浙江省农业产业结构调整对农民收入的影响分析

摘要：通过对现阶段浙江省农业和农业产业结构调整基本情况的介绍，运用协整检验、格兰杰因果检验和方差分解方法对浙江省农民人均纯收入与农林牧渔业产值之间的关系进行了实证研究。结果表明浙江省农业产业结构存在不合理的现象，在农业内部四大产业中林业和牧业对农民收入的贡献率比较大，增加林业和牧业的比重有利于农民增收。最后对浙江省农业产业结构调整提出了建议和措施。

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关键词：农业产业结构调整；协整检验；方差分解

2011年，我国城镇化率为51.27%，农业就业人口占总就业人口的比重为36.7% ，农业增加值占GDP 的比重为10.1%，由一些发达农业国家的发展历程可以得出，我国农业已经进入加速转型的起步阶段。在这一阶段最重要的问题就是农业产业结构调整问题。农民增收问题又是我国农村经济发展的一个突出问题，因此在这一阶段，有必要研究农业产业结构调整与农民收入之间的关系。

一、浙江省农业产业结构调整现状

1. 浙江省的概况

浙江省位于中国东南沿海长江三角洲南翼，陆域面积为10.18万平方公里，为全国的1.06%，是中国面积最小的省份之一。2011年末全省总人口数4781万人，其中农业人口3279 万人，占总人口的68%。2012年全年农民人均纯收入14552元，比上年增收1482元，增长了10.2%。

2.农业产业结构调整基本情况

2012年全国总计的农林牧渔业总产值达到了89453 亿元，比上年增长了4.9%，2012 年浙江省的农林牧渔业总产值为2658.7亿元，比上年增长了1.8%，远远低于全国平均水平。种植业、林业、牧业、渔业产值的增长率分别为6.3%、5.6%、0.5%、4.5%，在地区农业经济的快速增长中，种植业已居绝对主导地位，林业的比重越来越大，占居相对主导地位，种植业和林业成为支撑浙江农业经济增长的主力军。

二、浙江省农业产业结构调整对农民增收的实证分析

1.数据来源和指标选取

数据来源于历年《浙江省统计年鉴》。选取浙江省农民人均纯收入（RJI）、农林牧渔业总产值（ZCO）、农业产值（NYO）、林业产值（LYO）、牧业产值（MYO）、渔业产值（YYO）6个变量。对以上变量取自然对数，分别用LNRJI、LNZ?CO、LNNYO、LNLYO、LNMYO、LNYYO 表示。本论文使用Eviews6.0版进行计量分析。

2. 浙江省农民人均纯收入以及农林

牧渔业各产业产值的平稳性检验本论文采用ADF 方法进行平稳性检验，根据AIC 和SC 信息准则，选取Eviews6.0 默认的最大滞后阶数6。ADF 平稳性检验结果见表1。

从表1中可以看出，LNRTI 在显著性水平d=1%、d=2%、d=3%的条件下，ADF的检验统计量都大于临界值，说明LNRJI是不平稳的。经过一阶差分以后，ΔLNRJI在显著性水平d=1%、d=2%、d=3%的条件下，ADF 的检验统计量都大于临界值，说明ΔLNRJI 是不平稳的。经过二阶差分以后，Δ2LNRJI在显著性水平d=1%、d=2%、d=3%的条件下，ADF的检验统计量都小于临界值，说明Δ2LNRJI 是平稳的，因此LNRJI 是I（2）序列。关于其他变量的序列可以以此类推。表1的结果显示，序列LNRJI、LNZCO、LNNYO、LNLYO、LN?MYO、LNYYO都是二阶单整序列。

3.浙江省农民人均纯收入和农林牧渔业各产业产值的协整检验

本论文采用Johansen 协整检验来确定浙江省农民人均纯收入与种植业、林业、牧业和渔业之间是否存在长期稳定的均衡关系。根据以上分析可以知道所有变量序列都是二阶单整的，满足协整检验的条件。其检验结果见表2和表3。

从表2可以看出存在协整方程，根据表3检验结果可以得出其协整方程为：LNRJI=- 0.01LNNYO + 0.24LNLYO +0.68LNMYO+0.14LNYYO+0.01协整方程表明，NYO、LYO、MYO 和YYO 对RJI 的贡献率分别为-0.01、0.24、0.68 和0.14。这表明牧业产值对浙江省农民人均纯收入的影响最大，系数为0.68，是四大产业中对农民人均纯收入贡献程度最大的一个因素。其次是林业，林业产值对浙江省农民人均纯收入的影响也相对较高，系数为0.24，渔业产值对浙江省农民人均纯收入的影响系数为0.14。而另一方面，农业（种植业）对浙江省农民人均纯收入的影响系数为-0.01，农业（种植业）产值增加1%，反而会使浙江省农民人均纯收入减少0.01%。

4.格兰杰因果检验

进行Granger 因果关系检验之前必须保证序列是平稳的，我们知道序列LN?RJI、LNZCO、LNNYO、LNLYO、LNMYO、LNYYO都是二阶单整序列，因此必须对序列进行二次一阶差分，并把处理后的序列记为LNRJI1、LNZCO1、LNNYO1、LNLYO1、LNMYO1、LNYYO1。]根据AIC和SC信息准则，选择滞后3期，检验结果见表4。

表4 检验结果表明，LNLYO1、LNYYO1是LNRJI1的Granger原因，这表明存在从LNLYO1、LNYYO1 到LNRJI1的单向因果关系；LNRJI1 是LNZCO1、LNMYO1的Granger原因，这表明存在从LNRJI1 到LNZCO1、LNMYO1 的单向因果关系；LNNYO1 和LNRJI1之间不存在任何的单向因果关系。

5.方差分解

利用方差分解方法分析LNNYO、LNLYO、LN?MYO、LNYYO对LNRJI变化的贡献度。方差分解结果见表5。

从表格中可以看出，在一期预测中，农民人均纯收入预测方差全部是由自身扰动所引起的，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变量扰动所引起的部分增加，长期而言，农民人均纯收入受种植业的影响力度越来越小，受林业、牧业、渔业的影响越来越大，今后浙江省农业产业结构调整的重点应该是林业和渔业的发展动向。

三、浙江省农业产业结构调整对策

1.大力发展林业，积极推进林业产业化发展

（1）对集体林权制度进行改革，使林业的体制机制不断地创新，进一步解放和发展林业生产力。

（2）激活林业的各种生产要素，根据浙江省的实际情况，建立木业、竹业、花卉苗木、森林食品、野生动植物、森林旅游6大主导产业和具有区域特色的林业产业集群。

2.大力发展畜牧业，积极推进畜牧业的现代化发展

（1）实现畜牧业规模化养殖。

（2）加快畜牧良种体系建设。

（3）建立畜牧业持续稳定发展的有效机制。

（4）建立畜牧产品质量安全体系。

（5）全面提升畜牧产业的发展档次。

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参考文献

[1] 余家凤，易发云.农业结构调整与农民收入相互关系的实证研究[J].统计与决策，2014（1）：149-151.