馬永仁 王嬌

摘? ?要：新常態(tài)下觀察農(nóng)民收入的一個(gè)重要視角就是農(nóng)民收入與國民經(jīng)濟(jì)的聯(lián)系是否日趨緊密，因此必須把農(nóng)業(yè)置于宏觀經(jīng)濟(jì)背景下進(jìn)行分析。農(nóng)村固定資產(chǎn)投資是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要引擎，與農(nóng)村居民生活水平密切相關(guān)。由此，基于新疆1997—2020年的數(shù)據(jù)，采用VAR模型計(jì)量理論與方法，對(duì)新疆農(nóng)村固定資產(chǎn)投資與農(nóng)村居民收入水平的動(dòng)態(tài)效應(yīng)關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。研究表明，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資與農(nóng)村居民收入水平之間存在單方向上的格蘭杰因果關(guān)系，并且協(xié)整模型反映出農(nóng)村固定資產(chǎn)投資與農(nóng)村居民收入水平存在長期均衡關(guān)系，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資每增加1%，將拉動(dòng)農(nóng)民收入水平提升54.79%。最后，通過方差分析得出，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對(duì)農(nóng)村居民收入水平的沖擊貢獻(xiàn)率水平很高，穩(wěn)定在43%左右的水平上。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村；固定資產(chǎn)投資；農(nóng)牧民增收；VAR模型；新疆

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

農(nóng)業(yè)投資是農(nóng)業(yè)資本積累的重要途徑。農(nóng)業(yè)是國民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)性產(chǎn)業(yè)，對(duì)于保持國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)穩(wěn)定起著基石的作用。新疆是農(nóng)業(yè)大區(qū)，是“一帶一路”發(fā)展戰(zhàn)略的橋頭堡。2020年新疆實(shí)現(xiàn)全面脫貧，35個(gè)貧困縣和3 666個(gè)貧困村全部摘帽，306.49萬農(nóng)村貧困人口在現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下全部脫貧，三大攻堅(jiān)戰(zhàn)取得決定性勝利。2020年，新疆固定資產(chǎn)投資（不含農(nóng)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(nóng)村居民人均純收入4 643元，2020年農(nóng)村居民人均可支配收入達(dá)到14 056元。加快農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，保證農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與提高農(nóng)民收入水平，提供有效充足的公共設(shè)施是農(nóng)村現(xiàn)代化進(jìn)程中必不可少的保障條件。農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施作為公共物品，更多需要國家財(cái)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(nóng)村固定資產(chǎn)投資視角來分析其與農(nóng)村居民收入水平的動(dòng)態(tài)效應(yīng)關(guān)系，對(duì)于積極加強(qiáng)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，探討經(jīng)濟(jì)增長的啟動(dòng)和拓展具有重要的理論意義和實(shí)際價(jià)值。

一、研究進(jìn)展

20世紀(jì)40年代，經(jīng)濟(jì)學(xué)家羅丹提出了“大推進(jìn)理論”，認(rèn)為基礎(chǔ)設(shè)施應(yīng)該作為社會(huì)有效發(fā)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(chǎn)投資（基礎(chǔ)設(shè)施投資）是經(jīng)濟(jì)增長的基礎(chǔ)條件[2]。農(nóng)民收入由家庭經(jīng)營收入、工資性收入、轉(zhuǎn)移性收入和財(cái)產(chǎn)性收入這四大來源構(gòu)成。新常態(tài)下觀察農(nóng)民收入的一個(gè)重要視角是農(nóng)民收入與國民經(jīng)濟(jì)的聯(lián)系是否日趨緊密，必須把農(nóng)業(yè)置于宏觀經(jīng)濟(jì)背景下進(jìn)行分析[3]。農(nóng)村固定資產(chǎn)投資是國民經(jīng)濟(jì)建設(shè)發(fā)展的一項(xiàng)重要內(nèi)容，其對(duì)農(nóng)民經(jīng)營性、工資性、財(cái)產(chǎn)性收入的變動(dòng)具有積極的正面效應(yīng)。通過對(duì)我國1981—2011年的數(shù)據(jù)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資與農(nóng)民收入之間存在均衡關(guān)系，可以持久增加農(nóng)村居民人均收入、縮小城鄉(xiāng)發(fā)展差距[4]。農(nóng)村固定資產(chǎn)投資的方向之一是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)。實(shí)證研究表明，各類農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)民收入相關(guān)程度較強(qiáng)[5]；并且借助計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型分析得出，農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資差距越大，引起的城鄉(xiāng)收入和消費(fèi)水平的差距也就越大[6]。農(nóng)民增收受阻一定程度上是由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力呈邊際遞減趨勢，家庭經(jīng)營性收入增長受制。此時(shí)需要政府加大政策支持力度，擴(kuò)大農(nóng)村建設(shè)投資力度，縮減城鄉(xiāng)收入差距[7，8]。

二、研究方法與變量分析

（一）變量選取和數(shù)據(jù)來源

本文主要探究新疆農(nóng)村固定資產(chǎn)投資的變化與農(nóng)村居民收入水平之間的關(guān)系。文中變量為RFAI和RCNI，其中RFAI代表農(nóng)村固定資產(chǎn)投資，RCNI（農(nóng)村居民家庭人均純收入）代表農(nóng)村居民收入水平。為了消除通貨膨脹的影響，本文對(duì)選取的變量進(jìn)行了價(jià)格因素剔除。同時(shí)，鑒于數(shù)據(jù)的自然對(duì)數(shù)變換不會(huì)改變?cè)兞康膮f(xié)整關(guān)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(xiàn)象，所以對(duì)變量做取其對(duì)數(shù)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(shù)據(jù)跨度24年（1997—2020年），數(shù)據(jù)來源于《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》。

向量自回歸（VAR）是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性而建立的模型，有別于傳統(tǒng)基于經(jīng)濟(jì)理論描述性的計(jì)量模型（如聯(lián)立方程等結(jié)構(gòu)性模型）。VAR模型把系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量作為所有內(nèi)生變量滯后值的函數(shù)來構(gòu)建模型，其可以更好地對(duì)變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系提供一個(gè)嚴(yán)密的說明。對(duì)于平穩(wěn)時(shí)間序列，VAR模型是一種很好的便捷的預(yù)測方法。VAR（p）一般表達(dá)式為：

yt=A1yt-1+…+Apyt-p+Bxt+εt? ?t=1，2，…，T

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

對(duì)于非平穩(wěn)時(shí)間序列，如果它們之間的線性關(guān)系是平穩(wěn)的，其時(shí)間序列存在協(xié)整關(guān)系，則可有協(xié)整關(guān)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(dòng)影響關(guān)系。

（二）變量趨勢和相關(guān)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(nóng)村固定資產(chǎn)投資和農(nóng)村居民收入水平均呈現(xiàn)出隨時(shí)間增加而上揚(yáng)的變化趨勢，據(jù)此判斷其為一個(gè)非平穩(wěn)序列。但其一階差分之后，DLRFAI和DLRCNI沒有明顯的時(shí)間上揚(yáng)趨勢，而是圍繞均值上下波動(dòng)，呈現(xiàn)出平穩(wěn)趨勢。

從LRFAI和LRCNI的相關(guān)系數(shù)矩陣（表1）可以看出，二者之間相關(guān)系數(shù)為0.998 337，變量LRFAI和LRCNI之間的相關(guān)關(guān)系極強(qiáng)（相關(guān)系數(shù)近乎于1）。

三、檢驗(yàn)結(jié)果與分析

（一）序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

農(nóng)村居民人均純收入和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資水平不斷得到提升，使得時(shí)間序列指標(biāo)數(shù)據(jù)存在非平穩(wěn)性，為了防止偽回歸現(xiàn)象的發(fā)生，在進(jìn)行協(xié)整性分析之前，首先需要檢驗(yàn)指標(biāo)序列的平穩(wěn)性。運(yùn)用Eviews軟件進(jìn)行操作，選擇ADF（Augmented Dickey-Fuller）方法，對(duì)指標(biāo)變量LRFAI和LRCNI以及它們的差分序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，其中采用SIC準(zhǔn)則來確定給定時(shí)間序列模型的滯后階數(shù)K。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2? LRFAI和LRCNI的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由表2可知，各變量水平序列的ADF統(tǒng)計(jì)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(shè)，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(shí)間序列是不平穩(wěn)的；經(jīng)過一階差分過后，DLRCNI和DLRFAI的ADF統(tǒng)計(jì)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(wěn)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(xié)整檢驗(yàn)的基本要求，可以對(duì)序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整分析是為了驗(yàn)證變量之間是否存在長期均衡關(guān)系。協(xié)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(yàn)雙變量LRFAI和LRCNI之間是否存在協(xié)整關(guān)系，可以采用EG兩步驗(yàn)法對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整分析[8]。第一步，對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整回歸，得出模型的殘差。第二步，對(duì)殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，如果殘差序列非平穩(wěn)，則認(rèn)為變量之間不存在協(xié)整關(guān)系；反之，則認(rèn)為變量之間存在協(xié)整關(guān)系，此時(shí)協(xié)整參數(shù)才可以通過協(xié)整回歸，協(xié)整模型和參數(shù)有效。

首先用最小二乘法（OLS）進(jìn)行回歸，得到以下協(xié)整方程：

檢驗(yàn)結(jié)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(diào)整后AdjR2=0.996 5，近乎等于1，說明模型的擬合優(yōu)度很好?？傮w上新疆農(nóng)村固定資產(chǎn)投資規(guī)模每增加1%，將拉動(dòng)新疆農(nóng)村居民收入水平上升54.79%。

如果變量間存在長期均衡關(guān)系，則模型的殘差序列E應(yīng)該是平穩(wěn)的。對(duì)模型的殘差序列E進(jìn)行ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗(yàn)，單位根檢驗(yàn)結(jié)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(yàn)中，T統(tǒng)計(jì)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(wěn)的，意味著變量LRFAI和LRCNI之間存在協(xié)整關(guān)系，協(xié)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(xié)整關(guān)系，因此能夠構(gòu)造誤差修正模型（Error correctionmodel）。由表4可知，LR、FPE、AIC、SC以及HQ五個(gè)準(zhǔn)則都選擇了滯后1期，因此，確定模型的最佳滯后期數(shù)為1。

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

檢驗(yàn)結(jié)果顯示，變量t值檢驗(yàn)呈現(xiàn)顯著水平。其中，模型R2=0.777 8，D.W.=1.923 3，調(diào)整后AdjR2=0.754 4，說明模型的擬合優(yōu)度較好。

正如誤差修正模型所示，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資與農(nóng)村居民收入水平有著正向長期動(dòng)態(tài)均衡的關(guān)系，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資額度的增長能夠帶動(dòng)農(nóng)村居民收入水平的提升，呈現(xiàn)出一定的擠出效應(yīng)，短期內(nèi)農(nóng)村居民收入水平受自身及農(nóng)村固定資產(chǎn)投資的共同影響和變化；誤差修正項(xiàng)的系數(shù)顯著，約為-0.64，這說明新疆農(nóng)村居民收入水平增長變化向長期均衡調(diào)整的速度為64%，調(diào)整速度較快。

（四）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

為驗(yàn)證LRFAI和LRCNI是否存在顯著的因果關(guān)系，本文將對(duì)變量序列進(jìn)行格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

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

（五）VAR脈沖響應(yīng)分析

根據(jù)向量自回歸模型中的脈沖響應(yīng)函數(shù)，對(duì)農(nóng)村固定資產(chǎn)投資和農(nóng)村居民收入水平進(jìn)行沖擊效應(yīng)實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果如圖3、圖4所示。

由圖3可知，在1—3期，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對(duì)農(nóng)村居民收入水平的沖擊效應(yīng)急速提升，并在第3期達(dá)到最大值，為8.7%；在第3期之后，逐步穩(wěn)定在約9.5%的水平。

由圖4可知，在1—3期，農(nóng)村居民收入水平對(duì)農(nóng)村固定資產(chǎn)投資的沖擊效應(yīng)從0開始緩慢下降，在第3期達(dá)到最大值，約為-1%；隨后幾期開始逐漸平穩(wěn)，在-1%水平下達(dá)到穩(wěn)定狀態(tài)。

（六）方差分解

方差分解是通過分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。因此，方差分解給出對(duì)VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個(gè)隨機(jī)擾動(dòng)的相對(duì)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(jié)果，如表6所示。

由表6可以看出，農(nóng)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(wěn)以1%的幅度下降，最終在滯后10期開始穩(wěn)定在56%左右的水平上。在滯后1期，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對(duì)農(nóng)村居民收入水平的沖擊貢獻(xiàn)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(jīng)過滯后5—6期的2%提升幅度后，逐漸以不到1%的幅度平穩(wěn)提升，最終在滯后10期開始穩(wěn)定在43%左右的水平上。由此可知，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對(duì)農(nóng)村居民收入水平的沖擊貢獻(xiàn)率水平是很高的。

（七）結(jié)論

本文通過ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)和方差分解等方法對(duì)農(nóng)村固定資產(chǎn)投資與農(nóng)村居民收入關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，并得出如下結(jié)論。

1.根據(jù)ADF單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)可知，在5%顯著水平上，變量LRCNI和LRFAI是I（1）序列，具有時(shí)間序列穩(wěn)定性，其協(xié)整性通過檢驗(yàn)；并且協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，變量LRCNI和LRFAI之間存在長期均衡關(guān)系，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資與農(nóng)村居民收入水平有著正向的關(guān)系，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資額度的增長能夠帶動(dòng)農(nóng)村居民收入水平的提升，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資規(guī)模每擴(kuò)大1%，將拉動(dòng)農(nóng)村居民收入水平上升54.79%。

2.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，農(nóng)村居民收入水平不是農(nóng)村固定資產(chǎn)投資額的格蘭杰原因，而農(nóng)村固定資產(chǎn)投資額是農(nóng)村居民收入水平的格蘭杰原因。通過VAR脈沖響應(yīng)分析得出，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對(duì)農(nóng)村居民收入水平的沖擊效應(yīng)很大，穩(wěn)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(nóng)村居民收入水平增長變化向長期均衡調(diào)整的速度為64%，調(diào)整速度較快。農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對(duì)農(nóng)村居民收入水平的沖擊貢獻(xiàn)率水平是很高的，穩(wěn)定在43%左右的水平上。

四、對(duì)策建議

新疆農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對(duì)農(nóng)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(nóng)村固定資產(chǎn)投資是提升農(nóng)村居民收入水平、夯實(shí)硬件基礎(chǔ)設(shè)施、減少貧困和助力“一帶一路”發(fā)展的有效舉措。鑒于此，建議從提升農(nóng)村固定資產(chǎn)投資增量和總量、增加農(nóng)民收入、減少農(nóng)民支出入手，通過農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對(duì)農(nóng)民收入正向沖擊效應(yīng)，從絕對(duì)量和相對(duì)量提升農(nóng)民收入水平。

一是加大農(nóng)村建設(shè)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(nóng)村固定資產(chǎn)投資建設(shè)的需要，提升投資增量和總量。

二是積極引導(dǎo)和拓展農(nóng)民參與農(nóng)村投資建設(shè)的項(xiàng)目?？梢圆捎枚喾N混合所有制經(jīng)濟(jì)形式明晰投入與產(chǎn)出，提升農(nóng)民收入的市場化貨幣絕對(duì)增量水平。

三是拓展農(nóng)村建設(shè)逐步向農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、醫(yī)療教育、生態(tài)保護(hù)等服務(wù)類方向傾斜，減少農(nóng)民支出額度，體現(xiàn)收入水平的相對(duì)貨幣量。

四是建立完善的農(nóng)村公共財(cái)政制度和監(jiān)督制度，強(qiáng)化農(nóng)村公共財(cái)政管理制度，理順政府、企業(yè)和農(nóng)民三者在農(nóng)村固定資產(chǎn)投資建設(shè)過程中所扮演的角色，保障農(nóng)村固定資產(chǎn)投資的有效性和對(duì)農(nóng)民收入正向影響的可持續(xù)性。

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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

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