我国农业产业结构调整动因的计量分析..doc

我国农业产业结构调整动因的计量分析 谢彦明 高淑桃 （四川农业大学经学院，四川雅安，625014） 摘要：我国未来消费量的增加主要来自两个方面：一是人口增长，二是消费结构变化肉食品增加。 非线形模型 （1） （2） 二、农业产业结构调整动因的计量经济模型的设定： 鉴于难以获得我国优势农产品年出口额的确切数据和尚未找到政策虚拟变量合适的替代指标，因此未将二者纳入计量模型中，在计量模型有关参数的确定中，选定农林牧渔业年总产值分别占农业总产值的百分比率作为因变量，以农村居民年人均纯收入和粮食单产作为影响农业产业结构速度动因的自变量表示。 （一）线形模型： ,i=1，2分别代表农业（种植业）、林业、畜牧业和林业的年产值占农业总产值的比例,X1,X2分别代表农村居民人均年纯收入和粮食单产。 （二）科布—道格拉斯模型： ，i=1，2分别代表农业、林业、畜牧业和林业的年产值占农业总产值的比例。X1,X2分别代表农村居民年人均纯收入、粮食单产。应用SPSS软件进行分析，在参数的确定过程中，发现常数项剔除后，参数R2检验，F检验和变量的T值都有明显的改善，顾剔除常数项。 采用线形和科布—道格拉斯模型，应用我国1978—2001年的时间序列数据，包括畜牧业占农业总产值的比率（%），农村居民年人均纯收入或城镇居民年人均纯收入（元），粮食单产（千克/公顷）等相关数据。[4][5][6] 在对我国农业中各产业占农业总产值的比例即结构调整速度的计量分析中，参数的DW检验值普遍偏小，说明应用的时间序列数据存在严重的自相关，本文采用广义差分法进行序列自相关性的消除，修正后拟合模型和参数检验如表三所示： （表三） 线性模型 R2调 F DW t(x1, x2) 林业 0.957 254.7 1.603 -5.092，15.747 牧业 0.976 476.291 1.792 0.945，15.029 渔业 0.791 42.691 1.695 2.954，2.493 非线性模型 林业 0.952 230.77 1.941 -3.864，6.106 牧 业 农村居民年人均纯收入 0.996 3216.562 1.767 2.841，5.745 城镇居民年人均纯收入 0.997 3384.131 1.924 3.26，6.014 渔业 0.844 60.538 1.989 1.230，0.241 通过模型参数的比较可知：1、影响我国农业产业结构调整速度的关键因素是粮食单位面积的产量。2、在城镇居民与农村居民消费支出对农业产业结构调整速度的影响中，农村居民的年人均纯收入对我国的农业产业结构的调整拉动效用明显高于城镇居民（以畜牧业为例）。 (三)预测模型的选优 通过相关检验参数的比较，对自相关修正后的各产业预测模型选择如下：林业（由于林业特殊性，即林业的效应更多体现为生态效益，所以其结构调整的收入弹性为负），牧业，渔业。以畜牧业的分析为例，其牧业调整的速度的农村居民的收入弹性为0.157，粮食单产弹性为0.263，收入弹性比粮食单产弹性小10个百分点；同时，城镇居民的收入弹性为0.148，小于农村居民的收入弹性0.9个百分点。粮食单产和增加居民收入是影响我国农业产业结构的最主要因素，而增加粮食单产对我国农业内部产业结构调整的拉动效应大于居民收入增加的效应，通过测算，粮食单产的结构效应弹性比增加农村居民和城镇居民大10.6—10.7个百分点（农业本身的比较效益低，而其中粮食种植业更低，但粮食安全历来是我国农业生产的重中之重，粮食单产的增加可以在确保粮食安全的条件下，抽出更多的生产要素投入劳动生产率更高的林业、牧业和渔业进行生产）；农村居民收入的增加的结构效用大于城镇居民收入增加的结构效用。我国农村居民的食品消费处于畜牧产品消费的前期，增加的收入用于食品消费的部分主要用于肉、蛋、奶消费的增加，其增幅较快；而我国城镇居民的食品消费处于畜牧产品消费阶段的后期，即食品消费主要侧重于食品消费的内部改善，所以收入增加的部分用于食品消费的部分十分的有限。 三、我国农业产业结构调整的阶段性分析： 图一：1978—2001年农林牧渔产值比例结构图 （系列1、2、3、4分别代表农业总产值、林业总产值、畜牧业总产值和渔业总产值） 从图中我们不难看出我国的农业产业中的种植业的产值处于下降的趋势，林业的产值占农业总产值的比例一直比较平稳，渔业和畜牧业的产值则一直处于上升的阶段。 （一）1978—1985年，制度诱发型的生产者自发调整阶段。家庭联产承包责任制的实施，使广大农民获得了充分的农业生产的自主经营权，农业生产以粮为本的行政惯例被打破，农户为适应市场对各种农产品的需求而积极的投身于农业生产和农业产业结构的调整。此阶段农村居民收入的增加、粮食单