新疆农业资金投入与农民收入效应关系的实证研究.pdf

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1、第38卷,第2期 中国农业资源与区划Vol 38,No 2,pp124-132,158 2 0 1 7年2月 Chinese Journal of Agricultural Resources and Regional Planning February, 2017 doi: 10 7621/ cjarrp 1005-9121 20170218三农问题收稿日期: 2015-11-17作者简介:陈红红(1991 ),女,山东聊城人,硕士。研究方向:金融理论与政策。 通讯作者:夏咏(1971 ),男,新疆乌鲁木齐人,博士后、教授。研究方向:国际贸易理论与政策和金融理论与政策。 Email: 637

2、07679 qq com资助项目:国家自然科学基金资助项目(71363050);新疆人文社科重点研究基地干旱区农村发展研究中心课题“新疆强农惠农政策绩效评价与对策研究” (XJEDU030114Y02)新疆农业资金投入与农民收入效应关系的实证研究陈红红1,夏咏1 ,辛冲冲2(1.新疆农业大学经济与贸易学院,乌鲁木齐 830052; 2.中南财经政法大学财政税务学院,湖北武汉 430074)摘要 目的为清晰识别农业资金投入对新疆农民收入的影响程度,并给予地方政府进一步优化调整农业资金使用效能提供参考依据。 方法文章选取1978 2013年新疆统计数据,采用协整分析、误差修正模型等方法对财政支农、

3、农业贷款、农民自主投资与新疆农民人均纯收入进行了实证探究。 结果新疆地区财政支农、农业信贷、农民自主投资与农民人均纯收入之间存在长期均衡关系;而短期内财政支农、农业信贷以及农户自主投资的促进效应不如长期明显,其中农业贷款的收入效应远低于财政支农和农民自主投资;财政支农、农民自主投资与农民人均纯收入在短期内具有格兰杰因果关系,长期则格兰杰因果关系解释力逐渐减弱,而农业贷款在短期内不是新疆农民人均纯收入增长的格兰杰原因,长期则互为格兰杰因果关系。 结论该文提出加大财政支农投入力度,提高财政资金配置效率;推动农村金融改革,提高农村金融效率;提振农民自主积累资金投资的积极性等政策含义,以期为新疆“三农

4、问题”有效解决提供坚实可靠的资本基础。关键词财政支农农业贷款农民自主投资农民收入协整检验中图分类号:F223; F323.8文献标识码:A文章编号:1005 -9121201702124 -100引言解决好“三农问题”始终是党和国家工作中的重中之重,目前,我国仍处于“经济转型”并且“二元经济”特征比较明显阶段, “三农”问题是我国面临的不可逾越的根本性问题1。农业作为我国基础性产业同时又具有先天弱质性,往往很难引起资本流入。而农业和农村经济发展又离不开资金支持,资金投入是农业和农村发展的动力源泉,往往影响着其能否健康持续运行。我国当前农业发展资金来源主要有金融机构的农业信贷资金、政府的财政支农

5、资金及农民的自有资金3个方面,他们的高效投入对农业经济增长和农民增收起着巨大作用。但是在我国市场化进程中,支农资金短缺、正式及非正式金融组织缺失、农民工大量进城、耕地资源稀缺等诸多现象和问题严重影响了我国农业经济发展和农民收入提高2。1研究进展关于财政支农、农业信贷与农业经济发展及农民增收之间的关系已有较深层次研究。国内学者对其进行了探索性研究,且得出两种不同观点。一种观点认为,财政支农、农业信贷与农业经济增长、农民收入增加具有显著的相关性,且为正向相关。如刘立民,邓宏亮分别以江西省和陕西省为研究对象,采取VAR时间序列分析法以及结构向量自回归(SVAR)模型对财政支持、金融支持与农民人均纯收

6、入关系进万方数据行实证研究,结果均印证了财政、金融支持对农民收入的促进作用3-4。刘耀森认为我国农业投资与农民收入增长之间存在紧密联系,且随着时间推移,其作用程度渐趋稳定和显著5。徐芳则对川渝经济圈1985 2008年时序数据分析发现,该区域金融支农对农村产值增长、粮食增产、农民增收均具有显著长期经济效应,而财政支农对农民增收效应微弱6。秦嵩以山东为研究案例,认为财政支农和农业贷款能有效促进农民增收7。李洁馨使用计量经济学模型验证了黑龙江农村信贷对消除农村贫困人口、提高农民收入以及提高农村小额信贷使用效率具有重要促进作用8。但也有一些学者对其持相反观点,例如周一鹿等认为农村金融资源开发在短期内

7、对农民增收促进作用不明显,而在长期内却对其具有显著负效应9。高云峰认为西部地区农业信贷投入对农业产出增长具有明显促进作用,而对提高农村居民收入增长方面则显得比较乏力10。孙致陆根据1994 2009省级面板数据实证分析发现,新疆财政支农投入对农民增收的促进作用非常有限,整体效益较低,且呈现显著的地区差异性和梯度特征,即自东部、中部、西部逐渐降低11。宜文基于2007 2010年东北三省146县的面板数据实证研究,发现农业贷款和农户贷款均没能有效促进农民收入水平显著提高,且县域财政支农增加也无助于农民增收,反而对其起到显著抑制作用12。杨瑞珍提出通过深化农村体制改革、加大财政支持力度以及转移农村

8、剩余劳动力等措施,解决中西部地区农民增收问题13。温涛和王煜宇运用中国1952 2002年度实际数据实证研究发现,中国财政支农的增加不仅无助于农业经济增长和农民增收,反而存在抑制作用;而农业贷款的增长也没成为农业经济增长和农民增收的重要资源要素14。李普亮认为财政支农支出对粮食增产和农民曾收总体效应甚微,财政支农资金配置缺乏效率15。王彬以贵州省为研究对象,研究发现农村信贷与农民增收或农村经济增长之间不存长期均均衡关系,进一步说明农村信贷资金配置缺乏效率,没能发挥有效作用16。纵览以上文献可知,学术界对于财政支农、农业信贷与农业经济增长、农民增收之间的关系研究,可谓是莫衷一是,且均采用理论模型

9、或者实证分析验证了各自的观点。但是笔者认为仍有几个问题值得探讨,其一就是以上分析与研究并未将农业资本投入中占比较大的农民自主投资纳入解释变量中加以验证,这样导致模型指标选择上缺乏科学性和完整性。其二是上述分析和研究基本上着眼于全国或者东中部省份比较多,针对西部特定区域较少,尤其是以新疆为研究对象更少。作为“资源大区”的新疆,在我国经济发展中具有重要战略地位。此外, “西部大开发”战略实施以来,新疆农业发展和农民收入均取得很大提高。然而,新疆作为我国重要的农业省份, 2013年农村人口比重依然在55%以上,农民收入中66 3%来源于农村家庭经营收入,且城乡农民收入差距大,绝对差距达到1 062

10、47万元,城乡收入之比高达2 73:1 ,农民增收问题依然是新疆“三农”问题的重中之重。基于此,该研究选择新疆为研究对象,运用协整检验、误差修正模型、 Granger因果关系检验方法深入探析1984 2013年度的财政支农、农业贷款及农民自主投资与新疆农民人均纯收入之间的关系进行实证分析,以期为新疆新时期“三农”问题的有效解决提供参考依据。2研究区概况与研究方法2 1研究区概况新疆地处我国西北部,既是新丝绸之路经济带的核心区也是我国“粮棉果畜”等农业产业比较重大的省份。自改革开放以来30余年间新疆在农业、农村、农民方面均有较大改观。农业GDP由1978年的13 97亿元增长至2013年的1 4

11、34 83亿元,年均增长率达到14 22%,然而农业在发展中仍然存在一些问题,例如农业持续发展及农民增收难度较大,农业现代化进程较慢,农村公共服务水平较低等。与全国其他地区农业发展类似,新疆在农业发展、新农村建设及农民增收过程中很大程度上受农业资金投入的限制。就目前来看,新疆农业资金主要来源于以下3个方面:中央政府和新疆地方政府财政的资金支持、银行或其他金融机构对新疆农业的贷款、农民自有资金的投入。以下图1和图2分别是新疆自1978年以来,521第2期 陈红红等:新疆农业资金投入与农民收入效应关系的实证研究根据世界银行对36个国家统计分析,城乡居民收入比率一般低于1 5:1,极少超过2: 1。

12、万方数据财政支农 、新疆农业贷款及新疆农民自主投资情况和新疆农民人均变化情况 。图1 1978 2013年农业资金投入变化情况根据图1可知,就新疆财政支农方面, 1978年支出额为3 43亿元,占财政总支出20 16%,占新疆农业GDP比重为24 55%, 2013年财政支农金额达到387 42亿元,占财政支出总额的12 63%,占农业GDP的27%, 1978 2003年财政支农支出年均增长率为14 46,虽然新疆财政支农支出总额保持增长态势,但是财政支农支出占财政总支出的比重整体上还是下降态势比较明显,近年来基本稳定在13%上下波动。就新疆农业贷款而言, 1978年新疆新疆农业贷款为0 9

13、95 1亿元,占贷款总额的5 45%,占农业GDP的7 12%, 2013年新疆农业贷款达到了267 94亿元,占贷款总额的2 72%,占农业GDP的18 67%,新疆农业贷款自1978 2013年年均增长率为17 34%,然而新疆农业贷款占贷款总额的比重只有在1980 1989年在10%上下浮动外,之后却呈逐年下降趋势。就新疆农民自主投资方面来说,新疆由1980年的0 12亿元增加至2013年361 07亿元,年均增长率达到27 59%,其中1980年新疆农民自主投资占全社会总投资额的0 57%,占农业GDP的0 83%, 2013年新疆农民自主投资有一定幅度的提高,占全社会总额的4 67%

14、,仅在1988 1991年和1995 1998年2个阶段占比均在7% 9%之间浮动外,其余年份均较低,近几年基本维持在4% 5%之间浮动。由此可见,新疆新疆财政支农投入、农业信贷资金投入以及新疆农民自主投资规模均有大幅度增加,但是他们的占比均有一定幅度的下降。鉴于此,农业资金投入力度不够,农业资金投资效率偏低,且农户投资积极性不高等严重影响了农业经济发展,新农村建设及农民持续增收。图2 1978 2013年新疆新疆农民人均纯收入变化从图2中可以看出, 1978 2013年新疆新疆农民人均纯收入整体呈上涨趋势。 1978 1998年,这20621中国农业资源与区划 2017年财政支农支出是新疆每

15、年政府财政预算支出中的农业支出,内容主要包括两类:一是国家扶持项目经费:农业事业单位事业费、农业基本建设支出、农业科技三项费用;二是支援农村生产的资金补助:水土保持补助费、农业技术推广补助费、各项农业保护补助费等。此种数据的选择比较切合实际并且科学性较强。主要包括农户贷款和乡镇农业企业贷款。此处的数据主要指新疆农村住户当年从各个来源得到的总收入相应地扣除所发生的费用后的收入总和,由工资性收入、家庭经营收入、财产性收入和转移性收入构成。万方数据年间农民纯收入从119元增长到了1 600元,年均增长13 17%,增长幅度比较明显; 1998 2000年,这3年间,新疆农民收入增速有所放缓, 199

16、9年首次出现负增长,增长幅度比1998年下降8%,总体处于徘徊不前,增收困难,该时期主要是农村经济发展滞后,农业发展缓慢,城乡差距不断扩大等因素造成的;2000 2007年,新疆农民人均纯收入进入恢复性稳步增长阶段, 2007年新疆农民人均纯收入达到3 183元,比2000年新疆农民人均纯收入1 618元增长近1倍,年均增长为11%。 2007 2009年,虽然农民收入增速有所减缓,但是依然保持在10%以上,主要是受到世界性金融危机的影响,使农产品的生产要素和农产品的价格波动不稳定造成的。 2009 2013年,农民人均收入进入了快速增长阶段, 2013年末,新疆农民人均纯收入达到7 297元

17、,比2009年增长了近1倍,年均增长率达到17 08%,高于全国平均水平。2 2模型设定、数据来源及指标说明2 2 1模型设定迄今为止,国外研究者在探讨农业经济增长和农民收入增加的实现路径时,基于条件假设的不同以及指标选取的差异性,从而构建不同的模型,得到不同的结论,但大部分研究者一致认为,农业资本投入作为农业经济发展和农民增收的核心内容,是其最重要的影响因素之一。其中, Odedokun提出了经济效率概念,其核心观点认为,经济增长决定于资本的增加与资源效率的提高,并使用模型论证了其正确性。因此,在研究新疆地区农业资本投入与农民收入增加的关系时,农业资本投入中各指标无疑是最重要的指标之一。鉴于

18、该文研究目标以及模型的合理选择上,这里主要采用Feder、 Greenwood和Jovanvic、 Pagan-oM. 、 MurindeV. 、 H E. Stanley和P Gopikrishnan等研究者广为使用的研究方法,将农业资本投入中的各因素作为生产要素引入C D生产函数中,通常可将生产函数简化成:Y = f (L, K) (1)式(1)中, Y代表农民收入, L代表农村劳动力的投入, K代表农业资本投入,即假定农业生产投入中其他要素不变,那么就可以将该式看成是农村劳动力与农业资本的函数。另外,若农村劳动力的供给量达到饱和投入时,农业产出则达到规模报酬不变,产出与资本投入则成正比例

19、关系,也就是说,产出同比与资本的增长而增长,为此,可根据Parente和Prescott的做法,对劳动力施加一个容量限制L,那么生产函数形式可转化为:Y = f (L, K) (2)基于规模报酬不变的情况下,式(2)可变形为:YL = f ( KL ) (3)由于农业资本投入的来源主要包括财政支农投入、农业贷款投入以及农户自主投资,为进一步构建新疆农业资本投入对农民收入效应的合理模型,且考虑到数据的可得性及该文研究目标,农业资本投入指标选取农民人均财政投入(X1)、农民人均贷款(X2)、农民人均自主投资(X3)来衡量,而农民人均收入(Y)作为衡量农业产出指标,为此,将式(3)可转换为:Y =

20、(X1, X2, X3) (4)进而对式(4)进行全微分后,得到:dY = fX1dX1 + fX2dX2 + fX3dX3 (5)在进行实证分析时,为消除变量间共线性问题,将各变量进行对数化处理,为此在式(5)的基础上并考虑变量间滞后项的影响,建立该文的基本计量模型:LNY = 0 + ni =11iLNX1 + ni =12iLNX2 + ni =13iLNX3 + i (6)式(6)中, 0表示常数项, 1i、 2i、 3i分别表示新疆农民人均财政支农投入、新疆农民人均农业721第2期 陈红红等:新疆农业资金投入与农民收入效应关系的实证研究万方数据贷款以及新疆农民人均自主投资的弹性系数,

21、 i表示随机误差项,且服从正态分布。2 2 2数据来源及指标说明由于受1978年经济体制改革的影响,个别年份数据出现异常且个别指标数据缺失可能会影响我们其长期关系的判断,为此,在实证分析时该文将考察期期限调整为1984 2013年。数据主要来源于中国统计年鉴、 中国农村统计年鉴、 中国金融年鉴、 新疆统计年鉴以及国家统计局网站等资源。为消除价格影响和经济数据时间序列中异方差现象的影响,对数据进行预处理。首先基于农村居民消费价格指数平减得到以1984年为基期(1984 =100)的实际值;其次,对研究的经济变量进行对数化变换,分别用LNY、 LNX1、 LNX2和LNX3表示农民人均纯收入、财政

22、支农投入、农业贷款和农民自主投资。2 3实证分析方法由于所指标数据均为时间序列数据,为了减缓对非平稳序列直接进行回归可能产生的“伪回归”问题,首先采用ADF检验方法,若变量是非平稳的,则要对其进行处理并使其成为平稳时间序列,若变量是同阶单整序列,那么变量之间可能存在协整关系,进一步检验变量间的协整关系以及格兰杰因果关系,从而揭示农业资本投入与农民收入间的相互协调发展关系以及相互影响关系。最后,尝试用误差修正模型来测算变量间是否存在短期均衡,若存在则考察短期因素对长期均衡的调整力度。该文使用的计量经济学软件是Eviews7 0。3实证检验结果及分析3 1 ADF平稳性检验在检验过程中,若所得AD

23、F统计量小于给定显著水平下的ADF临界值,则拒绝存在单位根假设,表明不存在单位根,即时间序列是平稳的;否则,时间序列是不平稳的。为此,各变量的检验结果具体见表1。表1变量的平稳性检验结果变量ADF检验值检验类型(c, t, k) T统计量结论1%临界值5%临界值10%临界值LNX1 -1 010 668 (c, t, 0) -4 309 824 -3 574 244 -3 221 728不平稳LNX2 -0 121 560 (c, t, 2) -4 339 330 -3 587 527 -3 229 230不平稳LNX3 -2 257 835 (c, t, 6) -4 416 345 -3 6

24、22 033 -3 248 592不平稳LNY -0 565 387 (c, t, 0) -4 309 824 -3 574 244 -3 221 728不平稳LNX1 -4 549 660 (c, t, 0) -4 323 979 -3 580 623 -3 225 334平稳LNX2 -6 705 055 (c, t, 1) -4 339 330 -3 587 527 -3 229 230平稳LNX3 -3 724 126 (c, t, 0) -4 323 979 -3 580 623 -3 225 334平稳LNY -4 204 772 (c, t, 0) -4 323 979 -3 5

25、80 623 -3 225 334平稳注: 、 和分别表示在1%、 5%和10%显著水平上拒绝零假设。检验形式中c、 t和k项分别表示常数项、趋势项和滞后阶数,滞后阶数确定采用SIC准则根据表1中检验结果可知,变量LNY、 LNX1、 LNX2和LNX3在零阶差分水平下均存在单位根,具有不稳定性,而在一阶差分条件下, LNX1和LNX均在1%显著性水平上通过平稳性检验, LNX3和LNY均在5%显著性水平下通过平稳性检验,故所有变量被认为均不存在单位根,具备稳定性,即一阶单整I (1)表明他们之间可能存在某种平稳性的线性组合,以反映变量间的长期稳定关系,但变量间是否存在协整关系,需要进行进一步

26、检验。3 2协整检验协整检验主要包括两种检验方法,一种是Engle和Granger (1987)提出的回归残差协整检验,另一种是基于回归系数的协整检验,如Johansen协整检验;两种方法的适用范围通常有所区别,其中Engle-821中国农业资源与区划 2017年万方数据Granger两步法通常适用于两变量间的协整检验,而Johansen协整检验较多适用于两个以上变量间的协整检验。为考察新疆地区农民人均财政投入、农民人均农业贷款、农民人均自主投资与新疆农民人均纯收入间是否存长期均衡关系,该文运用Johansen协整检验方法对其进行检验。对LNY与LNX1、 LNX2、 LNX3进行Johans

27、en协整检验之前,首先通过LR、 FPE、 AIC、 SC和HQ准则,确定VAR模型的滞后阶数为2,由于Johansen协整检验的滞后期是无约束VAR (2)模型一阶差分变量的滞后,那么协整检验的滞后期选择要比VAR (2)模型的滞后期小1,为此Johansen协整检验的滞后期为1,检验形式为数据有确定性趋势项及协整方程有截距项,检验结果具体见表2。表2 Johansen极大似然协整检验结果变量特征根似然比5%临界值P值原假设的协整方程数LNY 0 653 887 53 755 88 47 856 13 0 012 6 NoneLNX1、 LNX2、 LNX3 0 416 090 24 048

28、 17 29 797 07 0 198 4 At most 1根据检验结果可知,由于第一行的似然比值53 755 88大于5%显著水平下的临界值47 856 13,即拒绝没有协整方程的原假设,说明至少存在一个协整方程;由于第二行的似然比值为24 048 17小于5%显水平下的临界值29 797 07,那么接受最多一个协整方程的原假设,说明至多存在一个协整方程。综合考虑可以判断这些变量间存在着长期均衡稳定的关系,这也表明该文的长期均衡模型的变量选择是合理的,回归系数具有一定经济意义。通过EViews6 0可以得到协整方程为:LNY =5 280 016 + 0 178 099 LNX1 + 0

29、090 066 LNX2 +0 343 312 LNX3 (7)t = (94 136 32) (11 705 07) (2 564 867) (10 339 25)R2 =0 997 247 Adjusted R2 =0 996 930 F =970 433 5 DW =2 014 311从上述协整方程来看,新疆农业资本投入中的新疆财政支农投入、新疆农业贷款、新疆农户自主投资与新疆农民人均纯收入之间具有高度相关关系,回归拟合度较好,方程总体上是优良和可靠的,较好地反映了他们之间的长期均衡关系。从协整方程我们也可以得出,各项系数均为正,表明从长期看,新疆地区的财政支农投入、农业贷款和农户自主投

30、资对新疆地区的农民收入均具有正向的促进作用。其中他们对农民收入的弹性系数具有一定差异性,新疆农业贷款对农民收入的弹性最大,其次是新疆农户自主投资,最后是新疆财政支农投入,这与近些年新疆地区农民对农业资本投入的实际情况比较相符。同时,我们也应看到,该方程回归系数的符号和大小与经济理论的期望值相符合。3 3误差修正模型Johansen协整检验结果表明新疆地区的农民收入与新疆财政支农投入、农业贷款及农户自主投资之间存在长期均衡关系,那么可以建立误差修正模型以分析新疆农民人均纯收入与各项投入之间短期动态关系及其调整速率。以LNY为被解释变量,以LNX1、 LNX2、 LNX3、 ECMt -1及其各阶

31、滞后项为解释变量,经过多次尝试,综合考虑t值、 R2等建立如下修正模型:LNYt =0 132 2 LNX1 t +0 016 2 LNX2 t +0 2 00 2 LNX3t +0 216 9 LNY ( -1) -(1 634 9) (0 270 2) (2 925 5) (1 094 6)0 730 574 ECMt -1 +0 042 785( -3 250 1) (1 797 4) (8)R2 =0 434 7 F =3 383 8 SC = -3 057 4 AIC = -3 342 8 DW =2 176 685其中ECM = LNY-0 178 1LNX1 -0 090 1LN

32、X2 -0 343 3LNX3 -5 280 0根据上述误差修正模型中,误差修正系数为负,符合一般反向修正机制原则,这反映了新疆农民人均纯收入增加受新疆财政支农投入、新疆农业贷款及新疆农户自主投资影响的短期波动规律。误差修正项的系数反映了对新疆农民人均纯收入偏离长期均衡关系的调整力度,该回归方程的误差修正项系数为-0 730 574,调整力度较强,新疆地区农民人均纯收入对于该地区域农业资本各项投入从非均衡状态调整921第2期 陈红红等:新疆农业资金投入与农民收入效应关系的实证研究万方数据到均衡状态的速度大约需要1 37年。该方程中包含了滞后一期新疆农民人均纯收入的变化,且系数较显著,表明了短期

33、内新疆地区农民人均纯收入的增长具有一定的累积拉动效应,即滞后一期的农民收入增长率变化1%就会促使本期农民收入增长率同向增长0 22%。另外,新疆地区农民人均纯收入的短期变动也受短期农业资本各项投入变动的影响,在回归方程中LNX1、 LNX和LNX3的系数均为正,说明前期财政支农投入、农业贷款、农民自主投资3项投入增长率变化1%,则会引致农民人均纯收入增长率会分别同向变化0 13%, 0 02%, 0 20%,这表明短期内新疆各项资本投入对促进农民增收产生积极效应,然而农业贷款对农民增收效应并没有显示其优越性,远低于财政资金支持以及农户自主投资的增收效应,这也切实说明新疆亟待优化农业信贷对农民增

34、收的紧迫性以及优化农业信贷支农的艰巨性。3 4 Granger因果关系检验协整检验结果表明新疆地区的农业资本各项投入与该区域的农民人均纯收入之间存在长期均衡关系,但是不能就认为他们之间存在因果关系。为了准确分析其是否存在因果关系,需要进行Granger因果关系检验,检验滞后阶数取2期(根据AIC和SIC最优准则选取),结果如表3所示。表3 Granger因果关系检验结果原假设H0 F值P值Obs滞后阶数是否拒绝原假设LNX1不是LNY的Granger原因3 859 63 0 035 9 28 2拒绝LNY不是LNX1的Granger原因3 869 36 0 035 6 28 2拒绝LNX2不是

35、LNY的Granger原因1 272 58 0 299 1 28 2接受LNY不是LNX2的Granger原因3 475 87 0 048 0 28 2拒绝LNX3不是LNY的Granger原因2 857 45 0 077 9 28 2拒绝LNY不是LNX3的Granger原因13 203 6 0 000 2 28 2拒绝LNX1不是LNY的Granger原因3 810 24 0 026 1 27 3拒绝LNY不是LNX1的Granger原因3 279 39 0 042 2 27 3拒绝LNX2不是LNY的Granger原因3 459 58 0 035 8 27 3拒绝LNY不是LNX2的Gr

36、anger原因2 717 43 0 0719 27 3拒绝LNX3不是LNY的Granger原因3 420 60 0 037 1 27 3拒绝LNY不是LNX3的Granger原因9 181 36 0 000 5 27 3拒绝注: 、 和分别表示在1%、 5%和10%显著水平上拒绝零假设;以上结果均是通过Eviews6 0软件计算得出根据格兰杰因果检验结果可知:原假设新疆财政支农投入不是新疆农民人均纯收入的格兰杰原因的概率为0 035 9,在滞后期为2及5%的显著性水平上,拒绝原假设接受备择假设,这说明新疆财政支农投入是新疆农民人均纯收入的Granger原因;原假设新疆农民人均纯收入不是新疆财

37、政支农投入的格兰杰原因的概率为0 035 6,在滞后期为2及5%的显著性水平上,拒绝原假设接受备择假设,这表明新疆农民人均纯收入是财政支农支出的格兰杰原因;可见,新疆财政支农投入与新疆农民人均纯收入之间存在着明显的互馈关系。同理,我们可以看出,在滞后期为2时,新疆地区的农民人均纯收入与农业信贷之间存在着单向的格兰杰因果关系,即新疆地区的农民人均纯收入是该区域的农业信贷增加的格兰杰原因,而该区域的农业信贷的增加不是农民人均纯收入增长的格兰杰原因,说明农业信贷的变动在滞后2期对新疆农民人均纯收入的变化没有较强的解释能力,从而揭示出短期内新疆区域的农业信贷的增加对提高新疆农民人均纯收入的促进作用不够

38、明显,但是我们也发现,当滞后期为3时,新疆地区的农民人均纯收入与农业信贷之间存在明显的双向因果关系,这种解释能力在逐渐增强。在滞后期为2和3时,新疆地区的农民人均纯收入与新疆农民自主投资之间存在着格兰杰因果关系,即在新疆农民自主投资是农民人均纯收入增长的格兰杰原因,说明新疆地区的农民自主投资的变动在滞后2和3期对当期新疆农民人均纯收入的变化有较强的解释能力,从而揭示了新疆农民自主投资对提高新疆农民人均纯收入起着重要的促进作用。另外,在检验过程中发现,随着滞后期增加,新疆财政支农和农民自主投资是新疆地区农民人均纯收入的格兰杰原031中国农业资源与区划 2017年万方数据因的解释能力在逐渐减弱,而

39、新疆农业信贷是该区域农民人均纯收入的格兰杰原因的解释能力在逐渐增强。3 5实证结果分析(1)从协整检验结果来看,新疆财政支农投入、农业信贷及农民自主投资与新疆农民人均纯收入之间均存在长期均衡关系,即在不考虑其他影响因素的条件下,他们之间存在着动态均衡机制。并且新疆地区的农业资本各项投入对该区域的农民人均纯收入增长具有正向促进作用,符合预期结果。从长期弹性系数来看,新疆财政支农投入、新疆农业贷款以及新疆农民自主投资的增长率每变化1%则会致使新疆农民人均纯收入分别同向变化0 18%、 0 09%, 0 34%。从长期系数值的大小可以看出,新疆农民自主投资是影响新疆农民人均纯收入变化的最重要因素,其

40、次是新疆财政支农投入,新疆农业贷款位居第三,其中新疆农业贷款并未像众多学者通常认为的那样对农民增收产生较高促进作用。这也比较符合新疆地区实际情况,主要是由于新疆农业资源禀赋具有比较优势, “三农”问题始终受益于中央财政和新疆地方财政的支持,新疆财政支农主要包括国家扶持项目经费和支援农村生产的资金补助,财政对农业的投入呈不断直线上升趋势,从而激发了农民对农业的积极性,进而对农民纯收入有较大的带动作用。然而新疆地区的农业信贷可能受该地区的农贷市场萎缩、农村信贷机制缺乏及农民贷款难等现实问题的存在无法使农业信贷发挥其应有的乘数效应和加速器效应。(2)从误差修正模型结果来看,农民纯收入的短期变动可以分

41、两部分:一部分是由于各个解释变量差分项短期变动的影响,在影响新疆地区农民收入变化的农业资本各项投入中,短期内新疆财政支农投入和新疆农民自主投资的增长对该区域的农民纯收入增长具有一定的促进作用,但均不如长期的明显,而在短期内新疆农业贷款并没有对新疆农民增收产生预期中的促进作用,相反,还产生一定的阻碍作用;另一部分是由于上一期的农民纯收入偏离长期均衡关系(即ECMt -1)的影响,误差修正项的回归系数均为负值,符合反向修正机制,即为了维持新疆实际农业资本各项投入与农民纯收入之间的长期均衡关系,当期将会以-0 730 574的速度对上一期新疆农业资本各投入与农民收入之间的非均衡状态进行调整,将其拉回

42、均衡状态。可见,短期内新疆财政支农投入和新疆农民自主投资继续维持对农民人均纯收入增长的拉动作用,而新疆农业贷款带来的农民增收效应为反向变化,可能是新疆农业贷款资金立即转化为实物资本存在一定的时滞性无法及时满足农民的需要,同时也受到当前农村地区资金空虚使得农村金融机构功能的弱化以及国有金融机构改革中趋利避险的经营风格,且新疆农村金融创步伐落后等主客观因素的制约,无法有效发挥其对农民实际增收的显著作用。(3) Granger因果关系检验结果可以看出,在滞后2期的情况下,新疆财政支农投入及农民自主投资与该区域的农民纯收入之间存在双向的Granger因果关系,与长期均衡模型和误差修正模型的检验结果相一

43、致。而新疆农业贷款与农民纯收入之间存在一种单向Granger因果关系,即在滞后期为2时,农民纯收入是新疆农业贷款的格兰杰原因,反之二者不存在格兰杰因果关系,这与误差修正模型的结果也较为一致。但是随着滞后期的增加,新疆农业贷款则是促进该地区农民增收的格兰杰原因,这与长期均衡模型的检验结果一致。另外,研究也发现,新疆财政支农和农民自主投资对促进新疆农民增收的格兰杰原因的解释能力随着滞后期的增加在减弱。4结论与启示通过以西部欠发达地区 新疆为典型研究对象,采用协整检验、误差修正模型以及格兰杰因果关系检验对农业资本各项投入与农民人均纯收入予以实证分析,结论如下:农业资本各项投入与农民人均纯收入之间存在

44、长期稳定的均衡关系。从农业资本投入增收效应来看,农民自主投资能够显著推动农民增收,影响作用最重要;其次农业财政投入也是拉动农民增收的动力之一,且这种拉动作用在新疆地区体现比较明显;而农业贷款对农民增收对农民增收的推动作用短期不够显著。农民自主投资及农业财政投入是农民增收的格兰杰原因,而农业贷款在短期内不是农民增收的格兰杰原因,长期内则是农民增收的格兰杰131第2期 陈红红等:新疆农业资金投入与农民收入效应关系的实证研究万方数据原因。基于上述实证结果可知,新疆地区农业资本各项投入对农民增收的促进作用差异性较大,并没有真正发挥其资本高效率使用及发挥其促进农民增收的功能性作用,从而揭示了新疆农业资本

45、投入与农民增收之间还是存在一定不协调关系的事实,当然我们也不能否认新疆财政支农、农业贷款促进农民增收的观点。如今农村金融作为现代农业经济的核心,无疑是推动农业经济发展和农民持续增收的动力和源泉之一;财政支农政策同样也是有效支持“三农”问题得到根本性解决的辅助工具。但就新疆地区而言,农业信贷在短期内对农民增收缺乏明显的推动作用,财政支农促进农民增收的效应并没有发挥其最大作用,新疆农民自主投资尽管对农民增收产生明显促进作用,但也存在一定的效率损失。为此,该文得到如下启示: (1)要持续加大财政支农力度,优化资金使用过程中的合理配置,以提高支农效率。不仅要保障中央和地方政府构建财政支农资金的长期稳定

46、增长机制,同时也要持续改进财政支农资金的监管机制,保证资金如实分配和发放,以提高资金高效使用。此外,继续优化财政支农结构,释放财政资金支持农业的高效率,以期财政支农综合效益的持续改进和提高。 (2)鉴于农村金融在新疆供需匹配严重不均衡的现象,信贷资金配置效率较低,农村金融并未发挥其应有的积极促进作用,为此,农村经济结构调整与产业化经营的发展过程中,应切实大力发展农村金融,以满足农村经济主体对资金需求不断扩张下的农村金融的信贷支持。 (3)理应持续加强农民自我资金的积累和自主投入。尽管实证结果表明农民自主投资具有显著的增收效应,但是近些年农村资金外流、农产品价格较低、农业比较效益低下、农产品容易

47、出现滞销等问题的存在,使得农民对农业积极性逐渐下降,对农业投入偏少,无法发挥其农民自有积累资金的最优化使用。因此,政府在以市场为导向的基础上,发挥其主观能动性,积极帮助农民客观认识农业的重要性以及出台相关政策辅助农民及时解决相应问题,重新提振农民积极性和信心17,引导农民自有积累资金对农业的投入,进而提高其持续促进农民增收的能力。参考文献1 文琦.中国农村转型发展研究的进展与趋势.中国人口资源与环境, 2009, 19 (1): 20 242 张宇青,周应恒,易中懿.农村金融发展、农业经济增长与农民增收 基于空间计量模型的实证分析.农业技术经济, 2013,(11): 50 563 邓宏亮.财政支农、农业信贷与农民收入效应关系的实证分析 以江西省为例.广东商学院学报, 2013, (1): 79 874 刘立民,王钊力.农民收入与金融、财政支持的实证分析 基于SVAR模型的检验.西部金融, 2012, (4): 80 845 刘耀森,左正强.农