陳治國(guó)+李紅+劉向暉

摘 要：基于門檻效應(yīng)估計(jì)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(shù)據(jù)，以農(nóng)牧民年人均純收入作為門限變量，實(shí)證分析農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出關(guān)系的門檻效應(yīng)。結(jié)果表明，農(nóng)牧民人均純收入對(duì)新疆農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出彈性有顯著影響，并具有顯著的門檻效應(yīng)：當(dāng)農(nóng)牧民年人均純收入跨過8 050元門限值時(shí)，農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)用電量、有效灌溉面積的產(chǎn)出彈性明顯增加；當(dāng)農(nóng)牧民年人均純收入跨過9 650元門限值時(shí)，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力的產(chǎn)出彈性明顯增加。可見，農(nóng)牧民人均純收入的提升有利于增加新疆農(nóng)業(yè)的產(chǎn)出，而南疆地區(qū)農(nóng)牧民人均純收入離門限值有一定距離，抑制了其農(nóng)業(yè)產(chǎn)出彈性的提升。因此，應(yīng)努力提升新疆農(nóng)牧民的收入水平，并重點(diǎn)扶持南疆地區(qū)。

關(guān)鍵詞：人均純收入；農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素；投入產(chǎn)出彈性；門檻效應(yīng)；農(nóng)民增收；農(nóng)業(yè)資源配置；現(xiàn)代農(nóng)民；農(nóng)業(yè)投入；農(nóng)業(yè)產(chǎn)出

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

一、引言

近年來，我國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平明顯提升，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)得到飛速發(fā)展。隨著國(guó)內(nèi)外環(huán)境的不斷改善，西部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素在技術(shù)效率、規(guī)模經(jīng)濟(jì)、資源配置效率等方面均得到了較大提升（鄭循剛，2010）。在農(nóng)機(jī)購(gòu)置補(bǔ)貼政策的有效推行下，農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平得到了明顯提高，田間式的農(nóng)業(yè)機(jī)械化管理模式有效盤活了整個(gè)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)整個(gè)鏈條的關(guān)鍵點(diǎn)均離不開農(nóng)民收入這個(gè)核心要素。農(nóng)民收入作為三農(nóng)問題的核心（林毅夫，2004），也是統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展的落腳點(diǎn)（許廣月，2011），農(nóng)民收入的增加有賴于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。隨著農(nóng)業(yè)發(fā)展階段的推進(jìn)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)趨向更優(yōu)的生產(chǎn)可能性邊界離不開農(nóng)民收入的支撐，主要表現(xiàn)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入產(chǎn)出彈性受到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素結(jié)構(gòu)和配置方式的制約，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素結(jié)構(gòu)和配置方式又會(huì)受到農(nóng)民收入的影響。農(nóng)民收入與農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出存在聯(lián)動(dòng)效應(yīng)，農(nóng)民收入可以影響農(nóng)民農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入行為，充裕的農(nóng)民收入能夠有效解決農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中存在的周期長(zhǎng)、投資量大、風(fēng)險(xiǎn)大等天然難題，農(nóng)民收入通過有效匹配農(nóng)業(yè)物質(zhì)生產(chǎn)要素確保農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展步入帕累托改進(jìn)軌道。同時(shí)，農(nóng)民對(duì)農(nóng)業(yè)收入增加的需求也會(huì)有效驅(qū)動(dòng)農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出的自發(fā)組織效率。因此，從計(jì)量模型角度，研究農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出彈性存在怎樣的傳導(dǎo)效應(yīng)具有重要的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。

縱觀農(nóng)民收入與農(nóng)業(yè)發(fā)展關(guān)系的相關(guān)文獻(xiàn)，我們看到幾乎均為如何通過推進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展來實(shí)現(xiàn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的研究成果，而關(guān)于農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展傳導(dǎo)效應(yīng)的研究文獻(xiàn)較少。經(jīng)過梳理歸類，關(guān)于農(nóng)業(yè)收入促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展的研究基本上從如下兩個(gè)視角展開：一是農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的直接傳遞效應(yīng)。李建軍和王德祥（2010）通過動(dòng)態(tài)計(jì)量模型研究認(rèn)為，在長(zhǎng)期農(nóng)民收入存在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)彈性，且彈性為1，無論是長(zhǎng)期還是短期，農(nóng)民收入的提高對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展均具有明顯的促進(jìn)作用；何劍和崔鈺雪（2005）通過建立聯(lián)立方程計(jì)量模型研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)業(yè)投資具有決定性作用，農(nóng)民收入通過影響農(nóng)業(yè)投資有力促進(jìn)了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展；喻平（2003）研究認(rèn)為，增加農(nóng)民收入是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的有效手段，指出農(nóng)民增收是發(fā)展農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)；盧圣泉和朱建堂（2009）通過研究分析認(rèn)為，農(nóng)民收入增速減緩不利于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，只有農(nóng)民收入增加才能有效促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展；王性玉和田建強(qiáng)（2010）從農(nóng)戶資源稟賦角度出發(fā)，研究指出農(nóng)戶收入通過來自于農(nóng)戶信貸配給的影響對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出發(fā)生效應(yīng)；高云峰和王子健（2012）研究認(rèn)為農(nóng)業(yè)信貸和農(nóng)民收入的協(xié)同作用是提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的關(guān)鍵。二是將農(nóng)民收入作為門限變量研究農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響。張宇青和周應(yīng)恒（2014）通過設(shè)置農(nóng)民純收入為門限變量，利用江蘇地區(qū)的面板數(shù)據(jù)分析表明，農(nóng)民人均純收入對(duì)農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入產(chǎn)出彈性的影響顯著，而且農(nóng)民人均純收入跨過門限值后農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入產(chǎn)出彈性明顯提升。

從以上研究文獻(xiàn)可以看出，農(nóng)民收入確實(shí)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較大影響，較高的農(nóng)民收入會(huì)推進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。然而，目前的研究還存在以下問題：一是把農(nóng)民收入和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)兩個(gè)整體進(jìn)行單獨(dú)分析，沒有析出農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)具體那些因素受到農(nóng)民收入的影響，計(jì)量分析也比較籠統(tǒng)；二是研究對(duì)象更多是全國(guó)范圍或者是沿海發(fā)達(dá)地區(qū)，針對(duì)西部民族地區(qū)的計(jì)量分析不多，對(duì)于西部民族地區(qū)農(nóng)民收入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)相互關(guān)系的研究，更多是一些評(píng)述性、政策性的文章。因此，我們研究的路徑不能僅僅從農(nóng)業(yè)發(fā)展促進(jìn)農(nóng)民收入這個(gè)單向度視角出發(fā)，還應(yīng)該從農(nóng)民收入的視角出發(fā)，研究農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入產(chǎn)出存在怎樣的傳導(dǎo)效應(yīng)。為了探究西部民族地區(qū)農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出的沖擊作用，本文以新疆地區(qū)為例，以農(nóng)牧民年人均純收入作為門限變量，構(gòu)建4個(gè)單門檻效應(yīng)估計(jì)模型，細(xì)致探析農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出彈性的影響效果，深入探討農(nóng)牧民純收入對(duì)西部民族地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的傳導(dǎo)效應(yīng)，進(jìn)而提出有益的政策啟示，以破解西部民族地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的難題。

二、模型構(gòu)建與估計(jì)方法

1.門限變量的選取 根據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)的研究結(jié)果，農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入量確實(shí)存在顯著影響。農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出的作用機(jī)理主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面：一是農(nóng)民收入在技術(shù)層面影響到農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素組合結(jié)構(gòu)。農(nóng)民收入增加使得農(nóng)民投入更多之前缺乏的農(nóng)業(yè)要素資源，改變?cè)胁缓侠淼霓r(nóng)業(yè)要素資源數(shù)量搭配，使農(nóng)業(yè)要素資源配置在結(jié)構(gòu)上更加合理，進(jìn)而增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)出。二是農(nóng)民收入在組織層面影響到農(nóng)業(yè)要素資源配置方式。農(nóng)民收入增加會(huì)促進(jìn)農(nóng)民的農(nóng)業(yè)技能、管理方式等的提升，使得傳統(tǒng)農(nóng)民向現(xiàn)代農(nóng)民轉(zhuǎn)變，現(xiàn)代農(nóng)民作為管理者能夠升級(jí)資源配置方式，甚至可以創(chuàng)新資源配置方式，進(jìn)而增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)出。因此，本研究選取農(nóng)民純收入作為門限變量，通過估計(jì)門限值（即農(nóng)民收入影響農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出關(guān)系的拐點(diǎn)）來刻畫農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出彈性的影響，以探尋農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出的傳導(dǎo)效應(yīng)。

2.門檻效應(yīng)模型的構(gòu)建

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素中的農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、化肥使用量和農(nóng)業(yè)用電量可以有效反映農(nóng)業(yè)資本投入，農(nóng)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(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人員可以衡量農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入，產(chǎn)出指標(biāo)可以用農(nóng)林牧漁業(yè)生產(chǎn)總值表示。因此，本研究建立如下柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)：

Y=ALβ1csaβ2fmpβ3fuaβ4aeuβ5eiaβ6

其中，Y表示農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，L表示農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力，csa表示農(nóng)作物播種面積，fmp表示農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力，fua表示化肥使用量，aeu表示農(nóng)業(yè)用電量，eia表示有效灌溉面積，A為固定的技術(shù)水平，β1、β2、β3、β4、β5、β6為各投入變量的投入產(chǎn)出彈性。兩邊求導(dǎo)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(yīng)，本研究把農(nóng)民純收入（nfi）設(shè)置為門限變量。由于農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力在城市化推進(jìn)過程中存在一定的溢出性和極強(qiáng)的流動(dòng)性，化肥使用量也受制于生態(tài)農(nóng)業(yè)發(fā)展要求的約束，因此本研究把lnL和lnfua設(shè)置為控制變量，不考慮此兩個(gè)變量的門檻效應(yīng)，把lncsa、lnfmp、lnaeu、lneia分別作為核心變量，構(gòu)建如下4個(gè)單門檻效應(yīng)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(shù)，βij（i=1，2，3，4；j=1，2）表示對(duì)于第i個(gè)核心變量在第j個(gè)門檻環(huán)境下的待估參數(shù)，e為殘差項(xiàng)。通過在門限值處估計(jì)出每個(gè)門檻效應(yīng)方程的待估參數(shù)來估計(jì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入產(chǎn)出彈性，進(jìn)而通過對(duì)農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、農(nóng)業(yè)用電量、有效灌溉面積的投入產(chǎn)出彈性的分析，來研究農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入產(chǎn)出的傳導(dǎo)效應(yīng)。

3.估計(jì)方法

針對(duì)以上4個(gè)單門檻效應(yīng)估計(jì)方程，關(guān)于最優(yōu)門限值的設(shè)定，本研究運(yùn)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(yàn)證是否存在門檻效應(yīng)，本研究采取Hansen（2000）提出的自舉樣本法進(jìn)行檢驗(yàn)。首先針對(duì)門檻效應(yīng)估計(jì)方程建立零假設(shè)：

H0：βi1=βi2 i=1，2，3，4

備擇假設(shè)為：

H1：βi1≠βi2 i=1，2，3，4

建立F統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)零假設(shè)：F=SSE0-SSE（r∧）δ2（r∧）

SSE0表示不存在門檻效應(yīng)零假設(shè)條件下的殘差平方和，SSE（r∧）表示存在門檻效應(yīng)備擇假設(shè)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(yàn)：LR（r∧）=SSE（r）-SSE（r∧）δ2（r∧）

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

三、實(shí)證分析

1.樣本數(shù)據(jù)及統(tǒng)計(jì)特征描述 本研究為了驗(yàn)證新疆農(nóng)牧民人均純收入對(duì)新疆農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入產(chǎn)出的影響效應(yīng)，設(shè)定農(nóng)牧民年人均純收入為門限變量，把農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、化肥使用量、農(nóng)業(yè)用電量、有效灌溉面積等6項(xiàng)指標(biāo)作為投入指標(biāo)，把農(nóng)業(yè)產(chǎn)出作為產(chǎn)出指標(biāo)進(jìn)行模型分析，各變量基本統(tǒng)計(jì)特征見表1。其中農(nóng)牧民人均純收入和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出數(shù)據(jù)剔除了價(jià)格因素的影響，選取新疆14個(gè)地州市2004—2013年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，數(shù)據(jù)來源于《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》和各地州市統(tǒng)計(jì)年鑒。

2.門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

本研究運(yùn)用Stata12.0軟件進(jìn)行估計(jì)，為了能夠從整體上探析農(nóng)牧民人均純收入變動(dòng)對(duì)各農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入產(chǎn)出彈性的影響效應(yīng)，通過建立單門檻效應(yīng)估計(jì)方程減少門限區(qū)間數(shù)來進(jìn)行檢驗(yàn)與估計(jì)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。從表2可以看出，4個(gè)模型均在1%顯著性水平上存在門檻效應(yīng)，其中，3個(gè)模型門限估計(jì)值都為8 050元，表明當(dāng)農(nóng)牧民年人均純收入處于8 050元兩側(cè)時(shí)，農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)用電量和有效灌溉面積的投入產(chǎn)出彈性存在顯著性差異。農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力投入與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出間非線性關(guān)系的拐點(diǎn)對(duì)農(nóng)牧民年人均純收入的要求較高，門限值為9 650元，即當(dāng)農(nóng)牧民年人均純收入處于9 650元兩側(cè)時(shí)，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力的投入產(chǎn)出彈性存在顯著性差異。

3.估計(jì)結(jié)果

從單門檻效應(yīng)模型回歸結(jié)果來看（見表3），農(nóng)牧民年人均純收入對(duì)農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出彈性有顯著影響。農(nóng)牧民年人均純收入跨過門限值時(shí)，新疆農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、農(nóng)業(yè)用電量、有效灌溉面積的投入產(chǎn)出彈性均增加。當(dāng)農(nóng)牧民年人均純收入大于門限值8 050元時(shí)，農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)用電量及有效灌溉面積增加1%，將分別促進(jìn)新疆農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增加0.416%、0.862%和0.215%；而當(dāng)農(nóng)牧民年人均純收入低于門限值8 050元時(shí)，農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)用電量及有效灌溉面積增加1%，將分別促進(jìn)新疆農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增加0.322%、0.733%和0164%。當(dāng)農(nóng)牧民年人均純收入大于門限值9 650元時(shí)，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力增加1%將促進(jìn)新疆農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增加0.862%；而當(dāng)農(nóng)牧民年人均純收入小于門限值9 650元時(shí)，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力增加1%將促進(jìn)新疆農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增加0.733%。

4.各地州市的門檻狀態(tài)

根據(jù)8 050元和9 650元兩個(gè)門限值，我們可以依據(jù)2013年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)把新疆14個(gè)地州市進(jìn)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(gè)地區(qū)的農(nóng)牧民年人均純收入已經(jīng)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(gè)地區(qū)農(nóng)牧民年人均純收入低于8 050元，其中阿克蘇地區(qū)農(nóng)牧民年人均純收為7 875元，即將進(jìn)入8 050元的門檻，而

其他4個(gè)地區(qū)離8 050元門限值還較遠(yuǎn)。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(gè)地區(qū)農(nóng)牧民年人均純收入同時(shí)也跨過了9 650元的門檻，其他7個(gè)地區(qū)則未跨過9 650元的門檻。進(jìn)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(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力的產(chǎn)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(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)用電量、有效灌溉面積的產(chǎn)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(nóng)牧民純收入對(duì)農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出的傳導(dǎo)效應(yīng)

以上實(shí)證分析表明，農(nóng)牧民人均純收入對(duì)農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出確實(shí)存在顯著傳導(dǎo)效應(yīng)。這種傳導(dǎo)效應(yīng)主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面：一是農(nóng)牧民人均純收入作為催化因子通過改變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素配置比例來影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的投入產(chǎn)出彈性，農(nóng)牧民收入的提高會(huì)有效增大農(nóng)戶對(duì)資本性物質(zhì)要素的投入力度，如加大對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械的購(gòu)入和使用數(shù)量、增加農(nóng)地有效灌溉次數(shù)和擴(kuò)大耕作面積（由于新疆大多數(shù)地區(qū)農(nóng)牧民擁有的耕地面積大，閑置農(nóng)地現(xiàn)象普遍存在），甚至?xí)邪噢r(nóng)地實(shí)現(xiàn)規(guī)?；r(nóng)地耕作。二是農(nóng)牧民人均純收入的增加為農(nóng)牧民提高技能提供了更多機(jī)會(huì)，農(nóng)牧民收入的增長(zhǎng)可以促使其積極參與各類技能培訓(xùn)項(xiàng)目，可以加入農(nóng)機(jī)專業(yè)合作組織、農(nóng)機(jī)專業(yè)公司、農(nóng)機(jī)協(xié)會(huì)等學(xué)習(xí)農(nóng)業(yè)機(jī)械操作技術(shù)和維修技術(shù)，提高農(nóng)業(yè)機(jī)械利用率；可以掌握更多作物栽培技術(shù)；可以學(xué)習(xí)掌握一系列設(shè)施農(nóng)業(yè)技術(shù)，擴(kuò)大設(shè)施農(nóng)業(yè)種植比重，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)最大化農(nóng)地產(chǎn)出效率的目的。

四、結(jié)論與政策啟示

本研究運(yùn)用門限回歸模型對(duì)新疆14個(gè)地州市2004年至2013年的農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出彈性進(jìn)行了測(cè)算，把農(nóng)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(gòu)建4個(gè)單門檻效應(yīng)估計(jì)模型，估計(jì)和檢驗(yàn)了新疆農(nóng)牧民年人均純收入與農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出關(guān)系的門檻效應(yīng)。實(shí)證結(jié)果表明：在樣本時(shí)期內(nèi)，農(nóng)牧民年人均純收入對(duì)農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出彈性有顯著影響，并具有顯著的門檻效應(yīng)，農(nóng)業(yè)物質(zhì)要素投入與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出間存在非線性關(guān)系；農(nóng)牧民年人均純收入跨過門限值時(shí)，農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、農(nóng)業(yè)用電量、有效灌溉面積的投入產(chǎn)出彈性均有明顯增加。具體來說，當(dāng)農(nóng)牧民年人均純收入高于8 050元時(shí)（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(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)用電量、有效灌溉面積的投入產(chǎn)出彈性明顯高于其他未能跨過8 050元門限值的地區(qū)；當(dāng)農(nóng)牧民年人均純收入高于9 650元時(shí)（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(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力的投入產(chǎn)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(nóng)牧民人均純收入的提升有利于新疆農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增加。

根據(jù)以上研究，農(nóng)牧民人均純收入對(duì)農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出具有顯著的門檻效應(yīng)，農(nóng)牧民收入對(duì)其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入行為有顯著影響。因此，在新疆農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展進(jìn)程中，農(nóng)業(yè)發(fā)展層次的提升有賴于農(nóng)牧民人均純收入的提高，較高的農(nóng)牧民人均純收入有利于優(yōu)化農(nóng)業(yè)資源配置方式，可以實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)資源配置結(jié)構(gòu)的合理調(diào)整和升級(jí)。提升農(nóng)牧民人均純收入，要開拓農(nóng)牧民增收思路，創(chuàng)新農(nóng)牧民增收路徑，高效執(zhí)行農(nóng)牧民收入倍增計(jì)劃?？梢圆扇≈苯优c間接相結(jié)合、初次分配與二次分配并重的方式來提高農(nóng)牧民人均純收入，不僅要從直接層面提供和增加農(nóng)牧民增收的條件和機(jī)會(huì)，不斷優(yōu)化農(nóng)牧民直接收入補(bǔ)貼機(jī)制；而且要從完善農(nóng)牧民社會(huì)保障制度、改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件、優(yōu)化農(nóng)村金融服務(wù)等方面確保農(nóng)牧民能夠有充足的資金額度配置在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域；同時(shí)，還應(yīng)研究和解決農(nóng)牧民財(cái)產(chǎn)性收入問題，拓寬增加農(nóng)牧民財(cái)產(chǎn)性收入的渠道，穩(wěn)步增加農(nóng)牧民財(cái)產(chǎn)性收入。要建立農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本與農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的聯(lián)動(dòng)機(jī)制，完善農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素價(jià)格以及農(nóng)民生活消費(fèi)價(jià)格協(xié)調(diào)掛鉤機(jī)制，切實(shí)實(shí)施新疆農(nóng)作物良種補(bǔ)貼、農(nóng)資綜合補(bǔ)貼、農(nóng)機(jī)具購(gòu)置補(bǔ)貼、種糧農(nóng)民直接補(bǔ)等農(nóng)業(yè)“四補(bǔ)貼政策”，確保農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入保障制度得到進(jìn)一步完善，使得農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)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(nóng)牧民收入的增加作為盤活整個(gè)新疆農(nóng)業(yè)生態(tài)圈的首要任務(wù)，把和田地區(qū)、喀什地區(qū)、克孜勒蘇柯爾克孜自治州等農(nóng)牧民人均純收入較低的南疆地區(qū)作為重點(diǎn)扶持對(duì)象，努力提升南疆地區(qū)農(nóng)牧民收入水平，實(shí)現(xiàn)南北疆均衡發(fā)展，這不僅是全疆農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要，也是保持新疆社會(huì)穩(wěn)定和長(zhǎng)治久安的治本之策。

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