財政支農、農機化發展與新疆農民收入關系的實證研究*

辛沖沖，陳治國，唐紅松，張 敏

(新疆農業大學經濟與貿易學院,烏魯木齊 830052)

·問題研究·

財政支農、農機化發展與新疆農民收入關系的實證研究*

辛沖沖，陳治國，唐紅松，張 敏※

(新疆農業大學經濟與貿易學院,烏魯木齊 830052)

利用1978～2013年新疆統計數據，運用協整分析、構建誤差修正模型、Granger因果關系檢驗，探討了改革開放以來新疆財政支農、農機化發展水平與農民人均純收入之間的長短期動態關系及相互影響關系。研究結果顯示：(1)新疆財政支農、農機化發展水平及農民人均純收入整體上呈上升趨勢； (2)新疆財政支農、農機化發展水平和農民人均純收入兩兩之間存在長期均衡關系； (3)誤差修正模型表明短期因素對新疆財政支農、農機化發展水平與農民人均純收入兩兩之間的長期均衡關系均具有一定的調節作用； (4)Granger因果關系檢驗表明，財政支農的變動對農民人均純收入變動的影響較大，而農民人均純收入的變動對財政支農的變動影響較小； 農機化發展水平與農民人均純收入之間存在雙向因果關系，相互影響作用較強； 財政支農的變動對農機總動力變動的影響較大，而農機總動力的變動對財政支農的變動影響作用較弱。為此，新疆要持續促進農民增收，必須加大財政支農的投資力度并協調好財政支農與農機化發展的關系，為新疆“三農問題”有效解決提供堅實可靠的基礎。

財政支農 農機化發展 農民收入 協整分析 誤差修正模型

0 引言

解決好“三農問題”始終是黨和國家工作中的重中之重，而農民增收又是其核心問題。目前，我國仍處于“經濟轉型”并且“二元經濟”特征比較明顯的階段，“三農”問題是我國面臨不可逾越的根本性問題[1]。農業作為我國基礎性產業同時又具有先天弱質性，生產率和比較效益較低，往往很難引起資本流入，而農業和農村經濟發展又離不開資金支持，因此，國家政策支持和資金投入就顯得極為重要。為了更好解決“三農問題”特別是促進農民增收，一方面，國家于2006年在全國范圍內全面取消農業稅，為農民減輕負擔，使農民積極性得到較大提高[2]； 另一方面，中央自2004年開始已經連續11年實行強農惠農政策，加大財政支農力度，例如糧食直補金額、農資綜合補貼金額、農機購置補貼金額均有較大幅度增加，為農民增收增加保障，從而保障農業和農村穩定發展。經濟發展和社會進步強烈呼喚農業的現代化，具體包括機械化、化學化、水利化和電氣化，其中，機械化處于首要位置。財政支農的一個重要方面就是推動農業現代化進程及促進機械化水平的提高，農業機械化是加速農業現代化進程中不可或缺的生產工具，也是傳統農業有效轉化為現代農業過程中的物質技術基礎和推動力，機械化水平不斷提高在改善農業生產條件、提高農業勞動生產率等方面均發揮重大作用，進而可以有效促進農民增收[3-5]。

近些年，國內學者關于財政支農的相關問題研究已經較為豐富，主要包括：從內容上看，主要從財政支農支出規模、財政支農結構與農民增收、農業經濟增長等方面展開[6-9]； 從方法上看，著重使用現代計量經濟學方法研究財政支農與農業經濟或者農民增收之間的相關問題，其中格蘭杰因果檢驗和柯布-道格拉斯函數相結合、主成分分析方法、灰色關聯度分析法、多元線性回歸法、VAR模型、脈沖響應函數和預測方差分解等模型方法廣泛應用[10-17]； 從范圍上看，更多傾向于全國或者中東部區域，西部地區研究文獻較少[10-17]。綜上所述，政府加大財政支農力度對推動農業現代化的實現和“三農”問題的有效解決有絕對信心，然而以新疆為研究對象的文獻偏少。作為“資源大區”的新疆，在我國經濟發展中具有重要戰略地位。另外，“西部大開發”戰略實施以來給西部地區特別是新疆的農業發展帶來了千載難逢的歷史機遇，使得新疆農業開發處于極為有利時機。新疆作為以特色農業為主的地區， 2013年農業人口占全區總人口60%以上，城鄉農民收入差距大，農民增收問題依然是新疆農業發展中的重點。

在當前我國財政重點支持與逐步推進農業現代化實現的農業發展的道路上，該研究以新疆為研究對象，旨在借鑒其他學者對財政支農與農業發展或農民增收的研究方法，運用協整分析、誤差修正模型方法將農業現代化中的農機化發展水平作為其中一個變量納入此次研究中，深入分析財政支農、農機化發展水平以及農民收入相互之間的長短期動態關系演進過程，進而通過格蘭杰因果關系檢驗分析三者之間的因果關系，以期為新疆新時期“三農”問題的有效解決提供參考。

1 研究區概況與研究方法

1.1 研究區概況

新疆地處我國西北部，既是新絲綢之路經濟帶的核心區，也是我國“糧棉果畜”等農業產業比較重大的省份。改革開放以來，新疆在農業發展取得重大成就，尤其是財政支農支出、農機化發展水平和農民收入均呈現較快增長。圖1表示財政支農支出按當年價格計量變化情況和財政支農支出占財政總支出比例變化情況*財政支農支出是新疆每年政府財政預算支出中的農業支出，內容主要包括支援農村生產支出、農林水利氣象等部門事業費、農業基本建設支出、農業科技3項費用、農業救濟費用和其他支出等5個支出項目。此種數據的選擇比較切合實際并且科學性較強。。圖2表示新疆農機化發展水平變化情況*文中引入此變量來進一步考擦當前新疆在財政支農大力支持下的農機化水平的發展情況以及對農民收入產生的影響。從統計資料上來看，衡量農業機械投入大小的指標有3個：農業機械總動力、農業機械固定資產原值和農業機械固定資產凈值。本文采用農業機械總動力來反映，符合該研究初衷。。圖3表示農民人均純收入按當年價格計算的變化情況*此處的數據主要指農村住戶當年從各個來源得到的總收入相應地扣除所發生的費用后的收入總和，由工資性收入、家庭經營收入、財產性收入和轉移性收入構成，反映的是一個地區農村居民的平均收入水平。。

圖1 1978～2013年財政支農支出變化情況

圖2 1978～2013年新疆農業機械總動力及農民人均純收入變化情況

從圖1中可以看出新疆財政支農支出自1978～2003年呈逐年緩慢增長狀態， 1978年為3.43億元， 2003年達到23.20億元，增長了約5.8倍，年均增長率為7.94%。2003年之后，隨著國家對“三農”問題關注不斷升級，財政支持力度也一度上升， 2004～2013年呈現較快增長趨勢， 2004年為33.81億元，到2013年就達到了387.42億元， 10年間增長了10.46倍，年均增長率為31.32%。同時，雖然新疆財政支農支出總額保持增長態勢，但是財政支農支出占財政總支出的比例整體上呈現“上升-下降-反彈-平穩”的階段式發展，即1978～1981年基本保持在20%以上， 1981～2002年基本呈現下降趨勢，期間雖然有波動趨勢，但整體上還是下降態勢比較明顯。2003年之后，出現反彈趨勢， 2003～2009年呈現回升趨勢，之后又有所下降，近年來基本穩定在13%上下波動。

農業現代化水平的重要判斷指標是農機化發展水平，圖2是新疆農業機械總動力1978年以來的變化情況。新疆作為我國農業大省，在實現農機化發展的道路上起著領頭羊的作用，取得了長足較快的發展速度。農機總動力由1978年的166.62萬kW增加到2013年的2165.86萬kW，增加了1999.24萬kW，年均增長率為7.6%； 2004年之前農機總動力的增長速度相對比較緩慢， 2004之后尤其是農機購置專項補貼政策的頒布實施，在此項惠農政策的支持下，吸引了越來越多的農民投入到發展農業機械化的熱潮。截止2013年末，新疆農作物耕種收綜合機械化水平達82.7%，農業機械化水平高出全國平均水平24%，農林牧漁綜合機械化水平達62%，繼續名列全國前茅。

從圖2中可以看出， 1978～2013年新疆農民人均純收入整體呈上漲趨勢。1978～1998年，這20年間農民純收入從119元增長到了1600元，年均增長13.17%，增長幅度比較明顯； 1998～2000年，這3年間，新疆農民收入增速有所放緩， 1999年首次出現負增長，增長幅度比上年下降8%，總體處于徘徊不前，增收困難，該時期主要是農村經濟發展滯后，農業發展緩慢，城鄉差距不斷擴大等因素造成的； 2000～2007年，農民人均純收入進入恢復性穩步增長階段， 2007年農民人均純收入達到3183元，比2000年農民人均純收入1618元增長近一倍，年均增長為11%。2007～2009年，雖然農民收入增速有所減緩，但是依然保持在10%以上，主要是受到世界性金融危機的影響，使農產品的生產要素和農產品的價格波動不穩定造成的。2009～2013年，農民人均收入進入了快速增長階段， 2013年末，農民人均純收入達到7297元，比2009年增長了近1倍，年均增長率達到17.08%，高于全國平均水平。

1.2 數據來源及研究方法

文中數據主要通過國家統計局網站、新疆統計年鑒和新疆農機信息網等資源，搜集整理了1978～2013年36年間的時間序列數據。為消除物價變動和時間序列中存在的異方差現象影響，對數據進行了處理。首先用商品零售價格指數平減得到以1978年為基期的實際值； 其次，對財政支農支出、農機總動力、農民人均純收入進行自然對數變換，分別用LNCZ、LNJX和LNSR表示。

基于該文研究目的，為此構建了財政支農對農民人均純收入的增長效應、農機總動力對農民人均純收入的增長效應以及財政支農支出對農機總動力的增長效應3個數學模型，分別用(1)(2)(3)表示。

LNSRt=a1+b1LNCZt+ut

(1)

LNSRt=a2+b2LNJXt+et

(2)

LNJXt=a3+b3LNCZt+εt

(3)

其中，a1、a2、a3為常數，b1、b2、b3為彈性系數，ut、et、εt為誤差項。

在這里，主要運用協整和誤差修正模型及格蘭杰因果關系檢驗等方法對新疆此項問題進行分析，主要步驟如下。

首先，由于所選指標均為時間序列數據，為了減緩對非平穩序列直接進行回歸可能產生的“偽回歸”問題，我們通常采用ADF檢驗方法。若變量之間是同階單整的，那么他們之間可能存在協整關系。

其次，進行協整檢驗。分析時通過Eviews6.0軟件建立協整回歸模型，并使用EG兩步法進行協整檢驗。若各種檢驗得以通過，那么對回歸模型的殘差進行EG兩步法協整檢驗，主要運用 ADF檢驗的方法在Eviews6.0軟件的輔助下得到EG統計量，然后根據各個變量的EG統計值與協整臨界值表對比，若在一定的置信度下均小于臨界值，則表明兩者之間存在協整關系，即長期均衡關系。

再次，嘗試用誤差修正模型來測算他們之間是否存在短期均衡，若存在則考察短期因素對長期均衡的調整力度。

最后，利用格蘭杰因果關系檢驗法分析新疆財政支農支出、農機總動力對農民收入增長的影響。其基本原理如下：若解釋變量過去和現在的信息有助于改進被解釋變量的預測值，那么就可以認為被解釋變量的變化是由解釋變量的格蘭杰原因引起的，反之，則不是。

2 結果及分析

2.1 ADF平穩性檢驗

在檢驗過程中，若所得ADF統計量小于給定顯著水平下的ADF臨界值，則拒絕存在單位根假設，表明不存在單位根，即時間序列是平穩的； 否則，時間序列是不平穩的。為此，各個變量的檢驗結果如表1所示。

表1 變量的平穩性檢驗結果

變量ADF檢驗值檢驗類型(c,t,k)T統計量結論1%臨界值5%臨界值10%臨界值LNCZ2.8481(c,0,0)-3.6329-2.9484-2.6129不平穩LNJX0.6517(c,0,0)-3.6394-2.9511-2.6143不平穩LNSR-1.7152(c,0,0)-3.6329-2.9484-2.6129不平穩ΔLNCZ-4.0406***(c,0,0)-3.6394-2.9511-2.6143平穩ΔLNJX-4.9949***(c,0,0)-3.6394-2.9511-2.6143平穩ΔLNSR-6.8808***(c,0,0)-3.6394-2.9511-2.6143平穩 注:***、**和*分別表示在1%、5%和10%顯著水平上拒絕零假設。檢驗形式中c、t和k項分別表示常數項、趨勢項和滯后階數,滯后階數確定采用SIC準則

從表1中可以看出，LNCZ、LNJX和LNSR在零階差分水平下，檢驗結果均存在單位根，具有不穩定性。而一階差分條件下，ΔLNCZ和ΔLNJX、ΔLNSR均在1%的顯著性水平下通過平穩性檢驗，故所有變量被認為均不存在單位根，具備穩定性，即一階單整I(1)。可以進一步考察變量之間是否存在協整關系。

2.2 協整和誤差修正模型

2.2.1 協整檢驗

利用EG兩步法對模型中涉及的多個變量進行協整關系檢驗，主要是考察新疆財政支農支出與農民人均純收入、農機總動力與農民人均純收入以及財政支農支出與農機總動力的關系，檢驗結果具體見表2。

表2 協整檢驗關系

被解釋變量模型1模型2模型3模型4模型5模型6LNSRLNSRLNSRLNSRLNJXLNJX解釋變量LNCZ系數0.63900.07630.39280.0485T統計量13.75645.073413.78487.7162LNJX系數1.62220.7094T統計量83.05633.5312LNSR(-1)系數0.87520.5541T統計量38.97964.5787LNJX(-1)系數0.8701T統計量56.9408常數項5.26520.7738-3.5562-1.43025.44120.7802擬合優度R236.58390.99740.99510.99660.84690.9988調整的擬合優度R20.8476.099730.99500.99640.84240.9987F統計量0.84326171.21206898.35204749.1740188.095913226.9900DW值0.11812.19490.74921.89720.09922.0233殘差ADF(EG)統計量-7.6252-5.5173-6.7647殘差(EG)協整檢驗臨界值(1%顯著水平)-3.6394-3.6394-3.6463 注:殘差ADF(EG)檢驗形式(c,0,0)滯后階數均是根據SIC準則確定;以上結果均通過Eviews6.0軟件計算得出

表3 誤差修正模型

被解釋變量模型7模型8模型9ΔLNSRΔLNSRΔLNJX解釋變量LNCZ系數0.02800.0444T統計量0.19651.9185ΔLNJX系數0.5407T統計量4.3458ECM(-1)系數-0.2702-0.3250-0.1285T統計量-5.6575-2.4376-8.3276常數項0.11310.03510.0677擬合優度R20.91310.90010.8845調整的擬合優度R20.88270.86260.8648F統計量16.862210.672534.7142概率值P(F統計量)0.00000.00000.0000DW值2.12451.84591.9104 注:以上結果均通過Eviews6.0軟件計算得出

根據公式(1)作財政支農支出對農民人均純收入增長效應的協整回歸方程，結果見表2中的模型1和模型2。由于模型1中DW=0.1181，可知該模型存在嚴重自相關性，為消除自相關引入被解釋變量的滯后一期作為解釋變量加入方程中，進而得到模型2。模型2中解釋變量的回歸系數在5%顯著性水平下通過檢驗，而且DW=2.1949顯示自相關問題基本得到解決。根據模型2可以看出變量間存在協整關系，但是二者是否真正存在協整，為此對回歸方程的殘差進一步進行E-G檢驗，結果顯示：所得EG統計量為-7.6252遠小于EG協整檢驗臨界值-3.6394，說明其是平穩序列。因此，可以斷定財政支農支出和農民人均純收入之間存在長期均衡的協整關系。

同理，根據公式(2)和(3)作農機總動力對農民人均純收入增長效應的協整回歸方程以及財政支農對農機總動力增長效應的協整回歸方程并進行EG協整檢驗，具體結果見表2中的模型3和4以及模型5和6。由于模型3存在自相關，為了進一步消除自相關的存在從而調整為模型4，調整后的協整回歸方程通過了各個檢驗； 另外，為消除模型5中變量間存在的自相關從而調整為模型6，模型6也通過了各個檢驗。因此，可以斷定農民人均純收入與農機總動力之間以及政支農支出與農機總動力之間均具有長期均衡關系。

2.2.2 誤差修正模型

根據上述協整方程得到了財政支農支出與農民人均純收入、農機總動力與農民人均純收入以及財政支農支出與農機總動力的關系之間存在長期的均衡穩定關系，但是短期內的均衡關系還不知曉，為此需要建立反映他們之間關系的短期均衡模型，以考察短期因素的影響。運算結果具體見表3。

根據表3中的運算結果顯示：模型7、模型8和模型9估計結果的F統計量的概率值P非常小，從而表明模型估計整體上是顯著的。模型7中的ΔLNCZ的系數估計很顯著，可以解釋為農民人均純收入對財政支農支出的短期彈性，即財政支農支出每增加1%，那么短期內農民人均純收入就會增加0.0280%，小于長期收入彈性0.0763%。誤差修正項系數ECM(-1)的系數估計值為-0.2702在10%的檢驗水平下是顯著的，該系數反映了對農民人均純收入偏離長期均衡關系的調整力度，符合反向修正機制原則。同理，模型8和模型9中ΔLNJX和ΔLNCZ系數估計均顯著，表明農民人均純收入對農機總動力的短期彈性系數為0.5407%以及農機總動力對財政支農支出的短期彈性系數為0.0444%，均小于長期彈性系數0.7094%和0.0485%； 且誤差修正項系數ECM(-1)的系數估計值分別為-0.3250和-0.1285，他們均在10%的檢驗水平下是顯著的，都符合反向修正機制原則。

2.3 格蘭杰因果檢驗

EG兩步法協整檢驗結果表明三者之間互相存在長期均衡關系，但是不能就認為他們之間存在因果關系。為了準確分析LNCZ與LNSR、LNCZ與LNJX、LNJX與LNSR之間是否存在因果關系，需要進行Granger因果關系檢驗，檢驗滯后階數取2期(根據AIC和SIC最優準則選取)，結果如表4所示。

表4 LNSR和LNCZ、LNJX的Granger因果關系檢驗

原假設H0F值P值Obs滯后階數結論LNCZ不是LNSR的Granger原因8.39010.0013***342拒絕原假設LNSR不是LNCZ的Granger原因1.69570.2012342接受原假設LNJX不是LNSR的Granger原因4.86030.0151**342拒絕原假設LNSR不是LNJX的Granger原因3.07980.0613*342拒絕原假設LNCZ不是LNJX的Granger原因3.06170.0622*342拒絕原假設LNJX不是LNCZ的Granger原因2.05590.1462342接受原假設 注:***、**和*分別表示在1%、5%和10%顯著水平上拒絕零假設;以上結果均是通過Eviews6.0軟件計算得出

從表5格蘭杰因果檢驗結果中可知：(1)原假設“LNCZ不是LNSR的Granger原因”的概率接近于0，拒絕原假設接受備擇假設，認為LNCZ是LNSR的Granger原因； “LNSR不是LNCZ的Granger原因”的P值為0.2012，接受原假設，認為LNSR不是LNCZ的Granger原因； (2)原假設“LNJX不是LNSR的Granger原因”的P值為0.0151，拒絕原假設接受備擇假設，認為LNJX是LNSR的Granger原因； “LNSR不是LNJX的Granger原因”的P值為0.0613，拒絕原假設接受備擇假設，認為LNSR是LNJX的Granger原因； (3)原假設“LNCZ不是LNJX的Granger原因”的P值為0.0622，拒絕原假設接受備擇假設，認為LNCZ是LNJX的Granger原因； “LNJX不是LNCZ的Granger原因”的P值為0.1462，接受原假設，認為LNSR不是LNCZ的Granger原因。

2.4 實證結果分析

(1)從協整模型結果可知，新疆財政支農支出、農機總動力與農民人均純收入兩兩之間均存在長期均衡關系，且他們的彈性系數均為正，符合預期結果。在不考慮其他影響因素的條件下，根據調整后的模型2、模型4和模型6中回歸系數可知，財政支農支出每增長1%就會拉動農民人均純收入增加0.0763%，農機總動力每增長1%會促進農民人均純收入增加0.7094%，財政支農支出每增加1%就會拉動農機總動力增長0.0485%。可見，國家和地方政府一系列財政支農資金支持下，為新疆農民增收提供了良好的保障機制，同時為新疆現代農業的持續發展奠定了雄厚的資金基礎。另外，機械化水平的提高在新疆表現尤為明顯，由于新疆在土地規模、政策支持、資金較大投入等方面具有比較優勢條件，因此農機化發展促進農民增收的彈性系數高于財政支農對農民增收的彈性系數，同時農機化發展也受益于財政支農資金的支持。總之，財政支農支出、農機化發展與農民增收之間形成了一種良性循環的傳導機制，有利于未來新疆農業現代化進程的順利推進以及農民增收問題的有效解決。

(2)從誤差修正模型結果來看，三者之間均得到了較好的誤差修正結果，誤差修正項的回歸系數均為負值，符合反向修正機制原則。模型7中的誤差修正項系數為-0.2702，那么為了維持財政支農支出與農民人均純收入的長期均衡關系，上期將以-0.2702的調整速度對本期的財政支農支出與農民人均純收入的非均衡狀態進行調整，將其拉回均衡狀態； 同理，模型8中的上期誤差修正項對本期的農民人均純收入對數的短期變動產生一定影響，將以-0.3250的調整速度使得農機總動力與農民人均純收入的關系收斂于長期均衡狀態； 模型9中的誤差修正系數為-0.1285，也從一定程度上體現短期因素對農機總動力對數的調整速度，它將以-0.1285的調整速度從短期非均衡狀態拉回長期均衡狀態。可見，在短期動態關系中，可能會受一些其他主客觀因素的影響，使得被解釋變量農民人均純收入及農機總動力暫時偏離長期均衡狀態，但誤差修正項系數均能以不同的調整速度將其拉回長期均衡狀態，得以使其能夠以較好狀態持續發展。

(3)Granger因果關系檢驗結果表明：在短期內財政支農支出的變動對農民人均純收入變動的影響較大，而農民人均純收入的變動對財政支農的變動在短期內雖然有一定影響，但是這種作用不是十分明顯； 農機化發展水平的提高是農民增收的一個關鍵因素和技術支持，農民人均純收入的增加也是農機化發展水平提高的推動力，兩者之間具有較強的互相影響作用； 財政支農資金的投入是農機化發展水平提高的一個重要因素，而農機化發展水平對財政支農支出的影響作用較小。可見，財政支農資金的支持以及機械化水平的提高均是農民增收的重要因素，財政資金的轉移支付可以提高農民積極性，為現代農業發展提供了充足的勞動力，而機械化水平的提高有利于推進農業增長方式由資源依賴型向科技推動型轉變，有效節約勞動力，實現勞動力轉移，從而增加農民的非農收入。此外，機械化作為農業現代化實現的重要支持基礎，財政支農支出隨著農業現代化不斷推進的過程中，為新疆農業現代化的實現提供資金支持。

3 結論

(1)改革開放給新疆帶來了發展契機，新疆農業發展水平整體實現了跨越式發展，正逐步向全面實現農業現代化邁進。在強農惠農政策的引導和財政對農業投入的大力支持下，新疆農機化發展水平和農民人均純收入均有較大幅度提升。

(2)若要不斷推動農業現代化進程，就要持續推動農機化發展水平的提高。根據分析結果并結合新疆地區實際情況來看，新疆仍需繼續加大財政支農力度，不僅可以激發農民種糧積極性，同時也有效促進農機化發展水平的提高； 新疆農民增收離不開財政支持和農機化發展的有效拉動，反之農民收入的增加也會帶動農機化的持續發展，從而成為保障農業現代化實現的先決條件。此外，盡管新疆農機化發展水平位居全國前列，但是新疆農民收入與東部發達省份以及全國平均水平相比存在較大差距，所以未來發展過程中增收空間依然較大。因此新疆“農民增收”問題依然需要持續關注，而且財政支農與農機化發展仍然是農民增收路上不可忽視的重要影響因素。

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RESEARCH ON INTERACTION RELATIONSHIP AMONG THE FINANCIAL SUPPORT FOR AGRICULTURE, AGRICULTURAL MECHANIZATION AND XINJIANG FARMERS' INCOME

Xin Chongchong , Chen Zhiguo, Tang Hongsong, Zhang Min※

(Xinjiang agricultural university college of economy and trade, Urumqi 830052,China)

According to Xinjiang statistics data from the year 1978 to 2013, the long-term and short-term dynamic relationship and influence among financial support for agriculture, agricultural modernization and the per capita net income of farmers were discussed by using co-integration test, error correction model and Granger causality test in Xinjiang since the reform and opening up. The results showed that: 1) among the financial support for agriculture, the level of agricultural mechanization and the per capita net income of farmers increased continuously in Xinjiang on the whole. 2) There was a long-term equilibrium relationship among the financial support for agriculture, the level of agricultural mechanization development and the per capita net income of farmers. 3) The VEC model displayed that short-term factors had certain regulation for each two variables among financial support agriculture, the level of agricultural mechanization development and the per capita net income of farmers. 4) Granger causality relationship test showed that financial support had a great influence on the changes of per capita net income of farmers. However, the changes of per capita net income of farmers had a certain influence on financial support. The financial support and the per capita net income of farmers showed a two-way causal strong relationship. Changes of agricultural financial subsidies for agricultural machinery total power were obvious, but the effects were weak. Therefore, it suggested that Xinjiang should continue to promote the farmers' income, increase financial support, coordinate the relationship between the finance and agricultural mechanization development, and further provide solid and reliable foundation for solving "three rural problems" effectively.

financial support for agriculture; agricultural mechanization; farmers' income; co-integration test; error correction model

10.7621/cjarrp.1005-9121.20160416

2015-05-26

辛沖沖(1988—)，男，河北邢臺人，碩士研究生。研究方向：財政理論與政策、區域經濟發展。※通訊作者：張敏(1959—)，女，新疆塔城人，教授、博士生導師。研究方向：農業經濟管理、財政理論與政策、投資與財務分析。Email： 673425200@qq.com

*資助項目：國家自然科學基金資助項目“西部民族地區農機購置補貼政策的經濟效應研究”(71063021)； 新疆人文社科重點研究基地干旱區農村發展研究中心課題“新疆強農惠農政策績效評價與對策研究”(XJEDU030114Y02)； 新疆自治區研究生科研創新項目“農村金融支持新疆‘三農’經濟發展問題研究”(XJGRI2015085)

F320.3； F323

A

1005-9121[2016]04-0100-08