李萍萍 李翼飞 惠俊艳

摘要：本文以2000年～2017年为样本区间，分析宣城市农业产业结构对农民收入的影响。协整检验显示，农业、林业、牧业以及渔业产值与农民收入存在着稳定的长期均衡关系;脉冲响应函数表明，农业、林业、牧业以及渔业产值的增加短期内皆可带动农民收入增长;方差分解说明，长期看，种植业的冲击对农民收入变化的贡献度最大，其次是林业、渔业和牧业的冲击对农民收入变化的影响较为微弱。在此基础上，提出调整宣城市农业产业结构的相关建议。

关键词：农业产业结构;农民收入;协整检验;脉冲响应函数;方差分解

一、引言

农业产业结构，一般分解为三个层级：第一层级，指的是种植业（狭义农业）、林业、畜牧业、渔业、农林牧渔服务业等各业之间的相互关系;第二层级，是指各业内部的构成关系，如种植业由油、棉、粮、果、茶等作物组成;第三层级，是对第二层级的进一步细化，如粮食作物中小麦、水稻、玉米等品种之间的安排与搭配。

农业产业结构调整对于农民收入的影响，一直以来都是学术界的热门课题。李国祥（2005）认为，农业产业结构调整在促进农业市场化进程的同时，亦可促进农民收入的不断提高;陈锴（2011）运用灰色关联法，证实长三角地区农民收入与农业产业结构具有关联性;吴开等（2014）以浙江省为研究对象，计量分析结果表明：林业与牧业对农民人均纯收入有较大的影响，种植业的影响却较小;汤丹（2016）指出，各个地区的农民人均纯收入受农业产业结构调整的影响程度显著不同，而且种植业对农民收入增长仍然具有最大的影响;余霜等（2016）以贵州省为研究样本，采用VAR模型进行分析，发现种植业对农民纯收入的影响程度很大，但其影响力正在逐渐降低，而渔业、畜牧业与林业的影响力却越来越大。

综观已有研究，基本是以第一层级的农业产业结构为视角，由于选取不同的研究方法，采用不同的样本数据，研究结果难免有所分歧，但是一众学者却不约而同地形成了广泛的共识：依据农产品市场需求，不断调整农业产业结构，能够促进农业生产效率和收益的提升，进而增加农民收入。

宣城市地处偏远，位于安徽省的东南边陲，经济发展滞后，有关宣城市农业产业结构与农民收入之间关系的文献资料十分匮乏，尚没有深入系统的研究。本文应用2000年～2017年共计18年的数据，实证探讨宣城市农业产业结构调整与宣城市农民收入增长之间的动态关系，定量分析宣城市农业产业结构对宣城市农民收入增长的影响，并为优化升级宣城市农业产业结构从而促进农民收入增长提出相关建议。

二、宣城市农业产业结构与农民收入现状

1.宣城市农业产业结构现状

表1的数据来源于《宣城统计年鉴》，自2003年开始，广义农业产值统计加入农林牧渔业服务业，为了保持数据的一致性，本文不考察农林牧渔业服务业。显而易见，在我们选取的样本区间内，总体上，宣城市农、林、牧、渔业表现持续增长趋势，年平均增长率分别为8.0%、5.0%、8.0%、9.3%;不同年度，各业的产值、各业与第一产业产值的比值不断变化，宣城市农业产业结构不断调整。

2.宣城市农民收入现状

表2的数据来源于《宣城统计年鉴》，表中农业人口数，用总人口数减去非农人口数计算获得。农民人均纯收入逐年增长，由2000年的2288元上涨到2017年的18891.9元，年均增长率高达13.2%，超过同期宣城市人均国内生产总值年均增长率3个百分点，农民实际生活水平不断提高。

三、实证分析

1.变量与数据说明

本文用NY代表农业产值（狭义农业，指种植业，下文同），LY代表林业产值，MY代表牧业产值，YY代表渔业的产值;农民收入指标用农民人均纯收入表示，反映宣城市农村居民各年平均收入水平，记为PI。为了减低数据的波动幅度，从而消除异方差，对样本原始数据进行对数变换，相应地表示为LNNY、LNLY、LNMY、LNYY和LNDPI，下文分析均以转换后的对数序列为样本。

由表1和表2可知，自2000年以来，宣城市农业、林业、牧业、渔业在总体上呈现不断增长趋势，与此同时，农民人均纯收入亦稳步增长。我们利用EVIWES9.0软件检验LNDPI与LNNY、LNLY、LNMY、LNYY之间的相关系数，顺次为0.9780、0.9480、0.9945、0.9959，证明宣城市农、林、牧、渔业与农民收入高度相关。

2.单位根检验

在计量分析之前，我们使用ADF检验法对变量LNDPI与LNNY、LNLY、LNMY、LNYY进行单位根检验，以避免虚假回归，表3为检验结果。

表3中，变量LNNY、LNLY、LNMY、LNYY与LNPI的水平序列皆不能拒绝原假设，都是非平稳序列;分别用ΔLNPI、ΔLNNY、ΔLNLY、ΔLNMY、ΔLNYY表示变量LNPI与LNNY、LNLY、LNMY、LNYY的一阶差分，ΔLNPI、ΔLNNY、ΔLNLY、ΔLNMY、ΔLNYY在5%的显著性水平下均拒绝原假设，因而五个变量的一阶差分都是平稳的，符合协整条件，可以展开协整分析。

3.协整检验

实践中，多变量的协整分析，通常选择Johansen协整检验。多次实验后，选择检验形式为“intercept（no trend）in CE and test”，最佳滞后期选择1，表4为变量LNNY、LNLY、LNMY、LNYY与LNPI的Johansen协整检验结果。

在5%的显著性水平下，Trace Statistic 148.9273大于0.05 Critical Value 68.81899，Max-Eigen Statistic 68.91516大于0.05 Critical Value 33.87687，拒绝None的假设;Trace Statistic 80.01215大于0.05 Critical Value 47.85613，Max-Eigen Statistic 50.67969大于0.05 Critical Value 27.58434，拒绝At most 1的假设;Trace Statistic 29.33247小于0.05 Critical Value 29.79707，Max-Eigen Statistic18.03291小于0.05 Critical Value 21.13162，接收At most 2的假设，据此确定LNDPI与LNNY、LNLY、LNMY、LNYY之間存在长期均衡关系。

4.脉冲响应分析

为了进一步研究宣城市农业产业结构对农民收入的影响，协整分析之后，我们做脉冲响应函数。

图a表示LNNY对LNPI实施一个标准信息差冲击，LNPI的响应函数时间路径，在第一期的时候脉冲响应为零，第二期表现为短暂的负向效应（约为-0.017），第三期随即反弹到0.033，然后缓慢下降，到第六期保持稳定，至第十期都是0.026，说明农业产值在整体上对农民纯收入的冲击具有正向效应，短期内会导致农民纯收入增长并趋于稳定。图b中，当LNPI受到LNLY一个当期的标准差信息冲击之后，在第一期的脉冲响应为0.059，第二期达到最大并开始下降，到第五期为0.015，第六期开始保持稳定，一直至第十期都是0.026，说明短期内林业产值的增长会引起农民纯收入的增长，且增长的弹性先上升后下降最终保持稳定。图c是LNPI应对LNMY正向冲击的反应，LNPI的响应路径一直为正，第一期为0.029，第二期为0.022，第三期为最大的0.030，从四期开始一直趋于稳定。

图d显示，LNYY对LNPI的冲击效应第一期为0.012，第二期下降为最低的0.002，第三期上升到最高的0.027，一直下降到第六期的第二个低点0.010，后期小幅度上升后再下降，响应路径一直为正。说明短期内渔业产值的增长引起后面各期农民收入的增长，但农民纯收入的增长的弹性波动不定。

5.方差分解

为了分析众多变量LNNY、LNLY、LNMY、LNYY对目标变量LNDPI的变化有多大的贡献度，我们实施方差分解分析，用以区分影响程度（重要性）的大小：贡献度高的影响程度大，贡献度低的影響程度小。

方差分解结果显示，农民纯收入的变动主要来自于其本身，在第一期，为100%。随着时间的推移，其贡献程度不断下降，下降幅度在2期与3期达到最大，贡献度大约下降23%，到第十期农民纯收入仍然能够解释自身变动的大约60%;农业、林业、牧业以及渔业对农民收入的变动的贡献度在第二期才显现出来，初期影响较弱，随后各期，农业、牧业以及渔业均表现为渐进的增强态势;在2期与3期，林业贡献度上升很大，超过13.5%，5期后，持续缓慢减退且渐趋平稳。从长期看，宣城市农业对农民收入变化的贡献度仍然最大，其次是林业，渔业和牧业对农民收入变化的影响微弱。

四、结论与建议

协整检验显示，宣城市农业结构与农民收入之间存在着稳定的长期均衡关系;脉冲响应函数证实，农林牧渔业产值的增加短期内均能带动农民收入增长;方差分解揭示，农民收入的变动主要由其自身冲击解释，但农林牧渔业的冲击均能带动农民收入的变化，其中，狭义农业即种植业的贡献度仍然最大，林业次之，渔业和牧业对农民收入变化的影响较小。

方差分解还反映，长期内对农民收入变化重要性最大的是种植业，我们理应结合宣城市地域自然环境与地理气候，依据市场需求，调整和优化种植业内部结构，大力推进生产的机械化、集约化与规模化，不断降低生产成本，逐步提升生产效率，促进农民收入持续稳定地增长。

实证分析结果亦阐明，无论长期还是短期，农业、林业、牧业以及渔业产值都对宣城市农民收入构成正向影响。因此，合理开发林业资源，创新林业经营管理制度，构建基于森林公园的旅游产业;采用自动化新技术与规模化养殖方式开展畜牧业，促进传统畜牧业向现代畜牧业转化升级;充分利用既有水域资源，大力推广地方特色优势渔业，发展休闲渔业，不断优化调整农业产业结构，助推农民收入不断增长。

参考文献：

[1]李国祥.农业结构调整对农民增收的效应分析[J].中国农村经济，2005，（5）：12～20.

[2]陈锴.农业结构调整、农业多功能性与农民收入变化—基于长三角苏、浙、沪地区的实证研究[J].经济问题，2011，（11）：82～86.

[3]吴开，王莹莹.浙江省农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.

[4]汤丹.我国农业产业结构调整对农民收入影响的区域差异[J].经济问题探索，2016，（2）：180～184.

[5]余霜，李光.贵州省农业产业结构调整对农民收入的影响研究[J].湖北农业科学，2016，（4）：1047～1050.

[6]杜江.计量经济学及其应用[M].北京：机械工业出版社，2016.

[7]周日旺，刘芳园，王丽娅.国债期货价格波动影响因素的的实证分析[J].价格月刊，2019，（01）：10～16.

作者简介：1.李萍萍，宣城职业技术学院讲师，硕士;研究方向：金融，物流。

2.李翼飞，宣城职业技术学院助教。

3.惠俊艳，宣城职业技术学院讲师;研究方向：金融，电商。