农业产业转型的基本趋势篇1

关键词：扭转；留守农民；女多男少趋势

《中共中央国务院关于推进社会主义新农村建设的若干意见》（以下简称《意见》）强调指出：“提高农民整体素质，培养造就有文化、懂技术、会经营的新型农民，是建设社会主义新农村的迫切需要。”可见，建设新农村首当其冲的是迫切需要新农民。当前农村存在着两个反向的性别不平衡问题：①农村户籍人口性别比不平衡，即生育性别比倾向男子，呈男多女少的趋势，我国对这方面一贯比较重视，研究得较多，对策也有力。②农村劳动人口性别比例不平衡，即留守农民性别比倾向妇女，呈女多男少的趋势，有不少文章甚至称之为“农业女性化趋势”。

造成留守农民女多男少趋势的根本原因是城乡差距太大的二元结构，建设社会主义新农村以改变城乡二元结构是扭转留守农民性别比失衡的根本出路。城乡二元结构主要有三大弊端：①为支援国家工业化，农村经济通过工农产品价格“剪刀差”为城市经济“献血”，客观加大了城乡之间两种生产力的差距，城市生产力相对发达，农村生产力则相对落后；②城乡的教、科、文、体、卫等公共产品和水、电、路、桥、邮等基础设施实行两种不同的投入方式，城市几乎完全由国家财政投入，农村则在很大程度上由农民自己投入；③人口户籍管理制度使城乡居民具有两种不同的社会身份，城市人享受着创业、就业、收入、社会保障等各种优惠政策和优势资源，农民却被束缚在条件差、负担重的农村。改革开放以来，这种不公平的境遇和待遇至今没有根本改变，虽然农民可以进城创业和就业，但农民工仍然无法享有城市人的全部优惠待遇。尽管如此，农民进城毕竟可以享受到某些城市文明，更为重要的是，可以多挣一些活钱来增加家庭收入和改善家庭生活。为此，越来越多的农民、特别是男性农民进城谋生挣钱，从而导致了留守农村的农民女多男少的不平衡趋势。可见，要根本扭转留守农民性别比失衡必须从根本上改变城乡二元结构。而建设社会主义新农村最根本的目的正是为了改变城乡二元结构，逐步缩小和最终消除城乡差距，使城乡人民享有平等的发展条件、机会和权利。农村妇女是留守农民中的大多数，是建设新农村的生力军和“半边天”。各级妇联组织应在《意见》精神指导下，组织制定适应新农村建设需要的农村妇女发展纲要和目标体系，并争取将其纳入国家新农村建设的总体规划同步实施。同时，继续在全国各族各地农村妇女中深入开展学文化、学技术、比成绩、比贡献的“双学双比”活动，并进一步拓展巾帼建功立业的新领域，更加积极地引导广大农村妇女在新农村建设中再立新功。

造成留守农民女多男少趋势的直接原因是农村妇女素质偏低不易转移，千方百计提高农民妇女的综合素质是扭转留守农民性别比失衡的基础工作。由于城市科技进步的步伐加快带来产业结构的优化升级，劳动力市场的技能和素质要求越来越高，农村妇女总体素质偏低很难适应，致使过剩的妇女劳动力不易转移出去。全面提高农村妇女的综合素质，可从两方面促进新农村建设。①可以使新农村建设必要的妇女劳动力更好地撑起“半边天”大显身手以大展宏图，②可以使新农村建设过剩的妇女劳动力更加顺利地转移出去来平衡留守农民性别比。农村妇女的综合素质体现在经济、政治、文化、社会和家庭等各个方面，要引导广大农村妇女把在社会做一个好公民，在农村做一个好村民，在城市做一个好市民，在家庭做一个好婆媳作为自觉行动。在经济方面，要抓好典型引路、项目推广、技能培训、结对帮扶、跟踪服务等环节，采取田头示范、现场答疑、网络教学、专题授课、聘请顾问等形式，生动、直观、形象地培育妇女的创业、创收、创新、创优能力。在政治方面，要以学习宣传新的妇女权益保障法为重点加强对妇女普法教育，增强她们依法参政维权的意识和能力，使妇女参与国家、社会、村民事务管理及决策的程度不断提高。在文化方面，要保证女性在各级教育中的比例上升，逐步缩小两性受教育年限的差距，使农村妇女能够努力学习现代科学文化知识，提升劳务本领和竞争能力，用自己的贡献来赢得社会的尊重和欢迎。在社会方面，要通过社会主义荣辱观教育和马克思主义妇女观教育，鼓励农村妇女继承和弘扬中国妇女的优良传统，更好地遵守社会公德、践行职业道德、弘扬家庭美德。在家庭方面，落实男女平等的基本国策，倡导科学、文明、健康的现代生活方式，使农村妇女争当自尊、自信、自立、自强的新女性。只有这样，广大农村妇女才能在新农村建设的伟大实践中留守也可多作贡献，转移也可多作贡献。

造成留守农民女多男少趋势的关键原因是进城务工经商的农民男性多于女性，制定优惠政策留住和召回男女乡土能人特别是男能人是扭转留守农民性别比失衡的当务之急。由于男性农民具有前一部分所述的一系列优越条件，因而总体上男性农民的综合素质一般高于女性农民，进城务工经商的人数也必然大大超过女性农民。要力争在较短时间内扭转留守农民女多男少的趋势，当务之急的做法是留住和召回男女乡土能人特别是男能人，开拙潜力无限的“乡土能人效应”。乡土能人的共同特点是：有家乡感情，有共同乡音，有理想抱负，有文化知识，有创业精神，有实干作风；同时，他们又各具特色：有些是农业科技推广的能手，有些是多种生产经营的里手，有些是市场信息捕获的快手，有些是产品流通销售的巧手，有些是懂法参政维权的高手，有些是管理村民事物的抓手，……总之，他们是农村先进生产力和先进文化代表的一个重要部分，能在新农村建设中发挥强大的示范带头作用，往往能起到留住和召回几个能人，盘活一个村；留住和召回更多能人，振兴一个乡的巨大效应。为此，在城乡二元结构使得城市争夺能人的优势尚不可能马上改变时，要留住和召回乡土能人必须制定具有感召力的优惠政策。在市场经济条件下，最关键的就是将回报家乡的召唤和市场利益的引导有机结合起来招龙引凤。如可实施“乡土能人回归工程”，对志愿回乡创业的能人给以政策、资金、技术、农资、税收、信息等优先、优待、优惠；可建立“回乡能人项目招标制度”，对适合乡土能人的新农村建设项目优先向乡土能人招标；可设立“回乡能人奖励制度”，对回乡取得重大经济效益和社会效益的乡土能人授予荣誉称号并给予重奖；还可创立优秀能人晋级升职制度，对那些能力强、水平高、贡献大的乡土能人，优先提拔使用、优先晋级升职，优先充实到基层领导班子等等。只要各级妇联组织会同相关部门求贤若渴、政策感人，一定能够精诚所至，金石为开，留住和召回越来越多的男女乡土能人特别是男能人，尽快平衡留守农民性别比以适应新农村建设的需要。

造成留守农民女多男少趋势的管理原因是农村男女劳动力无序流动，以“就地转移”为主渠道促进农村过剩劳动力有序流动是扭转留守农民性别比失衡的有效途径。无序流动即农村男女劳动力转移任由市场选择和驱使，必要的男女乡土能人特别是男能人难以留住和召回，过剩的男女劳动力特别是女劳力难以转移输出。有序流动则是根据新农村建设的需要，加强政府对农村男女劳动力转移的宏观调控，将必要的男女乡土能人留住和召回，过剩的男女劳动力转移输出。关于将必要的男女乡土能人留住和召回的对策上面已及，要将过剩的男女劳动力有序转移输出主要有三层思路：首先应认清农村男女过剩劳动力转移的主次途径。转移途径一般有两条：一是转入乡村非农产业，使土地上的农民成为离土不离乡的非农民，被称之为“就地转移”。二是转入城市相关行业，主要在厂矿、商店、家庭从事第二、三产业或从事个体劳动，被称之为“异地转移”。城市由于劳动力本来就供过于求并且就业的门槛越来越高，所能吸纳的农村过剩劳动力十分有限，因而第一条“就地转移”途径应成为当今农村过剩劳动力特别是妇女过剩劳动力转移的主渠道。其次，各级妇联组织应争取参与制定乡村建设规划和产业政策。加快乡村建设和发展乡村非农产业，特别是发展第三产业。它可从两个方面为农村妇女过剩劳动力转移提供条件，①它可使农村妇女从繁重的家务劳动中解放出来，才有可能实现转移。②它是最能容纳劳动力的劳动密集型产业，最适宜妇女就业的特点。再次，各级妇联组织应采取切实可行的措施引导农村妇女有序流动。可建立妇女劳务输出服务所，提供城市创业渠道和劳动力市场的信息，加强对妇女劳务输出的技能和素质培训，为过剩的妇女劳动力进城镇就业牵线搭桥；可设立农村妇女城乡创业启动基金，鼓励妇女大胆走出家门，在城市和乡村开辟非农产业领域自主创业；还可建立引领农村妇女进城创业奖励制度，号召并奖励在城镇创业成功的男女乡亲引领家乡姐妹进城见缝插针地创业。

造成留守农民女多男少趋势的领导原因是相关政府部门对这一趋势重视不够，高度重视和全面调研留守农民女多男少的详情是扭转留守农民性别比失衡的前提条件。目前，相关报告、文件和资料显示，对留守农民女多男少趋势制约新农村建设的有关问题，大多还只是局限在妇联组织和专家学者的调查研究中，在政府建设新农村的大政方针中还很少见到。而在调研资料中又存在着“四多四少”的状况：①普查由户籍人口无序生育引起的农村男女性别比例失衡情况的多，普查由劳动人口无序转移引起的农村男女性别比例失衡问题的少；②从社会学意义上研究农村户籍人口男女性别比例失衡对新农村建设不良影响的多，从经济学意义上研究农村劳动人口男女性别比例失衡对新农村建设不良影响的少；③探讨农村农民男女性别地位不平等问题及其原因的多，探讨农村农民男女性别比例不平衡问题及其原因的少；④局部定性定量分析农民女多男少不平衡问题的多，全局定性定量分析农民女多男少不平衡问题的少。对此，各级妇联组织应积极呼吁相关政府部门高度重视这一问题，并协同其进行全面调研留守农民女多男少的详情，首先做到胸中有数，尔后才能有的放矢。建议全国妇联应尽早向国务院和国家统计局申请，争取全面普查或重点调查一次由农村劳动人口无序转移引起的、够得上劳动力年龄的、具有农村户籍的农民男女性别比例失衡的相关情况，包括留守农村农民和进城工作农民的性别、年龄、文化程度、政治面貌、职务职称、劳动门类、基本收入等等，并统计出各自的数量和比例，如果还能包括工作生活在农村的非农村户籍人员的同样情况就更周全了。以便供相关机构或人士从以人为本、全面协调可持续发展的科学发展观出发，全局性的而不是局部性的、实证性的而不是印象性的分析研究农民女多男少不平衡状况的分布，成因和对策，以及有关新农村建设的其它问题，更好地为新农村建设建言献策，确保社会主义新农村建设有一个良好的开局。

农业产业转型的基本趋势篇2

关键词:FDI;劳动力转移:实证分析;预测

中图分类号:F062.9文献标识码:A文章编号:1003-3890(2009)10-0010-05

外商直接投资理论即FDI理论以海默(S.Hyme，1960)的博士论文《民族企业的国际经营:FDI研究》为先导，后经过雷蒙德·弗农(R.Vernon，1966)的产品生命周期理论、Rostow的“起飞”理论、新古典增长理论的“哈罗德—多马模型”，到Ehenery和Strout(1966)的“双缺口”模型，再到以Romer、Lueas等人为代表的新增长理论，20世纪末，FDI理论又有了新的发展，这主要体现在新贸易理论代表人物保罗·克鲁格曼(Krugman，1979，1980)的规模经济理论和Melitz(2003)的新贸易理论对异质企业厂商理论分析。

而刘易斯(1954)模型和费景汗—拉尼斯(1961)模型是劳动力转移理论的扛鼎之作，这也是二元经济理论的经典理论。其核心思想是在古典一般均衡理论框架下剖析二元经济结构问题，论述了发展中国家存在现代工业部门和传统农业部门的对立，农村剩余劳动力从传统部门向先进工业部门的转移过程实质上就是经济增长的自然趋势。乔根森(Dale.W.Jorgenson，1967)认为农村剩余劳动力转移的前提条件是农业剩余。当农业剩余小于0时，不存在农村剩余劳动力转移，只有当农业剩余大于0时，才能形成农村剩余劳动力转移。托达罗(M.P.Todaro，1970)从对拉美国家20世纪六七十年代农村劳动力流动和城市就业的分析基础出发，提出了新的劳动力迁移理论。

但是，将FDI与劳动力转移理论结合起来的理论分析并不多见，笔者在借鉴国内外理论研究已有成果的基础上，通过建立FDI与中国劳动力转移{1}的实证分析模型来动态、全面、均衡地分析两者的内在联系。

一、FDI与中国劳动力转移的实证分析模型

FDI与劳动力作为要素投入，在规模效益一定时，通过增加两者的投入量可以推动产出的增长。但FDI与劳动力之间更多地表现为两者的要素配比关系，在技术一定的条件下，增加一定量的资本则必然要求增加相应的劳动力投入，也就是说FDI的增长不但可以带动劳动力转移在量上的扩张效应，而且也会实现劳动力转移的结构调整效应。

(一)FDI与中国劳动力转移的统计特征分析

笔者利用《中国统计年鉴》(1978-2008)数据，对中国改革开放以来的劳动力流动情况和FDI流入情况进行统计分析如图1、图2所示。

从图1中我们可以很明显的发现如下两个规律:第一，改革开放30年来，中国第一产业(农业)的就业比重是稳步下降的，已经由1978年的70.5%下降到了2008年的39.9%，与此同时，第二和第三产业的就业比重逐渐上升，已经由1978年的17.3%和12.2%上升至2008年的27.6%和32.5%，可见中国劳动转移的非农化趋势非常明显。第二，以1994年为界，1994年以后第二、三产业就业比重提高速度加快，这期间非农产业就业比重年均增长0.94%，高于1978-1993年的年均0.88%{2}的增长率，而且1994年第三产业就业比重首次超过第二产业。

对比FDI年流入量可以发现，仍以1994年为界，1994年以后FDI年流入量迅速增长，1994-2008年FDI流入量总计为7534.26亿美元，是1978-1993年FDI流入总量369.87亿美元的20.374倍{3}。这与以上中国劳动力流动的变化趋势是非常吻合的。可以断定的是，FDI对中国劳动力流动的非农化趋势作用十分明显。实际上，FDI在中国三次产业投资分布呈现非常明显的“非农”和工业化特征，据测算，1978-1993年，FDI对中国农业、非农产业(第二、三产业)的投资比例平均分别为2.6%和97.4%，其中工业比例为65.4%;1994-2001年，这一比例分别为2.3%和97.7%和66.9%;2002-2008年，农业的比例进一步下降至不到1.5%，非农产业比例高达98.5%，其中工业仍占据60.5%的份额(王海军，2009)。

(二)FDI与中国劳动力转移的计量经济学模型

1.数据整理。本节模型所用数据全部来自于《中国统计年鉴》(1982-2008年)。为消除异方差，所用数据均采取对数形式，记为logE1、logE2、logE3、logFDI，其分别表示第一、二、三产业就业人数以及外商直接投资的对数。

2.Granger因果关系检验。为确定FDI与中国就业结构存在因果关系且FDI是中国就业结构变化的原因，笔者采用Granger因果关系检验对logFDI与logE1、logE2、logE3分别进行检验，在5%的显著性水平下，检验结果如表1所示。

从以上分析结果可以发现，在5%的显著性水平下，logFDI均构成对logE1、logE2和logE3的Granger原因，也就是说FDI的变动是影响劳动力产业转移的一个因素，而且笔者发现logFDI与logE2的F统计值最高，达到37.49800，这说明FDI的变动与第二产业劳动力转移的因果关系最为密切。

3.协整模型的检验。在因果检验的基础上，为清晰地反映FDI与劳动力转移的因果关系强度，我们对三次产业就业分别建模，模型如下:

logE1=ω0+ω1logFDI1+ε(1)

logE2=ω0+ω2logFDI2+ε(2)

logE3=ω0+ω3logFDI3+ε(3)

由于笔得所选数据均为时间序列数据，为防止伪回归的发生，笔者对上述6个变量分别进行迪克—弗勒检验(AugmentedDickey-FullerTest)，即协整检验，以确认解释变量与被解释变量是否存在长期均衡关系检验，结果如表2所示。

以上结果表明，logFDI、logE1、logE2和logE3的一阶差分均为平稳序列，所有变量都可以进行协整回归，回归结果如下:

logE1=10.39919+0.018734logFDI1(4)

(0.034)(0.008)

t=(305.27)(2.268)

r2=0.2047F=5.148

logE2=9.01496+0.07993logFDI2(5)

(0.043)(0.0057)

t=(208.59)(13.855)

r2=0.9056F=192.0014

logE3=8.56413+0.16967logFDI3(6)

(0.164)(0.024)

t=(52.06)(6.80)

r2=0.6984F=46.3318

通过对上述三个回归方程的分析可以看出，方程(5)的拟合程度最高，各项检验都通过，说明E2与FDI2之间存在长期的均衡协整关系，即第二产业的FDI对第二产业的就业有直接的影响，FDI每增加1%，将会带动第二产业就业增长0.079%。方程(4)的拟合程度很低，其r2和F值分别只有0.2和5，因此可以断定第一产业的FDI与第一产业劳动力就业不存在长期协整关系，FDI对第一产业就没有直接影响。而从方程(6)的回归结果来看，由于其拟合程度一般，所以只能谨慎的说，FDI对第三产业就业有一定促进作用，投入第三产业的FDI每增长1%，有可能带动第三产业就业增长0.17%，但是这一就业弹性远远高于第二产业的就业弹性0.079，这说明FDI对促进第三产业吸纳劳动力就业的潜力巨大。

4.误差修正模型的检验。回归方程(4)-(6)显示了各变量之间的长期均衡关系，接下来，我们与上述三个方程相对应，分别建立对应的误差修正模型，以反映各变量间的短期均衡关系，具体结果见表3、表4、表5。

从总体上来看，三个误差修正方程中被解释变量的估计参数除方程(4)DlogE1外均通了检验，这说明在短期内，FDI与第一产业就业增长同样不存在均衡关系。而其他解释变量与模型(4)-(6)相比，其估计参数符号均没有改变，这说明即使在短期内，FDI对第二产业和第三产业就业增长仍然存在正向的影响，只不过短期内FDI对两者的就业弹性系数有所减小。

二、FDI与中国劳动力转移的趋势预测

在以上协整分析的基础上，笔者利用logFDI、logE1、logE2、logE3四个变量的自回归模型即AR模型对FDI及三次产业的劳动力转移量和结构进行趋势预测，由于以上变量已经通过了平稳性检验，故对其进行直接拟合回归，回归结果如下:

logFDI=1.21477+0.92015AR(1)(7)

logE1=-0.93783+0.76110AR(1)(8)

logE2=1.34402+0.90830AR(1)(9)

logE3=0.76993+0.611782AR(1)(10)

根据以上估计方程对FDI、E1、E2、E3计算预测值，结果如表6所示。

从预测值来看，未来3年中国FDI流入量将进一步扩大，由2008年底的923亿美元增长到2011年的1455亿美元。与此同时，中国农村剩余劳动力将进一步向城市第二、三产业转移，到2011年，农业就业人数将下降至35.81%，第二产业和第三产业就业比例将分别为30.19%和33.99%，呈现三足鼎立的态势。但是对比发现，从农业减少的就业主要还是为第二产业尤其是工业所吸纳，这从第二产业的年均就业增长率(3.74%)高于第三产业的年均就业增长率(2.09%)可以看出。

三、结论与启示

从以上实证分析中笔者可以总结出如下几个结论:第一，FDI与中国劳动力转移之间存在因果联系，FDI从整体上促进了中国劳动力转移的非农化趋势。第二，无论是从长期均衡角度还是从短期均衡角度来看，FDI对中国劳动力向第二产业尤其是工业转移具有比第三产业更为明显的推动作用，这与FDI对第二产业尤其是工业的密集投资有关。第三，从未来预测看，FDI将继续促进中国就业的非农化趋势，尤其是工业化趋势，FDI对劳动力向第三产业就业转移影响不显著。

因此，未来一段时期，我们在吸引外商直接投资、促进劳动力尤其是农村剩余劳动力转移方面应做好如下几方面工作:

1.进一步调整外商投资政策，改善FDI的行业投资结构，引导其向农业、农村和中西部地区投资。FDI在中国投资的行业和地区结构有着极端偏向性，这与外国资本的逐利性有关，也与中国的外商投资政策有关。未来政策调整的重点应当是通过税收、财政、基础设施建设、土地等优惠政策引导和吸引外商投资流向农业、农村和中西部地区等薄弱环节。

2.实现农村劳动力跨地区转移的同时，积极推进农村劳动力就地转移。农村劳动力就地转移的出路在于:一方面，必须大力调整农村产业结构，在巩固和加强农业基础地位、实现现代农业发展的同时，必须大力发展农村中的第二、三产业，尤其是进一步搞活乡镇企业和农村社会服务业;另一方面，必须加快小城镇建设，逐渐完善农村的市场经济体制，为实现现代农村经济提供物质载体。

3.加快发展服务业是实现农村剩余劳动力转移和解决就业问题的最终出路。一般经济规律表明，第一产业就业比重降低是经济发展的必然趋势，随着工业化进程的开始和加快，第二产业吸纳劳动力逐渐提高并达到峰值，而进入到工业化后期，随着服务型社会的到来，第三产业逐渐成为劳动力转移和就业的巨大蓄水池，这也成为经济发达程度的重要指标。目前，中国第一产业和第二产业就业比重仍较高，而且第二产业在结构调整、资本与技术密集型趋势下，吸纳劳动力的后劲不足。因此，发展第三产业即服务业将是中国劳动力转移和解决就业问题的重大突破口。发展第三产业的重点应当首先是具有劳动密集型的行业，比如零售、餐饮、旅游以及各种城镇小型社会服务业，其次是金融、保险、咨询等知识密集型产业，再次是农村社会服务业，如农村小型金融业、零售业、合作医疗保险机构，等等。

注释:

①本文所指的劳动力转移仅代表劳动力的异地转移，即农村(农业)剩余劳动力向城市第二产业(尤其是工业)和第三产业(服务业)的转移。

②本段数据均为作者根据《中国统计年鉴》(1978-2008)相关数据计算整理所得。

③数据来源:根据国家统计局网站一年度数据计算所得。

④C代表常数项，t代表趋势项，j代表阶数。

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责任编辑:武玲玲

责任校对:何军

FDIandChina'sLaborTransfer:EmpiricalAnalysisandForecast

WangHaijun

(EconomicInstitute，CUFE，Beijing100081，China)

农业产业转型的基本趋势篇3

1.农业经济变化特点

我国整体的经济水平呈现不断上升的趋势，但是不同的区域经济发展水平参差不齐，差距较大，从空间分布上来看，南方一些省份的农业经济在产业转型背景下有了较大水平的提高，北方的一些老工业区由于产业转型缓慢导致农业经济处于逐渐衰落的境地，同时，同一省份不同地区的农业经济发展水平也因地区差异而有所差别，我们对全国的各个省市的农业经济发展情况进行统计分析发现，在产业结构转型的背景下，很多地方的农业经济的发展显然受到了影响，农业经济不断发展的需求与农业劳动力的削减之间的矛盾不断升级，因此我们将对其不同区域的农业经济水平进行分析，总结产业转型的经验和不足，及时发现问题并进行调整。我国南方各个省份内部的农业经济水平发展也略有不同，其主要特点如下：大多数南方省份南部的的一些县、市的农业经济水平，从近些年的农业经济产值来看，逐渐处于下降趋势，而偏北的一些县、市的农业经济水平处于不断上升阶段，分析其主要原因发现，南部地区由于原本的农业基础比较殷实，发展的空间比较小，而大多数省份的北部区域原始的农业基础比较薄弱，产业转型的背景下，经过引进先进的技术和机器，农业发展水平大幅度提高，农业生产总值不断增加。同时，北方和西部地区的农业经济的情况也呈现一定的区域差异，但总体呈现上升趋势。

2.农业劳动力变化特点

对近二十年的农业劳动力数据进行分析发现，我国的农业劳动力数量整体呈现先下降，后缓慢上升的趋势。但在不同的区域，变化有所差异，农业经济水平提高的地区，农业劳动力的数量有所上升，经济水平下降的地区，农业劳动力的数量也有所下降。据了解，由于产业转型工作的开展，使得一些县、市的城市化，现代化步伐加快，工业发展迅猛，农业发展水平有所下降，使得农业劳动力向一些现代化行业领域转移；也有一些地区的农业水平不发达，技术水平比较落后，农产品带来的经济效益比较差，最终造成了大量的农业劳动力向城市进行转移；而一些地区的产业结构转型工作进行的并不顺利，经济重心需要依靠于农业，并且企业不能消化过多的农业劳动力，从而使得农业劳动力转移速度缓慢，造成了闲置现象的出现；同时，一些发达地区的农业劳动力数量也有所上升的现象，可能要归功于国家和政府对农业的支持和扶持以及先进技术的引入。

二、农业经济与农业劳动力的关系

从全国范围内来看，产业转型背景下，农业经济和农业劳动力之间主要存在着以下四种关系：

1.一些经济发达地区农业经济水平下降

农业劳动力数量也随之下降，究其原因是城市化水平加快，经济重心发生了转移，更多的就业岗位吸引了大量的农业劳动力，由于缺少动力，农业的经济效益自然有所下降，这样的区域在转型过程中，一定要对农业劳动力转移的速度进行控制，以保证城乡发展的平衡；

2.农业经济效益降低

农业劳动力数量下降，这样的区域不能自暴自弃，要根据地理的特点发展适合自己的农业类型，发展现代化农业；

3.地形条件比较有优势的地区

有可能由于农业技术水平不够先进，农业的经济效益并不理想，同时由于发展比较落后、闭塞，造成大量的农业劳动力剩余，对于这样的区域，政府部门要引进先进的农业技术，同时要为农业剩余劳动力提供就业机会，调整农村居民的收入来源，提高人民的生活水平；四，农业经济效益在先进农业技术的帮助下有了大幅度提高，农业劳动力被保留并逐年上升，对于这样的区域，一定不要贪图速度，要稳定进行产业转移，在保证农业经济收入的前提下，合理分配农业劳动力。

三、总结

农业产业转型的基本趋势篇4

1.1研究方法

1.1.1都市农业发展系统综合评价指标体系构建根据可持续发展PRED系统的内涵和北京农业发展特征，遵循科学性、实用性、综合性和可获性原则，采用频度统计、理论分析和专家咨询法构建北京都市农业发展系统综合评价指标体系．指标体系包括人口、经济、社会和资源环境4个子系统，共23项具体评价指标(表1)．由于各指标存在量纲差异，其性质有正、负2类，缺乏可比性，利用半升梯形模糊隶属度函数模型，解决各指标因量纲不同而难以汇总的问题，并采用熵技术支持下的AHP法计算各级指标权重．

1.1.2都市农业发展系统评价模型构建

1.1.3都市农业发展系统协调度评价模型选取为衡量北京都市农业可持续发展系统内部各子系统间发展的协调程度，构建协调度测度模型．目前已有的协调度评价模型主要包括比值模型、弹性模型、离差模型、贴近度模型、灰色关联模型，离差系数表示变量对其均值的相对离散程度，用系列的标准差与其均值的比值表示．本文采用离差系数基础上构建的多系统协调度评价模型:

1.2数据获取

2005年，北京市出台《关于加快发展都市型现代农业的指导意见》(京政农发［2005］66)，首次对发展都市型现代农业作出全面、系统部署．因此本文选取2004—2011年为研究期间，数据来源于2004—2011年北京市区域统计年鉴、各区县统计年鉴、农村年鉴，以及北京市第二次全国农业普查主要数据分区县汇总资料中的相关数据．

2结果与分析

根据都市农业发展系统评价模型，北京都市农业发展系统的评价结果见表2．2.1北京都市农业支撑子系统演化特征及影响因素分析

2.1.1农业劳动者素质提高是支撑人口子系统评价指数上升的根本保障人口子系统的评价结果体现了都市农业发展的单位资源人口承载水平和劳动力支撑水平．2004—2011年间，北京都市农业人口子系统评价指数由0.0212升至0.1221．如图1所示，人口子系统评价指标中，郊区人口密度多年持续增大，导致人均农业资源的占有量减小，单位农业资源的人口承载量增大，郊区生态环境负荷加重．农业劳动力占郊区总人口比重持续下降是农村城镇化和农民兼业化的结果，当前这一指标助推农业劳动生产率的提升和农业集约化、规模化水平的提高．科学技术是第一生产力，农业劳动力的科技素质提升是促进农业可持续发展的重要因素．研究期间，北京市农村劳动力受教育年限和万人科技人员数保持较好的增长势头，成为支撑人口子系统评价指数上升的重要指标．

2.1.2宏观经济变化中农村旅游和农业规模化经营成为经济子系统的薄弱环节经济子系统的评价结果体现了都市农业发展的现代化程度和产业结构的先进性．2004—2011年，北京都市农业经济子系统评价指数总体呈波动上升的变化趋势，2007—2009年间波动幅度明显(图2)．研究期间北京第一产业总产值增长1.8倍，但受当前北京经济发展趋势和产业结构调整的客观驱动影响，第一产业年均增长速度低于第二产业近3个百分点，不及第三产业增速的一半，因此农业总产值占GDP比重持续下滑，正向拉动了经济子系统评价指数．从2004—2011年整个期间看，都市农业经济子系统评价体系的正向指标基本保持增长趋势．但2007—2009年间，先是北京奥运会的连带效应，后有全球金融危机影响，加之中央政府4万亿投资计划拉动，北京农村旅游收入和农业规模化经营水平出现剧烈波动，成为影响经济子系统评价指数演化轨迹变动的重要因素．

2.1.3城乡居民收入差距是影响社会子系统评价指数的不稳定因素社会子系统的评价结果体现了都市农业发展的社会支撑和政策保障的稳定性．2004—2011年，北京都市农业社会子系统评价指数呈小幅波动上升趋势，增长下行分别出现在2005、2008、2011年，如图3所示．研究期间，北京都市农业社会子系统评价体系中城镇化水平、财政支农水平、公路密度、农村固定资产完成额等指标都保持稳步增长，市场需求、资金支持、设施保障等方面对北京都市农业发展的支撑比较稳定，是拉动社会子系统评价指数上扬的主要驱动力．受农业投入产出周期长的比较劣势制约，农业收益对农户增收的贡献率越来越低，而非农收益对增收的支撑缺乏稳定性，城乡居民收入差异系数频繁波动，导致社会子系统评价指数上升轨迹偏弱震荡．

2.1.4先进农业技术普及应用已成为强化资源环境子系统的重要手段资源环境子系统的评价结果体现了都市农业资源环境利用效率和环境友好型发展程度．2004—2011年，北京市都市农业资源环境子系统评价指数由0.0339增长到0.2729，在4个子系统中增幅最大，如图4所示．作为正向评价指标，郊区人均耕地面积受城市规模扩张挤压持续缩小，而森林覆盖率、环境保护投资占GDP比重，以及清洁能源普及率提高，成为驱动子系统评价指数上升的重要因子．负向评价指标中，单位播种面积农药施用量2004—2006年快速减少，此后基本稳定;单位播种面积化肥施用量的年际波动显著，但呈减少趋势;节水技术的应用推广使万元GDP农业用水量持续减少．3个指标在子系统评价中均发挥了拉升作用．7个评价指标中，农药施用强度、化肥施用强度、清洁能源普及率、农业用水效率4个指标属于农业科技应用范畴，在资源环境本底难以重塑的前提下，先进农业技术的普及应用已成为强化资源环境子系统的重要手段。

2.2北京都市农业发展系统综合评价指数变化与空间分异

2.2.1综合评价指数的变化轨迹集成各支撑子系统的评价结果，计算出北京都市农业发展系统综合评价指数(图5)．研究期间综合指数变化呈稳步上升趋势，显现出北京市农业发展在支撑子系统全面强化的背景下取得长足进步．利用年度综合指数同比计算波动速率显示，2006、2007以及2009年是北京都市农业综合指数的高速上升期，其他4个年度是平稳上升期．

2.2.2综合评价指数变化的县域分异北京主城区8区2县是市域内农业生产条件较好，以优质、高效、集约、精致为特点的都市农业发展重点地区．2011年农林牧副渔产值占北京市域比重达到96.8%．对比8区2县农业发展系统综合评价指数变化发现(图6)，2004年，综合评价排名前3位的是房山、昌平、大兴，末3位是顺义、平谷、密云;到2011年，大兴、顺义、通州3区的评价排名跃居前3，末3位集中在东北部山区．因此评价期间北京都市农业发展的空间分异态势可以初步总结为平原地带优于山区地带、北部山区优于西部山区．

2.3北京都市农业发展系统协调度变化和发展模式转变利用协调度评价模型，衡量北京都市农业支撑子系统的协调程度发现，2004—2011年人口－社会－经济－资源环境子系统评价指数均保持增长趋势，协调度逐步优化(表3)．但由于4个子系统的评价指数增长轨迹和增速不同，支撑北京都市农业发展的主导子系统已经衍变．如图7所示，2004—2007年间，经济子系统是支撑北京都市农业发展的主导子系统，宏观经济环境变化对北京都市农业的影响力越来越大．同时随着农业劳动者素质提升，人口子系统逐步成为支撑农业可持续发展的有生力量，并加上支农、惠农政策和投资力度加大，社会子系统和人口子系统成为重要辅助力量．2008年前后，北京都市农业发展体系的最大差异在于资源环境子系统的地位．截止到2007年，资源环境子系统是4个支撑子系统中最薄弱的环节;2008年以后，资源环境子系统的能量加快释放，支撑强度先后超过人口、社会以及经济子系统;到2011年，资源环境子系统已成为支撑北京都市农业发展的主导系统．

3讨论

在北京经济社会加速发展中，农产品需求加速增长，并趋于多样化，为都市农业发展提供了稳固的市场需求．虽然从生产规模上看，北京农业并不占优，但其现代化程度和产业结构先进性是其他产区难以比拟的，因此，长期以来农业生产经营的专业化、标准化、集约化、科技化是北京农业的最大优势．在北京都市农业快速发展中，人口－社会子系统的支撑强化趋于停滞状态不容忽视．人口子系统的发展停滞主要源于农业劳动力流失，社会子系统的发展停滞主要源于城乡收入差距，后者是诱发前者的重要因素之一．从发达国家的发展实践看，农业劳动力绝对数量和相对比重的减少势必引发农业劳动力不足和后继无人，是北京都市农业实现可持续发展的重大隐患．由于与其他城市产业竞争中农业在土地和资金利用效率上的明显劣势，以及北京地区资源环境压力加大，一味追求生产功能和经济效益的“工业式”都市农业发展模式遇到瓶颈，2008年前后综合评价指数的向上钝化就是较好验证．在此背景下，以北京奥运为契机，依托首都科技智力资源优势，加之政策扶持和引导，产业链各环节的资源节约化和环境友好化使北京农业发展重焕生机，发展模式逐步实现了由经济子系统主导向资源环境－经济系统“双翼”驱动转变．发展模式转变是北京都市农业综合竞争力提升的重要表现，顺应国内外市场需求变化形势，符合科学发展的必然趋势．进入21世纪的前10年，北京市的耕地面积和农业用水量减少1/3．随着未来人口膨胀和产业发展，水土资源短缺和污染加剧的趋势难以扭转，都市农业发展面临的资源环境压力将不断加大．在此背景下，依托机械化和化学化，追求高产出和高效率，传统意义上的农业现代化不可持续．因此无论是瞄准都市农业自身可持续发展，还是从北京城市发展的长远大计出发，北京都市农业发展应该在生态文明的视角下，基于农业生态系统自身的特点和规律，通过技术创新和管理创新，达到循环利用物质、提高能量固定率和资源利用率、减少农药等有毒物质输入的目的，最终构建人与自然和谐统一的、可持续的“生态型”都市农业体系［23］．

4结论

农业产业转型的基本趋势篇5

经济波动是商业周期理论研究的主题。商业周期(Businesscycle)经典性的定义是由美国国民经济研究局创始人Burns和Mitchell(1946)作出的:“商业周期是指在主要按商业企业组织活动的国家的总体经济活动中看到的一种波动:一个由许多经济活动几乎同时扩张,随之而来类似的普遍衰退、收缩以及与下一个周期的扩张阶段相连的复苏所组成。这种周期性变化的顺序反复出现,但并不确定发生的时间。”这种表述意味着商业周期波动中存在着经济变量时间序列中数据的协动性(comovement),即各种经济活动一起上升和下降,表现在宏观经济统计数据中的各种产出等经济变量的同步变动。像Mitchell所描述的那样,Keynes(1936)则对商业周期中的另一种现象进行了研究,即商业周期波动的差异性(非对称性)。更近的研究用一些数学工具和时间序列数据对协动性和差异性进行了较为精细的分析。Stock和Watson(1989,1991,1993,1999)的一系列论文中估计了一个线性动态因素模型,发现了不同宏观经济之间的协动关系。他们使用几个宏观经济变量时间序列数据,抽象出一个简单的不能观察到的变量,并把这一变量同美国商业局的合成指数比较,发现了两者之间惊人的相似,尤其是在商业周期的时间轨迹上。JamesHamilton(1989)使用单变量的非线性模型来解释差异性(非对称性),发现美国GNP增长率趋势函数可用一阶Markdv过程在两种不同状态之间的转换来表示,这两种状态反映了商业周期的动态,一种状态是正向的经济增长,另一种状态是负向的经济衰退。Diebold和Rudebusch(1994)研究突出了协动性和差异性(非对称性)是商业周期的重要特征。尽管随后的学者进行了相关问题的更多研究,但是,目前他们的研究主要集中在第二、三产业领域,特别是在第二产业上。其主要原因是第二、三产业在国民经济中的比重大于第一产业,第一产业即农业对整个国民经济波动的影响力相对较小。对于现代工业国家或发展中国家的工业等省份尽管如此,但是对于农业大国,特别是农业大省来说情况并不完全是这样。为此,本文将以湖南为例,从经济周期波动的协动性和差异性特征考察农业大省农业经济波动与国民经济波动之间的关系,研究农业大省国民经济运行中农业经济增长的波动特征及其一般规律,以便为农业大省国民经济的增长更好地发挥农业经济的基础性作用,以及实施农业大省转化为经济强省战略提供参考。

二测定方法及指标

从经济变量的时间序列值分析,经济波动特征表现为两种状态:短期特征与长期特征。短期特征主要是指每一个经济周期的波动状态;长期特征是指超越短期,两个或两个以上经济周期的波动态势。(一)长期波动测定分析迄今可用于经济波动长期特征的测定方法或模型很多,主要有:萨缪尔森乘数———加速数动态模型、卡尔多非线性动态增长模型、希克斯非线性乘数———加速数动态模型、斯卢茨基和卡莱茨基的随机经济周期模型、混沌理论模型、实际经济周期模型等。这些不同的模型来自于不同的经济思想和经济理论,其测定结果是有差别的,我们在本文中选择了萨缪尔森线性乘数———加速数动态模型。这是一个带有动态时滞结构的模型。其中,投资函数是一个二阶差分方程。乘数基于边际消费倾向,加速数基于特定时期的生产技术水平。这个模型的特点是:当有一个初始的外生扰动时,在不同的参数域下,动态系统可以产生增幅的发散振荡、减幅的衰减振荡和等幅的周期振荡。这就是说,在特定的参数域内,经济体系将呈现持续性的波动趋势。(二)短期波动测定分析从发展和演变的动态过程来看,经济周期一般可划分为古典周期和现代周期两大类。古典周期是指经济的主要指标表现为绝对下降,即负增长趋势。现代周期主要表现为增长周期,是指经济的主要指标表现为绝对上升,即正增长趋势。对于增长周期可以按两种方法进行考察,其一是阶梯周期分析方法,其二是离差周期分析方法。阶梯周期是指经济增长速度的周期波动,是最基本意义上的增长周期。在处理方法上,它是把各经济活动水平指标的各期数值同前一期或前若干期的指标数值进行对比所得到的速度指标在时间上的波动来描述增长周期波动。离差周期是指各经济活动水平指标的数值对其特征值的相对偏离程度在时间上的周期波动。在指标的处理方法上,它要求首先消除序列的季节波动,然后求出序列在各期的特征值,最后求出其相对数,并对所得相对数进行平滑处理。两种方法的研究,其结果是有差别的。本文采用阶梯周期分析方法,引进以下参数:波动幅度、波动系数、波动高度、波动深度、平均位势、扩张长度、收缩长度。其中波动幅度即振幅,是指每个周期内经济增长率上下波动的离差,它是反映经济增长稳定性的一个重要指数,振幅越大,说明经济增长越不稳定,其分析方法是计算每个周期内经济增长率波峰与波谷的落差即振幅等于波峰的经济增长率减去波谷的经济增长率。波动系数是指国民经济实际增长率围绕长期趋势上下波动的量值,它是衡量周期波动幅度对历史增长趋势偏离程度的标准化指标,波动系数的绝对值越大,说明实际经济增长率偏离长期趋势的程度越大,经济增长越不稳定,反之,经济增长相对稳定。其计算分式为:,其中,式中!为波动系数,y为实际经济增长率,y为y的算术平均值,"为标准差,n为实际值的样本数。波动高度即峰位,是指每个周期内波峰的经济增长率,它表明每个周期经济扩张的强度。波动深度即波谷,是指每个周期内波谷的经济增长率,它表明每个周期经济收缩的力度。平均位势即波位,是指每个周期内各年度平均的经济增长率,表明每个周期经济增长的总体水平,其计算公式为平均位势,其中xn为报告期实际增长率,x0为基期实际增长率,n为报告期距基期的年数。扩张(或收缩)年度是指每个周期内扩张(收缩)期的时间长度,它从另一个角度反映了经济增长的稳定性和持续性。本研究使用农业总产值增长率和GDP增长率等统计指标。

三湖南农业经济波动测定分析

(一)湖南农业经济长期波动测定分析

所谓长期本文指的是改革开放前后两个时期,即1955年至1976年为第一个长期,从1977年至2003年为第二个长期。根据萨缪尔森的经济波动理论,引进萨缪尔森乘数———加速数动态模型。1)为产品市场的均衡公式,即收入恒等式,为了方便,也不失一般性,假定政府购买为外生变量。(2)为简单的消费函数,它表明,本期消费是上一期收入的线性函数,其中b表示边际消费倾向。对于第一个长期,根据湖南统计年鉴,1955年全省农村总消费为21.74亿元,全省农业总产出为25.83亿元,而76年全省农村总消费为46.54亿元,全省农业总产出为76.44亿元,因此,b=Vc/Vy=(46.54-21.74)/(76.44-25.83)=0.49,说明湖南在第一长期内的农村消费比重偏小,亦即国民收入中消费小于积累。而对湖南第二个长期,根据湖南统计年鉴1977年全省农村总消费为52.11亿元,全省农业总产出为77.59亿元,而2003年全省农村总消费为1067.23亿元,全省农业总产出为1425.44亿元,因此,b=Vc/Vy=(1067.23-52.11)/1425.44-77.59)=0.75,说明湖南在第二个长期的农村消费比重偏大,亦即国民收入中消费大于积累。(3)按加速原理依赖于本期和前期消费的改变量,其中V为加速数。在第一个长期,根据湖南统计年鉴1955年全省农村总投资为0.75亿元,而1976年全省农村总投资为6.53亿元,因而,v=VI/VY=(6.53-0.75)/76.44-25.83)=0.11。而第二个长期,根据湖南统计年鉴,1977年全省农村总投资为7.59亿元,2003年全省农村总投资为355.06亿元,因而,v=VI/VY=(355.06-7.59)/1425.44-77.59)=0.26。虽然改革开放后农业经济增长中的加速数要大于改革开放前农业经济增长中的加速数,但是,这两个系数均小于1,说明湖南农业收入的增长用于农村净投资的比例偏小,更多的农业收入被用于其它产业,说明农业大省的农业起着支撑其它产业发展的作用。(7)与(11)分别代表着湖南农业在第一个长期与第二个长期经济增长的总体特征。说明湖南农业经济在改革开放前后两个时期内呈现出单调递增并趋向于每一个时期的均衡值,表明湖南农业在改革开放前后两个时期主要由于其农业生产制度的重大变革使得其经济的“增长力”迅速增强,初始呈现出爆发性增长状态,但随后随着该制度的逐步完善,其经济的增长率又逐步趋弱,因而其“稳定性”逐步增强。说明制度创新在经济增长中发挥着重要的作用。

(二)湖南农业经济短期波动测定分析

首先根据经济增长速度的高低,持续时间的长短,扩张和收缩的转变点等特征,我们对湖南自1955年至2003年①农业即农业总产值增长率进行描述,从而得到湖南农业经济增长变化的路径,即农业经济波动的基本轨迹。我们按照一个标准的经济周期包括两个时期(收缩与扩张时期),四个阶段(衰退、萧条、复苏和繁荣四个阶段)和两个转折点(经济由繁荣阶段转入衰退阶段的关键点和经济走出萧条阶段开始复苏的关键点)的基本原则,将湖南农业1955年至2003年的49年间经济波动大致划分成9轮周期,如表1。以下根据表1采用阶梯周期分析方法,引进相关参数定量分析湖南农业经济增长过程中9轮周期的增长率波动状态。湖南农业经济周期性波动存在以下特征:第一,湖南农业9轮周期平均波动幅度为21.91个百分点,波动系数为1.05,总体呈现为强幅型,它表明每个周期内经济增长高低起伏剧烈,其经济增长处于极不稳定状态,说明农业大省农业经济运行随机因素的影响很大。第二,湖南农业9轮周期波动高度平均值为22.09,总体呈现为高峰型,说明每个周期经济扩张能力强盛,尤其是改革开放以来的前4轮周期更为显著。第三,从波动深度来看,湖南农业所经历的9轮周期,其中前3轮均为古典型,表明其经济活动的绝对水平有规律地出现上升和下降的交替和循环,从第4轮开始,除了第8轮外开始转向增长型周期,表明其经济活动的相对水平有规律地出现上升与下降的交替和循环。其中第8轮周期表现为古典型的主要原因由于自然环境的影响,1998年、1999年湖南连续发生特大洪灾。第四,波动的平均位势由中位型转向高位型,改革前的4轮周期(1955—1976年)农业增长率年递增平均值为6.28%,改革后的5轮周期(1977—2003年)农业增长率年递增平均值为11.24%,比改革前上升了4.96个百分点。这表明,湖南农业在克服“大起大落”中总体增长水平有了显著提高。第五,波动的扩张长度平均值为2.22年,而收缩年度的平均值为3.33年,扩张长度与收缩长度之比为0.67总体呈现短扩张型,表明农业经济扩张的持续性较弱,稳定性较差。

四湖南国民经济波动测定分析

(一)湖南国民经济长期波动测定分析

首先对湖南城乡社会边际消费倾向和加速数作实证分析,根据湖南统计年鉴,1955年全省总消费为26.74亿元,总投资为3.37亿元,总产出为49.24亿元,而1976年全省总消费为67.65亿元,总投资为16.84亿元,总产出为233.23亿元,因此,这一时期的边际消费倾向b=Vc/Vy=(67.65-26.74)/(233.23-49.24)=0.22,而其加速数v=VI/VY=(16.84-3.37)/(233.23-49.24)=0.22。由于1977年全省总消费为77.66亿元,总投资为15.46亿元,总产出为256.75亿元,而2003年全省总消费为2886.03亿元,总投资为1557.00亿元,总产出为11604.82亿元,因此,这一时期的边际消费倾向b=Vc/Vy=(2886.03-77.66)/(116.4.82-256.72)=0.25,而其加速数v=VI/VY=(1557.00-15.46)/(11604.82-256.72)=0.14根据萨缪尔森的经济波动理论和上述同样的分析方法得到的结论是:湖南国民经济的增长在改革开放前后两个时期内总体均呈现出衰减振动并趋向于每一个时期的均衡值的特征,表明湖南的国民经济在不稳定性增长中逐步走向稳定。

(二)湖南国民经济短期波动测定分析

首先,采取上述相关问题同样的研究理论和方法,我们分别得到湖南1955年至2003年国民经济增长变化的路径即国民经济波动的基本轨迹,如图2,和湖南国民经济从1955年至2003年波动的9轮周期,如表3。以下根据阶梯周期分析方法进行分析,其结果由表4给出。对表4作进一步分析,湖南国民经济周期性波动平均波动幅度为20.02个百分点,波动系数平均为0.84个百分点,总体呈现为强幅型;波动高度平均值为22.65个百分点,总体呈现为高峰型;从波动深度来看,其9轮周期中改革开放前基本属于古典型,改革开放后的5轮周期均属于增长型;波动的平均位势均处于高位型;波动的扩张长度与收缩长度之比为0.89,总体呈现短扩张型。

五湖南农业经济波动与国民经济波动的关系

(一)湖南农业经济波动与国民经济波动的协动性

第一,从长期来看,湖南农业经济波动与国民经济波动具有相同的发展趋势,即均从制度变革的始初的爆发性增长逐步趋向稳定性增长,呈现出增长力趋弱,稳定性增强的状态。其主要原因是由于影响经济增长的两个最重要的因素即边际消费倾向和加速数,特别是加速数偏小的制约,使得农业经济与国民经济的增长的潜力不足。说明农业大省经济增长严重受到投资不足的影响。此外,这两者的相关度我们还可以根据表1和表3的数据建立国民经济增长率(Y)与农业经济增长率(X)之间的线性关系Y=a+bX模型进行分析,建国以来,湖南农业经济波动与国民经济波动的同步相关性十分显著,通过计算并检验。两者的相关系数为0.55,说明农业大省农业经济波动对国民经济波动的同步影响十分明显。其主要原因是由于农业大省长期以来农业经济在国民经济的组成成分中所占的比重较大,而且即使第二、三产业的增长降低了农业在国民经济中的比重成分,但是,由于其中的第二、三产业的增长对农业的依存度较高,农业经济的波动一方面直接冲击着增长中的国民经济,同时通过农业经济对第二、三产业经济的直接冲击而又一次间接冲击着增长中的国民经济。第二,从短期来看,两者的周期性波动非常明显,两者的波动周期基本同步,尤其改革开放以来,即1977年以来其波动周期完全一致。两者的波动高度非常接近,两者都是由古典型周期转向增长型周期的发展过程。两者的波动幅度都存在改革开放后比改革开放前有所减缓的趋势,而且这种趋势在随后表现得越来越明显。说明各种因素对农业经济波动和国民经济波动的影响程度有所降低,农业大省的经济运行逐步走向平稳状态。其原因主要是由于市场机制的逐步完善和政府政策及其调控的有效性不断增强,以及依靠科技力量而克服自然因素的负面冲击的能力不断提升,使得各种影响农业经济波动和第二、三产业经济波动的因素逐步走向趋同,从而引致农业经济和国民经济从初始的不稳定状态逐步趋向稳定状态。

(二)湖南农业经济波动与国民经济波动的差异性

第一,从长期来看,虽然湖南农业经济波动与国民经济波动具有相同的发展趋势,但从其波动过程来看,存在着不同的特征。农业经济总体上表现出长期较稳定增长的状态,而国民经济总体上表现出长期较不稳定增长的状态。这种特征主要是受到了国民经济的其它构成成分,即第二、三产业经济不断增长的冲击。第二,从短期来看,农业经济的绝对波动幅度和相对波动幅度(即波动系数)均比整个国民经济的对应值高,说明农业大省农业经济增长的稳定性明显低于国民经济增长的稳定性,一方面表明农业大省的农业经济增长率除了同样受到制度或政策以及科技进步的影响外,同时更重要的是受到来自气候条件等自然因素的冲击,导致农业经济的波动性高于国民经济的波动性。另一方面表明农业大省国民经济的其它构成成份,主要是指第二,三产业的增长起到了平缓或者说烫平国民经济周期性波动幅度的积极作用。此外,农业经济的平均位势为9.35个百分点,较整个国民经济的平均位势11.65个百分点低2.3个百分点,说明农业大省农业经济在国民经济中的比重有逐步下降的趋势,国民经济在克服主要由于农业经济引致的“大起大落”中总体增长水平有明显提高的趋势。

六结论

湖南作为农业大省,对农业问题十分重视,始终强调必须稳定农业在国民经济中的基础地位。然而,建国以来,农业基础地位的脆弱性却没有得到彻底改观,很长一段时间内,农业经济的波动对国民经济的整体波动起到了引致和助推作用。虽然随着农业经济在国民经济中的比重不断下降,这种引致和助推作用有所减弱,但对于一个农业大省来说,这种影响依然存在,并将持续较长的时间。因此,我们认为:

1.建立系统的国民经济运行监测预警体系,加强对国民经济波动状态的预测,及时了解和准确掌握影响国民经济波动的各种内外因素,特别是各时期经济运行中的消费、投资、价格、货币及其外贸等影响经济波动的内生因素的变化规律及其内在联系。加强农业大省经济增长中的长期波动趋势与短期波动趋势的分析和研究,利用经济波动不同阶段的特点,顺应经济波动规律制定相应的对策,积极有效地实施对经济波动趋势的调控,防止由于各种因素的随机变化而产生的对农业大省整个国民经济的冲击。

2.继续重视和加强农业的基础地位。农业稳定是农业大省整个国民经济稳定的基础,农业的增长制约着第二、第三产业的增长。随着经济的发展和城市化进程的加快,第一产业比重的下降是必然的,但这种趋势是相对的,有条件的,必须以农业生产率的提高为前提。因此,加强农业基础设施建设,提高防御自然灾害的能力;改善农业生产条件,提高农业的现代化水平;充分有效的调动农民的生产积极性,调整产业结构,提高农业生产效益;以确保农业经济的持续稳定增长。

农业产业转型的基本趋势篇6

关键词：农业合作经济组织组织体系组织发展

一、农业合作经济组织的涵义

农业合作经济组织是以家庭经营为主的农业生产者为维护和改善各自的生产乃至生活条件，在自愿互助和平等互利基础上，联合从事特定经济活动所组成的经济实体或组织。如各类农业协会和为农业服务的各种合作社。

农业合作经济组织的参加者是相对独立的商品生产者，其产权和利益明确，没有行政色彩，在合作组织中可以获得最大、最直接的经济利益，享受各种优惠服务。合作的形式灵活多样，规模可大可小，自筹资金，自负盈亏，自主管理，自我服务，效率优先，兼顾公平。按照经济活动的内容，农业合作可分为生产合作、流通合作、信任合作和农工商一体化合作。

农业合作经济组织的基本原则包括：自愿互利，民主管理，资本报酬适度，盈余返还，合作教育。农业合作经济组织具有如下作用：1有利于提高农民生产组织化程度；2有利于完善市场主体，促进农业生产结构由原始产品的销售向加工型转变，促进农产品结构由数量型向质量型转变；3有利于促进产业化经营水平；4有利于增加农民收入和产业结构的调整，调整农村劳动力就业结构。

二、农业合作经济组织在我国的发展

改革前，我国实行农业合作化，这种公有化程度很高、单一化、靠国家行政手段来维持和巩固的集体合作经济组织，与民主、自愿、互利的农村合作经济组织原则相违背，其结果是大大挫伤了农民生产积极性，使农业经济效益一直低下。改革开放以后，实行了家庭联产承包责任制，大大激活了农民生产积极性，农业生产得到了很大的发展。但是，随着改革开放的深入，小规模农业家庭经济在市场经济条件下面临许多困难，诸如产品销售不畅、交易费高、信息不灵、难以实现生产发展所需的必要融资等。市场经济的发展呼唤着一个能够真正代表农民自己利益的组织。

到了20世纪90年代，农村经济体制改革不断深化，农业市场化程度不断提高，我国农村经济组织形式也发生了变化，新型的农村经济合作组织顺应而生，如农村合作制、股份合作制、个体私营经济。它们为农民提供了产前、产中和产后服务，有效地克服家庭经营的局限性，把家庭经营的优势与合作经营的优势有效结合起来。这些经济组织从无到有，从小到大，迅速发展。

为了加快我国农村合作经济组织的发展，2002年第九届全国人民代表大会常务委员会第31次会议通过了修订后的农业法。新农业法确立了农民专业合作经济组织、农业企业和其他从事农业生产经营组织的合法地位，使农业合作经济的经营活动有了法律保障。新农业法规定，国家鼓励农民在家庭承包经营的基础上自愿组成各类专业合作经济组织。农民专业合作经济组织应当依法在其章程规定的范围内开展农业生产经营和服务活动。新农业法中还规定，农民和农业生产经营组织可以自愿按照民主管理、按劳分配和按股分红相结合的原则，以资金、技术、实物等人股，依法兴办各类企业。农民和农业生产经营组织，可以按照法律、行政法规成立各种农产品行业协会，为成员提供生产、营销信息、技术、培训等服务，发挥协调和自律作用，提出农产品贸易救济措施的申请，维护成员和行业利益。新农业法不仅为我国农村合作经济组织的发展提供了法律保障，而且也从原则上、政策上加以引导和扶持，促进农业合作经济组织的发展。

三、中外农业合作经济组织体系的发展趋势

(一)二战以来，随着农产品国际市场竞争的加剧，各国农民合作社出现了横向合并、纵向一体化和企业公司化的发展趋势

美国的农协发展趋势。20世纪80年代以来，美国出现一种“新一代农民合作社”，成为农民合作社公司化的典型。其组织原则与传统的合作原则有很大区别，主要特征是以“比例原则”取代了“平等原则”。合作社公司化是当前世界各发达国家农民合作社发展的一个潮流。合作社公司化的意义在于把合作社建成一种特殊的公司，一种由农民自己拥有并控制，为农民自己服务的公司。这种形式的公司比传统的合作社对农民更具有吸引力，比纯营利性公司能更好地为农民服务和维护农民利益。因此，这种新型农民合作社有可能逐步超越其他农业经营形式，成为今后农业一体化经营组织的主要发展方向。

日本农协的发展趋势主要表现在：1合并。为了增强基层农协的竞争力，1997年10月日本农协全会通过决议，加快基层农协的合并进度，农协数量从1992年的3073个减少到2000年的1411个。2改组。农协改组的主要方向是减少中间环节，改基层――县――中央的三段组织体系为基层――中央的二段组织体系。3引入企业化经营机制。例如实行常务理事会负责制，聘任企业家担任常务理事，负责农协日常经营业务，同时加强经营管理委员会的监督功能，以保障农协经营不致违背农民团体和合作经济组织的基本原则。4调整修改《农协法》。如现行《农协法》规定农协会员必须是持有农地的居民，而农协理事则必须在从事农业活动的农户中选任。为使农协引入企业化经营机制，非农户的企业家也能被聘任为常务理事，这需要对《农协法》进行修改。其它诸如组织系统体系由三段体系整合为二段体系，以及加强经营管理委员会的监督功能等，也需要从法律上做出新的规范。

澳大利亚农民联合会的发展趋势。近年来，澳大利亚农民联合会面临的最大问题是成员减少和活动经费不足。由于澳大利亚政府对农业减少保护、鼓励自由竞争，农民从联邦和州政府政策倾斜中能获得的利益日趋减少，因而不少生产者认为农民组织的作用在不断减弱，由此造成一些农民组织成员的减少，其结果是会费减少，而它又是组织经费的主要来源。农民组织如何能利用有限的经费发挥最大的作用是澳大利亚农民联合会领导人面临和思考的主要问题。澳大利亚国内有人认为，面对新形势，农民组织应进一步转变职能，从具有政治地位的游说团体转变为游说和商业相结合的团体，开展收费服务和培训等业务，保证组织的经费来源和正常的运行。

(二)纵观国外农业合作经济组织体系的发展趋势，结合我国微观农业经济合作组织以及政治、经济等方面的现实情况，我国农业产销合作经济组织体系的发展趋势将是，在初始阶段，随着政府支持力度的加大，微观农业经济合作组织实行企业化经营，其自身规模及资金实力的增强，农业产销合作经济组织体系将会大力发展

同时，各级农业产销合作经济组织会积极向同级的信用合作组织参股，成为各级合作银行的主要股东。从长期来看，随着我国市场经济体制的不断完善，农业经济合作组织体系中各级组织也会出现合并、改组等趋势。合并主要是按照农产品交易的特点，小规模的农业经济合作组织由于受到资金、技术及其它方面的限制，必然要求联合，这

样一些跨地区的组织可能出现，从而形成规模，实现规模效益。改组是指随着社会经济条件的变化，农业产销合作经济组织体系中各级组织将会逐步减少，主要表现为地区级的合作组织将会出现较大的合并，以减少组织体系运行成本。

四、发展农业合作经济组织的措施

农业合作经济组织是农业产业化经营的理想模式，是增加农民收入的关键，所以要扶持和促进农业合作经济组织发展，并要采取一些有效的措施。

(一)坚持三项原则

一是坚持尊重农民意愿的原则。农民合作经济组织以农民为主体，农民自愿参加，入退自由。政府不搞强迫命令，始终尊重农民家庭承包经营自。二是坚持“民办、民管、民受益”原则。各级政府不直接参与合作经济组织的经营管理，主要是制定优惠扶持政策，帮助农村合作经济组织发展。引导合作经济组织建章立制，明确合作组织与农民的权利义务关系，明晰产权，做到成员间利益共享，风险共担；引导合作经济组织内部建立民主管理机制，确保成员利益和组织发展；引导农民采取多种多样的合作形式，实行开放经营，增强合作组织的市场竞争力，提高合作组织的服务能力，增加农民收入。三是坚持先发展、后规范的原则。农民合作经济组织是改革开放中发展起来的新型合作经济组织，各级政府坚持鼓励农民专业合作经济组织先发展起来，然后对具有一定规模、一定条件的合作组织，引导其建章立制，对专业合作经济组织进行法人登记，依法开展生产经营活动。

(二)加强宣传教育工作

由于历史因素的影响，人们一提到合作社、农业协会等农业合作经济组织就想到“”“大集体”，认为现在是市场经济，合作经济早就过时了。因此，要在农村大力宣传合作的必要性，强化农民的合作意识和合作社思想，鼓励农民为保护自己的利益重新组织起来。此外，我国农民的文化素质和管理能力存在一些局限，对新型的合作经济组织这个新事物的接受可能存在一些质疑，为推动农业合作经济组织的健康迅速发展，有必要开展合作经济组织的教育培训工作，培养出一批既懂管理又有技术的干部和能人。搞好典型示范，逐渐普及合作经济组织理论和管理知识。

(三)制定扶持农业合作经济组织发展的优惠政策

当前我国农业合作经济组织正处于发展的初期，它的发展壮大需要国家和地方政府在财政、信贷和税收方面给予优惠政策。政府要转变职能，创造良好的政策和环境条件，做好农业合作经济组织的各项服务工作，营造一个有利于农业合作经济组织顺利发展的外部环境。

(四)充分发挥自然村、乡镇等基层组织的地缘优势