周春平

（揚(yáng)州大學(xué)商學(xué)院，江蘇揚(yáng)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(guó)大陸高速公路為零的歷史。1992年，交通部制定了“五縱七橫”國(guó)道主干線規(guī)劃，為我國(guó)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(guó)高速公路總里程達(dá)11.19萬公里，居世界第一位。高速公路是經(jīng)濟(jì)社會(huì)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(jì)社會(huì)發(fā)展的重要物質(zhì)基礎(chǔ)，對(duì)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(guó)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(yīng)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(zhǎng)的趨勢(shì)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(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、全要素生產(chǎn)率的影響與貢獻(xiàn)，卻很少關(guān)注高速公路建設(shè)對(duì)中國(guó)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(guó)1997—2008年縣級(jí)面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，高速公路基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)縣域人均GDP有顯著的促進(jìn)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(duì)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(dòng)中國(guó)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)11.08%，占全要素生產(chǎn)率增幅的59.10%，并且，高速公路和二級(jí)公路的帶動(dòng)作用最為明顯[2]。龍小寧、高翔（2014）的實(shí)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(yuǎn)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(guó)高速公路總里程（2005—2014年）

另一方面，盡管學(xué)者們已經(jīng)注意到交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、農(nóng)民收入的影響，但大多數(shù)文獻(xiàn)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(yùn)用中國(guó)1970—1997年省級(jí)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(duì)農(nóng)民的工資性收入彈性系數(shù)為 0.152[4]。李銳（2003）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(guó)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(guó)第一次農(nóng)業(yè)普查的省級(jí)橫截面數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村道路對(duì)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(guó) 1995—2010 年省際面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，等級(jí)公路和等外公路對(duì)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)出彈性偏小，分別為 0.000 3、0.000 1[7]。

20多年來，中國(guó)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(dòng)生產(chǎn)率，增加了農(nóng)村居民的收入，促進(jìn)了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展，而現(xiàn)有文獻(xiàn)很少涉獵。本文擬闡述高速公路基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)農(nóng)村居民收入影響機(jī)理，運(yùn)用2005—2014年的中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析高速公路基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)農(nóng)民收入的影響，并對(duì)回歸模型的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，最后得出結(jié)論與政策涵義。本研究的邊際貢獻(xiàn)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(jìn)行理論上的架構(gòu)，找到了中國(guó)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(duì)我國(guó)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(jià)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(yíng)性收入、財(cái)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(gè)人獲得的勞動(dòng)報(bào)酬，經(jīng)營(yíng)性收入是以家庭為單位進(jìn)行生產(chǎn)和管理獲得的勞動(dòng)報(bào)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(zhǔn)公共產(chǎn)品的屬性，對(duì)提高農(nóng)村居民的收入水平具有外溢效應(yīng)。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(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(yīng)（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(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)[10]。我們認(rèn)為，發(fā)達(dá)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(kuò)大農(nóng)產(chǎn)品的市場(chǎng)范圍和市場(chǎng)規(guī)模，增加農(nóng)民的經(jīng)營(yíng)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(jìn)區(qū)域內(nèi)的城市化與工業(yè)化進(jìn)程，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)集聚和企業(yè)集聚，為農(nóng)村剩余勞動(dòng)力提供更多的就業(yè)機(jī)會(huì)，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(duì)農(nóng)民收入影響機(jī)理

首先，降低流通成本，擴(kuò)大農(nóng)產(chǎn)品的市場(chǎng)范圍。亞當(dāng)·斯密在《國(guó)富論》（1776）中提出了“市場(chǎng)規(guī)模限制勞動(dòng)分工”理論，即市場(chǎng)規(guī)模決定社會(huì)分工程度，市場(chǎng)規(guī)模越大，社會(huì)分工和專業(yè)化程度越高，勞動(dòng)生產(chǎn)率越高。簡(jiǎn)單來說就是，產(chǎn)品的市場(chǎng)規(guī)模擴(kuò)大→社會(huì)分工和專業(yè)化程度提高→勞動(dòng)生產(chǎn)率提高→促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)→收入水平提高。黃玖立和李坤望（2006）基于中國(guó)1970—2000年省際面板數(shù)據(jù)的研究同樣驗(yàn)證了“市場(chǎng)范圍假說”，地區(qū)的市場(chǎng)規(guī)模顯著地影響了中國(guó)各省人均收入增長(zhǎng)速度[11]。

農(nóng)產(chǎn)品的市場(chǎng)規(guī)模則受交通運(yùn)輸條件的制約。發(fā)達(dá)的交通基礎(chǔ)設(shè)施，能夠提高通行效率，節(jié)約運(yùn)輸成本，縮短農(nóng)產(chǎn)品的時(shí)空距離，擴(kuò)大農(nóng)產(chǎn)品的市場(chǎng)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(jìn)入社會(huì)分工體系，提高農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率，增加農(nóng)村居民的經(jīng)營(yíng)性收入。劉生龍、胡鞍鋼（2010）的實(shí)證研究也發(fā)現(xiàn)，交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(jì)發(fā)展差異的重要影響因素[12]。

其次，推進(jìn)區(qū)域內(nèi)的城市化與工業(yè)化進(jìn)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(dòng)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(jì)社會(huì)發(fā)展到一定階段的必然結(jié)果。中國(guó)農(nóng)民收入增長(zhǎng)緩慢的一個(gè)重要原因在于，建國(guó)以來我國(guó)實(shí)行城鄉(xiāng)分割的二元經(jīng)濟(jì)體制以及非均衡的經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略，城市化與工業(yè)化進(jìn)程緩慢，農(nóng)村勞動(dòng)力不能充分流動(dòng)，相對(duì)較少的土地聚集了過多的勞動(dòng)力，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)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(jìn)地區(qū)的工業(yè)化與城市化進(jìn)程，為農(nóng)村剩余勞動(dòng)力提供更多的就業(yè)機(jī)會(huì)，將農(nóng)村勞動(dòng)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(shí)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(duì)農(nóng)民收入有正向帶動(dòng)作用，但這種帶動(dòng)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(dòng)作用大，而城市化水平低的西部地區(qū)帶動(dòng)作用小（宋元梁、肖衛(wèi)東，2005[13]；王鵬飛、彭虎鋒，2013[14]；姚旭兵、羅光強(qiáng)，2015[15]）。

農(nóng)村剩余勞動(dòng)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(yùn)輸條件的限制。交通區(qū)位優(yōu)勢(shì)能夠降低運(yùn)輸成本，有利于生產(chǎn)、生活以及貿(mào)易活動(dòng)在一定區(qū)域內(nèi)集聚，從而推進(jìn)區(qū)域內(nèi)的工業(yè)化、城市化進(jìn)程。另一方面，城市化又會(huì)進(jìn)一步推動(dòng)交通運(yùn)輸業(yè)的發(fā)展，城市化進(jìn)程加快會(huì)對(duì)交通運(yùn)輸業(yè)的發(fā)展形成新的需求，由此形成交通運(yùn)輸與城市化之間相互影響、相互促進(jìn)（趙晶晶、李清彬，2010[16]）。我國(guó)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(jìn)、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(jìn)程滯后，制約了西部地區(qū)的農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移。

第三，促進(jìn)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(dòng)力的就業(yè)機(jī)會(huì)。隨著高速公路等交通基礎(chǔ)設(shè)施的完善，產(chǎn)品的運(yùn)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(duì)產(chǎn)業(yè)集聚和企業(yè)集聚存在顯著的空間效應(yīng)（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(jì)和內(nèi)部規(guī)模經(jīng)濟(jì)的好處，提高企業(yè)的勞動(dòng)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(duì)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移存在兩種效應(yīng)，即吸聚效應(yīng)和教育培訓(xùn)效應(yīng)，產(chǎn)業(yè)集聚不僅可以為農(nóng)村剩余勞動(dòng)力提供更多的就業(yè)機(jī)會(huì)，而且還可以為農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移提供有效的教育培訓(xùn)（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(shí)、技能等教育培訓(xùn)具有很強(qiáng)的針對(duì)性，并且這種教育培訓(xùn)直接與就業(yè)聯(lián)系，有利于勞動(dòng)力的掌握和運(yùn)用，有利于提高農(nóng)村剩余勞動(dòng)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(duì)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(biāo)準(zhǔn)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(biāo)i表示第i個(gè)省份，t表示第t個(gè)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(jì)參數(shù)，γi和μt分別表示省份和年份的固定效應(yīng)，εit表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

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(guó)家統(tǒng)計(jì)局獨(dú)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(xùn)、健康的身體都會(huì)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(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》中的鄉(xiāng)村人口受教育程度抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)計(jì)算獲得，方法是將未上過學(xué)、小學(xué)、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(jìn)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(guó)家統(tǒng)計(jì)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(dòng)力提供更多的就業(yè)機(jī)會(huì)，增加農(nóng)民的工資性收入。城市化率的衡量指標(biāo)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(biāo)來表示。

本研究所用數(shù)據(jù)為31個(gè)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(shì)，本文對(duì)被解釋變量和解釋變量均取自然對(duì)數(shù)。除特別說明外，數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3.2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

由于經(jīng)濟(jì)、歷史、文化等因素的影響，我國(guó)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(gè)省級(jí)面板數(shù)據(jù)所做的描述性統(tǒng)計(jì)，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(jì)

3.3 變量之間關(guān)系的簡(jiǎn)單測(cè)量

根據(jù)中國(guó)31個(gè)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(diǎn)圖，以及兩個(gè)變量均取自然對(duì)數(shù)之后的關(guān)系散點(diǎn)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(shì)。

再?gòu)淖兞恐g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(jì)學(xué)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(yù)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(jì)學(xué)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(jǐn)慎對(duì)待。

4 實(shí)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(jì)模型、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。固定效應(yīng)模型建立的初衷是檢驗(yàn)?zāi)切╇S時(shí)間變化的變量對(duì)于被解釋變量的影響，而那些不隨時(shí)間變化的變量被排除在固定效應(yīng)模型之外。在面板數(shù)據(jù)模型選擇上，我們用F檢驗(yàn)來確定混合估計(jì)模型還是固定效應(yīng)模型，然后再用Hausman檢驗(yàn)來確定隨機(jī)效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)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(duì)被解釋變量的影響，估計(jì)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(gè)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(duì)被解釋變量的影響，估計(jì)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(jì)結(jié)果如模型4所示。第四，從變量的描述性統(tǒng)計(jì)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(diǎn)。為了檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果是否穩(wěn)健可靠，我們對(duì)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(jìn)行替換處理，替換方法是用相鄰的變量值替代，經(jīng)過對(duì)異常樣本點(diǎn)處理之后的估計(jì)結(jié)果如模型5所示。第五，對(duì)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(jìn)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(yīng)的回歸模型，估計(jì)結(jié)果如模型6、7、8所示。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，模型8采用隨機(jī)效應(yīng)模型，其他模型均采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表3所示。

表3 對(duì)農(nóng)村居民家庭人均純收入的估計(jì)結(jié)果

在8個(gè)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(guó)大規(guī)模的高速公路建設(shè)對(duì)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(guó)縣域數(shù)據(jù)的研究結(jié)果也發(fā)現(xiàn)，高速公路對(duì)縣域人均GDP有顯著的促進(jìn)作用[1]。模型中各控制變量的回歸系數(shù)均為正值，并且達(dá)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(duì)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(jì)結(jié)果同現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于教育、健康、城市化率與農(nóng)民收入之間關(guān)系的實(shí)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(yàn)，表明本研究的估計(jì)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(jì)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(duì)增加農(nóng)民收入的貢獻(xiàn)大，而西部地區(qū)的貢獻(xiàn)相對(duì)小。其可能的原因是，雖然近年來國(guó)家實(shí)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(duì)農(nóng)民收入的貢獻(xiàn)度較低。

4.2 模型的內(nèi)生性檢驗(yàn)

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(jī)擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)。導(dǎo)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(huì)導(dǎo)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(gè)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(dāng)期項(xiàng)。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，所有模型均采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表4所示。

表4 工具變量與滯后期的估計(jì)結(jié)果

估計(jì)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(dá)到0.1%的水平上顯著。模型的估計(jì)結(jié)果沒有發(fā)生顯著的變化，高速公路基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)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(jì)社會(huì)發(fā)展的重要基礎(chǔ)設(shè)施。發(fā)達(dá)的高速公路網(wǎng)絡(luò)能夠擴(kuò)大農(nóng)產(chǎn)品的市場(chǎng)范圍和市場(chǎng)規(guī)模，促進(jìn)勞動(dòng)分工和農(nóng)村勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高，推進(jìn)城市化和工業(yè)化進(jìn)程，促進(jìn)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(dòng)力，增加農(nóng)民的收入。通過對(duì)中國(guó)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(duì)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(duì)中國(guó)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(qiáng)的穩(wěn)健性。

本文的政策涵義是，盡管近年來我國(guó)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(dá)國(guó)家相比還存在較大差距，由此，在總量上仍要繼續(xù)加強(qiáng)高速公路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。特別是在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)下行壓力較大、內(nèi)需不足背景下，政府應(yīng)加大高速公路基礎(chǔ)設(shè)施投資，這樣不僅可以擴(kuò)大內(nèi)需、穩(wěn)定增長(zhǎng)、增加就業(yè)機(jī)會(huì)，而且還可以通過高速公路建設(shè)，促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展，提高農(nóng)村居民的福利水平。另一方面，我國(guó)高速公路建設(shè)還存在嚴(yán)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(duì)滯后。因此，要進(jìn)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(jìn)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(jì)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??；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?。晃鞑康貐^(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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