新疆農業資金投入與農民收入效應關系的實證研究*

陳紅紅，夏 詠※，辛沖沖

(1.新疆農業大學經濟與貿易學院，烏魯木齊 830052； 2.中南財經政法大學財政稅務學院，湖北武漢 430074)

·三農問題·

新疆農業資金投入與農民收入效應關系的實證研究*

陳紅紅1，夏 詠1※，辛沖沖2

(1.新疆農業大學經濟與貿易學院，烏魯木齊 830052； 2.中南財經政法大學財政稅務學院，湖北武漢 430074)

[目的]為清晰識別農業資金投入對新疆農民收入的影響程度，并給予地方政府進一步優化調整農業資金使用效能提供參考依據。[方法]文章選取1978～2013年新疆統計數據，采用協整分析、誤差修正模型等方法對財政支農、農業貸款、農民自主投資與新疆農民人均純收入進行了實證探究。[結果]新疆地區財政支農、農業信貸、農民自主投資與農民人均純收入之間存在長期均衡關系； 而短期內財政支農、農業信貸以及農戶自主投資的促進效應不如長期明顯，其中農業貸款的收入效應遠低于財政支農和農民自主投資； 財政支農、農民自主投資與農民人均純收入在短期內具有格蘭杰因果關系，長期則格蘭杰因果關系解釋力逐漸減弱，而農業貸款在短期內不是新疆農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系。[結論]該文提出加大財政支農投入力度，提高財政資金配置效率； 推動農村金融改革，提高農村金融效率； 提振農民自主積累資金投資的積極性等政策含義，以期為新疆“三農問題”有效解決提供堅實可靠的資本基礎。

財政支農 農業貸款 農民自主投資 農民收入 協整檢驗

0 引言

解決好“三農問題”始終是黨和國家工作中的重中之重，目前，我國仍處于“經濟轉型”并且“二元經濟”特征比較明顯階段，“三農”問題是我國面臨的不可逾越的根本性問題[1]。農業作為我國基礎性產業同時又具有先天弱質性，往往很難引起資本流入。而農業和農村經濟發展又離不開資金支持，資金投入是農業和農村發展的動力源泉，往往影響著其能否健康持續運行。我國當前農業發展資金來源主要有金融機構的農業信貸資金、政府的財政支農資金及農民的自有資金3個方面，他們的高效投入對農業經濟增長和農民增收起著巨大作用。但是在我國市場化進程中，支農資金短缺、正式及非正式金融組織缺失、農民工大量進城、耕地資源稀缺等諸多現象和問題嚴重影響了我國農業經濟發展和農民收入提高[2]。

1 研究進展

關于財政支農、農業信貸與農業經濟發展及農民增收之間的關系已有較深層次研究。國內學者對其進行了探索性研究，且得出兩種不同觀點。一種觀點認為，財政支農、農業信貸與農業經濟增長、農民收入增加具有顯著的相關性，且為正向相關。如劉立民，鄧宏亮分別以江西省和陜西省為研究對象，采取VAR時間序列分析法以及結構向量自回歸(SVAR)模型對財政支持、金融支持與農民人均純收入關系進行實證研究，結果均印證了財政、金融支持對農民收入的促進作用[3-4]。劉耀森認為我國農業投資與農民收入增長之間存在緊密聯系，且隨著時間推移，其作用程度漸趨穩定和顯著[5]。徐芳則對川渝經濟圈1985～2008年時序數據分析發現，該區域金融支農對農村產值增長、糧食增產、農民增收均具有顯著長期經濟效應，而財政支農對農民增收效應微弱[6]。秦嵩以山東為研究案例，認為財政支農和農業貸款能有效促進農民增收[7]。李潔馨使用計量經濟學模型驗證了黑龍江農村信貸對消除農村貧困人口、提高農民收入以及提高農村小額信貸使用效率具有重要促進作用[8]。但也有一些學者對其持相反觀點，例如周一鹿等認為農村金融資源開發在短期內對農民增收促進作用不明顯，而在長期內卻對其具有顯著負效應[9]。高云峰認為西部地區農業信貸投入對農業產出增長具有明顯促進作用，而對提高農村居民收入增長方面則顯得比較乏力[10]。孫致陸根據1994～2009省級面板數據實證分析發現，新疆財政支農投入對農民增收的促進作用非常有限，整體效益較低，且呈現顯著的地區差異性和梯度特征，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縣的面板數據實證研究，發現農業貸款和農戶貸款均沒能有效促進農民收入水平顯著提高，且縣域財政支農增加也無助于農民增收，反而對其起到顯著抑制作用[12]。楊瑞珍提出通過深化農村體制改革、加大財政支持力度以及轉移農村剩余勞動力等措施，解決中西部地區農民增收問題[13]。溫濤和王煜宇運用中國1952～2002年度實際數據實證研究發現，中國財政支農的增加不僅無助于農業經濟增長和農民增收，反而存在抑制作用； 而農業貸款的增長也沒成為農業經濟增長和農民增收的重要資源要素[14]。李普亮認為財政支農支出對糧食增產和農民曾收總體效應甚微，財政支農資金配置缺乏效率[15]。王彬以貴州省為研究對象，研究發現農村信貸與農民增收或農村經濟增長之間不存長期均均衡關系，進一步說明農村信貸資金配置缺乏效率，沒能發揮有效作用[16]。

2 研究區概況與研究方法

2.1 研究區概況

新疆地處我國西北部，既是新絲綢之路經濟帶的核心區也是我國“糧棉果畜”等農業產業比較重大的省份。自改革開放以來30余年間新疆在農業、農村、農民方面均有較大改觀。農業GDP由1978年的13.97億元增長至2013年的1434.83億元，年均增長率達到14.22%，然而農業在發展中仍然存在一些問題，例如農業持續發展及農民增收難度較大，農業現代化進程較慢，農村公共服務水平較低等。與全國其他地區農業發展類似，新疆在農業發展、新農村建設及農民增收過程中很大程度上受農業資金投入的限制。就目前來看，新疆農業資金主要來源于以下3個方面：中央政府和新疆地方政府財政的資金支持、銀行或其他金融機構對新疆農業的貸款、農民自有資金的投入。以下圖1和圖2分別是新疆自1978年以來，財政支農*財政支農支出是新疆每年政府財政預算支出中的農業支出，內容主要包括兩類：一是國家扶持項目經費：農業事業單位事業費、農業基本建設支出、農業科技三項費用； 二是支援農村生產的資金補助：水土保持補助費、農業技術推廣補助費、各項農業保護補助費等。此種數據的選擇比較切合實際并且科學性較強。、新疆農業貸款*主要包括農戶貸款和鄉鎮農業企業貸款。及新疆農民自主投資情況和新疆農民人均變化情況*此處的數據主要指新疆農村住戶當年從各個來源得到的總收入相應地扣除所發生的費用后的收入總和，由工資性收入、家庭經營收入、財產性收入和轉移性收入構成。。

圖1 1978～2013年農業資金投入變化情況

根據圖1可知，就新疆財政支農方面， 1978年支出額為3.43億元，占財政總支出20.16%，占新疆農業GDP比重為24.55%， 2013年財政支農金額達到387.42億元，占財政支出總額的12.63%，占農業GDP的27%， 1978～2003年財政支農支出年均增長率為14.46，雖然新疆財政支農支出總額保持增長態勢，但是財政支農支出占財政總支出的比重整體上還是下降態勢比較明顯，近年來基本穩定在13%上下波動。就新疆農業貸款而言， 1978年新疆新疆農業貸款為0.9951億元，占貸款總額的5.45%，占農業GDP的7.12%， 2013年新疆農業貸款達到了267.94億元，占貸款總額的2.72%，占農業GDP的18.67%，新疆農業貸款自1978～2013年年均增長率為17.34%，然而新疆農業貸款占貸款總額的比重只有在1980～1989年在10%上下浮動外，之后卻呈逐年下降趨勢。就新疆農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，年均增長率達到27.59%，其中1980年新疆農民自主投資占全社會總投資額的0.57%，占農業GDP的0.83%， 2013年新疆農民自主投資有一定幅度的提高，占全社會總額的4.67%，僅在1988～1991年和1995～1998年2個階段占比均在7%～9%之間浮動外，其余年份均較低，近幾年基本維持在4%～5%之間浮動。由此可見，新疆新疆財政支農投入、農業信貸資金投入以及新疆農民自主投資規模均有大幅度增加，但是他們的占比均有一定幅度的下降。鑒于此，農業資金投入力度不夠，農業資金投資效率偏低，且農戶投資積極性不高等嚴重影響了農業經濟發展，新農村建設及農民持續增收。

圖2 1978～2013年新疆新疆農民人均純收入變化

從圖2中可以看出， 1978～2013年新疆新疆農民人均純收入整體呈上漲趨勢。1978～1998年，這20年間農民純收入從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，新疆農民收入增速有所放緩， 1999年首次出現負增長，增長幅度比1998年下降8%，總體處于徘徊不前，增收困難，該時期主要是農村經濟發展滯后，農業發展緩慢，城鄉差距不斷擴大等因素造成的； 2000～2007年，新疆農民人均純收入進入恢復性穩步增長階段， 2007年新疆農民人均純收入達到3183元，比2000年新疆農民人均純收入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的影響，使農產品的生產要素和農產品的價格波動不穩定造成的。2009～2013年，農民人均收入進入了快速增長階段， 2013年末，新疆農民人均純收入達到7297元，比2009年增長了近1倍，年均增長率達到17.08%，高于全國平均水平。

2.2 模型設定、數據來源及指標說明

2.2.1 模型設定

迄今為止，國外研究者在探討農業經濟增長和農民收入增加的實現路徑時，基于條件假設的不同以及指標選取的差異性，從而構建不同的模型，得到不同的結論，但大部分研究者一致認為，農業資本投入作為農業經濟發展和農民增收的核心內容，是其最重要的影響因素之一。其中，Odedokun提出了經濟效率概念，其核心觀點認為，經濟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，在研究新疆地區農業資本投入與農民收入增加的關系時，農業資本投入中各指標無疑是最重要的指標之一。鑒于該文研究目標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，將農業資本投入中的各因素作為生產要素引入C—D生產函數中，通常可將生產函數簡化成：

Y=f(L，K)

(1)

(2)

基于規模報酬不變的情況下，式(2)可變形為：

(3)

由于農業資本投入的來源主要包括財政支農投入、農業貸款投入以及農戶自主投資，為進一步構建新疆農業資本投入對農民收入效應的合理模型，且考慮到數據的可得性及該文研究目標，農業資本投入指標選取農民人均財政投入(X1)、農民人均貸款(X2)、農民人均自主投資(X3)來衡量，而農民人均收入(Y)作為衡量農業產出指標，為此，將式(3)可轉換為：

Y=(X1，X2，X3)

(4)

進而對式(4)進行全微分后，得到：

(5)

(6)

式(6)中，α0表示常數項，α1i、α2i、α3i分別表示新疆農民人均財政支農投入、新疆農民人均農業貸款以及新疆農民人均自主投資的彈性系數，μi表示隨機誤差項，且服從正態分布。

2.2.2 數據來源及指標說明

由于受1978年經濟體制改革的影響，個別年份數據出現異常且個別指標數據缺失可能會影響我們其長期關系的判斷，為此，在實證分析時該文將考察期期限調整為1984～2013年。數據主要來源于《中國統計年鑒》、《中國農村統計年鑒》、《中國金融年鑒》、《新疆統計年鑒》以及國家統計局網站等資源。為消除價格影響和經濟數據時間序列中異方差現象的影響，對數據進行預處理。首先基于農村居民消費價格指數平減得到以1984年為基期(1984=100)的實際值； 其次，對研究的經濟變量進行對數化變換，分別用LNY、LNX1、LNX2和LNX3表示農民人均純收入、財政支農投入、農業貸款和農民自主投資。

2.3 實證分析方法

由于所指標數據均為時間序列數據，為了減緩對非平穩序列直接進行回歸可能產生的“偽回歸”問題，首先采用ADF檢驗方法，若變量是非平穩的，則要對其進行處理并使其成為平穩時間序列，若變量是同階單整序列，那么變量之間可能存在協整關系，進一步檢驗變量間的協整關系以及格蘭杰因果關系，從而揭示農業資本投入與農民收入間的相互協調發展關系以及相互影響關系。最后，嘗試用誤差修正模型來測算變量間是否存在短期均衡，若存在則考察短期因素對長期均衡的調整力度。該文使用的計量經濟學軟件是Eviews7.0。

3 實證檢驗結果及分析

3.1ADF平穩性檢驗

在檢驗過程中，若所得ADF統計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，表明不存在單位根，即時間序列是平穩的； 否則，時間序列是不平穩的。為此，各變量的檢驗結果具體見表1。

通過舉辦和參加各類各層次展銷會、推介會，積極引進省內外客商，把本地特色產品推出去，促進“一帶一路”市場經濟要素自由流動。積極參加蘭洽會、張交會等農業展會，充分利用各類平臺，與來自中西亞、歐洲等地區的中外企業采購商開展洽談。通過各層次的展銷會，先后引進了中農大康公司等一批農產品生產加工企業，有效帶動和促進了工商資本進入農產品加工領域。與此同時，通過各類農業展會，借機展示宣傳高臺縣特色農產品，有效提升了高臺縣農產品品牌知名度。

表1 變量的平穩性檢驗結果

變量ADF檢驗值檢驗類型(c,t,k)T統計量結論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LNX2-0.121560(c,t,2)-4.339330-3.587527-3.229230不平穩LNX3-2.257835(c,t,6)-4.416345-3.622033-3.248592不平穩LNY-0.565387(c,t,0)-4.309824-3.574244-3.221728不平穩ΔLNX1-4.549660***(c,t,0)-4.323979-3.580623-3.225334平穩ΔLNX2-6.705055***(c,t,1)-4.339330-3.587527-3.229230平穩ΔLNX3-3.724126**(c,t,0)-4.323979-3.580623-3.225334平穩ΔLNY-4.204772**(c,t,0)-4.323979-3.580623-3.225334平穩 注:***、**和*分別表示在1%、5%和10%顯著水平上拒絕零假設。檢驗形式中c、t和k項分別表示常數項、趨勢項和滯后階數,滯后階數確定采用SIC準則

根據表1中檢驗結果可知，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性檢驗，ΔLNX3和ΔLNY均在5%顯著性水平下通過平穩性檢驗，故所有變量被認為均不存在單位根，具備穩定性，即一階單整I(1)表明他們之間可能存在某種平穩性的線性組合，以反映變量間的長期穩定關系，但變量間是否存在協整關系，需要進行進一步檢驗。

3.2 協整檢驗

協整檢驗主要包括兩種檢驗方法，一種是Engle和Granger(1987)提出的回歸殘差協整檢驗，另一種是基于回歸系數的協整檢驗，如Johansen協整檢驗； 兩種方法的適用范圍通常有所區別，其中Engle-Granger兩步法通常適用于兩變量間的協整檢驗，而Johansen協整檢驗較多適用于兩個以上變量間的協整檢驗。為考察新疆地區農民人均財政投入、農民人均農業貸款、農民人均自主投資與新疆農民人均純收入間是否存長期均衡關系，該文運用Johansen協整檢驗方法對其進行檢驗。

對LNY與LNX1、LNX2、LNX3進行Johansen協整檢驗之前，首先通過LR、FPE、AIC、SC和HQ準則，確定VAR模型的滯后階數為2，由于Johansen協整檢驗的滯后期是無約束VAR(2)模型一階差分變量的滯后，那么協整檢驗的滯后期選擇要比VAR(2)模型的滯后期小1，為此Johansen協整檢驗的滯后期為1，檢驗形式為數據有確定性趨勢項及協整方程有截距項，檢驗結果具體見表2。

表2 Johansen極大似然協整檢驗結果

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

根據檢驗結果可知，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，即拒絕沒有協整方程的原假設，說明至少存在一個協整方程； 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，那么接受最多一個協整方程的原假設，說明至多存在一個協整方程。綜合考慮可以判斷這些變量間存在著長期均衡穩定的關系，這也表明該文的長期均衡模型的變量選擇是合理的，回歸系數具有一定經濟意義。通過EViews6.0 可以得到協整方程為：

從上述協整方程來看，新疆農業資本投入中的新疆財政支農投入、新疆農業貸款、新疆農戶自主投資與新疆農民人均純收入之間具有高度相關關系，回歸擬合度較好，方程總體上是優良和可靠的，較好地反映了他們之間的長期均衡關系。從協整方程我們也可以得出，各項系數均為正，表明從長期看，新疆地區的財政支農投入、農業貸款和農戶自主投資對新疆地區的農民收入均具有正向的促進作用。其中他們對農民收入的彈性系數具有一定差異性，新疆農業貸款對農民收入的彈性最大，其次是新疆農戶自主投資，最后是新疆財政支農投入，這與近些年新疆地區農民對農業資本投入的實際情況比較相符。同時，我們也應看到，該方程回歸系數的符號和大小與經濟理論的期望值相符合。

3.3 誤差修正模型

Johansen協整檢驗結果表明新疆地區的農民收入與新疆財政支農投入、農業貸款及農戶自主投資之間存在長期均衡關系，那么可以建立誤差修正模型以分析新疆農民人均純收入與各項投入之間短期動態關系及其調整速率。以ΔLNY為被解釋變量，以ΔLNX1、ΔLNX2、ΔLNX3、ECMt-1及其各階滯后項為解釋變量，經過多次嘗試，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

根據上述誤差修正模型中，誤差修正系數為負，符合一般反向修正機制原則，這反映了新疆農民人均純收入增加受新疆財政支農投入、新疆農業貸款及新疆農戶自主投資影響的短期波動規律。誤差修正項的系數反映了對新疆農民人均純收入偏離長期均衡關系的調整力度，該回歸方程的誤差修正項系數為-0.730574,調整力度較強，新疆地區農民人均純收入對于該地區域農業資本各項投入從非均衡狀態調整到均衡狀態的速度大約需要1.37年。該方程中包含了滯后一期新疆農民人均純收入的變化，且系數較顯著，表明了短期內新疆地區農民人均純收入的增長具有一定的累積拉動效應，即滯后一期的農民收入增長率變化1%就會促使本期農民收入增長率同向增長0.22%。另外，新疆地區農民人均純收入的短期變動也受短期農業資本各項投入變動的影響，在回歸方程中ΔLNX1、ΔLNX和ΔLNX3的系數均為正，說明前期財政支農投入、農業貸款、農民自主投資3項投入增長率變化1%，則會引致農民人均純收入增長率會分別同向變化0.13%， 0.02%， 0.20%，這表明短期內新疆各項資本投入對促進農民增收產生積極效應，然而農業貸款對農民增收效應并沒有顯示其優越性，遠低于財政資金支持以及農戶自主投資的增收效應，這也切實說明新疆亟待優化農業信貸對農民增收的緊迫性以及優化農業信貸支農的艱巨性。

3.4Granger因果關系檢驗

協整檢驗結果表明新疆地區的農業資本各項投入與該區域的農民人均純收入之間存在長期均衡關系，但是不能就認為他們之間存在因果關系。為了準確分析其是否存在因果關系，需要進行Granger因果關系檢驗，檢驗滯后階數取2期(根據AIC和SIC最優準則選取)，結果如表3所示。

表3 Granger因果關系檢驗結果

原假設H0F值P值Obs滯后階數是否拒絕原假設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;以上結果均是通過Eviews6.0軟件計算得出

根據格蘭杰因果檢驗結果可知：原假設新疆財政支農投入不是新疆農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，拒絕原假設接受備擇假設，這說明新疆財政支農投入是新疆農民人均純收入的Granger原因； 原假設新疆農民人均純收入不是新疆財政支農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，拒絕原假設接受備擇假設，這表明新疆農民人均純收入是財政支農支出的格蘭杰原因； 可見，新疆財政支農投入與新疆農民人均純收入之間存在著明顯的互饋關系。同理，我們可以看出，在滯后期為2時，新疆地區的農民人均純收入與農業信貸之間存在著單向的格蘭杰因果關系，即新疆地區的農民人均純收入是該區域的農業信貸增加的格蘭杰原因，而該區域的農業信貸的增加不是農民人均純收入增長的格蘭杰原因，說明農業信貸的變動在滯后2期對新疆農民人均純收入的變化沒有較強的解釋能力，從而揭示出短期內新疆區域的農業信貸的增加對提高新疆農民人均純收入的促進作用不夠明顯，但是我們也發現，當滯后期為3時，新疆地區的農民人均純收入與農業信貸之間存在明顯的雙向因果關系，這種解釋能力在逐漸增強。在滯后期為2和3時，新疆地區的農民人均純收入與新疆農民自主投資之間存在著格蘭杰因果關系，即在新疆農民自主投資是農民人均純收入增長的格蘭杰原因，說明新疆地區的農民自主投資的變動在滯后2和3期對當期新疆農民人均純收入的變化有較強的解釋能力，從而揭示了新疆農民自主投資對提高新疆農民人均純收入起著重要的促進作用。另外，在檢驗過程中發現，隨著滯后期增加，新疆財政支農和農民自主投資是新疆地區農民人均純收入的格蘭杰原因的解釋能力在逐漸減弱，而新疆農業信貸是該區域農民人均純收入的格蘭杰原因的解釋能力在逐漸增強。

3.5 實證結果分析

(1)從協整檢驗結果來看，新疆財政支農投入、農業信貸及農民自主投資與新疆農民人均純收入之間均存在長期均衡關系，即在不考慮其他影響因素的條件下，他們之間存在著動態均衡機制。并且新疆地區的農業資本各項投入對該區域的農民人均純收入增長具有正向促進作用，符合預期結果。從長期彈性系數來看，新疆財政支農投入、新疆農業貸款以及新疆農民自主投資的增長率每變化1%則會致使新疆農民人均純收入分別同向變化0.18%、0.09%， 0.34%。從長期系數值的大小可以看出，新疆農民自主投資是影響新疆農民人均純收入變化的最重要因素，其次是新疆財政支農投入，新疆農業貸款位居第三，其中新疆農業貸款并未像眾多學者通常認為的那樣對農民增收產生較高促進作用。這也比較符合新疆地區實際情況，主要是由于新疆農業資源稟賦具有比較優勢，“三農”問題始終受益于中央財政和新疆地方財政的支持，新疆財政支農主要包括國家扶持項目經費和支援農村生產的資金補助，財政對農業的投入呈不斷直線上升趨勢，從而激發了農民對農業的積極性，進而對農民純收入有較大的帶動作用。然而新疆地區的農業信貸可能受該地區的農貸市場萎縮、農村信貸機制缺乏及農民貸款難等現實問題的存在無法使農業信貸發揮其應有的乘數效應和加速器效應。

(2)從誤差修正模型結果來看，農民純收入的短期變動可以分兩部分：一部分是由于各個解釋變量差分項短期變動的影響，在影響新疆地區農民收入變化的農業資本各項投入中，短期內新疆財政支農投入和新疆農民自主投資的增長對該區域的農民純收入增長具有一定的促進作用，但均不如長期的明顯，而在短期內新疆農業貸款并沒有對新疆農民增收產生預期中的促進作用，相反，還產生一定的阻礙作用； 另一部分是由于上一期的農民純收入偏離長期均衡關系(即ECMt-1)的影響，誤差修正項的回歸系數均為負值，符合反向修正機制，即為了維持新疆實際農業資本各項投入與農民純收入之間的長期均衡關系，當期將會以-0.730574的速度對上一期新疆農業資本各投入與農民收入之間的非均衡狀態進行調整，將其拉回均衡狀態。可見，短期內新疆財政支農投入和新疆農民自主投資繼續維持對農民人均純收入增長的拉動作用，而新疆農業貸款帶來的農民增收效應為反向變化，可能是新疆農業貸款資金立即轉化為實物資本存在一定的時滯性無法及時滿足農民的需要，同時也受到當前農村地區資金空虛使得農村金融機構功能的弱化以及國有金融機構改革中趨利避險的經營風格，且新疆農村金融創步伐落后等主客觀因素的制約，無法有效發揮其對農民實際增收的顯著作用。

(3)Granger因果關系檢驗結果可以看出，在滯后2期的情況下，新疆財政支農投入及農民自主投資與該區域的農民純收入之間存在雙向的Granger因果關系，與長期均衡模型和誤差修正模型的檢驗結果相一致。而新疆農業貸款與農民純收入之間存在一種單向Granger因果關系，即在滯后期為2時，農民純收入是新疆農業貸款的格蘭杰原因，反之二者不存在格蘭杰因果關系，這與誤差修正模型的結果也較為一致。但是隨著滯后期的增加，新疆農業貸款則是促進該地區農民增收的格蘭杰原因，這與長期均衡模型的檢驗結果一致。另外，研究也發現，新疆財政支農和農民自主投資對促進新疆農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 結論與啟示

通過以西部欠發達地區——新疆為典型研究對象，采用協整檢驗、誤差修正模型以及格蘭杰因果關系檢驗對農業資本各項投入與農民人均純收入予以實證分析，結論如下：農業資本各項投入與農民人均純收入之間存在長期穩定的均衡關系。從農業資本投入增收效應來看，農民自主投資能夠顯著推動農民增收，影響作用最重要； 其次農業財政投入也是拉動農民增收的動力之一，且這種拉動作用在新疆地區體現比較明顯； 而農業貸款對農民增收對農民增收的推動作用短期不夠顯著。農民自主投資及農業財政投入是農民增收的格蘭杰原因，而農業貸款在短期內不是農民增收的格蘭杰原因，長期內則是農民增收的格蘭杰原因。

基于上述實證結果可知，新疆地區農業資本各項投入對農民增收的促進作用差異性較大，并沒有真正發揮其資本高效率使用及發揮其促進農民增收的功能性作用，從而揭示了新疆農業資本投入與農民增收之間還是存在一定不協調關系的事實，當然我們也不能否認新疆財政支農、農業貸款促進農民增收的觀點。如今農村金融作為現代農業經濟的核心，無疑是推動農業經濟發展和農民持續增收的動力和源泉之一； 財政支農政策同樣也是有效支持“三農”問題得到根本性解決的輔助工具。但就新疆地區而言，農業信貸在短期內對農民增收缺乏明顯的推動作用，財政支農促進農民增收的效應并沒有發揮其最大作用，新疆農民自主投資盡管對農民增收產生明顯促進作用，但也存在一定的效率損失。

為此，該文得到如下啟示：(1)要持續加大財政支農力度，優化資金使用過程中的合理配置，以提高支農效率。不僅要保障中央和地方政府構建財政支農資金的長期穩定增長機制，同時也要持續改進財政支農資金的監管機制，保證資金如實分配和發放，以提高資金高效使用。此外，繼續優化財政支農結構，釋放財政資金支持農業的高效率，以期財政支農綜合效益的持續改進和提高。(2)鑒于農村金融在新疆供需匹配嚴重不均衡的現象，信貸資金配置效率較低，農村金融并未發揮其應有的積極促進作用，為此，農村經濟結構調整與產業化經營的發展過程中，應切實大力發展農村金融，以滿足農村經濟主體對資金需求不斷擴張下的農村金融的信貸支持。(3)理應持續加強農民自我資金的積累和自主投入。盡管實證結果表明農民自主投資具有顯著的增收效應，但是近些年農村資金外流、農產品價格較低、農業比較效益低下、農產品容易出現滯銷等問題的存在，使得農民對農業積極性逐漸下降，對農業投入偏少，無法發揮其農民自有積累資金的最優化使用。因此，政府在以市場為導向的基礎上，發揮其主觀能動性，積極幫助農民客觀認識農業的重要性以及出臺相關政策輔助農民及時解決相應問題，重新提振農民積極性和信心[17]，引導農民自有積累資金對農業的投入，進而提高其持續促進農民增收的能力。

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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 作者簡介：陳紅紅(1991—)，女，山東聊城人，碩士。研究方向：金融理論與政策。※通訊作者：夏詠(1971—)，男，新疆烏魯木齊人，博士后、教授。研究方向：國際貿易理論與政策和金融理論與政策。Email： 63707679@qq.com *資助項目：國家自然科學基金資助項目(71363050)； 新疆人文社科重點研究基地干旱區農村發展研究中心課題“新疆強農惠農政策績效評價與對策研究”(XJEDU030114Y02)

F223; F323.8

A

1005-9121[2017]02124-10