任曉紅 但婷 侯新爍

摘 要：文章以2006—2014年中國西部11省區(qū)市匯總的鄉(xiāng)鎮(zhèn)層面面板數(shù)據為例，來考察農村交通基礎設施的存量（有效路網密度）和流量（投資）對農村居民收入的共同影響，并從作為農村居民收入主要構成的工資性收入和家庭經營純收入兩種角度來探析農村交通基礎設施影響農村居民收入的主要機制。結果顯示，交通基礎設施存量對農村居民人均純收入及其兩大主要構成均具有一定的顯著促進作用，但流量層面對農村居民收入總體的影響不顯著。分省來看，則發(fā)現(xiàn)了交通基礎設施影響農民收入增長的異質性，各地區(qū)因自身發(fā)展條件和對交通的依賴性差異，導致其收入效應各不相同，同時流量的作用相對存量而言依然較弱，且異質性更為明顯。分省異質性的存在表明，西部地區(qū)內部各省發(fā)展差異不可忽視，尋求農村交通基礎發(fā)展推進農民增收的路徑也應因地制宜。

關鍵詞：西部農村；交通基礎設施；收入效應；鄉(xiāng)鎮(zhèn)數(shù)據

中圖分類號：F5123；F3238 文獻標志碼：A 文章編號：1674-8131（2018）05-0037-13

一、引言

新中國成立到2000年之間，隨著我國先后實施的城鄉(xiāng)和區(qū)域間的非平衡發(fā)展戰(zhàn)略的推進，中國城鄉(xiāng)和區(qū)域之間的交通等基礎設施建設長期呈現(xiàn)出非均衡增長格局，廣大農村地區(qū)，尤其是西部農村地區(qū)明顯表現(xiàn)出交通基礎設施投資不足、基礎設施水平落后的狀態(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。隨著農村勞動力大量流出，農業(yè)空心化（農村空巢化）問題日益嚴峻。亟待破解的城鄉(xiāng)失衡和農村貧困問題均繞不開農民的增收問題。為此，自2004年以來，國家已連續(xù)十五年發(fā)布以“三農”為主題的中央一號文件，其核心在于持續(xù)提高農民收入，以此縮小城鄉(xiāng)和地區(qū)間的收入差距，進而留住和吸引適度數(shù)量的農村急需人才回流農村。鑒于交通基礎設施投資能顯著減少貧困（康繼軍和郭蒙，2014）[1]，在長、短期均能促進農村居民增收（謝里 等，2012）[2]，道路設施是除教育基礎設施外能促進農村經濟發(fā)展的最大動力（鞠晴江和龐敏，2005）[3]，因而從交通基礎設施的視角可能找到農民增收的突破點，著實回答中國現(xiàn)階段“誰來種地”等一系列問題。2016年，交通運輸部提出結合貧困地區(qū)交通運輸發(fā)展實際需要，進一步加強這些地區(qū)交通基礎設施建設的《“十三五”交通扶貧規(guī)劃》，該規(guī)劃的有效實施離不開對貧困地區(qū)交通運輸發(fā)展實際需要的準確把握，研究西部等貧困地區(qū)交通基礎設施建設的農民增收效應強度、方向及其作用機制，無疑有助于更為準確地測度貧困地區(qū)交通運輸發(fā)展的實際需要，從而助力交通扶貧規(guī)劃能夠高質量地實施。

國內外學者對農村交通基礎設施建設的農民增收收入效應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，改善中國農村道路基礎設施對農民增收具有顯著正向促進作用（劉生龍和周紹杰，2011）[4]，對消除農村貧困非常有效（Fan et al.，2002）[5]，尤其對貧困人口較多的西部地區(qū)，交通基礎設建設更加直接有效（張芬，2007）[6]。

從影響機制上看，交通等基礎設施在宏觀層面上通過就業(yè)效應及公共支出構成、微觀層面上通過價格及供給策略等影響貧困地區(qū)基礎設施的獲取機會來影響收入效應（Chisari et al.，1999；Estache et al.，2000）[7-8]。具體表現(xiàn)為，交通基礎設施通過幫助貧困人口獲取額外生產性機會（Estache，2003）[9]、降低生產和交易成本（任曉紅和張宗益，2013；吳清華，2014）[10-11]、提升貧困地區(qū)物品價值（Jacoby，2000）[12]、改善非農就業(yè)機會（劉曉光 等，2015；鄧蒙之 等，2011）[13-14]和提高農村工資（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)機會和收入前景（Leipziger et al.，2003）[16]、通過交通基礎設施拉動經濟增長而產生的“涓滴效應”等間接增加貧困人口的收入（康繼軍和郭蒙，2014）[1]。

從影響強度和作用方向上看，由于中國的經濟集聚對交通基礎設施存在顯著的空間依賴性（宋英杰，2013）[17]，中國農村基礎設施投資對農民收入的彈性在區(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濟發(fā)展水平的提高，農村交通、信息類基礎設施投資對農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設施投資對農民收人的增長表現(xiàn)出了顯著的抑制性，這主要與西部地區(qū)交通通訊基礎設施落后有關，在實現(xiàn)農民增收時應先考慮交通通訊設施投資（陳銀娥 等，2012）[20]。

綜觀而言，現(xiàn)有有關農村交通基礎設施建設的農民增收效應相關研究在其作用機制、影響方向和強度等方面均進行了卓有成效的探討，其研究思路和方法值得借鑒。然而，針對中國農村的研究也存在一定的不足：首先，大多基于省際數(shù)據或東中部個別地域單元來展開，盡管部分文獻指出中國西部地區(qū)是很重要的研究對象，但鮮有文獻以西部農村地區(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、交通及經濟等發(fā)展水平具有很強的異質性，有必要針對西部地區(qū)更為細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來測度交通基礎設施的收入效應，可能導致收入效應的估算偏差（一般低估）；最后，農村居民工資性收入和家庭經營純收入是中國農村居民收入的兩大重要構成，現(xiàn)有研究大多未區(qū)分交通基礎設施對這兩種收入的不同影響。基于此，本文的新意主要體現(xiàn)在以下四個方面：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，從西部總體和分省兩個層面探析農村交通基礎設施建設的農民增收效應；其二，在計算路網密度時，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，同時從交通基礎設施的流量和存量兩種角度來刻畫其對農村居民收入的綜合影響；最后，分析了交通基礎設施對農村居民收入兩大主要構成的作用機制。接下來的內容安排：第二部分是變量選取、數(shù)據說明和模型構建；第三部分是實證結果與分析；第四部分是結論與啟示。任曉紅，但 婷，侯新爍：農村交通基礎設施建設的農民增收效應研究

二、變量選取與數(shù)據說明

本文選取農村居民人均純收入作為被解釋變量。為了更準確地估計農村交通基礎設施對農村居民收入的影響，對核心解釋變量“農村交通基礎設施”同時從流量和存量兩種角度進行分析。除交通基礎設施以外，農村非農產業(yè)勞動力、農業(yè)從業(yè)人員和有效灌溉面積等其他諸多因素也會影響農民收入增長。郭燕枝和劉旭（2011）通過對24個可能影響農民收入的因素作了格蘭杰因果關系檢驗和協(xié)整檢驗[21]。具體來說，國外相關研究中影響農民收入的因素主要是政府政策、人力資本、農業(yè)發(fā)展模式創(chuàng)新、自然與氣候條件等；國內影響農民收入增長的主要因素包括土地制度、財政支農、人力資本和農村金融等（陳乙酉和付園元，2014）[22]。基于本研究問題的特性，并借鑒現(xiàn)有研究成果，本文選取勞動力、土地要素、農業(yè)技術水平、人力資本水平和轉移支付等作為控制變量來探討西部農村交通基礎設施對農村居民收入的影響。變量的具體含義如下：

1.被解釋變量

首先，選取農村居民人均純收入（I）來表征農村居民收入的總體狀況。其次，選取農村居民人均工資性收入（I1）和人均家庭經營純收入（I2）來探析農村交通基礎設施影響農村居民人均純收入的主要機制：依據《中國統(tǒng)計年鑒》，在2006—2014年間，西部地區(qū)農村居民人均工資性收入和人均家庭經營純收入之和在農村居民人均純收入中占比為6952%～9674%，是其最主要的兩大構成。

2.核心解釋變量

（1）存量：農村交通基礎設施水平，采用各省區(qū)的鄉(xiāng)鎮(zhèn)有效路網密度（RD）作其衡量指標。一般而言，交通基礎設施是對公路、鐵路、內河航道和民航等的總稱，但對于中國西部省區(qū)的鄉(xiāng)鎮(zhèn)來說，目前的交通基礎設施主要是農村公路。計算公式為RD=roadyxmj。其中，road表示鄉(xiāng)鎮(zhèn)道路長度，yxmj表示有效面積，有效面積為耕地面積和建成區(qū)面積之和。對有效面積的測度，現(xiàn)有文獻大多采用所研究區(qū)域內的行政面積來計算。國土資源部將土地分為農用地、建設用地建設用地面積指市行政區(qū)范圍內經過征用的土地和實際建設發(fā)展起來的非農業(yè)生產建設地段，包括市區(qū)集中連片的部分以及分散在近郊區(qū)與城市有著密切聯(lián)系，具有基本完善的市政公用設施的城市建設用地（如機場、鐵路編組站、污水處理廠、通訊電臺等）；耕地指種植農作物的土地，包括熟地，新開發(fā)、復墾、整理地，休閑地（含輪歇地、輪作地）；以種植農作物（含蔬菜）為主，兼有零星果樹、桑樹或其他樹木的土地；平均每年能保證收獲一季的已墾灘地和海涂。耕地中包括南方寬度<10米，北方寬度<20米固定的溝、渠、路和地坎（?。?；臨時種植藥材、草皮、花卉、苗木等的耕地，以及其他臨時改變用途的耕地；建成區(qū)范圍，一般是指建成區(qū)外輪廓線所能包括的地區(qū)，也就是這個城市實際建設用地所達到的境界范圍。（摘自《中國統(tǒng)計年鑒》） 和未利用地三類，其中，未利用地是指農用地和建設用地以外的土地，主要包括荒草地、鹽堿地、沼澤地、沙地、裸土地、裸巖等。中國西部地區(qū)不少省份在很大程度上屬于典型的地廣人稀區(qū)域，擁有廣袤的沙漠和戈壁等地貌，如果直接用區(qū)域行政面積計算路網密度，勢必會將這些廣闊的“無人區(qū)”的面積納入交通基礎設施水平考核的范圍內，導致研究精確度的欠缺。因此，本文在計算有效面積時剔除了未利用地面積。介于農用地面積統(tǒng)計的復雜性和數(shù)據難以獲取等制約因素，加之統(tǒng)計部門從2013年才開始將建設用地面積納入《中國城鄉(xiāng)建設統(tǒng)計年鑒》中，為保持數(shù)據間的一致性，論文中有效面積最終采用耕地面積與建成區(qū)面積之和近似代替，雖然該處理方法依舊存在一定偏差，但相較于采用未剔除未利用地面積計算的有效面積而言，測量精確度有所提高文中采用耕地面積與建成區(qū)面積之和近似代替有效面積雖仍然存在一定偏差，但西部11省區(qū)市中耕地和建成區(qū)面積之和占農用地比重最低的青海約為6336%，其余省份在6919%～8688%之間（以數(shù)據相對完整的2010年為例）。此外，西部部分省區(qū)農用地中還包括大量的對交通基礎設施需求較少的林地和牧草地，因此，采用耕地面積與建成區(qū)面積之和計算的有效路網密度能在較大程度上反映西部農村交通基礎設施的真實狀況。 。

（2）流量：農村交通基礎設施投資（TRANS）。鑒于數(shù)據統(tǒng)計口徑問題，采用鄉(xiāng)鎮(zhèn)道路橋梁建設投入作其衡量指標。

3.控制變量

（1）勞動力（L）。在其他條件保持相對不變時，當從事農業(yè)活動取得的收益相對低于非農就業(yè)的收益時，勞動力寧愿選擇外出就業(yè)；而且外出就業(yè)勞動力的比例越高，即從事農業(yè)生產勞動力越少，越利于增加農民收入（王春超，2011）[23]。理論上，應采用鄉(xiāng)村從業(yè)人員統(tǒng)計口徑下的農林牧漁業(yè)從業(yè)人員數(shù)作為衡量指標。鑒于目前鄉(xiāng)鎮(zhèn)層面數(shù)據的匱乏，而且在所選的樣本區(qū)間內，從事農業(yè)活動的非農村人口相對較少，對農村居民收入的影響微弱，因此本文將第一產業(yè)就業(yè)人員數(shù)作為其衡量指標。

（2）農業(yè)技術進步（T）。采用農業(yè)機械總動力來表示農業(yè)技術進步。農業(yè)技術進步會提高農業(yè)生產率，間接增加農民農業(yè)收入；同時技術進步又會釋放大量勞動力，加上城鎮(zhèn)化的推動作用，促進勞動力轉移實現(xiàn)非農就業(yè)，增加了農民的非農收入（陸文聰和余新平，2013）[24]。

（3）土地（E）。采用農作物播種面積作其衡量指標。從生產活動開始，土地就被視為重要的生產要素和農民收入的保障。土地投入能保障農民獲取一定的農業(yè)收入，但隨著經濟結構的轉變，土地反而會束縛勞動力，阻礙其獲得工資性收入，土地對農民的增收效應已不顯著（駱永民和樊麗明，2015）[25]。因此，有必要考慮土地對農民收入的影響。

（4）財政支農（F）。長期來看，財政支農資金對農民收入有顯著的正向促進作用，特別是2007年以后，財政支農資金通過補貼現(xiàn)金等形式直接增加了農民的轉移性收入（羅東和矯健，2014）[26]。因此，本文選取財政支農變量作為又一控制變量。介于2007年其統(tǒng)計口徑發(fā)生變化，統(tǒng)計部門將農業(yè)、林業(yè)、農林水利氣象等部門事業(yè)費合在一起統(tǒng)稱為“農林水事業(yè)”，為保持數(shù)據一致，本文采用“農林水事業(yè)”的財政支出來刻畫財政支農變量。

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

4.數(shù)據來源與處理

本文的相關數(shù)據依據EPS（Easy Professional Superior）數(shù)據庫、歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國城鄉(xiāng)建設統(tǒng)計年鑒》和《中國農村統(tǒng)計年鑒》整理，數(shù)據跨度為2006-2014年。2015年《中國統(tǒng)計年鑒》中農村居民人均純收入的統(tǒng)計口徑變?yōu)槿司芍涫杖耄瑥膬热萆峡?，二者的差別甚微，所以2014年農村居民人均純收入數(shù)據用人均可支配收入近似代替。此外，《中國城鄉(xiāng)建設統(tǒng)計年鑒》未對西藏地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)道路和道路橋梁投入進行統(tǒng)計，因此，西藏的有效路網密度和交通基礎設施投資數(shù)據缺失，因此從樣本中予以剔除；其余缺失數(shù)據盡量通過政府報告和相關會議進行補齊。變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

根據數(shù)據整理計算得出，樣本期間內農村居民的人均純收入從2006年的2 57572元上升至2014年的8 13490元（地區(qū)間平均值），實際年均增長率達到了239%；其農村基礎設施也有顯著改善，農村鄉(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)農村居民人均純收入對數(shù)和有效路網密度對數(shù)均具有類似的變化趨勢，具體如圖1所示。

數(shù)據來源：相關數(shù)據依據EPS數(shù)據庫、歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國城鄉(xiāng)建設統(tǒng)計年鑒》和《中國農村統(tǒng)計年鑒》整理，時間為2006—2014年。

初步推測農村交通基礎設施的改善很可能對農村居民人均純收入增長產生了正向的影響，但這需要通過合理的實證分析予以驗證。

三、實證結果與分析

1.模型設定與選擇

為避免數(shù)據中可能的異方差和數(shù)據波動，對各變量進行對數(shù)化處理，并采用F檢驗和Hausman檢驗（H檢驗）來選擇合理的模型。

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，表示農村居民人均純收入；RD、TRANS是核心解釋變量，表示有效路網密度和交通基礎設施投資；X是一組控制變量向量；μi為省份個體效應，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。

第一產業(yè)就業(yè)人員數(shù)（lnL）常被相關研究作為控制變量，但在本文的樣本區(qū)間內，lnL與農作物播種面積（lnE）、農業(yè)機械總動力（lnT）之間均具有較強的相關性，而與農村居民人均純收入（lnI）之間的相關性卻極其微弱，為此，本文不選擇lnL作控制變量。相關性檢驗結果見表2。

首先，用F檢驗判斷模型中是否存在固定效應，對變量初步回歸后，F(xiàn)檢驗對應的P值為0，因此，應建立個體固定效應模型。其次，用H檢驗來選擇個體固定效應模型還是個體隨機效應模型。H檢驗對應的P值為001，故接受個體固定效應。因此，論文最終選擇個體固定效應模型。

在對模型進行回歸前，理論上還應對數(shù)據進行平穩(wěn)性檢驗以保證回歸結果的有效性，而該檢驗使用的方法（通常是單位根檢驗）對大樣本數(shù)據適用，如果將其用于小樣本數(shù)據時，檢驗結果很有可能失真（許春淑和閆殊，2017）[28]。鑒于本文數(shù)據屬于短期小樣本面板數(shù)據，其波動性較小，因而直接作回歸分析。

2.農村交通基礎設施對農村居民人均純收入的影響

基于上文變量間的相關情況，運用逐步回歸法對公式（2）作固定效應（FE）回歸，結果如表3所示。

模型（1）～（3）均很好地擬合了樣本觀測值。有效路網密度lnRD的回歸系數(shù)在三個模型中均為正且在1%顯著性水平下顯著，且具有一定的穩(wěn)健性；交通基礎設施投資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業(yè)機械總動力lnT、平均受教育年限lnH和財政支農lnF在三個模型中的回歸系數(shù)均顯著為正，農作物播種面積lnE在模型（3）中的回歸系數(shù)不顯著，其符號為正。為保證模型擬合具有較強解釋能力，故論文針對模型（3）的實證結果進行分析。

對于核心變量，農村交通基礎設施存量（lnRD）對農村居民人均純收入有促進作用，一個可能的解釋是西部農村交通基礎設施水平提高既方便了農村居民外出打工，又有助于農村居民從事農業(yè)生產活動，降低流動成本和生產成本，因而，在整體上有助于農村居民收入的增長。交通基礎設施投資（流量：lnTRANS）對農村居民人均純收入也有正向促進作用，但不具顯著性，可能是當期投資規(guī)模對當期農村居民人均純收入的促進作用有限，或因交通基礎設投資增收效應的時滯性所致；無論是交通基礎設施存量還是流量對西部農村居民人均純收入的彈性都偏小?？赡艿慕忉屖?，一個地區(qū)的交通基礎設施水平只有達到一定的門檻值時方能對收入增長產生較大影響（Baldwin et al.，2003）[29]，且西部農村交通基礎設施對農村居民人均純收入具有顯著的三重門檻效應（任曉紅 等，2018）[30]，然而，迄今西部地區(qū)交通基礎設施在整體上依然相對落后，尤其是農村地區(qū)的交通基礎設施投資及其累積的存量均相對較少，因而其增收效應也相對有限。

對于控制變量，代表農業(yè)技術進步的農業(yè)機械總動力、勞動力平均受教育年限（人力資本水平）的提高、財政支農（如農業(yè)基礎建設、直接補貼等）對農村居民增收均有顯著的促進作用。農作物播種面積（土地使用）對提高農民收入有正向促進作用，但不顯著，這可能與土地本身的農業(yè)生產效率和現(xiàn)行的土地管理制度有關。

3.農村交通基礎設施對農村居民人均純收入的作用機制

將農村居民人均純收入的兩大主要構成——人均工資性收入（I1）和人均家庭經營純收入（I2）分別作為被解釋變量代入基準模型中，采用個體固定效應模型，并運用逐步回歸法進行回歸，結果見表4。

模型（1）～（3）、（4）～（6）分別表示被解釋變量為人均工資性收入（lnI1）、人均家庭經營純收入（lnI2）逐步回歸的部分結果，選取擬合效果較好模型（3）和模型（6）進行分析。有效路網密度對人均工資性收入和人均家庭經營純收入均具有顯著的促進作用，極有可能源于目前西部地區(qū)農村現(xiàn)存的交通基礎設施（存量）為農村勞動力外出就業(yè)和從事農業(yè)生產活動提供了便利，從而獲得更多的工資性收入和家庭經營收入；農村交通基礎設施投資（流量）也均能促進兩大收入構成的增加，但對人均家庭經營純收入的影響顯著，而對人均工資性收入影響不顯著，可能是因為農村交通基礎設施與城市相較而言，投資量小且周期短，對工資性收入的作用有限，相對更有利于家庭經營純收入的增長。

對控制變量而言，農業(yè)機械總動力和財政支農均顯著地促進農村居民人均工資性收入和人均家庭經營純收入增加，表明農業(yè)科技進步在提高農業(yè)生產率促使家庭經營純收入增加的同時，其所釋放的勞動力的外出就業(yè)也會帶來更多工資性收入；而財政支農則通過農業(yè)基礎建設或直接補貼等促進農村居民增收。農作物播種面積對人均工資性收入和人均家庭經營純收入均具有正向促進作用，但對后者的影響不顯著，可能是農產品價格或土地的使用、管理等其他方面的原因導致。平均受教育年限對農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更高；但平均受教育年限對人均家庭經營純收入具有抑制性，從長期來看，這可能是因為農業(yè)從業(yè)人員的教育回報率過低、對從事農業(yè)生產的勞動力受教育的程度要求不高，在一定程度上，受教育時間過長反而可能被認為耽誤了從事家庭經營和農業(yè)活動取得收入的機會等所致。

4.農村交通基礎設施對農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設施發(fā)展水平、土地資源等的差異性，有必要對西部地區(qū)分省或者分區(qū)域進行再檢驗。但考慮到簡單的分省回歸會因時間序列較短，達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上采用隨機系數(shù)模型（Random Coefficient Model）進行分省異質性研究。該方法將解釋變量系數(shù)視為一隨機變量，在FGLS的一致估計條件下展開回歸，從而為樣本中每個省份的變量系數(shù)提供異質性的分析結果；同時模型估計結果給出的參數(shù)穩(wěn)定性卡方檢驗也表明拒絕“參數(shù)不變”的原假設，即認為交通基礎設施等變量對農民相關收入指標的影響存在省份差異。

首先以農村居民人均純收入（lnI）為因變量的結果見表5，總體而言，有效路網密度（lnRD）對農村居民人均純收入的影響系數(shù)除青海之外，都為正向（當然，四川、貴州和甘肅等省份系數(shù)并不顯著，一個可能的解釋是這些地區(qū)的交通基礎設施存量尚未達到其產生顯著作用的門檻值）；農村交通基礎設施投資（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，甘肅顯著為正。省份比較分析可知，交通基礎設施的存量和流量指標在影響農村居民收入層面實則也存在較大的省份差異，研究需關注省份針對性的結果表現(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條件給予了此類省份農民收入增長的較好基礎，但較大規(guī)模的交通基礎設施投資本身可能因邊際產出遞減規(guī)律和對其他投資的擠占作用導致存在負向效應；而廣西、云南、寧夏等省份則主要依賴于交通基礎設施存量的發(fā)揮效應，其原因與這些省份交通基礎發(fā)展相對較為緩慢有關，增量投資的拉動效果有限。

控制變量層面，農業(yè)機械總動力除了重慶、青海之外大都有顯著的正向影響（內蒙古不顯著），可以發(fā)現(xiàn)農業(yè)機械發(fā)展狀況對農村居民純收入有廣泛意義上的促進作用，而重慶、青海和內蒙古未能表現(xiàn)出統(tǒng)計意義上的顯著性主要與這些省份的自然條件有很大關系，多山的重慶、高原與濕地的青海以及草原為主的內蒙古并不適宜農業(yè)機械化。平均受教育年限在內蒙古、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作用，但對新疆等地區(qū)卻有抑制性，同時存在效果并不顯著的地區(qū)，教育能否有效轉化為對農民收入的增長動力可能存在某些實現(xiàn)條件。財政支農的效果也存在較大差異，其中內蒙古、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，財政的支持可能會因為對工資性收入和經營性收入的差異影響而有異質性。擴大農作物播種面積有利于農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，農作物播種面積的提升并不一定能夠提升農民收入，這與當前社會中農民并不依靠種地過活的情境相吻合。

表6報告了以農村居民人均工資性收入為因變量的估計結果?？梢?，交通基礎存量基本上對省份均有正向影響，當然省份所處地理位置與交通基礎設施發(fā)展狀況也在一些省份未能表現(xiàn)出對農民工資性收入的增進作用（除廣西、四川、甘肅以及貴州和青海不顯著）。交通流量方面，農村交通基礎設施投資（lnTRANS）的影響多不顯著，在具有統(tǒng)計差異的樣本中，重慶和陜西顯著為負，貴州地區(qū)則顯著為正，這一表現(xiàn)與對農村居民人均純收入的估計結果具有一致性?？刂谱兞繉用?，農業(yè)機械總動力對農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)計顯著性，可能的原因是農業(yè)機械的發(fā)展有助于解放勞動力，從而促進農村人口更多的參與工資性收入活動，這表明提高西部各省區(qū)農業(yè)技術水平對農村居民增收是很有效的。平均受教育年限對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)為顯著的促進作用，而其他地區(qū)并不具有統(tǒng)計顯著性，這說明提高農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。財政支農的異質性較為明顯，其中內蒙古、重慶和青海為正且顯著，云南、陜西和甘肅為負且顯著，地區(qū)發(fā)展狀況和對財政的依賴性形成了對農民工資性收入的間接影響。擴大農作物播種面積的影響僅在重慶、甘肅和寧夏有一定的統(tǒng)計顯著性，其中重慶和寧夏地區(qū)為負向效應，可能是區(qū)域內土地使用和管理制度等方面的原因所致，另外與農民的生產經營活動開始脫離土地也有很大關聯(lián)。