新疆農村固定資產投資對農牧民增收的影響分析

馬永仁 王嬌

摘? ?要：新常態下觀察農民收入的一個重要視角就是農民收入與國民經濟的聯系是否日趨緊密，因此必須把農業置于宏觀經濟背景下進行分析。農村固定資產投資是農村經濟發展的重要引擎，與農村居民生活水平密切相關。由此，基于新疆1997—2020年的數據，采用VAR模型計量理論與方法，對新疆農村固定資產投資與農村居民收入水平的動態效應關系進行了實證分析。研究表明，農村固定資產投資與農村居民收入水平之間存在單方向上的格蘭杰因果關系，并且協整模型反映出農村固定資產投資與農村居民收入水平存在長期均衡關系，農村固定資產投資每增加1%，將拉動農民收入水平提升54.79%。最后，通過方差分析得出，農村固定資產投資對農村居民收入水平的沖擊貢獻率水平很高，穩定在43%左右的水平上。

關鍵詞：農村；固定資產投資；農牧民增收；VAR模型；新疆

中圖分類號：F127.45? ? ? ? 文獻標志碼：A? ? ? 文章編號：1673-291X（2024）04-0018-05

農業投資是農業資本積累的重要途徑。農業是國民經濟的基礎性產業，對于保持國家經濟發展和社會穩定起著基石的作用。新疆是農業大區，是“一帶一路”發展戰略的橋頭堡。2020年新疆實現全面脫貧，35個貧困縣和3 666個貧困村全部摘帽，306.49萬農村貧困人口在現行標準下全部脫貧，三大攻堅戰取得決定性勝利。2020年，新疆固定資產投資（不含農戶）比上年增長16.2%，增速比上年提高13.7%，居全國第一位。2010年農村居民人均純收入4 643元，2020年農村居民人均可支配收入達到14 056元。加快農村基礎設施建設，保證農業生產與提高農民收入水平，提供有效充足的公共設施是農村現代化進程中必不可少的保障條件。農村基礎設施作為公共物品，更多需要國家財政的大力支持，因此，中央政府在很多重要文件中都給予了支持。本文從農村固定資產投資視角來分析其與農村居民收入水平的動態效應關系，對于積極加強農村基礎設施建設，探討經濟增長的啟動和拓展具有重要的理論意義和實際價值。

一、研究進展

20世紀40年代，經濟學家羅丹提出了“大推進理論”，認為基礎設施應該作為社會有效發展的先行資本[1]。赫希曼提出了不平衡增長理論，指出固定資產投資（基礎設施投資）是經濟增長的基礎條件[2]。農民收入由家庭經營收入、工資性收入、轉移性收入和財產性收入這四大來源構成。新常態下觀察農民收入的一個重要視角是農民收入與國民經濟的聯系是否日趨緊密，必須把農業置于宏觀經濟背景下進行分析[3]。農村固定資產投資是國民經濟建設發展的一項重要內容，其對農民經營性、工資性、財產性收入的變動具有積極的正面效應。通過對我國1981—2011年的數據檢驗發現，農村固定資產投資與農民收入之間存在均衡關系，可以持久增加農村居民人均收入、縮小城鄉發展差距[4]。農村固定資產投資的方向之一是農業生產性服務業。實證研究表明，各類農業生產性服務業與農業生產和農民收入相關程度較強[5]；并且借助計量經濟模型分析得出，農村基礎設施投資差距越大，引起的城鄉收入和消費水平的差距也就越大[6]。農民增收受阻一定程度上是由于農業生產力呈邊際遞減趨勢，家庭經營性收入增長受制。此時需要政府加大政策支持力度，擴大農村建設投資力度，縮減城鄉收入差距[7，8]。

二、研究方法與變量分析

（一）變量選取和數據來源

本文主要探究新疆農村固定資產投資的變化與農村居民收入水平之間的關系。文中變量為RFAI和RCNI，其中RFAI代表農村固定資產投資，RCNI（農村居民家庭人均純收入）代表農村居民收入水平。為了消除通貨膨脹的影響，本文對選取的變量進行了價格因素剔除。同時，鑒于數據的自然對數變換不會改變原變量的協整關系，并能使其趨勢線性化和消除序列中可能存在的異方差現象，所以對變量做取其對數處理，即LOG（RFAI）和LOG（RCNI），為了更加方便直觀，用其簡寫LRFAI和LRCNI表示。本文所用數據跨度24年（1997—2020年），數據來源于《新疆統計年鑒》。

向量自回歸（VAR）是基于數據的統計性而建立的模型，有別于傳統基于經濟理論描述性的計量模型（如聯立方程等結構性模型）。VAR模型把系統中每一個內生變量作為所有內生變量滯后值的函數來構建模型，其可以更好地對變量之間的動態關系提供一個嚴密的說明。對于平穩時間序列，VAR模型是一種很好的便捷的預測方法。VAR（p）一般表達式為：

yt=A1yt-1+…+Apyt-p+Bxt+εt? ?t=1，2，…，T

其中，yt是k維內生變量，xt是d維外生變量，p是滯后階數，T是樣本個數。εt是k維擾動向量，它們相互之間可同期相關，但不與自己的滯后期值相關。

對于非平穩時間序列，如果它們之間的線性關系是平穩的，其時間序列存在協整關系，則可有協整關系推出其誤差修正模型，其可以很好考量模型中變量之間的長短期互動影響關系。

（二）變量趨勢和相關性

從變量LRFAI、LRCNI及其一階差分DLRFAI、DLRCNI的趨勢圖（圖1和圖2）可以看出，農村固定資產投資和農村居民收入水平均呈現出隨時間增加而上揚的變化趨勢，據此判斷其為一個非平穩序列。但其一階差分之后，DLRFAI和DLRCNI沒有明顯的時間上揚趨勢，而是圍繞均值上下波動，呈現出平穩趨勢。

從LRFAI和LRCNI的相關系數矩陣（表1）可以看出，二者之間相關系數為0.998 337，變量LRFAI和LRCNI之間的相關關系極強（相關系數近乎于1）。

三、檢驗結果與分析

（一）序列平穩性檢驗

農村居民人均純收入和農村固定資產投資水平不斷得到提升，使得時間序列指標數據存在非平穩性，為了防止偽回歸現象的發生，在進行協整性分析之前，首先需要檢驗指標序列的平穩性。運用Eviews軟件進行操作，選擇ADF（Augmented Dickey-Fuller）方法，對指標變量LRFAI和LRCNI以及它們的差分序列進行平穩性檢驗，其中采用SIC準則來確定給定時間序列模型的滯后階數K。檢驗結果如表2所示。

表2? LRFAI和LRCNI的平穩性檢驗

由表2可知，各變量水平序列的ADF統計量均大于其在5%顯著水平下的MacKinnon臨界值，均不能拒絕原假設，說明在5%的顯著水平下各變量序列均含有單位根，所有變量的時間序列是不平穩的；經過一階差分過后，DLRCNI和DLRFAI的ADF統計量值均小于5%的顯著水平下的MacKinnon臨界值，表明各變量的一階差分序列都是平穩的，不存在單位根，這說明所有變量都是一階單整序列，即I（1），序列滿足協整檢驗的基本要求，可以對序列進行協整檢驗。

（二）協整檢驗

協整分析是為了驗證變量之間是否存在長期均衡關系。協整分析的方法很多，如EG兩步法、Johansen極大似然法以及自回歸分布滯后模型（ARDL）法等。檢驗雙變量LRFAI和LRCNI之間是否存在協整關系，可以采用EG兩步驗法對變量進行協整分析[8]。第一步，對變量進行協整回歸，得出模型的殘差。第二步，對殘差進行平穩性檢驗，如果殘差序列非平穩，則認為變量之間不存在協整關系；反之，則認為變量之間存在協整關系，此時協整參數才可以通過協整回歸，協整模型和參數有效。

首先用最小二乘法（OLS）進行回歸，得到以下協整方程：

檢驗結果顯示，在5%顯著水平上回歸t值顯著。其中，模型R2=0.996 6，D.W.=1.392 8，調整后AdjR2=0.996 5，近乎等于1，說明模型的擬合優度很好?？傮w上新疆農村固定資產投資規模每增加1%，將拉動新疆農村居民收入水平上升54.79%。

如果變量間存在長期均衡關系，則模型的殘差序列E應該是平穩的。對模型的殘差序列E進行ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗，單位根檢驗結果如表3所示。

從表3可以看出，模型的殘差序列E的單位根檢驗中，T統計量的值為-4.132 561，分別小于5%和10%顯著性水平的臨界值-3.622 033、-3.248 592，表明模型的殘差序列E是平穩的，意味著變量LRFAI和LRCNI之間存在協整關系，協整方程有效。

（三）誤差修正

由于變量DLRCNI和DLRFAI之間存在著長期的協整關系，因此能夠構造誤差修正模型（Error correctionmodel）。由表4可知，LR、FPE、AIC、SC以及HQ五個準則都選擇了滯后1期，因此，確定模型的最佳滯后期數為1。

建立的誤差修正模型中，一階差分項反映了變量短期波動的影響，Et表示的是模型（1）中的殘差序列。經過反復的擬合，最終建立的誤差修正模型如下：

檢驗結果顯示，變量t值檢驗呈現顯著水平。其中，模型R2=0.777 8，D.W.=1.923 3，調整后AdjR2=0.754 4，說明模型的擬合優度較好。

正如誤差修正模型所示，農村固定資產投資與農村居民收入水平有著正向長期動態均衡的關系，農村固定資產投資額度的增長能夠帶動農村居民收入水平的提升，呈現出一定的擠出效應，短期內農村居民收入水平受自身及農村固定資產投資的共同影響和變化；誤差修正項的系數顯著，約為-0.64，這說明新疆農村居民收入水平增長變化向長期均衡調整的速度為64%，調整速度較快。

（四）格蘭杰因果關系檢驗

為驗證LRFAI和LRCNI是否存在顯著的因果關系，本文將對變量序列進行格蘭杰（Granger）因果關系檢驗，檢驗結果如表5所示。

從表5的檢驗結果可以看出，在5%的顯著性水平下，原假設1、3、5被拒絕，原假設2、4、6被接受。當滯后期分別為1、2和3期時，LRCNI不是LRFAI的Granger原因，而LRFAI是LRCNI的Granger原因。這表明，新疆農村居民收入水平不是農村固定資產投資額的格蘭杰原因，而新疆農村固定資產投資額是農村居民收入水平的格蘭杰原因。

（五）VAR脈沖響應分析

根據向量自回歸模型中的脈沖響應函數，對農村固定資產投資和農村居民收入水平進行沖擊效應實證檢驗，結果如圖3、圖4所示。

由圖3可知，在1—3期，農村固定資產投資對農村居民收入水平的沖擊效應急速提升，并在第3期達到最大值，為8.7%；在第3期之后，逐步穩定在約9.5%的水平。

由圖4可知，在1—3期，農村居民收入水平對農村固定資產投資的沖擊效應從0開始緩慢下降，在第3期達到最大值，約為-1%；隨后幾期開始逐漸平穩，在-1%水平下達到穩定狀態。

（六）方差分解

方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性。因此，方差分解給出對VAR模型中的變量產生影響的每個隨機擾動的相對重要性的信息[6]。本文給出了LRCNI和LRFAI滯后12期的方差分解結果，如表6所示。

由表6可以看出，農村居民收入水平在滯后1—3期下降很快，由100%下降到60.15%，隨后逐漸平穩以1%的幅度下降，最終在滯后10期開始穩定在56%左右的水平上。在滯后1期，農村固定資產投資對農村居民收入水平的沖擊貢獻率水平為0；隨后開始上升，在滯后2—3期迅速由21.51%上升到30.10%；經過滯后5—6期的2%提升幅度后，逐漸以不到1%的幅度平穩提升，最終在滯后10期開始穩定在43%左右的水平上。由此可知，農村固定資產投資對農村居民收入水平的沖擊貢獻率水平是很高的。

（七）結論

本文通過ADF平穩性檢驗、協整檢驗、格蘭杰檢驗、脈沖響應和方差分解等方法對農村固定資產投資與農村居民收入關系進行實證分析，并得出如下結論。

1.根據ADF單位根檢驗、協整檢驗可知，在5%顯著水平上，變量LRCNI和LRFAI是I（1）序列，具有時間序列穩定性，其協整性通過檢驗；并且協整檢驗結果表明，變量LRCNI和LRFAI之間存在長期均衡關系，農村固定資產投資與農村居民收入水平有著正向的關系，農村固定資產投資額度的增長能夠帶動農村居民收入水平的提升，農村固定資產投資規模每擴大1%，將拉動農村居民收入水平上升54.79%。

2.格蘭杰因果關系檢驗表明，農村居民收入水平不是農村固定資產投資額的格蘭杰原因，而農村固定資產投資額是農村居民收入水平的格蘭杰原因。通過VAR脈沖響應分析得出，農村固定資產投資對農村居民收入水平的沖擊效應很大，穩定在約9.5%的水平。

3.通過誤差修正和方差分析得出，新疆農村居民收入水平增長變化向長期均衡調整的速度為64%，調整速度較快。農村固定資產投資對農村居民收入水平的沖擊貢獻率水平是很高的，穩定在43%左右的水平上。

四、對策建議

新疆農村固定資產投資對農村居民收入水平（家庭人均純收入）的正向影響比較突出，因此，新疆農村固定資產投資是提升農村居民收入水平、夯實硬件基礎設施、減少貧困和助力“一帶一路”發展的有效舉措。鑒于此，建議從提升農村固定資產投資增量和總量、增加農民收入、減少農民支出入手，通過農村固定資產投資對農民收入正向沖擊效應，從絕對量和相對量提升農民收入水平。

一是加大農村建設的資金支持和投資力度，建立多元化的投融資制度，以保證農村固定資產投資建設的需要，提升投資增量和總量。

二是積極引導和拓展農民參與農村投資建設的項目?？梢圆捎枚喾N混合所有制經濟形式明晰投入與產出，提升農民收入的市場化貨幣絕對增量水平。

三是拓展農村建設逐步向農業生產、醫療教育、生態保護等服務類方向傾斜，減少農民支出額度，體現收入水平的相對貨幣量。

四是建立完善的農村公共財政制度和監督制度，強化農村公共財政管理制度，理順政府、企業和農民三者在農村固定資產投資建設過程中所扮演的角色，保障農村固定資產投資的有效性和對農民收入正向影響的可持續性。

參考文獻：

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Analysis of the Impact of Rural Fixed Assets Investment on the Income of Farmers and Herdsmen in Xinjiang

Ma Yongren1， Wang Jiao2

（1.Institute of Livestock Economy and Information， Xinjiang Academy of Animal Science， Urumqi 830000， China;

2.School of Economics and Trade， Xinjiang Agricultural University， Urumqi 830052， China）

Abstract： An important perspective for observing farmers income under the new normal is whether the connection between farmers income and the national economy is becoming increasingly close. Therefore， agriculture must be analyzed in the macroeconomic context. Rural fixed assets investment is an important engine for rural economic development， which is closely related to the living standards of rural residents. Therefore， based on the data of Xinjiang from 1997 to 2020， this paper uses VAR model measurement theory and method to empirically analyze the dynamic effect relationship between rural fixed assets investment and rural residents income level in Xinjiang. The research shows that there is a one-way Granger causality between rural fixed assets investment and rural residents income level， and the cointegration model reflects that there is a long-term equilibrium relationship between rural fixed assets investment and rural residents income level. Every 1% increase in rural fixed assets investment will boost farmers income level by 54.79%. Finally， through variance analysis， the impact contribution rate of rural fixed assets investment to the income level of rural residents is very high， stable at about 43%.

Key words： rural areas; fixed assets investment; increase income for farmers and herdsmen; VAR model; Xinjiang Province

[責任編輯? ?彥? ?文]