周春平

（揚州大學商學院，江蘇揚州225000）

1 研究背景

俗話說：“要致富、先修路，富不富、先看路?！?988年，上海至嘉定的高速公路建成通車，結(jié)束了中國大陸高速公路為零的歷史。1992年，交通部制定了“五縱七橫”國道主干線規(guī)劃，為我國高速公路持續(xù)、快速、健康發(fā)展奠定了基礎(chǔ)。截至2014年底，中國高速公路總里程達11.19萬公里，居世界第一位。高速公路是經(jīng)濟社會發(fā)展的基礎(chǔ)行業(yè)和先行產(chǎn)業(yè)，也是農(nóng)村經(jīng)濟社會發(fā)展的重要物質(zhì)基礎(chǔ)，對增加農(nóng)民收入具有重要意義。從圖1可以看出，在過去的10年間，中國高速公路總里程從2005年的4.1萬公里增加到2014年11.19萬公里，相應地，農(nóng)村居民家庭人均純收入從3 254.90元增加到10 488.88元，年均增速分別為12.22%、13.39%，兩者呈同步增長的趨勢特征。

現(xiàn)有研究大多集中關(guān)注高速公路基礎(chǔ)設(shè)施對區(qū)域經(jīng)濟增長、全要素生產(chǎn)率的影響與貢獻，卻很少關(guān)注高速公路建設(shè)對中國農(nóng)村、農(nóng)業(yè)、農(nóng)民問題的影響。劉沖、周黎安（2014）基于中國1997—2008年縣級面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，高速公路基礎(chǔ)設(shè)施對縣域人均GDP有顯著的促進作用，高速公路的產(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提高了大約38%[1]。劉秉鐮、武鵬、劉玉海（2010）的研究則發(fā)現(xiàn)，交通基礎(chǔ)設(shè)施對全要素生產(chǎn)率有顯著的正向影響，在2001—2007年間，鐵路和公路基礎(chǔ)設(shè)施帶動中國全要素生產(chǎn)率增長11.08%，占全要素生產(chǎn)率增幅的59.10%，并且，高速公路和二級公路的帶動作用最為明顯[2]。龍小寧、高翔（2014）的實證研究也發(fā)現(xiàn)，高速公路顯著提高了小城市的企業(yè)以及距離大城市較遠的企業(yè)的全要素生產(chǎn)率[3]。

圖1 農(nóng)村居民家庭人均純收入與全國高速公路總里程（2005—2014年）

另一方面，盡管學者們已經(jīng)注意到交通基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長、農(nóng)民收入的影響，但大多數(shù)文獻將交通基礎(chǔ)設(shè)施局限在“農(nóng)村”這一狹窄的概念范圍內(nèi)。比如，樊勝根等（2002）運用中國1970—1997年省級時間序列數(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[4]。李銳（2003）運用 1980—2001年的時間序列數(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[5]。鞠晴江（2006）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[6]。吳清華等（2015）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)總值有正向促進作用，但其估計的產(chǎn)出彈性偏小，分別為 0.000 3、0.000 1[7]。

20多年來，中國大規(guī)模的高速公路建設(shè)在多大程度上惠及了廣大農(nóng)村居民，提高了農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率，增加了農(nóng)村居民的收入，促進了農(nóng)村經(jīng)濟社會發(fā)展，而現(xiàn)有文獻很少涉獵。本文擬闡述高速公路基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)村居民收入影響機理，運用2005—2014年的中國省際面板數(shù)據(jù)，實證分析高速公路基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)民收入的影響，并對回歸模型的估計結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗，最后得出結(jié)論與政策涵義。本研究的邊際貢獻在于，將高速公路基礎(chǔ)設(shè)施變量引入農(nóng)村居民的收入函數(shù)，并在高速公路基礎(chǔ)設(shè)施與農(nóng)民收入之間進行理論上的架構(gòu)，找到了中國高速公路建設(shè)與農(nóng)民收入水平空間差異的證據(jù)，這對我國今后制定高速公路等交通基礎(chǔ)設(shè)施政策具有一定的參考價值。

2 理論基礎(chǔ)

按照收入來源劃分，農(nóng)村居民的收入包括工資性收入、家庭經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入等方面。其中，工資性收入是農(nóng)民受雇于單位或個人獲得的勞動報酬，經(jīng)營性收入是以家庭為單位進行生產(chǎn)和管理獲得的勞動報酬，兩者占農(nóng)民總收入的比重最大，受交通基礎(chǔ)設(shè)施的影響也最大。

高速公路作為公共基礎(chǔ)設(shè)施，具有準公共產(chǎn)品的屬性，對提高農(nóng)村居民的收入水平具有外溢效應。農(nóng)民不是高速公路基礎(chǔ)設(shè)施的投資者，甚至也不一定是高速公路的直接使用者（當然，可能是間接使用者，比如村莊附近的高速公路），卻可以從高速公路建設(shè)中獲得收益，也就是說，高速公路建設(shè)具有顯著的外溢效應（劉勇，2010[8]；劉生龍等，2015[9]）。Yilmaz等（2002）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，實證研究發(fā)現(xiàn)，交通基礎(chǔ)設(shè)施存在正的溢出效應[10]。我們認為，發(fā)達的高速公路網(wǎng)絡(luò)可以便捷地連接農(nóng)村公路體系，溝通村莊與外界的聯(lián)系，降低農(nóng)產(chǎn)品的流通成本，擴大農(nóng)產(chǎn)品的市場范圍和市場規(guī)模，增加農(nóng)民的經(jīng)營性收入；另一方面，良好的高速公路交通基礎(chǔ)設(shè)施，能夠推進區(qū)域內(nèi)的城市化與工業(yè)化進程，促進產(chǎn)業(yè)集聚和企業(yè)集聚，為農(nóng)村剩余勞動力提供更多的就業(yè)機會，增加農(nóng)民的工資性收入（見圖2）。

圖2 高速公路基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)民收入影響機理

首先，降低流通成本，擴大農(nóng)產(chǎn)品的市場范圍。亞當·斯密在《國富論》（1776）中提出了“市場規(guī)模限制勞動分工”理論，即市場規(guī)模決定社會分工程度，市場規(guī)模越大，社會分工和專業(yè)化程度越高，勞動生產(chǎn)率越高。簡單來說就是，產(chǎn)品的市場規(guī)模擴大→社會分工和專業(yè)化程度提高→勞動生產(chǎn)率提高→促進經(jīng)濟增長→收入水平提高。黃玖立和李坤望（2006）基于中國1970—2000年省際面板數(shù)據(jù)的研究同樣驗證了“市場范圍假說”，地區(qū)的市場規(guī)模顯著地影響了中國各省人均收入增長速度[11]。

農(nóng)產(chǎn)品的市場規(guī)模則受交通運輸條件的制約。發(fā)達的交通基礎(chǔ)設(shè)施，能夠提高通行效率，節(jié)約運輸成本，縮短農(nóng)產(chǎn)品的時空距離，擴大農(nóng)產(chǎn)品的市場規(guī)模，使區(qū)域間的生產(chǎn)要素通過良好的交通基礎(chǔ)設(shè)施，進入社會分工體系，提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率，增加農(nóng)村居民的經(jīng)營性收入。劉生龍、胡鞍鋼（2010）的實證研究也發(fā)現(xiàn)，交通基礎(chǔ)設(shè)施對區(qū)域經(jīng)濟增長有顯著的正向影響，不同的地理位置、交通基礎(chǔ)設(shè)施是區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差異的重要影響因素[12]。

其次，推進區(qū)域內(nèi)的城市化與工業(yè)化進程，提高農(nóng)村居民的工資性收入。城市化是農(nóng)村人口轉(zhuǎn)化為城市人口，農(nóng)業(yè)勞動力從第一產(chǎn)業(yè)向第二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的過程，是經(jīng)濟社會發(fā)展到一定階段的必然結(jié)果。中國農(nóng)民收入增長緩慢的一個重要原因在于，建國以來我國實行城鄉(xiāng)分割的二元經(jīng)濟體制以及非均衡的經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略，城市化與工業(yè)化進程緩慢，農(nóng)村勞動力不能充分流動，相對較少的土地聚集了過多的勞動力，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率很難提高。因此，增加農(nóng)民收入的根本途徑即在于，推進地區(qū)的工業(yè)化與城市化進程，為農(nóng)村剩余勞動力提供更多的就業(yè)機會，將農(nóng)村勞動力從農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移到非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，從鄉(xiāng)村轉(zhuǎn)移到城市，增加農(nóng)村居民的工資性收入。實證研究結(jié)果也表明，城市化與農(nóng)民收入之間存在密切的聯(lián)系，城市化對農(nóng)民收入有正向帶動作用，但這種帶動作用與城市化水平有關(guān)，城市化水平高的中東部地區(qū)帶動作用大，而城市化水平低的西部地區(qū)帶動作用?。ㄋ卧?、肖衛(wèi)東，2005[13]；王鵬飛、彭虎鋒，2013[14]；姚旭兵、羅光強，2015[15]）。

農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移受城市化、工業(yè)化水平的制約，而城市化、工業(yè)化水平同樣受交通運輸條件的限制。交通區(qū)位優(yōu)勢能夠降低運輸成本，有利于生產(chǎn)、生活以及貿(mào)易活動在一定區(qū)域內(nèi)集聚，從而推進區(qū)域內(nèi)的工業(yè)化、城市化進程。另一方面，城市化又會進一步推動交通運輸業(yè)的發(fā)展，城市化進程加快會對交通運輸業(yè)的發(fā)展形成新的需求，由此形成交通運輸與城市化之間相互影響、相互促進（趙晶晶、李清彬，2010[16]）。我國中東部地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施與城市化水平較高，兩者相互促進、相互影響，并形成良性循環(huán)；而西部地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展緩慢，區(qū)域內(nèi)的城市化與工業(yè)化進程滯后，制約了西部地區(qū)的農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移。

第三，促進區(qū)域內(nèi)的產(chǎn)業(yè)集聚和企業(yè)集聚，增加農(nóng)村剩余勞動力的就業(yè)機會。隨著高速公路等交通基礎(chǔ)設(shè)施的完善，產(chǎn)品的運輸成本下降，區(qū)域之間的貿(mào)易自由度提高，有利于在一定區(qū)域范圍內(nèi)形成產(chǎn)業(yè)集聚和企業(yè)集聚。交通基礎(chǔ)設(shè)施、城市化對產(chǎn)業(yè)集聚和企業(yè)集聚存在顯著的空間效應（尹希果、劉培森，2014[17]）。產(chǎn)業(yè)集聚則可以使集聚區(qū)內(nèi)的企業(yè)獲得外部規(guī)模經(jīng)濟和內(nèi)部規(guī)模經(jīng)濟的好處，提高企業(yè)的勞動生產(chǎn)率，降低企業(yè)的生產(chǎn)成本。

產(chǎn)業(yè)集聚和企業(yè)集聚對農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移存在兩種效應，即吸聚效應和教育培訓效應，產(chǎn)業(yè)集聚不僅可以為農(nóng)村剩余勞動力提供更多的就業(yè)機會，而且還可以為農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移提供有效的教育培訓（李恒，2008[18]）。由于產(chǎn)業(yè)集聚形成的專業(yè)化分工，使得集聚區(qū)內(nèi)的知識、技能等教育培訓具有很強的針對性，并且這種教育培訓直接與就業(yè)聯(lián)系，有利于勞動力的掌握和運用，有利于提高農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的規(guī)模和速度。

3 模型與數(shù)據(jù)

3.1 模型和數(shù)據(jù)來源

為了研究高速公路基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)民收入的影響，我們考慮將高速公路基礎(chǔ)設(shè)施變量引入標準的收入方程（Mincer，1974[19]）。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i表示第i個省份，t表示第t個年份，α為關(guān)鍵變量高速公路密度的收入彈性，β為其他待估計參數(shù)，γi和μt分別表示省份和年份的固定效應，εit表示隨機擾動項。

各變量的具體含義是：

（1）被解釋變量Yit表示i省第t年的農(nóng)村居民家庭人均純收入，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局獨立開展的農(nóng)村住戶抽樣調(diào)查。

（2）關(guān)鍵解釋變量Git表示i省第t年的高速公路密度。本文用高速公路密度來表征各省的高速公路基礎(chǔ)設(shè)施狀況，高速公路密度則用各省的高速公路總里程除以該省的面積，單位為：公里/萬平方公里。

（3）Xit表示控制變量。依據(jù)本文第二部分的理論分析以及參考現(xiàn)有研究，控制變量選擇教育年限、健康水平、城市化率。引入受教育年限、健康水平的依據(jù)是教育和健康均屬于農(nóng)民的人力資本，根據(jù)人力資本理論，良好的教育培訓、健康的身體都會增加農(nóng)民的收入。其中，農(nóng)村居民的人均受教育年限根據(jù)《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》中的鄉(xiāng)村人口受教育程度抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)計算獲得，方法是將未上過學、小學、初中、高中、大專及以上的被調(diào)查人口數(shù)分別以 0、6、9、12、15 進行加權(quán)，然后，再除以抽樣調(diào)查人口總數(shù)。農(nóng)村居民的健康水平用國家統(tǒng)計局公布的每萬人擁有農(nóng)村執(zhí)業(yè)（助理）醫(yī)師數(shù)作為代理變量。模型中引入控制變量城市化率的理由是，高速公路建設(shè)可以提升區(qū)域內(nèi)的城市化水平，城市化可以為農(nóng)村剩余勞動力提供更多的就業(yè)機會，增加農(nóng)民的工資性收入。城市化率的衡量指標有很多，考慮到數(shù)據(jù)獲取的便利性，本文用年末城鎮(zhèn)人口與常住人口之比這一指標來表示。

本研究所用數(shù)據(jù)為31個省2005—2014年的面板數(shù)據(jù)。為了消除異方差的影響而又不改變變量的趨勢，本文對被解釋變量和解釋變量均取自然對數(shù)。除特別說明外，數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。

3.2 變量的描述性統(tǒng)計

由于經(jīng)濟、歷史、文化等因素的影響，我國區(qū)域之間的高速公路基礎(chǔ)設(shè)施與農(nóng)村居民收入水平都存在較大差異。2014年底，東部、中部、西部地區(qū)的高速公路密度分別為541.09公里/萬平方公里、255.73公里/萬平方公里、120.48公里/萬平方公里①，農(nóng)村居民家庭人均純收入分別為15 328.82元、10 133.04元、7 734.61元。表1是根據(jù)2005—2014年31個省級面板數(shù)據(jù)所做的描述性統(tǒng)計，農(nóng)村居民家庭人均純收入最大值為21 566.53元，最小值為1 877元；高速公路密度最大值為1 270公里/萬平方公里，最小值為0。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

3.3 變量之間關(guān)系的簡單測量

根據(jù)中國31個省2005—2014年的面板數(shù)據(jù)，我們做出農(nóng)村居民家庭人均純收入與高速公路密度變量之間關(guān)系的散點圖，以及兩個變量均取自然對數(shù)之后的關(guān)系散點圖，如圖3所示。通過觀察可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民家庭人均純收入與高速公路密度之間存在正向關(guān)系，隨著高速公路密度的上升，農(nóng)村居民家庭人均純收入也呈上升趨勢。

再從變量之間的相關(guān)系數(shù)來看，人均受教育年限、健康水平、城市化率、高速公路密度與農(nóng)村居民家庭人均純收入之間的相關(guān)系數(shù)分別為0.564、0.706、0.771、0.736，并且，在統(tǒng)計學上均是顯著的（p<0.05）（見表2）。這與本研究構(gòu)建的農(nóng)民收入模型的基本預設(shè)一致，即受教育年限、健康水平、城市化率、高速公路基礎(chǔ)設(shè)施與農(nóng)民收入之間存在正向的關(guān)系。

表2 變量的相關(guān)系數(shù)矩陣

值得注意的是，居民健康水平與城市化率、高速公路密度之間的相關(guān)系數(shù)分別為0.827、0.795，呈高度相關(guān)關(guān)系，并且，在統(tǒng)計學上是顯著的（p<0.05）。這提醒我們，回歸模型中的變量之間可能存在多重共線性，必須謹慎對待。

4 實證結(jié)果及分析

4.1 基本模型回歸結(jié)果

用面板數(shù)據(jù)建立的模型通常包括混合估計模型、固定效應模型和隨機效應模型。固定效應模型建立的初衷是檢驗那些隨時間變化的變量對于被解釋變量的影響，而那些不隨時間變化的變量被排除在固定效應模型之外。在面板數(shù)據(jù)模型選擇上，我們用F檢驗來確定混合估計模型還是固定效應模型，然后再用Hausman檢驗來確定隨機效應模型還是固定效應模型。

首先，在不引入任何控制變量的情況下，僅考察核心變量高速公路密度對被解釋變量的影響，估計結(jié)果如表3中的模型1所示。其次，由于健康水平與城市化率兩個變量之間存在高度相關(guān)關(guān)系，因此，在回歸過程中分別不考慮控制變量健康水平和城市化率對被解釋變量的影響，估計結(jié)果如模型2、3所示。第三，將關(guān)鍵變量高速公路密度與其他各控制變量均納入回歸模型，估計結(jié)果如模型4所示。第四，從變量的描述性統(tǒng)計來看，不同省份的農(nóng)村居民家庭人均純收入、高速公路密度存在較大差異，因此可能存在異常樣本點。為了檢驗估計結(jié)果是否穩(wěn)健可靠，我們對農(nóng)村居民家庭人均純收入、高速公路密度變量5%的最大值和5%的最小值分別進行替換處理，替換方法是用相鄰的變量值替代，經(jīng)過對異常樣本點處理之后的估計結(jié)果如模型5所示。第五，對高速公路發(fā)展存在較大差異的東部、中部、西部地區(qū)分別進行回歸，由于變量之間存在多重共線性，部分變量未納入相應的回歸模型，估計結(jié)果如模型6、7、8所示。根據(jù)檢驗結(jié)果，模型8采用隨機效應模型，其他模型均采用固定效應模型進行估計，估計結(jié)果如表3所示。

表3 對農(nóng)村居民家庭人均純收入的估計結(jié)果

在8個回歸模型中，關(guān)鍵變量高速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，這表明，中國大規(guī)模的高速公路建設(shè)對農(nóng)村居民家庭人均純收入有顯著的正向影響。劉沖、周黎安（2014）基于中國縣域數(shù)據(jù)的研究結(jié)果也發(fā)現(xiàn)，高速公路對縣域人均GDP有顯著的促進作用[1]。模型中各控制變量的回歸系數(shù)均為正值，并且達到5%以上的水平顯著，這表明，受教育年限、健康水平、城市化率對農(nóng)村居民家庭人均純收入有顯著的正向影響，本文的估計結(jié)果同現(xiàn)有文獻關(guān)于教育、健康、城市化率與農(nóng)民收入之間關(guān)系的實證研究結(jié)果一致（李谷成等，2006[20]；王引等，2009[21]；王鵬飛等，2013[14]；姚旭兵等，2015[15]）。

模型5中的關(guān)鍵變量及各控制變量的回歸系數(shù)均為正值，并且均能通過顯著性檢驗，表明本研究的估計結(jié)果穩(wěn)健可靠。模型4和模型5中高速公路密度變量的回歸系數(shù)分別為0.329、0.277，這意味著，高速公路密度的收入彈性大致在0.277～0.329之間，地區(qū)的高速公路密度提高1%，農(nóng)村居民家庭人均純收入將上升0.277%～0.329%。在分地區(qū)的回歸模型6、7、8中，關(guān)鍵變量高速公路密度的收入彈性存在較大差異，東、中部地區(qū)的收入彈性比西部地區(qū)大，估計結(jié)果分別為0.733、0.455和0.130。也就是說，東、中部地區(qū)的高速公路基礎(chǔ)設(shè)施對增加農(nóng)民收入的貢獻大，而西部地區(qū)的貢獻相對小。其可能的原因是，雖然近年來國家實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略，加快了西部地區(qū)的高速公路交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，但西部地區(qū)的高速公路建設(shè)仍然顯得滯后，高速公路網(wǎng)絡(luò)化體系尚不完善，對農(nóng)民收入的貢獻度較低。

4.2 模型的內(nèi)生性檢驗

在本研究中，高速公路密度變量可能存在內(nèi)生性問題，即解釋變量與隨機擾動項相關(guān)。導致內(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他變量相關(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)民收入水平的上升，也會導致高速公路基礎(chǔ)設(shè)施的改善。通常情況下，處理內(nèi)生性變量的一種方法是引入工具變量（IV），尋找一個與高速公路密度高度相關(guān)、而與收入水平?jīng)]有直接關(guān)系的變量。本文借鑒Lewbel（1997）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[22]。另一種方法是將模型中的核心變量分別滯后一期、二期、三期替代當期項。根據(jù)檢驗結(jié)果，所有模型均采用固定效應模型進行估計，估計結(jié)果如表4所示。

表4 工具變量與滯后期的估計結(jié)果

估計結(jié)果表明，在模型 9、10、11、12 中，關(guān)鍵變量高速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，并且均達到0.1%的水平上顯著。模型的估計結(jié)果沒有發(fā)生顯著的變化，高速公路基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)村居民家庭人均純收入有顯著的正向影響，高速公路基礎(chǔ)設(shè)施在一定程度上提高了農(nóng)村居民的收入水平。

5 結(jié)論與政策涵義

高速公路是農(nóng)村經(jīng)濟社會發(fā)展的重要基礎(chǔ)設(shè)施。發(fā)達的高速公路網(wǎng)絡(luò)能夠擴大農(nóng)產(chǎn)品的市場范圍和市場規(guī)模，促進勞動分工和農(nóng)村勞動生產(chǎn)率的提高，推進城市化和工業(yè)化進程，促進區(qū)域內(nèi)的產(chǎn)業(yè)集聚和企業(yè)集聚，吸納更多的農(nóng)村剩余勞動力，增加農(nóng)民的收入。通過對中國2005—2014年的省際面板數(shù)據(jù)回歸分析發(fā)現(xiàn)，高速公路建設(shè)對增加農(nóng)民收入有顯著的正向影響，高速公路基礎(chǔ)設(shè)施對中國農(nóng)村居民家庭人均純收入的彈性系數(shù)在0.277～0.329之間，并且本研究結(jié)果具有較強的穩(wěn)健性。

本文的政策涵義是，盡管近年來我國高速公路建設(shè)取得了巨大成就，高速公路總里程居世界第一位，但高速公路密度、人均高速公路里程與發(fā)達國家相比還存在較大差距，由此，在總量上仍要繼續(xù)加強高速公路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。特別是在當前經(jīng)濟下行壓力較大、內(nèi)需不足背景下，政府應加大高速公路基礎(chǔ)設(shè)施投資，這樣不僅可以擴大內(nèi)需、穩(wěn)定增長、增加就業(yè)機會，而且還可以通過高速公路建設(shè)，促進農(nóng)村經(jīng)濟社會發(fā)展，提高農(nóng)村居民的福利水平。另一方面，我國高速公路建設(shè)還存在嚴重的區(qū)域不平衡性，中、東部地區(qū)高速公路發(fā)展較快，西部地區(qū)發(fā)展相對滯后。因此，要進一步加大西部地區(qū)的高速公路建設(shè)投入，不斷完善西部地區(qū)的高速公路網(wǎng)絡(luò)體系，促進高速公路基礎(chǔ)設(shè)施均衡發(fā)展，縮小區(qū)域之間的經(jīng)濟發(fā)展差距。

注 釋：

① 本研究的東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南等11省；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、江西、安徽、湖南、湖北、河南等8省；西部地區(qū)包括四川、廣西、云南、貴州、內(nèi)蒙古、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、重慶、西藏等12省。

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