山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)及其影響因素研究

楊甜甜 王慧

摘 要：選取1978—2016年時(shí)間序列數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建演進(jìn)測(cè)度方法和計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型來實(shí)證研究山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的總體特征及影響因素，以期為供給側(cè)改革條件下的農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)提供參考和借鑒。研究表明，改革開放以來，山東省區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源稟賦、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)條件和市場(chǎng)需求等因素之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu);演進(jìn);影響因素;山東省

中圖分類號(hào)：F327 ? ? ? ?文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A ? ? ?文章編號(hào)：1673-291X（2019）18-0029-03

改革開放以來，隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，我國(guó)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷升級(jí)。新時(shí)期，我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的結(jié)構(gòu)性矛盾依然存在，基于供給側(cè)改革的新一輪農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是我國(guó)現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)體系構(gòu)建的關(guān)鍵問題之一。

作為農(nóng)業(yè)和人口的大省，山東省農(nóng)業(yè)人均占有資源少。隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)面臨農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量不高、供需矛盾突出和農(nóng)業(yè)區(qū)域結(jié)構(gòu)雷同、地區(qū)優(yōu)勢(shì)發(fā)揮不充分、農(nóng)業(yè)效益不高和農(nóng)產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力不強(qiáng)等問題[1～2]。因此，對(duì)1978年以來山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)趨勢(shì)和影響因素的探討，有助于把握區(qū)域農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的規(guī)律與機(jī)理，為新時(shí)期山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與優(yōu)化提供參考。

一、研究方法

為了能夠更加深入地研究農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)趨勢(shì)變化規(guī)律，本文運(yùn)用農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)指數(shù)[3]，探析山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的趨勢(shì)和速度變化特征。其計(jì)算公式為：

ASIt=

式中，t代表年份，m表示農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)部門（主要包括種植業(yè)、林業(yè)、畜牧業(yè)和漁業(yè)），Qmt表示第m種農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)部門在t年份的生產(chǎn)總值，Qt表示在t年份農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值。

本文采用長(zhǎng)期均衡方程模型[4]。由于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的特征與形成因素存在非線性關(guān)系，因此使用非線性函數(shù)來表示它們之間的關(guān)系。設(shè)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)特征指數(shù)為Yt，影響演進(jìn)特征指數(shù)形成的因素有N種，設(shè)為Xnt（n=1，2，…，n），則它們之間的關(guān)系模型為：

lnYt=lnA+？姿1lnX1t+？姿2ln？錐2t+…+？姿ntln？錐nt+ut

式中，Yt表示各年農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)特征指數(shù)，X1t、X2t、X3tt、...、Xnt表示研究期內(nèi)（t=1，2，…，T），對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)具有重要影響的N種因素，？姿1，？姿2，…，？姿n為這N種因素對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)特征形成的作用貢獻(xiàn)，A表示N種因素協(xié)同作用對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的影響，是一個(gè)指數(shù)模型。

二、山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)

農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要體現(xiàn)。隨著農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，山東省農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)整體上呈現(xiàn)出逐漸趨于多元化的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)特征。單一農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)逐漸被打破。在產(chǎn)值結(jié)構(gòu)中，種植業(yè)占比由1978年的82.93%下降至2016年的49.77%;林牧漁業(yè)占比分別由1978年的1.77%、11.93%和3.38%增加至2016年的1.58%、27.24%和15.93。

通過對(duì)演進(jìn)指數(shù)的計(jì)算，可以將改革開放以來山東省農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)變化分為四個(gè)階段。一是1978—1984年：緩慢變動(dòng)階段。在此階段，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)演進(jìn)指數(shù)由0.703下降至0.651。二是1985—1993年：快速變動(dòng)階段。在此期間，演進(jìn)指數(shù)由0.59下降至0.40。種植業(yè)占絕對(duì)主導(dǎo)地位的單一農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)形態(tài)被打破，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)形態(tài)向多樣化方向發(fā)展。三是1994—2004年：平穩(wěn)變動(dòng)階段。演進(jìn)指數(shù)基本在0.40左右;農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)較小，演進(jìn)速度保持平穩(wěn)，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的層次和水平不斷提高。四是2005—2016年：緩慢變動(dòng)和調(diào)整優(yōu)化階段。其農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)指數(shù)緩慢下降，數(shù)值由0.40下降至0.35，演進(jìn)速度出現(xiàn)小幅度波動(dòng)?？傮w上看，改革開放以來山東省農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)變化呈現(xiàn)出前快后慢，結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換漸趨平緩的演進(jìn)特征。這種演進(jìn)趨勢(shì)的形成，主要源于影響農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的要素及其組合的變化。

三、山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)影響因素分析

（一）變量選取

借鑒上述研究成果，結(jié)合農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)理論，本文從經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源稟賦、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)條件和市場(chǎng)需求四方面對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)演進(jìn)影響因素進(jìn)行定量分析。選取城鎮(zhèn)化率、人均GDP和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占比作為經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平的解釋變量，選取農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、年末耕地面積作為農(nóng)業(yè)資源稟賦的解釋變量，選取耕地灌溉率、農(nóng)機(jī)總動(dòng)力、農(nóng)業(yè)科技成果數(shù)量、財(cái)政支農(nóng)支出和人均糧食占有量作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)條件的解釋變量，選取居民家庭糧食消費(fèi)水平、居民家庭肉類消費(fèi)水平和居民消費(fèi)絕對(duì)額作為市場(chǎng)需求條件的解釋變量。

（二）模型檢驗(yàn)與修正

運(yùn)用長(zhǎng)期均衡方程模型，對(duì)影響山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的要素及組合變化進(jìn)行定量分析，具體的檢驗(yàn)及分析過程如下：

1.ADF檢驗(yàn)。為了避免“偽回歸”，首先對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)[5]。結(jié)果顯示，這12個(gè)變量均具有非平穩(wěn)性。因此，利用差分法對(duì)非平穩(wěn)的變量進(jìn)行處理，差分后的數(shù)據(jù)均通過了1%顯著性水平檢驗(yàn)，各變量均為一階單整。

2.協(xié)整檢驗(yàn)?；谇拔慕⒌幕貧w方程（長(zhǎng)期均衡方程）進(jìn)行回歸，回歸方程具體表示為：

logASI=0.623logurbn+1.165loggdp-0.352logngdp+0.636log labo-0.635logacre+0.254logirri+0.573logmech+0.014logtech+0.798logcapi+0.538logpgrai-0.168loggrai+0.764logmeat+0.267 logabso

回歸估計(jì)結(jié)果表示，除了農(nóng)業(yè)科技成果數(shù)和居民消費(fèi)絕對(duì)額以外，其他的變量均通過統(tǒng)計(jì)性檢驗(yàn)。在影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的這些因素中，非農(nóng)GDP占比、年末耕地面積和居民人均糧食消費(fèi)水平為負(fù)向關(guān)系外，其他變量均表示為正向關(guān)系;在這13個(gè)影響因素中，人均GDP的影響最大，支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)人口、居民家庭人均肉類消費(fèi)水平、年末耕地面積、城鎮(zhèn)化率、農(nóng)機(jī)總動(dòng)力和人均糧食占有量的影響次之，耕地灌溉率、非農(nóng)GDP占比的影響作用較小。由于以上分析不能確定這種均衡關(guān)系是否具有因果關(guān)系，所以對(duì)自變量和因變量進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果與回歸估計(jì)結(jié)果基本保持一致，說明回歸結(jié)果具有一定的合理性。

3.建立誤差修正模型。由于對(duì)包含殘差序列的長(zhǎng)期均衡方程進(jìn)行回歸，所得到的結(jié)果顯示農(nóng)業(yè)科技經(jīng)費(fèi)的投入數(shù)量和居民消費(fèi)絕對(duì)額數(shù)值沒有通過檢驗(yàn)，所以在建立的誤差修正模型中加入各變量前一期一階差分項(xiàng)，重復(fù)以上的檢驗(yàn)過程，最后只留顯著性的變量，最終得到誤差修正模型，其估計(jì)結(jié)果（如下表所示）。

其方程表示為：

logASI=3.895+0.432Dlogurbn+0.864Dloggdp-0.318Dlogngdp+0.796Dloglabo-0.165Dlogacre+0.479Dlogirri+0.201Dlogmech+0.538Dlogcapi+0.358Dlogpgrai-0.236Dloggrai+0.528Dlogmeat+0.635Dlogcapi（-1）+0.372Dlogmech（-1）-0.211Dloggrai（-1）-0.725ECM（-1）

（三）計(jì)量結(jié)果分析

經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平對(duì)山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)具有重要影響。山東省人均GDP、城鎮(zhèn)化率和非農(nóng)產(chǎn)值占比均通過顯著性檢驗(yàn)，人均GDP作用力最強(qiáng)。隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化進(jìn)程的推進(jìn)，經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平的提高為農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)提供基礎(chǔ)動(dòng)力。經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展提供各種技術(shù)、裝備條件，在提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力水平基礎(chǔ)上促進(jìn)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，同時(shí)，經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展也為農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)提供了廣闊而又多元化的市場(chǎng)條件，誘導(dǎo)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。

農(nóng)業(yè)資源稟賦也是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)形成的重要推動(dòng)力量。相對(duì)于耕地面積，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力要素顯著性水平較高（5%），對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)作用力更強(qiáng)。耕地面積對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)具有負(fù)向作用，因此確保一定規(guī)模的耕地面積是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)構(gòu)建的重要基礎(chǔ)條件。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)條件中的耕地灌溉率、農(nóng)機(jī)總動(dòng)力、支農(nóng)支出和人均糧食占有量均通過顯著性檢驗(yàn)，并且對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)特征的形成具有正向的影響。其中，財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)作用最強(qiáng)，說明制度政策的制定在農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)演進(jìn)過程中發(fā)揮了不可替代的作用。

市場(chǎng)條件中的居民家庭人均糧食消費(fèi)水平和居民家庭人均肉類消費(fèi)水平通過顯著性檢驗(yàn)，說明農(nóng)產(chǎn)品的市場(chǎng)需求對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)特征具有一定的誘導(dǎo)和約束作用。改革開放以來，隨著居民膳食結(jié)構(gòu)的改善，人均肉類消費(fèi)量增加對(duì)區(qū)域農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的促進(jìn)作用比較明顯。

財(cái)政支農(nóng)支出、農(nóng)機(jī)總動(dòng)力和家庭人均糧食消費(fèi)量對(duì)山東省農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的影響具有“滯后性”。其中，財(cái)政支農(nóng)支出的正向作用強(qiáng)度最大，說明區(qū)域財(cái)政分配制度對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演進(jìn)具有預(yù)期性的效應(yīng)。誤差修正項(xiàng)系數(shù)的大小反映了對(duì)長(zhǎng)期均衡的一個(gè)調(diào)整力度。從模型計(jì)算的系數(shù)估計(jì)值（-0.725）來看，當(dāng)短期波動(dòng)偏離了長(zhǎng)期均衡的時(shí)候，將以（-0.725）的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)。

四、結(jié)論與啟示

研究結(jié)果表明：首先，1978—2016年，山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨于多元化，演進(jìn)階段性差異明顯，總體呈現(xiàn)先快后慢，結(jié)構(gòu)升級(jí)漸趨平緩的特征。其次，山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)受經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源稟賦、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)條件和市場(chǎng)需求等多種因素影響。從長(zhǎng)期來看，山東省人均GDP、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)具有比較大的推動(dòng)作用，而農(nóng)機(jī)總動(dòng)力、居民糧食消費(fèi)水平、耕地灌溉率和耕地面積對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的推動(dòng)作用相對(duì)較小。最后，從短期來看，財(cái)政支農(nóng)支出作為政策制度要素，上一期的投入狀況對(duì)本期的影響較為顯著。

從上述研究結(jié)論可見，推動(dòng)區(qū)域現(xiàn)代多元化農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)的形成，必須依托經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展帶來的人均國(guó)民產(chǎn)值的增加。國(guó)民經(jīng)濟(jì)的整體發(fā)展，是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)獲得全面發(fā)展的重要條件。農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量與農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)關(guān)系密切。改革開放以來，尤其是新世紀(jì)，隨著大批青年“逃離”鄉(xiāng)村，我國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力老化問題日益突出。鄉(xiāng)村振興條件下，要實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式和經(jīng)營(yíng)方式現(xiàn)代化，推進(jìn)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)都需要一定規(guī)模和質(zhì)量的鄉(xiāng)村勞動(dòng)力。因此，必須制定相關(guān)政策和措施，激勵(lì)勞動(dòng)者在鄉(xiāng)村就業(yè)和創(chuàng)業(yè)。財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的影響具有長(zhǎng)期性和“滯后性”。確保支農(nóng)支出規(guī)模的穩(wěn)定增加，有利于改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，推進(jìn)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)持續(xù)升級(jí)。

參考文獻(xiàn)：

[1] ?劉敏.山東省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)研究[D].濟(jì)南：山東理工大學(xué)，2015.

[2] ?Xiusheng HOU，Ee ZHANG.Research on the Agriculture Production Structurein Shandong Province Based on the GreyRelational Dynamic Analysis[J].Agricultural Science&Technology，2016，（7）：1753-1756.

[3] ?韓玉萍.農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)形成特征研究[D].成都：西南大學(xué)，2015.

[4] ?高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模：EViews 應(yīng)用及實(shí)例[M].北京：清華大學(xué)出版社，2009.

[5] ?李子奈，潘文卿.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京：高等教育出版社，2010.