常州市農業產業結構調整與農民增收研究

金珈印

[摘要]著眼于常州農業產業結構的優勢、問題及原因，基于1991-2016年常州市農業統計資料，以農民可支配收入和農林牧漁產值構建計量模型，考察常州市農業產業結構調整對農民收入的影響。實證結果表明，農民可支配收入與農林牧漁產值之間存在協整關系，農林牧漁產值增加會促進農民增收，通過脈沖響應和方差分解的結果來看，牧業的發展對增加農民收入的效果顯著，畜牧業結構的調整為農業產業結構調整的重點。從常州市農業產業內部和整體優化調整的角度，提出常州市農業產業結構調整與農民增收戰略。

[關鍵詞]常州市;農業產業結構調整;農民增收;戰略安排

中圖分類號：F29 ? ? ? ? ? ? ? 文獻標識碼：A? ? ? ? ? ? ? ? DOI：10.16465/j.gste.cn431252ts.20190729

2018年中央一號文件指出：深化農業供給側結構性改革，走質量興農之路。實施質量興農戰略，加快推進農業由增產導向轉向提質導向。將農業產業結構內部的人力、資本、生產要素優化配置，使農業生產由低級向高級、由傳統農業向現代農業轉化。從而使得農業增效、農民增收。許多學者就農業產業結構調整和農民增收之間關系進行深入研究，譚智心等[1]認為農民經營性收入的驅動依賴于農業轉方向和調結構實現;丁亮等[2]以湖北省1982-2005年的數據作為基礎，運用主成分回歸模型，認為工資性收入對農民純收入增長的貢獻最大。張旭起[3]基于陜西省的農業產業問題，提出了農民收入不高的主要原因是產業結構不合理。李國祥[4]認為農業產業結構與農戶家庭經營純收入增長之間存在互動關系。王小平等[5]以江西省1983-2007年數據為基礎，基于VAR模型得出牧業產值對農民純收入影響最大，為農業產業結構調整的重點。王國敏等[6]認為農民增收應該調整農業產業結構，推進農業產業化。劉松穎[7]基于西部十省1985-2008年數據，認為農業內部層次結構優化對農民增收有積極效應。王小平[8]基于江西省1980-2009年農業產業及農民收入數據，采用灰色關聯分析方法和回歸分析方法，認為種植業對農民收入影響最大。湯丹[9]基于2000-2014年全國各地區面板數據，認為農業產業結構調整對農民收入的影響程度存在顯著的區域差異，需要因地制宜地進行產業調整。

縱觀學者對農業產業結構調整對農民增收之間的影響研究，主流思想認為農業產業結構調整對農民增收有積極效應。也存在對立說法，郭福春[10]以東部沿海經濟發達省份1978-2008年的面板數據為基礎，認為農業結構負向影響農村人均收入增長率。王雅鵬等[11-14]認為產業結構對農民收入不存在影響。

多數學者的研究基于某個省際區域或全國的范圍，在本文的研究中，聚焦于常州市的農業產業結構現狀分析，基于1991-2016年的常州市統計數據，研究常州市農業產業結構調整與農民收入之間的關系，指出農業產業結構不合理之處，提出產業調整意見、農民增收措施，具有很好的理論和實踐意義。

1? 常州市農業產業結構與農民收入的現狀

1.1? 常州市農業產業結構現狀

常州市各地農業部門農業經濟規模擴大，產值和增加值比上年穩定增長。2017年農林牧漁業完成現價總產值293.6億元，比上年增長3.4%。其中農業產值158.9億元，增長4.2%;林業產值2.1億元，增長5%;牧業產值35.3億元，下降10.4%;漁業產值78.3億元，增長7.3%。

1.1.1? 產出結構的變化

常州市1991-2016年農業產出結構情況見圖1。常州市農林牧漁產值基本保持增長的水平，但是各部門增長速度不同。

據圖1可知常州市農業產業結構由單一種植業為主轉向農林牧漁協調發展。種植業產值自1991年到1997年增速較快，1997-2007年平穩發展，2007年至今又處于快速增長階段;林業產值在2002年出現短暫的高峰，其余年份平穩發展;牧業處于穩步增長的階段，近兩年常州市大力推進畜禽養殖污染治理，全市畜禽生產總量、效益呈“雙減”趨勢;漁業生產穩步發展，經濟效益顯著增長，增長速度、貢獻率僅次于農業。

1.1.2? 種植業內部結構

以糧食作物和經濟作物種植面積占農作物耕種總面積的比例作為指標，分析常州市種植業內部結構的合理性。常州市1991-2016年農作物種植面積比例情況見圖2。

據圖2可知，農業產業結構的調整，使糧食作物和經濟作物種植面積占比處于波動之中，但是糧食作物種植面積占比一直高于經濟作物占比，印證了常州市產糧能力強。自2011年來，糧食作物種植面積占比下降，經濟作物處于上升中，常州市種植業內部結構應增加經濟作物種植面積和比例。

1.1.3? 常州市農業機械化水平情況

常州市農業機械化水平以機耕地面積、機播面積、機收面積作為指標。常州市1991-2016年農用機械化水平情況見圖3。

據圖3可知，常州市1991-2016年，年末耕地面積逐步減少，2009-2016年期間保持穩定，機耕地面積占比從2006年到2014年穩步增加，2014年至今有所減少，原因可能是耕地面積減少及“壓糧擴經”;機播面積從2001年到2010年持續增長，2010年至今隨著耕地面積的減少而減少，機播勞務主要適用于糧食作物的播種，常州市整體農業機耕水平較高，但是對于經濟作物、林業、畜牧業和漁業方面的機械化作業還有待提高，需要加快研發相關機械設備。

1.1.4? 常州市勞動力投入變化

本文以1991-2016年鄉村實有從業人員、農林牧漁從業人員和種植業從業人員作為指標，考察勞動力結構變化的趨勢。常州市1991-2016年勞動力投入變化情況見圖4。

據圖4可知，鄉村實有從業人員數量在樣本期間內保持穩定，隨著農業產業結構的不斷調整和升級，工業和服務業的快速發展，吸納了更多的就業，農林牧漁從業人員數量逐年遞減，由1991年的66.02萬人減少至23.22萬人，農村勞動力第一產業從業人員占比由1991年的48.64%減少至18.13%，種植業從業人員隨之減少。

1.1.5? 物質投入結構變化。

隨著農業產業結構的不斷調整和升級，農業生產投入物質數量也在發生變化。考慮到數據的可得性，選取的樣本區間為1993-2016年，農膜使用增加數量最多，1993年農膜使用1 035 t，2016年增加到2 981 t，增加了188.02%，其次是農用柴油使用量，2016年使用量為26 766 t，較1993年增加了38.09%，農用機械總動力2016年使用量為146.25萬kW，較1993年增加了16.77%。隨著環保意識和糧食安全意識的加強，對于農藥和化肥，使用量呈現出先上升后下降的趨勢。

1.2? 常州市農民收入現狀

2017年常州市農村居民人均可支配收入達到25 835元，增長率為8.6%。農民收入的來源結構呈現非農化、多元化的特征。農民可支配收入增長速度加快，農民收入的各個組成部分也呈現出不同速度的增長模式。在本文中，考慮到數據的可得性，選取了1993-2016年農民人均可支配收入作為農民收入水平的指標。其中農民收入主要包括工資性收入、經營凈收入、財產凈收入和轉移凈收入。常州市1993-2016年農民收入占比情況見圖5。

家庭經營性收入地位持續下降，工資性收入成為增收主力。1993年家庭經營性收入在農民人均純收入中占主導地位，約66.4%，工資性（勞務報酬性）收入占比31.55%，而財產性收入和轉移性收入共占比2.05%。自2002年工資性收入水平顯著提高，收入占比超過50%，為農民收入主要組成部分。經營性財產收入為44.95%，意味著工資性收入成為增加農民收入的主要推動力量，家庭經營性收入不是常州市農民的主要收入。1993-2016年，工資性收入增加了29.68%，隨著非農就業和城鎮化發展，工資性收入更是成為促進農民增收的主要推力。家庭經營性收入作為農村收入的基礎來源，對農民收入增加的貢獻逐步減弱。財產性收入比例一直處于較低的水平，近兩年來，土地流轉進程的加快，農民財產性收入有所上升。轉移性收入成為近年來農民增收的新亮點，在2014年有明顯的上升，近年來國家實行強農惠農政策，加大對農民的良種補貼、農資綜合補貼、種糧農民直接補貼力度。

2? 常州市農業產業結構與農民增收關系的實證分析

本文以1991-2016年常州市的農、林、牧、漁產值與農民可支配收入為數據基礎，采用向量自回歸模型（VAR）分析常州市農林牧漁與農民可支配收入的關系，通過ADF檢驗、協整檢驗、脈沖響應函數和方差分解，探討其長期均衡關系與短期非均衡機制，探究常州市農業產業結構調整對農民收入的作用和各個產業對農民收入提高的貢獻，為研究常州農業產業結構調整與農民增收的戰略選擇提供經驗支持。

2.1? 模型檢驗

2.1.1? 單位根檢驗

單位根檢驗用來檢驗時間序列數據是否平穩，對本文中的變量農民可支配收入（RNI）、種植業產值（PIO）、林業產值（FOO）、牧業產值（AHO）、漁業產值（FIO）5個變量分別取自然對數，用LnRNI、LnPIO、LnFOO、LnAHO和LnFIO來表示。數據自然對數變換使其線性化，不會改變數據性質，消除數據中異方差現象。本文檢驗結果使用Eviews8.0計量經濟分析軟件進行分析。采用ADF（Augment Dickey-Fuller）方法進行單位根檢驗，通過以下3個模型確定時間序列是否存在單位根。

ΔXt=δXt-1+[i=1pθi]-ΔXt-i+εt （1）

ΔXt=α+δXt-1+[i=1pθi]-ΔXt-i+εt （2）

ΔXt=α+βt+δXt-1+[i=1pθi]-ΔXt-i+εt （3）

原假設為，實際單位根檢驗時，按照方程（3）、方程（2）、方程（1）依次進行，當檢驗結果為拒絕原假設，即停止單位根檢驗，認為原序列不存在單位根，序列為平穩序列。常州市農民可支配收入及農業內各產業總產值單位根檢驗結果見表1。

據表1可知，時間序列數據LnRNI、LnFIO在1%顯著性水平下平穩，LnFOO在5%的顯著性水平下平穩，LnPIO、LnAHO在10%的顯著性水平下不平穩，其一階差分在5%的顯著性水平下平穩，故為一階單整I（1）。

2.1.2? 協整檢驗

如果經濟變量之間存在協整關系，而具有協整關系的經濟變量之間具有長期均衡關系，就可以使用經典回歸方法建立回歸模型。若非平穩經濟變量的某個線性組合是平穩的，則稱這些變量是協整的。建立協整回歸方程，采用普通最小二乘法估計參數，得到殘差序列，對殘差序列進行單位根檢驗，若殘差序列是平穩的，則說明變量存在協整關系。

構建協整回歸方程：

LnRNI=4.67-0.011LnPIO-0.0014LnFOO+0.89 LnAHO+0.486LnFIO （4）

（0.317）（0.2204）（0.0673）（0.218）（0.153）

R2=0.97，DW=0.61

進一步檢驗回歸的殘差序列et的平穩性。序列et的ADF檢驗結果見表2。

檢驗t統計量的值為-2.981 25，小于10%的顯著性水平下的臨界值-2.632 604，可以認為回歸模型的殘差序列為平穩序列，表明LnRNI、LnPIO、LnFOO、LnAHO、LnFIO之間存在協整關系。

2.1.3? 誤差修正模型

誤差修正模型用來描述存在長期均衡關系的變量的短期不平衡關系的動態結構，格蘭杰表述定理為如果一組一階單整變量Y，X，Z，…是協整的，那么，表示它們短期非均衡關系的誤差修正模型一定存在，即：

ΔYt=lagged（ΔY，ΔX，ΔZ，…）-λecmt-1+μt（0<λ<1） （5）

由上述協整檢驗得知表明LNRNI、LNPIO、LNFOO、LNAHO、LNFIO之間存在協整關系，故而構建誤差修正模型。

以平穩時間序列et作為誤差修正項，得到誤差修正模型：

dLnRNI=0.064+0.134LnPIO-0.01dLnFOO+0.336 LnAHO+0.124dLnFIO-0.17ecm（-1） （6）

R2=0.783，DW=1.15

誤差修正模型擬合效果較好，誤差修正項前面系數為-0.17反映了第t-1期的短期波動對長期均衡狀態的偏離有17%可在第t期得到調整。

2.1.4? 脈沖響應和方差分解

在向量自回歸模型的基礎上，用脈沖響應函數來解讀VAR模型中回歸系數的因變量如何響應誤差變動帶來的沖擊，考察來自隨機擾動項的1單位標準差沖擊對內生變量當前和未來值的影響。

（1）考察種植業產值對農民可支配收入的一個標準差沖擊影響情況和響應路徑。據圖6（a）可知，種植業產值對農民收入沖擊的標準差擾動的響應在前4期呈現正向響應，第2期時達到最大，其后響應程度開始減弱，呈現出負向程度擴散的跡象。

（2）考察林業產值對農民可支配收入的一個標準差沖擊的響應情況和影響路徑，據圖6（b）可知，林業產值對農民可支配收入沖擊標準差擾動的響應在前7期處于微調，波動幅度不大，第7期之后，呈現正向響應，幅度緩慢增大。

（3）考察牧業產值對農民可支配收入的一個標準差沖擊的響應情況和影響路徑，據圖6（c）可知，牧業產值對農民可支配收入沖擊標準差擾動的響應從第1期為負向響應，呈現出擴散的跡象。

（4）考察漁業產值對農民可支配收入的一個標準差沖擊的響應情況和影響路徑，據圖6（d）可知，漁業產值對農民可支配收入沖擊標準差擾動的響應從第1期為負向響應，在第5期時達到最小，在第9期時正向響應，并呈現出正向擴散跡象。

在解釋VAR模型時，脈沖響應函數度量內生變量對每個變量變化的反應，一個標準差沖擊的響應情況和影響路徑。VAR的方差分解考察與分析預測誤差的方差構成，在預測誤差的方差中，哪一部分是由哪一個變量所導致的，用以表達模型的動態特征。LnRNI的誤差分解見表3。

據表3可知種植業產值對農民可支配收入是不斷加強的，長期來講，牧業對農民可支配收入的影響作用最大，對畜牧業引導發展對農民增收作用顯著，牧業發展是未來常州市農業產業結構調整的重點。其次是種植業，種植業內部結構合理促進農民增收，同時漁業、林業的發展不容忽視，應積極發揮對農民收入的促進作用。

2.2? 結論

由上述可知，種植業產值與農民可支配收入存在長期協整關系。短期內種植業產值增長有利于農民增收，長期來看，種植業產值的增加不利于農民增收。因此要注重種植業內部結構調整，減少糧食作物的種植面積和人力投入，而加大經濟作物的種植力度。林業產值與農民可支配收入之間存在長期協整關系。短期內林業產值的增加對農民可支配收入的影響程度不明顯，但是長期來看，林業產值的提高會促進農民可支配收入的增加，研究期內常州市林業產值占比一直較低，應加大林業產業扶持力度，使林業成為農業經濟的重要支撐。牧業產值、漁業產值與農民可支配收入之間存在協整關系，在短期內，牧業產值和漁業產值的增加對農民可支配收入有負向效應。因此，需要對牧業、漁業產業的發展進行科學規劃和引導。長期來看，牧業產值對農民增收的貢獻最大，因此牧業產業為農業產業結構調整的重點。

3? 常州市農業產業結構調整與農民增收戰略選擇

3.1? 優化農業產業結構

3.1.1? 農林牧漁業結構優化

從常州市農業產業結構與農民收入的現狀分析中得出，常州市種植業比重過大，糧食作物占比過大。因此，在進行農業產業結構調整中，應該全方位地發展林、牧、漁業，增加產值，從脈沖響應和方差分析看出，牧業和林業對常州市農民收入水平的提高長期來講效果顯著。在種植業內部，偏向勞動密集型的經濟作物生產，采取積極措施發展具有比較優勢的名、特、優、新產品，加強農產品品質，優質優價，不僅滿足消費者對產品質量的需求，而且提升農產品收入。

3.1.2? 加大畜牧業生產規范引導

（1）政府在養殖場地、動物防疫、辦廠資金等方面給予政策幫扶。合理規劃養殖用地，鼓勵引導建設標準化規模養殖小區，鼓勵養殖企業向丘陵、山區等非農業用地發展，解決用地難問題。重點抓好動物防檢疫、獸藥飼料監管、產品檢測以及信息服務體系建設。政府以貸款貼息、提供擔保等方式為養殖企業提供資金支持，解決貸款難問題。（2）積極推進畜禽標準化養殖，鼓勵發展具有一定規模的企業，打造畜禽知名品牌，大力發展肉制品工業，提高產品附加值和抵御市場風險能力，促進畜牧業健康發展。

3.2? 發揮政府宏觀調控的職能

各級政府應更好地為農民提供及時準確的農產品供求信息，加強農產品批發市場的建設，根據交通優勢和農業比較優勢，建立極具地方特色的農產品交易市場，不僅可以使農民更好地了解市場需求，還可以使特色產品擴寬銷路。為了確保農產品安全和提高市場競爭力，增加農產品出口能力，在“一帶一路”倡議下，擴大農產品國際市場份額。政府需要健全農產品質量標準體系，對農產品進行嚴格的檢控，不符合標準的農產品退出市場，同時建立農產品追溯體系，從生產、加工、包裝、銷售制定嚴格、科學的標準，在不同的環節進行嚴加規范。制定優惠政策吸引外資，在農業產業結構調整過程中，需要足夠資金支撐，政府補貼面臨重大財政支出壓力，而農民尚不能承擔此重賦，外資引進可以緩解此現狀;制定農機補貼政策，提升農業生產的機械化水平;完善農業生產和農民保障體系，健全農村養老保障體系，解決農民的后顧之憂，最大限度減少災害損失，實現農業長期穩定發展[15]。

3.3? 加快農業產業化、規模化建設進程

3.3.1? 促進農產品加工業、服務業的發展

發展特色農產品深加工企業，提高農業生產效益，著重推進無公害蔬菜等特色農產品基地建設，探索建立農業產業化發展新模式，以“龍頭企業”創造就業機會，增加農民收入。農村服務業的發展還存在空缺，現有的服務業僅限于餐飲、交通運輸，遠遠不足以支撐農村經濟的發展。政府應推動金融、保險、信息產業進入農村，為農民生產、創業提供貸款需要，為農業生產保險保障。以日本為例，達到一定生產規模的農業生產者或農產品生產數量達到一定數額的農民必須參加農業保險，不僅對穩定農業生產有積極作用，也為農民收入提供保障。促進信息網絡、職業教育和就業技能培訓，增加農民的專業技能，為非農就業、城鎮化做鋪墊。大力開發旅游資源，常州市的旅游資源豐富，可以輻射周圍地區，帶動當地經濟發展。

3.3.2? 推進農業規模化經營發展，加強科技支撐

保證農民自愿、有償基礎上土地改革，推動農業規模化進程。（1）重視提高土地集約化程度，建立健全土地承包經營權流轉市場，使土地資產化，走規模化道路，向生態農業園區轉變。（2）扶持規模化經營，不斷提升農業生產效率、降低生產成本，提高農業綜合生產能力和市場競爭力。加強科技示范基地建設，建設國家現代農業示范區、高標準農田、高效設施農業、高效設施漁業。（3）積極培育新型農業經營主體，增強全市農業綜合機械化水平，通過科技培訓解決農民在生產過程中對化肥、農藥使用的難題，提升農民的耕作技術，形成科技型經濟合作組織。

3.4? 調整農民收入結構

常州市農民收入結構現狀分析中，工資性收入占比較高，家庭經營性收入比重遞減，工資性收入的增加意味著非農就業，農村勞動力轉移以及城鎮化進程的加快提供更多的就業機會。應積極發揮城鎮化建設對農民增收的促進作用，將農村轉移人口市民化。家庭經營性收入的提高意味著農作物價格穩定提高，以市場需求為導向，增加農產品的市場競爭力，減少農民的交易成本、搜尋成本等。財產性收入的提高，農民轉讓土地的使用權和收益權，來獲得相應的租金。對于土地流轉進行合理性、合法性規范，在農民自愿、平等的基礎上，對于轉移性收入，需要政府的“強農富農”政策進一步落實，完善農業補貼政策。

參考文獻

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Research on the Agricultural Industry Structure Adjustment and

Farmers Income Increase in Changzhou City

Jin JiaYin

（School of Economics，Nanjing University of Finance and Economics，Nanjing，Jiangsu 210023）

Abstract：Focusing on the advantages，problems and causes of Changzhous agricultural industrial structure，based on the agricultural statistics of Changzhou city from 1991 to 2016，the quantitative model of farmers disposable income and agriculture，forestry，animal husbandry and fishery production value was constructed to investigate the impact of Changzhous agricultural industrial structure adjustment on farmers income.The empirical results show that there is a cointegration relationship between the disposable income of farmers and the value of agriculture，forestry，animal husbandry and fishery.The increase of the value of agriculture，forestry，animal husbandry and fishery will increase the income of farmers.According to the results of impulse response and variance decomposition，the development of animal husbandry will increase the income of farmers.The effect is remarkable，and the adjustment of the animal husbandry structure is the focus of the adjustment of the agricultural industry structure.From the perspective of the internal and overall optimization and adjustment of Changzhous agricultural industry，the paper puts forward the adjustment of agricultural industrial structure and the strategy of increasing farmers income in Changzhou.

Keywords：Changzhou city，agricultural industry structure adjustment，farmers income increase，strategic arrangement