农村固定资产投资对农民收入影响的实证研究，本文主要内容关键词为：固定资产投资论文,农民收入论文,农村论文,实证研究论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
农村固定资产投资在促进农业发展、农民增收中扮演着重要角色，是拉动农村经济增长的“三驾马车”之一。近些年来，国内学者围绕农村固定资产投资与农民收入问题开展了大量研究，形成诸多有益结论。如姚耀军与和丕禅(2006)利用资本配置效率模型在对农村固定资产投向农业的绩效进行计量分析后认为，农村固定资产投向农业的配置效率呈现出由东到西不断减低的态势，且差异较大(这是导致东西部农民收入差距的重要因素之一)；通过对重庆5个贫困山区县2002-2004年间道路投资状况进行实证分析，李文(2007)认为修建技术等级较低的砂石路对农户收入有较大促进作用；黄景章(2005)利用1980-2003年的统计资料对农村固定资产投资与农民收入的关系进行了定量分析，测算出农村固定资产投资每增加10亿元可使1990年前后的农民人均纯收入分别增加3.5元和2.6元。从现有文献看，学者们对农村固定资产投资与农民收入的关系进行了定量研究，但较少深入探讨农村固定资产投资对农民收入的影响机理和过程，因而未能将其作为实证分析的基础。鉴于此，本文从增加非农就业机会(减少农业就业)和提高农业综合生产力两个方面，对农村固定资产投资影响农民收入的过程进行理论分析，并利用1980-2005年的相关统计数据进行实证检验。
二、农村固定资产投资对农民收入的影响过程分析
(一)农村固定资产投资通过增加非农就业机会(减少农业就业)影响农民收入
在区分不同收入性质的情况下，农民总收入由工资性收入、转移性收入、家庭经营收入和财产性收入四部分构成。农村固定资产投资可以为农村劳动力提供非农就业机会，最终使其从中获得“工资性收入”。一方面，农村固定资产投资(特别是一些大型建设项目)在实施过程中常常会催生大量的劳务需求，从而创造出新的非农就业机会；另一方面，农村固定资产投资完成后，一般会形成实物形态的投资成果，使农村劳动力借助该投资成果进行相关的经营和服务活动成为可能。农业就业减少、非农就业增加将会使农民收入得到增加①。蔡昉、王德文、都阳(2005)等人在《农村发展与增加农民收入》一书中，将农民总收入简化为农业收入和非农业收入两部分，在考虑其各自工资率和劳动力投入量的基础上，先后经过数学代换和求微商推导出每个农村劳动力平均收入增长等式，并将该等式近似地看作(不考虑人口年龄结构等因素)农民人均收入增长等式，反映出非农就业影响农民收入的过程：
从(1)式可以看出，农民人均收入增长既与农业工资率、非农就业工资率、非农就业比例有关，也受其各自的增长幅度、占农民人均收入权重的影响。
从非农就业比例来看，若非农就业工资率(
)维持其原有水平不变，而其占农民人均收入的权重(
)也不发生变化，非农就业比例(Ф)的高低就决定着农民人均收入增长幅度的大小。从实际状况来看，无论是非农就业工资率还是农业工资率通常都会在一定的时间内保持既定水平不变②(这意味着非农就业工资率增幅和农业工资率增幅的稳定)，而非农就业工资率、农业工资率和非农就业比例各自占农民收入的权重由于更多地受到结构性因素的影响，往往在一定的时间内也不发生显著变化。与农业就业相比，非农就业无论是工资率还是工资率增长幅度都不低于农业就业(这决定了非农就业工资率与农业工资率的差值不为负)，非农就业工资率占农民收入的权重通常相对要高(受非农就业工资率较高的影响)。事实上，非农就业工资率要高于农业工资率，赖小琼和余玉平关于城市工资水平一般高于农村的观点可在一定程度上说明这一点。其实，这是我们假定农村劳动力全部在农村之外(城市)进行非农就业，现在考虑农村劳动力在农村非农部门就业背景下农业工资率与非农就业工资率的对比状况，此时，农业平均利润率明显低于农村非农产业平均利润率(李大胜、李琴，2007)，这就决定了非农就业工资率高于农业工资率。大量农村劳动力不断在非农部门寻找就业机会的客观事实也可以证实非农就业工资率高于农业工资率的结论，因为农村劳动力流出的最基本动力是部门的工资率差异(李芝倩，2007)。对于工资率增幅，笔者认为，在以自我雇佣为特点的农业就业中，农业劳动力的严重过剩使农业就业工资率水平较低且难以发生较大幅度变化，而聂丹(2007)认为大量存在的农业剩余劳动力使农业工资率始终处于生存工资水平的假定符合中国实际；考虑到中国当前农业劳动力非农就业的实际状况，我们可以不对非农就业工资率增幅与农业工资率增幅的大小进行严格区分，可这并不会对我们的分析产生影响，问题的关键在于我们认识到非农就业工资率的上升至少不会落后于农业工资率的上升，因为非农就业工资率不仅会因农业工资率的外生性上升而上升，还会因现代部门的需求拉动而上升(聂丹，2007)。随着城镇化和工业化的逐步推进，非农就业比例上升、农业就业比例下降已成为一种发展趋势。在上述情形之下，非农就业比例与农业就业比例这种相同幅度不同方向(因为农业就业比例与非农就业比例之和等于1)的变化最终就能使农民收入得以增加。
综上所述，农村固定资产投资为农民非农就业创造了机会和可能，提高了农民非农就业比例(减少了农业就业比例)，有助于实现农民收入增长。
(二)农村固定资产投资通过提高农业综合生产能力影响农民收入
农业综合生产能力(也称农业综合生产力)是由农业生产诸要素综合投入所形成的农业综合产出能力。农村固定资产投资尤其是用于农田水利、农业机械、农业科技和其他设施方面的支出可以在降低劳动强度、改善农业生产条件的同时使农业生产率③得到显著提高。以农业生产率为基础的农业综合生产能力得到相应的提高后，会通过农产品产量、质量和价格的变化最终影响到农民收入增长，具体过程如图1所示。
由图1可知，用于不同方面、分属于不同类型的农村固定资产投资集中影响着农业综合生产力水平，农业综合生产力水平的提高会通过农产品产量增加和质量改善表现出来，而农产品产量和质量的变化通过农产品市场最终对农民收入产生影响，促进农民收入增长。
三、农村固定资产投资对农民收入影响过程实证分析
上述分析表明，农村固定资产投资可以通过增加非农就业机会(减少农业就业)、提高农业综合生产能力对农民收入产生影响，但这仅是一般的分析结论，仍有必要通过实证分析加以验证。
(一)变量的确定
基于前文对固定资产投资影响农民收入的过程分析，本文确定出以下变量：
1.农村居民家庭人均纯收入(income)(以下简称农民收入，单位为元)，是本文的被解释变量。本文之所以未选择农民总收入，主要是考虑到研究惯例和数据资料的可获得性。
2.农村集体固定资产投资(coqua)(单位为亿元)，本文将其确定为解释变量，主要由于农村集体固定资产投资是农村固定资产投资的重要组成部分，在农村固定资产投资中占有很大比重④，可以比较好地代表农村固定资产投资，且在数量分析中显示出更强的显著性。
图1 农村固定资产投资影响农民收入的过程示意图
3.从事农业产业的乡村劳动力(agrate)(以下简称农业就业，单位为百万人)，本文将其作为解释变量，既是基于前文对影响过程的分析，也是因为与非农就业相比，该变量的数量分析结果更具合理性。
4.平均每个农业劳动力拥有的农业机械动力(maqua)(以下简称人均农机动力，其计算方法为：农业机械总动力/农业就业人数，单位为瓦/人)。该变量与农业综合生产力密切相关且统计数据资料完整，因此，本文将其作为农业综合生产力的代理解释变量。
(二)样本数据的选取及处理
本文所采用的样本数据主要来源于《中国统计年鉴》(2006，1994)、《中国农村统计年鉴》(2006)和《中国农业统计资料汇编》(1949-2004)。其中，农村居民家庭人均纯收入、农业机械总动力(年底数)、农村集体固定资产投资1981-2005年的数据⑤全部来源于《中国农村统计年鉴》，而2005年农业就业人数⑥来源于《中国统计年鉴》，其余年份的农业就业人员数据来源于《中国农业统计资料汇编》。选择1980年作为本数据的起点，主要是考虑到1980年后的农村固定资产投资和农民收入随着经济体制的转变发生了较大变化，投资主体和收入来源的多元化倾向逐步显现。
为了消除价格对有关经济变量的影响，本文对与价格因素有关的农民收入和农村集体固定资产投资分别用城镇居民消费价格指数⑦(1978年=100)和固定资产投资缩减指数⑧(1978年=100)进行了价格剔除。同时考虑到时序数列中可能存在的异方差，本文在剔除价格影响的基础上又对所有变量进行了自然对数变换，分别用lnincome、lncoqua、lnagrate和lnmaqua表示。
(三)实证分析
本文利用计量经济学分析软件Eviews5.0进行OLS回归分析，结果见表1。
分析结果表明，1980-2005年农村集体固定资产投资在5％的水平上显著地促进了农民收入增加，农村集体固定资产投资每增加1％，农民收入就会提高0.1045％；人均农机动力每增加1％，可以提高农民收入0.4686％；而农业就业每减少1％，农民收入会增加0.8332％，这一结果与前文对农业就业减少会增加农民收入的理论分析结论一致。
为了研究农村固定资产投资对农民收入的结构性影响，本文进行了邹检验(Chow Breakpoint Test)，发现断裂点为1990年，F值为3.1153，P值为0.0445，在5％的水平上拒绝模型回归参数未发生显著性变化的原假设，表明1990年前后农村固定资产投资对农民收入的影响发生了变化：
1.1990年以前，人均农机动力提高后农民收入出现减少，而在1990年后，人均农机动力每增加1％，农民收入则会增加0.8680％。这主要是由于农民逐步成为农机投资主体，人均农机动力的增加更多地依赖农民个人的投资支出。在外来资金支持(国家资金和集体资金)出现不足的情况下，农民收入因购置农机的较大数额支出而在短期遭受到冲击。随着时间的推移(1990年以后)，它对农民收入产生的短期冲减作用逐步微弱，而其通过提高农业综合生产力促进农民收入增长的作用却开始显现。此后，由于农民收入总量的上升⑨和相关管理体制的转变(以市场为主导)，购置农机对农民收入的短期冲减作用已不再明显，这样，农机投资对农民收入的积极影响便可以得到持续体现。
2.在1990年前，农业就业与农民收入同方向变动，而在1990年后这一情形却发生了根本改变。1990年前，由于受到经济发展状况、劳动力供需结构、传统就业观念、非农就业成本等因素的影响，农业就业所能带来的收入要高于非农就业⑩(需与非农就业工资率相区别)，放弃农业就业就意味着收入的减少。1990年后，随着经济持续、快速发展，非农就业机会的大量增加开始成为现实，虽然这一时期的农业生产条件在经济持续发展的带动和支撑下有了比较明显的改善，农业生产力得到了大幅度提高，各种农产品市场也逐步形成和完善，农业就业收入出现了一定程度的提高和增加，但与非农就业收入快速增长的现实状况相比，农业就业收入无论在绝对量还是在相对量上都已全面低于非农就业收入。这种情形下，选择非农就业所带来的收入已足以补偿放弃农业就业所造成的损失。
3.1990年以前，在10％的水平上，农村集体固定资产投资每提高1％，农民收入可以增加0.3876％，而在1990年后，农村集体固定资产投资增加，农民收入却会减少。这是由于农村集体固定资产投资在受到体制、政策、市场等因素的综合影响后出现了投资效率下滑(11)，经过传导最终波及到与这些投资项目直接或间接相关的各类生产、经营主体(包括从事农业生产、经营活动的农村居民)，导致农民收入减少。
四、结论
总体来看，农村集体固定资产投资、农业就业、人均农机动力对农民收入都有影响，但在影响方向和程度上存在差异。具体来讲，农村集体固定资产投资和人均农机动力的影响系数为正，农业就业的影响系数为负，与农村集体固定资产投资相比，人均农机动力对农民收入的影响更大。邹检验的结果表明，农村集体固定资产投资、农业就业、人均农机动力对农民收入的影响方向和程度还存在着阶段性差异。
实证分析结果表明，农村固定资产投资通过促进非农就业(减少农业就业)、提高农业综合生产力增加了农民收入。政府应加大对那些旨在提高农业综合生产能力的固定资产投资项目的政策(如对购置农机进行补贴)和资金支持力度，同时也应充分利用农村固定资产投资对农村劳动力非农就业的积极影响来促进农民收入增长。此外，还应加强对农村固定资产投资的信息服务和政策引导，切实提高投资效率。
注释：
①钟甫宁、何军(2007)持有类似的观点，他们认为减少农民人数将有助于增加农民的相对收入，也有利于缩小以至消除农民与非农民收入的差距
②刘帆(2007)认为劳动力供给长期相对过剩在决定工资市场定价的同时必然导致低工资持续“粘性”
③杨向阳、赵蕾(2007)认为农村公共投资(包括灌溉投资、农业科研投资、道路投资等)不仅会促进农村劳动力非农就业水平(与本文所持观点类似)，还会提高农业生产率
④2005年，农村集体固定资产投资占农村固定资产投资的71.19％
⑤1980年的农村集体固定资产投资额是在1981年数据的基础上依据1982、1983、1984年投资额的平均增长率计算得到
⑥所有农业就业人数均为农、林、牧、渔业从业人员数
⑦由于统计年鉴中农村居民消费价格指数只收录了1985年以后的数据，不能满足时序数列分析的需要，因此本文并未选用，而是用统计数据比较完整的城镇居民消费价格指数予以代替
⑧该指数是通过构造得到的，它以固定资产投资价格指数(上年=100)为基础，同时选用1979-1990年的建筑材料价格指数(上年=100)，然后再以1978年为100构造不变价格的固定资产投资缩减指数(本文称其为固定资产投资缩减指数，以便与固定资产投资价格指数相区别)
⑨1993年农民人均名义纯收入是1985年农民人均名义纯收入的2.32倍
⑩1983-1989年，农民家庭人均纯收入年均增长47.34元，其中50.70％来自于农业生产(从事农林牧渔副五业)，41.56％来自于非农业生产(从事农村工业、建筑业、运输、商业、饮食业等行业)。计算所用数据均来源于《中国统计年鉴》(1984-1990)
(11)1981-1989年，农村集体固定资产投资的年平均效率为0.25，而1990-2000年农村集体固定资产投资的年平均效率为0.21，投资效率有所降低。投资效率的计算方法为：农、林、牧、渔总产值年增长率/农村集体固定资产投资年增长率，其中农、林、牧、渔总产值数据来源于《中国农村统计年鉴》(2006)