財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)機(jī)化發(fā)展與新疆農(nóng)民收入關(guān)系的實(shí)證研究*

辛沖沖，陳治國(guó)，唐紅松，張 敏

(新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院,烏魯木齊 830052)

·問題研究·

財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)機(jī)化發(fā)展與新疆農(nóng)民收入關(guān)系的實(shí)證研究*

辛沖沖，陳治國(guó)，唐紅松，張 敏※

(新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院,烏魯木齊 830052)

利用1978～2013年新疆統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整分析、構(gòu)建誤差修正模型、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，探討了改革開放以來新疆財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)機(jī)化發(fā)展水平與農(nóng)民人均純收入之間的長(zhǎng)短期動(dòng)態(tài)關(guān)系及相互影響關(guān)系。研究結(jié)果顯示：(1)新疆財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)機(jī)化發(fā)展水平及農(nóng)民人均純收入整體上呈上升趨勢(shì)； (2)新疆財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)機(jī)化發(fā)展水平和農(nóng)民人均純收入兩兩之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系； (3)誤差修正模型表明短期因素對(duì)新疆財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)機(jī)化發(fā)展水平與農(nóng)民人均純收入兩兩之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系均具有一定的調(diào)節(jié)作用； (4)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，財(cái)政支農(nóng)的變動(dòng)對(duì)農(nóng)民人均純收入變動(dòng)的影響較大，而農(nóng)民人均純收入的變動(dòng)對(duì)財(cái)政支農(nóng)的變動(dòng)影響較?。?農(nóng)機(jī)化發(fā)展水平與農(nóng)民人均純收入之間存在雙向因果關(guān)系，相互影響作用較強(qiáng)； 財(cái)政支農(nóng)的變動(dòng)對(duì)農(nóng)機(jī)總動(dòng)力變動(dòng)的影響較大，而農(nóng)機(jī)總動(dòng)力的變動(dòng)對(duì)財(cái)政支農(nóng)的變動(dòng)影響作用較弱。為此，新疆要持續(xù)促進(jìn)農(nóng)民增收，必須加大財(cái)政支農(nóng)的投資力度并協(xié)調(diào)好財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)機(jī)化發(fā)展的關(guān)系，為新疆“三農(nóng)問題”有效解決提供堅(jiān)實(shí)可靠的基礎(chǔ)。

財(cái)政支農(nóng) 農(nóng)機(jī)化發(fā)展 農(nóng)民收入 協(xié)整分析 誤差修正模型

0 引言

解決好“三農(nóng)問題”始終是黨和國(guó)家工作中的重中之重，而農(nóng)民增收又是其核心問題。目前，我國(guó)仍處于“經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型”并且“二元經(jīng)濟(jì)”特征比較明顯的階段，“三農(nóng)”問題是我國(guó)面臨不可逾越的根本性問題[1]。農(nóng)業(yè)作為我國(guó)基礎(chǔ)性產(chǎn)業(yè)同時(shí)又具有先天弱質(zhì)性，生產(chǎn)率和比較效益較低，往往很難引起資本流入，而農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展又離不開資金支持，因此，國(guó)家政策支持和資金投入就顯得極為重要。為了更好解決“三農(nóng)問題”特別是促進(jìn)農(nóng)民增收，一方面，國(guó)家于2006年在全國(guó)范圍內(nèi)全面取消農(nóng)業(yè)稅，為農(nóng)民減輕負(fù)擔(dān)，使農(nóng)民積極性得到較大提高[2]； 另一方面，中央自2004年開始已經(jīng)連續(xù)11年實(shí)行強(qiáng)農(nóng)惠農(nóng)政策，加大財(cái)政支農(nóng)力度，例如糧食直補(bǔ)金額、農(nóng)資綜合補(bǔ)貼金額、農(nóng)機(jī)購(gòu)置補(bǔ)貼金額均有較大幅度增加，為農(nóng)民增收增加保障，從而保障農(nóng)業(yè)和農(nóng)村穩(wěn)定發(fā)展。經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)進(jìn)步強(qiáng)烈呼喚農(nóng)業(yè)的現(xiàn)代化，具體包括機(jī)械化、化學(xué)化、水利化和電氣化，其中，機(jī)械化處于首要位置。財(cái)政支農(nóng)的一個(gè)重要方面就是推動(dòng)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程及促進(jìn)機(jī)械化水平的提高，農(nóng)業(yè)機(jī)械化是加速農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程中不可或缺的生產(chǎn)工具，也是傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)有效轉(zhuǎn)化為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)過程中的物質(zhì)技術(shù)基礎(chǔ)和推動(dòng)力，機(jī)械化水平不斷提高在改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件、提高農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率等方面均發(fā)揮重大作用，進(jìn)而可以有效促進(jìn)農(nóng)民增收[3-5]。

近些年，國(guó)內(nèi)學(xué)者關(guān)于財(cái)政支農(nóng)的相關(guān)問題研究已經(jīng)較為豐富，主要包括：從內(nèi)容上看，主要從財(cái)政支農(nóng)支出規(guī)模、財(cái)政支農(nóng)結(jié)構(gòu)與農(nóng)民增收、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)等方面展開[6-9]； 從方法上看，著重使用現(xiàn)代計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法研究財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)或者農(nóng)民增收之間的相關(guān)問題，其中格蘭杰因果檢驗(yàn)和柯布-道格拉斯函數(shù)相結(jié)合、主成分分析方法、灰色關(guān)聯(lián)度分析法、多元線性回歸法、VAR模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)和預(yù)測(cè)方差分解等模型方法廣泛應(yīng)用[10-17]； 從范圍上看，更多傾向于全國(guó)或者中東部區(qū)域，西部地區(qū)研究文獻(xiàn)較少[10-17]。綜上所述，政府加大財(cái)政支農(nóng)力度對(duì)推動(dòng)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的實(shí)現(xiàn)和“三農(nóng)”問題的有效解決有絕對(duì)信心，然而以新疆為研究對(duì)象的文獻(xiàn)偏少。作為“資源大區(qū)”的新疆，在我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中具有重要戰(zhàn)略地位。另外，“西部大開發(fā)”戰(zhàn)略實(shí)施以來給西部地區(qū)特別是新疆的農(nóng)業(yè)發(fā)展帶來了千載難逢的歷史機(jī)遇，使得新疆農(nóng)業(yè)開發(fā)處于極為有利時(shí)機(jī)。新疆作為以特色農(nóng)業(yè)為主的地區(qū)， 2013年農(nóng)業(yè)人口占全區(qū)總?cè)丝?0%以上，城鄉(xiāng)農(nóng)民收入差距大，農(nóng)民增收問題依然是新疆農(nóng)業(yè)發(fā)展中的重點(diǎn)。

在當(dāng)前我國(guó)財(cái)政重點(diǎn)支持與逐步推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化實(shí)現(xiàn)的農(nóng)業(yè)發(fā)展的道路上，該研究以新疆為研究對(duì)象，旨在借鑒其他學(xué)者對(duì)財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)發(fā)展或農(nóng)民增收的研究方法，運(yùn)用協(xié)整分析、誤差修正模型方法將農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化中的農(nóng)機(jī)化發(fā)展水平作為其中一個(gè)變量納入此次研究中，深入分析財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)機(jī)化發(fā)展水平以及農(nóng)民收入相互之間的長(zhǎng)短期動(dòng)態(tài)關(guān)系演進(jìn)過程，進(jìn)而通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)分析三者之間的因果關(guān)系，以期為新疆新時(shí)期“三農(nóng)”問題的有效解決提供參考。

1 研究區(qū)概況與研究方法

1.1 研究區(qū)概況

新疆地處我國(guó)西北部，既是新絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶的核心區(qū)，也是我國(guó)“糧棉果畜”等農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)比較重大的省份。改革開放以來，新疆在農(nóng)業(yè)發(fā)展取得重大成就，尤其是財(cái)政支農(nóng)支出、農(nóng)機(jī)化發(fā)展水平和農(nóng)民收入均呈現(xiàn)較快增長(zhǎng)。圖1表示財(cái)政支農(nóng)支出按當(dāng)年價(jià)格計(jì)量變化情況和財(cái)政支農(nóng)支出占財(cái)政總支出比例變化情況*財(cái)政支農(nóng)支出是新疆每年政府財(cái)政預(yù)算支出中的農(nóng)業(yè)支出，內(nèi)容主要包括支援農(nóng)村生產(chǎn)支出、農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費(fèi)、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)科技3項(xiàng)費(fèi)用、農(nóng)業(yè)救濟(jì)費(fèi)用和其他支出等5個(gè)支出項(xiàng)目。此種數(shù)據(jù)的選擇比較切合實(shí)際并且科學(xué)性較強(qiáng)。。圖2表示新疆農(nóng)機(jī)化發(fā)展水平變化情況*文中引入此變量來進(jìn)一步考擦當(dāng)前新疆在財(cái)政支農(nóng)大力支持下的農(nóng)機(jī)化水平的發(fā)展情況以及對(duì)農(nóng)民收入產(chǎn)生的影響。從統(tǒng)計(jì)資料上來看，衡量農(nóng)業(yè)機(jī)械投入大小的指標(biāo)有3個(gè)：農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、農(nóng)業(yè)機(jī)械固定資產(chǎn)原值和農(nóng)業(yè)機(jī)械固定資產(chǎn)凈值。本文采用農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力來反映，符合該研究初衷。。圖3表示農(nóng)民人均純收入按當(dāng)年價(jià)格計(jì)算的變化情況*此處的數(shù)據(jù)主要指農(nóng)村住戶當(dāng)年從各個(gè)來源得到的總收入相應(yīng)地扣除所發(fā)生的費(fèi)用后的收入總和，由工資性收入、家庭經(jīng)營(yíng)收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入構(gòu)成，反映的是一個(gè)地區(qū)農(nóng)村居民的平均收入水平。。

圖1 1978～2013年財(cái)政支農(nóng)支出變化情況

圖2 1978～2013年新疆農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力及農(nóng)民人均純收入變化情況

從圖1中可以看出新疆財(cái)政支農(nóng)支出自1978～2003年呈逐年緩慢增長(zhǎng)狀態(tài)， 1978年為3.43億元， 2003年達(dá)到23.20億元，增長(zhǎng)了約5.8倍，年均增長(zhǎng)率為7.94%。2003年之后，隨著國(guó)家對(duì)“三農(nóng)”問題關(guān)注不斷升級(jí)，財(cái)政支持力度也一度上升， 2004～2013年呈現(xiàn)較快增長(zhǎng)趨勢(shì)， 2004年為33.81億元，到2013年就達(dá)到了387.42億元， 10年間增長(zhǎng)了10.46倍，年均增長(zhǎng)率為31.32%。同時(shí)，雖然新疆財(cái)政支農(nóng)支出總額保持增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，但是財(cái)政支農(nóng)支出占財(cái)政總支出的比例整體上呈現(xiàn)“上升-下降-反彈-平穩(wěn)”的階段式發(fā)展，即1978～1981年基本保持在20%以上， 1981～2002年基本呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，期間雖然有波動(dòng)趨勢(shì)，但整體上還是下降態(tài)勢(shì)比較明顯。2003年之后，出現(xiàn)反彈趨勢(shì)， 2003～2009年呈現(xiàn)回升趨勢(shì)，之后又有所下降，近年來基本穩(wěn)定在13%上下波動(dòng)。

農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平的重要判斷指標(biāo)是農(nóng)機(jī)化發(fā)展水平，圖2是新疆農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力1978年以來的變化情況。新疆作為我國(guó)農(nóng)業(yè)大省，在實(shí)現(xiàn)農(nóng)機(jī)化發(fā)展的道路上起著領(lǐng)頭羊的作用，取得了長(zhǎng)足較快的發(fā)展速度。農(nóng)機(jī)總動(dòng)力由1978年的166.62萬kW增加到2013年的2165.86萬kW，增加了1999.24萬kW，年均增長(zhǎng)率為7.6%； 2004年之前農(nóng)機(jī)總動(dòng)力的增長(zhǎng)速度相對(duì)比較緩慢， 2004之后尤其是農(nóng)機(jī)購(gòu)置專項(xiàng)補(bǔ)貼政策的頒布實(shí)施，在此項(xiàng)惠農(nóng)政策的支持下，吸引了越來越多的農(nóng)民投入到發(fā)展農(nóng)業(yè)機(jī)械化的熱潮。截止2013年末，新疆農(nóng)作物耕種收綜合機(jī)械化水平達(dá)82.7%，農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平高出全國(guó)平均水平24%，農(nóng)林牧漁綜合機(jī)械化水平達(dá)62%，繼續(xù)名列全國(guó)前茅。

從圖2中可以看出， 1978～2013年新疆農(nóng)民人均純收入整體呈上漲趨勢(shì)。1978～1998年，這20年間農(nóng)民純收入從119元增長(zhǎng)到了1600元，年均增長(zhǎng)13.17%，增長(zhǎng)幅度比較明顯； 1998～2000年，這3年間，新疆農(nóng)民收入增速有所放緩， 1999年首次出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)，增長(zhǎng)幅度比上年下降8%，總體處于徘徊不前，增收困難，該時(shí)期主要是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展滯后，農(nóng)業(yè)發(fā)展緩慢，城鄉(xiāng)差距不斷擴(kuò)大等因素造成的； 2000～2007年，農(nóng)民人均純收入進(jìn)入恢復(fù)性穩(wěn)步增長(zhǎng)階段， 2007年農(nóng)民人均純收入達(dá)到3183元，比2000年農(nóng)民人均純收入1618元增長(zhǎng)近一倍，年均增長(zhǎng)為11%。2007～2009年，雖然農(nóng)民收入增速有所減緩，但是依然保持在10%以上，主要是受到世界性金融危機(jī)的影響，使農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)要素和農(nóng)產(chǎn)品的價(jià)格波動(dòng)不穩(wěn)定造成的。2009～2013年，農(nóng)民人均收入進(jìn)入了快速增長(zhǎng)階段， 2013年末，農(nóng)民人均純收入達(dá)到7297元，比2009年增長(zhǎng)了近1倍，年均增長(zhǎng)率達(dá)到17.08%，高于全國(guó)平均水平。

1.2 數(shù)據(jù)來源及研究方法

文中數(shù)據(jù)主要通過國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站、新疆統(tǒng)計(jì)年鑒和新疆農(nóng)機(jī)信息網(wǎng)等資源，搜集整理了1978～2013年36年間的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。為消除物價(jià)變動(dòng)和時(shí)間序列中存在的異方差現(xiàn)象影響，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理。首先用商品零售價(jià)格指數(shù)平減得到以1978年為基期的實(shí)際值； 其次，對(duì)財(cái)政支農(nóng)支出、農(nóng)機(jī)總動(dòng)力、農(nóng)民人均純收入進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換，分別用LNCZ、LNJX和LNSR表示。

基于該文研究目的，為此構(gòu)建了財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)民人均純收入的增長(zhǎng)效應(yīng)、農(nóng)機(jī)總動(dòng)力對(duì)農(nóng)民人均純收入的增長(zhǎng)效應(yīng)以及財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)機(jī)總動(dòng)力的增長(zhǎng)效應(yīng)3個(gè)數(shù)學(xué)模型，分別用(1)(2)(3)表示。

LNSRt=a1+b1LNCZt+ut

(1)

LNSRt=a2+b2LNJXt+et

(2)

LNJXt=a3+b3LNCZt+εt

(3)

其中，a1、a2、a3為常數(shù)，b1、b2、b3為彈性系數(shù)，ut、et、εt為誤差項(xiàng)。

在這里，主要運(yùn)用協(xié)整和誤差修正模型及格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)等方法對(duì)新疆此項(xiàng)問題進(jìn)行分析，主要步驟如下。

首先，由于所選指標(biāo)均為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，為了減緩對(duì)非平穩(wěn)序列直接進(jìn)行回歸可能產(chǎn)生的“偽回歸”問題，我們通常采用ADF檢驗(yàn)方法。若變量之間是同階單整的，那么他們之間可能存在協(xié)整關(guān)系。

其次，進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。分析時(shí)通過Eviews6.0軟件建立協(xié)整回歸模型，并使用EG兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。若各種檢驗(yàn)得以通過，那么對(duì)回歸模型的殘差進(jìn)行EG兩步法協(xié)整檢驗(yàn)，主要運(yùn)用 ADF檢驗(yàn)的方法在Eviews6.0軟件的輔助下得到EG統(tǒng)計(jì)量，然后根據(jù)各個(gè)變量的EG統(tǒng)計(jì)值與協(xié)整臨界值表對(duì)比，若在一定的置信度下均小于臨界值，則表明兩者之間存在協(xié)整關(guān)系，即長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

再次，嘗試用誤差修正模型來測(cè)算他們之間是否存在短期均衡，若存在則考察短期因素對(duì)長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度。

最后，利用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法分析新疆財(cái)政支農(nóng)支出、農(nóng)機(jī)總動(dòng)力對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響。其基本原理如下：若解釋變量過去和現(xiàn)在的信息有助于改進(jìn)被解釋變量的預(yù)測(cè)值，那么就可以認(rèn)為被解釋變量的變化是由解釋變量的格蘭杰原因引起的，反之，則不是。

2 結(jié)果及分析

2.1 ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在檢驗(yàn)過程中，若所得ADF統(tǒng)計(jì)量小于給定顯著水平下的ADF臨界值，則拒絕存在單位根假設(shè)，表明不存在單位根，即時(shí)間序列是平穩(wěn)的； 否則，時(shí)間序列是不平穩(wěn)的。為此，各個(gè)變量的檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

變量ADF檢驗(yàn)值檢驗(yàn)類型(c,t,k)T統(tǒng)計(jì)量結(jié)論1%臨界值5%臨界值10%臨界值LNCZ2.8481(c,0,0)-3.6329-2.9484-2.6129不平穩(wěn)LNJX0.6517(c,0,0)-3.6394-2.9511-2.6143不平穩(wěn)LNSR-1.7152(c,0,0)-3.6329-2.9484-2.6129不平穩(wěn)ΔLNCZ-4.0406***(c,0,0)-3.6394-2.9511-2.6143平穩(wěn)ΔLNJX-4.9949***(c,0,0)-3.6394-2.9511-2.6143平穩(wěn)ΔLNSR-6.8808***(c,0,0)-3.6394-2.9511-2.6143平穩(wěn) 注:***、**和*分別表示在1%、5%和10%顯著水平上拒絕零假設(shè)。檢驗(yàn)形式中c、t和k項(xiàng)分別表示常數(shù)項(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)和滯后階數(shù),滯后階數(shù)確定采用SIC準(zhǔn)則

從表1中可以看出，LNCZ、LNJX和LNSR在零階差分水平下，檢驗(yàn)結(jié)果均存在單位根，具有不穩(wěn)定性。而一階差分條件下，ΔLNCZ和ΔLNJX、ΔLNSR均在1%的顯著性水平下通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)，故所有變量被認(rèn)為均不存在單位根，具備穩(wěn)定性，即一階單整I(1)。可以進(jìn)一步考察變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。

2.2 協(xié)整和誤差修正模型

2.2.1 協(xié)整檢驗(yàn)

利用EG兩步法對(duì)模型中涉及的多個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，主要是考察新疆財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)民人均純收入、農(nóng)機(jī)總動(dòng)力與農(nóng)民人均純收入以及財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)機(jī)總動(dòng)力的關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果具體見表2。

表2 協(xié)整檢驗(yàn)關(guān)系

被解釋變量模型1模型2模型3模型4模型5模型6LNSRLNSRLNSRLNSRLNJXLNJX解釋變量LNCZ系數(shù)0.63900.07630.39280.0485T統(tǒng)計(jì)量13.75645.073413.78487.7162LNJX系數(shù)1.62220.7094T統(tǒng)計(jì)量83.05633.5312LNSR(-1)系數(shù)0.87520.5541T統(tǒng)計(jì)量38.97964.5787LNJX(-1)系數(shù)0.8701T統(tǒng)計(jì)量56.9408常數(shù)項(xiàng)5.26520.7738-3.5562-1.43025.44120.7802擬合優(yōu)度R236.58390.99740.99510.99660.84690.9988調(diào)整的擬合優(yōu)度R20.8476.099730.99500.99640.84240.9987F統(tǒng)計(jì)量0.84326171.21206898.35204749.1740188.095913226.9900DW值0.11812.19490.74921.89720.09922.0233殘差A(yù)DF(EG)統(tǒng)計(jì)量-7.6252-5.5173-6.7647殘差(EG)協(xié)整檢驗(yàn)臨界值(1%顯著水平)-3.6394-3.6394-3.6463 注:殘差A(yù)DF(EG)檢驗(yàn)形式(c,0,0)滯后階數(shù)均是根據(jù)SIC準(zhǔn)則確定;以上結(jié)果均通過Eviews6.0軟件計(jì)算得出

表3 誤差修正模型

被解釋變量模型7模型8模型9ΔLNSRΔLNSRΔLNJX解釋變量LNCZ系數(shù)0.02800.0444T統(tǒng)計(jì)量0.19651.9185ΔLNJX系數(shù)0.5407T統(tǒng)計(jì)量4.3458ECM(-1)系數(shù)-0.2702-0.3250-0.1285T統(tǒng)計(jì)量-5.6575-2.4376-8.3276常數(shù)項(xiàng)0.11310.03510.0677擬合優(yōu)度R20.91310.90010.8845調(diào)整的擬合優(yōu)度R20.88270.86260.8648F統(tǒng)計(jì)量16.862210.672534.7142概率值P(F統(tǒng)計(jì)量)0.00000.00000.0000DW值2.12451.84591.9104 注:以上結(jié)果均通過Eviews6.0軟件計(jì)算得出

根據(jù)公式(1)作財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)效應(yīng)的協(xié)整回歸方程，結(jié)果見表2中的模型1和模型2。由于模型1中DW=0.1181，可知該模型存在嚴(yán)重自相關(guān)性，為消除自相關(guān)引入被解釋變量的滯后一期作為解釋變量加入方程中，進(jìn)而得到模型2。模型2中解釋變量的回歸系數(shù)在5%顯著性水平下通過檢驗(yàn)，而且DW=2.1949顯示自相關(guān)問題基本得到解決。根據(jù)模型2可以看出變量間存在協(xié)整關(guān)系，但是二者是否真正存在協(xié)整，為此對(duì)回歸方程的殘差進(jìn)一步進(jìn)行E-G檢驗(yàn)，結(jié)果顯示：所得EG統(tǒng)計(jì)量為-7.6252遠(yuǎn)小于EG協(xié)整檢驗(yàn)臨界值-3.6394，說明其是平穩(wěn)序列。因此，可以斷定財(cái)政支農(nóng)支出和農(nóng)民人均純收入之間存在長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系。

同理，根據(jù)公式(2)和(3)作農(nóng)機(jī)總動(dòng)力對(duì)農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)效應(yīng)的協(xié)整回歸方程以及財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)機(jī)總動(dòng)力增長(zhǎng)效應(yīng)的協(xié)整回歸方程并進(jìn)行EG協(xié)整檢驗(yàn)，具體結(jié)果見表2中的模型3和4以及模型5和6。由于模型3存在自相關(guān)，為了進(jìn)一步消除自相關(guān)的存在從而調(diào)整為模型4，調(diào)整后的協(xié)整回歸方程通過了各個(gè)檢驗(yàn)； 另外，為消除模型5中變量間存在的自相關(guān)從而調(diào)整為模型6，模型6也通過了各個(gè)檢驗(yàn)。因此，可以斷定農(nóng)民人均純收入與農(nóng)機(jī)總動(dòng)力之間以及政支農(nóng)支出與農(nóng)機(jī)總動(dòng)力之間均具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

2.2.2 誤差修正模型

根據(jù)上述協(xié)整方程得到了財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)民人均純收入、農(nóng)機(jī)總動(dòng)力與農(nóng)民人均純收入以及財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)機(jī)總動(dòng)力的關(guān)系之間存在長(zhǎng)期的均衡穩(wěn)定關(guān)系，但是短期內(nèi)的均衡關(guān)系還不知曉，為此需要建立反映他們之間關(guān)系的短期均衡模型，以考察短期因素的影響。運(yùn)算結(jié)果具體見表3。

根據(jù)表3中的運(yùn)算結(jié)果顯示：模型7、模型8和模型9估計(jì)結(jié)果的F統(tǒng)計(jì)量的概率值P非常小，從而表明模型估計(jì)整體上是顯著的。模型7中的ΔLNCZ的系數(shù)估計(jì)很顯著，可以解釋為農(nóng)民人均純收入對(duì)財(cái)政支農(nóng)支出的短期彈性，即財(cái)政支農(nóng)支出每增加1%，那么短期內(nèi)農(nóng)民人均純收入就會(huì)增加0.0280%，小于長(zhǎng)期收入彈性0.0763%。誤差修正項(xiàng)系數(shù)ECM(-1)的系數(shù)估計(jì)值為-0.2702在10%的檢驗(yàn)水平下是顯著的，該系數(shù)反映了對(duì)農(nóng)民人均純收入偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系的調(diào)整力度，符合反向修正機(jī)制原則。同理，模型8和模型9中ΔLNJX和ΔLNCZ系數(shù)估計(jì)均顯著，表明農(nóng)民人均純收入對(duì)農(nóng)機(jī)總動(dòng)力的短期彈性系數(shù)為0.5407%以及農(nóng)機(jī)總動(dòng)力對(duì)財(cái)政支農(nóng)支出的短期彈性系數(shù)為0.0444%，均小于長(zhǎng)期彈性系數(shù)0.7094%和0.0485%； 且誤差修正項(xiàng)系數(shù)ECM(-1)的系數(shù)估計(jì)值分別為-0.3250和-0.1285，他們均在10%的檢驗(yàn)水平下是顯著的，都符合反向修正機(jī)制原則。

2.3 格蘭杰因果檢驗(yàn)

EG兩步法協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明三者之間互相存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但是不能就認(rèn)為他們之間存在因果關(guān)系。為了準(zhǔn)確分析LNCZ與LNSR、LNCZ與LNJX、LNJX與LNSR之間是否存在因果關(guān)系，需要進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)滯后階數(shù)取2期(根據(jù)AIC和SIC最優(yōu)準(zhǔn)則選取)，結(jié)果如表4所示。

表4 LNSR和LNCZ、LNJX的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

原假設(shè)H0F值P值Obs滯后階數(shù)結(jié)論LNCZ不是LNSR的Granger原因8.39010.0013***342拒絕原假設(shè)LNSR不是LNCZ的Granger原因1.69570.2012342接受原假設(shè)LNJX不是LNSR的Granger原因4.86030.0151**342拒絕原假設(shè)LNSR不是LNJX的Granger原因3.07980.0613*342拒絕原假設(shè)LNCZ不是LNJX的Granger原因3.06170.0622*342拒絕原假設(shè)LNJX不是LNCZ的Granger原因2.05590.1462342接受原假設(shè) 注:***、**和*分別表示在1%、5%和10%顯著水平上拒絕零假設(shè);以上結(jié)果均是通過Eviews6.0軟件計(jì)算得出

從表5格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果中可知：(1)原假設(shè)“LNCZ不是LNSR的Granger原因”的概率接近于0，拒絕原假設(shè)接受備擇假設(shè)，認(rèn)為L(zhǎng)NCZ是LNSR的Granger原因； “LNSR不是LNCZ的Granger原因”的P值為0.2012，接受原假設(shè)，認(rèn)為L(zhǎng)NSR不是LNCZ的Granger原因； (2)原假設(shè)“LNJX不是LNSR的Granger原因”的P值為0.0151，拒絕原假設(shè)接受備擇假設(shè)，認(rèn)為L(zhǎng)NJX是LNSR的Granger原因； “LNSR不是LNJX的Granger原因”的P值為0.0613，拒絕原假設(shè)接受備擇假設(shè)，認(rèn)為L(zhǎng)NSR是LNJX的Granger原因； (3)原假設(shè)“LNCZ不是LNJX的Granger原因”的P值為0.0622，拒絕原假設(shè)接受備擇假設(shè)，認(rèn)為L(zhǎng)NCZ是LNJX的Granger原因； “LNJX不是LNCZ的Granger原因”的P值為0.1462，接受原假設(shè)，認(rèn)為L(zhǎng)NSR不是LNCZ的Granger原因。

2.4 實(shí)證結(jié)果分析

(1)從協(xié)整模型結(jié)果可知，新疆財(cái)政支農(nóng)支出、農(nóng)機(jī)總動(dòng)力與農(nóng)民人均純收入兩兩之間均存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，且他們的彈性系數(shù)均為正，符合預(yù)期結(jié)果。在不考慮其他影響因素的條件下，根據(jù)調(diào)整后的模型2、模型4和模型6中回歸系數(shù)可知，財(cái)政支農(nóng)支出每增長(zhǎng)1%就會(huì)拉動(dòng)農(nóng)民人均純收入增加0.0763%，農(nóng)機(jī)總動(dòng)力每增長(zhǎng)1%會(huì)促進(jìn)農(nóng)民人均純收入增加0.7094%，財(cái)政支農(nóng)支出每增加1%就會(huì)拉動(dòng)農(nóng)機(jī)總動(dòng)力增長(zhǎng)0.0485%?？梢姡瑖?guó)家和地方政府一系列財(cái)政支農(nóng)資金支持下，為新疆農(nóng)民增收提供了良好的保障機(jī)制，同時(shí)為新疆現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的持續(xù)發(fā)展奠定了雄厚的資金基礎(chǔ)。另外，機(jī)械化水平的提高在新疆表現(xiàn)尤為明顯，由于新疆在土地規(guī)模、政策支持、資金較大投入等方面具有比較優(yōu)勢(shì)條件，因此農(nóng)機(jī)化發(fā)展促進(jìn)農(nóng)民增收的彈性系數(shù)高于財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)民增收的彈性系數(shù)，同時(shí)農(nóng)機(jī)化發(fā)展也受益于財(cái)政支農(nóng)資金的支持。總之，財(cái)政支農(nóng)支出、農(nóng)機(jī)化發(fā)展與農(nóng)民增收之間形成了一種良性循環(huán)的傳導(dǎo)機(jī)制，有利于未來新疆農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程的順利推進(jìn)以及農(nóng)民增收問題的有效解決。

(2)從誤差修正模型結(jié)果來看，三者之間均得到了較好的誤差修正結(jié)果，誤差修正項(xiàng)的回歸系數(shù)均為負(fù)值，符合反向修正機(jī)制原則。模型7中的誤差修正項(xiàng)系數(shù)為-0.2702，那么為了維持財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)民人均純收入的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，上期將以-0.2702的調(diào)整速度對(duì)本期的財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)民人均純收入的非均衡狀態(tài)進(jìn)行調(diào)整，將其拉回均衡狀態(tài)； 同理，模型8中的上期誤差修正項(xiàng)對(duì)本期的農(nóng)民人均純收入對(duì)數(shù)的短期變動(dòng)產(chǎn)生一定影響，將以-0.3250的調(diào)整速度使得農(nóng)機(jī)總動(dòng)力與農(nóng)民人均純收入的關(guān)系收斂于長(zhǎng)期均衡狀態(tài)； 模型9中的誤差修正系數(shù)為-0.1285，也從一定程度上體現(xiàn)短期因素對(duì)農(nóng)機(jī)總動(dòng)力對(duì)數(shù)的調(diào)整速度，它將以-0.1285的調(diào)整速度從短期非均衡狀態(tài)拉回長(zhǎng)期均衡狀態(tài)?？梢姡诙唐趧?dòng)態(tài)關(guān)系中，可能會(huì)受一些其他主客觀因素的影響，使得被解釋變量農(nóng)民人均純收入及農(nóng)機(jī)總動(dòng)力暫時(shí)偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)，但誤差修正項(xiàng)系數(shù)均能以不同的調(diào)整速度將其拉回長(zhǎng)期均衡狀態(tài)，得以使其能夠以較好狀態(tài)持續(xù)發(fā)展。

(3)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明：在短期內(nèi)財(cái)政支農(nóng)支出的變動(dòng)對(duì)農(nóng)民人均純收入變動(dòng)的影響較大，而農(nóng)民人均純收入的變動(dòng)對(duì)財(cái)政支農(nóng)的變動(dòng)在短期內(nèi)雖然有一定影響，但是這種作用不是十分明顯； 農(nóng)機(jī)化發(fā)展水平的提高是農(nóng)民增收的一個(gè)關(guān)鍵因素和技術(shù)支持，農(nóng)民人均純收入的增加也是農(nóng)機(jī)化發(fā)展水平提高的推動(dòng)力，兩者之間具有較強(qiáng)的互相影響作用； 財(cái)政支農(nóng)資金的投入是農(nóng)機(jī)化發(fā)展水平提高的一個(gè)重要因素，而農(nóng)機(jī)化發(fā)展水平對(duì)財(cái)政支農(nóng)支出的影響作用較小?？梢?，財(cái)政支農(nóng)資金的支持以及機(jī)械化水平的提高均是農(nóng)民增收的重要因素，財(cái)政資金的轉(zhuǎn)移支付可以提高農(nóng)民積極性，為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展提供了充足的勞動(dòng)力，而機(jī)械化水平的提高有利于推進(jìn)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)方式由資源依賴型向科技推動(dòng)型轉(zhuǎn)變，有效節(jié)約勞動(dòng)力，實(shí)現(xiàn)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移，從而增加農(nóng)民的非農(nóng)收入。此外，機(jī)械化作為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化實(shí)現(xiàn)的重要支持基礎(chǔ)，財(cái)政支農(nóng)支出隨著農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化不斷推進(jìn)的過程中，為新疆農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的實(shí)現(xiàn)提供資金支持。

3 結(jié)論

(1)改革開放給新疆帶來了發(fā)展契機(jī)，新疆農(nóng)業(yè)發(fā)展水平整體實(shí)現(xiàn)了跨越式發(fā)展，正逐步向全面實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化邁進(jìn)。在強(qiáng)農(nóng)惠農(nóng)政策的引導(dǎo)和財(cái)政對(duì)農(nóng)業(yè)投入的大力支持下，新疆農(nóng)機(jī)化發(fā)展水平和農(nóng)民人均純收入均有較大幅度提升。

(2)若要不斷推動(dòng)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程，就要持續(xù)推動(dòng)農(nóng)機(jī)化發(fā)展水平的提高。根據(jù)分析結(jié)果并結(jié)合新疆地區(qū)實(shí)際情況來看，新疆仍需繼續(xù)加大財(cái)政支農(nóng)力度，不僅可以激發(fā)農(nóng)民種糧積極性，同時(shí)也有效促進(jìn)農(nóng)機(jī)化發(fā)展水平的提高； 新疆農(nóng)民增收離不開財(cái)政支持和農(nóng)機(jī)化發(fā)展的有效拉動(dòng)，反之農(nóng)民收入的增加也會(huì)帶動(dòng)農(nóng)機(jī)化的持續(xù)發(fā)展，從而成為保障農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化實(shí)現(xiàn)的先決條件。此外，盡管新疆農(nóng)機(jī)化發(fā)展水平位居全國(guó)前列，但是新疆農(nóng)民收入與東部發(fā)達(dá)省份以及全國(guó)平均水平相比存在較大差距，所以未來發(fā)展過程中增收空間依然較大。因此新疆“農(nóng)民增收”問題依然需要持續(xù)關(guān)注，而且財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)機(jī)化發(fā)展仍然是農(nóng)民增收路上不可忽視的重要影響因素。

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RESEARCH ON INTERACTION RELATIONSHIP AMONG THE FINANCIAL SUPPORT FOR AGRICULTURE, AGRICULTURAL MECHANIZATION AND XINJIANG FARMERS' INCOME

Xin Chongchong , Chen Zhiguo, Tang Hongsong, Zhang Min※

(Xinjiang agricultural university college of economy and trade, Urumqi 830052,China)

According to Xinjiang statistics data from the year 1978 to 2013, the long-term and short-term dynamic relationship and influence among financial support for agriculture, agricultural modernization and the per capita net income of farmers were discussed by using co-integration test, error correction model and Granger causality test in Xinjiang since the reform and opening up. The results showed that: 1) among the financial support for agriculture, the level of agricultural mechanization and the per capita net income of farmers increased continuously in Xinjiang on the whole. 2) There was a long-term equilibrium relationship among the financial support for agriculture, the level of agricultural mechanization development and the per capita net income of farmers. 3) The VEC model displayed that short-term factors had certain regulation for each two variables among financial support agriculture, the level of agricultural mechanization development and the per capita net income of farmers. 4) Granger causality relationship test showed that financial support had a great influence on the changes of per capita net income of farmers. However, the changes of per capita net income of farmers had a certain influence on financial support. The financial support and the per capita net income of farmers showed a two-way causal strong relationship. Changes of agricultural financial subsidies for agricultural machinery total power were obvious, but the effects were weak. Therefore, it suggested that Xinjiang should continue to promote the farmers' income, increase financial support, coordinate the relationship between the finance and agricultural mechanization development, and further provide solid and reliable foundation for solving "three rural problems" effectively.

financial support for agriculture; agricultural mechanization; farmers' income; co-integration test; error correction model

10.7621/cjarrp.1005-9121.20160416

2015-05-26

辛沖沖(1988—)，男，河北邢臺(tái)人，碩士研究生。研究方向：財(cái)政理論與政策、區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展?！ㄓ嵶髡撸簭埫?1959—)，女，新疆塔城人，教授、博士生導(dǎo)師。研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)管理、財(cái)政理論與政策、投資與財(cái)務(wù)分析。Email： 673425200@qq.com

*資助項(xiàng)目：國(guó)家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目“西部民族地區(qū)農(nóng)機(jī)購(gòu)置補(bǔ)貼政策的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究”(71063021)； 新疆人文社科重點(diǎn)研究基地干旱區(qū)農(nóng)村發(fā)展研究中心課題“新疆強(qiáng)農(nóng)惠農(nóng)政策績(jī)效評(píng)價(jià)與對(duì)策研究”(XJEDU030114Y02)； 新疆自治區(qū)研究生科研創(chuàng)新項(xiàng)目“農(nóng)村金融支持新疆‘三農(nóng)’經(jīng)濟(jì)發(fā)展問題研究”(XJGRI2015085)

F320.3； F323

A

1005-9121[2016]04-0100-08