農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的農(nóng)民增收效應(yīng)研究
——來自中國西部地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)數(shù)據(jù)的證據(jù)

任曉紅，但 婷，侯新爍

(1．重慶交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，重慶 400074；2．湘潭大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411105)

一、引言

新中國成立到2000年之間，隨著我國先后實(shí)施的城鄉(xiāng)和區(qū)域間的非平衡發(fā)展戰(zhàn)略的推進(jìn)，中國城鄉(xiāng)和區(qū)域之間的交通等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)長期呈現(xiàn)出非均衡增長格局，廣大農(nóng)村地區(qū)，尤其是西部農(nóng)村地區(qū)明顯表現(xiàn)出交通基礎(chǔ)設(shè)施投資不足、基礎(chǔ)設(shè)施水平落后的狀態(tài)，這在很大程度上制約了城鄉(xiāng)和地區(qū)之間要素的平等交換和公共資源的均衡配置，加劇了城鄉(xiāng)與地區(qū)之間的收入差距。隨著農(nóng)村勞動(dòng)力大量流出，農(nóng)業(yè)空心化(農(nóng)村空巢化)問題日益嚴(yán)峻。亟待破解的城鄉(xiāng)失衡和農(nóng)村貧困問題均繞不開農(nóng)民的增收問題。為此，自2004年以來，國家已連續(xù)十五年發(fā)布以“三農(nóng)”為主題的中央一號(hào)文件，其核心在于持續(xù)提高農(nóng)民收入，以此縮小城鄉(xiāng)和地區(qū)間的收入差距，進(jìn)而留住和吸引適度數(shù)量的農(nóng)村急需人才回流農(nóng)村。鑒于交通基礎(chǔ)設(shè)施投資能顯著減少貧困(康繼軍和郭蒙，2014)[1]，在長、短期均能促進(jìn)農(nóng)村居民增收(謝里 等，2012)[2]，道路設(shè)施是除教育基礎(chǔ)設(shè)施外能促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的最大動(dòng)力(鞠晴江和龐敏，2005)[3]，因而從交通基礎(chǔ)設(shè)施的視角可能找到農(nóng)民增收的突破點(diǎn)，著實(shí)回答中國現(xiàn)階段“誰來種地”等一系列問題。2016年，交通運(yùn)輸部提出結(jié)合貧困地區(qū)交通運(yùn)輸發(fā)展實(shí)際需要，進(jìn)一步加強(qiáng)這些地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的《“十三五”交通扶貧規(guī)劃》，該規(guī)劃的有效實(shí)施離不開對(duì)貧困地區(qū)交通運(yùn)輸發(fā)展實(shí)際需要的準(zhǔn)確把握，研究西部等貧困地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的農(nóng)民增收效應(yīng)強(qiáng)度、方向及其作用機(jī)制，無疑有助于更為準(zhǔn)確地測度貧困地區(qū)交通運(yùn)輸發(fā)展的實(shí)際需要，從而助力交通扶貧規(guī)劃能夠高質(zhì)量地實(shí)施。

國內(nèi)外學(xué)者對(duì)農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的農(nóng)民增收收入效應(yīng)問題作了較為廣泛的探討。從總體上看，現(xiàn)有研究大多主張，改善中國農(nóng)村道路基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)農(nóng)民增收具有顯著正向促進(jìn)作用(劉生龍和周紹杰，2011)[4]，對(duì)消除農(nóng)村貧困非常有效(Fan et al.，2002)[5]，尤其對(duì)貧困人口較多的西部地區(qū)，交通基礎(chǔ)設(shè)建設(shè)更加直接有效(張芬，2007)[6]。

從影響機(jī)制上看，交通等基礎(chǔ)設(shè)施在宏觀層面上通過就業(yè)效應(yīng)及公共支出構(gòu)成、微觀層面上通過價(jià)格及供給策略等影響貧困地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施的獲取機(jī)會(huì)來影響收入效應(yīng)(Chisari et al.，1999；Estache et al.，2000)[7-8]。具體表現(xiàn)為，交通基礎(chǔ)設(shè)施通過幫助貧困人口獲取額外生產(chǎn)性機(jī)會(huì)(Estache，2003)[9]、降低生產(chǎn)和交易成本(任曉紅和張宗益，2013；吳清華，2014)[10-11]、提升貧困地區(qū)物品價(jià)值(Jacoby，2000)[12]、改善非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)(劉曉光 等，2015；鄧蒙之 等，2011)[13-14]和提高農(nóng)村工資(Fan and Zhang，2004)[15]等直接提升貧困地區(qū)的收入；或者通過改善貧困地區(qū)的教育和健康狀況來提高就業(yè)機(jī)會(huì)和收入前景(Leipziger et al.，2003)[16]、通過交通基礎(chǔ)設(shè)施拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長而產(chǎn)生的“涓滴效應(yīng)”等間接增加貧困人口的收入(康繼軍和郭蒙，2014)[1]。

從影響強(qiáng)度和作用方向上看，由于中國的經(jīng)濟(jì)集聚對(duì)交通基礎(chǔ)設(shè)施存在顯著的空間依賴性(宋英杰，2013)[17]，中國農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)農(nóng)民收入的彈性在區(qū)域之間存在顯著差異(毛圓圓和李白，2010)[18]，不同省份之間隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，農(nóng)村交通、信息類基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)農(nóng)民工資性收入的邊際作用呈現(xiàn)倒S型特征，并最終發(fā)散(駱永民和樊麗明，2012)[19]。值得一提的是，中國西部地區(qū)1999-2008年期間交通通訊基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)農(nóng)民收人的增長表現(xiàn)出了顯著的抑制性，這主要與西部地區(qū)交通通訊基礎(chǔ)設(shè)施落后有關(guān)，在實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收時(shí)應(yīng)先考慮交通通訊設(shè)施投資(陳銀娥 等，2012)[20]。

綜觀而言，現(xiàn)有有關(guān)農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的農(nóng)民增收效應(yīng)相關(guān)研究在其作用機(jī)制、影響方向和強(qiáng)度等方面均進(jìn)行了卓有成效的探討，其研究思路和方法值得借鑒。然而，針對(duì)中國農(nóng)村的研究也存在一定的不足：首先，大多基于省際數(shù)據(jù)或東中部個(gè)別地域單元來展開，盡管部分文獻(xiàn)指出中國西部地區(qū)是很重要的研究對(duì)象，但鮮有文獻(xiàn)以西部農(nóng)村地區(qū)為例展開定量分析。介于中國地域遼闊，不同地域的地貌特征、交通及經(jīng)濟(jì)等發(fā)展水平具有很強(qiáng)的異質(zhì)性，有必要針對(duì)西部地區(qū)更為細(xì)致的分析單元展開研究；其次，現(xiàn)有研究中直接采用區(qū)域行政面積測度路網(wǎng)密度，其精度受到一定制約；再次，現(xiàn)有研究大多僅用存量或流量指標(biāo)來測度交通基礎(chǔ)設(shè)施的收入效應(yīng)，可能導(dǎo)致收入效應(yīng)的估算偏差(一般低估)；最后，農(nóng)村居民工資性收入和家庭經(jīng)營純收入是中國農(nóng)村居民收入的兩大重要構(gòu)成，現(xiàn)有研究大多未區(qū)分交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)這兩種收入的不同影響?；诖?，本文的新意主要體現(xiàn)在以下四個(gè)方面：首先，基于中國西部除去西藏之外的11省區(qū)市2006-2014年匯總的鄉(xiāng)鎮(zhèn)層面面板數(shù)據(jù)，從西部總體和分省兩個(gè)層面探析農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的農(nóng)民增收效應(yīng)；其二，在計(jì)算路網(wǎng)密度時(shí)，在較大程度上剝離了中國西部部分地區(qū)因廣袤的沙漠和戈壁等地貌所帶來的干擾；其三，同時(shí)從交通基礎(chǔ)設(shè)施的流量和存量兩種角度來刻畫其對(duì)農(nóng)村居民收入的綜合影響；最后，分析了交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)農(nóng)村居民收入兩大主要構(gòu)成的作用機(jī)制。接下來的內(nèi)容安排：第二部分是變量選取、數(shù)據(jù)說明和模型構(gòu)建；第三部分是實(shí)證結(jié)果與分析；第四部分是結(jié)論與啟示。

二、變量選取與數(shù)據(jù)說明

本文選取農(nóng)村居民人均純收入作為被解釋變量。為了更準(zhǔn)確地估計(jì)農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)農(nóng)村居民收入的影響，對(duì)核心解釋變量“農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施”同時(shí)從流量和存量兩種角度進(jìn)行分析。除交通基礎(chǔ)設(shè)施以外，農(nóng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力、農(nóng)業(yè)從業(yè)人員和有效灌溉面積等其他諸多因素也會(huì)影響農(nóng)民收入增長。郭燕枝和劉旭(2011)通過對(duì)24個(gè)可能影響農(nóng)民收入的因素作了格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)[21]。具體來說，國外相關(guān)研究中影響農(nóng)民收入的因素主要是政府政策、人力資本、農(nóng)業(yè)發(fā)展模式創(chuàng)新、自然與氣候條件等；國內(nèi)影響農(nóng)民收入增長的主要因素包括土地制度、財(cái)政支農(nóng)、人力資本和農(nóng)村金融等(陳乙酉和付園元，2014)[22]?；诒狙芯繂栴}的特性，并借鑒現(xiàn)有研究成果，本文選取勞動(dòng)力、土地要素、農(nóng)業(yè)技術(shù)水平、人力資本水平和轉(zhuǎn)移支付等作為控制變量來探討西部農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)農(nóng)村居民收入的影響。變量的具體含義如下：

1.被解釋變量

首先，選取農(nóng)村居民人均純收入(I)來表征農(nóng)村居民收入的總體狀況。其次，選取農(nóng)村居民人均工資性收入(I1)和人均家庭經(jīng)營純收入(I2)來探析農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施影響農(nóng)村居民人均純收入的主要機(jī)制：依據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，在2006—2014年間，西部地區(qū)農(nóng)村居民人均工資性收入和人均家庭經(jīng)營純收入之和在農(nóng)村居民人均純收入中占比為69.52%～96.74%，是其最主要的兩大構(gòu)成。

2.核心解釋變量

(2)流量：農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施投資(TRANS)。鑒于數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)口徑問題，采用鄉(xiāng)鎮(zhèn)道路橋梁建設(shè)投入作其衡量指標(biāo)。

3．控制變量

(1)勞動(dòng)力(L)。在其他條件保持相對(duì)不變時(shí)，當(dāng)從事農(nóng)業(yè)活動(dòng)取得的收益相對(duì)低于非農(nóng)就業(yè)的收益時(shí)，勞動(dòng)力寧愿選擇外出就業(yè)；而且外出就業(yè)勞動(dòng)力的比例越高，即從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動(dòng)力越少，越利于增加農(nóng)民收入(王春超，2011)[23]。理論上，應(yīng)采用鄉(xiāng)村從業(yè)人員統(tǒng)計(jì)口徑下的農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人員數(shù)作為衡量指標(biāo)。鑒于目前鄉(xiāng)鎮(zhèn)層面數(shù)據(jù)的匱乏，而且在所選的樣本區(qū)間內(nèi)，從事農(nóng)業(yè)活動(dòng)的非農(nóng)村人口相對(duì)較少，對(duì)農(nóng)村居民收入的影響微弱，因此本文將第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)作為其衡量指標(biāo)。

(2)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步(T)。采用農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力來表示農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步。農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步會(huì)提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，間接增加農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入；同時(shí)技術(shù)進(jìn)步又會(huì)釋放大量勞動(dòng)力，加上城鎮(zhèn)化的推動(dòng)作用，促進(jìn)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移實(shí)現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)，增加了農(nóng)民的非農(nóng)收入(陸文聰和余新平，2013)[24]。

(3)土地(E)。采用農(nóng)作物播種面積作其衡量指標(biāo)。從生產(chǎn)活動(dòng)開始，土地就被視為重要的生產(chǎn)要素和農(nóng)民收入的保障。土地投入能保障農(nóng)民獲取一定的農(nóng)業(yè)收入，但隨著經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變，土地反而會(huì)束縛勞動(dòng)力，阻礙其獲得工資性收入，土地對(duì)農(nóng)民的增收效應(yīng)已不顯著(駱永民和樊麗明，2015)[25]。因此，有必要考慮土地對(duì)農(nóng)民收入的影響。

(4)財(cái)政支農(nóng)(F)。長期來看，財(cái)政支農(nóng)資金對(duì)農(nóng)民收入有顯著的正向促進(jìn)作用，特別是2007年以后，財(cái)政支農(nóng)資金通過補(bǔ)貼現(xiàn)金等形式直接增加了農(nóng)民的轉(zhuǎn)移性收入(羅東和矯健，2014)[26]。因此，本文選取財(cái)政支農(nóng)變量作為又一控制變量。介于2007年其統(tǒng)計(jì)口徑發(fā)生變化，統(tǒng)計(jì)部門將農(nóng)業(yè)、林業(yè)、農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費(fèi)合在一起統(tǒng)稱為“農(nóng)林水事業(yè)”，為保持?jǐn)?shù)據(jù)一致，本文采用“農(nóng)林水事業(yè)”的財(cái)政支出來刻畫財(cái)政支農(nóng)變量。

(5)人力資本(H)。采用農(nóng)村家庭勞動(dòng)力的平均受教育年限來衡量。因?yàn)檗r(nóng)民的受教育水平是農(nóng)民收入的格蘭杰原因(辛嶺和王艷華，2007)[27]，良好教育的農(nóng)村勞動(dòng)力更容易參與非農(nóng)就業(yè)，得到更好的工資性收入。

4．?dāng)?shù)據(jù)來源與處理

本文的相關(guān)數(shù)據(jù)依據(jù)EPS(Easy Professional Superior)數(shù)據(jù)庫、歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國城鄉(xiāng)建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》整理，數(shù)據(jù)跨度為2006-2014年。2015年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》中農(nóng)村居民人均純收入的統(tǒng)計(jì)口徑變?yōu)槿司芍涫杖?，從?nèi)容上看，二者的差別甚微，所以2014年農(nóng)村居民人均純收入數(shù)據(jù)用人均可支配收入近似代替。此外，《中國城鄉(xiāng)建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》未對(duì)西藏地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)道路和道路橋梁投入進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，因此，西藏的有效路網(wǎng)密度和交通基礎(chǔ)設(shè)施投資數(shù)據(jù)缺失，因此從樣本中予以剔除；其余缺失數(shù)據(jù)盡量通過政府報(bào)告和相關(guān)會(huì)議進(jìn)行補(bǔ)齊。變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

根據(jù)數(shù)據(jù)整理計(jì)算得出，樣本期間內(nèi)農(nóng)村居民的人均純收入從2006年的2 575.72元上升至2014年的8 134.90元(地區(qū)間平均值)，實(shí)際年均增長率達(dá)到了23.9%；其農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施也有顯著改善，農(nóng)村鄉(xiāng)鎮(zhèn)公路總里程(除西藏外)從2006年的69 283公里到2014年的85 412公里；在2006年到2014年期間，西部地區(qū)農(nóng)村居民人均純收入對(duì)數(shù)和有效路網(wǎng)密度對(duì)數(shù)均具有類似的變化趨勢，具體如圖1所示。

圖1 西部11省區(qū)市l(wèi)nRD和lnI的趨勢圖

數(shù)據(jù)來源：相關(guān)數(shù)據(jù)依據(jù)EPS數(shù)據(jù)庫、歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國城鄉(xiāng)建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》整理，時(shí)間為2006—2014年。

初步推測農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施的改善很可能對(duì)農(nóng)村居民人均純收入增長產(chǎn)生了正向的影響，但這需要通過合理的實(shí)證分析予以驗(yàn)證。

三、實(shí)證結(jié)果與分析

1.模型設(shè)定與選擇

為避免數(shù)據(jù)中可能的異方差和數(shù)據(jù)波動(dòng)，對(duì)各變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，并采用F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)(H檢驗(yàn))來選擇合理的模型。

依據(jù)生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)建基準(zhǔn)回歸模型：

lnIit=β0+β1lnRDit+β2lnTRANSit+γlnXit+εit+μi

其中，i和t表示所選取樣本的省份和年份，I是被解釋變量，表示農(nóng)村居民人均純收入；RD、TRANS是核心解釋變量，表示有效路網(wǎng)密度和交通基礎(chǔ)設(shè)施投資；X是一組控制變量向量；μi為省份個(gè)體效應(yīng)，β0、β1、β2為待估參數(shù)，γ是控制變量待估系數(shù)向量，ε為殘差項(xiàng)。

第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)(lnL)常被相關(guān)研究作為控制變量，但在本文的樣本區(qū)間內(nèi)，lnL與農(nóng)作物播種面積(lnE)、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力(lnT)之間均具有較強(qiáng)的相關(guān)性，而與農(nóng)村居民人均純收入(lnI)之間的相關(guān)性卻極其微弱，為此，本文不選擇lnL作控制變量。相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

首先，用F檢驗(yàn)判斷模型中是否存在固定效應(yīng)，對(duì)變量初步回歸后，F(xiàn)檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的P值為0，因此，應(yīng)建立個(gè)體固定效應(yīng)模型。其次，用H檢驗(yàn)來選擇個(gè)體固定效應(yīng)模型還是個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型。H檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的P值為0.01，故接受個(gè)體固定效應(yīng)。因此，論文最終選擇個(gè)體固定效應(yīng)模型。

在對(duì)模型進(jìn)行回歸前，理論上還應(yīng)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)以保證回歸結(jié)果的有效性，而該檢驗(yàn)使用的方法(通常是單位根檢驗(yàn))對(duì)大樣本數(shù)據(jù)適用，如果將其用于小樣本數(shù)據(jù)時(shí)，檢驗(yàn)結(jié)果很有可能失真(許春淑和閆殊，2017)[28]。鑒于本文數(shù)據(jù)屬于短期小樣本面板數(shù)據(jù)，其波動(dòng)性較小，因而直接作回歸分析。

表2 變量的相關(guān)性檢驗(yàn)

注：相關(guān)性檢驗(yàn)中各變量均采用對(duì)數(shù)值。

2.農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)農(nóng)村居民人均純收入的影響

基于上文變量間的相關(guān)情況，運(yùn)用逐步回歸法對(duì)公式(2)作固定效應(yīng)(FE)回歸，結(jié)果如表3所示。

表3 農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施影響農(nóng)村居民人均純收入的回歸結(jié)果

注：***、**、*表示系數(shù)在1%、5%、10%的顯著性水平下顯著；圓括號(hào)內(nèi)的數(shù)值為對(duì)應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)差；結(jié)果保留三位小數(shù)。表4、表5、表6、表7與此相同。

模型(1)～(3)均很好地?cái)M合了樣本觀測值。有效路網(wǎng)密度lnRD的回歸系數(shù)在三個(gè)模型中均為正且在1%顯著性水平下顯著，且具有一定的穩(wěn)健性；交通基礎(chǔ)設(shè)施投資lnTRANS在模型(2)、(3)中的回歸系數(shù)均為正，但不具有顯著性?？刂谱兞哭r(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力lnT、平均受教育年限lnH和財(cái)政支農(nóng)lnF在三個(gè)模型中的回歸系數(shù)均顯著為正，農(nóng)作物播種面積lnE在模型(3)中的回歸系數(shù)不顯著，其符號(hào)為正。為保證模型擬合具有較強(qiáng)解釋能力，故論文針對(duì)模型(3)的實(shí)證結(jié)果進(jìn)行分析。

對(duì)于核心變量，農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施存量(lnRD)對(duì)農(nóng)村居民人均純收入有促進(jìn)作用，一個(gè)可能的解釋是西部農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施水平提高既方便了農(nóng)村居民外出打工，又有助于農(nóng)村居民從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)，降低流動(dòng)成本和生產(chǎn)成本，因而，在整體上有助于農(nóng)村居民收入的增長。交通基礎(chǔ)設(shè)施投資(流量：lnTRANS)對(duì)農(nóng)村居民人均純收入也有正向促進(jìn)作用，但不具顯著性，可能是當(dāng)期投資規(guī)模對(duì)當(dāng)期農(nóng)村居民人均純收入的促進(jìn)作用有限，或因交通基礎(chǔ)設(shè)投資增收效應(yīng)的時(shí)滯性所致；無論是交通基礎(chǔ)設(shè)施存量還是流量對(duì)西部農(nóng)村居民人均純收入的彈性都偏小。可能的解釋是，一個(gè)地區(qū)的交通基礎(chǔ)設(shè)施水平只有達(dá)到一定的門檻值時(shí)方能對(duì)收入增長產(chǎn)生較大影響(Baldwin et al.，2003)[29]，且西部農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)農(nóng)村居民人均純收入具有顯著的三重門檻效應(yīng)(任曉紅 等，2018)[30]，然而，迄今西部地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施在整體上依然相對(duì)落后，尤其是農(nóng)村地區(qū)的交通基礎(chǔ)設(shè)施投資及其累積的存量均相對(duì)較少，因而其增收效應(yīng)也相對(duì)有限。

對(duì)于控制變量，代表農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、勞動(dòng)力平均受教育年限(人力資本水平)的提高、財(cái)政支農(nóng)(如農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)建設(shè)、直接補(bǔ)貼等)對(duì)農(nóng)村居民增收均有顯著的促進(jìn)作用。農(nóng)作物播種面積(土地使用)對(duì)提高農(nóng)民收入有正向促進(jìn)作用，但不顯著，這可能與土地本身的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和現(xiàn)行的土地管理制度有關(guān)。

3.農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)農(nóng)村居民人均純收入的作用機(jī)制

將農(nóng)村居民人均純收入的兩大主要構(gòu)成——人均工資性收入(I1)和人均家庭經(jīng)營純收入(I2)分別作為被解釋變量代入基準(zhǔn)模型中，采用個(gè)體固定效應(yīng)模型，并運(yùn)用逐步回歸法進(jìn)行回歸，結(jié)果見表4。

表4 農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)農(nóng)村居民人均純收入的作用機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

模型(1)～(3)、(4)～(6)分別表示被解釋變量為人均工資性收入(lnI1)、人均家庭經(jīng)營純收入(lnI2)逐步回歸的部分結(jié)果，選取擬合效果較好模型(3)和模型(6)進(jìn)行分析。有效路網(wǎng)密度對(duì)人均工資性收入和人均家庭經(jīng)營純收入均具有顯著的促進(jìn)作用，極有可能源于目前西部地區(qū)農(nóng)村現(xiàn)存的交通基礎(chǔ)設(shè)施(存量)為農(nóng)村勞動(dòng)力外出就業(yè)和從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)提供了便利，從而獲得更多的工資性收入和家庭經(jīng)營收入；農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施投資(流量)也均能促進(jìn)兩大收入構(gòu)成的增加，但對(duì)人均家庭經(jīng)營純收入的影響顯著，而對(duì)人均工資性收入影響不顯著，可能是因?yàn)檗r(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施與城市相較而言，投資量小且周期短，對(duì)工資性收入的作用有限，相對(duì)更有利于家庭經(jīng)營純收入的增長。

對(duì)控制變量而言，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力和財(cái)政支農(nóng)均顯著地促進(jìn)農(nóng)村居民人均工資性收入和人均家庭經(jīng)營純收入增加，表明農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步在提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率促使家庭經(jīng)營純收入增加的同時(shí)，其所釋放的勞動(dòng)力的外出就業(yè)也會(huì)帶來更多工資性收入；而財(cái)政支農(nóng)則通過農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)建設(shè)或直接補(bǔ)貼等促進(jìn)農(nóng)村居民增收。農(nóng)作物播種面積對(duì)人均工資性收入和人均家庭經(jīng)營純收入均具有正向促進(jìn)作用，但對(duì)后者的影響不顯著，可能是農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格或土地的使用、管理等其他方面的原因?qū)е隆Ｆ骄芙逃晗迣?duì)農(nóng)村居民人均工資性收入具有顯著正向影響，表明人力資本水平越高所獲得的工資性收入也會(huì)更高；但平均受教育年限對(duì)人均家庭經(jīng)營純收入具有抑制性，從長期來看，這可能是因?yàn)檗r(nóng)業(yè)從業(yè)人員的教育回報(bào)率過低、對(duì)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動(dòng)力受教育的程度要求不高，在一定程度上，受教育時(shí)間過長反而可能被認(rèn)為耽誤了從事家庭經(jīng)營和農(nóng)業(yè)活動(dòng)取得收入的機(jī)會(huì)等所致。

4.農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)農(nóng)村居民人均純收入影響的區(qū)域差異

考慮到西部各省份的基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展水平、土地資源等的差異性，有必要對(duì)西部地區(qū)分省或者分區(qū)域進(jìn)行再檢驗(yàn)。但考慮到簡單的分省回歸會(huì)因時(shí)間序列較短，達(dá)不到基本要求的樣本容量，而分區(qū)域又存在西部各省份歸類不明確等問題，因此，本文在綜合考慮各方因素的基礎(chǔ)上采用隨機(jī)系數(shù)模型(Random Coefficient Model)進(jìn)行分省異質(zhì)性研究。該方法將解釋變量系數(shù)視為一隨機(jī)變量，在FGLS的一致估計(jì)條件下展開回歸，從而為樣本中每個(gè)省份的變量系數(shù)提供異質(zhì)性的分析結(jié)果；同時(shí)模型估計(jì)結(jié)果給出的參數(shù)穩(wěn)定性卡方檢驗(yàn)也表明拒絕“參數(shù)不變”的原假設(shè)，即認(rèn)為交通基礎(chǔ)設(shè)施等變量對(duì)農(nóng)民相關(guān)收入指標(biāo)的影響存在省份差異。

首先以農(nóng)村居民人均純收入(lnI)為因變量的結(jié)果見表5，總體而言，有效路網(wǎng)密度(lnRD)對(duì)農(nóng)村居民人均純收入的影響系數(shù)除青海之外，都為正向(當(dāng)然，四川、貴州和甘肅等省份系數(shù)并不顯著，一個(gè)可能的解釋是這些地區(qū)的交通基礎(chǔ)設(shè)施存量尚未達(dá)到其產(chǎn)生顯著作用的門檻值)；農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施投資(lnTRANS)則表現(xiàn)出更為明顯的差異性，其中重慶、陜西和新疆系數(shù)顯著為負(fù)，甘肅顯著為正。省份比較分析可知，交通基礎(chǔ)設(shè)施的存量和流量指標(biāo)在影響農(nóng)村居民收入層面實(shí)則也存在較大的省份差異，研究需關(guān)注省份針對(duì)性的結(jié)果表現(xiàn)。具體而言，重慶、陜西和新疆地區(qū)主要表現(xiàn)為正向的存量交通作用和負(fù)向的流量交通作用，其在西部地區(qū)的地理位置和已有的交通基礎(chǔ)條件給予了此類省份農(nóng)民收入增長的較好基礎(chǔ)，但較大規(guī)模的交通基礎(chǔ)設(shè)施投資本身可能因邊際產(chǎn)出遞減規(guī)律和對(duì)其他投資的擠占作用導(dǎo)致存在負(fù)向效應(yīng)；而廣西、云南、寧夏等省份則主要依賴于交通基礎(chǔ)設(shè)施存量的發(fā)揮效應(yīng)，其原因與這些省份交通基礎(chǔ)發(fā)展相對(duì)較為緩慢有關(guān)，增量投資的拉動(dòng)效果有限。

表5 農(nóng)村居民人均純收入變系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

控制變量層面，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力除了重慶、青海之外大都有顯著的正向影響(內(nèi)蒙古不顯著)，可以發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)機(jī)械發(fā)展?fàn)顩r對(duì)農(nóng)村居民純收入有廣泛意義上的促進(jìn)作用，而重慶、青海和內(nèi)蒙古未能表現(xiàn)出統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性主要與這些省份的自然條件有很大關(guān)系，多山的重慶、高原與濕地的青海以及草原為主的內(nèi)蒙古并不適宜農(nóng)業(yè)機(jī)械化。平均受教育年限在內(nèi)蒙古、重慶、貴州、陜西、青海、寧夏等省份均表現(xiàn)出了顯著的正向促進(jìn)作用，但對(duì)新疆等地區(qū)卻有抑制性，同時(shí)存在效果并不顯著的地區(qū)，教育能否有效轉(zhuǎn)化為對(duì)農(nóng)民收入的增長動(dòng)力可能存在某些實(shí)現(xiàn)條件。財(cái)政支農(nóng)的效果也存在較大差異，其中內(nèi)蒙古、重慶、青海和新疆地區(qū)系數(shù)顯著為正，而廣西、云南、陜西、甘肅等地區(qū)顯著為負(fù)，財(cái)政的支持可能會(huì)因?yàn)閷?duì)工資性收入和經(jīng)營性收入的差異影響而有異質(zhì)性。擴(kuò)大農(nóng)作物播種面積有利于農(nóng)民收入增加的省份主要是四川、陜西，而有不利影響的有重慶、寧夏和新疆等，因此從總體意義上而言，農(nóng)作物播種面積的提升并不一定能夠提升農(nóng)民收入，這與當(dāng)前社會(huì)中農(nóng)民并不依靠種地過活的情境相吻合。

表6報(bào)告了以農(nóng)村居民人均工資性收入為因變量的估計(jì)結(jié)果?？梢姡煌ɑA(chǔ)存量基本上對(duì)省份均有正向影響，當(dāng)然省份所處地理位置與交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展?fàn)顩r也在一些省份未能表現(xiàn)出對(duì)農(nóng)民工資性收入的增進(jìn)作用(除廣西、四川、甘肅以及貴州和青海不顯著)。交通流量方面，農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施投資(lnTRANS)的影響多不顯著，在具有統(tǒng)計(jì)差異的樣本中，重慶和陜西顯著為負(fù)，貴州地區(qū)則顯著為正，這一表現(xiàn)與對(duì)農(nóng)村居民人均純收入的估計(jì)結(jié)果具有一致性。控制變量層面，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力對(duì)農(nóng)民工資性收入基本都為正向影響(青海除外)，且基本上有統(tǒng)計(jì)顯著性，可能的原因是農(nóng)業(yè)機(jī)械的發(fā)展有助于解放勞動(dòng)力，從而促進(jìn)農(nóng)村人口更多的參與工資性收入活動(dòng)，這表明提高西部各省區(qū)農(nóng)業(yè)技術(shù)水平對(duì)農(nóng)村居民增收是很有效的。平均受教育年限對(duì)人均工資性收入在重慶、貴州、陜西、陜西、寧夏和新疆等省份均表現(xiàn)為顯著的促進(jìn)作用，而其他地區(qū)并不具有統(tǒng)計(jì)顯著性，這說明提高農(nóng)村居民的人力資本水平可助于工資性收入增長從而增加收入。財(cái)政支農(nóng)的異質(zhì)性較為明顯，其中內(nèi)蒙古、重慶和青海為正且顯著，云南、陜西和甘肅為負(fù)且顯著，地區(qū)發(fā)展?fàn)顩r和對(duì)財(cái)政的依賴性形成了對(duì)農(nóng)民工資性收入的間接影響。擴(kuò)大農(nóng)作物播種面積的影響僅在重慶、甘肅和寧夏有一定的統(tǒng)計(jì)顯著性，其中重慶和寧夏地區(qū)為負(fù)向效應(yīng)，可能是區(qū)域內(nèi)土地使用和管理制度等方面的原因所致，另外與農(nóng)民的生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)開始脫離土地也有很大關(guān)聯(lián)。

表7則報(bào)告了農(nóng)村居民人均家庭經(jīng)營純收入為因變量的估計(jì)結(jié)果。其中，內(nèi)蒙古、重慶、云南和寧夏表現(xiàn)出了正向關(guān)聯(lián)，貴州地區(qū)顯著為負(fù)，交通存量對(duì)家庭經(jīng)營純收入的影響在多數(shù)省份并不明顯，當(dāng)然同時(shí)也存在省份發(fā)展條件導(dǎo)致的交通基礎(chǔ)設(shè)施存量作用的差異。農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施投資(lnTRANS)的影響僅四川、貴州和云南具有顯著性，結(jié)合存量指標(biāo)的表現(xiàn)，家庭經(jīng)營純收入不僅在一定程度上對(duì)交通發(fā)展有較強(qiáng)的依賴性，可能更多的是與家庭自身的條件有關(guān)。控制變量層面，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力對(duì)農(nóng)村居民家庭經(jīng)營性收入有顯著的正向作用，僅內(nèi)蒙古、重慶和青海不顯著，其原因與前文探討具有一致性。平均受教育年限的作用并不樂觀，教育水平的提升并未能轉(zhuǎn)化為家庭經(jīng)營性收入的增長效應(yīng)，西部省份人口的流動(dòng)性，尤其是受到高等教育水平人口的東南遷移是其不能發(fā)揮正向作用的重要因素。財(cái)政支農(nóng)的作用與前文兩組分析類似，新疆和重慶表現(xiàn)為促進(jìn)效應(yīng)，而貴州、云南表現(xiàn)為抑制效應(yīng)。擴(kuò)大農(nóng)作物播種面積能夠促進(jìn)家庭經(jīng)營性收入？這一問題在四川、云南的答案是肯定的，而在貴州、寧夏和新疆是否定的。綜合前文內(nèi)容，我們可以發(fā)現(xiàn)省份差異相當(dāng)明顯，這引導(dǎo)我們?cè)谡呓ㄗh分析中也應(yīng)適當(dāng)?shù)年P(guān)注省份區(qū)別，提出有針對(duì)性的建議。

表6 農(nóng)村居民人均工資性收入變系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

表7 農(nóng)村居民人均家庭經(jīng)營純收入變系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

四、結(jié)論與啟示

識(shí)別農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的農(nóng)民增收效應(yīng)，以期提供一些依靠交通發(fā)展促進(jìn)農(nóng)民收入增長的路徑，本文利用西部11省區(qū)市2006—2014年匯總的鄉(xiāng)鎮(zhèn)層面面板數(shù)據(jù)，從存量(有效路網(wǎng)密度)和流量(投資)兩種角度探析了西部農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)農(nóng)村居民人均純收入的影響、作用機(jī)制以及省份差異，研究發(fā)現(xiàn)：

第一，就西部整體而言，存量層面的交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展的影響表現(xiàn)為，提高西部農(nóng)村有效路網(wǎng)密度對(duì)農(nóng)村居民人均純收入及其兩大主要構(gòu)成均具有顯著正向促進(jìn)作用；而流量層面的發(fā)展則表明，西部農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)農(nóng)村居民人均純收入及其兩大主要構(gòu)成只有微弱的正向促進(jìn)作用，且對(duì)人均家庭經(jīng)營純收入的影響具有顯著性。

第二，就西部分省份而言，總體收入水平和分量指標(biāo)表現(xiàn)為，大部分省份的交通存量指標(biāo)均表現(xiàn)為正且顯著。其中，對(duì)農(nóng)村居民純收入，除四川、貴州、甘肅和青海四省份不顯著外，其余省份均為正且顯著；對(duì)農(nóng)村居民工資性收入，除廣西、四川、貴州、甘肅和青海不顯著外，其余省份均為正向顯著結(jié)果；對(duì)家庭經(jīng)營性收入，僅內(nèi)蒙古、重慶、云南和寧夏表現(xiàn)出正向關(guān)聯(lián)，貴州地區(qū)顯著為負(fù)。流量層面，對(duì)人均純收入，重慶、陜西和新疆系數(shù)顯著為負(fù)，甘肅顯著為正；對(duì)農(nóng)村居民工資性收入，重慶和陜西顯著為負(fù)，貴州地區(qū)顯著為正；對(duì)家庭經(jīng)營性收入，四川和云南顯著為負(fù)，貴州顯著為正?？梢园l(fā)現(xiàn)流量的作用相對(duì)存量而言還比較弱，且在地區(qū)上差異明顯。

第三，其他控制變量層面，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步、財(cái)政支農(nóng)、農(nóng)作物播種面積等控制變量對(duì)西部11省區(qū)市農(nóng)村居民的收入及其構(gòu)成也具有不同程度的影響，同時(shí)展現(xiàn)了較為明顯的地區(qū)差異，以農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力為例，其中重慶、青海和內(nèi)蒙古的自然條件和發(fā)展模式?jīng)Q定了農(nóng)業(yè)機(jī)械技術(shù)的投入并不能很好的發(fā)揮其正向效果。

交通基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)展不僅存在存量和流量的差異，而且存在不同省份發(fā)展效果的異質(zhì)性，本文基于此考慮利用固定效應(yīng)面板回歸和變系數(shù)回歸分析方法對(duì)以上結(jié)論進(jìn)行了識(shí)別，依據(jù)實(shí)證分析和研究結(jié)論，本文提出如下三點(diǎn)政策啟示：

首先，從總體上看，在數(shù)量上加大西部地區(qū)農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施投資并使交通基礎(chǔ)設(shè)施存量達(dá)到一定的門檻值，有助于消除西部地區(qū)農(nóng)民增收瓶頸，是實(shí)現(xiàn)西部地區(qū)內(nèi)農(nóng)民增收的有效途徑。但是，同時(shí)應(yīng)該關(guān)注西部地區(qū)不同省域農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)展現(xiàn)狀及其對(duì)農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的方向和強(qiáng)度，進(jìn)而作出對(duì)西部地區(qū)農(nóng)民增收適宜的交通扶貧措施。

其次，交通基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)農(nóng)村居民人均純收入及其兩大主要構(gòu)成的影響有限，借助交通投資來促進(jìn)農(nóng)村居民短期增收的效果不明顯，甚至可能會(huì)給西部某些地區(qū)的農(nóng)民帶來負(fù)擔(dān)，進(jìn)而對(duì)其增收產(chǎn)生負(fù)作用。因此，在西部地區(qū)的農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施投資問題上，需要結(jié)合各地區(qū)的土地資源特征等多方面因素考慮后再判斷投資的必要性與否。

最后，需注重提高西部各地區(qū)農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施水平和其他影響農(nóng)村居民收入的因素間的協(xié)調(diào)配合，發(fā)揮合力促使農(nóng)村居民收入水平提高。比如，強(qiáng)化農(nóng)村居民的教育水平，增加農(nóng)業(yè)從業(yè)人員的教育回報(bào)率，并以此吸引受教育水平較高的勞動(dòng)力回流農(nóng)村，以及改善農(nóng)作物生產(chǎn)土地利用、促進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械的運(yùn)用和其他農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步等來不斷提高農(nóng)業(yè)技術(shù)水平、保持對(duì)農(nóng)村居民合理的財(cái)政支出等多角度保障農(nóng)民收入的增加。