張 娜

（西南大學經(jīng)濟管理學院，重慶400715）

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農(nóng)村固定資產(chǎn)投資與農(nóng)民收入增長＊——基于中國1991—2013年省際面板數(shù)據(jù)的實證檢驗

張 娜

（西南大學經(jīng)濟管理學院，重慶400715）

摘 要：采用1991—2013年的中國省際面板數(shù)據(jù)實證分析農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對增加農(nóng)民收入的影響，結果表明，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資與農(nóng)村居民人均純收入增長之間存在協(xié)整關系，并且，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資能夠顯著地促進農(nóng)民收入增長，但是增收效應存在顯著地域差異，西部最高，東部最低，因此在政策選擇上應該逐步建立以財政金融為引導的向中西部地區(qū)傾斜的農(nóng)村固定資產(chǎn)投資策略。

關鍵詞：農(nóng)村固定資產(chǎn)投資；農(nóng)民收入增長；面板數(shù)據(jù)

農(nóng)村固定資產(chǎn)投資是促進農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展及增加農(nóng)民收入的重要決定因素，它是增加農(nóng)村基礎設施建設、提高農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)力、增加農(nóng)民收入、繁榮農(nóng)村經(jīng)濟的重要手段。2015年中央農(nóng)村工作會議指出，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化是國家現(xiàn)代化的基礎和支撐，全面建成小康社會的重點難點仍在農(nóng)村，農(nóng)業(yè)農(nóng)村基礎設施和公共服務落后，有巨大新增投資需求，所以必須繼續(xù)夯實農(nóng)業(yè)穩(wěn)定發(fā)展的基礎，穩(wěn)住農(nóng)村持續(xù)轉(zhuǎn)好的發(fā)展局勢，穩(wěn)定糧食和主要農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量，持續(xù)增加農(nóng)民收入。因此，如何增加農(nóng)民收入，搞好農(nóng)村固定資產(chǎn)投資仍是亟需解決的問題，本文從農(nóng)村固定資產(chǎn)投資角度出發(fā)，分析農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對農(nóng)民的增收效應。

一、近期文獻回顧

舒爾茨結合農(nóng)村經(jīng)濟增長考察了資本對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的作用，最早將資本應用于農(nóng)業(yè)和農(nóng)村領域，研究結果表明，政府應加大對農(nóng)業(yè)教育、農(nóng)業(yè)科研基礎設施等公共性很強的領域的投資，尤其是人力資本投資［1］。英國經(jīng)濟學家莫利特通過對比發(fā)達國家和不發(fā)達國家的相關數(shù)據(jù)實證研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)與經(jīng)濟發(fā)展之間存在相關性，同時論證了農(nóng)業(yè)投資與農(nóng)民收入之間存在正比關系。Antle使用1965年農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出數(shù)據(jù)對19個發(fā)達國家和47個發(fā)展中國家進行了研究，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)基礎設施投資能夠顯著促進農(nóng)民增收［2］；Queiroz和Gautam通過對美國1950—1988年面板數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)美國的人均道路長度同人均GDP之間具有顯著的正相關關系，強調(diào)道路基礎設施建設在農(nóng)村固定資產(chǎn)投資中的重要作用以及其對農(nóng)民人均收入的重要影響［3］；從1965年到1993年我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增長看，農(nóng)業(yè)科技投資功不可沒［4］。正如其他學者研究發(fā)現(xiàn)：農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資占社會固定資產(chǎn)投資的比重與社會經(jīng)濟發(fā)展有密切的關系［5-6］?；輰幍茸C實了城鄉(xiāng)固定資產(chǎn)投資傾向差異是城鄉(xiāng)收入差距的成因之一，二者之間存在長期均衡關系［7］。Prodrecca和Gameci實證分析了固定資產(chǎn)投資同經(jīng)濟發(fā)展之間的關系［8］，結果顯示二者存在顯著的正相關關系，這一結論也得到了張湘江的研究證實［9］。

農(nóng)業(yè)收入仍是農(nóng)民的主要收入來源，對于農(nóng)民增收有著至關重要的作用［10］。財政部科研所1996年的研究發(fā)現(xiàn)，建立新的涉農(nóng)業(yè)務投資機制，擴大對農(nóng)業(yè)務投資進而提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，可以大幅度提高農(nóng)民收入?？讟s、梁永的研究表明，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資在整體上對農(nóng)民收入產(chǎn)生積極影響，但這種影響呈現(xiàn)出階段性變化過程［11］。這同時也印證了姚耀軍、和丕禪的研究，改革開放初期農(nóng)村固定資產(chǎn)投資的相對效率呈遞增趨勢，但隨后由于政策等原因農(nóng)村固定資產(chǎn)投向農(nóng)業(yè)的相對效率呈遞減趨勢，總體來說具有積極影響［12］。莫連光、陳光焱認為當前農(nóng)村固定資產(chǎn)投資建設中搞好農(nóng)業(yè)類固定資產(chǎn)投資處于重中之重，其次是科教類固定資產(chǎn)投資，最后是交通、能源等其他類固定資產(chǎn)投資，同時指出，政府應加強向中西部貧困地區(qū)的固定資產(chǎn)投資力度［13-14］。

以上學者在研究涉農(nóng)業(yè)務投資對農(nóng)民收入影響時沒有考慮到農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對農(nóng)民收入影響的跨地區(qū)差異，由于中國經(jīng)濟改革在時間、空間的不均衡和地區(qū)間資源稟賦條件的差異，而這些差異都會影響農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對農(nóng)民的增收效應。因此我們有理由預期中國農(nóng)村固定資產(chǎn)投資的增收效應會存在區(qū)域差異。為此，在已有研究成果的基礎上，本文統(tǒng)計了1991—2013年的中國省際面板數(shù)據(jù)，進一步考察農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對不同地區(qū)農(nóng)民收入增長的影響，并給出相應的政策建議。

二、計量模型、數(shù)據(jù)來源、估計方法

（一）模型設定和指標選擇

由于農(nóng)民收入受到眾多因素的影響，為了使分析更切合經(jīng)濟實際，避免模型產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，必須盡量控制影響農(nóng)民收入增長的其他自變量，研究農(nóng)村固定資產(chǎn)投資（FAI）與農(nóng)民收入（FI）的關系，我們在模型中引入其他控制變量（X）。本文采用的是中國省際面板數(shù)據(jù)，為了把地域效應和時間效應一起納入所分析的計量經(jīng)濟模型，我們結合胡金焱［15］的方法建立以下面板數(shù)據(jù)模型：

其中i代表中國各個?。ㄊ校?，t代表時間維度（年份），ηi代表不隨時間變化的地域固定效應，λt為不隨地域變化的時間固定效應；εi，t為回歸殘差項，α、β、γ為待估參數(shù)。

根據(jù)農(nóng)民收入的影響因素和已有的相關研究，本文選取以下控制變量：城市化（UR）：用來控制城市化進程對農(nóng)民收入的影響；經(jīng)濟結構（EC）：用來控制城鄉(xiāng)經(jīng)濟結構對農(nóng)民收入的收斂效應；就業(yè)結構（EM）：用來控制非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展和非農(nóng)就業(yè)比例的增加對農(nóng)民收入的影響；金融發(fā)展（FIR）：用來控制金融發(fā)展水平對農(nóng)民收入的影響效應；人力資本（ED）。

（二）指標含義與數(shù)據(jù)來源

農(nóng)民收入（FI）：用農(nóng)村居民人均純收入表示；農(nóng)村固定資產(chǎn)投資（FAI）：用農(nóng)村固定資產(chǎn)投資額來表示；城市化（UR）：對城市化的衡量我們依然采用主流文獻的計量方法，用非農(nóng)業(yè)人口占總人口的比重來衡量；經(jīng)濟結構（EC）：用地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)占國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的比重來衡量；就業(yè)結構（EM）：用第二、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口占總就業(yè)人口的比例來計算；金融發(fā)展水平（FIR）：用年末金融機構貸款余額與GDP的比值來衡量。

文章實證部分的數(shù)據(jù)區(qū)間為1991—2013年，所有原始數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站、《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》、各省市歷年《統(tǒng)計年鑒》《統(tǒng)計公報》以及各省市統(tǒng)計信息網(wǎng)。考慮到統(tǒng)計口徑的變化，在原始數(shù)據(jù)的基礎上對數(shù)據(jù)進行了重新計算處理，為了避免序列數(shù)據(jù)的異方差性，我們對絕對量指標農(nóng)民收入（FI）和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資（Fmm）進行了對數(shù)化處理，其他相對量指標則使用原始值。

（三）估計方法

1.面板單位根檢驗

本文借鑒尹希果等［16］、朱建軍等［17］和易行?。?8］的分析方法。面板數(shù)據(jù)具有時間和空間兩個維度，時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性對數(shù)理模型的精確估計尤為重要。在非平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)分析中，Levin和Lin研究發(fā)現(xiàn)面板數(shù)據(jù)估計量的極限分布是高斯分布，并建立了初步的面板分析［19］，經(jīng)過Levin的改進，提出了面板單位根檢驗的LLC法，仍采用ADF檢驗模型形式，包含截距項和時間趨勢項的ADF模型如下：

其中η=ρ-1，pi為第i個截面成員的滯后階數(shù)，該模型允許其跨截面變化。LLC檢驗法原假設為η=0，備擇假設為η＜0。Im和Pesaran提出了基于每個截面單元單位根檢驗的IPS檢驗法，檢驗存在滯后項的面板數(shù)據(jù)［20］。由于IPS檢驗對每個截面單元的限定性趨勢比較敏感，Breitung進行優(yōu)化，形成了Breitung檢驗，檢驗方法與LLC基本類似［21］。Maddala和Wu又提出了ADF—Fisher和PP—Fisher面板單位根檢驗方法，這兩種檢驗方法結合不同截面成員單位根檢驗的P值來檢驗面板數(shù)據(jù)是否存在單位根［22］。面板數(shù)據(jù)單位根檢驗具體可參照汪濤等［23］和高鐵梅［24］的論述。在實證分析中，我們將用上述方法對面板數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。

2.面板協(xié)整檢驗

計量分析軟件Eviews 6.0提供了三種面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗的方法：Pedroni檢驗、Kao檢驗和聯(lián)合個體（Combined Individual）檢驗，根據(jù)本文研究的面板序列，選擇用Kao檢驗。Kao檢驗的思路和Pedroni檢驗類似，只是在第一階段回歸時Kao檢驗確定了模型中必須且只允許包含個體確定效應，且模型中外生變量的系數(shù)是齊性的（不同截面外生變量的系數(shù)相同）。基于不存在協(xié)整關系的原假設，Kao構造了服從漸進標準正態(tài)分布的統(tǒng)計量：

3.面板模型的選擇和估計

面板數(shù)據(jù)的樣本包含了個體、指標和時間三個維度，因此面板數(shù)據(jù)模型的選擇對估計結果的準確性至關重要，因此在面板數(shù)據(jù)模型估計之前應該進行模型的選擇，避免模型設定的偏差和強化參數(shù)估計的有效性。

第一，混合模型、變截距模型和變系數(shù)模型的選擇。這一選擇過程我們采用高鐵梅、李子奈和葉阿忠［25］的檢驗方法，基于模型Yit=αi+βiXit+ μit的兩個原假設：H1：β1=β2=…=βn；H2：β1 =β2=…=βn，α1=α2=…=αn構造約束回歸檢驗的F統(tǒng)計量（F1對應原假設H1，F(xiàn)2對應原假設H2）：

其中S1為變系數(shù)模型估計的殘差平方和，S2為變截距模型估計的殘差平方和，S3為混合回歸模型估計的殘差平方和，n為截面數(shù)目，T為時期數(shù)目，K為解釋變量數(shù)目。顯然，如果接受了假設H2，則沒有必要繼續(xù)檢驗，選擇混合模型；否則繼續(xù)檢驗假設H1。

第二，固定效應和隨機效應選擇。Hausman提出的關于固定效應和隨機效應設定的檢驗，就是檢驗個體隨機效應與解釋變量之間的正交性，構造Wald統(tǒng)計量：

三、實證分析過程

（一）面板單位根檢驗

為了單位根檢驗的準確性和和克服面板數(shù)據(jù)單位根檢驗方法的自身局限，我們同時采用LLC、IPS、Breitung、ADF—Fisher和PP—Fisher進行研究對象的單位根檢驗，LLC、Breimmung檢驗的原假設為同質(zhì)面板單位根，即各截面單元具有相同的單位根過程；IPS、ADF—F、PP—F檢驗的原假設為異質(zhì)面板單位根，即各截面單元具有不同的單位根過程。由于本文所研究變量序列均包含了個體固定效應和個體趨勢，因此在檢驗中我們選擇包含個體固定效應和個體趨勢的檢驗模型，在差分后剔除了個體趨勢，因此差分序列的檢驗選擇包含個體固定效應的模型。檢驗結果表明：從全國層面來看，在5%的顯著性水平下，lnFI、ln-FAI、UR、EC、EM、FIR均為非平穩(wěn)序列，而一階差分后變成平穩(wěn)序列；東部地區(qū)除了ADF—PP檢驗接受就業(yè)結構（EM）差分后存在單位根的原假設外，其他結果與全國相同；中部地區(qū)LLC檢驗接受了一階差分后UR存在單位根的原假設，而其他檢驗在一階差分后均拒絕存在單位根的原假設；西部地區(qū)的檢驗結果與全國相同。因此可以得出結論，所有變量經(jīng)過一階差分后都不存在單位根過程，屬于平穩(wěn)序列。

（二）面板協(xié)整檢驗

面板數(shù)據(jù)單位根檢驗結果表明，研究的所有變量均為一階單整，可以進行面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗。在Eviews6.0Kao檢驗中，檢驗全國數(shù)據(jù)輸出的統(tǒng)計量為-5.986 225，伴隨概率為0；東部地區(qū)對應的統(tǒng)計量為-4.536 278，伴隨概率為0；中部部地區(qū)對應的統(tǒng)計量為-5.124 932，伴隨概率為0；西部部地區(qū)對應的統(tǒng)計量為-4.921 603，伴隨概率為0。結果表明全國和分區(qū)域的ADF統(tǒng)計量檢驗顯著，所研究的變量序列之間存在協(xié)整關系。

（三）面板模型的估計

根據(jù)前述選擇面板模型的方法，根據(jù)Eviews6.0的輸出和計算結果我們選擇變截距固定效應模型，這與易行健等［18］、朱建軍等［17］的分析是一致的。

因此，我們建立變截距固定效應模型：

其中指標的定義和式（1）相同，相應估計結果如表1所示：

表1 面板數(shù)據(jù)模型估計結果

估計結果表明，不管是從全國還是分區(qū)域來看，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資都可有效地增加農(nóng)民收入，但是存在顯著的區(qū)域差異，回歸系數(shù)表明農(nóng)村固定資產(chǎn)投資的增收效應在西部最強（回歸系數(shù)為0.32），中部次之（回歸系數(shù)為0.18），東部最弱（回歸系數(shù)為0.05）；其他控制變量的回歸結果顯示城鎮(zhèn)化在東部和全國的回歸系數(shù)為負，中西部的回歸系數(shù)為正，說明城鎮(zhèn)化在中西部地區(qū)的增收效應為正，但是存在顯著性差異；非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)民收入的影響在東部和中部地區(qū)不顯著，而金融發(fā)展在東部地區(qū)可以增加農(nóng)民收入，并且影響顯著，其他估計結果均不顯著。但是估計模型在總體上都通過了顯著性檢驗，并且擬合優(yōu)度較高，可以對因變量做出很好的解釋。

四、結論和政策建議

根據(jù)以上研究結論，我們提出以下政策建議：第一，逐步擴大農(nóng)村固定資產(chǎn)投資規(guī)模，推行投資主體多元化戰(zhàn)略。繼續(xù)深化國民收入分配改革，穩(wěn)步擴大農(nóng)村固定資產(chǎn)投資規(guī)模和量的比例，實現(xiàn)固定資產(chǎn)投資在城鄉(xiāng)間的均等分配。在投資主體上，建立“政府—社會—個人”一體化的多元投資主體，積極發(fā)揮政府引導作用，激發(fā)社會和個人的涉農(nóng)業(yè)務投資積極性，拓寬農(nóng)村固定資產(chǎn)投資的資金來源渠道。第二，加強對集體固定資產(chǎn)的投資統(tǒng)籌性管理和結構優(yōu)化，逐步建立向“中西部傾斜”的固定資產(chǎn)投資策略。積極發(fā)揮財政金融的引導作用，政府要加強對農(nóng)村固定資產(chǎn)投資的流向管理，控制好區(qū)域間固定資產(chǎn)投資量的規(guī)模和結構比例，把農(nóng)村固定資產(chǎn)投資引向農(nóng)田水利、道路交通等適應農(nóng)村社會發(fā)展的基礎設施投資，激活農(nóng)村潛在的經(jīng)濟性生產(chǎn)要素，提升農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展活力。做好涉農(nóng)業(yè)務固定資產(chǎn)投資的區(qū)域協(xié)調(diào)性管理，在投資規(guī)模總量擴大的情況下，不斷增加中西部地區(qū)的農(nóng)村固定資產(chǎn)投資比例。第三，利用好涉農(nóng)業(yè)務固定資產(chǎn)投資的經(jīng)濟外部性和良好的投資環(huán)境，積極發(fā)展農(nóng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，擴大農(nóng)民的非農(nóng)就業(yè)機會。發(fā)揮好財政性金融在農(nóng)村經(jīng)濟社會發(fā)展中的關鍵性作用，積極改善農(nóng)村基礎設施和投資環(huán)境，加快農(nóng)村“三權”證券化、資本化步伐，通過農(nóng)村金融機構的抵押業(yè)務，提升農(nóng)村金融服務“三農(nóng)”的總體水平，讓涉農(nóng)業(yè)務投資主體能夠享有便捷、現(xiàn)代化的金融服務水平，逐步增加涉農(nóng)業(yè)務貸款規(guī)模和比例水平。

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Rural Fixed Asset Investment and the Increase of Peasants’Income：

An Empirical Test Based on China’s Provincial Panel Data（1991—2013）
ZHANG Na
（School of Economics and Management，Southwest University，Chongqing 400715，China）

Abstract：This paper studies the impact of rural fixed assets investment on the increase of peasants’income based on China’s Provincial Panel Data from 1991to 2013.The results show that there is a cointegration relationship between rural fixed assets investment and the increase of the rural residents’per capita net income，and the former can promote the increase of peasants’income in a remarkable way.But，as for the effect of increase，there exist notable differences in different regions with the western region increasing most and the eastern region increasing least.Therefore，rural fixed assets investment strategy should be guided by finance and monetary，and favor the central and western regions.

Key words：rural fixed assets investment；increase of peasants’income；panel data

作者簡介：張 娜（1991-），女，陜西淳化人，西南大學經(jīng)濟管理學院碩士研究生。

基金項目：國家社會科學基金一般項目（14BJY125：《新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體構建與財政金融支農(nóng)服務創(chuàng)新研究》）；重慶市研究生科研創(chuàng)新項目（CYS2015062：《人力資本視閾下城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距》）

收稿日期：2015-07-01

中圖分類號：F328

文獻標識碼：A

文章編號：1009-2463（2016）01-0016-05