王 嬌，朱美玲，陳俊科，蘇尤力其米克，馬永仁,

(1.新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟與貿(mào)易學(xué)院，烏魯木齊 830052；2.新疆畜牧科學(xué)院畜牧業(yè)經(jīng)濟與信息研究所，烏魯木齊 830011)

農(nóng)牧民收入問題是“三農(nóng)”問題的核心，是社會主義新農(nóng)村建設(shè)的基本出發(fā)點，也是現(xiàn)階段脫貧攻堅的重要內(nèi)容[1]。農(nóng)牧民收入水平的高低直接影響廣大農(nóng)牧民的生活水平與質(zhì)量，更關(guān)乎農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展和農(nóng)村社會的和諧穩(wěn)定。對于農(nóng)牧民收入的影響因素，國內(nèi)外學(xué)者進行了大量的研究[2]。研究結(jié)果表明：勞動力數(shù)量、勞動力素質(zhì)、土地面積、生態(tài)環(huán)保政策、資本存量及持續(xù)投入等要素對農(nóng)牧民收入的增加有顯著影響。這些研究涉及傳統(tǒng)投入——產(chǎn)出函數(shù)中的資本、勞動力和土地等要素，很少統(tǒng)籌兼顧與農(nóng)牧業(yè)可持續(xù)發(fā)展息息相關(guān)的資源與環(huán)境要素，如區(qū)域內(nèi)的水資源稟賦、農(nóng)業(yè)水耗量、節(jié)水灌溉水平等，顯然與實際狀況有所偏差[3]。

干旱區(qū)水資源緊缺，農(nóng)業(yè)以灌溉為主，農(nóng)業(yè)用水占比高，農(nóng)業(yè)用水浪費嚴(yán)重[4]。新疆是我國西部干旱區(qū)，經(jīng)濟發(fā)展、社會進步、生態(tài)環(huán)保都受水資源約束，基于此，本文的目的就是嘗試將水資源因素納入到傳統(tǒng)的農(nóng)牧民收入影響因素分析框架，運用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)分析水資源環(huán)境約束下新疆農(nóng)牧民增收的影響因素，促進新疆農(nóng)牧業(yè)實現(xiàn)資源節(jié)約、環(huán)境保護和經(jīng)濟增長的三者統(tǒng)籌協(xié)調(diào)發(fā)展。

1 研究依據(jù)與模型構(gòu)建

1.1 研究依據(jù)

Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)是美國經(jīng)濟學(xué)家道格拉斯與數(shù)學(xué)家柯布合作，根據(jù)美國1899-1922年的歷史資料，研究勞動投入、資本投入與產(chǎn)出之間的關(guān)系，得出的一個著名的生產(chǎn)函數(shù)模型[5]。自從Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)提出來之后，對它的批評就一直就沒停止過。大量的學(xué)者對該模型不斷進行修正，統(tǒng)稱為Cobb-Douglas類生產(chǎn)函數(shù)。但其基本形式為：

Y=AKαLβ

(1)

式中：Y為產(chǎn)出；K為資本投入；L為勞動力投入；α為資金彈性系數(shù)；β為勞動力彈性系數(shù)；A為生產(chǎn)轉(zhuǎn)換因子。

20世紀(jì)40年代，美國經(jīng)濟學(xué)家丁伯根引入時間變量，將轉(zhuǎn)化成一個隨而變化的量，將函數(shù)修正為：

Y=A0eδtKαLβ

(2)

又如，有學(xué)者將該函數(shù)應(yīng)用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，把資金投入分為農(nóng)業(yè)機械化投入和耕地、化肥、種子和地膜等其他投入，其生產(chǎn)函數(shù)改寫為：

Y=A0eδtKαLβMγBθ

(3)

式中：K為物耗(扣除農(nóng)業(yè)機械的資本投入)；M為農(nóng)業(yè)機械投入；R為耕地投入；α、β、γ、θ為其彈性系數(shù)。

1.2 模型構(gòu)建

傳統(tǒng)的C-D函數(shù)模型解析，是理想狀況下要素投入對產(chǎn)出的影響，但在現(xiàn)實生產(chǎn)生活中，這種思路的分析缺乏一定的實效性，有所不足，比如缺乏氣候、水文、林草、山地環(huán)境等自然要素的約束性分析[6-9]。新疆處于干旱半干旱區(qū)域，水資源分布不均，且南疆大量農(nóng)區(qū)發(fā)展又受制于水資源擁有量的多寡。按照傳統(tǒng)經(jīng)濟學(xué)投入產(chǎn)生要素考慮，土地要素的投入對增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)值非常重要，但顯然在新疆這一要素并非如此，某一區(qū)域因水資源的約束，土地要素的原始投入有一個上限，進一步提升水資源在土地上的資源效率才是提升農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的必然選擇。根據(jù)研究思路和新疆實際，參考模型公式(2)和(3)構(gòu)建一種合適研究水資源環(huán)境約束下農(nóng)牧民收入的C-D函數(shù)形式：

Y=A0eδtMαLβTγSθ

(4)

式中：Y為農(nóng)牧民人均純收入(產(chǎn)出)；M為農(nóng)作物播種面積(土地生產(chǎn)投入)；L為農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)(勞動力投入)；T為農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資(資本投入)；S為農(nóng)業(yè)用水量(水資源投入)；α、β、γ、θ為其彈性系數(shù)。

之后對模型公式(4)進行線性化處理，在所選擇的C-D生產(chǎn)函數(shù)等式兩邊同時取自然對數(shù)，得到生產(chǎn)函數(shù)的線性形式，其結(jié)果為：

lnY=lnA0+αlnM+βlnL+γlnT+θlnS+δt

(5)

2 指標(biāo)解析與數(shù)據(jù)來源

2.1 指標(biāo)解析

基于思路和模型，用農(nóng)牧民人均純收入代表產(chǎn)出指標(biāo)，用符號Y表示；用農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量、農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資和農(nóng)業(yè)用水量來代表投入指標(biāo)，分別用符號M、L、T、S表示，見表1。

表1 投入產(chǎn)出指標(biāo)描述Tab.1 The index of input and output

(1)產(chǎn)出指標(biāo)：采用農(nóng)牧民人均純收入表述。農(nóng)牧民人均純收入是農(nóng)牧民生活水平的重要指標(biāo)，也是反映水資源消耗從產(chǎn)值、效益到農(nóng)牧民收入影響轉(zhuǎn)變、溢出效應(yīng)大小的指標(biāo)。

(2)投入指標(biāo)：①采用農(nóng)作物播種面積代表土地投入表述。在土地面積不變和技術(shù)水平一定的狀況下，農(nóng)作物播種面積越大，越能增加產(chǎn)品產(chǎn)出，越能代表原始要素投入。②采用農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量代表勞動投入表述。通常，農(nóng)業(yè)屬于勞動密集型產(chǎn)業(yè)，勞動力投入越多，其生產(chǎn)勞動時間越高，勞動產(chǎn)出越豐富，越能體現(xiàn)出勞動效率的投入和變化。③采用農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資額代表資本投入表述。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、農(nóng)用機械使用、勞動力素質(zhì)提升及農(nóng)產(chǎn)品營銷、物流轉(zhuǎn)運等全產(chǎn)鏈均需要資金投入，因此，通常農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資額度越多，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出就越多、越明顯。④采用農(nóng)業(yè)用水量代表水資源約束條件表述。水資源是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要的資源要素投入，同時也會產(chǎn)生廢水排除，此時將會將產(chǎn)出的一部分用于污水治理投資，這部分費用的存在實際上是存在性消耗，因此，我們將農(nóng)業(yè)用水量作為約束變量。

2.2 數(shù)據(jù)來源

根據(jù)經(jīng)濟學(xué)生產(chǎn)投入要素基本理論，選取新疆統(tǒng)計年鑒(2001-2016年)農(nóng)作物播種面積、固定資產(chǎn)、勞動力要素的投入數(shù)據(jù)，分別代表了土地、資本和勞動的要素，以此來反映對其農(nóng)牧民人均收入的影響，而忽略了生態(tài)要素水資源的約束性作用。

3 結(jié)果與分析

3.1 模型結(jié)果

根據(jù)經(jīng)濟學(xué)理論，選取農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量、農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資、農(nóng)業(yè)用水量來反映對其農(nóng)牧民收入的影響，分別在有無水資源要素投入的情況下對農(nóng)牧民人均收入影響進行計量分析，結(jié)合公式(5)和Stata軟件，估計結(jié)果如表2所示。

從表2可以得出，兩種條件下的調(diào)整后模型擬合優(yōu)度R2分別為0.990和0.997，方程擬合較好；各指標(biāo)的顯著性水平均高度明顯。

無水資源要素下的收入影響估計方程：

lnY(1)=-17.922+1.074 lnM+2.387 lnL+0.182 lnT

(6)

有水資源要素下的收入影響估計方程：

lnY(2)=-19.013+0.989 lnM+2.064 lnL+

0.205 lnT+0.566 lnS

(7)

表2 回歸估計結(jié)果Tab.2 The results of regressive estimation

注：cons為截距項：***為p<0.01；**為p<0.05；*為p<0.10。

3.2 結(jié)果分析

結(jié)合表2和模型公式(1)和(2)可知，引入農(nóng)業(yè)產(chǎn)值單位水耗變量后，各指標(biāo)影響農(nóng)牧民收入的整體截距項從-17.922下降為-19.013，收入減幅1.091個百分點。從各個解釋變量變化上看，農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量、農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資和農(nóng)業(yè)用水量對農(nóng)牧民人均純收入的正向影響均顯著。

引入農(nóng)業(yè)產(chǎn)值單位水耗指標(biāo)后，解釋變量農(nóng)作物播種面積的影響從1.074下降到0.989，減弱0.085。通常，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)是農(nóng)牧民收入的基礎(chǔ)來源，農(nóng)作物播種面積越大，其農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)量就越突出，市場交易的價值轉(zhuǎn)換越明顯，農(nóng)牧民的收入就越多；因此，其影響彈性較大，且為正向性。但農(nóng)業(yè)生產(chǎn)需要大量的水資源消耗，農(nóng)作物播種面積越大，其用水量也越大，同時也會產(chǎn)生一定的水資源污染，此時就需要將產(chǎn)值的一部分轉(zhuǎn)移至污水治理中，其盈余產(chǎn)值的額度下降，進而產(chǎn)值向農(nóng)牧民收入的轉(zhuǎn)移中就有了一定程度的減弱。

引入農(nóng)業(yè)產(chǎn)值單位水耗指標(biāo)后，解釋變量農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量的影響從2.387下降至2.064，減弱0.323?，F(xiàn)階段農(nóng)業(yè)生產(chǎn)逐漸從傳統(tǒng)密集型向現(xiàn)代集約型轉(zhuǎn)變，但整體上看，新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)仍然屬于勞動密集型，勞動力投入對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響最為強勁，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增長拉動了農(nóng)牧民收入的增長；因此，其影響彈性較大，且為正向性。但農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入的勞動力越多，說明當(dāng)期農(nóng)業(yè)發(fā)展大量依靠原始要素(土地、勞動力、水資源等)的投入，而科技水平就相對較低(如機械化水平、節(jié)水灌溉率等)，水資源投入的成本就會增加，從而整體產(chǎn)出盈余就會減少，農(nóng)牧民最終的收入水平就產(chǎn)生一定水平的下降。

引入農(nóng)業(yè)產(chǎn)值單位水耗指標(biāo)后，解釋變量農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資的影響從0.182提升至0.205，增強0.023。現(xiàn)階段，新疆農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施仍舊薄弱、農(nóng)業(yè)科技水平投入不足，農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資的增加對農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的改善、農(nóng)牧民生產(chǎn)生活環(huán)境條件的改善均呈現(xiàn)顯著促進作用。比如城鄉(xiāng)道路建設(shè)，降低城鄉(xiāng)銜接時間成本；鄉(xiāng)村生產(chǎn)生活用水設(shè)施建設(shè)，降低農(nóng)牧民生產(chǎn)生活成本；定居富民工程投資，便于鄉(xiāng)間村落整體改造和現(xiàn)代化建設(shè)，因此，其影響彈性較大，且為正向性。同時，農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資用于新建、擴建、改建等項目上，覆蓋農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件的提升和改善，這一過程也會消耗大量的水資源，此時水資源用于參與農(nóng)業(yè)投資項目集成和效益的發(fā)揮，對農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資有促進作用，因此，農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資對農(nóng)牧民收入的影響進一步提升。

4 結(jié) 語

研究表明：農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量、農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資和農(nóng)業(yè)用水量對農(nóng)牧民收入的均呈現(xiàn)明顯正向影響；隨著農(nóng)業(yè)用水量的增加，農(nóng)作物播種面積、農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量對農(nóng)牧民收入的影響開始下降，但農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資對農(nóng)牧民收入的影響開始上升。這說明目前新疆農(nóng)業(yè)依舊處于勞動密集型，農(nóng)業(yè)科技水平和價值轉(zhuǎn)化能力較弱，農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施仍舊薄弱，各自對農(nóng)牧民收入的影響所處階段不同。

基于此，今后可從4個方面來提升對各要素對農(nóng)牧民收入的持續(xù)拉動作用。①進一步完善農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，尤其是水利設(shè)施建設(shè)，提升節(jié)水灌溉效率和效益，讓農(nóng)業(yè)投資、農(nóng)業(yè)種植投入產(chǎn)出率更高。②提升農(nóng)業(yè)科技水平，加快良種繁育，促進數(shù)量增長向質(zhì)量增長轉(zhuǎn)變，實現(xiàn)提質(zhì)增效和產(chǎn)品價值增長。③強化從業(yè)人員培訓(xùn)，分類培養(yǎng)專業(yè)技術(shù)人才，分流促進產(chǎn)業(yè)間轉(zhuǎn)移和就業(yè)，擴展收入渠道和來源。④堅持生態(tài)水資源保護，既要節(jié)流，也要開源；從保護地表水和地下水向存儲合理使用雪山融水、自然降水前端導(dǎo)向偏移；從單一產(chǎn)業(yè)水資源治理向三產(chǎn)融合水資源動態(tài)使用管控轉(zhuǎn)變，更加精準(zhǔn)發(fā)揮水資源在產(chǎn)業(yè)發(fā)展和農(nóng)牧民增收方面的積極作用。

□

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