我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整動因的計量分析

我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整動因的計量分析摘要：我國未來食品消費量的增加主要來自兩個方面：一是人口增長，二是消費結(jié)構(gòu)變化——肉食品增加。第一個問題在很大的程度上可以在消費結(jié)構(gòu)變化過程中糧食消費需求的不斷減少加以解決，現(xiàn)在的問題便是如何應(yīng)對人們消費結(jié)構(gòu)的變化進行適時的農(nóng)業(yè)內(nèi)部的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，以應(yīng)對未來我國居民食品消費結(jié)構(gòu)的變換。本文通過農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整動因的分析，構(gòu)建了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)調(diào)整動因的指標體系，以我國1978—2001年農(nóng)業(yè)產(chǎn)值、農(nóng)村居民年人均純收入和糧食單產(chǎn)等指標擬合出了我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的速度的線性和非線性模型，得出糧食單產(chǎn)水平、農(nóng)村居民年人均純收入是影響我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的關(guān)鍵因素，并且分階段測算了不同動因?qū)r(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)變動的貢獻份額，同時應(yīng)用模型對我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整進行了預(yù)測。關(guān)鍵詞：結(jié)構(gòu)調(diào)整居民收入糧食單產(chǎn)

一、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整動因的分析：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整,實質(zhì)上是等量的生產(chǎn)要素和資源在同一地區(qū)的不同生產(chǎn)項目上的比例調(diào)整、優(yōu)化組合和重新配置,是在既定資源條件下對生產(chǎn)經(jīng)營項目和內(nèi)容的重新選擇和安排,它可以在不增加資源及要素投入總量的條件下而得到更高的經(jīng)濟效益。改革開放以來我國共進行了三次大的農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整,目前正在進行著新一輪的農(nóng)業(yè)戰(zhàn)略性結(jié)構(gòu)調(diào)整。盡管每次調(diào)整的目標和效果不同,但作為一項社會經(jīng)濟活動,之所以能夠發(fā)生和發(fā)展,是因為都有著本質(zhì)相同、規(guī)律相似的內(nèi)外動力機制，即一致的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的動因，只不過不同階段的動因拉動效用不同而已。農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的計量模型假設(shè)：農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度=f（市場需求動因，要素供給動因，國際貿(mào)易動因，產(chǎn)業(yè)政策···）農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整動因的分析：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)取決于多種因素的共同作用，這些因素包括社會需求、資源供給、國際經(jīng)濟關(guān)系和科學(xué)技術(shù)進步。這些因素隨時間變化，所以使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也隨之變化。導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的動因是復(fù)雜的，它們之間相互作用、影響。經(jīng)濟學(xué)家運用多國模型，模擬了各種因素在結(jié)構(gòu)變化中的作用，結(jié)果表明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化主要取決于以下幾類因素：需求結(jié)構(gòu)、資源供給結(jié)構(gòu)和國際經(jīng)濟貿(mào)易關(guān)系，因此，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的動因也取決于上述因素。農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的動因根本動因是農(nóng)產(chǎn)品需求和技術(shù)創(chuàng)新的相互作用，追求生產(chǎn)率的提高和農(nóng)業(yè)效益的增加則是農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換的根本動因。[1]1、市場需求結(jié)構(gòu)對農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換的推動。即市場需求規(guī)模，我國居民現(xiàn)有食品消費正處于消費需求的不斷遞增的第二階段，即傳統(tǒng)糧食的消費不斷減少，畜牧產(chǎn)品、水產(chǎn)品消費不斷增加的階段，[2]這說明了我國居民現(xiàn)有食品消費內(nèi)部結(jié)構(gòu)正在進行著一個重大的變化，其促使傳統(tǒng)種植業(yè)向畜牧業(yè)、漁業(yè)等產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)換的潛在需求拉動力量是不言而喻的，尤其是處于收入水平相對較低的農(nóng)村居民。隨著人均收入水平的提高，這一潛在需求將逐步顯化，即在居民食品的消費支出中，人們的食品消費將由消費收入彈性較低的糧食消費逐步轉(zhuǎn)向收入消費彈性較高的肉、蛋、奶的消費上。我國現(xiàn)在各類農(nóng)產(chǎn)品收入消費彈性的大小關(guān)系為：奶>蛋>禽肉>牛羊肉>豬肉>細糧>粗糧，所以農(nóng)業(yè)內(nèi)部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的傾向也必然按上述順序進行演進。收入水平是決定消費水平的關(guān)鍵，所以把居民收入作為對市場需求的替代動因—定義為收入動因。2、技術(shù)創(chuàng)新推動農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)換。依據(jù)不同產(chǎn)品的需求彈性的大小，技術(shù)進步創(chuàng)新對不同產(chǎn)業(yè)會有著不同的影響，在眾多農(nóng)產(chǎn)品價格和收入彈性中，糧食的需求彈性最小，林產(chǎn)品、畜牧產(chǎn)品和水產(chǎn)品的需求彈性相對較高，所以促進糧食單產(chǎn)提高的科技進步必然導(dǎo)致農(nóng)業(yè)中傳統(tǒng)種植業(yè)部門的相對收縮。[3]在農(nóng)業(yè)科技的進步、創(chuàng)新大幅度提高糧食單位面積產(chǎn)量的基礎(chǔ)上，可以用較少的耕地去生產(chǎn)人們生活和生產(chǎn)所需要的糧食，它為各種生產(chǎn)要素由傳統(tǒng)種植業(yè)向畜牧業(yè)、漁業(yè)、林業(yè)轉(zhuǎn)移即農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整奠定了可行的現(xiàn)實性基礎(chǔ)。我國是人口大國，人多地少是我國的基本國情，所以糧食單產(chǎn)水平的提高幅度很大程度上決定了我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換的速度。同時糧食單產(chǎn)水平的高低綜合反映了物質(zhì)、技術(shù)和制度等相關(guān)因素相互作用的結(jié)果，其中包括對土地投入的資金、勞動力、化肥、農(nóng)藥、灌溉等，所以它是作為要素供給技術(shù)進步創(chuàng)新動因的一個良好的綜合指標反映。3、國際貿(mào)易對農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換的促進作用。農(nóng)產(chǎn)品的國際貿(mào)易，實際上反映了各國之間農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)的相對優(yōu)勢。我國人均土地數(shù)量少，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模小，但是農(nóng)業(yè)勞動力眾多，勞動成本低。玉米、小麥等土地密集型產(chǎn)品在國際市場上不具有比較優(yōu)勢，而大多數(shù)畜禽產(chǎn)品、蔬菜、水果、花卉等勞動密集型產(chǎn)品具有成本比較優(yōu)勢。因此國際貿(mào)易是影響農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換的一個重要動因。4、政府產(chǎn)業(yè)政策對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的鼓勵或限制。產(chǎn)業(yè)政策是指導(dǎo)產(chǎn)業(yè)發(fā)展發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的主要依據(jù)。為了實現(xiàn)政府制定的經(jīng)濟發(fā)展目標，政府可以對影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的諸因素進行調(diào)整，包括政府通過對農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的投資，通過價格、稅收、財政等引導(dǎo)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的主體—農(nóng)戶的調(diào)整行為，扶持農(nóng)產(chǎn)品加工的龍頭企業(yè)，促進農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的發(fā)展；入世后，通過“綠箱”“黃箱”政策扶持農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)；通過立法規(guī)范農(nóng)產(chǎn)品流通，綜合協(xié)調(diào)農(nóng)產(chǎn)品的供給和需求結(jié)構(gòu)、國際貿(mào)易結(jié)構(gòu)和國際投資結(jié)構(gòu)，進而影響農(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。本文采用時間序列作為這一指標的替代。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整因變量與自變量指標體系構(gòu)建如下：（表一）結(jié)調(diào)整動因指標類型農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度（Yi）市場消費需求動因（X1）（最好為不變價格）要素供給結(jié)構(gòu)動因（X2）國際貿(mào)易動因（X3）產(chǎn)業(yè)政策動因（X4）相對指標林牧漁業(yè)年總產(chǎn)值占農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值%農(nóng)村居民年人均純收入農(nóng)村（元）糧食單產(chǎn)優(yōu)勢農(nóng)產(chǎn)品年出口額（億元）(1)時間序列即自然數(shù)代替（T1）(2)經(jīng)濟和飼料作物播種面積占總播種面積百分比（虛擬變量）（T2）城鎮(zhèn)居民年人均純收入(元)計量模型線形模型非線形模型（1）（2）二、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整動因的計量經(jīng)濟模型的設(shè)定：鑒于難以獲得我國優(yōu)勢農(nóng)產(chǎn)品年出口額的確切數(shù)據(jù)和尚未找到政策虛擬變量合適的替代指標，因此未將二者納入計量模型中，在計量模型有關(guān)參數(shù)的確定中，選定農(nóng)林牧漁業(yè)年總產(chǎn)值分別占農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的百分比率作為因變量，以農(nóng)村居民年人均純收入和糧食單產(chǎn)作為影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)速度動因的自變量表示。（一）線形模型：,i=1，2分別代表農(nóng)業(yè)（種植業(yè)）、林業(yè)、畜牧業(yè)和林業(yè)的年產(chǎn)值占農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的比例,X1,X2分別代表農(nóng)村居民人均年純收入和糧食單產(chǎn)。（二）科布—道格拉斯模型：，i=1，2分別代表農(nóng)業(yè)、林業(yè)、畜牧業(yè)和林業(yè)的年產(chǎn)值占農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的比例。X1,X2分別代表農(nóng)村居民年人均純收入、糧食單產(chǎn)。應(yīng)用SPSS軟件進行分析，在參數(shù)的確定過程中，發(fā)現(xiàn)常數(shù)項剔除后，參數(shù)R2檢驗，F(xiàn)檢驗和變量的T值都有明顯的改善，顧剔除常數(shù)項。采用線形和科布—道格拉斯模型，應(yīng)用我國1978—2001年的時間序列數(shù)據(jù)，包括畜牧業(yè)占農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的比率（%），農(nóng)村居民年人均純收入或城鎮(zhèn)居民年人均純收入（元），糧食單產(chǎn)（千克/公頃）等相關(guān)數(shù)據(jù)。[4][5][6]在對我國農(nóng)業(yè)中各產(chǎn)業(yè)占農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的比例即結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的計量分析中，參數(shù)的DW檢驗值普遍偏小，說明應(yīng)用的時間序列數(shù)據(jù)存在嚴重的自相關(guān)，本文采用廣義差分法進行序列自相關(guān)性的消除，修正后擬合模型和參數(shù)檢驗如表三所示：（表三）線性模型R2調(diào)FDWt(x1,x2)林業(yè)0.957254.71.603-5.092，15.747牧業(yè)0.976476.2911.7920.945，15.029漁業(yè)0.79142.6911.6952.954，2.493非線性模型林業(yè)0.952230.771.941-3.864，6.106牧業(yè)農(nóng)村居民年人均純收入0.9963216.5621.7672.841，5.745城鎮(zhèn)居民年人均純收入0.9973384.1311.9243.26，6.014漁業(yè)0.84460.5381.9891.230，0.241通過模型參數(shù)的比較可知：1、影響我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的關(guān)鍵因素是糧食單位面積的產(chǎn)量。2、在城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民消費支出對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的影響中，農(nóng)村居民的年人均純收入對我國的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整拉動效用明顯高于城鎮(zhèn)居民（以畜牧業(yè)為例）。(三)預(yù)測模型的選優(yōu)通過相關(guān)檢驗參數(shù)的比較，對自相關(guān)修正后的各產(chǎn)業(yè)預(yù)測模型選擇如下：林業(yè)（由于林業(yè)特殊性，即林業(yè)的效應(yīng)更多體現(xiàn)為生態(tài)效益，所以其結(jié)構(gòu)調(diào)整的收入彈性為負），牧業(yè)，漁業(yè)。以畜牧業(yè)的分析為例，其牧業(yè)調(diào)整的速度的農(nóng)村居民的收入彈性為0.157，糧食單產(chǎn)彈性為0.263，收入彈性比糧食單產(chǎn)彈性小10個百分點；同時，城鎮(zhèn)居民的收入彈性為0.148，小于農(nóng)村居民的收入彈性0.9個百分點。糧食單產(chǎn)和增加居民收入是影響我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的最主要因素，而增加糧食單產(chǎn)對我國農(nóng)業(yè)內(nèi)部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的拉動效應(yīng)大于居民收入增加的效應(yīng)，通過測算，糧食單產(chǎn)的結(jié)構(gòu)效應(yīng)彈性比增加農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民大10.6—10.7個百分點（農(nóng)業(yè)本身的比較效益低，而其中糧食種植業(yè)更低，但糧食安全歷來是我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重中之重，糧食單產(chǎn)的增加可以在確保糧食安全的條件下，抽出更多的生產(chǎn)要素投入勞動生產(chǎn)率更高的林業(yè)、牧業(yè)和漁業(yè)進行生產(chǎn)）；農(nóng)村居民收入的增加的結(jié)構(gòu)效用大于城鎮(zhèn)居民收入增加的結(jié)構(gòu)效用。我國農(nóng)村居民的食品消費處于畜牧產(chǎn)品消費的前期，增加的收入用于食品消費的部分主要用于肉、蛋、奶消費的增加，其增幅較快；而我國城鎮(zhèn)居民的食品消費處于畜牧產(chǎn)品消費階段的后期，即食品消費主要側(cè)重于食品消費的內(nèi)部改善，所以收入增加的部分用于食品消費的部分十分的有限。三、我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的階段性分析：圖一：1978—2001年農(nóng)林牧漁產(chǎn)值比例結(jié)構(gòu)圖（系列1、2、3、4分別代表農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、林業(yè)總產(chǎn)值、畜牧業(yè)總產(chǎn)值和漁業(yè)總產(chǎn)值）從圖中我們不難看出我國的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)中的種植業(yè)的產(chǎn)值處于下降的趨勢，林業(yè)的產(chǎn)值占農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的比例一直比較平穩(wěn)，漁業(yè)和畜牧業(yè)的產(chǎn)值則一直處于上升的階段。（一）1978—1985年，制度誘發(fā)型的生產(chǎn)者自發(fā)調(diào)整階段。家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制的實施，使廣大農(nóng)民獲得了充分的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的自主經(jīng)營權(quán)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)以糧為本的行政慣例被打破，農(nóng)戶為適應(yīng)市場對各種農(nóng)產(chǎn)品的需求而積極的投身于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。此階段農(nóng)村居民收入的增加、糧食單產(chǎn)的提高有效的拉動了我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)化。從此，我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的進程步入了快車道。此階段我國農(nóng)業(yè)中的種植業(yè)年產(chǎn)值從1978年的80%降落到1985年的62.25%，畜牧業(yè)、漁業(yè)分別由15%、1.58%到22%、3.48%。（二）1986—1995年，需求和供給動因拉動的快速調(diào)整階段，種植業(yè)的產(chǎn)值由1985年的62.25%到1995年58.43%的，畜牧業(yè)、漁業(yè)則分別由22%、3.48%到29.72%、8.36%。此階段，我國農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的合理化提高主要得益于兩個因素：一是我國城市居民食品消費結(jié)構(gòu)不斷升級需求的拉動，隨著城市居民收入水平提高，居民的食品消費由過去以消費糧食、蔬菜和豬肉為主逐步向多元化發(fā)展，牛養(yǎng)肉、禽肉、蛋、奶的消費不斷增加，從1978年起，我國城鎮(zhèn)居民的糧食（蔬菜）消費便開始下降，由44.31千克到2001年的26.61千克。[7]城鎮(zhèn)居民食品消費支出的不斷增加，有效的增加了農(nóng)村居民的收入，因此這一階段的農(nóng)村居民的飲食結(jié)構(gòu)也獲得了較大的改善，食品支出的絕對值由1985年的183.43元增加到1996年的885.49元。二則來源于糧食單產(chǎn)快速增加的有效支撐，促進了種植業(yè)中土地、資本、勞動力等生產(chǎn)要素向其他農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，同時支持畜牧業(yè)發(fā)展的飼料用糧在糧食總產(chǎn)量的比例不斷增加，由1980年的18.53到1994年的30.12%。[6][7]糧食單產(chǎn)在此階段獲得了迅速的提升，每公頃糧食產(chǎn)量由1985年的3483千克/公頃到1995年的4240千克/公頃。（三）1996—2001年，農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整乏力階段。進入此階段后，城鎮(zhèn)居民的食品消費主要側(cè)重飲食結(jié)構(gòu)改善，食品消費支出對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整拉動已經(jīng)非常有限，統(tǒng)計顯示此階段城鎮(zhèn)的食品消費支出僅由1996年的1942.59元增加到2001年的2014元，6年僅增加了109元，年增幅速度僅為0.725%；城鎮(zhèn)居民食品支出是農(nóng)村居民享受經(jīng)濟發(fā)展的一條重要的間接途徑，它的弱化，嚴重影響了農(nóng)村居民的家庭經(jīng)營收入，自1997年到2002年農(nóng)村居民的家庭經(jīng)營收入一直徘徊在1400元左右，抑制了農(nóng)村居民的消費；同時，由于各種不利因素的影響，糧食單產(chǎn)也出現(xiàn)了下降的趨勢與波動，由最高的1997年4502千克/公頃降低到2000年的4261千克/公頃。漁業(yè)的迅速發(fā)展成為此階段的唯一亮點，一定程度上緩解了我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的下滑。此階段漁業(yè)的迅速發(fā)展得益于國際貿(mào)易因素的拉動，1995年開始，我國水產(chǎn)品出口量不斷攀升，由610千噸增加到2002年的2085千噸，當(dāng)年實現(xiàn)水產(chǎn)品實現(xiàn)貿(mào)易順差24.2億美元，占農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易順差57億的42.5%?？梢妵H貿(mào)易已經(jīng)成為拉動我國漁業(yè)發(fā)展的重要動因。但其還尚未形成對我國畜牧業(yè)發(fā)展的有效拉動，而且進入20世紀90年代以來，我國主要畜產(chǎn)品出口呈下降趨勢，而畜產(chǎn)品進口呈上升趨勢。[8]（四）不同階段農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整動因的貢獻率份額的分析：應(yīng)用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，對農(nóng)村居民純收入或城鎮(zhèn)居民純收入和糧食單產(chǎn)對農(nóng)業(yè)畜牧業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整貢獻率進行測算，方法如下：階段貢獻因子（貢獻率）1978—19851986—19901991—19951996—2001農(nóng)村居民純收入65.5%54.4%58.55%34.45%糧食單產(chǎn)21%16.37%20.5%-9.7%城鎮(zhèn)居民收入36%54.56%56.88%47.54%糧食單產(chǎn)20.38%15.87%19.83%-9.4%由表中數(shù)據(jù)可以看出，1978—1985階段，我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的快速調(diào)整得益于此階段農(nóng)村居民純收入的較快的增加，而城鎮(zhèn)居民純收入的增加對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的拉動卻較弱；此后，農(nóng)村居民純收入的拉動效應(yīng)卻逐步弱化，城鎮(zhèn)居民純收入拉動效應(yīng)是先升后降，并且其結(jié)構(gòu)拉動效應(yīng)將不斷弱化，（1991—1995年農(nóng)村居民純收入的拉動為58.55%，其原因可以解釋為此階段的通貨膨脹較為嚴重，農(nóng)產(chǎn)品收購價格提高是1986—1995兩個階段的共同原因）。1978—1995年的三個階段，糧食單產(chǎn)的貢獻率份額一直處在20%左右，但步入1996—2001的第四個階段，居民收入的拉動效應(yīng)明顯減弱，分別由58.55%和56.88%降為34.45%和47.54%；且糧食單產(chǎn)的拉動效應(yīng)卻為負，主要原因是近幾年的糧食單產(chǎn)波動性大且下降趨勢較為明顯，成為阻滯我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的關(guān)因素。四、模型的應(yīng)用：應(yīng)用模型對我國未來的農(nóng)業(yè)中的畜牧業(yè)的年產(chǎn)值比例作如下的相關(guān)預(yù)測，在此應(yīng)用糧食單產(chǎn)與農(nóng)民純收入、城鎮(zhèn)居民年純收入作為自變量的模型。1、如果在農(nóng)民年人均純收入不變的條件下（2001年的農(nóng)民純收入，這一假設(shè)是較為合理的，未來我國農(nóng)村居民的年人均純收入將主要來自于工資性收入），按照權(quán)威部門的預(yù)測，如果到2005年，2010年2030年和2050年糧食單產(chǎn)分別達到5100—5225千克/公頃，5400—5625千克/公頃，6000—6300千克/公頃和7996千克/公頃，[9]那么畜牧業(yè)的產(chǎn)值比例將為：31.98%—32.18%，32.46%—32.81%，33.37%—33.80%和36%。2、如果在糧食單產(chǎn)不變的條件下（2001年的糧食單產(chǎn)），到達2010和2020年的城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的年人均純收入分別達到10000元、18000元和4200元、8000元，[2]那么畜牧業(yè)的年產(chǎn)值比例將達到34.69%、37.23和33.19%和36.2%。此模型的預(yù)測是基于1978年到2001年的數(shù)據(jù)擬合出的我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的平均速度，由于近幾年農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的動因拉動乏力，調(diào)整的速度出現(xiàn)了明顯下降的趨勢，所以為達到應(yīng)用此計量模型對我國未來農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)預(yù)測的期望值，還需要在促進農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整動因上下大工夫，如努力提高我國糧食的單位面積產(chǎn)量和增加農(nóng)民收入。

五、結(jié)論：1、到目前，我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整還是一種內(nèi)向型模式，即主要靠糧食單產(chǎn)和居民食品消費的結(jié)構(gòu)升級拉動,是一種典型的內(nèi)需拉動型的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整模式。近些年，糧食單產(chǎn)和城鎮(zhèn)居民純收入的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的拉動效應(yīng)不斷弱化，是我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整停滯不前的主要原因。為此，應(yīng)該找到農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整新的拉動力量，一是增加農(nóng)村居民的收入；二是鑒于入世后，國際貿(mào)易因素尚未或還沒有形成對我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的有效拉動，現(xiàn)在應(yīng)在提高農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量和建設(shè)農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)中的質(zhì)量檢測體系上多下些工夫，克服農(nóng)產(chǎn)品出口的綠色與技術(shù)壁壘，使國際貿(mào)易動因成為入世