新疆農業現代化發展與金融支持問題研究

劉天亞

（新疆財經大學，新疆 烏魯木齊 830012）

一、相關文獻回顧

目前國內有關農業評價指標體系的研究理論和方法比較多。比如中國農科院文獻信息中心把農業現代化的指標體系分為收入和消費水平、農村經濟發展水平、農業生產發展水平、農業基礎設施與投入、農業生產技術與教育、農業組織與經營管理、農業資源與環境條件等7大類22項指標，同時提出了農業現代化的四個發展階段，即：起始階段、初步實現階段、基本實現階段和完全實現階段。廣東省農業科學院情報所提出了一個由11個一級指標、19個二級指標組成的“五高六化”農業現代化指標體系，即勞動生產率高、土地生產率高、投入產出率高、科技貢獻率高、農民收入水平高，農田標準化、操作機械化、服務社會化、管理科學化、生態良性化、城鄉一體化，并制定了具體的量值。

2010年蔣和平、辛嶺建立了農業現代化評價指標體系并對全國的農業現代化水平進行了測算，該指標體系包括農業投入、農業產出、農村社會發展和農業可持續4項一級指標和12項二級指標，測算結果表明中國東部、中部、西部農業現代化水平差異明顯，東北地區高于中部地區，中部地區高于西部地區。徐星明、楊萬江根據系統學、數理統計學和計量經濟學學原理，采用彈性系數法，通過建立“綜合目標分層加權測評法”來測算我國各地及沿海地區的農業現代化進程。研究中提出了建立包括現代農業發展水平與農業保障系統2個一級指標、農業生產條件等5個二級指標，共17項個體指標。

對農業現代化與金融支持的相關性文獻較少，可能是由于農現代化程度和金融支持的衡量指標不易測算，以及所需的數據難以獲得。

本文將利用因子分析法對農業現代化發展程度與金融供給間的關系進行分析，以探尋促進農業現代化發展的新路徑。

二、新疆農業產業化與金融支持的實證分析

（一）指標的選取

綜合現有的有關農業現代化的指標體系，以及數據的可得性，本文選取了固定資產投向農業的比重、有效灌溉面積占播種面積比重、單位面積機械總動力、單位面積化肥使用量、單位面積糧食產值、人均肉產量、農業就業人口占總就業人口數比重、森林覆蓋率、人均農業機械總動力9個指標作為原始變量以反映農業現代化水平，分別用 X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7、X8、X9來表示。選取本地區各年的農業貸款用于反映金融支農程度，用FA來表示。

（二）實證分析

1.因子分析的可行性檢驗。本文采用spss16.0統計軟件，對上述9個農業現代化指標進行KMO（Kaiser-Meyer-Olkin）檢驗和巴特利特球形檢驗（Bartlett Test of Sphericity），經過檢驗得出，Bartlett值為57.066，Sig為0.014，小于顯著性水平0.05，因此拒絕Bartlett球形檢驗的原假設；同時由于KMO值為0.726，這表明變量適合做因子分析，并且效果較好。

2.構造因子變量。本文用主成分分析法來提取因子變量，提取因子的標準是特征值大于1，從而得到農業現代化水平的因子特征根及方差貢獻率（見下表）。因子變量有兩大特征根：6.293、1.697，它們一起解釋了原變量的標準方差的88.778%（累計方差貢獻率）。綜合以上分析，可見提取前兩個公共因子F1、F2能反映原始變量所提供的絕大部分信息。

Total Variance Explained

3.解釋因子變量。為了加強公因子對F1、F2的分析解釋能力，先對提取的兩個主因子變量建立原始因子載荷矩陣，然后用方差最大旋轉法（Varimax）對載荷矩陣進行因子旋轉。從旋轉后的成分矩陣可看出，固定資產投向農業的比重X1、有效灌溉面積占播種面積比重X2、單位面積機械總動力X3、單位面積化肥使用量X4、農業就業人口占總就業人口數比重X7、森林覆蓋率X8、人均農業機械總動力X9在旋轉后的公共因子F1上因子載荷系數大，說明F1主要反映這七個變量，因此將公因子F1定義為基礎因子。同理可以看到公因子F2在單位面積糧食產值X5、人均肉產量X6這2個變量上擁有很大的載荷值，這2個變量與農業現代化產出效率有關，可將F2定義為生產效率因子。

Rotated Component Matrixa

4.計算因子得分。根據SPSS16.0輸出的因子得分表，得出旋轉后的因子得分函數的表達式如下：

在此基礎上，再以各因子的貢獻率為權重（即：各主因子方差與累計方差的比例）將兩個因子的得分進行加權平均，構建出能夠反映農業現代化發展水平的綜合因子得分函數FZ=0.79F1+0.21F2，計算得出綜合因子。

5.農業產業化水平與金融支持的線性回歸分析。根據前面的理論分析，建立線性回歸模型:FZ=β0+β1FA+e。其中：FZ代表農業現代化水平，FA代表金融對農業的支持力度（FA取各年的農業貸款值），e表示殘差。

用SPSS對FA和FZ進行一元線性回歸分析，FZ為因變量，FA為自變量。采用普通最小二乘法進行回歸時需要考慮異方差的問題，所以本文直接用加權最小二乘法，分析結果如下：

Coefficientsa，b

回歸結果顯示，常數項和自變量的t統計量檢驗均通過了顯著性檢驗。F=105.977，P（F-statistic）=0.000，說明金融投入和農業現代化發展存在顯著的線性關系；自變量前的系數是0.009，并且自變量系數是顯著的，說明二者呈正自相關關系；判定系數R2=0.930，說明金融投入對農業現代化具有較好的解釋程度。采用加權最小二乘法可消除異方差，t檢驗、F檢驗可靠，因此回歸方程較好的表明了金融支持與農業現代化的關系。

三、實證結論

由實證結果顯示，可以有以下幾點結論：

第一，從整體上看，新疆在2000至2011年這十二年里，農業現代化各指標和金融支農指標的數額逐年增加，呈現出上升趨勢，反映了農業現代化水平和金融支農程度的提高。

第二，第一個公因子與有效灌溉面積占播種面積比重、單位面積機械總動力、單位面積化肥使用量、農業就業人口占總就業人口數比重、森林覆蓋率、固定資產投向農業的比重、人均農業機械總動力關系密切；第二個公共因子與人均肉產量、糧食單位面積產值密切相關，說明加大對這幾個方面的金融支持，可以提高農業現代化發展水平。

第三，由回歸結果可知，對農業的金融資金投入越多，農業現代化的水平就越高。因此，要提高新疆的農業現代化水平，就需要以加大金融支持力度作為保障。基于新疆現在的農業發展現狀，有必要加大金融支持力度，合理配置、優化安排農村金融資源，進一步促進農業的發展。

[1]鄒悅，梁穎.重慶市農業現代化發展水平研究［J］.安徽農業科學，2012（21）.

[2]滕明蘭.廣西農業現代化測評與路徑探析［J］.南方農業學報，2012（10）.

[3]倪慧，張士云，江激宇.新時期農業現代化評價指標體系的構建［J］.襄樊學院學報，2012（5）:58-61.

[4]趙紅麗，盧玉文.新疆兵團農業現代化水平及影響因素分析［J］.兵團黨校學報，2011（6）.

[5]王衛平，王秀強，伍燕.新疆農業產業化發展研究—以昌吉州為例［J］.中共烏魯木齊市委黨校學報，2011（1）:24-28.

[6]譚愛花，李萬明，謝芳.我國農業現代化評價指標體系的設計［J］.干旱區資源與環境，2011（10）:7-14.