陈歆　栾敬东

摘要：利用1987-2015年农、林、牧、渔产值与农民纯收入的数据，以农民纯收入为因变量，农、林、牧、渔产值为自变量，建立多元线性回归模型，分析农业产业结构调整对农民增收产生的影响。结果表明它们之间存在长期稳定的均衡关系，从长期的角度看，农业对农民收入的影响最大、林业次之、渔业最小，牧业对农民增收影响不显著。在此基础上提出了调整种植业、林业、畜牧业、渔业产业结构的对策建议，促进农民收入稳步增长。

关键词：农业产业结构；农民增收；多元回归分析

中图分类号：F321 文献识别码：A 文章编号：1001-828X（2017）009-0-04

一、引言

农业是安天下、稳民心的战略性产业，“三农”工作是全党工作中的重点。安徽省2016年一号文件指出：把坚持农民主体地位、增进农民福祉作为农村一切工作的出发点和落脚点。保持农民持续增收，是破解“三农”新难题的关键所在。农业产业结构调整包括对农业、林业、渔业、牧业的产值和比例等内在联系的调整，是增加农民收入的有效途径[1]。如何合理优化和调整农业产业结构，实现农民增收效用最大化，是对其影响程度进行分析的根本目的。安徽省是农业大省，农业资源丰富，农产品比重大，但是农村经济发展相对落后，城乡居民收入差距较大，调整农业产业结构，促进农民增收，有利于加速解决“三农”问题，带动农村经济发展。

对于农业产业结构调整与农民增收问题，许多学者已从不同角度进行了不同程度的分析，为此提出了一些对策建议。王小平[2]等（2009）用VAR模型得出，宜春市农业总产值不是形成农民收入增长的关键因素，从长期来看，牧业的发展对农民增收的贡献最大，其次是渔业、种植业。聂雷[3]等（2012）运用向量自回归模型，得知提高种植业和牧業产值可以增加农民纯收入，而增加渔业和林业产值反而对农民纯收入有抑制作用，提出了合理调整农业产业结构，提高农民收入的对策建议。吴开[4]等（2014）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。余家凤[5]等（2014）运用协整检验、脉冲响应和方差分解方法对湖北省农民人均纯收入与农林牧渔内部各产业产值之间的关系进行了实证研究，结果表明，对湖北省农民人均纯收入的影响最大是林业，其次则是种植业和牧业，影响最小的是渔业，故必须以科学发展观为指导，加快推进林业发展，充分发挥农产品的比较优势，大力发展外向型农业。余霜[6]等（2016）运用协整检验、脉冲响应和方程分解的方法对贵州省农业产业结构调整与农民人均纯收入之间的关系进行了实证研究，对种植业、林业、畜牧业和渔业今后的发展方向提出了政策建议。本文运用定量分析方法，构建农、林、牧、渔产值与农民纯收入的计量模型，利用模型的结果，同时结合安徽省农业发展实际，提出合理有效的对策建议。

二、现状分析

（一）安徽省农业产业结构演变

从总体上看，安徽省1987—2015年农业总产值和农、林、牧、渔产值呈上升趋势，农业总产值由1987年的255亿元上升到了2015年的4391亿元，增加17.22倍。农、林、牧、渔各产值大幅增加，其中牧业的增幅最为明显，从1987年的49亿元增加到2015年的1259亿元，增加25.69倍。

1987-2015年，农业产业结构发生了一定的变化，农业（传统种植业）的比重在缓慢下降，林业、牧业和渔业的比重在不断上升。其中，农业（传统种植业）的比重下降较为明显，29年间下降了24.03%，2015年农业的比重为49.53%，虽下降明显，但未改变农业（传统种植业）的主体地位。牧业和渔业比重上升幅度均在8-10%之间，渔业在2015年的比重已超过10%。林业的所占比重较低，变化幅度有限，仅为2.35%。

（二）安徽省农民收入变化规律

29年来，安徽省农民收入变化总结下来经历了四个阶段，分别是低速增长期-高速增长期-缓慢增长期-波动高水平增长期。自改革开放以来，安徽省推行家庭联产承保责任制，调动了农民的生产积极性，农村经济快速发展，农民纯收入大幅增加[7]。1987-1991年，开始进入低速增长阶段，家庭联产承包责任制的作用减小，收入的增长开始减速，同比上一年的增速由1988年的13.11%下降到1990年的4.56%。受特大洪涝灾害的影响，1991年出现了负增长。1992-1997年，高速增长阶段，年均增速达到26.5%，国家在此期间两次提高农副产品价格，同时把大力发展乡镇企业作为振兴农村经济发展的突破口，农民收入增长迅速。1998-2003年，缓慢增长阶段，乡镇企业的影响是快速的，但是也是短暂的，激烈的市场竞争使农产品价格出现了持续的低迷，农民生产积极性下降，农民收入年均增长仅为2.75%。2004-2015年，为波动高水平增长期。进入了新世纪，一系列的惠农政策和农村改革试点等，减轻了农民的税负压力，进一步完善了农业基础设施建设，农民收入进入新的回潮和上升期，2005、2009年受自然灾害的影响，农民收入增速下降，出现短期的波动。到2015年，农民人均纯收入已经达到10820.73元，是1987年的25倍，农民生活水平和农村经济发展实现了质的飞跃。

三、安徽省农业产业结构调整对农民增收影响效应的实证分析

（一）数据来源

本文数据来源于《安徽省统计年鉴》，选取安徽省1987-2015年间每年的种植业产值（PIO）、林业产值（FOO）、牧业产值（AHO）、渔业产值（FIO）与农民纯收入（RNI）作为研究指标，其中RNI为因变量，其余四个指标为自变量。为了消除数据波动对结果的影响，对指标进行对数化处理，分别记作LnRNI、LnPIO、LnFOO、LnAHO、LnFIO。

（二）方法选取

本文运用计量经济学中的多元线性回归模型，检验因变量与自变量之间是否存在长期稳定的均衡关系，说明农业产业结构调整是否对农民增收产生影响和农、林、牧、渔业分别对其产生怎样的影响。

（三）实证分析

1.单位根检验

由于数据波动较大，为防止出现序列不平稳出现伪回归现象，先进行单位根检验。本文采用ADF（Augment Dickey-Fuller）方法进行检验，根据AIC和SC信息准则，选择默认的最大滞后阶数6，使用计量分析软件Eviews8.0建立实证分析的相关模型。

下表（表1）中可以看出，所有的时间序列在5%的显著性水平下都是不平稳的，然后对它们的一阶差分进行平稳性检验，在5%的显著性水平下也存在单位根，说明时间序列的波动性较大。最后对五组时间序列进行二阶差分的平稳性检验，它们的二阶差分序列均在90%的置信水平下拒绝单位根假设，具有平稳性，因此都是二阶单整序列。五组数据具有同阶单整性，满足多元回归分析的条件。

表1 单位根检验结果①

检验变量 检验类型 ADF

检验值 1%

临界值 5%

临界值 10%

临界值 结论

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

2.多元回归分析

多元回归分析是一种运用多个自变量的最优组合来共同预测和估计因变量的分析方法。由上述的单位根检验，说明了变量之间存在长期稳定的均衡关系，因此运用对数化处理后的数据，建立自变量农业产值（PIO）、林业产值（FOO）、牧业产值（AHO）、渔业产值（FIO）对因变量农民纯收入（RNI）的回归模型，用自变量来解释因变量的变化。

由表2中的结果可以得出，安徽省农业产业结构调整对农民收入的影响回归方程为：

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

根据模型检验结果，R2=0.993356，修正的可决系数为R2=0.992249，这说明模型对样本的拟合程度很好。F检验分别针对H0：βj=0（j=1，2，3，4），给定显著性水平α=0.05和α=0.01都拒绝原假设H0：βj=0，说明回归方程显著，即“农业产值”、“林业产值”、“ 牧业产值” 、“渔业产值”等变量联合起来确实对“农民纯收入”有显著影响。t检验分别针对H0：βj=0（j=1，2，3，4），给定显著性水平α=0.05，PIO、FOO和常系数C对RNI有显著影响，而FIO和AHO未通过显著性检验。DW值在0到dL之间，拒绝原假设H0，存在一阶正自相关。

表2 多元回归分析结果

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.广义差分变换

广义差分法消除自相关适用于一阶正自相关，上述已得出模型存在严重的正自相关，对预计的结果产生干扰，因此运用广义差分变换消除自相关，保证实证结果的准确性。DW=0.718451，可得 =1-0.718451/2=0.6407745，对所有序列进行差分变换，用新的序列DLnRNI、DLnPIO、DLnFOO、DLnFIO、DLnAHO表示各变量的一阶差分序列，再次进行回归分析，结果如下：

表3 广义差分变换结果

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

从表3的结果得出，DW值在du与4-du之间，通过了显著性水平为0.01的D.W.检验，说明残差项无序列相关。R2=0.984651，修正的可决系数为R2=0.981727，模型对样本的拟合程度较好。F检验拒绝原假设，广义差分变换后的回归方程显著。在显著性水平α=0.05，DLnPIO、DLnFOO、DLnFIO和常系数C通过 t检验， 而DLnAHO对DLnRNI的影响不显著。利用怀特检验得出，nR2=22.69362

表4 剔除不显著变量后的线性回归结果

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变量不显著，故将其剔除再做一次线性回归，从表4中得出最终回归方程为：DLnRNI=0.592305DLnPIO+0.401332DLnFOO+0.161323DLnFIO-3.353800。

从结果中可以看出，农业（传统种植业）对农民增收的贡献率最大，每增加1%的农业产值，农民纯收入增加0.592305%。林业的贡献率次之，每增加1%的林业产值，农民纯收入增加0.401332%；渔业最小，每增加1%的渔业产值，农民纯收入增加0.161323%。而牧业是唯一一个在模型中不显著的变量，可能是牧业产业结构不合理，导致它对农民增收并不能产生有利的影响。

四、结论与对策建议

（一）结论

计量结果表明，传统种植业在农业产业结构中仍然占主导地位，传统种植业产值的增加对农民增收影响最大，安徽省是农业大省，全省耕地面积达到422万公顷，平原面积占安徽省面积的45%以上，人口密集，劳动力资源丰富，适宜种植业的发展，因此实现种植业发展新突破是农民增收的主要途径。在农业产业结构中，林业产值占农业总产值的比重最小，不足10%，且增长缓慢，这与树木的增长周期长有关，但是林业产值的增加对农民增收影响较大，仅次于农业，应加大林业产业的发展，促进农民林业收入稳步增长。渔业产值的增加对农民增收影响最小，且渔业本身基数小，但是发展势态强劲，尤其是在2006年之后，产值迅速增加，使其对农民增收起到了一些推助作用。安徽省水资源丰富， 长江、淮河、钱塘江三大水系流经安徽，适宜渔业发展，故而优化渔业产业结构是实现农民增收的强大助力。牧业在农业总产值中的比重仅次于种植业，接近30%，但是牧业产值在模型中对农民收入影响不显著，即牧业产值的增加对农民收入几乎没有影响，说明我省牧业产业结构不尽合理，需合理调整牧业产业结构以适应经济和市场的发展需求。

总之，安徽省作为农业大省，多平原、丘陵，气候温和湿润，适宜农林牧渔各产业的发展，因而调整农业产业结构是实现农民收入增长的主要途径。由于各产业之间发展水平的差异，导致其对农民增收的影响程度不同，其中农业（传统种植业）对农民增收起主要影响，林业次之，渔业最小，牧业对农民增收没有影响。

（二）对策建议

1.加快传统种植业向现代种植业的转变，全面提升种植业的现代化水平

传统种植业作为安徽省农业发展的支柱产业，在农业产业结构中的比重仍然接近50%，在促进农民增收中的贡献最大，这与国家和安徽省的一系列強农惠农富农政策的支持是分不开的。但是传统种植业投入大，回报少，竞争优势不足，改革势在必行，要加快传统种植业向现代种植业转变，优化种植业品种结构和区域布局，加快种植业结构调整，实现种植业发展新突破，为农业现代化发展奠定基础，加大促进农民收入增长的力度和影响。

2.优化林业产业布局，着力提升林业生态服务功能

林业是经济社会可持续发展的根基，是建设美丽乡村的重要内容。我省林业发展力度不足，增长缓慢，在农业总产值中的比重较低，未超过10%，但对农民纯收入的增长影响显著，因此加大林业发展投入、提升全省森林覆盖率、实现林业产值突破是保障农民收入健康稳步增长的关键之举。林业的发展要以生态保护为前提，以提质增效为主线，着力提升林业生态服务功能。落实和严守林业生态红线，增加林业的有效供给，使林业产业更好的适应需求结构变化，推进我省精准扶贫脱贫工作的开展和农民林业收入的增长。

3.调整牧业产业结构，加快现代畜牧业发展进程

我省人口密集，对畜产品需求大，且土地资源丰富，气候适宜，区位优势明显，牧业在我省有很大的发展潜力，但牧业对农民增收影响不显著，说明牧业产业结构有不合理之处。安徽省牧业产值中生猪比重偏高，草食畜禽比重偏低；猪肉、禽肉价格偏高、成本也在不断增加；畜禽质量安全隐患未消除，市场监管力度仍需加强。因此现代畜牧业的发展应从产出高效、产品安全、优化结构、降低成本等方面入手，实现牧业供给侧结构性改革新突破。合理调整牧业产业结构，为农民增收带来正向的影响。

4.加强渔业资源保护，推进生态渔业产业化发展

我省水资源丰富，近几年水产养殖业发展速度较快，但渔业对农民增收的贡献率较小，说明渔业产值的增加未能促进农民收入的高速增长，应调整渔业产业结构，推动渔业转型升级，提高现代渔业发展水平，增加其对农民收入增长的贡献率，打造渔业强省。在当涂、庐江、巢湖等水资源丰富的县（市、区）深入推进健康水产养殖，增加渔业产值；渔业发展要建立在健康、适度、环保、生态、可持续的基础上，优化和调整渔业产业结构，抓住生态休闲渔业新的增长点，推进农民渔业收入稳步增长。

注释：

①1.检验类型中 c 和 t 分别表示带有常数项和趋势项，k 表示滞后期数；2.ADF检验值大于最大临界值时不平稳；3.“***”、“**”、“*”分别表示在 1%、5%、10%显著水平下平稳。

参考文献：

[1]袁璋.我国中部地区农业产业结构演进及调整优化方向研究[D].北京：中国农业科学院，2006.

[2]王小平，朱叶.基于VAR 模型下农业产业结构调整对农民增收的影响[J].贵州农业科学，2009，37（7）：210-213.

[3]聂 雷，何如，徐 晨. 安徽省农业产业结构调整对农民收入的影响分析[J]. 广东农业科学，2012（16）：224-227.

[4]吴开，王莹莹. 浙江省农业产业结构调整对农民收入的影响分析[J].改革与开放，2014（13）：18-19.

[5]余家凤，易发云，孔令成.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.

作者简介：陈 歆（1991-），女，安徽滁州人，硕士研究生，主要從事产业经济理论与政策研究。

栾敬东（1963-），男，江苏六合人，教授，博士，博士生导师，主要从事产业经济学研究。