陳治國+李紅+劉向暉

摘 要：基于門檻效應估計模型，采取Hansen提出的門限回歸法，利用2004—2013年新疆14地州市的面板數據，以農牧民年人均純收入作為門限變量，實證分析農民收入對農業(yè)投入產出關系的門檻效應。結果表明，農牧民人均純收入對新疆農業(yè)投入產出彈性有顯著影響，并具有顯著的門檻效應：當農牧民年人均純收入跨過8 050元門限值時，農作物播種面積、農業(yè)用電量、有效灌溉面積的產出彈性明顯增加；當農牧民年人均純收入跨過9 650元門限值時，農業(yè)機械總動力的產出彈性明顯增加?？梢?，農牧民人均純收入的提升有利于增加新疆農業(yè)的產出，而南疆地區(qū)農牧民人均純收入離門限值有一定距離，抑制了其農業(yè)產出彈性的提升。因此，應努力提升新疆農牧民的收入水平，并重點扶持南疆地區(qū)。

關鍵詞：人均純收入；農業(yè)物質要素；投入產出彈性；門檻效應；農民增收；農業(yè)資源配置；現(xiàn)代農民；農業(yè)投入；農業(yè)產出

中圖分類號：F323.5；F327.8；F224.0 文獻標志碼：A 文章編號：1674-8131（2015）02-0010-07

一、引言

近年來，我國農業(yè)產出水平明顯提升，農業(yè)經濟得到飛速發(fā)展。隨著國內外環(huán)境的不斷改善，西部地區(qū)農業(yè)生產要素在技術效率、規(guī)模經濟、資源配置效率等方面均得到了較大提升（鄭循剛，2010）。在農機購置補貼政策的有效推行下，農業(yè)機械化水平得到了明顯提高，田間式的農業(yè)機械化管理模式有效盤活了整個農業(yè)生產要素，而農業(yè)生產活動整個鏈條的關鍵點均離不開農民收入這個核心要素。農民收入作為三農問題的核心（林毅夫，2004），也是統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展的落腳點（許廣月，2011），農民收入的增加有賴于農業(yè)經濟發(fā)展。隨著農業(yè)發(fā)展階段的推進，農業(yè)生產趨向更優(yōu)的生產可能性邊界離不開農民收入的支撐，主要表現(xiàn)在農業(yè)生產要素投入產出彈性受到農業(yè)生產要素結構和配置方式的制約，而農業(yè)生產要素結構和配置方式又會受到農民收入的影響。農民收入與農業(yè)投入產出存在聯(lián)動效應，農民收入可以影響農民農業(yè)生產要素投入行為，充裕的農民收入能夠有效解決農業(yè)生產過程中存在的周期長、投資量大、風險大等天然難題，農民收入通過有效匹配農業(yè)物質生產要素確保農業(yè)經濟發(fā)展步入帕累托改進軌道。同時，農民對農業(yè)收入增加的需求也會有效驅動農業(yè)投入產出的自發(fā)組織效率。因此，從計量模型角度，研究農民收入對農業(yè)投入產出彈性存在怎樣的傳導效應具有重要的理論價值和現(xiàn)實意義。

縱觀農民收入與農業(yè)發(fā)展關系的相關文獻，我們看到幾乎均為如何通過推進農業(yè)發(fā)展來實現(xiàn)農民收入增長的研究成果，而關于農民收入對農業(yè)發(fā)展傳導效應的研究文獻較少。經過梳理歸類，關于農業(yè)收入促進農業(yè)發(fā)展的研究基本上從如下兩個視角展開：一是農民收入對農業(yè)生產的直接傳遞效應。李建軍和王德祥（2010）通過動態(tài)計量模型研究認為，在長期農民收入存在農業(yè)生產彈性，且彈性為1，無論是長期還是短期，農民收入的提高對農業(yè)發(fā)展均具有明顯的促進作用；何劍和崔鈺雪（2005）通過建立聯(lián)立方程計量模型研究發(fā)現(xiàn)，農民收入對農業(yè)投資具有決定性作用，農民收入通過影響農業(yè)投資有力促進了農業(yè)經濟發(fā)展；喻平（2003）研究認為，增加農民收入是拉動經濟增長的有效手段，指出農民增收是發(fā)展農業(yè)經濟的基礎；盧圣泉和朱建堂（2009）通過研究分析認為，農民收入增速減緩不利于農業(yè)經濟發(fā)展，只有農民收入增加才能有效促進農業(yè)發(fā)展；王性玉和田建強（2010）從農戶資源稟賦角度出發(fā)，研究指出農戶收入通過來自于農戶信貸配給的影響對農業(yè)產出發(fā)生效應；高云峰和王子?。?012）研究認為農業(yè)信貸和農民收入的協(xié)同作用是提高農業(yè)產出的關鍵。二是將農民收入作為門限變量研究農民收入對農業(yè)產出的影響。張宇青和周應恒（2014）通過設置農民純收入為門限變量，利用江蘇地區(qū)的面板數據分析表明，農民人均純收入對農業(yè)物質要素投入產出彈性的影響顯著，而且農民人均純收入跨過門限值后農業(yè)物質要素投入產出彈性明顯提升。

從以上研究文獻可以看出，農民收入確實對農業(yè)經濟增長有較大影響，較高的農民收入會推進農業(yè)經濟發(fā)展。然而，目前的研究還存在以下問題：一是把農民收入和農業(yè)經濟兩個整體進行單獨分析，沒有析出農業(yè)經濟具體那些因素受到農民收入的影響，計量分析也比較籠統(tǒng)；二是研究對象更多是全國范圍或者是沿海發(fā)達地區(qū)，針對西部民族地區(qū)的計量分析不多，對于西部民族地區(qū)農民收入與農業(yè)經濟相互關系的研究，更多是一些評述性、政策性的文章。因此，我們研究的路徑不能僅僅從農業(yè)發(fā)展促進農民收入這個單向度視角出發(fā)，還應該從農民收入的視角出發(fā)，研究農民收入對農業(yè)生產要素投入產出存在怎樣的傳導效應。為了探究西部民族地區(qū)農民收入對農業(yè)投入產出的沖擊作用，本文以新疆地區(qū)為例，以農牧民年人均純收入作為門限變量，構建4個單門檻效應估計模型，細致探析農民收入對農業(yè)投入產出彈性的影響效果，深入探討農牧民純收入對西部民族地區(qū)農業(yè)產出的傳導效應，進而提出有益的政策啟示，以破解西部民族地區(qū)農業(yè)經濟發(fā)展的難題。

二、模型構建與估計方法

1.門限變量的選取 根據相關文獻的研究結果，農民收入對農業(yè)物質要素投入量確實存在顯著影響。農民收入對農業(yè)投入產出的作用機理主要體現(xiàn)在兩個方面：一是農民收入在技術層面影響到農業(yè)物質要素組合結構。農民收入增加使得農民投入更多之前缺乏的農業(yè)要素資源，改變原有不合理的農業(yè)要素資源數量搭配，使農業(yè)要素資源配置在結構上更加合理，進而增加農業(yè)產出。二是農民收入在組織層面影響到農業(yè)要素資源配置方式。農民收入增加會促進農民的農業(yè)技能、管理方式等的提升，使得傳統(tǒng)農民向現(xiàn)代農民轉變，現(xiàn)代農民作為管理者能夠升級資源配置方式，甚至可以創(chuàng)新資源配置方式，進而增加農業(yè)產出。因此，本研究選取農民純收入作為門限變量，通過估計門限值（即農民收入影響農業(yè)投入產出關系的拐點）來刻畫農民收入對農業(yè)投入產出彈性的影響，以探尋農民收入對農業(yè)投入產出的傳導效應。

2.門檻效應模型的構建

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

Y=ALβ1csaβ2fmpβ3fuaβ4aeuβ5eiaβ6

其中，Y表示農業(yè)產出，L表示農業(yè)勞動力，csa表示農作物播種面積，fmp表示農業(yè)機械總動力，fua表示化肥使用量，aeu表示農業(yè)用電量，eia表示有效灌溉面積，A為固定的技術水平，β1、β2、β3、β4、β5、β6為各投入變量的投入產出彈性。兩邊求導得：

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，本研究把農民純收入（nfi）設置為門限變量。由于農業(yè)勞動力在城市化推進過程中存在一定的溢出性和極強的流動性，化肥使用量也受制于生態(tài)農業(yè)發(fā)展要求的約束，因此本研究把lnL和lnfua設置為控制變量，不考慮此兩個變量的門檻效應，把lncsa、lnfmp、lnaeu、lneia分別作為核心變量，構建如下4個單門檻效應方程：

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，βij（i=1，2，3，4；j=1，2）表示對于第i個核心變量在第j個門檻環(huán)境下的待估參數，e為殘差項。通過在門限值處估計出每個門檻效應方程的待估參數來估計農業(yè)生產要素投入產出彈性，進而通過對農作物播種面積、農業(yè)機械總動力、農業(yè)用電量、有效灌溉面積的投入產出彈性的分析，來研究農民收入對農業(yè)物質要素投入產出的傳導效應。

3.估計方法

針對以上4個單門檻效應估計方程，關于最優(yōu)門限值的設定，本研究運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。

為了驗證是否存在門檻效應，本研究采取Hansen（2000）提出的自舉樣本法進行檢驗。首先針對門檻效應估計方程建立零假設：

H0：βi1=βi2 i=1，2，3，4

備擇假設為：

H1：βi1≠βi2 i=1，2，3，4

建立F統(tǒng)計量檢驗零假設：F=SSE0-SSE（r∧）δ2（r∧）

SSE0表示不存在門檻效應零假設條件下的殘差平方和，SSE（r∧）表示存在門檻效應備擇假設條件下的殘差平方和，δ2（r∧）表示殘差的方差。

建立似然比檢驗：LR（r∧）=SSE（r）-SSE（r∧）δ2（r∧）

SSE（r）表示零假設條件下的殘差平方和。定義LR（r0）>-2ln（1-1-α）時，拒絕零假設，否則接受零假設。其中α表示漸進分布LR（r0）的漸近水平。

三、實證分析

1.樣本數據及統(tǒng)計特征描述 本研究為了驗證新疆農牧民人均純收入對新疆農業(yè)物質要素投入產出的影響效應，設定農牧民年人均純收入為門限變量，把農業(yè)勞動力、農作物播種面積、農業(yè)機械總動力、化肥使用量、農業(yè)用電量、有效灌溉面積等6項指標作為投入指標，把農業(yè)產出作為產出指標進行模型分析，各變量基本統(tǒng)計特征見表1。其中農牧民人均純收入和農業(yè)產出數據剔除了價格因素的影響，選取新疆14個地州市2004—2013年的面板數據進行分析，數據來源于《新疆統(tǒng)計年鑒》和各地州市統(tǒng)計年鑒。

2.門檻效應檢驗

本研究運用Stata12.0軟件進行估計，為了能夠從整體上探析農牧民人均純收入變動對各農業(yè)物質要素投入產出彈性的影響效應，通過建立單門檻效應估計方程減少門限區(qū)間數來進行檢驗與估計，檢驗結果見表2。從表2可以看出，4個模型均在1%顯著性水平上存在門檻效應，其中，3個模型門限估計值都為8 050元，表明當農牧民年人均純收入處于8 050元兩側時，農作物播種面積、農業(yè)用電量和有效灌溉面積的投入產出彈性存在顯著性差異。農業(yè)機械總動力投入與農業(yè)產出間非線性關系的拐點對農牧民年人均純收入的要求較高，門限值為9 650元，即當農牧民年人均純收入處于9 650元兩側時，農業(yè)機械總動力的投入產出彈性存在顯著性差異。

3.估計結果

從單門檻效應模型回歸結果來看（見表3），農牧民年人均純收入對農業(yè)投入產出彈性有顯著影響。農牧民年人均純收入跨過門限值時，新疆農作物播種面積、農業(yè)機械總動力、農業(yè)用電量、有效灌溉面積的投入產出彈性均增加。當農牧民年人均純收入大于門限值8 050元時，農作物播種面積、農業(yè)用電量及有效灌溉面積增加1%，將分別促進新疆農業(yè)產出增加0.416%、0.862%和0.215%；而當農牧民年人均純收入低于門限值8 050元時，農作物播種面積、農業(yè)用電量及有效灌溉面積增加1%，將分別促進新疆農業(yè)產出增加0.322%、0.733%和0164%。當農牧民年人均純收入大于門限值9 650元時，農業(yè)機械總動力增加1%將促進新疆農業(yè)產出增加0.862%；而當農牧民年人均純收入小于門限值9 650元時，農業(yè)機械總動力增加1%將促進新疆農業(yè)產出增加0.733%。

4.各地州市的門檻狀態(tài)

根據8 050元和9 650元兩個門限值，我們可以依據2013年的統(tǒng)計數據把新疆14個地州市進行分類（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個地區(qū)的農牧民年人均純收入已經超過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個地區(qū)農牧民年人均純收入低于8 050元，其中阿克蘇地區(qū)農牧民年人均純收為7 875元，即將進入8 050元的門檻，而

其他4個地區(qū)離8 050元門限值還較遠。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個地區(qū)農牧民年人均純收入同時也跨過了9 650元的門檻，其他7個地區(qū)則未跨過9 650元的門檻。進而表明：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)的農業(yè)機械總動力的產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)的農作物播種面積、農業(yè)用電量、有效灌溉面積的產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.農牧民純收入對農業(yè)投入產出的傳導效應

以上實證分析表明，農牧民人均純收入對農業(yè)投入產出確實存在顯著傳導效應。這種傳導效應主要體現(xiàn)在兩個方面：一是農牧民人均純收入作為催化因子通過改變農業(yè)生產要素配置比例來影響農業(yè)生產要素的投入產出彈性，農牧民收入的提高會有效增大農戶對資本性物質要素的投入力度，如加大對農業(yè)機械的購入和使用數量、增加農地有效灌溉次數和擴大耕作面積（由于新疆大多數地區(qū)農牧民擁有的耕地面積大，閑置農地現(xiàn)象普遍存在），甚至會承包更多農地實現(xiàn)規(guī)模化農地耕作。二是農牧民人均純收入的增加為農牧民提高技能提供了更多機會，農牧民收入的增長可以促使其積極參與各類技能培訓項目，可以加入農機專業(yè)合作組織、農機專業(yè)公司、農機協(xié)會等學習農業(yè)機械操作技術和維修技術，提高農業(yè)機械利用率；可以掌握更多作物栽培技術；可以學習掌握一系列設施農業(yè)技術，擴大設施農業(yè)種植比重，進而實現(xiàn)最大化農地產出效率的目的。

四、結論與政策啟示

本研究運用門限回歸模型對新疆14個地州市2004年至2013年的農業(yè)投入產出彈性進行了測算，把農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建4個單門檻效應估計模型，估計和檢驗了新疆農牧民年人均純收入與農業(yè)投入產出關系的門檻效應。實證結果表明：在樣本時期內，農牧民年人均純收入對農業(yè)投入產出彈性有顯著影響，并具有顯著的門檻效應，農業(yè)物質要素投入與農業(yè)產出間存在非線性關系；農牧民年人均純收入跨過門限值時，農作物播種面積、農業(yè)機械總動力、農業(yè)用電量、有效灌溉面積的投入產出彈性均有明顯增加。具體來說，當農牧民年人均純收入高于8 050元時（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)），農作物播種面積、農業(yè)用電量、有效灌溉面積的投入產出彈性明顯高于其他未能跨過8 050元門限值的地區(qū)；當農牧民年人均純收入高于9 650元時（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)），農業(yè)機械總動力的投入產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，農牧民人均純收入的提升有利于新疆農業(yè)產出的增加。

根據以上研究，農牧民人均純收入對農業(yè)投入產出具有顯著的門檻效應，農牧民收入對其農業(yè)生產要素投入行為有顯著影響。因此，在新疆農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展進程中，農業(yè)發(fā)展層次的提升有賴于農牧民人均純收入的提高，較高的農牧民人均純收入有利于優(yōu)化農業(yè)資源配置方式，可以實現(xiàn)農業(yè)資源配置結構的合理調整和升級。提升農牧民人均純收入，要開拓農牧民增收思路，創(chuàng)新農牧民增收路徑，高效執(zhí)行農牧民收入倍增計劃?？梢圆扇≈苯优c間接相結合、初次分配與二次分配并重的方式來提高農牧民人均純收入，不僅要從直接層面提供和增加農牧民增收的條件和機會，不斷優(yōu)化農牧民直接收入補貼機制；而且要從完善農牧民社會保障制度、改善農業(yè)生產條件、優(yōu)化農村金融服務等方面確保農牧民能夠有充足的資金額度配置在農業(yè)領域；同時，還應研究和解決農牧民財產性收入問題，拓寬增加農牧民財產性收入的渠道，穩(wěn)步增加農牧民財產性收入。要建立農業(yè)生產成本與農產品價格、農業(yè)生產成本與農業(yè)補貼的聯(lián)動機制，完善農產品價格與農業(yè)生產資料價格、農業(yè)生產要素價格以及農民生活消費價格協(xié)調掛鉤機制，切實實施新疆農作物良種補貼、農資綜合補貼、農機具購置補貼、種糧農民直接補等農業(yè)“四補貼政策”，確保農業(yè)生產要素投入保障制度得到進一步完善，使得農業(yè)經濟發(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)農牧民收入的增加作為盤活整個新疆農業(yè)生態(tài)圈的首要任務，把和田地區(qū)、喀什地區(qū)、克孜勒蘇柯爾克孜自治州等農牧民人均純收入較低的南疆地區(qū)作為重點扶持對象，努力提升南疆地區(qū)農牧民收入水平，實現(xiàn)南北疆均衡發(fā)展，這不僅是全疆農業(yè)經濟發(fā)展的需要，也是保持新疆社會穩(wěn)定和長治久安的治本之策。

參考文獻：

黨超.2011.物質要素投入對我國農業(yè)產出水平的影響[J].寧夏大學學報：人文社會科學版，33（6）：109-116.

高云峰，王子健.2012.西部地區(qū)農業(yè)信貸投入的經濟效應研究[J].西部論壇，22（2）：19-26.

何劍，崔鈺雪.2005.農民收入與農業(yè)投資的實證研究[J].農業(yè)技術經濟（4）：51-55.

李建軍，王德祥.2010.農業(yè)與農民收入互動關系的實證分析[J].廣東商學院學報（4）：12-17.

林毅夫.2004.有關當前農村政策的幾點意見[J].華中師范大學學報：人文社會科學版（6）：32-35.

盧圣泉，朱建堂.2009.農民收入增長對經濟發(fā)展的影響與對策[J].湖北大學學報：哲學社會科學版，33（5）：577-579.

王性玉，田建強.2011.農戶資源稟賦與農業(yè)產出關系研究[J].管理評論（9）：38-42.

許廣月.2011.農業(yè)機械化與農民收入關系研究——基于中國省級面板的實證分析[J].西部論壇，21（3）：18-25.

喻平.2003.農民收入增長與經濟發(fā)展之間關系的實證研究[J].中國軟科學（8）：52-55.

張宇青，周應恒，易中懿，尹燕.2014.農民純收入影響了農業(yè)物質要素投入產出彈性嗎[J].當代經濟科學，36（2）：110-128.

鄭循剛.2010.西部農業(yè)生產全要素生產率增長分解[J].軟科學（8）：79-81，87.