崔惠颖1，任珈仪2
（1.黑龙江大学经济与工商管理学院，哈尔滨150080；2.哈尔滨医科大学，哈尔滨150080）
农业增长动力逐渐调整，摘要：近年来，随着我国经济转型，
农业与经济结构的关系也发生着深刻转变。基于协整检验、向量误差修正模型和格兰杰因果检验等方法，分析了我国农业劳动力投入、产业结构和农业经济增长之间的动态关
产业结构与农业经济增长系。结果表明：农业劳动力投入、
均存在负相关的长期均衡关系；产业结构对均衡关系的调整速度更快；农业劳动力投入可以通过产业结构来影响农业经济增长。据此，合适的产业结构政策和人口调整政策有利于削弱“人口红利”消失给农业经济带来的损失。
农业经济增长；协整检关键词：农业劳动力投入；产业结构；
验；格兰杰因果分析中图分类号：F323文献标识码：Ａ文章编号：1005-913X（2020）03-0027-04
AgriculturalLaborInput,IndustrialStructureand
AgriculturalEconomicGrowth
—EmpiricalStudyofCointegrationModelBasedon——
NationalDataCuiHuiying，RenJiayi
（1.SchoolofEconomicsandBusinessAdministration,HeilongjiangUniversity；2.HarbinMedicalSciencesUniversity,
Harbin150080）
Abstract：Inrecentyears,withChineseeconomictransforma-tion,thepowerofagriculturalgrowthhasbeengraduallyad-justed,andtherelationshipbetweenagricultureandeconomicstructurehasalsoundergoneprofoundchanged.BasedonCo-integrationtest,vectorerrorcorrectionmodelandGrangercausalitytest,thedynamicrelationshipbetweenagriculturalla-borinput,industrialstructureandagriculturaleconomicgrowthinChinawasanalyzed.Theresultsshowthatthereisalong-termequilibriumrelationshipbetweenagriculturallaborinput,industrialstructureandagriculturaleconomicgrowth;industrialstructureadjuststheequilibriumrelationshipfaster;a-griculturallaborinputcanaffectagriculturaleconomicgrowththroughindustrialstructure.Accordingly,theappropriatein-dustrialstructurepolicyandpopulationadjustmentpolicyareconducivetoweakeningthelossofthe\"demographicdividend\"totheagriculturaleconomy.KeyWords：agriculturallaborinput;industrialstructure;agri-culturaleconomicgrowth;Co-integrationtest;Grangercausal-ityanalysis
收稿日期：2019-12-09
一、引言及文献综述
近年来，三农问题一直是党和政府工作的重中“乡村振兴”战略，并强之重。党的十九大首次提出
以农业供给侧结构调了坚持人口资源环境相均衡，
性改革为主线，促进乡村产业兴旺等关键问题。我我国国是农业大国，也是人口大国。改革开放以来，
农业农业经济取得了突飞猛进的发展。与此同时，就业人数占总就业人数的比例却在不断下降。1978到2017年该年，我国农业就业人数占比为70.5%，比例已降至17.51%。从短期来看，作为重要的产生要素，农业劳动力投入的减少会阻碍农业经济增可长。不过，从长期来看，农业劳动力投入的减少，激发产业以通过影响技术进步、资本形成等因素，结构的转型和升级，进而促进农业经济增长。可见，理解农业劳动力投入、产业结构和农业经济增长之间的动态关系，有助于把握我国农业经济增长的演变逻辑，为农业供给侧结构性改革提供理论和现实依据。
关于农业劳动力投入与农业经济增长。早在1963年，兹维·格里利克斯已经针对美国农业经济并认为应该将劳增长构建了经典的农业生产函数，
动和资本等多个因素纳入农业生产函数中。国内学（2008）者龙翠红认为我国农业劳动力投入的产生
（2012）效应整体上并不显著。杨帆和夏海勇则发的逐步呈现，我国劳现，近年来随着“刘易斯拐点”动力逐渐体现出生产要素所固有的稀缺性和边际产出价值，农业劳动力对经济增长的贡献开始凸
（2013）显。褚清华和杨云彦从农村家庭规模的角度研究发现，农业人口变化对农业经济增长有显著影
（2016）响。卢秋萍认为由于农业人口老龄化、流出人口增加等原因导致的农业劳动力投入明显下降，
在长期则可在短期内对农业生产总值有显著影响，
基金项目：黑龙江省高校基本科研业务费黑龙江大学专项资金项目(HDYJW201707)；国家社科重点项目(16AJL013)
作者简介：崔惠颖(1988-)，女，哈尔滨人，讲师，博士，硕士生导师，研究方向：经济增长、行为经济学；任珈仪(1998-)，女，哈尔
统计学。滨人，本科学生，研究方向：
27NORTHERNECONOMYANDTRADE以促进农业规模化生产、提高农业机械化水平、提高农业科技应用水平。
关于产业结构与农业经济增长。罗默（2000）指出，劳动和资本等要素投入贡献了短期的经济增长。资本、劳动和技术是在一定产业结构中组织起来的。葛新元（2000）和张冬平（2001）提出了农业产业结构变动对农业经济增长贡献的测量模型。王颜
齐和郭翔宇（2009）、胡春阳等（2011）针对区域农业经济增长进行了检验，同样发现产业结构变动促进了农业经济增长。
已有文献分别论述了农业劳动力投入和产业结构对农业经济增长的影响。不过，
更重要的是，在“人口红利”逐渐消失的背景下，如何科学认识农业劳动力投入、产业结构与农业经济增长之间的动态关系，对制定合适的人口调整政策和相关产业发展政策意义重大。为了将这三者放在一个框架内进行
系统分析，本文重点研究了农业劳动力投入、产业结构与农业经济增长的短期调整关系和长期均衡
关系，进而提出相适宜的人口和产业政策建议。
二、模型介绍与变量选取
本文基于协整关系检验、向量误差修正（VEC）模型以及格兰杰（Granger）因果检验，研究农业劳动力投入、产业结构和农业经济增长之间的动态关系。协整关系检验通常用于分析时间序列之间长期稳定的均衡关系，可以避免时间序列的非平稳性导致的伪回归现象。在协整检验的基础上，
利用向量误差修正模型反映各变量之间的短期波动关系，同时利用格兰杰因果检验分析各变量之间的因果变动关系。
模型主要涉及1978~2015年我国农业劳动力投
入（Labour）、产业结构（IS）和农业经济增长（Growth）三类指标，所有数据源于历年《中国统计年鉴》。其中，农业劳动力投入使用的是农业劳动力相对投入，即第一产业就业人数占三大产业就业总人数的比例。产业结构使用第一产业产值占三大产业总产值的比例，该指标说明了农业产值在总体经济中的
占比，反映了产业结构的变化。农业经济增长使用农、林、牧、渔业总产值。为了消除数据量纲和量级的影响，本文将农业经济增长的原始数据进行了对数化处理。
三、实证分析
（一）序列平稳性检验和协整检验
在建立经济模型之前，
首先利用ADF单位根检28验，判断各个时间序列的平稳性（表1）。
表1ADF单位根检验
水平检验结果一阶差分检验结果变量检验形式(C,T,L)ADF值P值检验形式(C,T,L)ADF值P值Labour(1,1,9)-2.9127280.1706(1,1,5)-4.2755530.0099IS(1,1,0)-2.7365660.2288(1,1,0)-5.6446940.0002Growth(1,1,9)-1.7787720.6941(1,1,9)-3.6905780.0360注：检验形式（C,T,L）中，C，T，L分别表示常数项、时
间趋势和滞后阶数。最佳滞后阶数的选择依据SIC准则。
ADF单位根检验结果显示，农业劳动力投入、产业结构和农业经济增长这三个序列的ADF值均大于在10%显著水平上的临界值，
因此不能拒绝有单位根的原假设。而一阶差分后的三个序列的ADF值均小于在5%显著水平上的临界值，拒绝有单位根的原假设，这说明农业劳动力投入、产业结构和农业经济增长都是一阶单整过程（I1），满足进一步协整分析的前提条件。
本文采用Johansen协整检验法，分析我国农业劳动力投入、产业结构与农业经济增长之间是否存在长期稳定关系。为了确定合理的协整滞后阶数，本文在无约束VAR模型下，进行了滞后项检验。鉴于样本量的限制，本文从最大滞后阶数9开始检验，根据AIC、SC等多种检验准则，确定在5%显著水平下协整检验的最优滞后阶数为2。另外，依据ADF单位根检验结果确定协整检验的形式为“序列含有线性趋势且协整方程有截距项和趋势项”。具体检验结果见表2。表2的协整检验结果显示，根据最大特征根，在5%的显著水平上，农业劳动力投入、产业结构与农业经济增长三个变量之间存在一个协整关系。
表2协整检验
模型原假设：协整方程数量特征根最大特征根5%临界值P值不存在协整关系0.52860826.3222725.823210.0430Labour至多存在1个协IS整关系0.34154914.6253019.387040.2148Growth至多存在2个协整关系0.2227858.82134712.517980.1916表3协整方程
变量GrowthLabourIS@TREND系数10.0201690.0465490.003335(0.01160)(0.01325)(0.00106)注：“（）”内为标准差。
通过该协整关系，可以得到农业劳动力投入、产业结构与农业经济增长之间存在长期均衡关系，而且它们的残差均平稳，说明协整关系是有效的，可以进一步建立向量误差修正模型。这三个变量的协整方程为：
Growth=-0.046549Labor-0.020169IS-0.003335t
（1）
具体而言，农业经济增长与农业劳动力投入是负相关的长期均衡关系，
与产业结构也是负相关的长期均衡关系。其中，产业结构对农业经济增长的长期影响效应小于农业劳动力投入对农业经济增长的长期影响效应。
根据经济学理论，农业劳动力投入的减少，在
短期内会阻碍农业经济增长。不过，长期来看，农业劳动力投入的减少有助于促使经济由劳动密集型向资本密集型的转变。本文的协整检验发现农业经济增长与农业劳动力投入之间存在负相关的长期均衡关系，正是证明了这一观点。同时，本文还发现农业经济增长与产业结构之间也存在负相关的长期均衡关系。根据克拉克定律，
经济非农产值比重的增加是一个传统经济发展的规律。若非农产值比重处于上升状态，则表示农业产值比重逐渐变小，非农业产值比重逐渐增大，产业结构不断升级。由于本文所使用的产业结构指标定义为农业产值在
总体经济中的占比，因此该指标越低，说明非农业产值比重越大，产业结构越优化，越有利于农业的经济增长。本文的实证结果与此相符。此外，产业结构的农业经济增长效应小于农业劳动力投入的农
业经济增长效应。这意味着，
从长期来看，目前我国的产业结构的优化升级不足以弥补“人口红利”消失带来的不利影响，还需要进一步完善产业结构，以积极促进农业经济的良好发展。
（二）向量误差修正模型
接下来对农业劳动力投入、
产业结构与农业经济增长建立向量误差修正模型，以分析各变量之间的短期波动关系。根据协整检验结果，
本文的向量误差修正模型的滞后阶数为2，采用含截距和趋势项的线性趋势假设，且存在一个协整关系。误差修正项的表达式与Johansen协整检验中得到的协整方程是一致的，只是在Johansen协整检验关系式中加入一个常数项，导致系数估计值可能会略有差异。协整方程估计的误差修正项vecm的表达式为：
wecm=Growtht-1-0.046549Labort-1-0.020169ISt-1-
北方经贸0.003335t+0.117735（2）
如表4所示，在估计VEC模型时得到的误差修正项的系数估计值分别为-0.781948、-1.926524和-5.859863。这意味着在农业劳动力投入和产业结构不变的情况下，农业经济增长在第t期的变化可以消除前一期大约78.19%的非均衡误差；
在产业结构和农业经济增长不变的情况下，
农业劳动力投入在第t期的变化可以消除前一期大约192.65%的非均衡误差；在农业劳动力投入和农业经济增长不变的情况下，产业结构在第t期的变化可以消除前一期大约585.98%的非均衡误差。说明这三个变量中的某一个变量在偏离其与另外两者的长期均衡水平时，
它从非均衡状态向长期均衡状态调整的速度较快。
表4VEC模型参数估计结果
变量D(Growth)D(Labor)D(IS)-0.781948-1.926524-5.859863vecm(-0.18375)(-2.33923)(-3.59875)[-4.25559][-0.82357][-1.62830]0.1616550.8491724.432554D(Growtht-1)(-0.18345)(-2.3354)(-3.59285)[0.88122][0.36361][1.23371]0.1616550.8491724.432554D(Labort-1)(-0.18345)(-2.3354)(-3.59285)[0.88122][0.36361][1.23371]0.0106970.085862-0.269316D(ISt-1)(-0.00856)(-0.10893)(-0.16759)[1.25013][0.78820][-1.60701]-0.0004840.0100120.044333C(-0.01087)(-0.13832)(-0.2128)[-0.04455][0.07238][0.20834]注：“（）”内为标准差，“[]”内为t统计值，D表示差分，下同。
（三）格兰杰因果检验
本文进一步利用格兰杰因果检验，分析农业劳动力投入、产业结构与农业经济增长之间的因果变
动关系。为了保证序列的平稳性，
本文针对三个变量的一阶差分序列进行格兰杰因果检验（表5）。结
果显示，产业结构是农业经济增长的格兰杰原因，而农业经济增长不是产业结构的格兰杰原因；农业劳动力投入是产业结构的格兰杰原因，而产业结构
不是农业劳动力投入的格兰杰原因；
农业劳动力投入不是农业经济增长的格兰杰原因，
而且农业经济增长也不是农业劳动力投入的格兰杰原因。其中，
产业结构与农业经济增长、
农业劳动力投入与产业结构具有单向的格兰杰因果关系。实证结果的现实意义包括：农业劳动力投入虽然不是农业经济增长
29NORTHERNECONOMYANDTRADE的格兰杰原因，但农业劳动力投入可以通过产业结
构来影响农业经济增长。再次证明，
不仅合理的产业结构本身可以促进农业经济增长，产业结构更可以改变其他因素对农业经济增长的影响模式。
表5格兰杰因果检验
变量原假设H0最佳滞后期数F-统计量相伴概率D(Growth)不是D(IS)的0.586440.5626D(IS)Granger原因D(Growth)D(IS)不是D(Growth)的22.740330.0807Granger原因D(Labour)不是D(IS)的3.038020.0629D(Labour)Granger原因D(IS)D(IS)不是D(Labour)的20.287880.7519Granger原因D(Labour)不是D0.340370.7142D(Growth)(Growth)的Granger原D(Labour)因D(Growth)不是D20.064260.9379(Labour)的Granger原因四、结论及对策建议
（一）
结论从长期来看，农业经济增长与农业劳动力投入是负相关的均衡关系，与产业结构（农业产值占总产值比例）也是负相关的均衡关系。其中的可能原因有两方面：一方面，虽然在短期内，农业经济增长直接取决于产生要素的多少，
即农业经济增长应与农业劳动力投入正相关，不过，从长期看，农业劳动力投入的减少有利于促使农业经济增长模式转型升级。可见我国农业经济增长模式已有一定程度的转变，可以消除农业劳动力投入减少带来的短期影响。另一方面，目前我国产业结构的优化程度还不足以弥补“人口红利”
消失带来的不利影响，产业结构还有待进一步完善。
从短期来看，相比于农业劳动力投入和农业经济增长，产业结构对长期均衡关系的修正速度更快。因此，调整产业结构可以较快地改善农业劳动力投入减少对农业经济增长的短期不利影响。我们应该充分认识产业结构转型升级的必要性和紧迫性。
从序列变动关系来看，虽然农业劳动力投入不是农业经济增长的格兰杰原因，但农业劳动力投入可以通过产业结构来影响农业经济增长，这也再次证明了产业结构的重要性。
（二）对策建议
1.转变农业经济增长模式。传统农业对劳动力投入的依赖性过高，在农业劳动力投入不断减少的30背景下，我们应该加快农区走上新型工业化道路，
不断提高现代化、信息化水平，提高农业附加值。同时，通过农业供给侧结构性改革，大力发展新型农业经营体系等新的农业生产组织形式，充分解决农业人口老龄化、人口外流造成的人少地多问题，提高农业规模经济和生产效率。
2.实施科学的人口调整政策。城镇一体化不断发展，致使农村人口大量流失，加剧了农村老龄化问题。我们应该有针对地制定、
实施科学的农业人口调整政策。同时，加大农业劳动力教育投入，提高农业人力资本的积累，减少“人口红利”消失带来的不利影响，并促进农业增长模式的转变。
3.积极促进产业结构转型升级。在以发展农业基础行业的前提下，以农产品为基础发展第一、第二、第三产业，实现产业融合，
推进产业结构调整，改变农业产业结构单一的现状，最大限度地发挥产业结构优化带来的经济增长红利。
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［责任编辑：
金永红］
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