨后逐漸下降，但在第9期出現(xiàn)了負(fù)向響應(yīng)且呈現(xiàn)出擴(kuò)大的趨勢，并在第13期出現(xiàn)了最大的負(fù)向響應(yīng)。這表明發(fā)展牧業(yè)在短期內(nèi)對重慶農(nóng)民收入增長具有促進(jìn)作用，但從長期來看，其促進(jìn)作用逐漸減弱，對農(nóng)民增收的作用不明顯。

1.5.4 考察農(nóng)民收入對漁業(yè)總產(chǎn)值變化的響應(yīng)情況和響應(yīng)路徑

從圖2可以看出，農(nóng)民收入增長對牧業(yè)總產(chǎn)值變化的一個標(biāo)準(zhǔn)差新息的響應(yīng)，在第1期就顯示出微弱的正向響應(yīng)，但從第2期開始，就出現(xiàn)了持續(xù)的負(fù)向響應(yīng)，并在第13期出現(xiàn)了響應(yīng)值為-4.17%的最大負(fù)向響應(yīng)?？梢?，重慶市漁業(yè)發(fā)展并未帶來農(nóng)民收入的增長。

1.6 預(yù)測方差分解

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是VAR模型中的一個內(nèi)生變量的沖擊給其它內(nèi)生變量所帶來的影響。而方差分解是通過分析每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。因此，方差分解給出對VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個隨機(jī)擾動的相對重要性的信息。本文在以下的分析中，利用預(yù)測方差分解技術(shù)分析了各變量對農(nóng)民收入增長的貢獻(xiàn)率，分解結(jié)果見表4。

從表4可以看出，重慶農(nóng)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(nóng)業(yè)、林業(yè)、牧業(yè)、漁業(yè)對農(nóng)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(xiàn)出來，農(nóng)業(yè)和林業(yè)僅表現(xiàn)出較微弱的沖擊影響，牧業(yè)和漁業(yè)對農(nóng)民收入波動的沖擊較為明顯。農(nóng)業(yè)對農(nóng)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(xiàn)度，這表明農(nóng)業(yè)發(fā)展對重慶農(nóng)村居民家庭人均可支配收入增長的影響較小。盡管林業(yè)對重慶農(nóng)村居民家庭人均可支配收入的沖擊在第2期才得以顯現(xiàn)，且沖擊影響較弱，但隨后卻呈逐步增強(qiáng)之勢，并最終保持61.32%左右的貢獻(xiàn)度，這表明林業(yè)發(fā)展對重慶農(nóng)村居民家庭人均可支配收入增長的影響極其顯著。牧業(yè)和漁業(yè)對重慶農(nóng)村居民家庭人均可支配收入的沖擊從第2期開始均表現(xiàn)出逐步增強(qiáng)的趨勢，林業(yè)和漁業(yè)對重慶農(nóng)村居民家庭人均可支配收入增長的貢獻(xiàn)度最終分別保持在14.86%和15.49%左右。從最終的影響效應(yīng)來看，重慶農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的重點(diǎn)應(yīng)該是大力發(fā)展林業(yè)。

表4 重慶農(nóng)村居民家庭人均可支配收入方差分解表

2 結(jié)論及啟示

自1985年以來，重慶農(nóng)業(yè)、林業(yè)、牧業(yè)、漁業(yè)與農(nóng)民收入之間存在著一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，林業(yè)和牧業(yè)與重慶農(nóng)民收入呈正相關(guān)關(guān)系，農(nóng)業(yè)和漁業(yè)與重慶農(nóng)民收入呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。農(nóng)業(yè)對重慶農(nóng)民收入的影響越來越小，林業(yè)、牧業(yè)、漁業(yè)發(fā)展對重慶農(nóng)民收入的影響呈現(xiàn)出逐漸增強(qiáng)的趨勢。從長期來看，林業(yè)和牧業(yè)總產(chǎn)值的增加有利于促進(jìn)重慶農(nóng)民收入增長，農(nóng)業(yè)和漁業(yè)總產(chǎn)值的增加反而抑制了農(nóng)民收入的增長。這說明重慶市農(nóng)業(yè)和漁業(yè)結(jié)構(gòu)還不夠合理，在促進(jìn)農(nóng)業(yè)和漁業(yè)發(fā)展的過程中，應(yīng)強(qiáng)化農(nóng)業(yè)和漁業(yè)的結(jié)構(gòu)調(diào)整，進(jìn)而提高農(nóng)民收入。更為重要的是，應(yīng)進(jìn)一步優(yōu)化林業(yè)和牧業(yè)結(jié)構(gòu)，重點(diǎn)加強(qiáng)林業(yè)和牧業(yè)的發(fā)展，鞏固、提升其對農(nóng)民增收的促進(jìn)作用?？梢缘玫揭韵聠⑹?。

2.1 重點(diǎn)發(fā)展林業(yè)，促進(jìn)重慶林業(yè)生態(tài)建設(shè)

協(xié)整方程和脈沖響應(yīng)表明，林業(yè)對重慶農(nóng)民增收具有顯著作用，方差分解結(jié)果表明長期內(nèi)林業(yè)對農(nóng)民收入變化的貢獻(xiàn)度最大。因此，重慶應(yīng)圍繞建設(shè)長江上游重要生態(tài)屏障的目標(biāo)，依托天然林保護(hù)、退耕還林等重點(diǎn)工程，持續(xù)推進(jìn)城鄉(xiāng)綠化一體化，構(gòu)建多功能、多層次、高效益的林農(nóng)復(fù)合生態(tài)系統(tǒng)，積極穩(wěn)妥地推進(jìn)農(nóng)村林業(yè)改革試點(diǎn)，建立提高森林覆蓋率橫向生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制，發(fā)展壯大生態(tài)特色產(chǎn)業(yè)，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)民收入增長。

2.2優(yōu)化牧業(yè)結(jié)構(gòu)，積極發(fā)展現(xiàn)代牧業(yè)

協(xié)整方程表明，牧業(yè)對重慶農(nóng)民增收具有顯著作用，方差分解結(jié)果表明長期內(nèi)林業(yè)對農(nóng)民收入變化的貢獻(xiàn)度穩(wěn)定在15%左右。要通過實(shí)施天然草地改造工程，提高草食牲畜的飼養(yǎng)承載量；積極創(chuàng)建畜禽標(biāo)準(zhǔn)化養(yǎng)殖場，有效控制養(yǎng)殖污染源頭；優(yōu)化牧業(yè)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)生態(tài)畜牧產(chǎn)業(yè)的發(fā)展；推進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)化、規(guī)?；B(yǎng)殖，不斷完善產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營模式，逐步形成種植、養(yǎng)殖及畜產(chǎn)品加工一體化的產(chǎn)業(yè)格局，提升畜產(chǎn)品附加值。最終通過牧業(yè)的健康發(fā)展，促進(jìn)農(nóng)民收入增長。

2.3 優(yōu)化種植業(yè)結(jié)構(gòu)，發(fā)展特色效益農(nóng)業(yè)

盡管以種植業(yè)為代表的農(nóng)業(yè)對重慶農(nóng)民增收的作用有限，但其對農(nóng)民收入仍然具有一定的基礎(chǔ)保障作用，因此，應(yīng)因地制宜地發(fā)展種植業(yè)。由于重慶人均耕地面積較少，耕地質(zhì)量普遍不高，并且其耕地多為“巴掌地”，在推進(jìn)種植業(yè)發(fā)展的過程中，應(yīng)在確保基本口糧田的前提下，降低低效作物面積，增加經(jīng)濟(jì)作物面積，重點(diǎn)發(fā)展特色水果、禽蜂、蠶桑、煙葉、油料等區(qū)域性特色產(chǎn)業(yè)，構(gòu)建以特色效益農(nóng)業(yè)為核心的現(xiàn)代特色效益農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)體系，增強(qiáng)特色效益農(nóng)業(yè)對重慶農(nóng)民收入的促進(jìn)作用。

2.4 充分利用資源，積極發(fā)展生態(tài)漁業(yè)

盡管脈沖響應(yīng)結(jié)果發(fā)現(xiàn)重慶農(nóng)民收入對漁業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)出負(fù)向響應(yīng)，但方差分解結(jié)果表明，漁業(yè)對農(nóng)民收入變化的貢獻(xiàn)度穩(wěn)定在16%左右，因此應(yīng)及時調(diào)整漁業(yè)發(fā)展方向。充分利用各類江、河、庫等資源，加大水面生態(tài)漁業(yè)技術(shù)研發(fā)投入，探索水域保護(hù)與漁業(yè)生產(chǎn)協(xié)調(diào)共進(jìn)的綠色發(fā)展道路；大力推廣魚菜共生綜合種養(yǎng)、稻漁綜合種養(yǎng)、池塘內(nèi)循環(huán)微流水養(yǎng)殖等技術(shù)，因地制宜地選擇合適的養(yǎng)殖模式，促進(jìn)綜合種養(yǎng)和池塘生態(tài)養(yǎng)殖的發(fā)展；促進(jìn)漁業(yè)與其它產(chǎn)業(yè)的融合，加快休閑特色漁業(yè)的發(fā)展。最終通過發(fā)展生態(tài)漁業(yè)，促進(jìn)農(nóng)民增收。