农业产业结构与农业经济增长的关系实证分析报告【5800字】.docx

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1、农业产业结构与农业经济增长的关系实证分析报告（-）合川地区简介合川位于四川盆地东部，重庆以北，东径105 58 37 -106 40, 37、北纬29 51 02 -30。22, 42，嘉陵江、渠江、涪江三江在境内汇合。是重庆市北部中心城市， 是重庆北部水电生产基地之一和水陆交通枢纽，是以发展第三产业和轻纺工业为主的风景 旅游城市。合川扼川北水陆交通咽喉，具有十分优越的水路交通条件，渝合高速公路正在 建设，遂渝快速铁路即将开工，使合川成为了大工业重庆与资源丰富的川北地区相联的纽 带。名扬中外的古战场“钓鱼城”，是国家重点文物保护区和风景名胜区。合川地貌多为 低山、丘陵，以丘陵平坝为主，海拔18

2、5米-1284.2米,地形走势为东、北、西三面较高， 南部较低。东及东南面与渝北和北酷区接址，南及西南面与壁山、铜梁交界，西及西北面 与潼南、蓬溪两县相邻，北及东北面与四川省武胜县、岳池县毗连。合川幅员面积2356平方公里，辖50个镇、8个乡、6个街道办事处，总人口 150万人， 农业人口： 130万人，现有耕地121亩，其中田:71万亩，土:50万亩。合川农业发达，是 全国著名的农业高产区之一，被列为国家商品粮、瘦肉型生猪、商品鱼、柑桔、南方大口 毓、白山羊生产基地。重庆市人民政府于1998年批准在合川市钓鱼城办事处和高石坎办事 处建立重庆市农业高新技术产业区，总面积1。00公顷，共10个村

3、91个社，坚持以市场需 求为导向，以高新技术为依托，以经济效益为中心，兼顾社会、生态效益的原则，建成重 庆市现代农业的示范窗口，促进全市农业发展。（二）合川区农业产业结构.合川农业经济结构由于合川经济依然是以发展农业为主，故合川的农业生产总值在近年来总体呈现持续 向上的走势，而农业经济结构也得到了逐步的优化。以下是第一产业各生产总值的走势变 化：表3.1合川的农业经济结构年份农 业GDP （亿元）增长率林 业GDP （亿元）畜牧业GDP （亿元）渔 业GDP （亿元）农 业GDP （亿元）牧渔服务业 GDP（亿元）2010 年54.747.1%2.0219.723.3028.740.96201

4、1 年67.756.1%1.4219.012.6144.190.52均收入的影响较大，而且这种影响是一种抑制的结果，即种植业若是发展约为良好，实则 人均纯收入会下降。虽然在短期中看的并不明显，但是，若长期以往如此，则会出现这种 局面。人均纯收入每增加一个单位，畜牧业产值指标将会增加约3.16%,这表明提升畜牧 业发展能促使人均纯收入的增长；人均纯收入每增加一个单位，牧渔服务业将会增加约 6.57%,这表明牧渔服务业产值所带来的正向影响要比畜牧业所带来的更加强烈。3.Granger因果检验Granger因果检验主要是为了验证两个变量间是否有因果关系，从前文的ADF检验结 果可看出，本文所选取的相

5、关指标变量除人均纯收入(FPI)外都是非平稳的，但对非平稳 的指标经过一阶差分处理之后都处于同阶平稳的状态，故可进行Granger因果检验分析。表4.7 Granger因果检验结果Null Hypothesis:ObsF-StatisticProb.LNPV does not Granger Cause LNFPI237.843800.0016LNFPI does not Granger Cause LNPV1720490.2013LNFV does not Granger Cause LNFPI233.432490.0373LNFPI does not Granger Cause LNFV7

6、.317210.0021LNAHV does not Granger Cause LNFPI231.621200.2240LNFPI does not Granger Cause LNAHV2.540450.0865由上述表4.7的结果可以看出:(1)拒绝“FPI不是PV的格兰杰原因”假设，说明人均纯收入(FPI)是农业产值(PV) 的格兰杰原因；相反的，拒绝“PV不是FPI的格兰杰原因”假设，即表示农业产值(PV) 是人均纯收入(FPI)的格兰杰原因，这表明人均纯收入(FPI)对农业产值(PV)起到了 扩大与增长的作用，而后者(PV)是前者(FPI)的主要推动力。(2)拒绝“FPI不是FV的

7、格兰杰原因”假设，说明人均纯收入(FPI)是农业产值(FV) 的格兰杰原因；相反的，拒绝“FV不是FPI的格兰杰原因”假设，即表示农业产值(FV) 是人均纯收入(FPI)的格兰杰原因，这表明人均纯收入(FPI)对农业产值(FV)产生了 积极影响，而后者(FV)对前者(FPI)发挥了明显的推动功能。(3)拒绝“FPI不是AHV的格兰杰原因”假设，说明人均纯收入(FPI)是牧渔服务 业产值(AHV)的格兰杰原因；相反的，接受“AHV不是FPI的格兰杰原因”假设，即表 示牧渔服务业产值(AHV)不是人均纯收入(FPI)的格兰杰原因，这表明人均纯收入(FPI) 能有效的改善牧渔服务业产值(AHV),但

8、是牧渔服务业产值(AHV)的完善并不能大力 10推动人均纯收入(FPI)的提升。(五)小结本部分在建立VAR模型的基础上，通过ADF检验、Johansen协整检验、Granger因果 检验的计量分析，剖析农业产值、畜牧业产值、牧渔服务业产值对人均纯收入的影响，相 关结论如下：从上述的分析来看农业产值的发展过程，第一，农业产值的扩大虽能推动农业经济水 平的提升，但却面临人均纯收入抑制的风险，其主要原因在于种植业的经济效益并不高。 第二，畜牧业产值和牧渔服务业产值都能正向的影响人均纯收入的增长，其中，牧渔服务 业产值影响更大。这一点从上述的农业结构分析中也可以看出一定的趋势，既合川区的牧 渔服务业

9、在最近两年快速增加。因此，总的来说，合川区的农业产业结构存在着一定的问 题，产业分布不合理，其结构整体上需要从农业种植上向畜牧业和牧渔服务业进行转移。 这样的调整并不是一蹴而就的，在调整过程中也会存在一定的问题。因此，笔者接下来对 于合川区农业产业结构的优化进行了一定的分析，其重点不是在于调整的方向，而是应该 如何去确保调整有效。2012 年75.305.3%1.420.103.7049.200.62013 年81.524.7%1.8222.764.1252.270.552014 年85.964.4%1.6523.564.1055.970.682015 年90.685.5%1.5424.764

10、.5658.81.022016 年104.065.2%1.4528.875.4567.191.102017 年107.014.6%1.5230.385.5068.361.252018 年113.656.2%1.5026.375.6878.641.462019 年134.82.4%1.8434.755.8089.543.87从以上数据可以得知，合川区的农业GDP总量从2010年的54.74亿元，增长到2019 年的134.8亿元，其中，增长最为明显的是农业，从2010年的28.74亿元，增长到2019年 的89.54亿元。此外，则是牧渔服务业，从2010年的0.96亿元，增长到2019年的4.8

11、7亿 元。而其中的林业和渔业一直以来的变动并不大，这主要是因为合川区的地理条件以及国 家政策所决定。同时，需要注意的，合川区的牧渔服务业也在快速发展之中，尤其是在2019 年实现了猛增，从2018年的L46亿元，增长到2019年的3.87亿元。由此也可以看出，牧 渔服务业在未来的发展前景良好。1 .合川区农业构成根据2012年和2017年的合川区主要农作物播种面积和产量制成如下表3,由表3分 析可得，合川区主要以粮食作物为主，其余作物为辅，2012年粮食作物的播种面积占农作 物总播种面积的74%,而2017年这一数据基本保持不变。其余经济作物如谷子、高粱和 糖料作物的播种面积比较小。表3.2合

12、川区2012年和2017年主要农作物播种面积和产量数据来源：2013年、2018年合川区统计年鉴年份20122017指标播种面积（万亩）总产量（万吨）播种面积（万亩）总产量（万吨）粮食183.1071.21178.8272.32稻谷125.0573.50130.2179.38小麦5.5114.006.3515.36茶叶0.080.0060.120.01甘蔗2.40.23.210.35烟草0.20.050.320.08油料3.61.45.212.61蔬菜3723.645.7432.2水果类2.3256.2414.0农作物播种 总面积252124.25276.3142.36由表3.2可以看出,20

13、12年合 |区农作物总播种面积为252万亩，最主要农作物是粮食 作物，面积为183.10万亩，占总播种面积的72.66%。其余土地农的作物有油料、蔬菜、 水果、甘蔗、烟草等作物，但比重都相对较小，尤其是烟草、茶叶和油料作物，播种面积 为0.2万亩、0.08万亩、3.6万亩。粮食作物中主要农的是稻谷，播种面积为125.05亩，占 粮食作物农面积的68.30%。从经济收益角度来看，相比其他经济作物如蔬菜、烟叶等，小 麦的经济价值并不高。通过查阅合川区历年统计年鉴，发现近十年来合川区对农作物的农 基本上和2012年类似，农作物中稻谷的占比大，导致了近十年来合川区农业土地单位面积 创造的经济价值偏低。

14、农作物农结构体现的是一个内农业横向发展水平。传统的农结构只 能为农民提供基本粮食保障之外带来较微薄的经济收益。合川区在农业方面依然表现为传 统农业结构，这一点决定了合川区农业发展比较缓慢。2017年的农业种植结构上与2012年并没有较大的区别，农作物播种总面积为276.3 万亩，粮食种植总面积为178.82万亩，相较于2012年有所下降，但是总的总量有着一定 的增长。此外，其他的产业上都是相应地在种植面积和产量上都是有所增长但是增长幅度 都很 o.合川乡村人口和农民收入现状为了探究合川的乡村人数量以及农民收入问题，可以先从合川乡村的人口数量变化 情况着手，如图3.1所示。由图可知，合川乡村人口

15、的波动与农民的收入情况息息相关， 到2019年，合川农村人口为130.64万人。如图所示，近十年来合川乡村人口起伏波动并 不大。图3.1合川的农村人口波动情况数据来源：合川统计年鉴整理所得此外，我们也能从农民人均纯收入这一角度来分析十年来合川农业经济的现状。以下 是合川农民人均纯收入的变动情况：图3.2合川农村人均纯收入数据来源：合川统计年鉴整理所得由图可知，合川农民的人均纯收入在总体上呈现稳定增长的趋势，大致可以分为两个 阶段，第一阶段是2010年到2014年，第二阶段是2015年到2019年。第一阶段整体上涨 幅度没有第二阶段明显，这是由于合川农业的产业体系相当滞后，合川整个经济底子较弱,

16、 虽见成效但效果不显著，所以农民收入保持着小幅增长的态势。第二阶段是出现了大幅上涨的态势的，这和当地的政策分不开，为解决合川农村“底 子薄”的特点，政府积极推进高质量的农田建设，通过“互联网+”力挽狂澜，合川农业 经济得到了大力发展，农民的收入也因此显著提高。尤其是在2014年，合川市通过一系列 的政策，取得了六大成效：聚焦产业稳增长；抓好规模增活力；提质园区突示范；推进改 革挖潜力；夯实基础牢根基；创新科技提效能。合川农业产业结构与农业经济增长的关系实证分析通过分析合J11多年来农业产业结构和农业经济整体的发展状况，梳理相关理论分析农 业产业结构的可行性及必要性。这两者的关系如何还有待深入研

17、究，这就需要透过统计数 据作更科学的分析。(-)研究方法介绍由于本文选取的是时间序列数据，在研究合JII农业产业结构以及农业经济间的关系时 涉及到多个变量，当多个变量之间进行动态互动时，为考察这一关系，我们会选定向量自 回归模型VAR (Vector Autoregressive Model,简称VAR) o VAR模型最早是由经济学家 Christopher Albert Sims提出，这一模型属于非结构化模型，它是依照数据的统计性质建立 的，它的优点在于能妥善解决传统模型的一些问题。因此，本文将选用VAR模型进行研究。VAR (P)模型如下:匕=%加+。2、一2 +段,+ 0其中匕为k维的

18、内生变量向量，。1、。24与6为待估计系数矩阵，P为模型的滞后阶数，为J为随机扰动项，同期时可相关，但是不能自相关，与模型右边的变量也 不能相关。ADF检验，是检验序列平稳性的常用方法。为了避免存在伪回归问题，进行单位根检 3佥十分必要，若序列经检验后不存在单位根，那序列就是平稳的，反之则是不平稳的，须 进行再差分消除单位根使之平稳，序列平稳后再进行分析才有意义。Johansen协整检验，若变量间存在协整关系，那它们之间的稳定关系一定是长期的。 若经检验后发现有多个协整关系，且多个变量不能轻易的确定解释与被解释的关系时，使 用Johansen协整检验是更为有效的。均衡关系呈现长期稳定状态，在解

19、释变量间的经济意 义时是有一定的借鉴意义的。Granger因果关系检验，由诺贝尔奖得主Granger于1969年提出，它的目的是为了确 定不同变量的相互关系，倘若模型中变量X和变量Y之间有受到滞后变量的影响，则变量 X和变量Y之间存在Granger因果关系。(-)变量设计除数据的异方差现象，对农民人均纯收人(FPI)、农业产值(PV)、畜牧业产值(FV)、 牧渔服务业产值(AHV)的数据进行对数化处理，分别用LNFPI , LNPV , LNAHV , LNFO , 表示。由于从上述的分析中可以看出林业和渔业在合川区几乎没有变化，因而，将其归纳 作为随机扰动项8、在实证分析时，为降低误差方便计

20、算，本文将对各变量做对数处理。如下：FPbLnFPI, PV=LnPV, FV=LnFV, AHV=LnAHV。(三)数据来源及处理实证分析期间为统一统计口径，本文数据选取的时间段为1990-2016年，共26年的 样本数据。数据均来源于中国统计年鉴、中国金融年鉴、合川统计年鉴、合 川金融年鉴、国家统计局等。实证分析部分采用eviews6.0来实现。收集关于各个变量的信息主要是通过使用主题网络爬虫的方式。现如今，互联网上的 大多数网站都是动态的，网站上的信息不断增加和更新。网络爬虫可以在网上搜索信息， 但当主题在网上搜索信息时，它通常不能提供用户需要的结果。所以网络爬虫因此而诞生 了，它的中心

21、思想是只关注一个特定的主题。获取网络信息。主题网站和传统网站的区别 是主题网站只下载一个特定的网站。主题网络爬虫的工作方式是优先级地址，通过评级链接收集地址，并选择策略，然后 使用优先级链接作为爬虫过程的初始链接。访问URL后，下载网页并分析网页内容与主题 之间的关系。如果相关性高于某个阈值，则页面上的所有超链接都招被提取，最后，所有 与主题相关的链接都将被URL主题分析器存储在一个升级的队列中。主题网络爬虫的抓取 过程如图4.1所示：图4.1主题网络爬虫的抓取过程（四）实证分析过程1 .单位根检验之所以进行单位根检验，是为了考察变量的稳定性，只有变量在稳定的情况下，实证研究 才有了意义。本文

22、为构建VAR模型，必须要对各变量作单位根检验，待序列平稳后才能继 续做之后的研究。接下来，将运用ADF检验法对LnFPI、LnPV、LnFV、LnAHV四个指 标检验。表 4.1LnPV、LnFV、LnAHV 与 LnFPI 的 ADF 检驹结果由表4.1可以看出，时间序列LNFPI本就是平稳序列，而时间序列LNPV、LNFV、 LNAHV是非平稳序列，但对这4个指标进行一阶差分后，均为一阶单整序列，符合VAR 模型建立的条件。变量ADF统计量1%临界值5%临界值10%临界 值P值结论LNPV-2.5551610-4.416345-3.622033-3.2485920.3030不平稳DLNPV

23、-2.067381-2.674290-1.957204-1.6081750.0396平稳LNFV-0.550496-4.667883-3.733200-3.3103490.9676不平稳DLNFV-5.453595-2.660720-1.955020-1.6090700.0000平稳LNAHV-1.529717-3.711457-2.981038-2.6299060.5031不平稳DLNAHV-3.954675-2.660720-1.955020-1.6090700.0003平稳LNFPI-4.710684-4.416345-3.622033-3.2485920.0054平稳DLNFPI-2.

24、728835-3.724070-2.986225-2.6326040.0833平稳2 .Johansen协整检验(1)最优滞后阶数的检验明确滞后期数，是建立VAR模型的第一步，这是能够顺利进行后续分析的前提，滞后 期数的不同，会造成模型估计结果的偏差。在此我们通过LR、FPE、AIC、SC、HQ等信 心准则合理判断，其结果如表4.2所示：表4.2 VAR滞后阶数确定经检验，确定最优滞后期为2,所以建立VAR (2)模型比较合适。LagLogLLRFPEAICSCHQ180.24549NA6.96e-08-5.139639-4.359559*-4.923278299.5112526.201435

25、.82e-08*-5.400900*-3.840739-4.968178VAR模型稳定性检验利用AR根图进行稳定性检验，结果如表所示：表4.3 VAR模型稳定性检验结果表4.3显示，在VAR模型中，所有特征方程的根均小于1,即所有的特征根均位于单 位圆内，由此可判定该VAR模型是稳定的。Roots of Characteristic PclynomialEndogenous variables: LNY LNX1 LNX2 LNX3 Exogenous variables:Lag specification: 1 2Date: 02/25/20 Time: 15:07RootModulus0.

26、9999840.9999840.9957060.9957060.7374990.7374990.661361-0.195879 +0.631688i0.6613610.523475-0.324791 i0.6160480.523475 + 0.324791 i0.616048-0.3484860.348486No root lies outside the urit circle. VAR satisfies the stability condition.Johansen协整检3佥为了验证因变量与三个自变量间是否稳定，在保证VAR模型构建精准的基础上，对VAR模型进行Johansen协整检验

27、。验证结果如下：表4.4检验结果表4.5最大特征值统计量的检验结果Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)Hypothesized No. of CE(s)EigenvalueTraceStatistic0.05 CriticalValueProb.*None *0.79471275.0754747.856130.0000At most 1 *0.63964135.4919029.797070.0099At most 20.3260739.97554115.494710.2826At most 30.0043790 J 097033.841466

28、0.7405Trace test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level由上述表4.4、表4.5可知，在临界值处于5%以下时，各变量间至少存在2个协整关Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)Hypothesized No. of CE(s)EigenvalueMax-EigenStatistic0.05CriticalValueProb.*None *0.79471239.5835827.584340.0009At most 1 10.63964125.51

29、63621.131620.0113At most 20.3260739.86583814.264600.2209At most 30.0043790.1097033.84146607405Max-eigenvslue test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level系，即这4个指标间是存在长期稳定的关系的。表4.6协整检验结果1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood 94.80497Normalized cointegrating coefficients (standard error

30、 in parentheses)LNFPILNPVLNFVLNAHV1.000000-8.4857323.1647216.574255(0.87679)(0.39892)(0.59977)由表4.6可看出，LNFPI的系数为1,由图我们可以得出一个长期协整方程:LNFPI=-8.485732LNPV+3.164721LNFV+6.574255LNAHV+ 8 t上式表明，所选变量即人均纯收入、农业产值、畜牧业产值、牧渔服务业产值，以及 渔业产值和林业产值之间存在长期均衡关系，都是正相关的关系。人均纯收入指标每增加 一个单位，农业产值指标将会减少约8.49%,这表明伴随着农业，即种植业对于合川区人