農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出關(guān)系的門檻效應(yīng)研究——以新疆地區(qū)農(nóng)牧民人均純收入為門限變量的實(shí)證分析*

?

農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出關(guān)系的門檻效應(yīng)研究——以新疆地區(qū)農(nóng)牧民人均純收入為門限變量的實(shí)證分析*

陳治國(guó)a，李紅a，劉向暉b

(新疆農(nóng)業(yè)大學(xué) a.經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院;b.管理學(xué)院，烏魯木齊 830052)

摘要：基于門檻效應(yīng)估計(jì)模型，采取Hansen提出的門限回歸法，利用2004—2013年新疆14地州市的面板數(shù)據(jù)，以農(nóng)牧民年人均純收入作為門限變量，實(shí)證分析農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出關(guān)系的門檻效應(yīng)。結(jié)果表明，農(nóng)牧民人均純收入對(duì)新疆農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出彈性有顯著影響，并具有顯著的門檻效應(yīng)：當(dāng)農(nóng)牧民年人均純收入跨過8 050元門限值時(shí)，農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)用電量、有效灌溉面積的產(chǎn)出彈性明顯增加；當(dāng)農(nóng)牧民年人均純收入跨過9 650元門限值時(shí)，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力的產(chǎn)出彈性明顯增加?？梢?，農(nóng)牧民人均純收入的提升有利于增加新疆農(nóng)業(yè)的產(chǎn)出，而南疆地區(qū)農(nóng)牧民人均純收入離門限值有一定距離，抑制了其農(nóng)業(yè)產(chǎn)出彈性的提升。因此，應(yīng)努力提升新疆農(nóng)牧民的收入水平，并重點(diǎn)扶持南疆地區(qū)。

關(guān)鍵詞：人均純收入；農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素；投入產(chǎn)出彈性；門檻效應(yīng)；農(nóng)民增收；農(nóng)業(yè)資源配置；現(xiàn)代農(nóng)民；農(nóng)業(yè)投入；農(nóng)業(yè)產(chǎn)出

一、引言

近年來(lái)，我國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平明顯提升，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)得到飛速發(fā)展。隨著國(guó)內(nèi)外環(huán)境的不斷改善，西部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素在技術(shù)效率、規(guī)模經(jīng)濟(jì)、資源配置效率等方面均得到了較大提升(鄭循剛，2010)。在農(nóng)機(jī)購(gòu)置補(bǔ)貼政策的有效推行下，農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平得到了明顯提高，田間式的農(nóng)業(yè)機(jī)械化管理模式有效盤活了整個(gè)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)整個(gè)鏈條的關(guān)鍵點(diǎn)均離不開農(nóng)民收入這個(gè)核心要素。農(nóng)民收入作為三農(nóng)問題的核心(林毅夫，2004)，也是統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展的落腳點(diǎn)(許廣月，2011)，農(nóng)民收入的增加有賴于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。隨著農(nóng)業(yè)發(fā)展階段的推進(jìn)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)趨向更優(yōu)的生產(chǎn)可能性邊界離不開農(nóng)民收入的支撐，主要表現(xiàn)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入產(chǎn)出彈性受到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素結(jié)構(gòu)和配置方式的制約，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素結(jié)構(gòu)和配置方式又會(huì)受到農(nóng)民收入的影響。農(nóng)民收入與農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出存在聯(lián)動(dòng)效應(yīng)，農(nóng)民收入可以影響農(nóng)民農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入行為，充裕的農(nóng)民收入能夠有效解決農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中存在的周期長(zhǎng)、投資量大、風(fēng)險(xiǎn)大等天然難題，農(nóng)民收入通過有效匹配農(nóng)業(yè)物質(zhì)生產(chǎn)要素確保農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展步入帕累托改進(jìn)軌道。同時(shí)，農(nóng)民對(duì)農(nóng)業(yè)收入增加的需求也會(huì)有效驅(qū)動(dòng)農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出的自發(fā)組織效率。因此，從計(jì)量模型角度，研究農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出彈性存在怎樣的傳導(dǎo)效應(yīng)具有重要的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。

縱觀農(nóng)民收入與農(nóng)業(yè)發(fā)展關(guān)系的相關(guān)文獻(xiàn)，我們看到幾乎均為如何通過推進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展來(lái)實(shí)現(xiàn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的研究成果，而關(guān)于農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展傳導(dǎo)效應(yīng)的研究文獻(xiàn)較少。經(jīng)過梳理歸類，關(guān)于農(nóng)業(yè)收入促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展的研究基本上從如下兩個(gè)視角展開：一是農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的直接傳遞效應(yīng)。李建軍和王德祥(2010)通過動(dòng)態(tài)計(jì)量模型研究認(rèn)為，在長(zhǎng)期農(nóng)民收入存在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)彈性，且彈性為1，無(wú)論是長(zhǎng)期還是短期，農(nóng)民收入的提高對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展均具有明顯的促進(jìn)作用；何劍和崔鈺雪(2005)通過建立聯(lián)立方程計(jì)量模型研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)業(yè)投資具有決定性作用，農(nóng)民收入通過影響農(nóng)業(yè)投資有力促進(jìn)了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展；喻平(2003)研究認(rèn)為，增加農(nóng)民收入是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的有效手段，指出農(nóng)民增收是發(fā)展農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)；盧圣泉和朱建堂(2009)通過研究分析認(rèn)為，農(nóng)民收入增速減緩不利于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，只有農(nóng)民收入增加才能有效促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展；王性玉和田建強(qiáng)(2010)從農(nóng)戶資源稟賦角度出發(fā)，研究指出農(nóng)戶收入通過來(lái)自于農(nóng)戶信貸配給的影響對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出發(fā)生效應(yīng)；高云峰和王子健(2012)研究認(rèn)為農(nóng)業(yè)信貸和農(nóng)民收入的協(xié)同作用是提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的關(guān)鍵。二是將農(nóng)民收入作為門限變量研究農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響。張宇青和周應(yīng)恒(2014)通過設(shè)置農(nóng)民純收入為門限變量，利用江蘇地區(qū)的面板數(shù)據(jù)分析表明，農(nóng)民人均純收入對(duì)農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入產(chǎn)出彈性的影響顯著，而且農(nóng)民人均純收入跨過門限值后農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入產(chǎn)出彈性明顯提升。

從以上研究文獻(xiàn)可以看出，農(nóng)民收入確實(shí)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較大影響，較高的農(nóng)民收入會(huì)推進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。然而，目前的研究還存在以下問題:一是把農(nóng)民收入和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)兩個(gè)整體進(jìn)行單獨(dú)分析，沒有析出農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)具體那些因素受到農(nóng)民收入的影響，計(jì)量分析也比較籠統(tǒng)；二是研究對(duì)象更多是全國(guó)范圍或者是沿海發(fā)達(dá)地區(qū)，針對(duì)西部民族地區(qū)的計(jì)量分析不多，對(duì)于西部民族地區(qū)農(nóng)民收入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)相互關(guān)系的研究，更多是一些評(píng)述性、政策性的文章。因此，我們研究的路徑不能僅僅從農(nóng)業(yè)發(fā)展促進(jìn)農(nóng)民收入這個(gè)單向度視角出發(fā)，還應(yīng)該從農(nóng)民收入的視角出發(fā)，研究農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入產(chǎn)出存在怎樣的傳導(dǎo)效應(yīng)。為了探究西部民族地區(qū)農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出的沖擊作用，本文以新疆地區(qū)為例，以農(nóng)牧民年人均純收入作為門限變量，構(gòu)建4個(gè)單門檻效應(yīng)估計(jì)模型，細(xì)致探析農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出彈性的影響效果，深入探討農(nóng)牧民純收入對(duì)西部民族地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的傳導(dǎo)效應(yīng)，進(jìn)而提出有益的政策啟示，以破解西部民族地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的難題。

二、模型構(gòu)建與估計(jì)方法

1.門限變量的選取

根據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)的研究結(jié)果，農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入量確實(shí)存在顯著影響。農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出的作用機(jī)理主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面：一是農(nóng)民收入在技術(shù)層面影響到農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素組合結(jié)構(gòu)。農(nóng)民收入增加使得農(nóng)民投入更多之前缺乏的農(nóng)業(yè)要素資源，改變?cè)胁缓侠淼霓r(nóng)業(yè)要素資源數(shù)量搭配，使農(nóng)業(yè)要素資源配置在結(jié)構(gòu)上更加合理，進(jìn)而增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)出。二是農(nóng)民收入在組織層面影響到農(nóng)業(yè)要素資源配置方式。農(nóng)民收入增加會(huì)促進(jìn)農(nóng)民的農(nóng)業(yè)技能、管理方式等的提升，使得傳統(tǒng)農(nóng)民向現(xiàn)代農(nóng)民轉(zhuǎn)變，現(xiàn)代農(nóng)民作為管理者能夠升級(jí)資源配置方式，甚至可以創(chuàng)新資源配置方式，進(jìn)而增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)出。因此，本研究選取農(nóng)民純收入作為門限變量，通過估計(jì)門限值(即農(nóng)民收入影響農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出關(guān)系的拐點(diǎn))來(lái)刻畫農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出彈性的影響，以探尋農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出的傳導(dǎo)效應(yīng)。

2.門檻效應(yīng)模型的構(gòu)建

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素中的農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、化肥使用量和農(nóng)業(yè)用電量可以有效反映農(nóng)業(yè)資本投入，農(nóng)作物播種面積和有效灌溉面積可以代表土地變量(黨超，2011)，農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人員可以衡量農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入，產(chǎn)出指標(biāo)可以用農(nóng)林牧漁業(yè)生產(chǎn)總值表示。因此，本研究建立如下柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)：

Y=ALβ1csaβ2fmpβ3fuaβ4aeuβ5eiaβ6

其中，Y表示農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，L表示農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力，csa表示農(nóng)作物播種面積，fmp表示農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力，fua表示化肥使用量，aeu表示農(nóng)業(yè)用電量，eia表示有效灌溉面積，A為固定的技術(shù)水平，β1、β2、β3、β4、β5、β6為各投入變量的投入產(chǎn)出彈性。兩邊求導(dǎo)得：

lnY=α+β1lnL+β2lncsa+β3lnfmp+β4lnfua+β5lnaeu+β6lneia+μ

為了分析研究變量存在的非線性門檻效應(yīng)，本研究把農(nóng)民純收入(nfi)設(shè)置為門限變量。由于農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力在城市化推進(jìn)過程中存在一定的溢出性和極強(qiáng)的流動(dòng)性，化肥使用量也受制于生態(tài)農(nóng)業(yè)發(fā)展要求的約束，因此本研究把lnL和lnfua設(shè)置為控制變量，不考慮此兩個(gè)變量的門檻效應(yīng)，把lncsa、lnfmp、lnaeu、lneia分別作為核心變量，構(gòu)建如下4個(gè)單門檻效應(yīng)方程：

lnY=α1lnL+α2lnfua+β11lncsa(nfi≤r)+β12lncsa(nfi>r)+e

lnY=α1lnL+α2lnfua+β21lnfmp(nfi≤r)+β22lnfmp(nfi>r)+e

lnY=α1lnL+α2lnfua+β31lnaeu(nfi≤r)+β32lnaeu(nfi>r)+e

lnY=α1lnL+α2lnfua+β41lneia(nfi≤r)+β42lneia(nfi>r)+e

其中，r表示門限向量nfi的門限值，α1和α2為控制變量待估參數(shù)，βij(i=1，2，3，4；j=1，2)表示對(duì)于第i個(gè)核心變量在第j個(gè)門檻環(huán)境下的待估參數(shù)，e為殘差項(xiàng)。通過在門限值處估計(jì)出每個(gè)門檻效應(yīng)方程的待估參數(shù)來(lái)估計(jì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入產(chǎn)出彈性，進(jìn)而通過對(duì)農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、農(nóng)業(yè)用電量、有效灌溉面積的投入產(chǎn)出彈性的分析，來(lái)研究農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入產(chǎn)出的傳導(dǎo)效應(yīng)。

3.估計(jì)方法

針對(duì)以上4個(gè)單門檻效應(yīng)估計(jì)方程，關(guān)于最優(yōu)門限值的設(shè)定，本研究運(yùn)用柵格法確定最小的殘差平方和，即找出最優(yōu)門限值r*=arg SSE(r)，其中SSE(r)為殘差平方和。

為了驗(yàn)證是否存在門檻效應(yīng)，本研究采取Hansen(2000)提出的自舉樣本法進(jìn)行檢驗(yàn)。首先針對(duì)門檻效應(yīng)估計(jì)方程建立零假設(shè)：

H0:βi1=βi2i=1，2，3，4

備擇假設(shè)為：

H1：βi1≠βi2i=1，2，3，4

三、實(shí)證分析

1.樣本數(shù)據(jù)及統(tǒng)計(jì)特征描述

本研究為了驗(yàn)證新疆農(nóng)牧民人均純收入對(duì)新疆農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入產(chǎn)出的影響效應(yīng)，設(shè)定農(nóng)牧民年人均純收入為門限變量，把農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、化肥使用量、農(nóng)業(yè)用電量、有效灌溉面積等6項(xiàng)指標(biāo)作為投入指標(biāo)，把農(nóng)業(yè)產(chǎn)出作為產(chǎn)出指標(biāo)進(jìn)行模型分析，各變量基本統(tǒng)計(jì)特征見表1。其中農(nóng)牧民人均純收入和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出數(shù)據(jù)剔除了價(jià)格因素的影響，選取新疆14個(gè)地州市2004—2013年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，數(shù)據(jù)來(lái)源于《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》和各地州市統(tǒng)計(jì)年鑒。

2.門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

本研究運(yùn)用Stata12.0軟件進(jìn)行估計(jì)，為了能夠從整體上探析農(nóng)牧民人均純收入變動(dòng)對(duì)各農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入產(chǎn)出彈性的影響效應(yīng)，通過建立單門檻效應(yīng)估計(jì)方程減少門限區(qū)間數(shù)來(lái)進(jìn)行檢驗(yàn)與估計(jì)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。從表2可以看出，4個(gè)模型均在1%顯著性水平上存在門檻效應(yīng)，其中，3個(gè)模型門限估計(jì)值都為8 050元，表明當(dāng)農(nóng)牧民年人均純收入處于8 050元兩側(cè)時(shí)，農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)用電量和有效灌溉面積的投入產(chǎn)出彈性存在顯著性差異。農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力投入與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出間非線性關(guān)系的拐點(diǎn)對(duì)農(nóng)牧民年人均純收入的要求較高，門限值為9 650元，即當(dāng)農(nóng)牧民年人均純收入處于9 650元兩側(cè)時(shí)，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力的投入產(chǎn)出彈性存在顯著性差異。

表1　模型中所涉變量基本統(tǒng)計(jì)特征(2004—2013年，N=14個(gè)地區(qū)，T=10年，NT=140)

表2　1 000次自舉樣本門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

注：*、**、***分別表示顯著性水平為10%、5%、1%。

3.估計(jì)結(jié)果

從單門檻效應(yīng)模型回歸結(jié)果來(lái)看(見表3)，農(nóng)牧民年人均純收入對(duì)農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出彈性有顯著影響。農(nóng)牧民年人均純收入跨過門限值時(shí)，新疆農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、農(nóng)業(yè)用電量、有效灌溉面積的投入產(chǎn)出彈性均增加。當(dāng)農(nóng)牧民年人均純收入大于門限值8 050元時(shí)，農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)用電量及有效灌溉面積增加1%，將分別促進(jìn)新疆農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增加0.416%、0.862%和0.215%；而當(dāng)農(nóng)牧民年人均純收入低于門限值8 050元時(shí)，農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)用電量及有效灌溉面積增加1%，將分別促進(jìn)新疆農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增加0.322%、0.733%和0.164%。當(dāng)農(nóng)牧民年人均純收入大于門限值9 650元時(shí)，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力增加1%將促進(jìn)新疆農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增加0.862%；而當(dāng)農(nóng)牧民年人均純收入小于門限值9 650元時(shí)，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力增加1%將促進(jìn)新疆農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增加0.733%。

4.各地州市的門檻狀態(tài)

根據(jù)8 050元和9 650元兩個(gè)門限值，我們可以依據(jù)2013年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)把新疆14個(gè)地州市進(jìn)行分類(見表4)。烏魯木齊市、克拉瑪依市、吐魯番地區(qū)、哈密地區(qū)、昌吉回族自治州、伊犁哈薩克自治州、塔城地區(qū)、博爾塔拉蒙古自治州、巴音郭楞蒙古自治州等9個(gè)地區(qū)的農(nóng)牧民年人均純收入已經(jīng)超過8 050元；阿勒泰地區(qū)、阿克蘇地區(qū)、克孜勒蘇柯爾克孜自治州、喀什地區(qū)及和田地區(qū)等5個(gè)地區(qū)農(nóng)牧民年人均純收入低于8 050元，其中阿克蘇地區(qū)農(nóng)牧民年人均純收為7 875元，即將進(jìn)入8 050元的門檻，而

表3　單門檻效應(yīng)模型回歸結(jié)果

注：*、**、***分別表示顯著性水平為10%、5%、1%，括號(hào)內(nèi)為P值。

表4　2013年新疆各地州市門檻狀態(tài)劃分

其他4個(gè)地區(qū)離8 050元門限值還較遠(yuǎn)。烏魯木齊市、克拉瑪依市、哈密地區(qū)、昌吉回族自治州、塔城地區(qū)、博爾塔拉蒙古自治州、巴音郭楞蒙古自治州等7個(gè)地區(qū)農(nóng)牧民年人均純收入同時(shí)也跨過了9 650元的門檻，其他7個(gè)地區(qū)則未跨過9 650元的門檻。進(jìn)而表明：烏魯木齊市、克拉瑪依市、哈密地區(qū)、昌吉回族自治州、塔城地區(qū)、博爾塔拉蒙古自治州、巴音郭楞蒙古自治州等地區(qū)的農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力的產(chǎn)出彈性與其他未能跨過9 650元門限值的地區(qū)存在明顯差異，烏魯木齊市、克拉瑪依市、吐魯番地區(qū)、哈密地區(qū)、昌吉回族自治州、伊犁哈薩克自治州、塔城地區(qū)、博爾塔拉蒙古自治州、巴音郭楞蒙古自治州等地區(qū)的農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)用電量、有效灌溉面積的產(chǎn)出彈性與其他未能跨過8 050元門限值的地區(qū)存在明顯差異。

5.農(nóng)牧民純收入對(duì)農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出的傳導(dǎo)效應(yīng)

以上實(shí)證分析表明，農(nóng)牧民人均純收入對(duì)農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出確實(shí)存在顯著傳導(dǎo)效應(yīng)。這種傳導(dǎo)效應(yīng)主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面：一是農(nóng)牧民人均純收入作為催化因子通過改變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素配置比例來(lái)影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的投入產(chǎn)出彈性，農(nóng)牧民收入的提高會(huì)有效增大農(nóng)戶對(duì)資本性物質(zhì)要素的投入力度，如加大對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械的購(gòu)入和使用數(shù)量、增加農(nóng)地有效灌溉次數(shù)和擴(kuò)大耕作面積(由于新疆大多數(shù)地區(qū)農(nóng)牧民擁有的耕地面積大，閑置農(nóng)地現(xiàn)象普遍存在)，甚至?xí)邪噢r(nóng)地實(shí)現(xiàn)規(guī)?；r(nóng)地耕作。二是農(nóng)牧民人均純收入的增加為農(nóng)牧民提高技能提供了更多機(jī)會(huì)，農(nóng)牧民收入的增長(zhǎng)可以促使其積極參與各類技能培訓(xùn)項(xiàng)目，可以加入農(nóng)機(jī)專業(yè)合作組織、農(nóng)機(jī)專業(yè)公司、農(nóng)機(jī)協(xié)會(huì)等學(xué)習(xí)農(nóng)業(yè)機(jī)械操作技術(shù)和維修技術(shù)，提高農(nóng)業(yè)機(jī)械利用率；可以掌握更多作物栽培技術(shù)；可以學(xué)習(xí)掌握一系列設(shè)施農(nóng)業(yè)技術(shù)，擴(kuò)大設(shè)施農(nóng)業(yè)種植比重，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)最大化農(nóng)地產(chǎn)出效率的目的。

四、結(jié)論與政策啟示

本研究運(yùn)用門限回歸模型對(duì)新疆14個(gè)地州市2004年至2013年的農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出彈性進(jìn)行了測(cè)算，把農(nóng)牧民年人均純收入作為門限變量，采取Hansen提出的門限回歸法構(gòu)建4個(gè)單門檻效應(yīng)估計(jì)模型，估計(jì)和檢驗(yàn)了新疆農(nóng)牧民年人均純收入與農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出關(guān)系的門檻效應(yīng)。實(shí)證結(jié)果表明：在樣本時(shí)期內(nèi)，農(nóng)牧民年人均純收入對(duì)農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出彈性有顯著影響，并具有顯著的門檻效應(yīng)，農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出間存在非線性關(guān)系；農(nóng)牧民年人均純收入跨過門限值時(shí)，農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、農(nóng)業(yè)用電量、有效灌溉面積的投入產(chǎn)出彈性均有明顯增加。具體來(lái)說(shuō)，當(dāng)農(nóng)牧民年人均純收入高于8 050元時(shí)(烏魯木齊市、克拉瑪依市、吐魯番地區(qū)、哈密地區(qū)、昌吉回族自治州、伊犁哈薩克自治州、塔城地區(qū)、博爾塔拉蒙古自治州、巴音郭楞蒙古自治州等地區(qū))，農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)用電量、有效灌溉面積的投入產(chǎn)出彈性明顯高于其他未能跨過8 050元門限值的地區(qū)；當(dāng)農(nóng)牧民年人均純收入高于9 650元時(shí)(烏魯木齊市、克拉瑪依市、哈密地區(qū)、昌吉回族自治州、塔城地區(qū)、博爾塔拉蒙古自治州、巴音郭楞蒙古自治州等地區(qū))，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力的投入產(chǎn)出彈性明顯高于其他未能跨過9 650元門限值的地區(qū)。因此，農(nóng)牧民人均純收入的提升有利于新疆農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增加。

根據(jù)以上研究，農(nóng)牧民人均純收入對(duì)農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出具有顯著的門檻效應(yīng)，農(nóng)牧民收入對(duì)其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入行為有顯著影響。因此，在新疆農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展進(jìn)程中，農(nóng)業(yè)發(fā)展層次的提升有賴于農(nóng)牧民人均純收入的提高，較高的農(nóng)牧民人均純收入有利于優(yōu)化農(nóng)業(yè)資源配置方式，可以實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)資源配置結(jié)構(gòu)的合理調(diào)整和升級(jí)。提升農(nóng)牧民人均純收入，要開拓農(nóng)牧民增收思路，創(chuàng)新農(nóng)牧民增收路徑，高效執(zhí)行農(nóng)牧民收入倍增計(jì)劃。可以采取直接與間接相結(jié)合、初次分配與二次分配并重的方式來(lái)提高農(nóng)牧民人均純收入，不僅要從直接層面提供和增加農(nóng)牧民增收的條件和機(jī)會(huì)，不斷優(yōu)化農(nóng)牧民直接收入補(bǔ)貼機(jī)制；而且要從完善農(nóng)牧民社會(huì)保障制度、改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件、優(yōu)化農(nóng)村金融服務(wù)等方面確保農(nóng)牧民能夠有充足的資金額度配置在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域；同時(shí)，還應(yīng)研究和解決農(nóng)牧民財(cái)產(chǎn)性收入問題，拓寬增加農(nóng)牧民財(cái)產(chǎn)性收入的渠道，穩(wěn)步增加農(nóng)牧民財(cái)產(chǎn)性收入。要建立農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本與農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的聯(lián)動(dòng)機(jī)制，完善農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素價(jià)格以及農(nóng)民生活消費(fèi)價(jià)格協(xié)調(diào)掛鉤機(jī)制，切實(shí)實(shí)施新疆農(nóng)作物良種補(bǔ)貼、農(nóng)資綜合補(bǔ)貼、農(nóng)機(jī)具購(gòu)置補(bǔ)貼、種糧農(nóng)民直接補(bǔ)等農(nóng)業(yè)“四補(bǔ)貼政策”，確保農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入保障制度得到進(jìn)一步完善，使得農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展保持在健康合理的發(fā)展軌道上。尤其要把新疆南疆地區(qū)農(nóng)牧民收入的增加作為盤活整個(gè)新疆農(nóng)業(yè)生態(tài)圈的首要任務(wù)，把和田地區(qū)、喀什地區(qū)、克孜勒蘇柯爾克孜自治州等農(nóng)牧民人均純收入較低的南疆地區(qū)作為重點(diǎn)扶持對(duì)象，努力提升南疆地區(qū)農(nóng)牧民收入水平，實(shí)現(xiàn)南北疆均衡發(fā)展，這不僅是全疆農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要，也是保持新疆社會(huì)穩(wěn)定和長(zhǎng)治久安的治本之策。

參考文獻(xiàn)：

黨超.2011.物質(zhì)要素投入對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平的影響[J].寧夏大學(xué)學(xué)報(bào)：人文社會(huì)科學(xué)版，33(6)：109-116.

高云峰，王子健.2012.西部地區(qū)農(nóng)業(yè)信貸投入的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究[J].西部論壇，22(2)：19-26.

何劍，崔鈺雪.2005.農(nóng)民收入與農(nóng)業(yè)投資的實(shí)證研究[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)(4)：51-55.

李建軍，王德祥.2010.農(nóng)業(yè)與農(nóng)民收入互動(dòng)關(guān)系的實(shí)證分析[J].廣東商學(xué)院學(xué)報(bào)(4)：12-17.

林毅夫.2004.有關(guān)當(dāng)前農(nóng)村政策的幾點(diǎn)意見[J].華中師范大學(xué)學(xué)報(bào)：人文社會(huì)科學(xué)版(6)：32-35.

盧圣泉，朱建堂.2009.農(nóng)民收入增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響與對(duì)策[J].湖北大學(xué)學(xué)報(bào)：哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版，33(5)：577-579.

王性玉，田建強(qiáng).2011.農(nóng)戶資源稟賦與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出關(guān)系研究[J].管理評(píng)論(9)：38-42.

許廣月.2011.農(nóng)業(yè)機(jī)械化與農(nóng)民收入關(guān)系研究——基于中國(guó)省級(jí)面板的實(shí)證分析[J].西部論壇，21(3)：18-25.

喻平.2003.農(nóng)民收入增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間關(guān)系的實(shí)證研究[J].中國(guó)軟科學(xué)(8)：52-55.

張宇青，周應(yīng)恒，易中懿，尹燕.2014.農(nóng)民純收入影響了農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入產(chǎn)出彈性嗎[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)，36(2)：110-128.

鄭循剛.2010.西部農(nóng)業(yè)生產(chǎn)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)分解[J].軟科學(xué)(8)：79-81,87.

HANSEN B E. 1996. Inference when a nuisance parameter is not identified under the null hypothesis[J]. Econometrica，64(2)：413-430．

CLC number：F323.5；F327.8；F224.0Document code：AArticle ID：1674-8131(2015)02-0010-07

(編輯：夏冬;段文娟)

HANSEN B E. 2000. Sample splitting and threshold estimation[J]. Econometrica，68(3)：575-603.

Research on Threshold Effect of the Relationshipbetween Famers’ Income and Agricultural Input-output—An Empirical Analysis of Using the Farmer and Herdsmen’s Net Income in Xinjiang As Threshold Variable

CHEN Zhi-guoa，LI Honga，LIU Xiang-huib

(a. School of Economics and Business, b. School of Management, Xinjiang Agricultural

University, Urumqi 830052, China)

Abstract:Based on the threshold effect model and by applying threshold regression method proposed by Hansen, with the panel data of Xinjiang area during 2004—2013, and using farmer and herdsmen’s net income as threshold variable, the paper empirically analyzes the threshold effect of the relationship between famers’ income and agricultural input-output. The empirical result shows that famer and herdsmen’s per capita net income has a significant impact on the agricultural input-output, and that there is prominent threshold effect. When the famer and herdsmen’s per capita net income is more than the threshold value of 8050 yuan, the output elasticity brought by the sown area of the crops, the agricultural electricity consumption and the effective irrigation area will increase. When the famer and herdsmen’s per capita net income is more than the threshold value of 9650 yuan, the output elasticity brought by the total power of agricultural machinery will increase. The paper verifies that the per capita income of farmer and herdsmen will raise agricultural output in Xinjiang. Famer and herdsmen’s per capita net income in southern Xinjiang autonomous region has a certain distance from the threshold value, which restricts the further rise of agricultural output elasticity. Therefore, it’s important to promote farmer and herdsmen’s net income in southern Xinjiang and to mainly support this region.

Key words:famer and herdsmen’s net income；agricultural material element；input-output elasticity；threshold effect；farmers' income growth；agricultural resource allocation；modern farmer；agricultural input；agricultural output

中圖分類號(hào)：F323.5；F327.8；F224.0

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號(hào)：1674-8131(2015)02-0010-07

DOI：10.3969/j.issn.1674-8131.2015.02.02

作者簡(jiǎn)介：李紅(1963—)，女，青海民和人；教授，博士生導(dǎo)師，在新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院任教，主要從事農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)管理研究。;劉向暉(1971—)，男，新疆阿圖什人；副教授，博士研究生，現(xiàn)任新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)研究生處學(xué)位辦主任并在新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)管理學(xué)院學(xué)習(xí)，主要從事行政管理及公共政策研究。

基金項(xiàng)目：國(guó)家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目(71063021)

收稿日期：*2014-11-23；修回日期：2015-01-13