周春平

(揚(yáng)州大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 揚(yáng)州 225000)

農(nóng)村公路基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)民收入的影響
——基于江蘇省2000—2014年縣域面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

周春平

(揚(yáng)州大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 揚(yáng)州 225000)

發(fā)達(dá)的公路網(wǎng)絡(luò)不僅可以降低農(nóng)產(chǎn)品的流通成本與生產(chǎn)成本，擴(kuò)大農(nóng)產(chǎn)品的市場范圍，提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率，還可以推進(jìn)地區(qū)的工業(yè)化與城市化進(jìn)程，促進(jìn)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，增加農(nóng)民的收入?；趯K省2000—2014年縣域面板數(shù)據(jù)的回歸分析發(fā)現(xiàn)，等級公路基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)民的收入有顯著的正向影響，其收入彈性系數(shù)在0.217～0.225之間，而等外公路基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)民收入的影響不顯著。公路基礎(chǔ)設(shè)施是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的重要公共基礎(chǔ)設(shè)施，在總量上仍要進(jìn)一步加大投資，特別是加強(qiáng)等級公路以及欠發(fā)達(dá)地區(qū)的公路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。

公路基礎(chǔ)設(shè)施； 農(nóng)民收入； 面板數(shù)據(jù)

一、研究背景

公路基礎(chǔ)設(shè)施是國民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)行業(yè)和先行產(chǎn)業(yè)，也是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的重要物質(zhì)基礎(chǔ)。按照技術(shù)等級劃分，公路可以劃分為等級公路和等外公路，等級公路又可以劃分為高速公路、一級公路、二級公路、三級公路和四級公路。按照行政等級劃分，公路可以劃分為國道、省道、縣道、鄉(xiāng)道和村道。改革開放30多年來，中國的公路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)取得了巨大成就，新世紀(jì)以來，中國的公路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)則進(jìn)一步加快。據(jù)統(tǒng)計(jì)，1980—2000年間，全國公路總里程從88.83萬公里增加到167.98萬公里，年均增速為3.24%；2000—2014年間，全國公路總里程從167.98萬公里大幅增加到446.39萬公里，年均增速達(dá)7.23%。中國大規(guī)模的公路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對推動區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長、提升城市化和工業(yè)化水平，促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展發(fā)揮了重要作用[1-3]。

公路作為一種公共基礎(chǔ)設(shè)施，具有準(zhǔn)公共產(chǎn)品的性質(zhì)。農(nóng)民不是公路基礎(chǔ)設(shè)施的投資者，甚至也不一定是公路基礎(chǔ)設(shè)施的直接使用者(當(dāng)然，可能是間接使用者，比如村莊附近的高速公路)，卻可以從公路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)中獲得收益，也就是說，公路交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)具有顯著的外溢效應(yīng)[4-5]。Yilmaz通過在傳統(tǒng)生產(chǎn)函數(shù)中加入鄰近地區(qū)的交通基礎(chǔ)設(shè)施，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，交通基礎(chǔ)設(shè)施存在正的溢出效應(yīng)[6]。

公路基礎(chǔ)設(shè)施對增加農(nóng)民收入有著直接或間接的影響，其影響機(jī)理在于：首先，發(fā)達(dá)的公路網(wǎng)絡(luò)體系可以降低農(nóng)產(chǎn)品的流通成本與生產(chǎn)成本[7-8]，擴(kuò)大農(nóng)產(chǎn)品的市場范圍，提高農(nóng)產(chǎn)品的交換能力和農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率，增加農(nóng)民的經(jīng)營性收入。其次，發(fā)達(dá)的公路基礎(chǔ)設(shè)施可以推進(jìn)區(qū)域內(nèi)的工業(yè)化與城市化進(jìn)程，促進(jìn)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長，為農(nóng)村剩余勞動力提供更多的就業(yè)機(jī)會，增加農(nóng)民的工資性收入[9]。再次，公路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)有助于加強(qiáng)農(nóng)村與外界的交流與聯(lián)系，引入現(xiàn)代文明，促使農(nóng)村居民轉(zhuǎn)變觀念，提升農(nóng)村居民的社會資本與人力資本。

本文的目的即在于，從實(shí)證角度估計(jì)中國大規(guī)模的公路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)在多大程度上惠及了廣大農(nóng)村居民，提高了農(nóng)村居民的收入水平。本研究將公路基礎(chǔ)設(shè)施變量引入農(nóng)民的收入函數(shù)，尋找公路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與中國農(nóng)民收入水平空間差異的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)提供一定依據(jù)。

二、文獻(xiàn)回顧

現(xiàn)有文獻(xiàn)對交通基礎(chǔ)設(shè)施與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系研究，主要集中在以下兩個(gè)方面：

一是將交通基礎(chǔ)設(shè)施作為一種獨(dú)立的投入要素引入生產(chǎn)函數(shù)，來估計(jì)交通基礎(chǔ)設(shè)施的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出彈性。Antle根據(jù)47個(gè)發(fā)展中國家和19個(gè)發(fā)達(dá)國家1965年的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出數(shù)據(jù)，采用總量生產(chǎn)函數(shù)法研究交通基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的影響，估計(jì)結(jié)果表明，交通基礎(chǔ)設(shè)施的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出彈性為0.248[10]。Fan和Hazell，F(xiàn)an、Hazell和Thorat對中國和印度的研究發(fā)現(xiàn)，灌溉、道路、電力、通訊等基礎(chǔ)設(shè)施投資對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出有顯著的正向影響，并且，基礎(chǔ)設(shè)施投資對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的邊際收益與地理環(huán)境相關(guān)，經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施投資的邊際收益更高[11-12]。農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資不僅可以促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長，而且還會影響農(nóng)村居民的收入分配狀況、降低收入分配不平等程度。劉沖等基于中國1997—2008年縣域面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，高速公路設(shè)施對縣域人均GDP有顯著的促進(jìn)作用，高速公路設(shè)施的產(chǎn)出彈性為0.034，與沒有高速公路通過的縣相比，有高速公路通過的縣人均GDP大約提高了38%[3]。吳清華等基于中國1995—2010年省際面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，等級公路和等外公路對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值有正向促進(jìn)作用，但其估計(jì)的產(chǎn)出彈性較小，分別為0.0003、0.0001[8]，這與Antle[10]的估計(jì)結(jié)果相比存在較大差異。

二是研究交通基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)民收入的影響。樊勝根等運(yùn)用中國1970—1997年省級時(shí)間序列數(shù)據(jù)，通過建立聯(lián)立方程模型研究發(fā)現(xiàn)，道路密度對農(nóng)民的工資性收入彈性系數(shù)為0.152[13]。李銳運(yùn)用1980—2001年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，通過柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型研究發(fā)現(xiàn)，我國農(nóng)村公共基礎(chǔ)設(shè)施固定資本存量的收入彈性系數(shù)為0.465[14]。鞠晴江基于1996年全國第一次農(nóng)業(yè)普查的省級橫截面數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村道路對農(nóng)民的收入有顯著的正向影響，彈性為0.103[15]。

盡管學(xué)者們已經(jīng)關(guān)注到交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對農(nóng)民收入的影響，但現(xiàn)有研究存在兩個(gè)方面的不足：一是國內(nèi)學(xué)者多采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)以及橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)，而使用時(shí)間序列數(shù)據(jù)估計(jì)的一個(gè)假設(shè)前提是數(shù)據(jù)具有平穩(wěn)性，但真實(shí)世界中的時(shí)間序列數(shù)據(jù)是不平穩(wěn)的，如果采用普通最小二乘法回歸，將會導(dǎo)致較大的估計(jì)偏差。二是交通基礎(chǔ)設(shè)施的代理變量多選用政府的道路投資支出、農(nóng)村固定資本存量、農(nóng)村人均交通通訊基礎(chǔ)設(shè)施投資、農(nóng)村道路密度等等，由于所用指標(biāo)的內(nèi)涵與外延存在較大差異，從而導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果也存在很大差異。本文側(cè)重考察公路基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)民收入的影響，并將縣域高速公路納入農(nóng)村公路基礎(chǔ)設(shè)施范圍，這是因?yàn)?，目前的高速公路網(wǎng)可以便捷地連接農(nóng)村公路網(wǎng)絡(luò)體系，擴(kuò)大農(nóng)產(chǎn)品的市場范圍，提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率，高速公路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)增長以及增加農(nóng)民收入同樣有著重要意義。

文章第三部分首先構(gòu)建實(shí)證研究模型、選取相關(guān)變量，然后運(yùn)用描述性統(tǒng)計(jì)分析方法，對變量間的關(guān)系進(jìn)行初步測量，第四部分基于江蘇省2000—2014年縣域面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析公路基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)民收入的影響，并對估計(jì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，最后部分得出結(jié)論與政策涵義。

三、模型與數(shù)據(jù)

(一)模型和數(shù)據(jù)來源

為了研究公路基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)民收入的影響，本研究將公路基礎(chǔ)設(shè)施變量引入標(biāo)準(zhǔn)的收入方程[16]。由此，本文所使用的基本面板數(shù)據(jù)模型為：

logYit=αlogGit+βlogXit+γi+μt+εit

其中，下標(biāo)i表示第i個(gè)縣，t表示第t個(gè)年份，α為核心變量公路密度的收入彈性，β為其它待估計(jì)參數(shù)，γi和μt分別表示縣和年的固定效應(yīng)，εit表示隨機(jī)擾動項(xiàng)。

基本模型中各變量的具體含義是：

(1)被解釋變量Yit表示i縣第t年的農(nóng)民收入，本文用農(nóng)村居民家庭人均純收入來表征。

(2)關(guān)鍵解釋變量Git表示i縣第t年的公路基礎(chǔ)設(shè)施。根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性，本研究將農(nóng)村公路基礎(chǔ)設(shè)施進(jìn)一步細(xì)分為等級公路與等外公路兩大類，考察不同類型的公路基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)民收入的影響。并用等級公路密度、等外公路密度來表征公路基礎(chǔ)設(shè)施狀況，其計(jì)算方法是用等級公路總里程和等外公路總里程分別除以行政區(qū)劃面積，單位為：公里/平方公里。

(3)Xit表示控制變量。參考現(xiàn)有文獻(xiàn)，模型中的控制變量選擇包括文化教育、衛(wèi)生健康、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重等三個(gè)變量。引入文化教育、衛(wèi)生健康的依據(jù)是教育和健康均屬于人力資本范疇，根據(jù)人力資本理論，良好的教育培訓(xùn)、健康的身體能夠增加農(nóng)民的收入。由于缺少官方縣域農(nóng)村居民文化教育直接數(shù)據(jù)，筆者用人均藏書量來表征農(nóng)民的文化教育水平，指標(biāo)的計(jì)算方法是用樣本的公共圖書館藏書量除以鄉(xiāng)村從業(yè)人員數(shù)。公共圖書館作為一種公共產(chǎn)品具有外溢效應(yīng)，人均藏書量的增加能夠提高居民的文化知識水平，因此，人均公共圖書資料與農(nóng)民的文化教育水平具有較強(qiáng)的關(guān)聯(lián)。農(nóng)民的衛(wèi)生健康指標(biāo)用每萬鄉(xiāng)村從業(yè)人員擁有的衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù)來表征。模型中引入控制變量非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重的理由是，公路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)可以提升區(qū)域內(nèi)的城市化與工業(yè)化水平，促進(jìn)區(qū)域內(nèi)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，為農(nóng)村剩余勞動力提供更多的就業(yè)機(jī)會，從而增加農(nóng)民的工資性收入，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重用第二三產(chǎn)業(yè)占GDP比重之和來表示。

本研究所用數(shù)據(jù)為江蘇省2000—2014年縣域面板數(shù)據(jù)。由于受考察期間“撤縣建區(qū)”政策的影響，導(dǎo)致部分樣本在時(shí)間序列上數(shù)據(jù)缺失，由此，我們剔除了溧水縣、高淳縣、銅山縣、吳江市、通州市、贛榆縣、鹽都縣、江都市、姜堰市、宿豫縣等10個(gè)“撤縣建區(qū)”的樣本，最終一共獲得44個(gè)縣(或縣級市)作為研究樣本。所有數(shù)據(jù)均來源于歷年《江蘇統(tǒng)計(jì)年鑒》，為了消除異方差的影響而又不改變變量的趨勢，對所有變量均取自然對數(shù)。

(二)變量的描述性統(tǒng)計(jì)

截至2014年底，江蘇省公路總里程為15.75萬公里，其中，等級公路14.98萬公里，等外公路0.77萬公里，等級公路占公路總里程的比重達(dá)95.11%。由于受歷史、文化、經(jīng)濟(jì)、地理等因素的影響，江蘇不同縣域之間的公路基礎(chǔ)設(shè)施以及農(nóng)民收入水平都存在較大差異?？偟膩砜矗K南地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高，公路基礎(chǔ)設(shè)施比較好，農(nóng)民的收入水平也高；蘇中、蘇北地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低，公路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)相對滯后，農(nóng)民的收入水平相對較低*蘇南地區(qū)包括江陰市、宜興市、溧陽市、金壇市、常熟市、張家港市、昆山市、太倉市、丹陽市、揚(yáng)中市、句容市等11個(gè)縣，蘇中地區(qū)包括海安縣、如東縣、啟東市、如皋市、海門市、寶應(yīng)縣、儀征市、高郵市、興化市、靖江市、泰興市等11個(gè)縣，蘇北地區(qū)包括豐縣、沛縣、睢寧縣、新沂市、邳州市、東?？h、灌云縣、灌南縣、漣水縣、洪澤縣、盱眙縣、金湖縣、響水縣、濱海縣、阜寧縣、射陽縣、建湖縣、東臺市、大豐市、沭陽縣、泗陽縣、泗洪縣等22個(gè)縣。，這也為研究公路基礎(chǔ)設(shè)施與農(nóng)民收入之間的關(guān)系提供了很好的樣本。

表1是根據(jù)44個(gè)樣本2014年的截面數(shù)據(jù)所做的描述性統(tǒng)計(jì)。農(nóng)民收入最高的是江陰市，為23 965元，最低的是灌南縣，為10 442元；等級公路密度最高的是揚(yáng)中市，為3.08公里/平方公里，最低的是射陽縣，為0.74公里/平方公里；等外公路密度最高的是沭陽縣，為0.35公里/平方公里，最低的是江陰市，為0公里/平方公里。從江蘇省三大區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異來看，2014年底，蘇南、蘇中、蘇北的等級公路密度平均值分別為1.40公里/平方公里、1.24公里/平方公里、0.84公里/平方公里，農(nóng)民收入水平平均值分別為20 938.09元、15 215.91元、12 649.27元?？梢?，蘇南、蘇中地區(qū)的公路密度高，農(nóng)民的收入水平也高；蘇北地區(qū)的公路密度低，農(nóng)民的收入水平也低。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

(三)變量之間關(guān)系的簡單測量

根據(jù)江蘇省44個(gè)樣本2000—2014年間的面板數(shù)據(jù)，畫出對數(shù)等級公路密度、對數(shù)等外公路密度與對數(shù)農(nóng)民收入變量之間關(guān)系散點(diǎn)圖(見圖1)。通過觀察可以發(fā)現(xiàn)，等級公路密度與農(nóng)民收入之間存在顯著的正向關(guān)系，即隨著等級公路密度的上升，農(nóng)民的收入水平呈上升趨勢，而等外公路密度與農(nóng)民收入之間不存在顯著的正向關(guān)系。

圖1 公路密度與農(nóng)民收入之間關(guān)系散點(diǎn)圖

再從變量之間的相關(guān)系數(shù)來看，文化教育、衛(wèi)生健康、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重、等級公路密度與農(nóng)民收入之間存在中等程度以上的相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分別為0.659、0.679、0.660、0.720，并且在統(tǒng)計(jì)學(xué)上均是顯著的(p<0.01)(見表2)。這與本研究所構(gòu)建的農(nóng)民收入模型的基本預(yù)設(shè)一致，即文化教育、健康衛(wèi)生、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重、等級公路基礎(chǔ)設(shè)施與農(nóng)民收入之間存在正向關(guān)系。但是，等外公路密度與農(nóng)民收入之間卻存在顯著的反向關(guān)系，相關(guān)系數(shù)為-0.221(p<0.01)。值得注意的是，文化教育與衛(wèi)生健康兩個(gè)變量之間的相關(guān)系數(shù)為0.865，呈高度相關(guān)關(guān)系，并且，在統(tǒng)計(jì)學(xué)上是顯著的(p<0.01)。這提醒我們，回歸模型中可能存在多重共線性，導(dǎo)致對未知參數(shù)的估計(jì)出現(xiàn)有偏估計(jì)，因此必須謹(jǐn)慎對待。

表2 相關(guān)系數(shù)矩陣

注：**表示在0.01水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

(一)基本模型回歸結(jié)果

為了檢驗(yàn)公路基礎(chǔ)設(shè)施與農(nóng)民收入之間的關(guān)系，分別構(gòu)建以下模型：首先，由于文化教育與衛(wèi)生健康兩個(gè)變量之間高度相關(guān)，為了避免多重共線性，先剔除文化教育變量，而將核心變量等級公路密度、等外公路密度以及所有的控制變量引入回歸模型，估計(jì)結(jié)果如表3中的模型1所示。其次，將文化教育變量引入回歸模型，估計(jì)結(jié)果如模型2所示。再次，從本文第三部分關(guān)于變量的描述性統(tǒng)計(jì)來看，不同縣域的農(nóng)民收入、公路基礎(chǔ)設(shè)施存在較大差異，從而可能存在異常樣本點(diǎn)，為了獲得更好的估計(jì)效果，對農(nóng)民收入、等級公路密度、等外公路密度變量1%的最大值以及1%的最小值分別進(jìn)行替換處理，替換方法是用相鄰的變量值替代，估計(jì)結(jié)果如模型3所示。第四，對公路基礎(chǔ)設(shè)施存在較大差異的蘇南、蘇中、蘇北按地區(qū)分別進(jìn)行回歸，估計(jì)結(jié)果如模型4、5、6所示。用面板數(shù)據(jù)建立的模型包括混合估計(jì)模型、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。在回歸模型選擇上，用F檢驗(yàn)來確定混合估計(jì)模型與固定效應(yīng)模型的選擇，然后，再用Hausman檢驗(yàn)來確定固定效應(yīng)模型與隨機(jī)效應(yīng)模型的選擇。

表3 對農(nóng)村居民人均純收入的估計(jì)結(jié)果

注：*表示p<0.05，**表示p<0.01，***表示p<0.001。括號內(nèi)的數(shù)字為t值。

從表3的估計(jì)結(jié)果來看，模型2引進(jìn)解釋變量文化教育后使得R2得到提高，其它變量的回歸系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上及經(jīng)濟(jì)理論上仍然合理，因此，文化教育作為解釋變量予以保留。模型2、3中核心變量等級公路密度的回歸系數(shù)均為正值，彈性值分別為0.217、0.225，并且均達(dá)到0.1%的水平上顯著，這意味著，縣域等級公路密度提高1%，農(nóng)民收入水平將提高0.217%～0.225%之間。而模型2、3中的等外公路密度回歸系數(shù)均為負(fù)值，且模型2不能通過顯著性檢驗(yàn)，這表明，等外公路基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)民收入不存在正向關(guān)系。模型2、3中控制變量的回歸系數(shù)均為正值，并且達(dá)到0.1%的水平上顯著，這意味著，文化教育、衛(wèi)生健康、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展對提高農(nóng)民的收入水平有顯著的正向影響，本文估計(jì)結(jié)果同已有文獻(xiàn)關(guān)于教育、健康與農(nóng)民收入之間關(guān)系的研究結(jié)果一致[17-18]。

在分地區(qū)的回歸模型4中，由于變量之間存在多重共線性，剔除解釋變量文化教育進(jìn)行回歸。估計(jì)結(jié)果表明，模型4、5、6中核心變量等級公路密度以及其它控制變量的估計(jì)系數(shù)均為正值，并且達(dá)到5%的水平上顯著。這表明，本研究結(jié)果具有穩(wěn)定性，等級公路對增加農(nóng)民的收入有顯著的正向影響，而等外公路的影響則不顯著。

經(jīng)過進(jìn)一步的觀察還可以發(fā)現(xiàn)，在分地區(qū)的回歸模型中，核心變量等級公路密度的收入彈性系數(shù)存在區(qū)域差異，蘇南、蘇中、蘇北地區(qū)分別為0.180、0.139、0.260。也就是說，蘇南、蘇中地區(qū)的等級公路基礎(chǔ)設(shè)施對增加農(nóng)民收入水平的影響較小，而蘇北地區(qū)的影響較大。這與Fan和Hazell對印度的研究結(jié)果一致[11]。其原因就在于，蘇南、蘇中地區(qū)的公路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)比較發(fā)達(dá)，等級公路對農(nóng)民收入的邊際貢獻(xiàn)呈遞減趨勢，而蘇北地區(qū)的公路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)仍顯滯后，公路等交通基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)民收入的邊際貢獻(xiàn)度高。

(二)模型的內(nèi)生性檢驗(yàn)

在本研究中，核心變量公路密度可能存在內(nèi)生性問題，即核心變量與隨機(jī)擾動項(xiàng)相關(guān)。解釋變量的內(nèi)生性將會導(dǎo)致對未知參數(shù)的有偏估計(jì)以及不一致性。解釋變量內(nèi)生性的主要原因有：一是遺漏變量，并且遺漏變量與引入模型的其它變量相關(guān)；二是解釋變量與被解釋變量之間相互影響，相互作用，互為因果，也就是說，隨著農(nóng)民收入水平上升，也會導(dǎo)致農(nóng)村公路基礎(chǔ)設(shè)施的改善；三是測量誤差引起內(nèi)生性的問題。

處理解釋變量內(nèi)生性問題的一種方法是引入工具變量(IV)，也就是尋找一個(gè)與公路密度高度相關(guān)，而與農(nóng)民收入水平?jīng)]有直接關(guān)系的變量。本研究借鑒Lewbel的思想，用內(nèi)生變量與其均值之差的三次方作為內(nèi)生變量的工具變量(IV)[19]，估計(jì)結(jié)果為表4中的模型7。處理解釋變量內(nèi)生性問題的另一種方法是將模型中的核心變量分別滯后一期、二期、三期替代當(dāng)期項(xiàng)，估計(jì)結(jié)果為表4中的模型8、9、10。

表4 工具變量與滯后期的估計(jì)結(jié)果

注：*表示p<0.05，**表示p<0.01，***表示p<0.001。括號內(nèi)的數(shù)字為t值。

估計(jì)結(jié)果表明，模型7、8、9、10中核心變量等級公路密度的回歸系數(shù)均為正值，并且在0.1%的水平上顯著。模型中各控制變量的回歸系數(shù)同樣均為正值，并且均達(dá)到0.1%的水平上顯著，模型的估計(jì)結(jié)果并沒有發(fā)生顯著的變化。因此，公路基礎(chǔ)設(shè)施對增加農(nóng)民收入有顯著的正向影響，中國大規(guī)模的公路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)在一定程度上提高了農(nóng)民的收入水平。

五、結(jié)論與政策涵義

公路設(shè)施是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的重要基礎(chǔ)設(shè)施之一。良好的公路基礎(chǔ)設(shè)施能夠擴(kuò)大農(nóng)產(chǎn)品的市場范圍，推進(jìn)區(qū)域內(nèi)的城市化和工業(yè)化進(jìn)程，促進(jìn)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，增加農(nóng)民的收入。通過對江蘇省2000—2014年縣域面板數(shù)據(jù)的回歸分析發(fā)現(xiàn)，等級公路基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)民收入的影響顯著，收入彈性系數(shù)在0.217～0.225之間，而等外公路對農(nóng)民的收入影響不顯著。并且，本研究結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

本文的政策涵義是，盡管新世紀(jì)以來中國的公路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)取得了巨大成就，但人均公路里程、公路密度、公路網(wǎng)絡(luò)體系與發(fā)達(dá)國家相比還存在較大差距。因此，在總量上仍要繼續(xù)加大公路基礎(chǔ)設(shè)施的投入，重點(diǎn)是加大等級公路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。大力實(shí)施交通基礎(chǔ)設(shè)施先行發(fā)展戰(zhàn)略，提高農(nóng)村公路的通達(dá)性與公路密度，不斷完善農(nóng)村公路設(shè)施網(wǎng)絡(luò)體系。在當(dāng)前內(nèi)需不足、經(jīng)濟(jì)下行壓力較大背景下，政府加大公路基礎(chǔ)設(shè)施的投入，不僅可以擴(kuò)大內(nèi)需、穩(wěn)定增長、增加就業(yè)機(jī)會，而且還可以通過公路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，產(chǎn)生外溢效應(yīng)，促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展，提高農(nóng)民的收入水平。另一方面，我國公路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)還存在嚴(yán)重的區(qū)域不平衡性，從江蘇的實(shí)踐來看，蘇北地區(qū)的公路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)相對緩慢，就全國來看，東部地區(qū)公路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)較快，而中西部地區(qū)的建設(shè)相對滯后。因此，要進(jìn)一步加大我國中西部地區(qū)公路基礎(chǔ)設(shè)施的投入，促進(jìn)公路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)均衡發(fā)展。

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(編輯：程俐萍)

Anempiricalstudyontheinfluenceofruralhighwayinfrastructureonfarmer'sincome

Zhou Chunping

(BusinessCollege，YangzhouUniversity，Yangzhou225000,China)

The developed highway network can not only reduce the cost of circulation and production of agricultural products, expand market scope, improve agricultural productivity, but also boost the industrialization and urbanization, promote the development of non-agricultural industries and increase farmers' income. Based on regression analysis on panel data of Jiangsu county area during 2000-2014, it reveals that standard highway infrastructure has a significantly positive influence on farmers' income with elasticity coefficient of 0.217-0.225, while the influence of unsubstandard highway infrastructure to farmers' income is not significant. The highway infrastructure is important for rural economic and social development, which requires further increase in investment, especially the standard highway and highway infrastructure construction in underdeveloped areas.

Rural highway infrastructure; Farmer's income; Panel data

F323

：A

：1671-816X(2017)09-0006-07

2017-05-15

周春平(1971-)，男(漢)，江蘇東臺人，副教授,博士，主要從事勞動經(jīng)濟(jì)學(xué)、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)等方面的研究。