农业产业结构优化调整与农业经济增长关系研究——以湖南省为例

王 红，王鄂湘

（1．湖南农业大学 商学院，湖南 长沙 410128； 2.中南大学 商学院，湖南 长沙 410110）

农业产业结构优化调整与农业经济增长关系研究
——以湖南省为例

王 红1，王鄂湘2

（1．湖南农业大学 商学院，湖南 长沙 410128； 2.中南大学 商学院，湖南 长沙 410110）

文章首次从大农业的角度对农业三次产业结构优化与农业经济增长的关系进行实证研究，以湖南省2003—2012年的数据为研究样本，运用Eviews统计软件进行单位根检验和协整检验并进行格兰杰（Granger）因果关系检验，结果显示：（1）农业产业结构优化能够有效推动农业经济的发展，两者具有明显的正相关关系，且农业产业结构值平均每增长1%带来的是农业经济总量4.72%的正向变动；（2）通过格兰杰因果检验发现，农业经济的增长能够带动农业产业结构优化，但带动效果不显著；（3）农业产业结构优化与农业经济的发展存在一定的双向Granger因果关系，二者之间存在长期稳定的关系。

农业产业结构优化；农业经济增长 ；单位根检验；协整检验；格兰杰因果检验

农业作为人类生存和发展的基础产业，随着科技的进步和人类的发展也在进行着不同程度的改革和调整，由自给自足、手工劳作为主的传统农业向机械化、社会化为主的现代农业转变，农业产业结构随之经历了优化转型的发展过程，并逐渐走向合理化。我国农业产业结构的优化调整虽然相对发达国家而言，进程较为缓慢，但仍然取得了巨大的成就，农产品由单一的粮食作物向畜类、渔类产品发展，并随着市场的发展，围绕农产品逐步形成了产前、产中、产后的一体化发展。很多学者对农业产业结构的调整与农业经济发展之间的关系进行了深入的研究，基本形成了比较一致的观点：即认为农业产业结构的调整能够促进农业经济的发展[1-4]。这些研究对于认识我国农业产业结构调整与农业经济增长的关系起到了非常积极的作用，但仍存在一定的缺陷。首先：这些专家学者们在定量分析农业产业结构调整与农业经济增长关系时，主要是考虑农业产业内部之间的变动调整对农业经济增长的影响，即农业、林业、牧业、渔业之间产值的变动如何影响农业经济发展，实际上，这考虑的只是农业产业横向结构的调整[5]，而随着经济的发展，农业产业结构纵向调整越来越明显，农业早已不是单纯的农林牧渔业产品的生产，而是包括加工和流通在内的完整的产业体系，农业已经不再是传统的“农业”而成为了“大农业”[6]，在“大农业”的视角下，农业产业结构的优化调整到底如何影响农业经济的发展，先前学者并没有进行深入研究。

1 概念定义及量化

1.1 大农业界定

传统农业只包括农、林、牧、渔一级产业，随着农业经济的发展，农业逐渐突破了原来的禁锢，向加工、制造、观光、休闲等领域拓展,农业变成了包含第二产业和第三产业的“大农业”。中国农业大学首次清晰地界定了“大农业”概念。依照该概念，农业产业结构有了新的划分方式，农林牧渔原始产业被作为农业第一产业；农副食品加工、饮料制造业、食品制造业、木材加工业、皮革加工业等作为农业第二产业；农产品流通、农业观光、休闲、农庄、技术推广等作为农业第三产业。在“大农业”视角下，农业产业结构的调整应该是农业三次产业之间的调整，农业经济发展的规律表明，农业产业结构也在逐步进行优化，逐渐向高级化发展，由农业第一产业占主导地位逐渐向农业第二产业和第三产业占主导发展。文章实证部分沿用该定义进行数据量化整理，在量化农业经济增长变量时，摒弃了原有研究中单纯以农林牧渔业总产值作为农业经济增长的指标，而是以“大农业”视角下的第一、二、三产业的产值加总记为广义的农业生产总值，并以此值来衡量农业经济增长情况，将其记为AGDP。

1.2 农业产业结构优化量化公式

对于农业产业结构优化调整变量的量化，借鉴靖学青学者的产业结构层次系数计算公式[7]，这一公式也是目前学者们在衡量产业结构优化调整时使用最为广泛的。在具体计算时，设某区域有n个产业，将这n个产业由高层次到低层次加以排列，其在总量中所占的比重分别记为q(j),则该区域的结构层次系数为：

式中：W表示结构层次系数，反应产业结构的高级化程度，W值越大，说明产业结构高级化程度越高，W值的变化能够反映产业结构的优化调整变动情况。

1.3 数据来源及量化结果

文章所有数据均根据2003—2012年《湖南省统计年鉴》整理而成。湖南省农业经济正处于由第一产业向第二产业转化的阶段，结合经济发展的一般规律，故在产业层次上，将湖南省农业产业结构由高层次到低层次依次排为第二、第三、第一产业，并以此来作为计算产业结构层次系数W的基础，用最终计算出来的W值衡量农业产业结构优化情况。

通过计算，可以得到2003—2012年湖南省各年的农业生产总值AGDP和农业产业结构层次系数W，如图1和图2所示：

图1 湖南省2003-2012年农业总产值变化Fig.1 The AGDP change chart 2003-2012 in Hunan Province

图2 湖南省2003-2012年农业产业结构变化Fig.2 The W change chart 2003-2012 in Hunan Province

通过上面两图可以粗略地看到：“大农业”概念下的农业总产值AGDP呈逐年递增趋势，且变化趋势明显。同时，农业产业结构层次W也呈递增的趋势，说明湖南省农业产业结构不断升级，呈现高级化发展趋势，两个变量呈现明显的同方向变动趋势，为了更好地考察两者之间的具体关系，在文章后部分做相关的实证分析。

2 农业产业结构优化调整与农业经济增长关系实证分析

2.1 单位根检验

本文运用Eviews6.0软件进行数据分析，由于两变量AGDP和W均是时间序列，为防止出现伪回归现象，需先进行数据的平稳性检验。为了消除异方差性，先对原始数据进行处理，将变量分别取对数，分别记为：LNW及LNAGDP。平稳性检验采用Dickey&Fulle于1979年提出的ADF检验法对时间序列是否含有单位根进行检验，在检验中，原假设为数据是非平稳的，若检验量t值小于给出临界值，则可以拒绝原假设，即时间序列是平稳的。反之则需接受原假设，即为非平稳序列。若原数列是非平稳的，则对原数列进行一阶差分，记为△LNW、△LNAGDP，然后以同样的方法进行单位根检验，检验差分序列是否平稳，以此类推，使数列达到同阶单整时即可进行下一步检验。如下表为单位根检验结果：

表1 湖南省农业产值和结构变动变量的ADF检验结果Table 1 ADF test results in Hunan agricultural output and structural variables

从表1中可以看出，原数列LNAGDP和LNW的统计量值，分别为0.317 48和-0.432 484，均大于临界值,因此不能拒绝原假设，这就表明两原数列均不是平稳序列。在对数列进行二阶差分后，我们发现，原数列LNAGDP和LNW的二阶差分ADF统计量分别-9.663 561和-8.542 950，均小于临界值，因此可拒绝原假设，即LNAGDP和LNW均二阶单整，表示为LNAGDP～I(2)、LNW～I（2），原序列同阶单整，可以进行协整检验。

2.2 协整检验

在原序列同阶单整的前提下，当且仅当两个或多个变量之间具有协整性时，由这些变量建立的回归模型才具有意义，才能排除伪回归情况。我们在进行协整检验时，采用基于回归残差的协整检验，首先对LNAGDP、LNW进行普通最小二乘法（OLS）回归，回归后的主要数据结果见下表2：

表2 OLS回归分析结果数据表Table 2 The results of OLS regression analysis

根据表2中的数据可以看到，调整后的R方为0.952 9，即所得方程对被解释变量农业总产值的解释力为95.29%，同时F值为182.954，P值(F统计值)值为0.000 0，通过了1%水平的显著性检验，说明方程整体拟合效果很好。

由此得到如下回归方程：

LNAGDP = -15.986 0+4.726 3LNW +et；

R2=0.958 1；AdjR2=0.952 9。

同时，在Eviews6.0中令ET=resid,得到残差序列，以同样的方式进行单位根检验（ADF检验），检验结果如下表：

表3 残差序列的单位根检验结果Table 3 Unit root test results residuals

从上表数据中可以看到，残差的检验值低于1%置信水平下的临界值，说明残差序列通过了平稳性检验，LNAGDP和LNW之间存在协整关系，即长期稳定关系，回归分析有效，能排除伪回归情况，上述回归方程能真实反应二者之间的相互关系。

由此认为，农业产业结构的优化调整与农业总产值呈显著正相关关系，优化调整程度越高，农业总产值越大，越能促进农业经济增长。

2.3 格兰杰（Granger）因果关系检验

Granger检验是J.Granger于1969年提出的，用于建立在平稳变量之间或者是存在协整关系的非平稳变量之间的因果检验式。为了进一步探明农业经济增长对农业产业结构的影响情况，运用Eviews6.0进行格兰杰检验。由前面实证我们可以看到，LNAGDP和LNW均通过了ADF检验，满足进行格兰杰检验的前提条件。在通过运行软件后得到了如下检验结果：

表4 变量的Granger因果关系检验Table 4 The test results of Granger causality test variables

从上表的数据中可以看出，对于原假设：“LNW不是LNAGDP的格兰杰原因”，在滞后阶数为1时的相伴概率为0.012 5，在滞后阶数为2时的相伴概率为0.062 2，则在6%的显著性水平下可以拒绝原假设，即检验结果表明，LNW是LNAGDP的格兰杰原因，说明产业结构优化调整能有效地促进农业经济的发展.

同时，对于原假设：“LNAGDP不是LNW的格兰杰原因”，在滞后阶数为1时的相伴概率是0.058 6，在滞后阶数为2时的相伴概率为0.137 5，则在14%的显著性水平下可以拒绝原假设，由于14%的显著性水平较高，所以可以认为农业经济的发展能够带动农业产业结构的升级，但是相对而言带动效果不是很明显。

3 结论及建议

3.1 农业产业结构优化能够有效推动农业经济的发展

在进行模型分析时，虽然两变量的原序列均为不平稳序列，但是均二阶单整，满足了进行协整分析的条件，且残差序列为平稳序列，这就表明构建的线性回归模型是有效的，能够有效地反应二者之间数量变动关系，排除了出现伪回归的情况，二者之间存在长期稳定的线性关系。从回归方程看，二者之间呈现明显的正相关关系，且回归方程的拟合优度极高，表明方程效果很好，且农业产业结构值平均每增长1%带来的是农业经济总量4.72%的正向变动，在格兰杰检验中，原假设“LNW不是LNAGDP的格兰杰原因”在滞后阶数为1时的相伴概率为0.012 5，在滞后阶数为2时的相伴概率为0.062 2，这样就可以在94%以上的置信水平认为“LNW是LNAGDP的格兰杰原因”，因此认为，农业产业结构优化是推动农业经济增长的主要动因。

3.2 农业经济的发展能够促进农业产业结构的优化调整

虽然在回归模型分析中，不能看出农业经济增长对农业产业结构优化的反推动作用，但在格兰杰检验中可以看出：原假设“LNAGDP不是LNW的格兰杰原因”在滞后阶数为1时的相伴概率是0.058 6，在滞后阶数为2时的相伴概率为0.137 5，这样我们就可以在87%以上的置信水平认为LOGAGDP是LOGW的格兰杰原因，虽然置信水平相对而言不是很高，影响因素不是很明显，但还是可以认为：农业经济的发展在一定程度上能够促进农业产业结构的优化调整。

综合上述的两个结论，可以得出：农业产业结构优化与农业经济的发展存在一定的双向Granger因果关系，且从拒绝原假设的置信水平可以看出前者对后者的推动作用极强，而后者对前者的带动效应相对较小，即农业产业结构与农村经济增长之间是一种相互促进的关系，但农业经济增长对农业产业结构高级化的带动作用相对较弱，同时，二者之间存在长期稳定的关系[8]。

3.3 发展建议

农业产业结构对农业经济发展有重大影响，以调结构的方式给农业经济所带来的是持久、稳定、强劲的发展拉力，当前针对农业经济的发展，逐步认识到在现代化水平逐步推进的社会背景下重视结构调整，促进农业产业结构优化调整显得非常必要。基于此，笔者结合上述实证结果与湖南省农业经济，农业产业结构的发展现状，提出如下发展建议：

（1）加大农业技术、资金投入，延长农业产业链，大力发展农业第二产业。随着经济建设的逐步推进，人民生活水平得到提升的同时需求也逐步加大，在科学技术日新月异的今天，农业的发展不能再仅仅局限于农林牧渔的原始产出。一方面源于农林牧渔原始产出受自然条件的限制明显，且由于耕地等自然资源的有限性，不可能在有限的自然资源基础上实现农业产出无限的增长，另一方面，农林牧渔原始产出处于价值链的最低端，经济附加值相比前后端产业而言较低，不能给农业经济的发展带来强有力的推动，所以在这种情况下，应该加大资金、技术的投入，逐步延伸农产品的产业链，大力发展农产品加工、食品、饮料等农业第二产业，注重培养具有当地特色的农业产业化龙头企业。产业链的延伸意味着农业产业附加值的提高，只有这样才能够使农产品利润最大化，才能快速带动农业经济的发展。就湖南省农业第二产业发展情况，湖南省2003年农业第二产业仅占到农业总产值的24% ，起步相对较晚，但发展相对迅速，在2012年上升到了49%，得到了稳步提升并超过了农业第一产业产值，但这还远远不够，从实证中我们可知随着湖南省农业产业高级化进程的推进，其产业结构层次系数W由149上升到了201，这说明湖南省农业产业结构的高级化程度还不高，有待进一步的发展，而在系数W中，权重最大的就是农业第二产业，所以要加快农业产业高级化进程。具体结合湖南省农业现状来看，如湖南省优势产品、主要水果是柑橘，可以借助这一优势，创新技术与方式对柑橘类产品进行精加工，实现生产、加工、销售一体化；湖南省北拥广阔的洞庭湖，渔业资源丰富，可以借此地域优势建立鱼类产品深加工企业等，逐步形成有地方特色的农业产业化龙头企业。

（2）加强优质农产品品牌建设，关注农产品质量，稳步提升农业第一产业产量和质量。农业第一产业是农业二、三产业发展的根基，所以在优化农业产业结构中要把握的第一原则就是保证农产品质量，保证农业第一产业产值稳步提升原则。湖南省是农业大省，优势农产品种类较多，如粮食、柑橘等，这就要求在发展农业第一产业时注重优势农产品的挖掘与开拓，要因地制宜，逐步有意识、有目的的的培养有湘域特色的优质农产品，注重农产品质量，在以质取胜的同时加大宣传，加强品牌建设，逐步形成享誉盛名的农产品优质品牌。同时，由于农业产业化经营一方面能发挥强大的资金、技术力量，实现规模效应，提高农产品质量，另一方面产业化也更能加快品牌建设，更容易发展形成区域化优势。所以发展第一产业要注重产业化经营，如稻谷、烟叶、麻类、油料、茶叶等湖南省的优势农产品，可以在发展“万亩有机农田”、“生态茶园”等来实现规模化生产，提高农产品产出水平，实现规模效应，建设知名农业品牌，促进农业第一产业产值的稳步提升。

（3）创新农林牧渔服务业，加快发展农业第三产业。农业第三产业由于其特殊性，往往伴随或依附于农业第二、第一产业，湖南省农业第三产业产值由2003年的27.52亿元增长到2012年的223.92亿元，呈稳步上升的趋势，这说明农业服务业在农业经济发展的过程中逐步发展起来，而且结合当前的发展态势，其必将是农业经济的又一增长点，但其产值和比例还远远不够。在当前的形势下，生态农业、观光农业等农村休闲、娱乐越来越受到消费者的青睐，而湖南省北拥洞庭湖，南以丘陵为主的大省，地貌形态多样，在发展农业第三产业方面拥有丰富的资源，这就要求各地区结合、利用自身优势，创新方式、方法，发展与本地区相适应的农业服务业，并逐步形成本地特色农业服务业。如湖区可以发展垂钓、休闲业务；规模化茶园等可以对外开放，形成旅游观光农业等等。

（4）加强农业服务水平，逐步推进农业产业结构高级化进程。农业经济发展对农业产业结构高级化有一定的促进关系，农业经济增长对农业产业结构高级化的促进大部分是通过为农业结构高级化提供发展条件、农业政策扶持等方式来实现。农业产业结构高级化的结果表现为以农副产品加工、食品、饮料、皮革制品等行业的发展以及农林牧渔服务业的逐步壮大，所以要推进产业结构高级化进程，在农业经济得到发展的同时要注重基础设施的建设，如“要致富、先修路”等，硬化农村路面，加强农村公共交通等基础设施的建设，为农业第二、第三产业的发展提供便利。同时，作为地方政府，应该加大农业的财税等方面的扶持，加强本地品牌建设，引导农户发展现代农业，形成地区发展特色，特别是要注重农业产业化龙头企业的培养，实现以优带劣。

4 结束语

随着农业经济的进一步发展，农业产业结构逐步优化，农业第二、三产业将会逐步发展，这也会对生态环境保护带来很大的挑战，借鉴大部分地区产业结构发展的经验，在农业产业结构调整上绝不能走“先污染、后治理”，而应该大力发展生态农业，在调整结构的同时注重对环境的保护。如在发展以农林牧渔原始产出为基础的第二产业时注重技术创新，最大限度地利用原材料，减少废物排放；在发展农林牧渔服务业时，注重环境保护，对废水、废渣、白色垃圾等进行有效处理，减少农村环境压力；在发展农业第一产业时，注重生物技术的运用，生态防治，实现高产出的同时严格限制农药等的使用，只有走生态农业发展道路，发展农业经济与保护农业环境并进，才能够实现可持续发展。湖南省目前的农业还有很大的发展空间，在未来农业的发展过程中，也要走科学发展的道路，走生态农业发展道路，在调整农业产业结构过程中注重加强对环境的保护，是湖南省发展好农业经济的必经之路。

[1]潘雄锋,李名子.基于偏离份额分析法的我国区域农业产业结构分析[J].农业技术经济,2008(3):32-36.

[2]柯军.产业结构升级与经济增长的关系[J].统计与决策,2008(11):83-84

[3]王颜齐,郭翔宇.农业产业结构与农业经济增长:以黑龙江省为例[J].商业研究,2009(10):138-140.

[4]干春晖,郑若谷,余典范.中国产业结构变迁对经济增长和波动的影响[J].经济研究, 2011(5):4-16.

[5]李林杰.关于建立农业产业结构评价体系的思考[J].农业技术经济,2001(4):7-10.

[6]刘恕,涂元季.钱学森论第六次产业革命:通信集[M].北京:中国环境科学出版社, 2000.

[7]靖学青.产业结构高级化与经济增长-对长三角地区的实证分析[J].南通大学学报,2005.3(9):45-49.

[8]杨亦民,王梓龙. 农林生态效率影响因素分析—以湖南省为例[J].中南林业科技大学学报, 2015, 35(12): 127-131.

Research on the relationship between agricultural industrial structure optimization and agricultural economic growth——case of Hunan province

WANG Hong1, WANG Exiang2
(1. Business School of Hunan Agricultural University, Changsha 410128, Hunan, China;2. Business School of Central South University, Changsha 410110, Hunan, China)

To give an empirical analysis on the relationship between agricultural industrial structure optimization and agricultural economic growth, this study took Hunan province as an example in 2003-2012 from the view of “Big Agriculture ”. After the Unit Root Test Co-integration test and Granger causality test with Eviews Statistic Software this paper drew the following conclusion: (1)the agricultural industrial structure optimization and agricultural economic growth has a signi fi cantly positive correlation and it is to say that agricultural industrial structure optimization obviously promotes the growth of the agricultural economy. Per percentage’s growth of agricultural industrial structure optimization can brought 4.72% growth of the total agricultural economy; (2) the growth of the agricultural economy can play a positive role in promoting agriculture industrial structure optimization, however, the effect is not signi fi cant; (3) the optimization of agricultural industrial structure and the growth of agricultural economy has a certain two-way Granger causality and the relationship is long-term stable .

agricultural industrial structure optimization; agricultural economic growth; unit root test ; co-integration test; Granger causality test

S7-05

A

1673-923X(2017)06-0119-06

10.14067/j.cnki.1673-923x.2017.06.020

2016-10-21

湖南省社会科学基金项目“农业产业化龙头企业财政扶持政策绩效研究-基于湖南省的实证分析”（14YBA207）；中国烟草总公司湖南省公司重点科技项目“湖南烟农专业合作社运行机制与绩效评价体系研究及应用（14-15ZDBa08）

王 红，副教授，博士研究生；E-mail：wanghongyx@sohu.com

王 红，王鄂湘. 农业产业结构优化调整与农业经济增长关系研究——以湖南省为例[J].中南林业科技大学学报，2017,37(6): 119-124.

[本文编校：吴 彬]