常州市农业产业结构调整与农民增收研究

金珈印

[摘要]着眼于常州农业产业结构的优势、问题及原因，基于1991-2016年常州市农业统计资料，以农民可支配收入和农林牧渔产值构建计量模型，考察常州市农业产业结构调整对农民收入的影响。实证结果表明，农民可支配收入与农林牧渔产值之间存在协整关系，农林牧渔产值增加会促进农民增收，通过脉冲响应和方差分解的结果来看，牧业的发展对增加农民收入的效果显著，畜牧业结构的调整为农业产业结构调整的重点。从常州市农业产业内部和整体优化调整的角度，提出常州市农业产业结构调整与农民增收战略。

[关键词]常州市;农业产业结构调整;农民增收;战略安排

中图分类号：F29               文献标识码：A                DOI：10.16465/j.gste.cn431252ts.20190729

2018年中央一号文件指出：深化农业供给侧结构性改革，走质量兴农之路。实施质量兴农战略，加快推进农业由增产导向转向提质导向。将农业产业结构内部的人力、资本、生产要素优化配置，使农业生产由低级向高级、由传统农业向现代农业转化。从而使得农业增效、农民增收。许多学者就农业产业结构调整和农民增收之间关系进行深入研究，谭智心等[1]认为农民经营性收入的驱动依赖于农业转方向和调结构实现;丁亮等[2]以湖北省1982-2005年的数据作为基础，运用主成分回归模型，认为工资性收入对农民纯收入增长的贡献最大。张旭起[3]基于陕西省的农业产业问题，提出了农民收入不高的主要原因是产业结构不合理。李国祥[4]认为农业产业结构与农户家庭经营纯收入增长之间存在互动关系。王小平等[5]以江西省1983-2007年数据为基础，基于VAR模型得出牧业产值对农民纯收入影响最大，为农业产业结构调整的重点。王国敏等[6]认为农民增收应该调整农业产业结构，推进农业产业化。刘松颖[7]基于西部十省1985-2008年数据，认为农业内部层次结构优化对农民增收有积极效应。王小平[8]基于江西省1980-2009年农业产业及农民收入数据，采用灰色关联分析方法和回归分析方法，认为种植业对农民收入影响最大。汤丹[9]基于2000-2014年全国各地区面板数据，认为农业产业结构调整对农民收入的影响程度存在显著的区域差异，需要因地制宜地进行产业调整。

纵观学者对农业产业结构调整对农民增收之间的影响研究，主流思想认为农业产业结构调整对农民增收有积极效应。也存在对立说法，郭福春[10]以东部沿海经济发达省份1978-2008年的面板数据为基础，认为农业结构负向影响农村人均收入增长率。王雅鹏等[11-14]认为产业结构对农民收入不存在影响。

多数学者的研究基于某个省际区域或全国的范围，在本文的研究中，聚焦于常州市的农业产业结构现状分析，基于1991-2016年的常州市统计数据，研究常州市农业产业结构调整与农民收入之间的关系，指出农业产业结构不合理之处，提出产业调整意见、农民增收措施，具有很好的理论和实践意义。

1  常州市农业产业结构与农民收入的现状

1.1  常州市农业产业结构现状

常州市各地农业部门农业经济规模扩大，产值和增加值比上年稳定增长。2017年农林牧渔业完成现价总产值293.6亿元，比上年增长3.4%。其中农业产值158.9亿元，增长4.2%;林业产值2.1亿元，增长5%;牧业产值35.3亿元，下降10.4%;渔业产值78.3亿元，增长7.3%。

1.1.1  产出结构的变化

常州市1991-2016年农业产出结构情况见图1。常州市农林牧渔产值基本保持增长的水平，但是各部门增长速度不同。

据图1可知常州市农业产业结构由单一种植业为主转向农林牧渔协调发展。种植业产值自1991年到1997年增速较快，1997-2007年平稳发展，2007年至今又处于快速增长阶段;林业产值在2002年出现短暂的高峰，其余年份平稳发展;牧业处于稳步增长的阶段，近两年常州市大力推进畜禽养殖污染治理，全市畜禽生产总量、效益呈“双减”趋势;渔业生产稳步发展，经济效益显著增长，增长速度、贡献率仅次于农业。

1.1.2  种植业内部结构

以粮食作物和经济作物种植面积占农作物耕种总面积的比例作为指标，分析常州市种植业内部结构的合理性。常州市1991-2016年农作物种植面积比例情况见图2。

据图2可知，农业产业结构的调整，使粮食作物和经济作物种植面积占比处于波动之中，但是粮食作物种植面积占比一直高于经济作物占比，印证了常州市产粮能力强。自2011年来，粮食作物种植面积占比下降，经济作物处于上升中，常州市种植业内部结构应增加经济作物种植面积和比例。

1.1.3  常州市农业机械化水平情况

常州市农业机械化水平以机耕地面积、机播面积、机收面积作为指标。常州市1991-2016年农用机械化水平情况见图3。

据图3可知，常州市1991-2016年，年末耕地面积逐步减少，2009-2016年期间保持稳定，机耕地面积占比从2006年到2014年稳步增加，2014年至今有所减少，原因可能是耕地面积减少及“压粮扩经”;机播面积从2001年到2010年持续增长，2010年至今随着耕地面积的减少而减少，机播劳务主要适用于粮食作物的播种，常州市整体农业机耕水平较高，但是对于经济作物、林业、畜牧业和渔业方面的机械化作业还有待提高，需要加快研发相关机械设备。

1.1.4  常州市劳动力投入变化

本文以1991-2016年鄉村实有从业人员、农林牧渔从业人员和种植业从业人员作为指标，考察劳动力结构变化的趋势。常州市1991-2016年劳动力投入变化情况见图4。

据图4可知，乡村实有从业人员数量在样本期间内保持稳定，随着农业产业结构的不断调整和升级，工业和服务业的快速发展，吸纳了更多的就业，农林牧渔从业人员数量逐年递减，由1991年的66.02万人减少至23.22万人，农村劳动力第一产业从业人员占比由1991年的48.64%减少至18.13%，种植业从业人员随之减少。

1.1.5  物质投入结构变化。

随着农业产业结构的不断调整和升级，农业生产投入物质数量也在发生变化。考虑到数据的可得性，选取的样本区间为1993-2016年，农膜使用增加数量最多，1993年农膜使用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年使用量为26 766 t，较1993年增加了38.09%，农用机械总动力2016年使用量为146.25万kW，较1993年增加了16.77%。随着环保意识和粮食安全意识的加强，对于农药和化肥，使用量呈现出先上升后下降的趋势。

1.2  常州市农民收入现状

2017年常州市农村居民人均可支配收入达到25 835元，增长率为8.6%。农民收入的来源结构呈现非农化、多元化的特征。农民可支配收入增长速度加快，农民收入的各个组成部分也呈现出不同速度的增长模式。在本文中，考虑到数据的可得性，选取了1993-2016年农民人均可支配收入作为农民收入水平的指标。其中农民收入主要包括工资性收入、经营净收入、财产净收入和转移净收入。常州市1993-2016年农民收入占比情况见图5。

家庭经营性收入地位持续下降，工资性收入成为增收主力。1993年家庭经营性收入在农民人均纯收入中占主导地位，约66.4%，工资性（劳务报酬性）收入占比31.55%，而财产性收入和转移性收入共占比2.05%。自2002年工资性收入水平显著提高，收入占比超过50%，为农民收入主要组成部分。经营性财产收入为44.95%，意味着工资性收入成为增加农民收入的主要推动力量，家庭经营性收入不是常州市农民的主要收入。1993-2016年，工资性收入增加了29.68%，随着非农就业和城镇化发展，工资性收入更是成为促进农民增收的主要推力。家庭经营性收入作为农村收入的基础来源，对农民收入增加的贡献逐步减弱。财产性收入比例一直处于较低的水平，近两年来，土地流转进程的加快，农民财产性收入有所上升。转移性收入成为近年来农民增收的新亮点，在2014年有明显的上升，近年来国家实行强农惠农政策，加大对农民的良种补贴、农资综合补贴、种粮农民直接补贴力度。

2  常州市农业产业结构与农民增收关系的实证分析

本文以1991-2016年常州市的农、林、牧、渔产值与农民可支配收入为数据基础，采用向量自回归模型（VAR）分析常州市农林牧渔与农民可支配收入的关系，通过ADF检验、协整检验、脉冲响应函数和方差分解，探讨其长期均衡关系与短期非均衡机制，探究常州市农业产业结构调整对农民收入的作用和各个产业对农民收入提高的贡献，为研究常州农业产业结构调整与农民增收的战略选择提供经验支持。

2.1  模型检验

2.1.1  单位根检验

单位根检验用来检验时间序列数据是否平稳，对本文中的变量农民可支配收入（RNI）、种植业产值（PIO）、林业产值（FOO）、牧业产值（AHO）、渔业产值（FIO）5个变量分别取自然对数，用LnRNI、LnPIO、LnFOO、LnAHO和LnFIO来表示。数据自然对数变换使其线性化，不会改变数据性质，消除数据中异方差现象。本文检验结果使用Eviews8.0计量经济分析软件进行分析。采用ADF（Augment Dickey-Fuller）方法进行单位根检验，通过以下3个模型确定时间序列是否存在单位根。

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）

原假设为，实际单位根检验时，按照方程（3）、方程（2）、方程（1）依次进行，当检验结果为拒绝原假设，即停止单位根检验，认为原序列不存在单位根，序列为平稳序列。常州市农民可支配收入及农业内各产业总产值单位根检验结果见表1。

据表1可知，时间序列数据LnRNI、LnFIO在1%显著性水平下平稳，LnFOO在5%的显著性水平下平稳，LnPIO、LnAHO在10%的显著性水平下不平稳，其一阶差分在5%的显著性水平下平稳，故为一阶单整I（1）。

2.1.2  协整检验

如果经济变量之间存在协整关系，而具有协整关系的经济变量之间具有长期均衡关系，就可以使用经典回归方法建立回归模型。若非平稳经济变量的某个线性组合是平稳的，则称这些变量是协整的。建立协整回归方程，采用普通最小二乘法估计参数，得到残差序列，对残差序列进行单位根检验，若残差序列是平稳的，则说明变量存在协整关系。

构建协整回归方程：

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

进一步检验回归的残差序列et的平稳性。序列et的ADF检验结果见表2。

检验t统计量的值为-2.981 25，小于10%的显著性水平下的临界值-2.632 604，可以认为回归模型的残差序列为平稳序列，表明LnRNI、LnPIO、LnFOO、LnAHO、LnFIO之间存在协整关系。

2.1.3  误差修正模型

误差修正模型用来描述存在长期均衡关系的变量的短期不平衡关系的动态结构，格兰杰表述定理为如果一组一阶单整变量Y，X，Z，…是协整的，那么，表示它们短期非均衡关系的误差修正模型一定存在，即：

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

由上述协整检验得知表明LNRNI、LNPIO、LNFOO、LNAHO、LNFIO之间存在协整关系，故而构建误差修正模型。

以平稳时间序列et作为误差修正项，得到误差修正模型：

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

R2=0.783，DW=1.15

誤差修正模型拟合效果较好，误差修正项前面系数为-0.17反映了第t-1期的短期波动对长期均衡状态的偏离有17%可在第t期得到调整。

2.1.4  脉冲响应和方差分解

在向量自回归模型的基础上，用脉冲响应函数来解读VAR模型中回归系数的因变量如何响应误差变动带来的冲击，考察来自随机扰动项的1单位标准差冲击对内生变量当前和未来值的影响。

（1）考察种植业产值对农民可支配收入的一个标准差冲击影响情况和响应路径。据图6（a）可知，种植业产值对农民收入冲击的标准差扰动的响应在前4期呈现正向响应，第2期时达到最大，其后响应程度开始减弱，呈现出负向程度扩散的迹象。

（2）考察林业产值对农民可支配收入的一个标准差冲击的响应情况和影响路径，据图6（b）可知，林业产值对农民可支配收入冲击标准差扰动的响应在前7期处于微调，波动幅度不大，第7期之后，呈现正向响应，幅度缓慢增大。

（3）考察牧业产值对农民可支配收入的一个标准差冲击的响应情况和影响路径，据图6（c）可知，牧业产值对农民可支配收入冲击标准差扰动的响应从第1期为负向响应，呈现出扩散的迹象。

（4）考察渔业产值对农民可支配收入的一个标准差冲击的响应情况和影响路径，据图6（d）可知，渔业产值对农民可支配收入冲击标准差扰动的响应从第1期为负向响应，在第5期时达到最小，在第9期时正向响应，并呈现出正向扩散迹象。

在解释VAR模型时，脉冲响应函数度量内生变量对每个变量变化的反应，一个标准差冲击的响应情况和影响路径。VAR的方差分解考察与分析预测误差的方差构成，在预测误差的方差中，哪一部分是由哪一个变量所导致的，用以表达模型的动态特征。LnRNI的误差分解见表3。

据表3可知种植业产值对农民可支配收入是不断加强的，长期来讲，牧业对农民可支配收入的影响作用最大，对畜牧业引导发展对农民增收作用显著，牧业发展是未来常州市农业产业结构调整的重点。其次是种植业，种植业内部结构合理促进农民增收，同时渔业、林业的发展不容忽视，应积极发挥对农民收入的促进作用。

2.2  结论

由上述可知，种植业产值与农民可支配收入存在长期协整关系。短期内种植业产值增长有利于农民增收，长期来看，种植业产值的增加不利于农民增收。因此要注重种植业内部结构调整，减少粮食作物的种植面积和人力投入，而加大经济作物的种植力度。林业产值与农民可支配收入之间存在长期协整关系。短期内林业产值的增加对农民可支配收入的影响程度不明显，但是长期来看，林业产值的提高会促进农民可支配收入的增加，研究期内常州市林业产值占比一直较低，应加大林业产业扶持力度，使林业成为农业经济的重要支撑。牧业产值、渔业产值与农民可支配收入之间存在协整关系，在短期内，牧业产值和渔业产值的增加对农民可支配收入有负向效应。因此，需要对牧业、渔业产业的发展进行科学规划和引导。长期来看，牧业产值对农民增收的贡献最大，因此牧业产业为农业产业结构调整的重点。

3  常州市农业产业结构调整与农民增收战略选择

3.1  优化农业产业结构

3.1.1  农林牧渔业结构优化

从常州市农业产业结构与农民收入的现状分析中得出，常州市种植业比重过大，粮食作物占比过大。因此，在进行农业产业结构调整中，应该全方位地发展林、牧、渔业，增加产值，从脉冲响应和方差分析看出，牧业和林业对常州市农民收入水平的提高长期来讲效果显著。在种植业内部，偏向劳动密集型的经济作物生产，采取积极措施发展具有比较优势的名、特、优、新产品，加强农产品品质，优质优价，不仅满足消费者对产品质量的需求，而且提升农产品收入。

3.1.2  加大畜牧业生产规范引导

（1）政府在养殖场地、动物防疫、办厂资金等方面给予政策帮扶。合理规划养殖用地，鼓励引导建设标准化规模养殖小区，鼓励养殖企业向丘陵、山区等非农业用地发展，解决用地难问题。重点抓好动物防检疫、兽药饲料监管、产品检测以及信息服务体系建设。政府以贷款贴息、提供担保等方式为养殖企业提供资金支持，解决贷款难问题。（2）积极推进畜禽标准化养殖，鼓励发展具有一定规模的企业，打造畜禽知名品牌，大力发展肉制品工业，提高产品附加值和抵御市场风险能力，促进畜牧业健康发展。

3.2  发挥政府宏观调控的职能

各级政府应更好地为农民提供及时准确的农产品供求信息，加强农产品批发市场的建设，根据交通优势和农业比较优势，建立极具地方特色的农产品交易市场，不仅可以使农民更好地了解市场需求，还可以使特色产品扩宽销路。为了确保农产品安全和提高市场竞争力，增加农产品出口能力，在“一带一路”倡议下，扩大农产品国际市场份额。政府需要健全农产品质量标准体系，对农产品进行严格的检控，不符合标准的农产品退出市场，同时建立农产品追溯体系，从生产、加工、包装、销售制定严格、科学的标准，在不同的环节进行严加规范。制定优惠政策吸引外资，在农业产业结构调整过程中，需要足够资金支撑，政府补贴面临重大财政支出压力，而农民尚不能承担此重赋，外资引进可以缓解此现状;制定农机补贴政策，提升农业生产的机械化水平;完善农业生产和农民保障体系，健全农村养老保障体系，解决农民的后顾之忧，最大限度减少灾害损失，实现农业长期稳定发展[15]。

3.3  加快農业产业化、规模化建设进程

3.3.1  促进农产品加工业、服务业的发展

发展特色农产品深加工企业，提高农业生产效益，着重推进无公害蔬菜等特色农产品基地建设，探索建立农业产业化发展新模式，以“龙头企业”创造就业机会，增加农民收入。农村服务业的发展还存在空缺，现有的服务业仅限于餐饮、交通运输，远远不足以支撑农村经济的发展。政府应推动金融、保险、信息产业进入农村，为农民生产、创业提供贷款需要，为农业生产保险保障。以日本为例，达到一定生产规模的农业生产者或农产品生产数量达到一定数额的农民必须参加农业保险，不仅对稳定农业生产有积极作用，也为农民收入提供保障。促进信息网络、职业教育和就业技能培训，增加农民的专业技能，为非农就业、城镇化做铺垫。大力开发旅游资源，常州市的旅游资源丰富，可以辐射周围地区，带动当地经济发展。

3.3.2  推进农业规模化经营发展，加强科技支撑

保证农民自愿、有偿基础上土地改革，推动农业规模化进程。（1）重视提高土地集约化程度，建立健全土地承包经营权流转市场，使土地资产化，走规模化道路，向生态农业园区转变。（2）扶持规模化经营，不断提升农业生产效率、降低生产成本，提高农业综合生产能力和市场竞争力。加强科技示范基地建设，建设国家现代农业示范区、高标准农田、高效设施农业、高效设施渔业。（3）积极培育新型农业经营主体，增强全市农业综合机械化水平，通过科技培训解决农民在生产过程中对化肥、农药使用的难题，提升农民的耕作技术，形成科技型经济合作组织。

3.4  调整农民收入结构

常州市农民收入结构现状分析中，工资性收入占比较高，家庭经营性收入比重递减，工资性收入的增加意味着非农就业，农村劳动力转移以及城镇化进程的加快提供更多的就业机会。应积极发挥城镇化建设对农民增收的促进作用，将农村转移人口市民化。家庭经营性收入的提高意味着农作物价格稳定提高，以市场需求为导向，增加农产品的市场竞争力，减少农民的交易成本、搜寻成本等。财产性收入的提高，农民转让土地的使用权和收益权，来获得相应的租金。对于土地流转进行合理性、合法性规范，在农民自愿、平等的基础上，对于转移性收入，需要政府的“强农富农”政策进一步落实，完善农业补贴政策。

参考文献

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[3]张旭起.陕西省农业结构调整对农民增收的影响研究[J].中国农业资源与区划，2016（8）：63-67.

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[5]王小平，朱叶.基于VAR模型下农业产业结构调整对农民增收的影响[J].贵州农业科学，2009（3）：210-213.

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[12]宋洪远.改革以来中国农业与农村经济政策的演变[M].北京：中国经济出版社，2000.

[13]王萍萍，贝虹.农民收入与农业生产结构调整[J].统计研究，2001（7）：17-23.

[14]张明林，黄国勤.农业结构调整的经济学思考及分析[J].江西农业大学学报，2002（2）：11-14.

[15]常州市统计局.发展现代农业，振兴乡村经济[Z].常州：常州市统计局，2018-2-12.

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