滕麗華

（廣西大學商學院，廣西南寧530004）

隨著社會的發(fā)展，農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對農(nóng)民的收入增長具有正向的刺激作用。其最直接的體現(xiàn)是農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)可以降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，節(jié)省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)值；間接體現(xiàn)是農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)可以吸納農(nóng)村部分勞動力，增加農(nóng)民的就業(yè)崗位，提高農(nóng)村居民的收入。

經(jīng)濟學者Hirschman曾提出，直接性生產(chǎn)的投資在投資積累之前進行，經(jīng)過一定的資本積累后再對基礎(chǔ)設(shè)施進行投資，這樣可以促進直接生產(chǎn)性部門收益持續(xù)增長［1］。目前，大多數(shù)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施屬于公共基礎(chǔ)設(shè)施，為準公共產(chǎn)品，所以具有較強的外溢性，如農(nóng)村水電站，其受益的群眾不僅僅限定于某一特定的區(qū)域，還惠及全國。林毅夫研究指出，水電等生活設(shè)施可以促進農(nóng)民購買能力提高，有效刺激廣大農(nóng)村地區(qū)的消費［2］。郝二虎等基于2003—2010年省級空間面板數(shù)據(jù)的分析認為，農(nóng)村水利存量的增加對農(nóng)民增入有正向作用［3］；郭勁光等分析得出了基礎(chǔ)設(shè)施數(shù)量的增加和質(zhì)量的改善對提高農(nóng)民收入和減輕貧困具有重要作用［4］。在不同類型的農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施所發(fā)揮的作用中，唐國華分析發(fā)現(xiàn)農(nóng)村電力基礎(chǔ)設(shè)施所產(chǎn)生的影響作用遠遠大于科技產(chǎn)生的影響［5］；李谷成等卻發(fā)現(xiàn)農(nóng)電設(shè)施建設(shè)對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率無顯著影響，灌溉降低農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用效果顯著［6］。在農(nóng)戶獲益方面，劉曉昀等研究表明，農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資對農(nóng)民人均凈收入的增長與戶主教育程度呈正比，即戶主教育程度越高，農(nóng)戶從中受益越大［7］。

綜合上述文獻分析發(fā)現(xiàn)，同類型的農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施對于農(nóng)民收入和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響作用不盡相同。本文將農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施作為被解釋變量，研究2007—2017年隨著經(jīng)濟的發(fā)展和農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資的加大，生產(chǎn)性農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)民收入的影響。

1 模型與實證方法

1.1 基礎(chǔ)模型

本文以柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)作為研究經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)模型。在各項指標數(shù)值處理上，為了消除多重共線性和指標量綱不同等問題，對原有模型進行了取對數(shù)?；A(chǔ)模型如下：

式（1）中，Y是衡量農(nóng)民收入的指標，B是衡量農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的指標，K為資本投入，L為勞動力投入，O是其他投入。

1.2 空間相關(guān)性檢驗和空間權(quán)重矩陣的構(gòu)建

檢驗是否存在空間相關(guān)性是進行空間計量分析的前提。全局莫蘭指數(shù)是檢驗整個空間變量的空間聚集情況。計算方法如下：

在進行空間相關(guān)性和空間計量分析前，先要進行空間權(quán)重矩陣的構(gòu)建。其中，空間鄰近矩陣的設(shè)置為W。W取值為0或1，如果W=1，表明省份i與省份j相鄰；如果W=0，表明省份i與省份j不相鄰?；诰嚯x的空間權(quán)重矩陣形式為Wij=1/d2ij，基于此式生成距離倒數(shù)平方的矩陣。

2 指標選取與數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

2.1 指標的選取

本文主要分析農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對農(nóng)民收入增加的影響，本文確定研究對象為我國除香港、澳門和臺灣之外的31個省份，確定樣本區(qū)間為2007—2017年。數(shù)據(jù)來源于中國經(jīng)濟社會大數(shù)據(jù)研究平臺、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》以及各省份的統(tǒng)計年鑒，共獲得31個省份11年的省級面板數(shù)據(jù)。

2.1.1 被解釋變量：農(nóng)民收入水平（inc）。本文采用農(nóng)民人均純收入作為農(nóng)民收入增長的變量，為消除通貨膨脹的影響，以國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）平減后的農(nóng)民人均純收入取對數(shù)。

2.1.2 核心解釋變量：農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施。本文從生產(chǎn)性基礎(chǔ)設(shè)施出發(fā)，以鄉(xiāng)辦水電站個數(shù)（rhs）和有效灌溉面積（eia）為指標。

2.1.3 其他控制變量。為了使模型更加穩(wěn)健，本文選取了農(nóng)村勞動力（lar）、農(nóng)業(yè)技術(shù)進步（tec）、財政支農(nóng)（fsa）、農(nóng)村教育人力資本（edu）和農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平（rec）5個變量作為控制變量。

為避免出現(xiàn)多重共線性問題，除農(nóng)村勞動力和財政支農(nóng)外，各變量取對數(shù)處理，各變量的統(tǒng)計表如表1所示。

表1變量的描述性統(tǒng)計

2.2 數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

在進行實證研究之前，為了避免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，要對空間面板數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，當數(shù)據(jù)具有平穩(wěn)性時，本文利用LLC來對各變量進行單位根檢驗，以檢驗其平穩(wěn)性。檢驗結(jié)果如表2所示。

表2面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

從表2可知，各變量的偏差校正統(tǒng)計值都是負數(shù)，所有的P值均小于0.05，因此可以拒絕原假設(shè)。這說明所選擇的面板數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。

3 實證分析

3.1 空間相關(guān)性檢驗

本文采用全局莫蘭指數(shù)，對2007—2017年我國31個省份農(nóng)民人均純收入的空間相關(guān)性進行檢驗。從檢驗結(jié)果來看，農(nóng)民人均純收入的莫蘭指數(shù)（I）均大于0，并且在1%顯著性水平下拒絕“無空間自相關(guān)”的原假設(shè)。這說明我國農(nóng)民人均純收入具有顯著的空間相關(guān)性，因此在探討農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)民收入影響時不能忽略其空間溢出效應(yīng)。

3.2 模型確定

在前述檢驗的基礎(chǔ)上，本文結(jié)合空間面板數(shù)據(jù)的回歸和Husman檢驗結(jié)果，決定采用空間杜賓模型中的隨機效應(yīng)模型進行相關(guān)的實證分析，模型具體設(shè)定如下：

式（3）中，c為常數(shù)項；ρ和θ是空間相關(guān)系數(shù)；β1、β2、β3、β4、β5、β6和β7分別是各解釋變量的回歸系數(shù)；W為空間權(quán)重矩陣；Xkit表示上述解釋變量和控制變量，i和t分別代表省份和年份；εit為隨機誤差項。

3.3 空間面板模型分析

結(jié)合2007—2017年我國31個省份的指標數(shù)據(jù)和空間地理權(quán)重矩陣，采用Stata 14.0軟件對上述空間杜賓模型（SDM）的隨機效應(yīng)模型進行估計，模型擬合效果總體良好，空間模型的對數(shù)似然函數(shù)估計值Log-likelihood絕對值也較大，為243.089 7?？臻g杜賓模型回歸結(jié)果見表3。

表3空間杜賓模型回歸結(jié)果

從回歸結(jié)果可以看出，生產(chǎn)性農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施（鄉(xiāng)辦水電站數(shù)）對農(nóng)民人均純收入增加有明顯促進作用。鄉(xiāng)辦水電站個數(shù)每增加10%，農(nóng)民人純收入增加0.023%。而有效灌溉面積對農(nóng)民增收沒有促進作用，原因很有可能是水利灌溉設(shè)施的作用效果存在滯后性。

其他變量指標對農(nóng)村居民人均純收入的影響具有一定的差異性。農(nóng)業(yè)技術(shù)進步，即農(nóng)業(yè)機械總動力對農(nóng)民增收并無顯著的作用；農(nóng)村教育人力資本投資、農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平、財政支農(nóng)對農(nóng)村居民人均純收入增加具有極顯著的正向作用。農(nóng)村勞動力與農(nóng)民人均純收入增加呈負相關(guān)，這與現(xiàn)實情況相符，推動農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展，釋放農(nóng)業(yè)勞動力，剩余勞動力轉(zhuǎn)向非農(nóng)就業(yè)，有利于提高農(nóng)民的收入水平。

就東部地區(qū)而言，其是我國經(jīng)濟發(fā)展水平最高的地區(qū)，農(nóng)村教育人力資本投資、農(nóng)業(yè)技術(shù)進步、農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平、財政支農(nóng)對東部地區(qū)農(nóng)民的人均純收入增加具有極其顯著的促進作用，其分別每增加1%，東部地區(qū)的農(nóng)民人均純收入分別增加0.205%、0.314%、0.267%、0.001%。其中，農(nóng)村教育人力資本投資、農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)水平對農(nóng)民的增收作用較大。而農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施與農(nóng)民人均純收入增加呈負相關(guān)，原因可能是相比于其他指標，農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施投資資金大、見效緩慢，短期內(nèi)對農(nóng)民增收并不起作用。

為進一步探究生產(chǎn)性農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)村居民人均純收入的空間溢出效應(yīng)，本文對各變量的直接效應(yīng)、間接（溢出）效應(yīng)、總效應(yīng)進行分解分析。具體結(jié)果見表4。

表4空間效應(yīng)分解

從直接效應(yīng)看，農(nóng)村教育人力資本投資、農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平、財政支農(nóng)對全國農(nóng)民人均純收入的增加具有極顯著的正向促進作用；農(nóng)業(yè)技術(shù)進步對農(nóng)民增收的作用并不顯著。鄉(xiāng)辦水電站個數(shù)對農(nóng)民增收有顯著的正向促進作用。在東部地區(qū)，農(nóng)業(yè)技術(shù)進步、農(nóng)村教育人力資本投資、農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平對東部地區(qū)的農(nóng)民人均純收入增加具有極顯著的正向促進作用；財政支農(nóng)對于經(jīng)濟發(fā)達的東部地區(qū)而言并沒有顯著的促進農(nóng)民增收作用。鄉(xiāng)辦水電站個數(shù)和有效灌溉面積并沒有促進東部地區(qū)農(nóng)村居民人均純收入增加。

從間接效應(yīng)看，各變量指標對農(nóng)民純收入的增加并無顯著作用，東部地區(qū)的鄉(xiāng)辦水電站數(shù)量對農(nóng)村居民人均年收入的增加具有顯著的促進作用。

從總效應(yīng)看，農(nóng)村教育人力資本投資、農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平、財政支農(nóng)對農(nóng)村居民人均年收入的增加具有極顯著的正向作用，而其他指標對農(nóng)民收入的影響作用并不顯著。東部地區(qū)，農(nóng)村教育人力資本投資、農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平對東部地區(qū)農(nóng)民收入增加具有極顯著的正向促進作用，農(nóng)村勞動力與東部地區(qū)農(nóng)民的收入呈現(xiàn)負相關(guān)，有效灌溉面積對農(nóng)民收入增加具有顯著的抑制作用。

4 結(jié)語

綜合以上統(tǒng)計量和實證分析的結(jié)果，可以得到如下結(jié)論。①有效灌溉面積對農(nóng)村居民人均年收入增加具有顯著的抑制作用，其產(chǎn)生的影響具有一定的時滯性；鄉(xiāng)辦水電站數(shù)量對農(nóng)民增收的直接效應(yīng)較為顯著；在東部地區(qū)，鄉(xiāng)辦水電站數(shù)量對農(nóng)民增收具有顯著的溢出效應(yīng)。②農(nóng)村教育人力資本投資對農(nóng)村居民收入的增加具有極顯著的促進作用，東部地區(qū)的農(nóng)村教育人力資本投資對農(nóng)民增收的影響更顯著。③財政支農(nóng)、農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平對農(nóng)民增收具有極顯著的促進作用。④農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)民的增收作用具有一定的時滯性，對收入產(chǎn)生重大影響的年限較長。⑤農(nóng)村勞動力人數(shù)對農(nóng)民增收具有顯著的負面作用，在今后保證農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提高的前提下，促進農(nóng)村居民轉(zhuǎn)向非農(nóng)就業(yè)具有重要意義。

據(jù)此，本文提出以下建議。一是為促進我國城鄉(xiāng)統(tǒng)籌目標的實現(xiàn)和全面建成小康社會，政府應(yīng)加大財政支農(nóng)規(guī)模及農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施投資。地方政府要進一步完善強農(nóng)、惠農(nóng)、富農(nóng)的財政扶持政策，提高農(nóng)民生產(chǎn)積極性。政府要創(chuàng)新多元化投資模式、發(fā)展多元化投資渠道，豐富我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的基礎(chǔ)設(shè)施投資主體，擴大投資規(guī)模。二是充分發(fā)揮農(nóng)村人力資本提高當?shù)剞r(nóng)戶收入的顯著作用，強化農(nóng)村人力資本投資。辦好農(nóng)村基礎(chǔ)教育，把眾多農(nóng)村人口轉(zhuǎn)化為巨大的現(xiàn)實人力資本；定期開展普通農(nóng)戶技能培訓和新型農(nóng)場主的技能管理培訓，培育新型職業(yè)農(nóng)民；完善農(nóng)村人力資本投資管理體系，鼓勵優(yōu)秀大學生、具有技術(shù)工作經(jīng)驗科技人員返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，不斷優(yōu)化農(nóng)村人力資本配置。三是增加農(nóng)村勞動力就業(yè)崗位，促進農(nóng)村勞動力向二三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。農(nóng)村勞動力人數(shù)對農(nóng)民增收呈負相關(guān)。地方政府既要保證農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高，也要合理配置剩余勞動力，加大招商引資力度，將農(nóng)業(yè)與二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，拓寬農(nóng)民收入渠道，促進農(nóng)民的非農(nóng)收入增加，實現(xiàn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興。