貴州省農業生產結構調整對農業經濟的影響①

韓雪蓮

（貴州大學經濟學院 貴州貴陽 550025）

發展農業、促進農業經濟增長是我國經濟工作的重點。劉小彩［1］認為農業產業結構調整對提高農民收入、農業資源利用率和農產品市場競爭力具有重要作用。熊德平［2］認為政府要制定有效的農業產業政策，引導農民生產滿足市場需求的農產品，使農業產業結構與消費結構相適應，從而實現經濟可持續發展。2018 年貴州省農村人口占比52.47%，解決好農業問題將直接影響到貴州經濟的發展。本研究主要分析農業結構調整會對農業經濟產生怎樣的影響，以便于為貴州省農業結構持續優化、農業經濟增長提供實證依據。

1 研究方法說明與計算步驟

1.1 方法說明

灰色關聯度分析法是根據因素之間發展趨勢的相似或相異程度，衡量因素間關聯程度強弱，并對關聯程度進行排序的一種方法。因素之間同步變化程度越一致，二者關聯程度越高，反之越低。因地區不同農業各生產部門對農業產生的影響也不同，研究主要運用此方法分析貴州省農業各生產部門對于農業的影響程度。

1.2 數據來源與說明

從國家統計局得到貴州省2001～2016 年農業各生產部門產業增加值和農業增加值的數據。為了便于區分，本文將農林牧漁業統稱為農業，將“四業”中的農業稱為種植業。

1.3 計算步驟

將農業增加值作為參考數列，種植業、牧業、林業、漁業增加值作為比較數列。設定參考序列為X0（k），k=1，2...16；設定比較序列為Xi（k），k=1，2...16，i=1，2，3，4。

采用均值化法對X0（k）和Xi（k）進行無量綱化處理。

計算均值化處理后的X0（k）與Xi（k）的灰色關聯系數。計算公式為：

式（1）中，ρ為分辨系數，其中0<ρ<1。為提高分辨率本文采取申卯興等［3］的做法，取分辨系數ρ＝0.05。經式（1）計算得到關聯系數ξi（k）。

計算灰色關聯度。計算公式為：

2 結果與分析

式2計算可知，種植業增加值與農業增加值的關聯度r1為0.665 529，牧業增加值與農業增加值的關聯度為r2為0.479 503，林業和漁業增加值與農業增加值的關聯度r3、r4分別為0.377 709 和0.252 006。對農業各生產部門產業增加值與農業增加值的灰色關聯度排序為：r1＞r2＞r3＞r4。

從關聯度排序來看，種植業與農業關聯度最強，漁業最弱。從灰色關聯度大小來看，灰色關聯度大于0.5，則認為兩者關聯程度很強。r1>0.5，說明種植業與農業關聯度很強，種植業的發展對于農業存在顯著的影響；r2接近0.5，說明牧業與農業關聯度較強，牧業對農業的影響較為顯著；r3、r4較小，說明林業和漁業與農業關聯度較弱，林業和漁業對農業的影響較小。因此，得出結論：農業各生產部門對農業經濟增長影響最大的是種植業，其次是牧業，林業和漁業對其影響較小。

基于灰色關聯度分析的研究結論和貴州省農業發展實際情況（種植業與牧業產值占農業總產值比重近90%），進一步分析種植業和牧業之間的生產結構變化和種植業內部生產結構變化對于農業經濟的影響。

3 貴州省農業生產結構調整對農業經濟影響分析

3.1 變量選取

將農業總產值Yi作為被解釋變量，為消除量綱和序列異方差，對農業總產值取對數得到LNYi。解釋變量：通過種植業和牧業之間的生產結構變化、種植業內部生產結構變化來反映農業生產結構調整。種植業和牧業之間的生產結構變化用牧業產值比重Xi來表示，種植業內部生產結構變化用糧經比Li來表示。控制變量：本文將技術市場成交額Ji和公路里程數Gi作為控制變量，為消除量綱和序列異方差，對兩個變量取對數得到LNJi和LNGi。

3.2 數據來源

用Python3 和R 軟件來處理貴州省2001～2018年各變量的年度數據，數據來源于國家統計局，其中經濟作物播種面積由農作物總播種面積減去糧食作物播種面積計算得出。

3.3 變量的描述性統計

由表1 可知，農業總產值從6.036 9 增長到8.194 1，增長速度較快。糧經播種面積比則由2.040 5下降至1.001 2，種植業內部結構在不斷優化。牧業產值比重均值為0.297 0，說明種植業和牧業之間的生產結構還存在調整空間。

表1 變量的描述性統計特征

3.4 研究假設及模型建立

本文提出2種假設，分別是：

假設1：優化種植業內部結構能促進農業經濟增長。

假設2：種植業和牧業之間的生產結構調整能促進農業經濟增長。

具體計量模型構建如下：

式 （3） 中，c為截距項，β1、β2、β3、β4為回歸系數，ei表示誤差項。

4 計量結果

4.1 平穩性檢驗與協整檢驗

用Python3 軟件對變量進行ADF 單位根檢驗。檢驗結果顯示只有LNGi原始序列平穩，其他變量原序列均不平穩。經過一階差分后，LNYi在10%的顯著水平下平穩，其余變量在5%的顯著水平下平穩。五個變量服從一階單整，可以對序列進行協整檢驗。

用R軟件對變量進行Johansen協整檢驗，檢驗結果顯示在95%的置信區間下五個變量之間至少存在三個協整關系。因此可以認為貴州省農業經濟和糧經比、牧業產值比重之間存在長期穩定的協整關系。

4.2 模型估計結果

基于以上檢驗，用Python3 軟件對模型（1）進行回歸，回歸結果顯示：F統計量的P值為2.97e-10，回歸方程顯著；擬合值R2為0.975，模型擬合度較好；D-W統計量為1.774，不存在自相關；變量LNJi和LNGi回歸結果不顯著；Li和Xi均在95%的置信水平下顯著。根據回歸結果建立相應的回歸方程為：LNYi=10.608 1-1.662 7Li-4.762 5Xi+0.019 1LNJi+0.160 3LNGi+ei

5 貴州省農業生產結構調整對農業經濟的影響

Li的系數為-1.662 7，表明糧經作物比與農業經濟呈負相關，每減少一單位的糧經作物比，農業經濟就提高1.662 7 單位；Xi的系數為-4.762 5，表明牧業產值比重與農業經濟呈負相關，每增加一單位的牧業產值比重，農業經濟就減少4.762 5單位。因此，研究得出以下結論：（1）優化種植業內部結構，即降低糧經作物比值能促進農業經濟增長，假設1成立。（2）種植業和牧業之間的生產結構調整尚未對促進農業經濟增長產生明顯影響，假設2不成立。出現這樣的結果原因可能在于牧業產值占比相對種植業較小，2001～2018 年期間，最高只有34.62%，尚未對農業經濟增長產生明顯影響；其次，貴州省農場規模化、現代化等各方面水平較低，導致生產過程中資源浪費，降低了牧業的經濟效益。

6 貴州省農業生產結構調整的政策建議

基于研究得出的結論提出以下建議：（1）發揮貴州省自身資源優勢，結合農產品市場需求，逐漸增加精品水果、特色茶葉等經濟作物面積，減少玉米等經濟價值低且資源消耗大的糧食作物面積。（2）加大牧業扶持力度，加強養殖技術培訓，減少生產過程中的資源浪費。推進生豬、牛、羊、家禽等動物多元化養殖，提高牛肉、羊肉等肉類產量占比，解決農場經營單一的問題。（3）逐步建設規范化、現代化、規?；r業，為農業生產結構調整助力。