新疆農(nóng)業(yè)資金投入與農(nóng)民收入效應(yīng)關(guān)系的實(shí)證研究*

陳紅紅，夏 詠※，辛沖沖

(1.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； 2.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)財(cái)政稅務(wù)學(xué)院，湖北武漢 430074)

·三農(nóng)問題·

新疆農(nóng)業(yè)資金投入與農(nóng)民收入效應(yīng)關(guān)系的實(shí)證研究*

陳紅紅1，夏 詠1※，辛沖沖2

(1.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； 2.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)財(cái)政稅務(wù)學(xué)院，湖北武漢 430074)

[目的]為清晰識(shí)別農(nóng)業(yè)資金投入對(duì)新疆農(nóng)民收入的影響程度，并給予地方政府進(jìn)一步優(yōu)化調(diào)整農(nóng)業(yè)資金使用效能提供參考依據(jù)。[方法]文章選取1978～2013年新疆統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析、誤差修正模型等方法對(duì)財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)業(yè)貸款、農(nóng)民自主投資與新疆農(nóng)民人均純收入進(jìn)行了實(shí)證探究。[結(jié)果]新疆地區(qū)財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)業(yè)信貸、農(nóng)民自主投資與農(nóng)民人均純收入之間存在長期均衡關(guān)系； 而短期內(nèi)財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)業(yè)信貸以及農(nóng)戶自主投資的促進(jìn)效應(yīng)不如長期明顯，其中農(nóng)業(yè)貸款的收入效應(yīng)遠(yuǎn)低于財(cái)政支農(nóng)和農(nóng)民自主投資； 財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)民自主投資與農(nóng)民人均純收入在短期內(nèi)具有格蘭杰因果關(guān)系，長期則格蘭杰因果關(guān)系解釋力逐漸減弱，而農(nóng)業(yè)貸款在短期內(nèi)不是新疆農(nóng)民人均純收入增長的格蘭杰原因，長期則互為格蘭杰因果關(guān)系。[結(jié)論]該文提出加大財(cái)政支農(nóng)投入力度，提高財(cái)政資金配置效率； 推動(dòng)農(nóng)村金融改革，提高農(nóng)村金融效率； 提振農(nóng)民自主積累資金投資的積極性等政策含義，以期為新疆“三農(nóng)問題”有效解決提供堅(jiān)實(shí)可靠的資本基礎(chǔ)。

財(cái)政支農(nóng) 農(nóng)業(yè)貸款 農(nóng)民自主投資 農(nóng)民收入 協(xié)整檢驗(yàn)

0 引言

解決好“三農(nóng)問題”始終是黨和國家工作中的重中之重，目前，我國仍處于“經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型”并且“二元經(jīng)濟(jì)”特征比較明顯階段，“三農(nóng)”問題是我國面臨的不可逾越的根本性問題[1]。農(nóng)業(yè)作為我國基礎(chǔ)性產(chǎn)業(yè)同時(shí)又具有先天弱質(zhì)性，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，資金投入是農(nóng)業(yè)和農(nóng)村發(fā)展的動(dòng)力源泉，往往影響著其能否健康持續(xù)運(yùn)行。我國當(dāng)前農(nóng)業(yè)發(fā)展資金來源主要有金融機(jī)構(gòu)的農(nóng)業(yè)信貸資金、政府的財(cái)政支農(nóng)資金及農(nóng)民的自有資金3個(gè)方面，他們的高效投入對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)民增收起著巨大作用。但是在我國市場(chǎng)化進(jìn)程中，支農(nóng)資金短缺、正式及非正式金融組織缺失、農(nóng)民工大量進(jìn)城、耕地資源稀缺等諸多現(xiàn)象和問題嚴(yán)重影響了我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)民收入提高[2]。

1 研究進(jìn)展

關(guān)于財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)業(yè)信貸與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展及農(nóng)民增收之間的關(guān)系已有較深層次研究。國內(nèi)學(xué)者對(duì)其進(jìn)行了探索性研究，且得出兩種不同觀點(diǎn)。一種觀點(diǎn)認(rèn)為，財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)業(yè)信貸與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長、農(nóng)民收入增加具有顯著的相關(guān)性，且為正向相關(guān)。如劉立民，鄧宏亮分別以江西省和陜西省為研究對(duì)象，采取VAR時(shí)間序列分析法以及結(jié)構(gòu)向量自回歸(SVAR)模型對(duì)財(cái)政支持、金融支持與農(nóng)民人均純收入關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果均印證了財(cái)政、金融支持對(duì)農(nóng)民收入的促進(jìn)作用[3-4]。劉耀森認(rèn)為我國農(nóng)業(yè)投資與農(nóng)民收入增長之間存在緊密聯(lián)系，且隨著時(shí)間推移，其作用程度漸趨穩(wěn)定和顯著[5]。徐芳則對(duì)川渝經(jīng)濟(jì)圈1985～2008年時(shí)序數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，該區(qū)域金融支農(nóng)對(duì)農(nóng)村產(chǎn)值增長、糧食增產(chǎn)、農(nóng)民增收均具有顯著長期經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，而財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)民增收效應(yīng)微弱[6]。秦嵩以山東為研究案例，認(rèn)為財(cái)政支農(nóng)和農(nóng)業(yè)貸款能有效促進(jìn)農(nóng)民增收[7]。李潔馨使用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型驗(yàn)證了黑龍江農(nóng)村信貸對(duì)消除農(nóng)村貧困人口、提高農(nóng)民收入以及提高農(nóng)村小額信貸使用效率具有重要促進(jìn)作用[8]。但也有一些學(xué)者對(duì)其持相反觀點(diǎn)，例如周一鹿等認(rèn)為農(nóng)村金融資源開發(fā)在短期內(nèi)對(duì)農(nóng)民增收促進(jìn)作用不明顯，而在長期內(nèi)卻對(duì)其具有顯著負(fù)效應(yīng)[9]。高云峰認(rèn)為西部地區(qū)農(nóng)業(yè)信貸投入對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長具有明顯促進(jìn)作用，而對(duì)提高農(nóng)村居民收入增長方面則顯得比較乏力[10]。孫致陸根據(jù)1994～2009省級(jí)面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，新疆財(cái)政支農(nóng)投入對(duì)農(nóng)民增收的促進(jìn)作用非常有限，整體效益較低，且呈現(xiàn)顯著的地區(qū)差異性和梯度特征，即自東部、中部、西部逐漸降低[11]。宜文基于2007～2010年東北三省146縣的面板數(shù)據(jù)實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)貸款和農(nóng)戶貸款均沒能有效促進(jìn)農(nóng)民收入水平顯著提高，且縣域財(cái)政支農(nóng)增加也無助于農(nóng)民增收，反而對(duì)其起到顯著抑制作用[12]。楊瑞珍提出通過深化農(nóng)村體制改革、加大財(cái)政支持力度以及轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動(dòng)力等措施，解決中西部地區(qū)農(nóng)民增收問題[13]。溫濤和王煜宇運(yùn)用中國1952～2002年度實(shí)際數(shù)據(jù)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，中國財(cái)政支農(nóng)的增加不僅無助于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)民增收，反而存在抑制作用； 而農(nóng)業(yè)貸款的增長也沒成為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)民增收的重要資源要素[14]。李普亮認(rèn)為財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)糧食增產(chǎn)和農(nóng)民曾收總體效應(yīng)甚微，財(cái)政支農(nóng)資金配置缺乏效率[15]。王彬以貴州省為研究對(duì)象，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村信貸與農(nóng)民增收或農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長之間不存長期均均衡關(guān)系，進(jìn)一步說明農(nóng)村信貸資金配置缺乏效率，沒能發(fā)揮有效作用[16]。

2 研究區(qū)概況與研究方法

2.1 研究區(qū)概況

新疆地處我國西北部，既是新絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶的核心區(qū)也是我國“糧棉果畜”等農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)比較重大的省份。自改革開放以來30余年間新疆在農(nóng)業(yè)、農(nóng)村、農(nóng)民方面均有較大改觀。農(nóng)業(yè)GDP由1978年的13.97億元增長至2013年的1434.83億元，年均增長率達(dá)到14.22%，然而農(nóng)業(yè)在發(fā)展中仍然存在一些問題，例如農(nóng)業(yè)持續(xù)發(fā)展及農(nóng)民增收難度較大，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程較慢，農(nóng)村公共服務(wù)水平較低等。與全國其他地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展類似，新疆在農(nóng)業(yè)發(fā)展、新農(nóng)村建設(shè)及農(nóng)民增收過程中很大程度上受農(nóng)業(yè)資金投入的限制。就目前來看，新疆農(nóng)業(yè)資金主要來源于以下3個(gè)方面：中央政府和新疆地方政府財(cái)政的資金支持、銀行或其他金融機(jī)構(gòu)對(duì)新疆農(nóng)業(yè)的貸款、農(nóng)民自有資金的投入。以下圖1和圖2分別是新疆自1978年以來，財(cái)政支農(nóng)*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)容主要包括兩類：一是國家扶持項(xiàng)目經(jīng)費(fèi)：農(nóng)業(yè)事業(yè)單位事業(yè)費(fèi)、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用； 二是支援農(nóng)村生產(chǎn)的資金補(bǔ)助：水土保持補(bǔ)助費(fèi)、農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣補(bǔ)助費(fèi)、各項(xiàng)農(nóng)業(yè)保護(hù)補(bǔ)助費(fèi)等。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)。、新疆農(nóng)業(yè)貸款*主要包括農(nóng)戶貸款和鄉(xiāng)鎮(zhèn)農(nóng)業(yè)企業(yè)貸款。及新疆農(nóng)民自主投資情況和新疆農(nóng)民人均變化情況*此處的數(shù)據(jù)主要指新疆農(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)營收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入構(gòu)成。。

圖1 1978～2013年農(nóng)業(yè)資金投入變化情況

根據(jù)圖1可知，就新疆財(cái)政支農(nóng)方面， 1978年支出額為3.43億元，占財(cái)政總支出20.16%，占新疆農(nóng)業(yè)GDP比重為24.55%， 2013年財(cái)政支農(nóng)金額達(dá)到387.42億元，占財(cái)政支出總額的12.63%，占農(nóng)業(yè)GDP的27%， 1978～2003年財(cái)政支農(nóng)支出年均增長率為14.46，雖然新疆財(cái)政支農(nóng)支出總額保持增長態(tài)勢(shì)，但是財(cái)政支農(nóng)支出占財(cái)政總支出的比重整體上還是下降態(tài)勢(shì)比較明顯，近年來基本穩(wěn)定在13%上下波動(dòng)。就新疆農(nóng)業(yè)貸款而言， 1978年新疆新疆農(nóng)業(yè)貸款為0.9951億元，占貸款總額的5.45%，占農(nóng)業(yè)GDP的7.12%， 2013年新疆農(nóng)業(yè)貸款達(dá)到了267.94億元，占貸款總額的2.72%，占農(nóng)業(yè)GDP的18.67%，新疆農(nóng)業(yè)貸款自1978～2013年年均增長率為17.34%，然而新疆農(nóng)業(yè)貸款占貸款總額的比重只有在1980～1989年在10%上下浮動(dòng)外，之后卻呈逐年下降趨勢(shì)。就新疆農(nóng)民自主投資方面來說，新疆由1980年的0.12億元增加至2013年361.07億元，年均增長率達(dá)到27.59%，其中1980年新疆農(nóng)民自主投資占全社會(huì)總投資額的0.57%，占農(nóng)業(yè)GDP的0.83%， 2013年新疆農(nóng)民自主投資有一定幅度的提高，占全社會(huì)總額的4.67%，僅在1988～1991年和1995～1998年2個(gè)階段占比均在7%～9%之間浮動(dòng)外，其余年份均較低，近幾年基本維持在4%～5%之間浮動(dòng)。由此可見，新疆新疆財(cái)政支農(nóng)投入、農(nóng)業(yè)信貸資金投入以及新疆農(nóng)民自主投資規(guī)模均有大幅度增加，但是他們的占比均有一定幅度的下降。鑒于此，農(nóng)業(yè)資金投入力度不夠，農(nóng)業(yè)資金投資效率偏低，且農(nóng)戶投資積極性不高等嚴(yán)重影響了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，新農(nóng)村建設(shè)及農(nóng)民持續(xù)增收。

圖2 1978～2013年新疆新疆農(nóng)民人均純收入變化

從圖2中可以看出， 1978～2013年新疆新疆農(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元增長到了1600元，年均增長13.17%，增長幅度比較明顯； 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，增長幅度比1998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，新疆農(nóng)民人均純收入進(jìn)入恢復(fù)性穩(wěn)步增長階段， 2007年新疆農(nóng)民人均純收入達(dá)到3183元，比2000年新疆農(nóng)民人均純收入1618元增長近1倍，年均增長為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)入了快速增長階段， 2013年末，新疆農(nóng)民人均純收入達(dá)到7297元，比2009年增長了近1倍，年均增長率達(dá)到17.08%，高于全國平均水平。

2.2 模型設(shè)定、數(shù)據(jù)來源及指標(biāo)說明

2.2.1 模型設(shè)定

迄今為止，國外研究者在探討農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)民收入增加的實(shí)現(xiàn)路徑時(shí)，基于條件假設(shè)的不同以及指標(biāo)選取的差異性，從而構(gòu)建不同的模型，得到不同的結(jié)論，但大部分研究者一致認(rèn)為，農(nóng)業(yè)資本投入作為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)民增收的核心內(nèi)容，是其最重要的影響因素之一。其中，Odedokun提出了經(jīng)濟(jì)效率概念，其核心觀點(diǎn)認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)增長決定于資本的增加與資源效率的提高，并使用模型論證了其正確性。因此，在研究新疆地區(qū)農(nóng)業(yè)資本投入與農(nóng)民收入增加的關(guān)系時(shí)，農(nóng)業(yè)資本投入中各指標(biāo)無疑是最重要的指標(biāo)之一。鑒于該文研究目標(biāo)以及模型的合理選擇上，這里主要采用Feder、Greenwood和Jovanvic、PaganoM.、MurindeV.、H.E.Stanley和P.Gopikrishnan等研究者廣為使用的研究方法，將農(nóng)業(yè)資本投入中的各因素作為生產(chǎn)要素引入C—D生產(chǎn)函數(shù)中，通常可將生產(chǎn)函數(shù)簡(jiǎn)化成：

Y=f(L，K)

(1)

(2)

基于規(guī)模報(bào)酬不變的情況下，式(2)可變形為：

(3)

由于農(nóng)業(yè)資本投入的來源主要包括財(cái)政支農(nóng)投入、農(nóng)業(yè)貸款投入以及農(nóng)戶自主投資，為進(jìn)一步構(gòu)建新疆農(nóng)業(yè)資本投入對(duì)農(nóng)民收入效應(yīng)的合理模型，且考慮到數(shù)據(jù)的可得性及該文研究目標(biāo)，農(nóng)業(yè)資本投入指標(biāo)選取農(nóng)民人均財(cái)政投入(X1)、農(nóng)民人均貸款(X2)、農(nóng)民人均自主投資(X3)來衡量，而農(nóng)民人均收入(Y)作為衡量農(nóng)業(yè)產(chǎn)出指標(biāo)，為此，將式(3)可轉(zhuǎn)換為：

Y=(X1，X2，X3)

(4)

進(jìn)而對(duì)式(4)進(jìn)行全微分后，得到：

(5)

(6)

式(6)中，α0表示常數(shù)項(xiàng)，α1i、α2i、α3i分別表示新疆農(nóng)民人均財(cái)政支農(nóng)投入、新疆農(nóng)民人均農(nóng)業(yè)貸款以及新疆農(nóng)民人均自主投資的彈性系數(shù)，μi表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，且服從正態(tài)分布。

2.2.2 數(shù)據(jù)來源及指標(biāo)說明

由于受1978年經(jīng)濟(jì)體制改革的影響，個(gè)別年份數(shù)據(jù)出現(xiàn)異常且個(gè)別指標(biāo)數(shù)據(jù)缺失可能會(huì)影響我們其長期關(guān)系的判斷，為此，在實(shí)證分析時(shí)該文將考察期期限調(diào)整為1984～2013年。數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國金融年鑒》、《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》以及國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站等資源。為消除價(jià)格影響和經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)時(shí)間序列中異方差現(xiàn)象的影響，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)處理。首先基于農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)平減得到以1984年為基期(1984=100)的實(shí)際值； 其次，對(duì)研究的經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化變換，分別用LNY、LNX1、LNX2和LNX3表示農(nóng)民人均純收入、財(cái)政支農(nóng)投入、農(nóng)業(yè)貸款和農(nóng)民自主投資。

2.3 實(shí)證分析方法

由于所指標(biāo)數(shù)據(jù)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，首先采用ADF檢驗(yàn)方法，若變量是非平穩(wěn)的，則要對(duì)其進(jìn)行處理并使其成為平穩(wěn)時(shí)間序列，若變量是同階單整序列，那么變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系，進(jìn)一步檢驗(yàn)變量間的協(xié)整關(guān)系以及格蘭杰因果關(guān)系，從而揭示農(nóng)業(yè)資本投入與農(nóng)民收入間的相互協(xié)調(diào)發(fā)展關(guān)系以及相互影響關(guān)系。最后，嘗試用誤差修正模型來測(cè)算變量間是否存在短期均衡，若存在則考察短期因素對(duì)長期均衡的調(diào)整力度。該文使用的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件是Eviews7.0。

3 實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果及分析

3.1ADF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，各變量的檢驗(yàn)結(jié)果具體見表1。

通過舉辦和參加各類各層次展銷會(huì)、推介會(huì)，積極引進(jìn)省內(nèi)外客商，把本地特色產(chǎn)品推出去，促進(jìn)“一帶一路”市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)要素自由流動(dòng)。積極參加蘭洽會(huì)、張交會(huì)等農(nóng)業(yè)展會(huì)，充分利用各類平臺(tái)，與來自中西亞、歐洲等地區(qū)的中外企業(yè)采購商開展洽談。通過各層次的展銷會(huì)，先后引進(jìn)了中農(nóng)大康公司等一批農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)加工企業(yè)，有效帶動(dòng)和促進(jìn)了工商資本進(jìn)入農(nóng)產(chǎn)品加工領(lǐng)域。與此同時(shí)，通過各類農(nóng)業(yè)展會(huì)，借機(jī)展示宣傳高臺(tái)縣特色農(nóng)產(chǎn)品，有效提升了高臺(tái)縣農(nóng)產(chǎn)品品牌知名度。

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LNX1-1.010668 (c,t,0)-4.309824-3.574244-3.221728不平穩(wěn)LNX2-0.121560(c,t,2)-4.339330-3.587527-3.229230不平穩(wěn)LNX3-2.257835(c,t,6)-4.416345-3.622033-3.248592不平穩(wěn)LNY-0.565387(c,t,0)-4.309824-3.574244-3.221728不平穩(wěn)ΔLNX1-4.549660***(c,t,0)-4.323979-3.580623-3.225334平穩(wěn)ΔLNX2-6.705055***(c,t,1)-4.339330-3.587527-3.229230平穩(wěn)ΔLNX3-3.724126**(c,t,0)-4.323979-3.580623-3.225334平穩(wěn)ΔLNY-4.204772**(c,t,0)-4.323979-3.580623-3.225334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

根據(jù)表1中檢驗(yàn)結(jié)果可知，變量LNY、LNX1、LNX2和LNX3在零階差分水平下均存在單位根，具有不穩(wěn)定性，而在一階差分條件下，ΔLNX1和ΔLNX均在1%顯著性水平上通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)，ΔLNX3和ΔLNY均在5%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)表明他們之間可能存在某種平穩(wěn)性的線性組合，以反映變量間的長期穩(wěn)定關(guān)系，但變量間是否存在協(xié)整關(guān)系，需要進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。

3.2 協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)主要包括兩種檢驗(yàn)方法，一種是Engle和Granger(1987)提出的回歸殘差協(xié)整檢驗(yàn)，另一種是基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗(yàn)，如Johansen協(xié)整檢驗(yàn)； 兩種方法的適用范圍通常有所區(qū)別，其中Engle-Granger兩步法通常適用于兩變量間的協(xié)整檢驗(yàn)，而Johansen協(xié)整檢驗(yàn)較多適用于兩個(gè)以上變量間的協(xié)整檢驗(yàn)。為考察新疆地區(qū)農(nóng)民人均財(cái)政投入、農(nóng)民人均農(nóng)業(yè)貸款、農(nóng)民人均自主投資與新疆農(nóng)民人均純收入間是否存長期均衡關(guān)系，該文運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)。

對(duì)LNY與LNX1、LNX2、LNX3進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)之前，首先通過LR、FPE、AIC、SC和HQ準(zhǔn)則，確定VAR模型的滯后階數(shù)為2，由于Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的滯后期是無約束VAR(2)模型一階差分變量的滯后，那么協(xié)整檢驗(yàn)的滯后期選擇要比VAR(2)模型的滯后期小1，為此Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的滯后期為1，檢驗(yàn)形式為數(shù)據(jù)有確定性趨勢(shì)項(xiàng)及協(xié)整方程有截距項(xiàng)，檢驗(yàn)結(jié)果具體見表2。

表2 Johansen極大似然協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

變量特征根似然比5%臨界值P值原假設(shè)的協(xié)整方程數(shù)LNY0.65388753.7558847.856130.0126None*LNX1、LNX2、LNX30.41609024.0481729.797070.1984Atmost1

根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果可知，由于第一行的似然比值53.75588大于5%顯著水平下的臨界值47.85613，即拒絕沒有協(xié)整方程的原假設(shè)，說明至少存在一個(gè)協(xié)整方程； 由于第二行的似然比值為24.04817小于5%顯水平下的臨界值29.79707，那么接受最多一個(gè)協(xié)整方程的原假設(shè)，說明至多存在一個(gè)協(xié)整方程。綜合考慮可以判斷這些變量間存在著長期均衡穩(wěn)定的關(guān)系，這也表明該文的長期均衡模型的變量選擇是合理的，回歸系數(shù)具有一定經(jīng)濟(jì)意義。通過EViews6.0 可以得到協(xié)整方程為：

從上述協(xié)整方程來看，新疆農(nóng)業(yè)資本投入中的新疆財(cái)政支農(nóng)投入、新疆農(nóng)業(yè)貸款、新疆農(nóng)戶自主投資與新疆農(nóng)民人均純收入之間具有高度相關(guān)關(guān)系，回歸擬合度較好，方程總體上是優(yōu)良和可靠的，較好地反映了他們之間的長期均衡關(guān)系。從協(xié)整方程我們也可以得出，各項(xiàng)系數(shù)均為正，表明從長期看，新疆地區(qū)的財(cái)政支農(nóng)投入、農(nóng)業(yè)貸款和農(nóng)戶自主投資對(duì)新疆地區(qū)的農(nóng)民收入均具有正向的促進(jìn)作用。其中他們對(duì)農(nóng)民收入的彈性系數(shù)具有一定差異性，新疆農(nóng)業(yè)貸款對(duì)農(nóng)民收入的彈性最大，其次是新疆農(nóng)戶自主投資，最后是新疆財(cái)政支農(nóng)投入，這與近些年新疆地區(qū)農(nóng)民對(duì)農(nóng)業(yè)資本投入的實(shí)際情況比較相符。同時(shí)，我們也應(yīng)看到，該方程回歸系數(shù)的符號(hào)和大小與經(jīng)濟(jì)理論的期望值相符合。

3.3 誤差修正模型

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明新疆地區(qū)的農(nóng)民收入與新疆財(cái)政支農(nóng)投入、農(nóng)業(yè)貸款及農(nóng)戶自主投資之間存在長期均衡關(guān)系，那么可以建立誤差修正模型以分析新疆農(nóng)民人均純收入與各項(xiàng)投入之間短期動(dòng)態(tài)關(guān)系及其調(diào)整速率。以ΔLNY為被解釋變量，以ΔLNX1、ΔLNX2、ΔLNX3、ECMt-1及其各階滯后項(xiàng)為解釋變量，經(jīng)過多次嘗試，綜合考慮t值、R2等建立如下修正模型：

其中ECM=LNY-0.1781LNX1-0.0901LNX2-0.3433LNX3-5.2800

根據(jù)上述誤差修正模型中，誤差修正系數(shù)為負(fù)，符合一般反向修正機(jī)制原則，這反映了新疆農(nóng)民人均純收入增加受新疆財(cái)政支農(nóng)投入、新疆農(nóng)業(yè)貸款及新疆農(nóng)戶自主投資影響的短期波動(dòng)規(guī)律。誤差修正項(xiàng)的系數(shù)反映了對(duì)新疆農(nóng)民人均純收入偏離長期均衡關(guān)系的調(diào)整力度，該回歸方程的誤差修正項(xiàng)系數(shù)為-0.730574,調(diào)整力度較強(qiáng)，新疆地區(qū)農(nóng)民人均純收入對(duì)于該地區(qū)域農(nóng)業(yè)資本各項(xiàng)投入從非均衡狀態(tài)調(diào)整到均衡狀態(tài)的速度大約需要1.37年。該方程中包含了滯后一期新疆農(nóng)民人均純收入的變化，且系數(shù)較顯著，表明了短期內(nèi)新疆地區(qū)農(nóng)民人均純收入的增長具有一定的累積拉動(dòng)效應(yīng)，即滯后一期的農(nóng)民收入增長率變化1%就會(huì)促使本期農(nóng)民收入增長率同向增長0.22%。另外，新疆地區(qū)農(nóng)民人均純收入的短期變動(dòng)也受短期農(nóng)業(yè)資本各項(xiàng)投入變動(dòng)的影響，在回歸方程中ΔLNX1、ΔLNX和ΔLNX3的系數(shù)均為正，說明前期財(cái)政支農(nóng)投入、農(nóng)業(yè)貸款、農(nóng)民自主投資3項(xiàng)投入增長率變化1%，則會(huì)引致農(nóng)民人均純收入增長率會(huì)分別同向變化0.13%， 0.02%， 0.20%，這表明短期內(nèi)新疆各項(xiàng)資本投入對(duì)促進(jìn)農(nóng)民增收產(chǎn)生積極效應(yīng)，然而農(nóng)業(yè)貸款對(duì)農(nóng)民增收效應(yīng)并沒有顯示其優(yōu)越性，遠(yuǎn)低于財(cái)政資金支持以及農(nóng)戶自主投資的增收效應(yīng)，這也切實(shí)說明新疆亟待優(yōu)化農(nóng)業(yè)信貸對(duì)農(nóng)民增收的緊迫性以及優(yōu)化農(nóng)業(yè)信貸支農(nóng)的艱巨性。

3.4Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明新疆地區(qū)的農(nóng)業(yè)資本各項(xiàng)投入與該區(qū)域的農(nóng)民人均純收入之間存在長期均衡關(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)確分析其是否存在因果關(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3所示。

表3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

原假設(shè)H0F值P值Obs滯后階數(shù)是否拒絕原假設(shè)LNX1不是LNY的Granger原因3.859630.0359**282拒絕LNY不是LNX1的Granger原因3.869360.0356**282拒絕LNX2不是LNY的Granger原因1.272580.2991282接受LNY不是LNX2的Granger原因3.475870.0480**282拒絕LNX3不是LNY的Granger原因2.857450.0779*282拒絕LNY不是LNX3的Granger原因13.20360.0002**282拒絕LNX1不是LNY的Granger原因3.810240.0261**273拒絕LNY不是LNX1的Granger原因3.279390.0422**273拒絕LNX2不是LNY的Granger原因3.459580.0358**273拒絕LNY不是LNX2的Granger原因2.717430.0719*273拒絕LNX3不是LNY的Granger原因3.420600.0371**273拒絕LNY不是LNX3的Granger原因9.181360.0005***273拒絕 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

根據(jù)格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果可知：原假設(shè)新疆財(cái)政支農(nóng)投入不是新疆農(nóng)民人均純收入的格蘭杰原因的概率為0.0359，在滯后期為2及5%的顯著性水平上，拒絕原假設(shè)接受備擇假設(shè)，這說明新疆財(cái)政支農(nóng)投入是新疆農(nóng)民人均純收入的Granger原因； 原假設(shè)新疆農(nóng)民人均純收入不是新疆財(cái)政支農(nóng)投入的格蘭杰原因的概率為0.0356，在滯后期為2及5%的顯著性水平上，拒絕原假設(shè)接受備擇假設(shè)，這表明新疆農(nóng)民人均純收入是財(cái)政支農(nóng)支出的格蘭杰原因； 可見，新疆財(cái)政支農(nóng)投入與新疆農(nóng)民人均純收入之間存在著明顯的互饋關(guān)系。同理，我們可以看出，在滯后期為2時(shí)，新疆地區(qū)的農(nóng)民人均純收入與農(nóng)業(yè)信貸之間存在著單向的格蘭杰因果關(guān)系，即新疆地區(qū)的農(nóng)民人均純收入是該區(qū)域的農(nóng)業(yè)信貸增加的格蘭杰原因，而該區(qū)域的農(nóng)業(yè)信貸的增加不是農(nóng)民人均純收入增長的格蘭杰原因，說明農(nóng)業(yè)信貸的變動(dòng)在滯后2期對(duì)新疆農(nóng)民人均純收入的變化沒有較強(qiáng)的解釋能力，從而揭示出短期內(nèi)新疆區(qū)域的農(nóng)業(yè)信貸的增加對(duì)提高新疆農(nóng)民人均純收入的促進(jìn)作用不夠明顯，但是我們也發(fā)現(xiàn)，當(dāng)滯后期為3時(shí)，新疆地區(qū)的農(nóng)民人均純收入與農(nóng)業(yè)信貸之間存在明顯的雙向因果關(guān)系，這種解釋能力在逐漸增強(qiáng)。在滯后期為2和3時(shí)，新疆地區(qū)的農(nóng)民人均純收入與新疆農(nóng)民自主投資之間存在著格蘭杰因果關(guān)系，即在新疆農(nóng)民自主投資是農(nóng)民人均純收入增長的格蘭杰原因，說明新疆地區(qū)的農(nóng)民自主投資的變動(dòng)在滯后2和3期對(duì)當(dāng)期新疆農(nóng)民人均純收入的變化有較強(qiáng)的解釋能力，從而揭示了新疆農(nóng)民自主投資對(duì)提高新疆農(nóng)民人均純收入起著重要的促進(jìn)作用。另外，在檢驗(yàn)過程中發(fā)現(xiàn)，隨著滯后期增加，新疆財(cái)政支農(nóng)和農(nóng)民自主投資是新疆地區(qū)農(nóng)民人均純收入的格蘭杰原因的解釋能力在逐漸減弱，而新疆農(nóng)業(yè)信貸是該區(qū)域農(nóng)民人均純收入的格蘭杰原因的解釋能力在逐漸增強(qiáng)。

3.5 實(shí)證結(jié)果分析

(1)從協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果來看，新疆財(cái)政支農(nóng)投入、農(nóng)業(yè)信貸及農(nóng)民自主投資與新疆農(nóng)民人均純收入之間均存在長期均衡關(guān)系，即在不考慮其他影響因素的條件下，他們之間存在著動(dòng)態(tài)均衡機(jī)制。并且新疆地區(qū)的農(nóng)業(yè)資本各項(xiàng)投入對(duì)該區(qū)域的農(nóng)民人均純收入增長具有正向促進(jìn)作用，符合預(yù)期結(jié)果。從長期彈性系數(shù)來看，新疆財(cái)政支農(nóng)投入、新疆農(nóng)業(yè)貸款以及新疆農(nóng)民自主投資的增長率每變化1%則會(huì)致使新疆農(nóng)民人均純收入分別同向變化0.18%、0.09%， 0.34%。從長期系數(shù)值的大小可以看出，新疆農(nóng)民自主投資是影響新疆農(nóng)民人均純收入變化的最重要因素，其次是新疆財(cái)政支農(nóng)投入，新疆農(nóng)業(yè)貸款位居第三，其中新疆農(nóng)業(yè)貸款并未像眾多學(xué)者通常認(rèn)為的那樣對(duì)農(nóng)民增收產(chǎn)生較高促進(jìn)作用。這也比較符合新疆地區(qū)實(shí)際情況，主要是由于新疆農(nóng)業(yè)資源稟賦具有比較優(yōu)勢(shì)，“三農(nóng)”問題始終受益于中央財(cái)政和新疆地方財(cái)政的支持，新疆財(cái)政支農(nóng)主要包括國家扶持項(xiàng)目經(jīng)費(fèi)和支援農(nóng)村生產(chǎn)的資金補(bǔ)助，財(cái)政對(duì)農(nóng)業(yè)的投入呈不斷直線上升趨勢(shì)，從而激發(fā)了農(nóng)民對(duì)農(nóng)業(yè)的積極性，進(jìn)而對(duì)農(nóng)民純收入有較大的帶動(dòng)作用。然而新疆地區(qū)的農(nóng)業(yè)信貸可能受該地區(qū)的農(nóng)貸市場(chǎng)萎縮、農(nóng)村信貸機(jī)制缺乏及農(nóng)民貸款難等現(xiàn)實(shí)問題的存在無法使農(nóng)業(yè)信貸發(fā)揮其應(yīng)有的乘數(shù)效應(yīng)和加速器效應(yīng)。

(2)從誤差修正模型結(jié)果來看，農(nóng)民純收入的短期變動(dòng)可以分兩部分：一部分是由于各個(gè)解釋變量差分項(xiàng)短期變動(dòng)的影響，在影響新疆地區(qū)農(nóng)民收入變化的農(nóng)業(yè)資本各項(xiàng)投入中，短期內(nèi)新疆財(cái)政支農(nóng)投入和新疆農(nóng)民自主投資的增長對(duì)該區(qū)域的農(nóng)民純收入增長具有一定的促進(jìn)作用，但均不如長期的明顯，而在短期內(nèi)新疆農(nóng)業(yè)貸款并沒有對(duì)新疆農(nóng)民增收產(chǎn)生預(yù)期中的促進(jìn)作用，相反，還產(chǎn)生一定的阻礙作用； 另一部分是由于上一期的農(nóng)民純收入偏離長期均衡關(guān)系(即ECMt-1)的影響，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，即為了維持新疆實(shí)際農(nóng)業(yè)資本各項(xiàng)投入與農(nóng)民純收入之間的長期均衡關(guān)系，當(dāng)期將會(huì)以-0.730574的速度對(duì)上一期新疆農(nóng)業(yè)資本各投入與農(nóng)民收入之間的非均衡狀態(tài)進(jìn)行調(diào)整，將其拉回均衡狀態(tài)?？梢?，短期內(nèi)新疆財(cái)政支農(nóng)投入和新疆農(nóng)民自主投資繼續(xù)維持對(duì)農(nóng)民人均純收入增長的拉動(dòng)作用，而新疆農(nóng)業(yè)貸款帶來的農(nóng)民增收效應(yīng)為反向變化，可能是新疆農(nóng)業(yè)貸款資金立即轉(zhuǎn)化為實(shí)物資本存在一定的時(shí)滯性無法及時(shí)滿足農(nóng)民的需要，同時(shí)也受到當(dāng)前農(nóng)村地區(qū)資金空虛使得農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)功能的弱化以及國有金融機(jī)構(gòu)改革中趨利避險(xiǎn)的經(jīng)營風(fēng)格，且新疆農(nóng)村金融創(chuàng)步伐落后等主客觀因素的制約，無法有效發(fā)揮其對(duì)農(nóng)民實(shí)際增收的顯著作用。

(3)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在滯后2期的情況下，新疆財(cái)政支農(nóng)投入及農(nóng)民自主投資與該區(qū)域的農(nóng)民純收入之間存在雙向的Granger因果關(guān)系，與長期均衡模型和誤差修正模型的檢驗(yàn)結(jié)果相一致。而新疆農(nóng)業(yè)貸款與農(nóng)民純收入之間存在一種單向Granger因果關(guān)系，即在滯后期為2時(shí)，農(nóng)民純收入是新疆農(nóng)業(yè)貸款的格蘭杰原因，反之二者不存在格蘭杰因果關(guān)系，這與誤差修正模型的結(jié)果也較為一致。但是隨著滯后期的增加，新疆農(nóng)業(yè)貸款則是促進(jìn)該地區(qū)農(nóng)民增收的格蘭杰原因，這與長期均衡模型的檢驗(yàn)結(jié)果一致。另外，研究也發(fā)現(xiàn)，新疆財(cái)政支農(nóng)和農(nóng)民自主投資對(duì)促進(jìn)新疆農(nóng)民增收的格蘭杰原因的解釋能力隨著滯后期的增加在減弱。

4 結(jié)論與啟示

通過以西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)——新疆為典型研究對(duì)象，采用協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型以及格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)農(nóng)業(yè)資本各項(xiàng)投入與農(nóng)民人均純收入予以實(shí)證分析，結(jié)論如下：農(nóng)業(yè)資本各項(xiàng)投入與農(nóng)民人均純收入之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。從農(nóng)業(yè)資本投入增收效應(yīng)來看，農(nóng)民自主投資能夠顯著推動(dòng)農(nóng)民增收，影響作用最重要； 其次農(nóng)業(yè)財(cái)政投入也是拉動(dòng)農(nóng)民增收的動(dòng)力之一，且這種拉動(dòng)作用在新疆地區(qū)體現(xiàn)比較明顯； 而農(nóng)業(yè)貸款對(duì)農(nóng)民增收對(duì)農(nóng)民增收的推動(dòng)作用短期不夠顯著。農(nóng)民自主投資及農(nóng)業(yè)財(cái)政投入是農(nóng)民增收的格蘭杰原因，而農(nóng)業(yè)貸款在短期內(nèi)不是農(nóng)民增收的格蘭杰原因，長期內(nèi)則是農(nóng)民增收的格蘭杰原因。

基于上述實(shí)證結(jié)果可知，新疆地區(qū)農(nóng)業(yè)資本各項(xiàng)投入對(duì)農(nóng)民增收的促進(jìn)作用差異性較大，并沒有真正發(fā)揮其資本高效率使用及發(fā)揮其促進(jìn)農(nóng)民增收的功能性作用，從而揭示了新疆農(nóng)業(yè)資本投入與農(nóng)民增收之間還是存在一定不協(xié)調(diào)關(guān)系的事實(shí)，當(dāng)然我們也不能否認(rèn)新疆財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)業(yè)貸款促進(jìn)農(nóng)民增收的觀點(diǎn)。如今農(nóng)村金融作為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的核心，無疑是推動(dòng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)民持續(xù)增收的動(dòng)力和源泉之一； 財(cái)政支農(nóng)政策同樣也是有效支持“三農(nóng)”問題得到根本性解決的輔助工具。但就新疆地區(qū)而言，農(nóng)業(yè)信貸在短期內(nèi)對(duì)農(nóng)民增收缺乏明顯的推動(dòng)作用，財(cái)政支農(nóng)促進(jìn)農(nóng)民增收的效應(yīng)并沒有發(fā)揮其最大作用，新疆農(nóng)民自主投資盡管對(duì)農(nóng)民增收產(chǎn)生明顯促進(jìn)作用，但也存在一定的效率損失。

為此，該文得到如下啟示：(1)要持續(xù)加大財(cái)政支農(nóng)力度，優(yōu)化資金使用過程中的合理配置，以提高支農(nóng)效率。不僅要保障中央和地方政府構(gòu)建財(cái)政支農(nóng)資金的長期穩(wěn)定增長機(jī)制，同時(shí)也要持續(xù)改進(jìn)財(cái)政支農(nóng)資金的監(jiān)管機(jī)制，保證資金如實(shí)分配和發(fā)放，以提高資金高效使用。此外，繼續(xù)優(yōu)化財(cái)政支農(nóng)結(jié)構(gòu)，釋放財(cái)政資金支持農(nóng)業(yè)的高效率，以期財(cái)政支農(nóng)綜合效益的持續(xù)改進(jìn)和提高。(2)鑒于農(nóng)村金融在新疆供需匹配嚴(yán)重不均衡的現(xiàn)象，信貸資金配置效率較低，農(nóng)村金融并未發(fā)揮其應(yīng)有的積極促進(jìn)作用，為此，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整與產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營的發(fā)展過程中，應(yīng)切實(shí)大力發(fā)展農(nóng)村金融，以滿足農(nóng)村經(jīng)濟(jì)主體對(duì)資金需求不斷擴(kuò)張下的農(nóng)村金融的信貸支持。(3)理應(yīng)持續(xù)加強(qiáng)農(nóng)民自我資金的積累和自主投入。盡管實(shí)證結(jié)果表明農(nóng)民自主投資具有顯著的增收效應(yīng)，但是近些年農(nóng)村資金外流、農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格較低、農(nóng)業(yè)比較效益低下、農(nóng)產(chǎn)品容易出現(xiàn)滯銷等問題的存在，使得農(nóng)民對(duì)農(nóng)業(yè)積極性逐漸下降，對(duì)農(nóng)業(yè)投入偏少，無法發(fā)揮其農(nóng)民自有積累資金的最優(yōu)化使用。因此，政府在以市場(chǎng)為導(dǎo)向的基礎(chǔ)上，發(fā)揮其主觀能動(dòng)性，積極幫助農(nóng)民客觀認(rèn)識(shí)農(nóng)業(yè)的重要性以及出臺(tái)相關(guān)政策輔助農(nóng)民及時(shí)解決相應(yīng)問題，重新提振農(nóng)民積極性和信心[17]，引導(dǎo)農(nóng)民自有積累資金對(duì)農(nóng)業(yè)的投入，進(jìn)而提高其持續(xù)促進(jìn)農(nóng)民增收的能力。

[1] 文琦． 中國農(nóng)村轉(zhuǎn)型發(fā)展研究的進(jìn)展與趨勢(shì)．中國人口·資源與環(huán)境， 2009, 19(1): 20～24

[2] 張宇青， 周應(yīng)恒，易中懿．農(nóng)村金融發(fā)展、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)民增收——基于空間計(jì)量模型的實(shí)證分析．農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì), 2013，(11)： 50～56

[3] 鄧宏亮． 財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)業(yè)信貸與農(nóng)民收入效應(yīng)關(guān)系的實(shí)證分析——以江西省為例．廣東商學(xué)院學(xué)報(bào), 2013，(1)： 79～87

[4] 劉立民， 王釗力．農(nóng)民收入與金融、財(cái)政支持的實(shí)證分析——基于SVAR模型的檢驗(yàn)．西部金融, 2012，(4)： 80～84

[5] 劉耀森， 左正強(qiáng)．農(nóng)業(yè)投資與農(nóng)民收入增長關(guān)系的動(dòng)態(tài)計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析．經(jīng)濟(jì)問題， 2011，(8)： 72～76

[6] 徐芳， 星焱．我國西部金融與財(cái)政支農(nóng)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)：川渝例證．經(jīng)濟(jì)學(xué)家, 2010，(11)： 81～89

[7] 秦嵩． 新疆農(nóng)業(yè)貸款和財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)民收入增長的關(guān)系考察——以山東省為例．求索, 2008，(10)： 25～26

[8] 李潔馨． 黑龍江農(nóng)村信貸對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)影響的實(shí)證分析．黑龍江對(duì)外經(jīng)貿(mào), 2011，(2)： 11～13

[9] 周一鹿， 冉光和，錢太一．經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期農(nóng)村金融資源開發(fā)對(duì)農(nóng)民收入影響效應(yīng)研究．農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì), 2010，(10)： 33～39

[10]高云峰， 王子?。鞑康貐^(qū)農(nóng)業(yè)信貸投入的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究．西部論壇， 2012, 22(2): 19～26

[11]宜文， 王小華．縣域財(cái)政支出、信貸資源配置與農(nóng)民收入增長——基于2007～2010年東北三省146個(gè)縣的面板數(shù)據(jù)．西部經(jīng)濟(jì)管理論壇， 2013, 24(2): 48～53

[12]孫致陸， 肖海峰．地方財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入影響的實(shí)證分析——基于1994年-2009年省級(jí)面板數(shù)據(jù)．地方財(cái)政研究, 2013，(4)： 8～15

[13]楊瑞珍． 增加中西部地區(qū)農(nóng)民收入的對(duì)策思考．中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃， 2005, 26(5): 34～38

[14]溫濤， 王煜宇．政府主導(dǎo)的農(nóng)業(yè)信貸、財(cái)政支農(nóng)模式的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)——基于中國1952～2002年的經(jīng)驗(yàn)驗(yàn)證．中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì), 2005，(10)： 19～27

[15]李普亮． 財(cái)政農(nóng)業(yè)支出與糧食增產(chǎn)：基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究．廣東商學(xué)院學(xué)報(bào), 2011，(6)： 24～31

[16]王彬． 中國農(nóng)村金融金融體系農(nóng)業(yè)信貸配置的效率分析．中國市場(chǎng), 2011，(11)： 41～43

[17]徐世平． 中國最貧困地區(qū)農(nóng)民增收研究——以甘肅省“兩州兩市”為例．中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃， 2012, 33(2): 78～82

THE RELATIONSHIP BETWEEN AGRICULTURAL CAPITAL INVESTMENT AND FARMERS′ INCOME EFFECT IN XINJIANG*

Chen Honghong1，Xia Yong1※，Xin Chongchong2

(1. College of economy and trade, Xinjiang agricultural university, Urumqi 830052, China; 2. School of Finance and taxation, Zhongnan University of Economics and Law, Wuhan, Hubei 430074, China)

In order to clearly identify the impact of agricultural capital investment on the Xinjiang farmers′ income and provide a basis for the government to further optimize the efficiency of financial support for agriculture, according to Xinjiang statistics data from the year 1978 to 2013, this paper analyzed the long-term and short-term dynamic relationship among agricultural financial expenditure, agricultural credit, farmers′ independent investment and the per capita net income of farmers, using the time-series analysis methods such as co-integration test, error correction model and Granger causality test. The results showed that there was a long-term equilibrium relationship among agricultural financial expenditure, agricultural credit, farmers′ independent investment and the per capital net income of farmers. In the short term, Xinjiang agricultural financial expenditure, agricultural credit and farmers′ independent investment had great roles in promoting the per capita net income of farmers. The relationship among them showed the Granger causality for the short term, which was weak for the long term. Granger causes existed between the agricultural credit and the growth of the per capita net income of farmers in long term but not in short term. Accordingly, the article put forward some policy implications, such as further increasing financial support for agriculture investment and improving the financial capital allocation efficiency, promoting rural financial reform and improving the efficiency of rural finance, and boosting the enthusiasm of farmers self accumulation of capital investment, so as to provide a solid capital foundation for effectively solving Xinjiang "three rural problems".

agricultural financial expenditure; agricultural credit; farmers′ independent investment; Xinjiang farmers′ income; co-integration test; error correction model

10.7621/cjarrp.1005-9121.20170218

2015-11-17 作者簡(jiǎn)介：陳紅紅(1991—)，女，山東聊城人，碩士。研究方向：金融理論與政策?！ㄓ嵶髡撸合脑?1971—)，男，新疆烏魯木齊人，博士后、教授。研究方向：國際貿(mào)易理論與政策和金融理論與政策。Email： 63707679@qq.com *資助項(xiàng)目：國家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目(71363050)； 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)政策績效評(píng)價(jià)與對(duì)策研究”(XJEDU030114Y02)

F223; F323.8

A

1005-9121[2017]02124-10