分析影响农业产业结构调整速度的因素
我国未来食品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。第一个问题在很大的程度上可以在消费结构变化过程中粮食消费需求的不断减少加以解决，现在的问题便是如何应对人们消费结构的变化进行适时的农业内部的产业结构调整，以应对未来我国居民食品消费结构的变换。本文通过农业产业结构调整动因的分析，构建了农业产业调整动因的指标体系，以我国1978—2001年农业产值、农村居民年人均纯收入和粮食单产等指标拟合出了我国农业产业结构调整的速度的线性和非线性模型，得出粮食单产水平、农村居民年人均纯收入是影响我国农业产业结构调整速度的关键因素，并且分阶段测算了不同动因对农业产业变动的贡献份额，同时应用模型对我国农业产业结构调整进行了预测。
关键词： 结构调整 居民收入 粮食单产
一、农业产业结构调整动因的分析：
产业结构的调整,实质上是等量的生产要素和资源在同一地区的不同生产项目上的比例调整、优化组合和重新配置,是在既定资源条件下对生产经营项目和内容的重新选择和安排,它可以在不增加资源及要素投入总量的条件下而得到更高的经济效益。改革开放以来我国共进行了三次大的农业结构调整,目前正在进行着新一轮的农业战略性结构调整。尽管每次调整的目标和效果不同,但作为一项社会经济活动,之所以能够发生和发展,是因为都有着本质相同、规律相似的内外动力机制，即一致的农业产业结构调整的动因，只不过不同阶段的动因拉动效用不同而已。农业结构调整速度的计量模型假设：
农业产业结构调整速度=f（市场需求动因，要素供给动因，国际贸易动因，产业政策•••）
农业产业结构调整动因的分析：
产业结构取决于多种因素的共同作用，这些因素包括社会需求、资源供给、国际经济关系和科学技术进步。这些因素随时间变化，所以使产业结构也随之变化。导致产业结构变化的动因是复杂的，它们之间相互作用、影响。经济学家运用多国模型，模拟了各种因素在结构变化中的作用，结果表明，产业结构的变化主要取决于以下几类因素：需求结构、资源供给结构和国际经济贸易关系，因此，农业产业结构转变的动因也取决于上述因素。
农业结构调整的动因根本动因是农产品需求和技术创新的相互作用，追求生产率的提高和农业效益的增加则是农业结构转换的根本动因。[1]
1、市场需求结构对农业结构转换的推动。即市场需求规模，我国居民现有食品消费正处于消费需求的不断递增的第二阶段，即传统粮食的消费不断减少，畜牧产品、水产品消费不断增加的阶段，[2]这说明了我国居民现有食品消费内部结构正在进行着一个重大的变化，其促使传统种植业向畜牧业、渔业等产业转换的潜在需求拉动力量是不言而喻的，尤其是处于收入水平相对较低的农村居民。随着人均收入水平的提高，这一潜在需求将逐步显化，即在居民食品的消费支出中，人们的食品消费将由消费收入弹性较低的粮食消费逐步转向收入消费弹性较高的肉、蛋、奶的消费上。我国现在各类农产品收入消费弹性的大小关系为：奶>蛋>禽肉>牛羊肉>猪肉>细粮>粗粮，所以农业内部产业结构调整的倾向也必然按上述顺序进行演进。收入水平是决定消费水平的关键，所以把居民收入作为对市场需求的替代动因—定义为收入动因。
2、技术创新推动农业结构的转换。依据不同产品的需求弹性的大小，技术进步创新对不同产业会有着不同的影响，在众多农产品价格和收入弹性中，粮食的需求弹性最小，林产品、畜牧产品和水产品的需求弹性相对较高，所以促进粮食单产提高的科技进步必然导致农业中传统种植业部门的相对收缩。[3]在农业科技的进步、创新大幅度提高粮食单位面积产量的基础上，可以用较少的耕地去生产人们生活和生产所需要的粮食，它为各种生产要素由传统种植业向畜牧业、渔业、林业转移即农业产业结构的调整奠定了可行的现实性基础。我国是人口大国，人多地少是我国的基本国情，所以粮食单产水平的提高幅度很大程度上决定了我国农业产业结构转换的速度。同时粮食单产水平的高低综合反映了物质、技术和制度等相关因素相互作用的结果，其中包括对土地投入的资金、劳动力、化肥、农药、灌溉等，所以它是作为要素供给技术进步创新动因的一个良好的综合指标反映。
3、国际贸易对农业结构转换的促进作用。农产品的国际贸易，实际上反映了各国之间农产品生产的相对优势。我国人均土地数量少，农业生产经营规模小，但是农业劳动力众多，劳动成本低。玉米、小麦等土地密集型产品在国际市场上不具有比较优势，而大多数畜禽产品、蔬菜、水果、花卉等劳动密集型产品具有成本比较优势。因此国际贸易是影响农业结构转换的一个重要动因。
4、政府产业政策对农业产业结构调整的鼓励或限制。产业政策是指导产业发展发展和产业结构调整的主要依据。为了实现政府制定的经济发展目标，政府可以对影响农业产业结构变动的诸因素进行调整，包括政府通过对农业基础设施的投资，通过价格、税收、财政等引导农业产业结构调整的主体—农户的调整行为，扶持农产品加工的龙头企业，促进农业产业化的发展；入世后，通过“绿箱”“黄箱”政策扶持农业产业的生产；通过立法规范农产品流通，综合协调农产品的供给和需求结构、国际贸易结构和国际投资结构，进而影响农业的产业结构。本文采用时间序列作为这一指标的替代。
农业产业结构调整因变量与自变量指标体系构建如下：（表一）
结调整动因
指标类型 农业结构调整速度（Yi） 市场消费需求动因（X1）（最好为不变价格） 要素供给结构动因（X2） 国际贸易动因（X3） 产业政策动因（X4）
相对指标 林牧渔业年总产值占农业总产值% 农村居民年人均纯收入农村（元） 粮食单产 优势农产品年出口额（亿元） (1)时间序列即自然数代替（T1）
(2)经济和饲料作物播种面积占总播种面积百分比（虚拟变量）（T2）
城镇居民年人均纯收入(元)
计量模型 线形模型
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
（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、粮食单产的提高有效的拉动了我国农业产业结构的转化。从此，我国农业产业结构调整的进程步入了快车道。此阶段我国农业中的种植业年产值从1978年的80%降落到1985年的62.25%，畜牧业、渔业分别由15%、1.58%到22%、3.48%。
（二）1986—1995年，需求和供给动因拉动的快速调整阶段，种植业的产值由1985年的62.25%到1995年58.43%的，畜牧业、渔业则分别由22%、3.48%到29.72%、8.36%。此阶段，我国农业结构调整的合理化提高主要得益于两个因素：一是我国城市居民食品消费结构不断升级需求的拉动，随着城市居民收入水平提高，居民的食品消费由过去以消费粮食、蔬菜和猪肉为主逐步向多元化发展，牛养肉、禽肉、蛋、奶的消费不断增加，从1978年起，我国城镇居民的粮食（蔬菜）消费便开始下降，由44.31千克到2001年的26.61千克。[7]城镇居民食品消费支出的不断增加，有效的增加了农村居民的收入，因此这一阶段的农村居民的饮食结构也获得了较大的改善，食品支出的绝对值由1985年的183.43元增加到1996年的885.49元。二则来源于粮食单产快速增加的有效支撑，促进了种植业中土地、资本、劳动力等生产要素向其他农业产业转移，同时支持畜牧业发展的饲料用粮在粮食总产量的比例不断增加，由1980年的18.53到1994年的30.12%。[6][7]粮食单产在此阶段获得了迅速的提升，每公顷粮食产量由1985年的3483千克/公顷到1995年的4240千克/公顷。
（三）1996—2001年，农业结构调整乏力阶段。进入此阶段后，城镇居民的食品消费主要侧重饮食结构改善，食品消费支出对农业产业结构的调整拉动已经非常有限，统计显示此阶段城镇的食品消费支出仅由1996年的1942.59元增加到2001年的2014元，6年仅增加了109元，年增幅速度仅为0.725%；城镇居民食品支出是农村居民享受经济发展的一条重要的间接途径，它的弱化，严重影响了农村居民的家庭经营收入，自1997年到2002年农村居民的家庭经营收入一直徘徊在1400元左右，抑制了农村居民的消费；同时，由于各种不利因素的影响，粮食单产也出现了下降的趋势与波动，由最高的1997年4502千克/公顷降低到2000年的4261千克/公顷。渔业的迅速发展成为此阶段的唯一亮点，一定程度上缓解了我国农业产业结构调整速度的下滑。此阶段渔业的迅速发展得益于国际贸易因素的拉动，1995年开始，我国水产品出口量不断攀升，由610千吨增加到2002年的2085千吨，当年实现水产品实现贸易顺差24.2亿美元，占农产品贸易顺差57亿的42.5%。可见国际贸易已经成为拉动我国渔业发展的重要动因。但其还尚未形成对我国畜牧业发展的有效拉动，而且进入20世纪90年代以来，我国主要畜产品出口呈下降趋势，而畜产品进口呈上升趋势。[8]
（四）不同阶段农业产业结构调整动因的贡献率份额的分析：
应用柯布—道格拉斯生产函数，对农村居民纯收入或城镇居民纯收入和粮食
单产对农业畜牧业结构调整贡献率进行测算，方法如下：
阶段
贡献因子（贡献率） 1978—1985 1986—1990 1991—1995 1996—2001
农村居民纯收入 65.5% 54.4% 58.55% 34.45%
粮食单产 21% 16.37% 20.5% -9.7%
城镇居民收入 36% 54.56% 56.88% 47.54%
粮食单产 20.38% 15.87% 19.83% -9.4%
由表中数据可以看出，1978—1985阶段，我国农业产业结构的快速调整得益于此阶段农村居民纯收入的较快的增加，而城镇居民纯收入的增加对农业产业结构调整的拉动却较弱；此后，农村居民纯收入的拉动效应却逐步弱化，城镇居民纯收入拉动效应是先升后降，并且其结构拉动效应将不断弱化，（1991—1995年农村居民纯收入的拉动为58.55%，其原因可以解释为此阶段的通货膨胀较为严重，农产品收购价格提高是1986—1995两个阶段的共同原因）。1978—1995年的三个阶段，粮食单产的贡献率份额一直处在20%左右，但步入1996—2001的第四个阶段，居民收入的拉动效应明显减弱，分别由58.55%和56.88%降为34.45%和47.54%；且粮食单产的拉动效应却为负，主要原因是近几年的粮食单产波动性大且下降趋势较为明显，成为阻滞我国农业产业结构调整的关因素。
四、模型的应用：
应用模型对我国未来的农业中的畜牧业的年产值比例作如下的相关预测，在此应用粮食单产与农民纯收入、城镇居民年纯收入作为自变量的模型。
1、如果在农民年人均纯收入不变的条件下（2001年的农民纯收入，这一假设是较为合理的，未来我国农村居民的年人均纯收入将主要来自于工资性收入），按照权威部门的预测，如果到2005年，2010年2030年和2050年粮食单产分别达到5100—5225千克/公顷，5400—5625千克/公顷，6000—6300千克/公顷和7996千克/公顷，[9]那么畜牧业的产值比例将为：31.98%—32.18%，32.46%—32.81%，33.37%—33.80%和36%。
2、如果在粮食单产不变的条件下（2001年的粮食单产），到达2010和2020年的城镇居民和农村居民的年人均纯收入分别达到10000元、18000元和4200元、8000元，[2]那么畜牧业的年产值比例将达到34.69%、37.23和33.19%和36.2%。
此模型的预测是基于1978年到2001年的数据拟合出的我国农业产业结构调整的平均速度，由于近几年农业产业结构调整的动因拉动乏力，调整的速度出现了明显下降的趋势，所以为达到应用此计量模型对我国未来农业产业结构预测的期望值，还需要在促进农业结构调整动因上下大工夫，如努力提高我国粮食的单位面积产量和增加农民收入。
五、结论：
1、到目前，我国农业产业结构调整还是一种内向型模式，即主要靠粮食单产和居民食品消费的结构升级拉动,是一种典型的内需拉动型的农业产业结构调整模式。近些年，粮食单产和城镇居民纯收入的农业产业结构转变的拉动效应不断弱化，是我国农业产业结构调整停滞不前的主要原因。为此，应该找到农业产业结构调整新的拉动力量，一是增加农村居民的收入；二是鉴于入世后，国际贸易因素尚未或还没有形成对我国农业产业结构调整的有效拉动，现在应在提高农产品质量和建设农产品生产中的质量检测体系上多下些工夫，克服农产品出口的绿色与技术壁垒，使国际贸易动因成为入世后拉动我国农业产业结构调整进一步发展的新动力。
2、为进一步促进我国农业产业结构调整，应该侧重于粮食单产和农村居民收入的提高。
3、在促进粮食单产提高的措施选择上，鉴于化肥、农药等促增效应的不断弱化和食品消费的“绿色”趋势，应该主要侧重于灌溉和良种。
4、在增加农村居民纯收入的措施选择上，鉴于我国人多地少的基本国情，家庭联产承包责任制下，农户土地经营的规模偏小的矛盾在短期难以有较大改善的前提下，在增加农村居民收入的方法的选择上，工作的重点更多的放在如何增加农村居民的工资性收入，让农村居民享受到更多的工业化成果。
参考文献：
[1]朱希刚，技术创新与农业结构调整（G），中国农业科学技术出版社。
[2]堂华俊，钱小平，刘志仁，屈保香，食物供求农业结构调整可持续发展[G]，气象出版社。
[3]苏东水，产业经济学（G），高等教育出版社。
[4]1984—2003年《中国统计年间》（M）。
[5]2003年《中国统计五十年》（M）。
[6]2002年《中国农村住户调查年鉴》（M）。
[7]石扬令，常平凡，中国食物消费分析与预测（G），中国农业出版社。
[8]邓蓉，张存根，熊存开，中国畜产品生产与贸易研究（G），中国农业出版社。
[9]段志煌，MiklosFaust,中国著名专家论中国农业1949—2030（G），中国农业大学出版社。
[10]龚仰军，产业结构研究（G），上海财经大学出版社。
[11于俊年，计量经济学（G），对外经济贸易大学出版社。
