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(jù)為例，來考察農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施的存量（有效路網(wǎng)密度）和流量（投資）對(duì)農(nóng)村居民收入的共同影響，并從作為農(nóng)村居民收入主要構(gòu)成的工資性收入和家庭經(jīng)營(yíng)純收入兩種角度來探析農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施影響農(nóng)村居民收入的主要機(jī)制。結(jié)果顯示，交通基礎(chǔ)設(shè)施存量對(duì)農(nóng)村居民人均純收入及其兩大主要構(gòu)成均具有一定的顯著促進(jìn)作用，但流量層面對(duì)農(nóng)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(chǔ)設(shè)施影響農(nóng)民收入增長(zhǎng)的異質(zhì)性，各地區(qū)因自身發(fā)展條件和對(duì)交通的依賴性差異，導(dǎo)致其收入效應(yīng)各不相同，同時(shí)流量的作用相對(duì)存量而言依然較弱，且異質(zhì)性更為明顯。分省異質(zhì)性的存在表明，西部地區(qū)內(nèi)部各省發(fā)展差異不可忽視，尋求農(nóng)村交通基礎(chǔ)發(fā)展推進(jìn)農(nóng)民增收的路徑也應(yīng)因地制宜。

關(guān)鍵詞：西部農(nóng)村；交通基礎(chǔ)設(shè)施；收入效應(yīng)；鄉(xiāng)鎮(zhèn)數(shù)據(jù)

中圖分類號(hào)：F5123；F3238 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：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(shí)施的城鄉(xiāng)和區(qū)域間的非平衡發(fā)展戰(zhàn)略的推進(jìn)，中國城鄉(xiāng)和區(qū)域之間的交通等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)長(zhǎng)期呈現(xiàn)出非均衡增長(zhǎng)格局，廣大農(nóng)村地區(qū)，尤其是西部農(nóng)村地區(qū)明顯表現(xiàn)出交通基礎(chǔ)設(shè)施投資不足、基礎(chǔ)設(shè)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(nóng)村勞動(dòng)力大量流出，農(nóng)業(yè)空心化（農(nóng)村空巢化）問題日益嚴(yán)峻。亟待破解的城鄉(xiāng)失衡和農(nóng)村貧困問題均繞不開農(nóng)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(nóng)”為主題的中央一號(hào)文件，其核心在于持續(xù)提高農(nóng)民收入，以此縮小城鄉(xiāng)和地區(qū)間的收入差距，進(jìn)而留住和吸引適度數(shù)量的農(nóng)村急需人才回流農(nóng)村。鑒于交通基礎(chǔ)設(shè)施投資能顯著減少貧困（康繼軍和郭蒙，2014）[1]，在長(zhǎng)、短期均能促進(jìn)農(nóng)村居民增收（謝里 等，2012）[2]，道路設(shè)施是除教育基礎(chǔ)設(shè)施外能促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的最大動(dòng)力（鞠晴江和龐敏，2005）[3]，因而從交通基礎(chǔ)設(shè)施的視角可能找到農(nóng)民增收的突破點(diǎn)，著實(shí)回答中國現(xiàn)階段“誰來種地”等一系列問題。2016年，交通運(yùn)輸部提出結(jié)合貧困地區(qū)交通運(yùn)輸發(fā)展實(shí)際需要，進(jìn)一步加強(qiáng)這些地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的《“十三五”交通扶貧規(guī)劃》，該規(guī)劃的有效實(shí)施離不開對(duì)貧困地區(qū)交通運(yùn)輸發(fā)展實(shí)際需要的準(zhǔn)確把握，研究西部等貧困地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的農(nóng)民增收效應(yīng)強(qiáng)度、方向及其作用機(jī)制，無疑有助于更為準(zhǔn)確地測(cè)度貧困地區(qū)交通運(yùn)輸發(fā)展的實(shí)際需要，從而助力交通扶貧規(guī)劃能夠高質(zhì)量地實(shí)施。

國內(nèi)外學(xué)者對(duì)農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的農(nóng)民增收收入效應(yīng)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(nóng)村道路基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)農(nóng)民增收具有顯著正向促進(jìn)作用（劉生龍和周紹杰，2011）[4]，對(duì)消除農(nóng)村貧困非常有效（Fan et al.，2002）[5]，尤其對(duì)貧困人口較多的西部地區(qū)，交通基礎(chǔ)設(shè)建設(shè)更加直接有效（張芬，2007）[6]。

從影響機(jī)制上看，交通等基礎(chǔ)設(shè)施在宏觀層面上通過就業(yè)效應(yīng)及公共支出構(gòu)成、微觀層面上通過價(jià)格及供給策略等影響貧困地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施的獲取機(jī)會(huì)來影響收入效應(yīng)（Chisari et al.，1999；Estache et al.，2000）[7-8]。具體表現(xiàn)為，交通基礎(chǔ)設(shè)施通過幫助貧困人口獲取額外生產(chǎn)性機(jī)會(huì)（Estache，2003）[9]、降低生產(chǎn)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(jià)值（Jacoby，2000）[12]、改善非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)（劉曉光 等，2015；鄧蒙之 等，2011）[13-14]和提高農(nóng)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(jī)會(huì)和收入前景（Leipziger et al.，2003）[16]、通過交通基礎(chǔ)設(shè)施拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而產(chǎn)生的“涓滴效應(yīng)”等間接增加貧困人口的收入（康繼軍和郭蒙，2014）[1]。

從影響強(qiáng)度和作用方向上看，由于中國的經(jīng)濟(jì)集聚對(duì)交通基礎(chǔ)設(shè)施存在顯著的空間依賴性（宋英杰，2013）[17]，中國農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)農(nóng)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(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，農(nóng)村交通、信息類基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)農(nóng)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(chǔ)設(shè)施投資對(duì)農(nóng)民收人的增長(zhǎng)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(chǔ)設(shè)施落后有關(guān)，在實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收時(shí)應(yīng)先考慮交通通訊設(shè)施投資（陳銀娥 等，2012）[20]。

綜觀而言，現(xiàn)有有關(guān)農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的農(nóng)民增收效應(yīng)相關(guān)研究在其作用機(jī)制、影響方向和強(qiáng)度等方面均進(jìn)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(duì)中國農(nóng)村的研究也存在一定的不足：首先，大多基于省際數(shù)據(jù)或東中部個(gè)別地域單元來展開，盡管部分文獻(xiàn)指出中國西部地區(qū)是很重要的研究對(duì)象，但鮮有文獻(xiàn)以西部農(nóng)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(jīng)濟(jì)等發(fā)展水平具有很強(qiáng)的異質(zhì)性，有必要針對(duì)西部地區(qū)更為細(xì)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(cè)度路網(wǎng)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(biāo)來測(cè)度交通基礎(chǔ)設(shè)施的收入效應(yīng)，可能導(dǎo)致收入效應(yīng)的估算偏差（一般低估）；最后，農(nóng)村居民工資性收入和家庭經(jīng)營(yíng)純收入是中國農(nóng)村居民收入的兩大重要構(gòu)成，現(xiàn)有研究大多未區(qū)分交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)這兩種收入的不同影響?；诖耍疚牡男乱庵饕w現(xiàn)在以下四個(gè)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(jù)，從西部總體和分省兩個(gè)層面探析農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的農(nóng)民增收效應(yīng)；其二，在計(jì)算路網(wǎng)密度時(shí)，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(shí)從交通基礎(chǔ)設(shè)施的流量和存量?jī)煞N角度來刻畫其對(duì)農(nóng)村居民收入的綜合影響；最后，分析了交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)農(nóng)村居民收入兩大主要構(gòu)成的作用機(jī)制。接下來的內(nèi)容安排：第二部分是變量選取、數(shù)據(jù)說明和模型構(gòu)建；第三部分是實(shí)證結(jié)果與分析；第四部分是結(jié)論與啟示。任曉紅，但 婷，侯新爍：農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的農(nóng)民增收效應(yīng)研究

二、變量選取與數(shù)據(jù)說明

本文選取農(nóng)村居民人均純收入作為被解釋變量。為了更準(zhǔn)確地估計(jì)農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)農(nóng)村居民收入的影響，對(duì)核心解釋變量“農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施”同時(shí)從流量和存量?jī)煞N角度進(jìn)行分析。除交通基礎(chǔ)設(shè)施以外，農(nóng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力、農(nóng)業(yè)從業(yè)人員和有效灌溉面積等其他諸多因素也會(huì)影響農(nóng)民收入增長(zhǎng)。郭燕枝和劉旭（2011）通過對(duì)24個(gè)可能影響農(nóng)民收入的因素作了格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)[21]。具體來說，國外相關(guān)研究中影響農(nóng)民收入的因素主要是政府政策、人力資本、農(nóng)業(yè)發(fā)展模式創(chuàng)新、自然與氣候條件等；國內(nèi)影響農(nóng)民收入增長(zhǎng)的主要因素包括土地制度、財(cái)政支農(nóng)、人力資本和農(nóng)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(dòng)力、土地要素、農(nóng)業(yè)技術(shù)水平、人力資本水平和轉(zhuǎn)移支付等作為控制變量來探討西部農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)農(nóng)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(nóng)村居民人均純收入（I）來表征農(nóng)村居民收入的總體狀況。其次，選取農(nóng)村居民人均工資性收入（I1）和人均家庭經(jīng)營(yíng)純收入（I2）來探析農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施影響農(nóng)村居民人均純收入的主要機(jī)制：依據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，在2006—2014年間，西部地區(qū)農(nóng)村居民人均工資性收入和人均家庭經(jīng)營(yíng)純收入之和在農(nóng)村居民人均純收入中占比為6952%～9674%，是其最主要的兩大構(gòu)成。

2.核心解釋變量

（1）存量：農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施水平，采用各省區(qū)的鄉(xiāng)鎮(zhèn)有效路網(wǎng)密度（RD）作其衡量指標(biāo)。一般而言，交通基礎(chǔ)設(shè)施是對(duì)公路、鐵路、內(nèi)河航道和民航等的總稱，但對(duì)于中國西部省區(qū)的鄉(xiāng)鎮(zhèn)來說，目前的交通基礎(chǔ)設(shè)施主要是農(nóng)村公路。計(jì)算公式為RD=roadyxmj。其中，road表示鄉(xiāng)鎮(zhèn)道路長(zhǎng)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(duì)有效面積的測(cè)度，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多采用所研究區(qū)域內(nèi)的行政面積來計(jì)算。國土資源部將土地分為農(nóng)用地、建設(shè)用地建設(shè)用地面積指市行政區(qū)范圍內(nèi)經(jīng)過征用的土地和實(shí)際建設(shè)發(fā)展起來的非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)建設(shè)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(shè)施的城市建設(shè)用地（如機(jī)場(chǎng)、鐵路編組站、污水處理廠、通訊電臺(tái)等）；耕地指種植農(nóng)作物的土地，包括熟地，新開發(fā)、復(fù)墾、整理地，休閑地（含輪歇地、輪作地）；以種植農(nóng)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(shí)種植藥材、草皮、花卉、苗木等的耕地，以及其他臨時(shí)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(gè)城市實(shí)際建設(shè)用地所達(dá)到的境界范圍。（摘自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》） 和未利用地三類，其中，未利用地是指農(nóng)用地和建設(shè)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(jì)算路網(wǎng)密度，勢(shì)必會(huì)將這些廣闊的“無人區(qū)”的面積納入交通基礎(chǔ)設(shè)施水平考核的范圍內(nèi)，導(dǎo)致研究精確度的欠缺。因此，本文在計(jì)算有效面積時(shí)剔除了未利用地面積。介于農(nóng)用地面積統(tǒng)計(jì)的復(fù)雜性和數(shù)據(jù)難以獲取等制約因素，加之統(tǒng)計(jì)部門從2013年才開始將建設(shè)用地面積納入《中國城鄉(xiāng)建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》中，為保持?jǐn)?shù)據(jù)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(jì)算的有效面積而言，測(cè)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(nóng)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(jù)相對(duì)完整的2010年為例）。此外，西部部分省區(qū)農(nóng)用地中還包括大量的對(duì)交通基礎(chǔ)設(shè)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(jì)算的有效路網(wǎng)密度能在較大程度上反映西部農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施的真實(shí)狀況。 。

（2）流量：農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施投資（TRANS）。鑒于數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)口徑問題，采用鄉(xiāng)鎮(zhèn)道路橋梁建設(shè)投入作其衡量指標(biāo)。

3.控制變量

（1）勞動(dòng)力（L）。在其他條件保持相對(duì)不變時(shí)，當(dāng)從事農(nóng)業(yè)活動(dòng)取得的收益相對(duì)低于非農(nóng)就業(yè)的收益時(shí)，勞動(dòng)力寧愿選擇外出就業(yè)；而且外出就業(yè)勞動(dòng)力的比例越高，即從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動(dòng)力越少，越利于增加農(nóng)民收入（王春超，2011）[23]。理論上，應(yīng)采用鄉(xiāng)村從業(yè)人員統(tǒng)計(jì)口徑下的農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人員數(shù)作為衡量指標(biāo)。鑒于目前鄉(xiāng)鎮(zhèn)層面數(shù)據(jù)的匱乏，而且在所選的樣本區(qū)間內(nèi)，從事農(nóng)業(yè)活動(dòng)的非農(nóng)村人口相對(duì)較少，對(duì)農(nóng)村居民收入的影響微弱，因此本文將第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)作為其衡量指標(biāo)。

（2）農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步（T）。采用農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力來表示農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步。農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步會(huì)提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，間接增加農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入；同時(shí)技術(shù)進(jìn)步又會(huì)釋放大量勞動(dòng)力，加上城鎮(zhèn)化的推動(dòng)作用，促進(jìn)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移實(shí)現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)，增加了農(nóng)民的非農(nóng)收入（陸文聰和余新平，2013）[24]。

（3）土地（E）。采用農(nóng)作物播種面積作其衡量指標(biāo)。從生產(chǎn)活動(dòng)開始，土地就被視為重要的生產(chǎn)要素和農(nóng)民收入的保障。土地投入能保障農(nóng)民獲取一定的農(nóng)業(yè)收入，但隨著經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變，土地反而會(huì)束縛勞動(dòng)力，阻礙其獲得工資性收入，土地對(duì)農(nóng)民的增收效應(yīng)已不顯著（駱永民和樊麗明，2015）[25]。因此，有必要考慮土地對(duì)農(nóng)民收入的影響。

（4）財(cái)政支農(nóng)（F）。長(zhǎng)期來看，財(cái)政支農(nóng)資金對(duì)農(nóng)民收入有顯著的正向促進(jìn)作用，特別是2007年以后，財(cái)政支農(nóng)資金通過補(bǔ)貼現(xiàn)金等形式直接增加了農(nóng)民的轉(zhuǎn)移性收入（羅東和矯健，2014）[26]。因此，本文選取財(cái)政支農(nóng)變量作為又一控制變量。介于2007年其統(tǒng)計(jì)口徑發(fā)生變化，統(tǒng)計(jì)部門將農(nóng)業(yè)、林業(yè)、農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費(fèi)合在一起統(tǒng)稱為“農(nóng)林水事業(yè)”，為保持?jǐn)?shù)據(jù)一致，本文采用“農(nóng)林水事業(yè)”的財(cái)政支出來刻畫財(cái)政支農(nóng)變量。

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

4.數(shù)據(jù)來源與處理

本文的相關(guān)數(shù)據(jù)依據(jù)EPS（Easy Professional Superior）數(shù)據(jù)庫、歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國城鄉(xiāng)建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》整理，數(shù)據(jù)跨度為2006-2014年。2015年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》中農(nóng)村居民人均純收入的統(tǒng)計(jì)口徑變?yōu)槿司芍涫杖耄瑥膬?nèi)容上看，二者的差別甚微，所以2014年農(nóng)村居民人均純收入數(shù)據(jù)用人均可支配收入近似代替。此外，《中國城鄉(xiāng)建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》未對(duì)西藏地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)道路和道路橋梁投入進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，因此，西藏的有效路網(wǎng)密度和交通基礎(chǔ)設(shè)施投資數(shù)據(jù)缺失，因此從樣本中予以剔除；其余缺失數(shù)據(jù)盡量通過政府報(bào)告和相關(guān)會(huì)議進(jìn)行補(bǔ)齊。變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

根據(jù)數(shù)據(jù)整理計(jì)算得出，樣本期間內(nèi)農(nóng)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(shí)際年均增長(zhǎng)率達(dá)到了239%；其農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施也有顯著改善，農(nóng)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(nóng)村居民人均純收入對(duì)數(shù)和有效路網(wǎng)密度對(duì)數(shù)均具有類似的變化趨勢(shì)，具體如圖1所示。

數(shù)據(jù)來源：相關(guān)數(shù)據(jù)依據(jù)EPS數(shù)據(jù)庫、歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國城鄉(xiāng)建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》整理，時(shí)間為2006—2014年。

初步推測(cè)農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施的改善很可能對(duì)農(nóng)村居民人均純收入增長(zhǎng)產(chǎn)生了正向的影響，但這需要通過合理的實(shí)證分析予以驗(yàn)證。

三、實(shí)證結(jié)果與分析

1.模型設(shè)定與選擇

為避免數(shù)據(jù)中可能的異方差和數(shù)據(jù)波動(dòng)，對(duì)各變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，并采用F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)（H檢驗(yàn)）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(nóng)村居民人均純收入；RD、TRANS是核心解釋變量，表示有效路網(wǎng)密度和交通基礎(chǔ)設(shè)施投資；X是一組控制變量向量；μi為省份個(gè)體效應(yīng)，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(xiàng)。

第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)（lnL）常被相關(guān)研究作為控制變量，但在本文的樣本區(qū)間內(nèi)，lnL與農(nóng)作物播種面積（lnE）、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力（lnT）之間均具有較強(qiáng)的相關(guān)性，而與農(nóng)村居民人均純收入（lnI）之間的相關(guān)性卻極其微弱，為此，本文不選擇lnL作控制變量。相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

首先，用F檢驗(yàn)判斷模型中是否存在固定效應(yīng)，對(duì)變量初步回歸后，F(xiàn)檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的P值為0，因此，應(yīng)建立個(gè)體固定效應(yīng)模型。其次，用H檢驗(yàn)來選擇個(gè)體固定效應(yīng)模型還是個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型。H檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的P值為001，故接受個(gè)體固定效應(yīng)。因此，論文最終選擇個(gè)體固定效應(yīng)模型。

在對(duì)模型進(jìn)行回歸前，理論上還應(yīng)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)以保證回歸結(jié)果的有效性，而該檢驗(yàn)使用的方法（通常是單位根檢驗(yàn)）對(duì)大樣本數(shù)據(jù)適用，如果將其用于小樣本數(shù)據(jù)時(shí)，檢驗(yàn)結(jié)果很有可能失真（許春淑和閆殊，2017）[28]。鑒于本文數(shù)據(jù)屬于短期小樣本面板數(shù)據(jù)，其波動(dòng)性較小，因而直接作回歸分析。

2.農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)農(nóng)村居民人均純收入的影響

基于上文變量間的相關(guān)情況，運(yùn)用逐步回歸法對(duì)公式（2）作固定效應(yīng)（FE）回歸，結(jié)果如表3所示。

模型（1）～（3）均很好地?cái)M合了樣本觀測(cè)值。有效路網(wǎng)密度lnRD的回歸系數(shù)在三個(gè)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(chǔ)設(shè)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。控制變量農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力lnT、平均受教育年限lnH和財(cái)政支農(nóng)lnF在三個(gè)模型中的回歸系數(shù)均顯著為正，農(nóng)作物播種面積lnE在模型（3）中的回歸系數(shù)不顯著，其符號(hào)為正。為保證模型擬合具有較強(qiáng)解釋能力，故論文針對(duì)模型（3）的實(shí)證結(jié)果進(jìn)行分析。

對(duì)于核心變量，農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施存量（lnRD）對(duì)農(nóng)村居民人均純收入有促進(jìn)作用，一個(gè)可能的解釋是西部農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施水平提高既方便了農(nóng)村居民外出打工，又有助于農(nóng)村居民從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)，降低流動(dòng)成本和生產(chǎn)成本，因而，在整體上有助于農(nóng)村居民收入的增長(zhǎng)。交通基礎(chǔ)設(shè)施投資（流量：lnTRANS）對(duì)農(nóng)村居民人均純收入也有正向促進(jìn)作用，但不具顯著性，可能是當(dāng)期投資規(guī)模對(duì)當(dāng)期農(nóng)村居民人均純收入的促進(jìn)作用有限，或因交通基礎(chǔ)設(shè)投資增收效應(yīng)的時(shí)滯性所致；無論是交通基礎(chǔ)設(shè)施存量還是流量對(duì)西部農(nóng)村居民人均純收入的彈性都偏小。可能的解釋是，一個(gè)地區(qū)的交通基礎(chǔ)設(shè)施水平只有達(dá)到一定的門檻值時(shí)方能對(duì)收入增長(zhǎng)產(chǎn)生較大影響（Baldwin et al.，2003）[29]，且西部農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)農(nóng)村居民人均純收入具有顯著的三重門檻效應(yīng)（任曉紅 等，2018）[30]，然而，迄今西部地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施在整體上依然相對(duì)落后，尤其是農(nóng)村地區(qū)的交通基礎(chǔ)設(shè)施投資及其累積的存量均相對(duì)較少，因而其增收效應(yīng)也相對(duì)有限。

對(duì)于控制變量，代表農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、勞動(dòng)力平均受教育年限（人力資本水平）的提高、財(cái)政支農(nóng)（如農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)建設(shè)、直接補(bǔ)貼等）對(duì)農(nóng)村居民增收均有顯著的促進(jìn)作用。農(nóng)作物播種面積（土地使用）對(duì)提高農(nóng)民收入有正向促進(jìn)作用，但不顯著，這可能與土地本身的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和現(xiàn)行的土地管理制度有關(guān)。

3.農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)農(nóng)村居民人均純收入的作用機(jī)制

將農(nóng)村居民人均純收入的兩大主要構(gòu)成——人均工資性收入（I1）和人均家庭經(jīng)營(yíng)純收入（I2）分別作為被解釋變量代入基準(zhǔn)模型中，采用個(gè)體固定效應(yīng)模型，并運(yùn)用逐步回歸法進(jìn)行回歸，結(jié)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(jīng)營(yíng)純收入（lnI2）逐步回歸的部分結(jié)果，選取擬合效果較好模型（3）和模型（6）進(jìn)行分析。有效路網(wǎng)密度對(duì)人均工資性收入和人均家庭經(jīng)營(yíng)純收入均具有顯著的促進(jìn)作用，極有可能源于目前西部地區(qū)農(nóng)村現(xiàn)存的交通基礎(chǔ)設(shè)施（存量）為農(nóng)村勞動(dòng)力外出就業(yè)和從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)提供了便利，從而獲得更多的工資性收入和家庭經(jīng)營(yíng)收入；農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施投資（流量）也均能促進(jìn)兩大收入構(gòu)成的增加，但對(duì)人均家庭經(jīng)營(yíng)純收入的影響顯著，而對(duì)人均工資性收入影響不顯著，可能是因?yàn)檗r(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施與城市相較而言，投資量小且周期短，對(duì)工資性收入的作用有限，相對(duì)更有利于家庭經(jīng)營(yíng)純收入的增長(zhǎng)。

對(duì)控制變量而言，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力和財(cái)政支農(nóng)均顯著地促進(jìn)農(nóng)村居民人均工資性收入和人均家庭經(jīng)營(yíng)純收入增加，表明農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步在提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率促使家庭經(jīng)營(yíng)純收入增加的同時(shí)，其所釋放的勞動(dòng)力的外出就業(yè)也會(huì)帶來更多工資性收入；而財(cái)政支農(nóng)則通過農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)建設(shè)或直接補(bǔ)貼等促進(jìn)農(nóng)村居民增收。農(nóng)作物播種面積對(duì)人均工資性收入和人均家庭經(jīng)營(yíng)純收入均具有正向促進(jìn)作用，但對(duì)后者的影響不顯著，可能是農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格或土地的使用、管理等其他方面的原因?qū)е?。平均受教育年限?duì)農(nóng)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(huì)更高；但平均受教育年限對(duì)人均家庭經(jīng)營(yíng)純收入具有抑制性，從長(zhǎng)期來看，這可能是因?yàn)檗r(nóng)業(yè)從業(yè)人員的教育回報(bào)率過低、對(duì)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動(dòng)力受教育的程度要求不高，在一定程度上，受教育時(shí)間過長(zhǎng)反而可能被認(rèn)為耽誤了從事家庭經(jīng)營(yíng)和農(nóng)業(yè)活動(dòng)取得收入的機(jī)會(huì)等所致。

4.農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)農(nóng)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(chǔ)設(shè)施發(fā)展水平、土地資源等的差異性，有必要對(duì)西部地區(qū)分省或者分區(qū)域進(jìn)行再檢驗(yàn)。但考慮到簡(jiǎn)單的分省回歸會(huì)因時(shí)間序列較短，達(dá)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(chǔ)上采用隨機(jī)系數(shù)模型（Random Coefficient Model）進(jìn)行分省異質(zhì)性研究。該方法將解釋變量系數(shù)視為一隨機(jī)變量，在FGLS的一致估計(jì)條件下展開回歸，從而為樣本中每個(gè)省份的變量系數(shù)提供異質(zhì)性的分析結(jié)果；同時(shí)模型估計(jì)結(jié)果給出的參數(shù)穩(wěn)定性卡方檢驗(yàn)也表明拒絕“參數(shù)不變”的原假設(shè)，即認(rèn)為交通基礎(chǔ)設(shè)施等變量對(duì)農(nóng)民相關(guān)收入指標(biāo)的影響存在省份差異。

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

控制變量層面，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力除了重慶、青海之外大都有顯著的正向影響（內(nèi)蒙古不顯著），可以發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)機(jī)械發(fā)展?fàn)顩r對(duì)農(nóng)村居民純收入有廣泛意義上的促進(jìn)作用，而重慶、青海和內(nèi)蒙古未能表現(xiàn)出統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性主要與這些省份的自然條件有很大關(guān)系，多山的重慶、高原與濕地的青海以及草原為主的內(nèi)蒙古并不適宜農(nóng)業(yè)機(jī)械化。平均受教育年限在內(nèi)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(jìn)作用，但對(duì)新疆等地區(qū)卻有抑制性，同時(shí)存在效果并不顯著的地區(qū)，教育能否有效轉(zhuǎn)化為對(duì)農(nóng)民收入的增長(zhǎng)動(dòng)力可能存在某些實(shí)現(xiàn)條件。財(cái)政支農(nóng)的效果也存在較大差異，其中內(nèi)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(fù)，財(cái)政的支持可能會(huì)因?yàn)閷?duì)工資性收入和經(jīng)營(yíng)性收入的差異影響而有異質(zhì)性。擴(kuò)大農(nóng)作物播種面積有利于農(nóng)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(nóng)作物播種面積的提升并不一定能夠提升農(nóng)民收入，這與當(dāng)前社會(huì)中農(nóng)民并不依靠種地過活的情境相吻合。

表6報(bào)告了以農(nóng)村居民人均工資性收入為因變量的估計(jì)結(jié)果?？梢姡煌ɑA(chǔ)存量基本上對(duì)省份均有正向影響，當(dāng)然省份所處地理位置與交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展?fàn)顩r也在一些省份未能表現(xiàn)出對(duì)農(nóng)民工資性收入的增進(jìn)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(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施投資（lnTRANS）的影響多不顯著，在具有統(tǒng)計(jì)差異的樣本中，重慶和陜西顯著為負(fù)，貴州地區(qū)則顯著為正，這一表現(xiàn)與對(duì)農(nóng)村居民人均純收入的估計(jì)結(jié)果具有一致性?？刂谱兞繉用妫r(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力對(duì)農(nóng)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(jì)顯著性，可能的原因是農(nóng)業(yè)機(jī)械的發(fā)展有助于解放勞動(dòng)力，從而促進(jìn)農(nóng)村人口更多的參與工資性收入活動(dòng)，這表明提高西部各省區(qū)農(nóng)業(yè)技術(shù)水平對(duì)農(nóng)村居民增收是很有效的。平均受教育年限對(duì)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(jìn)作用，而其他地區(qū)并不具有統(tǒng)計(jì)顯著性，這說明提高農(nóng)村居民的人力資本水平可助于工資性收入增長(zhǎng)從而增加收入。財(cái)政支農(nóng)的異質(zhì)性較為明顯，其中內(nèi)蒙古、重慶和青海為正且顯著，云南、陜西和甘肅為負(fù)且顯著，地區(qū)發(fā)展?fàn)顩r和對(duì)財(cái)政的依賴性形成了對(duì)農(nóng)民工資性收入的間接影響。擴(kuò)大農(nóng)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(jì)顯著性，其中重慶和寧夏地區(qū)為負(fù)向效應(yīng)，可能是區(qū)域內(nèi)土地使用和管理制度等方面的原因所致，另外與農(nóng)民的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)開始脫離土地也有很大關(guān)聯(lián)。