農(nóng)業(yè)固定投資與FDI能否促進(jìn)我國(guó)農(nóng)民收入——基于地區(qū)差異視角的面板數(shù)據(jù)

張　良 ,韋開(kāi)蕾,許能銳,胡　祎，丁志超，劉家成

(1.南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院, 江蘇 南京 210095; 2.海南大學(xué) 旅游學(xué)院，海南 海口 570228;

3.海南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，海南 海口 570228； 4.中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院， 北京 100083)

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農(nóng)業(yè)固定投資與FDI能否促進(jìn)我國(guó)農(nóng)民收入
——基于地區(qū)差異視角的面板數(shù)據(jù)

張良1,韋開(kāi)蕾2,許能銳3,胡祎4，丁志超1，劉家成1

(1.南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院, 江蘇 南京 210095; 2.海南大學(xué) 旅游學(xué)院，海南 ?？?570228;

3.海南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，海南 ?？?570228； 4.中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院， 北京 100083)

摘要：本文運(yùn)用拓展的C-D模型研究我國(guó)1995-2011年農(nóng)業(yè)國(guó)內(nèi)固定資產(chǎn)投資與FDI對(duì)全國(guó)及各地區(qū)農(nóng)民收入的影響。研究結(jié)果表明：(1)農(nóng)業(yè)國(guó)內(nèi)固定資產(chǎn)投資與農(nóng)業(yè)FDI均能促進(jìn)農(nóng)民增收，但農(nóng)業(yè)FDI的增收作用較??；(2)東、中部地區(qū)農(nóng)業(yè)國(guó)內(nèi)固定資產(chǎn)投資對(duì)農(nóng)民增收效用高于西部地區(qū)，同時(shí)兩地區(qū)農(nóng)業(yè)FDI的增收效用也高于西部地區(qū)；(3)農(nóng)村人力資本、農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力、化肥施用量對(duì)農(nóng)民收入有正向作用，但樣本期內(nèi)發(fā)現(xiàn)耕地面積對(duì)農(nóng)民收入有抑制作用。最后，基于上述研究結(jié)論提出了相關(guān)政策建議。

關(guān)鍵詞：固定資產(chǎn)投資；農(nóng)業(yè)FDI；農(nóng)民收入；增收效用

一、問(wèn)題的提出與文獻(xiàn)回顧

“三農(nóng)”問(wèn)題是建設(shè)中國(guó)特色社會(huì)主義和實(shí)現(xiàn)全面小康社會(huì)的重大問(wèn)題， 其根本核心是要增加農(nóng)民收入。改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)農(nóng)民收入有較大提高，人均收入由1978年的134元提高到2014年的9892元，增幅達(dá)約74倍。雖然2014年農(nóng)村居民人均可支配收入實(shí)際增速快于城鎮(zhèn)居民人均可支配收入2.4個(gè)百分點(diǎn)，但是，從長(zhǎng)期來(lái)看，與城鎮(zhèn)居民增收(人均收入1978年為343.4元，2014年為28844元，增幅達(dá)約84倍)相比，農(nóng)村居民增收速度緩慢，收入水平依然偏低，城鄉(xiāng)之間、地區(qū)之間的收入差別依然嚴(yán)峻。美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家拉格納·納克斯提出了“貧困惡性循環(huán)論”，即形成了一個(gè)“低收入—低儲(chǔ)蓄能力—低資本形成—低生產(chǎn)率—低產(chǎn)出—低收入”惡性循環(huán)。因此，增加農(nóng)業(yè)資本存量、有效利用農(nóng)業(yè)投資是促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展提高農(nóng)民收入的一個(gè)關(guān)鍵環(huán)節(jié)。我國(guó)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)薄弱，幅員遼闊，農(nóng)業(yè)投資需要多元化發(fā)展，農(nóng)業(yè)國(guó)內(nèi)固定資產(chǎn)投資(DI)與農(nóng)業(yè)外商直接投資(FDI)是我國(guó)農(nóng)業(yè)投資的有機(jī)組成部分。上個(gè)世紀(jì)90年代中期以來(lái)，我國(guó)對(duì)農(nóng)業(yè)的投入不斷增加，農(nóng)業(yè)DI從1995年的100.26億元增加到2014年的11983億元。近10年來(lái)，國(guó)家還出臺(tái)了一系列強(qiáng)農(nóng)惠農(nóng)政策，進(jìn)一步推動(dòng)了農(nóng)業(yè)發(fā)展、農(nóng)村繁榮和農(nóng)民增收。另一方面，改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)吸收了大量的FDI，2014年我國(guó)實(shí)際利用FDI達(dá)1195.6億美元，再次超過(guò)美國(guó)成為世界第一大FDI東道國(guó)，但是我國(guó)FDI主要分布在第二與第三產(chǎn)業(yè)，第一產(chǎn)業(yè)利用FDI的比例在過(guò)去數(shù)十年從未超過(guò)3%，然而從絕對(duì)數(shù)值來(lái)看，我國(guó)農(nóng)業(yè)利用FDI還是有了一定程度的提高，農(nóng)業(yè)實(shí)際利用FDI從1997年的6.28億美元提高到2013年的18億美元。

可見(jiàn)，一方面，我國(guó)農(nóng)業(yè)DI和FDI均不斷提高，另一方面，我國(guó)農(nóng)村居民收入水平依然長(zhǎng)期偏低，且城鄉(xiāng)收入、地區(qū)收入差距依然顯著，我國(guó)農(nóng)業(yè)DI與FDI地區(qū)間效用如何？是否有差距？扮演了什么樣的角色？本文在國(guó)內(nèi)外學(xué)者研究基礎(chǔ)上，試圖運(yùn)用省際面板數(shù)據(jù)并通過(guò)拓展的C-D模型，研究農(nóng)業(yè)DI和FDI對(duì)我國(guó)農(nóng)民收入的影響，側(cè)重探討農(nóng)業(yè)DI和FDI兩者對(duì)農(nóng)民增收效用的異同及其效用的地區(qū)差異。

國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)就固定資產(chǎn)投資對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)提供了豐富的理論和實(shí)證經(jīng)驗(yàn)。舒爾茨[1]分析農(nóng)業(yè)資本投入對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的作用，指出農(nóng)業(yè)直接投資促進(jìn)農(nóng)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)的正效用，提出應(yīng)增加對(duì)農(nóng)村教育、農(nóng)業(yè)科研等方面投資的建議；Antle[2]、Fan and Hazell[3]分析農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施與農(nóng)民收入之間的關(guān)系，得出增加農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的數(shù)量、改善其質(zhì)量，尤其是交通、通訊、灌溉等方面基礎(chǔ)設(shè)施投入增加能夠促進(jìn)農(nóng)民增收；陳莉 等[4]以安徽省為例研究農(nóng)業(yè)投資對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的影響，研究發(fā)現(xiàn)前者對(duì)后者有積極促進(jìn)作用，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)民收入增加?？讟s 等[5]從增加非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)和提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力兩個(gè)角度，分析農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對(duì)農(nóng)民收入的作用，前者對(duì)后者有積極影響，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資每增1%，農(nóng)民收入就會(huì)提高0.10%。鄧金錢[6]指出農(nóng)村固定資產(chǎn)投資包括：基礎(chǔ)設(shè)施投資、生產(chǎn)型投資對(duì)農(nóng)民經(jīng)營(yíng)收入、工資收入、財(cái)產(chǎn)收入具有積極的正面效應(yīng)。程戀軍 等[7]研究了轉(zhuǎn)型期阜新市投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，結(jié)果表明隨著加大固定資產(chǎn)投資力度，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度相對(duì)放緩，在轉(zhuǎn)型初期固定資產(chǎn)投資增加1%，GDP增加約0.89%，中期GDP增加僅為0.56%。邱福林 等[8]對(duì)全國(guó)農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行分析，結(jié)果表明兩者存在協(xié)整關(guān)系，兩者增長(zhǎng)互相促進(jìn)，但農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資作用有滯后特性，達(dá)到一定年限后，投資才會(huì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)，且作用顯著。

現(xiàn)有的理論研究認(rèn)為農(nóng)業(yè)FDI在增加農(nóng)業(yè)資本存量、農(nóng)業(yè)技術(shù)轉(zhuǎn)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化等方面發(fā)揮作用，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展增加農(nóng)民收入。Walkenhorst[9]研究FDI對(duì)中東歐洲國(guó)家農(nóng)業(yè)的影響，指出農(nóng)業(yè)FDI不僅增加農(nóng)業(yè)發(fā)展的資本，而且提高了勞動(dòng)生產(chǎn)率，促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。Chaudhuri and Banerjee[10]分析農(nóng)業(yè)FDI流入對(duì)發(fā)展中國(guó)家農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的影響，當(dāng)東道主國(guó)家農(nóng)業(yè)FDI引入增加時(shí)，農(nóng)業(yè)就業(yè)產(chǎn)生擠入效應(yīng)，促進(jìn)農(nóng)民非農(nóng)收入。尹征杰[11]、呂立才等[12]認(rèn)為FDI能夠有效促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，農(nóng)業(yè)利用FDI越多，農(nóng)業(yè)GDP就越大，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度就越高。綦建紅[13]和陳燦煌[14]指出，農(nóng)業(yè)FDI與農(nóng)民增收存在著某種內(nèi)在的聯(lián)系，從長(zhǎng)期看，農(nóng)業(yè)FDI與農(nóng)民收入之間有長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，農(nóng)民收入增長(zhǎng)關(guān)于農(nóng)業(yè)FDI的彈性系數(shù)0.19，即農(nóng)業(yè)FDI每增加1個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)民收入相應(yīng)增加0.19個(gè)百分點(diǎn)。畢紅毅 等[15]發(fā)現(xiàn)在長(zhǎng)期中，每提升1個(gè)單位的FDI，農(nóng)業(yè)GDP值將增加0.51個(gè)單位，農(nóng)民人均凈收入將增加0.47個(gè)單位。侯士軍[16]對(duì)20世紀(jì)末到2007年的全球農(nóng)業(yè)利用FDI現(xiàn)狀做了總結(jié)分析，并以中國(guó)為例，認(rèn)為農(nóng)業(yè)FDI會(huì)從三個(gè)層面促進(jìn)發(fā)展中國(guó)家的“三農(nóng)”發(fā)展：首先，提升農(nóng)民農(nóng)業(yè)專業(yè)技術(shù)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的技巧；其次，促進(jìn)發(fā)展中國(guó)家的農(nóng)業(yè)資本形成、農(nóng)業(yè)技術(shù)轉(zhuǎn)移和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化；再次，推動(dòng)發(fā)展中國(guó)家農(nóng)村外向化和城市化發(fā)展。李石新 等[17]分析山東農(nóng)業(yè)利用FDI與農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的關(guān)系，研究表明山東農(nóng)業(yè)具有自然資源和勞動(dòng)力優(yōu)勢(shì)，充分利用農(nóng)業(yè)FDI可以推動(dòng)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易，從而促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

上述文獻(xiàn)對(duì)本文的研究提供了很好的參考價(jià)值，但是關(guān)于投資對(duì)農(nóng)業(yè)增收的影響，大多數(shù)文獻(xiàn)都是把國(guó)內(nèi)固定資產(chǎn)投資和FDI分開(kāi)來(lái)分別研究其對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)和農(nóng)民增收的影響，鮮有把二者結(jié)合起來(lái)一起研究并加以比較其投資效用的異同。此外，絕大部分的研究要不就是以全國(guó)為樣本，要不就是以某個(gè)省市為樣本進(jìn)行分析，很少?gòu)娜珖?guó)各地區(qū)層面考慮這兩個(gè)投資因素對(duì)農(nóng)業(yè)增收效用的地區(qū)差異。本研究基于地區(qū)差異視角，同時(shí)分析國(guó)內(nèi)固定資產(chǎn)投資和FDI對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的影響，以期能更全面客觀地反映我國(guó)各地區(qū)農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資和FDI對(duì)農(nóng)業(yè)增收的影響及其地區(qū)差異，并對(duì)現(xiàn)有的研究文獻(xiàn)作進(jìn)一步拓展與補(bǔ)充。

二、計(jì)量模型與變量說(shuō)明

(一)模型設(shè)定

本文根據(jù)經(jīng)典的?？怂怪行缘腃—D生產(chǎn)函數(shù)為F=f(K,L)，隨著對(duì)A的認(rèn)識(shí)不斷深化，中國(guó)農(nóng)村家庭的純收入可以表示為:Y=P·Af(K,L)-c(K,L)。由生產(chǎn)函數(shù)本身特性，在一定規(guī)模范圍內(nèi)，產(chǎn)出f(K,L)是資本K和L的增函數(shù)。農(nóng)產(chǎn)品的價(jià)格是由市場(chǎng)決定，其收入P·f(K,L)在一定范圍內(nèi)，也是K、L的增函數(shù)；同時(shí)，成本函數(shù)中c也伴著K、L的增加而增長(zhǎng)。參考前人的研究，本文將CD生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行擴(kuò)展，檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)國(guó)內(nèi)固定資產(chǎn)投資、農(nóng)業(yè)FDI對(duì)農(nóng)民收入影響的模型設(shè)定為如式(1)所示：

lnRCSRi,t=A0+A1lnRDIi,t+A2lnRFDIi,t+βlnXi,t+εi,t

(1)

其中，RCSRi,t代表第i個(gè)省在第t年的人均農(nóng)民純收入，單位：元；RDIi,t代表第i個(gè)省在第t年人均農(nóng)業(yè)國(guó)內(nèi)固定投資，用各省農(nóng)業(yè)國(guó)內(nèi)固定投資除以第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)。農(nóng)業(yè)國(guó)內(nèi)投資部分，通過(guò)農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資總額減去以人民幣表示的農(nóng)業(yè)引入外商直接投資額可以獲得，該數(shù)據(jù)表示我國(guó)農(nóng)業(yè)的國(guó)內(nèi)投資狀況[18]，單位：元/人；RFDIi,t代表第i個(gè)省在第t年的人均利用農(nóng)業(yè)FDI，用各省農(nóng)業(yè)外商直接投資除以第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)，單位：元/人。X代表影響農(nóng)民收入的其他因素，主要包括人均耕地面積(RSi,t)，單位：公頃/人；人均農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力(RMi,t)，單位：千瓦/人；人均化肥使用量(RHi,t)，單位：噸/人；農(nóng)村人力資本水平(Edui,t)，單位：年；εi,t為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。宋維佳與謝建國(guó) 等的研究指出，人力資本水平的差異會(huì)顯著影響農(nóng)業(yè)外商直接投資與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間的關(guān)系[19-20]。FDI傾向于勞動(dòng)力素質(zhì)較高、人力資源相對(duì)豐富的地區(qū)流入，因此，我們加入人力資本水平與農(nóng)業(yè)外商直接投資的交叉項(xiàng)進(jìn)一步來(lái)檢驗(yàn)，見(jiàn)式(2)。

lnRCSRi,t=B0+B1lnRDIi,t+B2lnRFDIi,t+B3lnRFDIi,t×Edui,t+γlnXi,t+ζi,t

(2)

其中，如果人力資本對(duì)農(nóng)業(yè)FDI與農(nóng)民收入之間的關(guān)系有影響，那么式(2)中，B2會(huì)小于0，B3會(huì)大于0。即農(nóng)業(yè)FDI對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的促進(jìn)作用是有條件的，只有當(dāng)人力資本水平達(dá)到一定程度時(shí)，農(nóng)業(yè)FDI才會(huì)促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)，且農(nóng)村人力資本水平越高，農(nóng)業(yè)FDI的促進(jìn)作用越顯著。

①在本文中，將北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11省市列為我國(guó)東部地區(qū)；將山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個(gè)省市列為我國(guó)中部地區(qū)；將內(nèi)蒙古、廣西、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆10個(gè)省市列為我國(guó)西部地區(qū)。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源和變量說(shuō)明

本文選取了1995-2011年中國(guó)29個(gè)省區(qū)(不含西藏，重慶數(shù)據(jù)并入四川)作為研究樣本，并以東、中、西三大地區(qū)①來(lái)分析農(nóng)業(yè)DI和FDI對(duì)我國(guó)不同地區(qū)農(nóng)民增收的影響。數(shù)據(jù)啟始年取1995年，基于兩個(gè)原因：其一，中國(guó)雖然從上個(gè)世紀(jì)70年代末開(kāi)始引進(jìn)外資,但90年代以前，中國(guó)吸引FDI量很少，直到1992年鄧小平“南巡”講話之后，F(xiàn)DI才大舉進(jìn)入中國(guó)，而農(nóng)業(yè)利用FDI的量在90年代中期之前也極其少，1995年之前的農(nóng)業(yè)FDI統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)也不完整，所以我們認(rèn)為從90年代中期即1995年開(kāi)始考察其對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的效用會(huì)比較合理；其二，《中華人民共和國(guó)教育法》1986年頒布并規(guī)定，適齡的“兒童和少年”必須接受九年義務(wù)教育。1986年的9年后正好是頒布該法律后第一批受義務(wù)教育的學(xué)生畢業(yè)，農(nóng)村人民受教育程度與以往相比得以改善，因此本文選取農(nóng)民人力資本水平指標(biāo)的年份從1995年開(kāi)始。

辛嶺 等[21]與宋英杰[22]等指出，農(nóng)民受教育水平是影響農(nóng)民收入的因素，認(rèn)為受教育程度對(duì)農(nóng)民收入影響具有遞增效應(yīng)，即受教育程度對(duì)農(nóng)民收入不僅短期內(nèi)存在，長(zhǎng)期作用也十分明顯，而且教育對(duì)收入的邊際效應(yīng)并未隨著時(shí)間延長(zhǎng)逐漸減弱反而是逐步增強(qiáng)，因此，本文選擇農(nóng)村人力資本(Edui,t)作為影響農(nóng)民收入的控制變量。農(nóng)村人力資本(Edui,t)則按照常規(guī)處理方法，以文盲或半文盲、小學(xué)、初中、高中和大專以上等五類接受不同層次教育的農(nóng)村勞動(dòng)力百分比分別乘以3、6、9、12、15計(jì)算出受教育平均年限。

楊渝紅 等[23]從農(nóng)業(yè)土地規(guī)模、農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的角度，尋找當(dāng)前的農(nóng)民增收的途徑，研究得出我國(guó)人均土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模與農(nóng)民人均純收入存在U型關(guān)系，土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模過(guò)小或者是處于規(guī)模經(jīng)營(yíng)水平都可能使農(nóng)民獲得較高的人均純收入。因此，本文選取人均耕地面積(RSi,t)作為影響農(nóng)民收入的控制變量。人均耕地面積(RSi,t)用各省市耕地面積除以第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)。

許廣月[24]研究農(nóng)業(yè)機(jī)械化與農(nóng)民收入的關(guān)系，得出農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力與農(nóng)民收入存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，從長(zhǎng)期來(lái)看農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力是促進(jìn)農(nóng)民收入原因之一。因此，本文選取人均農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力(RMi,t)作為影響農(nóng)民收入的控制變量。人均農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力(RMi,t)用各省市農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力除以第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)。

黃靜 等[25]分析影響中國(guó)農(nóng)民收入的影響因素，得出農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度、土地面積、化肥施用量等對(duì)家庭經(jīng)營(yíng)收入有較高程度影響，因此本文以人均化肥使用量(RHi,t)作為影響農(nóng)民收入的控制變量。人均化肥使用量(RHi,t)用各省市化肥使用量除以第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)。

以上分析所需的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)主要來(lái)源于我國(guó)1995-2012年各省統(tǒng)計(jì)年鑒、《新中國(guó)六十六年資料匯編》和各年《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。為消除價(jià)格因素影響，本文對(duì)上述以金額為計(jì)量單位的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了基于1995年的價(jià)格指數(shù)調(diào)整。在實(shí)證分析中，除Edu外，對(duì)其他變量均取對(duì)數(shù)形式，可以降低異方差，同時(shí)可以體現(xiàn)因變量對(duì)自變量的彈性。

三、實(shí)證分析與回歸結(jié)果

為了保證結(jié)果的有效性，在面板回歸前期，需要對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)，防止“虛假”回歸的出現(xiàn)。

(一)單位根檢驗(yàn)

如果所有變量在其水平值上不具有單整性，直接采用OLS估計(jì)方程將有可能導(dǎo)致謬誤回歸結(jié)果，因此需對(duì)變量用LLC(Levin A，Lin C & Chu C，2002)檢驗(yàn)方法，進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。筆者采用LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、ADF檢驗(yàn)、PP檢驗(yàn)適用于面板數(shù)據(jù)的個(gè)體具有相同根的情形，因此對(duì)各變量的數(shù)列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢查數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性,具體檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。

表1　單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表1給出的是在變量在有截距和趨勢(shì)項(xiàng)的條件下，ADF平穩(wěn)檢驗(yàn)結(jié)果。7個(gè)變量之間的原始數(shù)據(jù)不平穩(wěn)，經(jīng)過(guò)一階差分后是平穩(wěn)，說(shuō)明上述變量是一階平穩(wěn)。

(二)協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

變量間長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系需要用協(xié)整關(guān)系來(lái)體現(xiàn)，如果變量之間不存在協(xié)整關(guān)系，那么也不會(huì)存在其他的線性關(guān)系。根據(jù)上述7個(gè)變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果是一階平穩(wěn)的，因此可以對(duì)變量間是否具有協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，本文采用Kao協(xié)整檢驗(yàn)方法進(jìn)行檢驗(yàn)，具體結(jié)果見(jiàn)表2。

表2　Kao檢驗(yàn)結(jié)果

由表2得：檢驗(yàn)結(jié)果在5%的顯著性水平下表現(xiàn)為顯著，即拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)，因此變量之間存在協(xié)整關(guān)系，本文回歸估計(jì)不會(huì)出現(xiàn)偽回歸，即可以進(jìn)行下一步的回歸估計(jì)。

(三)豪斯曼檢驗(yàn)與模型的確定

在對(duì)面板數(shù)據(jù)分析前，首先要確定模型是固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型。因此對(duì)模型進(jìn)行豪斯曼檢驗(yàn)檢驗(yàn)，對(duì)全國(guó)檢驗(yàn)結(jié)果中Chi2(8)=27.60，對(duì)應(yīng)的P值為0.0006，對(duì)東部檢驗(yàn)結(jié)果中Chi2(8)=15.94，對(duì)應(yīng)的P值為0.0432，對(duì)中部檢驗(yàn)結(jié)果中Chi2(8)=69.17，對(duì)應(yīng)的P值為0.0000，對(duì)西部檢驗(yàn)結(jié)果中Chi2(8)=107.63，對(duì)應(yīng)的P值為0.0000，即強(qiáng)烈拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型，而選擇固定效應(yīng)模型。

(四)面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

在實(shí)證檢驗(yàn)部分，我們將分兩個(gè)層次來(lái)分析農(nóng)業(yè)DI和FDI對(duì)我國(guó)農(nóng)民增收的影響。首先，利用1995-2011年29個(gè)省區(qū)的全部樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分析FDI對(duì)我國(guó)農(nóng)民增收的總體影響；其次，分別對(duì)我國(guó)東、中和西部地區(qū)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，來(lái)比較不同地區(qū)DI和FDI對(duì)農(nóng)民增收的影響差異。對(duì)式(1)和式(2)的估計(jì)結(jié)果分別見(jiàn)表3和表4。

表3　不同模型全國(guó)數(shù)據(jù)估計(jì)結(jié)果

由表3可知，除了lnRS與引入交叉項(xiàng)后的lnRFDI(見(jiàn)模型4和5)這兩個(gè)變量以外，其他所有的解釋變量系數(shù)無(wú)論是在全樣本還是地區(qū)樣本皆顯著為正，說(shuō)明除了人均耕地以外的其他解釋變量都能夠積極促進(jìn)農(nóng)民增收。

我們先來(lái)看農(nóng)業(yè)DI與農(nóng)業(yè)FDI的回歸結(jié)果。不同模型之間，二者系數(shù)都通過(guò)了顯著性為正的檢驗(yàn)，且系數(shù)波動(dòng)性小，模型可靠性強(qiáng)。就全樣本而言，從模型(3)可以得出二者系數(shù)分別為0.158和0.0185，說(shuō)明每增加一個(gè)單位的農(nóng)業(yè)DI和FDI就能分別促進(jìn)農(nóng)民收入增加0.158和0.0185個(gè)單位。顯然，農(nóng)業(yè)FDI對(duì)農(nóng)民的增收效用顯著小于農(nóng)業(yè)DI，可能的原因有：首先，我國(guó)吸收的農(nóng)業(yè)FDI長(zhǎng)期偏低，過(guò)去30年，我國(guó)農(nóng)業(yè)利用FDI占全國(guó)利用FDI總額的比例一直低于3%，與其他發(fā)展中國(guó)家利用農(nóng)業(yè)外資20%的比重差距顯著，當(dāng)然這也說(shuō)明我國(guó)在農(nóng)業(yè)利用外資方面有較大提升空間 ；其次，我國(guó)利用農(nóng)業(yè)FDI方式單一也會(huì)在一定程度上影響其效用機(jī)制，我國(guó)大部分農(nóng)業(yè)FDI僅僅停留在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)中環(huán)節(jié)，未能向產(chǎn)前的生產(chǎn)要素和產(chǎn)后的農(nóng)產(chǎn)品流通市場(chǎng)流入；再次，我國(guó)農(nóng)業(yè)利用外資的“保守”性可能也會(huì)對(duì)其效用發(fā)生抑制。

添加了FDI和人力資本交叉項(xiàng)后的結(jié)果，目的是為了考查農(nóng)村人力資本水平是否對(duì)農(nóng)業(yè)FDI產(chǎn)生影響。加入農(nóng)業(yè)FDI與人力資本的交叉項(xiàng)后，如果交叉項(xiàng)系數(shù)為正，農(nóng)業(yè)FDI系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明農(nóng)業(yè)FDI對(duì)農(nóng)民增收的效用受到人力資本水平的影響，人力資本水平越高，農(nóng)業(yè)FDI的增收效用就越顯著，反之亦然。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，全樣本的交叉項(xiàng)為正，說(shuō)明就全國(guó)整體水平而言，人力資本水平能促進(jìn)農(nóng)業(yè)FDI流入，還能夠刺激FDI對(duì)農(nóng)民增收發(fā)揮效用。

表4　東中西部估計(jì)結(jié)果

由表4可知，lnRS人均耕地在東、中、西部地區(qū)均顯著為負(fù)，說(shuō)明除了人均耕地以外的其他解釋變量都能夠積極促進(jìn)農(nóng)民增收。

就地區(qū)樣本而言，農(nóng)業(yè)DI對(duì)東、中、西部的效用系數(shù)為0.1550、0.0963、0.0796，對(duì)東部地區(qū)農(nóng)民增收效用最大，中部次之，西部最小。建國(guó)以來(lái)，特別是改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)東部和中部農(nóng)業(yè)基本建設(shè)和農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)更新改造發(fā)展迅速，農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施相對(duì)完善，尤其是中部地區(qū)的吉林、黑龍江、河南、湖南、湖北等省市是我國(guó)主要農(nóng)業(yè)生產(chǎn)大省，國(guó)家長(zhǎng)期對(duì)這些地區(qū)的農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施進(jìn)行大量投入以保證國(guó)家的糧食安全，而東部地區(qū)是改革開(kāi)放的前沿地帶，農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和投入也跟著受益，因此東、中部地區(qū)農(nóng)業(yè)DI的增收效用比投入嚴(yán)重不足的西部地區(qū)要高。而農(nóng)業(yè)FDI在各地區(qū)的表現(xiàn)則和農(nóng)業(yè)DI有所不同，中部效用最大、東部次之，西部最弱，最可能的原因是FDI包括農(nóng)業(yè)FDI在我國(guó)各地區(qū)分布的極度不均衡，大量的FDI集中在東部沿海地區(qū)，而西部地區(qū)吸收的FDI特別是農(nóng)業(yè)FDI量太少，影響或抑制了其效用機(jī)制的發(fā)揮[26]。

農(nóng)村人力資本對(duì)農(nóng)民收入的增長(zhǎng)效應(yīng)無(wú)論是全國(guó)樣本還是地區(qū)樣本均顯著為正。就地區(qū)而言，其對(duì)東、中和西部的效用系數(shù)分別為0.4270，0.2050，0.0237，東部最大，西部最小。除了由于西部地區(qū)農(nóng)民受教育程度普遍比東中部地區(qū)低以外，還有一個(gè)可能的原因是西部和中部的很多受教育的青壯年農(nóng)民“孔雀東南飛”飛到東部開(kāi)放地區(qū)當(dāng)“農(nóng)民工”，導(dǎo)致西部的農(nóng)村人力資本更加貧乏。

和農(nóng)村人力資本類似，人均機(jī)械動(dòng)力RM和人均化肥使用量RH都對(duì)農(nóng)民增收效應(yīng)顯著為正，但這兩個(gè)變量的地區(qū)效應(yīng)卻是西部效應(yīng)最大，東部最小?？赡艿脑蚴怯捎跂|部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展較早且基礎(chǔ)較好，有條件有實(shí)力不斷提升其農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平和化肥使用量，又由于機(jī)械使用的資本邊際效用和化肥使用的邊際報(bào)酬遞減規(guī)律作用，最終導(dǎo)致農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平及化肥使用量對(duì)農(nóng)民收入的促進(jìn)作用不斷下降并最終達(dá)到一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定狀態(tài)。而中部地區(qū)是我國(guó)糧食主產(chǎn)區(qū)，所包含的8個(gè)省份在2011年底，共占據(jù)我國(guó)小麥產(chǎn)量的42.9%，水稻產(chǎn)量的53.2%和玉米產(chǎn)量的43.6%，合計(jì)約占我國(guó)三大類糧食作物產(chǎn)量的47.2%，農(nóng)民收入主要來(lái)源于糧食，增加機(jī)械動(dòng)力和化肥使用量會(huì)促進(jìn)糧食單位面積產(chǎn)量，進(jìn)而促進(jìn)糧食增收，而中部發(fā)展滯后于東部，其機(jī)械動(dòng)力和化肥的投入量還很不足，還沒(méi)達(dá)到邊際增量遞減的高度，所以其對(duì)中部和西部的增收效用都還處于上升期。

有趣的是，人均耕地面積RS對(duì)農(nóng)民增收有負(fù)效應(yīng)，說(shuō)明人均耕地面積并不能促進(jìn)農(nóng)民增收。原因可能有二，一是因?yàn)殡S著機(jī)械化和農(nóng)業(yè)科技的推廣和普及，作為傳統(tǒng)主要生產(chǎn)要素的土地相對(duì)于其他要素而言，其增長(zhǎng)作用已經(jīng)漸漸衰弱；二是我國(guó)居民城鄉(xiāng)收入差別顯著，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)比較效益低，所以很多地方的青壯年文盲都奔赴城市務(wù)工，即我國(guó)特有的“農(nóng)民工”現(xiàn)象，而留守在農(nóng)村的大部分是老人和兒童，導(dǎo)致大量的耕地閑置而無(wú)人耕種或者耕種效益不佳。

分地區(qū)來(lái)看，添加了FDI和人力資本交叉項(xiàng)后的結(jié)果，中部地區(qū)和全國(guó)一致，但東部和西部地區(qū)則不同，二者的交叉項(xiàng)系數(shù)均為負(fù)，說(shuō)明農(nóng)村人力資本在這兩個(gè)地區(qū)未能促進(jìn)農(nóng)業(yè)FDI對(duì)農(nóng)民的增收效用。究其原因，可能是東部沿海地區(qū)作為最早對(duì)外開(kāi)放地區(qū)，且主要是勞動(dòng)密集型的FDI，因此對(duì)人力資本的要求不會(huì)太高；另外，東部本地受教育較好的年輕農(nóng)民大部分都進(jìn)城打工或創(chuàng)業(yè)了，留守在家鄉(xiāng)的都是老人和兒童，因此農(nóng)村留守人力資本不高。西部的情況類似，大部分西部受教育的中青年農(nóng)民都離家到珠三角和長(zhǎng)三角打工，而且相對(duì)東部和中部而言，西部農(nóng)民受教育的程度也相對(duì)低，因此還不足以對(duì)農(nóng)業(yè)FDI產(chǎn)生影響。而中部地區(qū)的情況有些不同，其一，中部吸收的FDI和東部不太一樣，主要是以R&D和資本密集為導(dǎo)向，所以要求更高的人力資本水平；其二是，中部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件比西部?jī)?yōu)越，農(nóng)民收入比西部高，農(nóng)民受教育程度也較高，而且中部地區(qū)的農(nóng)民沒(méi)有西部那樣有強(qiáng)烈的欲望背井離鄉(xiāng)去東部打工，所以其農(nóng)村人力資本水平較高，從而對(duì)農(nóng)業(yè)FDI發(fā)揮了積極的效用。

四、結(jié)論與政策含義

本文通過(guò)1995-2011年的省際面板數(shù)據(jù)，采用擴(kuò)展的C-D模型，實(shí)證分析了農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資(DI)和FDI對(duì)于我國(guó)農(nóng)民收入的影響，并考察了相應(yīng)的地區(qū)差異，得到以下主要結(jié)論：(1)除了發(fā)現(xiàn)人均耕地面積對(duì)農(nóng)民增收效用負(fù)顯著以外，其他的解釋變量如農(nóng)業(yè)DI、農(nóng)業(yè)FDI、農(nóng)村人力資本、人均機(jī)械化和人均化肥使用量等均對(duì)我國(guó)農(nóng)民收入有積極的促進(jìn)作用，且每個(gè)解釋變量的增收效用都呈現(xiàn)出明顯的地區(qū)差異；(2)農(nóng)業(yè)DI和FDI對(duì)我國(guó)農(nóng)民增收效用也存在明顯差異，前者作用大大強(qiáng)于后者；(3)農(nóng)業(yè)DI和FDI對(duì)我國(guó)農(nóng)民增收也存在地區(qū)差異，農(nóng)業(yè)DI對(duì)東部地區(qū)農(nóng)民增收效用最大，中部次之，西部最小，而農(nóng)業(yè)FDI在各地區(qū)的表現(xiàn)則和農(nóng)業(yè)DI不同，中部效用最大,東部次之，西部最弱；(4)農(nóng)業(yè)FDI的集聚效應(yīng)和農(nóng)村人力資本是影響農(nóng)業(yè)FDI發(fā)揮其增收效用的兩大重要因素。

文獻(xiàn)中關(guān)于農(nóng)民增收問(wèn)題的研究很多，但本研究的主要?jiǎng)?chuàng)新點(diǎn)在于：(1)我們不僅僅研究資本對(duì)于農(nóng)業(yè)產(chǎn)出和農(nóng)民收入的影響，而更注重把DI和FDI對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展和農(nóng)民增收的影響之差異性加以比較研究；(2)除了研究全國(guó)總?cè)珮颖局猓覀冞€以東、中和西三個(gè)地區(qū)作為子樣本加以分析DI和FDI對(duì)不同地區(qū)的影響及其差異性；(3)盡管研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)FDI對(duì)我國(guó)特別是我國(guó)西部地區(qū)農(nóng)民增收的促進(jìn)作用較小，但并不能就此否定FDI對(duì)農(nóng)業(yè)的增效作用，很多文獻(xiàn)研究指出FDI對(duì)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)揮影響需要一定的條件和基礎(chǔ)，而我國(guó)農(nóng)業(yè)吸收FDI的量太少以及在地區(qū)間的極度不均衡分布還不能充分促進(jìn)FDI發(fā)揮增效作用。因此，為提高農(nóng)民收入，減少城鄉(xiāng)和地區(qū)差距，今后更應(yīng)該下大力氣吸收FDI發(fā)展我國(guó)農(nóng)業(yè)，特別是積極創(chuàng)造條件吸引FDI流向西部地區(qū)。

為有效利用農(nóng)業(yè)DI和FDI來(lái)促進(jìn)我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展提高農(nóng)業(yè)收入，并兼顧公平協(xié)調(diào)其在各地區(qū)之間的發(fā)展，研究認(rèn)為，中央和各級(jí)政府應(yīng)繼續(xù)加大農(nóng)業(yè)國(guó)內(nèi)投資，特別是中西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)投資；各地區(qū)應(yīng)因地制宜，制定有利于地方吸收和接納農(nóng)業(yè)FDI的政策和保障措施，改善投資環(huán)境，合理引導(dǎo)和鼓勵(lì)FDI流向農(nóng)業(yè)，尤其是流向中西部地區(qū)，并在FDI的量和質(zhì)兩方面進(jìn)行雙把關(guān)式的政策引導(dǎo)；加大力度提升農(nóng)村人力資本水平，繼續(xù)推進(jìn)農(nóng)村的改革開(kāi)放，促進(jìn)金融體制改革，使得金融體制能更有效的服務(wù)于當(dāng)?shù)氐霓r(nóng)業(yè)投融資發(fā)展，從而吸引更多的FDI流入農(nóng)業(yè)并激發(fā)其對(duì)農(nóng)民增收的效用，從而促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)大發(fā)展并有效縮小其與城鎮(zhèn)居民的收入差距。

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責(zé)任編輯、校對(duì)：鄭雅妮

Can Agricultural Fixed Investment and FDI Increase Chinese Farmers’ Income—The Panel Data Based on the Perspective of Regional Differences

ZHANG Liang1, WEI Kai-lei2, XU Neng-rui3,HU Wei4,DING zhi-chao, LIU Jia-cheng1

(1.School of Economics and Management, Nanjing Agricultural College, Nanjing 210095, China;2.School of Tourism, Hainan University, Haikou 570228, China;3.School of Economics and Management, Hainan University, Haikou 570228,China)4.College of Economics and Management, China Agricultural University, Beijing 100083, China)

Abstract:This paper studies the effects of Chinese domestic fixed asset investment and FDI on farmers’ income of the whole country and each region from 1995 to 2011 by using expanded C-D model. The research results indicate: (1) both agricultural domestic fixed asset investment and FDI can increase farmers’ income but agricultural FDI plays a smaller role in increasing farmers’ income; (2) the agricultural domestic fixed asset investment in the east region and middle region has higher utility of increasing farmers’ income than in west region .In the meantime, the income-increasing utility of agricultural FDI in the two regions is also higher than in west region; (3) rural human capital, agricultural mechanical power and chemical fertilizer use volume play a positive role in increasing farmers’ income. But in sample period, the area of arable land plays an inhibitory role in increasing farmers’ income. Finally, this paper raises relevant policy suggestions based on above-mentioned research conclusions.

Key words:Fixed Asset Investment; Agricultural FDI; Farmers’income; Income-increasing Utility

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1002-2848-2016(02)-0061-08

作者簡(jiǎn)介：張良(1988-)，河北省昌黎縣人，南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士研究生，研究方向：農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與政策；韋開(kāi)蕾(1974-)，女，壯族，廣西壯族自治區(qū)南丹縣人，海南大學(xué)旅游學(xué)院教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，碩士生導(dǎo)師，研究方向：外商直接投資、地區(qū)收入差距和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)管理；許能銳(1978-)，福建省閩清縣人，海南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院副教授，管理學(xué)博士，碩士生導(dǎo)師，研究方向：熱帶農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)管理、高校財(cái)務(wù)管理研究。胡祎(1989-)，湖南省衡陽(yáng)市人，中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士研究生，研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與政策；丁志超(1992-)，山東省青島市人，南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院碩士研究生，研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與政策；劉家成(1990-)，安徽省太湖縣人，南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士研究生，研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)管理。

基金項(xiàng)目：國(guó)家自然科學(xué)基金課題“區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂的FDI傳導(dǎo)機(jī)制研究：基于技術(shù)擴(kuò)散路徑”( 批準(zhǔn)號(hào)：71163011)和“中西部高校綜合能力提升計(jì)劃”(批準(zhǔn)號(hào)：HDZHSL201301)。

收稿日期：2015-10-22