農業固定投資與FDI能否促進我國農民收入——基于地區差異視角的面板數據

張　良 ,韋開蕾,許能銳,胡　祎，丁志超，劉家成

(1.南京農業大學 經濟管理學院, 江蘇 南京 210095; 2.海南大學 旅游學院，海南 海口 570228;

3.海南大學 經濟與管理學院，海南 海口 570228； 4.中國農業大學 經濟管理學院， 北京 100083)

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農業固定投資與FDI能否促進我國農民收入
——基于地區差異視角的面板數據

張良1,韋開蕾2,許能銳3,胡祎4，丁志超1，劉家成1

(1.南京農業大學 經濟管理學院, 江蘇 南京 210095; 2.海南大學 旅游學院，海南 海口 570228;

3.海南大學 經濟與管理學院，海南 海口 570228； 4.中國農業大學 經濟管理學院， 北京 100083)

摘要：本文運用拓展的C-D模型研究我國1995-2011年農業國內固定資產投資與FDI對全國及各地區農民收入的影響。研究結果表明：(1)農業國內固定資產投資與農業FDI均能促進農民增收，但農業FDI的增收作用較小；(2)東、中部地區農業國內固定資產投資對農民增收效用高于西部地區，同時兩地區農業FDI的增收效用也高于西部地區；(3)農村人力資本、農業機械動力、化肥施用量對農民收入有正向作用，但樣本期內發現耕地面積對農民收入有抑制作用。最后，基于上述研究結論提出了相關政策建議。

關鍵詞：固定資產投資；農業FDI；農民收入；增收效用

一、問題的提出與文獻回顧

“三農”問題是建設中國特色社會主義和實現全面小康社會的重大問題， 其根本核心是要增加農民收入。改革開放以來，我國農民收入有較大提高，人均收入由1978年的134元提高到2014年的9892元，增幅達約74倍。雖然2014年農村居民人均可支配收入實際增速快于城鎮居民人均可支配收入2.4個百分點，但是，從長期來看，與城鎮居民增收(人均收入1978年為343.4元，2014年為28844元，增幅達約84倍)相比，農村居民增收速度緩慢，收入水平依然偏低，城鄉之間、地區之間的收入差別依然嚴峻。美國經濟學家拉格納·納克斯提出了“貧困惡性循環論”，即形成了一個“低收入—低儲蓄能力—低資本形成—低生產率—低產出—低收入”惡性循環。因此，增加農業資本存量、有效利用農業投資是促進農村經濟發展提高農民收入的一個關鍵環節。我國農業基礎薄弱，幅員遼闊，農業投資需要多元化發展，農業國內固定資產投資(DI)與農業外商直接投資(FDI)是我國農業投資的有機組成部分。上個世紀90年代中期以來，我國對農業的投入不斷增加，農業DI從1995年的100.26億元增加到2014年的11983億元。近10年來，國家還出臺了一系列強農惠農政策，進一步推動了農業發展、農村繁榮和農民增收。另一方面，改革開放以來，我國吸收了大量的FDI，2014年我國實際利用FDI達1195.6億美元，再次超過美國成為世界第一大FDI東道國，但是我國FDI主要分布在第二與第三產業，第一產業利用FDI的比例在過去數十年從未超過3%，然而從絕對數值來看，我國農業利用FDI還是有了一定程度的提高，農業實際利用FDI從1997年的6.28億美元提高到2013年的18億美元。

可見，一方面，我國農業DI和FDI均不斷提高，另一方面，我國農村居民收入水平依然長期偏低，且城鄉收入、地區收入差距依然顯著，我國農業DI與FDI地區間效用如何？是否有差距？扮演了什么樣的角色？本文在國內外學者研究基礎上，試圖運用省際面板數據并通過拓展的C-D模型，研究農業DI和FDI對我國農民收入的影響，側重探討農業DI和FDI兩者對農民增收效用的異同及其效用的地區差異。

國內外文獻就固定資產投資對農業增長的貢獻提供了豐富的理論和實證經驗。舒爾茨[1]分析農業資本投入對農業經濟的作用，指出農業直接投資促進農業對經濟的正效用，提出應增加對農村教育、農業科研等方面投資的建議；Antle[2]、Fan and Hazell[3]分析農村基礎設施與農民收入之間的關系，得出增加農業基礎設施的數量、改善其質量，尤其是交通、通訊、灌溉等方面基礎設施投入增加能夠促進農民增收；陳莉 等[4]以安徽省為例研究農業投資對農業增長的影響，研究發現前者對后者有積極促進作用，進而促進農民收入增加。孔榮 等[5]從增加非農就業機會和提高農業生產力兩個角度，分析農村固定資產投資對農民收入的作用，前者對后者有積極影響，農村固定資產投資每增1%，農民收入就會提高0.10%。鄧金錢[6]指出農村固定資產投資包括：基礎設施投資、生產型投資對農民經營收入、工資收入、財產收入具有積極的正面效應。程戀軍 等[7]研究了轉型期阜新市投資與經濟增長的關系，結果表明隨著加大固定資產投資力度，經濟增長速度相對放緩，在轉型初期固定資產投資增加1%，GDP增加約0.89%，中期GDP增加僅為0.56%。邱福林 等[8]對全國農業固定資產投資和農業經濟增長進行分析，結果表明兩者存在協整關系，兩者增長互相促進，但農業固定資產投資作用有滯后特性，達到一定年限后，投資才會促進農業經濟，且作用顯著。

現有的理論研究認為農業FDI在增加農業資本存量、農業技術轉化、農業現代化等方面發揮作用，進而促進農業發展增加農民收入。Walkenhorst[9]研究FDI對中東歐洲國家農業的影響，指出農業FDI不僅增加農業發展的資本，而且提高了勞動生產率，促進農業經濟的發展。Chaudhuri and Banerjee[10]分析農業FDI流入對發展中國家農業經濟的影響，當東道主國家農業FDI引入增加時，農業就業產生擠入效應，促進農民非農收入。尹征杰[11]、呂立才等[12]認為FDI能夠有效促進農業經濟發展，農業利用FDI越多，農業GDP就越大，農業經濟發展程度就越高。綦建紅[13]和陳燦煌[14]指出，農業FDI與農民增收存在著某種內在的聯系，從長期看，農業FDI與農民收入之間有長期的均衡關系，農民收入增長關于農業FDI的彈性系數0.19，即農業FDI每增加1個百分點，農民收入相應增加0.19個百分點。畢紅毅 等[15]發現在長期中，每提升1個單位的FDI，農業GDP值將增加0.51個單位，農民人均凈收入將增加0.47個單位。侯士軍[16]對20世紀末到2007年的全球農業利用FDI現狀做了總結分析，并以中國為例，認為農業FDI會從三個層面促進發展中國家的“三農”發展：首先，提升農民農業專業技術和農業生產的技巧；其次，促進發展中國家的農業資本形成、農業技術轉移和農業現代化；再次，推動發展中國家農村外向化和城市化發展。李石新 等[17]分析山東農業利用FDI與農產品貿易的關系，研究表明山東農業具有自然資源和勞動力優勢，充分利用農業FDI可以推動農產品出口貿易，從而促進農業經濟發展。

上述文獻對本文的研究提供了很好的參考價值，但是關于投資對農業增收的影響，大多數文獻都是把國內固定資產投資和FDI分開來分別研究其對農業增長和農民增收的影響，鮮有把二者結合起來一起研究并加以比較其投資效用的異同。此外，絕大部分的研究要不就是以全國為樣本，要不就是以某個省市為樣本進行分析，很少從全國各地區層面考慮這兩個投資因素對農業增收效用的地區差異。本研究基于地區差異視角，同時分析國內固定資產投資和FDI對農業增長的影響，以期能更全面客觀地反映我國各地區農業固定資產投資和FDI對農業增收的影響及其地區差異，并對現有的研究文獻作進一步拓展與補充。

二、計量模型與變量說明

(一)模型設定

本文根據經典的希克斯中性的C—D生產函數為F=f(K,L)，隨著對A的認識不斷深化，中國農村家庭的純收入可以表示為:Y=P·Af(K,L)-c(K,L)。由生產函數本身特性，在一定規模范圍內，產出f(K,L)是資本K和L的增函數。農產品的價格是由市場決定，其收入P·f(K,L)在一定范圍內，也是K、L的增函數；同時，成本函數中c也伴著K、L的增加而增長。參考前人的研究，本文將CD生產函數進行擴展，檢驗農業國內固定資產投資、農業FDI對農民收入影響的模型設定為如式(1)所示：

lnRCSRi,t=A0+A1lnRDIi,t+A2lnRFDIi,t+βlnXi,t+εi,t

(1)

其中，RCSRi,t代表第i個省在第t年的人均農民純收入，單位：元；RDIi,t代表第i個省在第t年人均農業國內固定投資，用各省農業國內固定投資除以第一產業從業人數。農業國內投資部分，通過農業固定資產投資總額減去以人民幣表示的農業引入外商直接投資額可以獲得，該數據表示我國農業的國內投資狀況[18]，單位：元/人；RFDIi,t代表第i個省在第t年的人均利用農業FDI，用各省農業外商直接投資除以第一產業從業人數，單位：元/人。X代表影響農民收入的其他因素，主要包括人均耕地面積(RSi,t)，單位：公頃/人；人均農業機械動力(RMi,t)，單位：千瓦/人；人均化肥使用量(RHi,t)，單位：噸/人；農村人力資本水平(Edui,t)，單位：年；εi,t為隨機擾動項。宋維佳與謝建國 等的研究指出，人力資本水平的差異會顯著影響農業外商直接投資與農民收入增長之間的關系[19-20]。FDI傾向于勞動力素質較高、人力資源相對豐富的地區流入，因此，我們加入人力資本水平與農業外商直接投資的交叉項進一步來檢驗，見式(2)。

lnRCSRi,t=B0+B1lnRDIi,t+B2lnRFDIi,t+B3lnRFDIi,t×Edui,t+γlnXi,t+ζi,t

(2)

其中，如果人力資本對農業FDI與農民收入之間的關系有影響，那么式(2)中，B2會小于0，B3會大于0。即農業FDI對農民收入增長的促進作用是有條件的，只有當人力資本水平達到一定程度時，農業FDI才會促進農民收入增長，且農村人力資本水平越高，農業FDI的促進作用越顯著。

①在本文中，將北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11省市列為我國東部地區；將山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個省市列為我國中部地區；將內蒙古、廣西、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆10個省市列為我國西部地區。

(二)數據來源和變量說明

本文選取了1995-2011年中國29個省區(不含西藏，重慶數據并入四川)作為研究樣本，并以東、中、西三大地區①來分析農業DI和FDI對我國不同地區農民增收的影響。數據啟始年取1995年，基于兩個原因：其一，中國雖然從上個世紀70年代末開始引進外資,但90年代以前，中國吸引FDI量很少，直到1992年鄧小平“南巡”講話之后，FDI才大舉進入中國，而農業利用FDI的量在90年代中期之前也極其少，1995年之前的農業FDI統計數據也不完整，所以我們認為從90年代中期即1995年開始考察其對農業增長的效用會比較合理；其二，《中華人民共和國教育法》1986年頒布并規定，適齡的“兒童和少年”必須接受九年義務教育。1986年的9年后正好是頒布該法律后第一批受義務教育的學生畢業，農村人民受教育程度與以往相比得以改善，因此本文選取農民人力資本水平指標的年份從1995年開始。

辛嶺 等[21]與宋英杰[22]等指出，農民受教育水平是影響農民收入的因素，認為受教育程度對農民收入影響具有遞增效應，即受教育程度對農民收入不僅短期內存在，長期作用也十分明顯，而且教育對收入的邊際效應并未隨著時間延長逐漸減弱反而是逐步增強，因此，本文選擇農村人力資本(Edui,t)作為影響農民收入的控制變量。農村人力資本(Edui,t)則按照常規處理方法，以文盲或半文盲、小學、初中、高中和大專以上等五類接受不同層次教育的農村勞動力百分比分別乘以3、6、9、12、15計算出受教育平均年限。

楊渝紅 等[23]從農業土地規模、農村剩余勞動力轉移的角度，尋找當前的農民增收的途徑，研究得出我國人均土地經營規模與農民人均純收入存在U型關系，土地經營規模過小或者是處于規模經營水平都可能使農民獲得較高的人均純收入。因此，本文選取人均耕地面積(RSi,t)作為影響農民收入的控制變量。人均耕地面積(RSi,t)用各省市耕地面積除以第一產業從業人數。

許廣月[24]研究農業機械化與農民收入的關系，得出農業機械總動力與農民收入存在長期的均衡關系，從長期來看農業機械總動力是促進農民收入原因之一。因此，本文選取人均農業機械動力(RMi,t)作為影響農民收入的控制變量。人均農業機械動力(RMi,t)用各省市農業機械總動力除以第一產業從業人數。

黃靜 等[25]分析影響中國農民收入的影響因素，得出農業機械化程度、土地面積、化肥施用量等對家庭經營收入有較高程度影響，因此本文以人均化肥使用量(RHi,t)作為影響農民收入的控制變量。人均化肥使用量(RHi,t)用各省市化肥使用量除以第一產業從業人數。

以上分析所需的基礎數據主要來源于我國1995-2012年各省統計年鑒、《新中國六十六年資料匯編》和各年《中國農村統計年鑒》。為消除價格因素影響，本文對上述以金額為計量單位的原始數據進行了基于1995年的價格指數調整。在實證分析中，除Edu外，對其他變量均取對數形式，可以降低異方差，同時可以體現因變量對自變量的彈性。

三、實證分析與回歸結果

為了保證結果的有效性，在面板回歸前期，需要對各個變量進行平穩性檢驗和協整檢驗，防止“虛假”回歸的出現。

(一)單位根檢驗

如果所有變量在其水平值上不具有單整性，直接采用OLS估計方程將有可能導致謬誤回歸結果，因此需對變量用LLC(Levin A，Lin C & Chu C，2002)檢驗方法，進行單位根檢驗。筆者采用LLC檢驗、IPS檢驗、ADF檢驗、PP檢驗適用于面板數據的個體具有相同根的情形，因此對各變量的數列進行單位根檢驗，檢查數據的平穩性,具體檢驗結果見表1。

表1　單位根檢驗結果

表1給出的是在變量在有截距和趨勢項的條件下，ADF平穩檢驗結果。7個變量之間的原始數據不平穩，經過一階差分后是平穩，說明上述變量是一階平穩。

(二)協整關系檢驗

變量間長期穩定的關系需要用協整關系來體現，如果變量之間不存在協整關系，那么也不會存在其他的線性關系。根據上述7個變量的單位根檢驗結果是一階平穩的，因此可以對變量間是否具有協整關系進行檢驗，本文采用Kao協整檢驗方法進行檢驗，具體結果見表2。

表2　Kao檢驗結果

由表2得：檢驗結果在5%的顯著性水平下表現為顯著，即拒絕“不存在協整關系”的原假設，因此變量之間存在協整關系，本文回歸估計不會出現偽回歸，即可以進行下一步的回歸估計。

(三)豪斯曼檢驗與模型的確定

在對面板數據分析前，首先要確定模型是固定效應模型還是隨機效應模型。因此對模型進行豪斯曼檢驗檢驗，對全國檢驗結果中Chi2(8)=27.60，對應的P值為0.0006，對東部檢驗結果中Chi2(8)=15.94，對應的P值為0.0432，對中部檢驗結果中Chi2(8)=69.17，對應的P值為0.0000，對西部檢驗結果中Chi2(8)=107.63，對應的P值為0.0000，即強烈拒絕隨機效應模型，而選擇固定效應模型。

(四)面板數據回歸結果

在實證檢驗部分，我們將分兩個層次來分析農業DI和FDI對我國農民增收的影響。首先，利用1995-2011年29個省區的全部樣本數據進行分析FDI對我國農民增收的總體影響；其次，分別對我國東、中和西部地區進行實證檢驗，來比較不同地區DI和FDI對農民增收的影響差異。對式(1)和式(2)的估計結果分別見表3和表4。

表3　不同模型全國數據估計結果

由表3可知，除了lnRS與引入交叉項后的lnRFDI(見模型4和5)這兩個變量以外，其他所有的解釋變量系數無論是在全樣本還是地區樣本皆顯著為正，說明除了人均耕地以外的其他解釋變量都能夠積極促進農民增收。

我們先來看農業DI與農業FDI的回歸結果。不同模型之間，二者系數都通過了顯著性為正的檢驗，且系數波動性小，模型可靠性強。就全樣本而言，從模型(3)可以得出二者系數分別為0.158和0.0185，說明每增加一個單位的農業DI和FDI就能分別促進農民收入增加0.158和0.0185個單位。顯然，農業FDI對農民的增收效用顯著小于農業DI，可能的原因有：首先，我國吸收的農業FDI長期偏低，過去30年，我國農業利用FDI占全國利用FDI總額的比例一直低于3%，與其他發展中國家利用農業外資20%的比重差距顯著，當然這也說明我國在農業利用外資方面有較大提升空間 ；其次，我國利用農業FDI方式單一也會在一定程度上影響其效用機制，我國大部分農業FDI僅僅停留在農業生產的產中環節，未能向產前的生產要素和產后的農產品流通市場流入；再次，我國農業利用外資的“保守”性可能也會對其效用發生抑制。

添加了FDI和人力資本交叉項后的結果，目的是為了考查農村人力資本水平是否對農業FDI產生影響。加入農業FDI與人力資本的交叉項后，如果交叉項系數為正，農業FDI系數為負，說明農業FDI對農民增收的效用受到人力資本水平的影響，人力資本水平越高，農業FDI的增收效用就越顯著，反之亦然。結果發現，全樣本的交叉項為正，說明就全國整體水平而言，人力資本水平能促進農業FDI流入，還能夠刺激FDI對農民增收發揮效用。

表4　東中西部估計結果

由表4可知，lnRS人均耕地在東、中、西部地區均顯著為負，說明除了人均耕地以外的其他解釋變量都能夠積極促進農民增收。

就地區樣本而言，農業DI對東、中、西部的效用系數為0.1550、0.0963、0.0796，對東部地區農民增收效用最大，中部次之，西部最小。建國以來，特別是改革開放以來，我國東部和中部農業基本建設和農業固定資產更新改造發展迅速，農業基礎設施相對完善，尤其是中部地區的吉林、黑龍江、河南、湖南、湖北等省市是我國主要農業生產大省，國家長期對這些地區的農業基礎設施進行大量投入以保證國家的糧食安全，而東部地區是改革開放的前沿地帶，農業基礎設施的建設和投入也跟著受益，因此東、中部地區農業DI的增收效用比投入嚴重不足的西部地區要高。而農業FDI在各地區的表現則和農業DI有所不同，中部效用最大、東部次之，西部最弱，最可能的原因是FDI包括農業FDI在我國各地區分布的極度不均衡，大量的FDI集中在東部沿海地區，而西部地區吸收的FDI特別是農業FDI量太少，影響或抑制了其效用機制的發揮[26]。

農村人力資本對農民收入的增長效應無論是全國樣本還是地區樣本均顯著為正。就地區而言，其對東、中和西部的效用系數分別為0.4270，0.2050，0.0237，東部最大，西部最小。除了由于西部地區農民受教育程度普遍比東中部地區低以外，還有一個可能的原因是西部和中部的很多受教育的青壯年農民“孔雀東南飛”飛到東部開放地區當“農民工”，導致西部的農村人力資本更加貧乏。

和農村人力資本類似，人均機械動力RM和人均化肥使用量RH都對農民增收效應顯著為正，但這兩個變量的地區效應卻是西部效應最大，東部最小。可能的原因是由于東部地區的經濟發展較早且基礎較好，有條件有實力不斷提升其農業機械化水平和化肥使用量，又由于機械使用的資本邊際效用和化肥使用的邊際報酬遞減規律作用，最終導致農業機械化水平及化肥使用量對農民收入的促進作用不斷下降并最終達到一個長期穩定狀態。而中部地區是我國糧食主產區，所包含的8個省份在2011年底，共占據我國小麥產量的42.9%，水稻產量的53.2%和玉米產量的43.6%，合計約占我國三大類糧食作物產量的47.2%，農民收入主要來源于糧食，增加機械動力和化肥使用量會促進糧食單位面積產量，進而促進糧食增收，而中部發展滯后于東部，其機械動力和化肥的投入量還很不足，還沒達到邊際增量遞減的高度，所以其對中部和西部的增收效用都還處于上升期。

有趣的是，人均耕地面積RS對農民增收有負效應，說明人均耕地面積并不能促進農民增收。原因可能有二，一是因為隨著機械化和農業科技的推廣和普及，作為傳統主要生產要素的土地相對于其他要素而言，其增長作用已經漸漸衰弱；二是我國居民城鄉收入差別顯著，農業生產比較效益低，所以很多地方的青壯年文盲都奔赴城市務工，即我國特有的“農民工”現象，而留守在農村的大部分是老人和兒童，導致大量的耕地閑置而無人耕種或者耕種效益不佳。

分地區來看，添加了FDI和人力資本交叉項后的結果，中部地區和全國一致，但東部和西部地區則不同，二者的交叉項系數均為負，說明農村人力資本在這兩個地區未能促進農業FDI對農民的增收效用。究其原因，可能是東部沿海地區作為最早對外開放地區，且主要是勞動密集型的FDI，因此對人力資本的要求不會太高；另外，東部本地受教育較好的年輕農民大部分都進城打工或創業了，留守在家鄉的都是老人和兒童，因此農村留守人力資本不高。西部的情況類似，大部分西部受教育的中青年農民都離家到珠三角和長三角打工，而且相對東部和中部而言，西部農民受教育的程度也相對低，因此還不足以對農業FDI產生影響。而中部地區的情況有些不同，其一，中部吸收的FDI和東部不太一樣，主要是以R&D和資本密集為導向，所以要求更高的人力資本水平；其二是，中部地區農業生產條件比西部優越，農民收入比西部高，農民受教育程度也較高，而且中部地區的農民沒有西部那樣有強烈的欲望背井離鄉去東部打工，所以其農村人力資本水平較高，從而對農業FDI發揮了積極的效用。

四、結論與政策含義

本文通過1995-2011年的省際面板數據，采用擴展的C-D模型，實證分析了農業固定資產投資(DI)和FDI對于我國農民收入的影響，并考察了相應的地區差異，得到以下主要結論：(1)除了發現人均耕地面積對農民增收效用負顯著以外，其他的解釋變量如農業DI、農業FDI、農村人力資本、人均機械化和人均化肥使用量等均對我國農民收入有積極的促進作用，且每個解釋變量的增收效用都呈現出明顯的地區差異；(2)農業DI和FDI對我國農民增收效用也存在明顯差異，前者作用大大強于后者；(3)農業DI和FDI對我國農民增收也存在地區差異，農業DI對東部地區農民增收效用最大，中部次之，西部最小，而農業FDI在各地區的表現則和農業DI不同，中部效用最大,東部次之，西部最弱；(4)農業FDI的集聚效應和農村人力資本是影響農業FDI發揮其增收效用的兩大重要因素。

文獻中關于農民增收問題的研究很多，但本研究的主要創新點在于：(1)我們不僅僅研究資本對于農業產出和農民收入的影響，而更注重把DI和FDI對農業發展和農民增收的影響之差異性加以比較研究；(2)除了研究全國總全樣本之外，我們還以東、中和西三個地區作為子樣本加以分析DI和FDI對不同地區的影響及其差異性；(3)盡管研究結果發現FDI對我國特別是我國西部地區農民增收的促進作用較小，但并不能就此否定FDI對農業的增效作用，很多文獻研究指出FDI對東道國經濟發揮影響需要一定的條件和基礎，而我國農業吸收FDI的量太少以及在地區間的極度不均衡分布還不能充分促進FDI發揮增效作用。因此，為提高農民收入，減少城鄉和地區差距，今后更應該下大力氣吸收FDI發展我國農業，特別是積極創造條件吸引FDI流向西部地區。

為有效利用農業DI和FDI來促進我國農業發展提高農業收入，并兼顧公平協調其在各地區之間的發展，研究認為，中央和各級政府應繼續加大農業國內投資，特別是中西部地區的農業投資；各地區應因地制宜，制定有利于地方吸收和接納農業FDI的政策和保障措施，改善投資環境，合理引導和鼓勵FDI流向農業，尤其是流向中西部地區，并在FDI的量和質兩方面進行雙把關式的政策引導；加大力度提升農村人力資本水平，繼續推進農村的改革開放，促進金融體制改革，使得金融體制能更有效的服務于當地的農業投融資發展，從而吸引更多的FDI流入農業并激發其對農民增收的效用，從而促進農村經濟大發展并有效縮小其與城鎮居民的收入差距。

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責任編輯、校對：鄭雅妮

Can Agricultural Fixed Investment and FDI Increase Chinese Farmers’ Income—The Panel Data Based on the Perspective of Regional Differences

ZHANG Liang1, WEI Kai-lei2, XU Neng-rui3,HU Wei4,DING zhi-chao, LIU Jia-cheng1

(1.School of Economics and Management, Nanjing Agricultural College, Nanjing 210095, China;2.School of Tourism, Hainan University, Haikou 570228, China;3.School of Economics and Management, Hainan University, Haikou 570228,China)4.College of Economics and Management, China Agricultural University, Beijing 100083, China)

Abstract:This paper studies the effects of Chinese domestic fixed asset investment and FDI on farmers’ income of the whole country and each region from 1995 to 2011 by using expanded C-D model. The research results indicate: (1) both agricultural domestic fixed asset investment and FDI can increase farmers’ income but agricultural FDI plays a smaller role in increasing farmers’ income; (2) the agricultural domestic fixed asset investment in the east region and middle region has higher utility of increasing farmers’ income than in west region .In the meantime, the income-increasing utility of agricultural FDI in the two regions is also higher than in west region; (3) rural human capital, agricultural mechanical power and chemical fertilizer use volume play a positive role in increasing farmers’ income. But in sample period, the area of arable land plays an inhibitory role in increasing farmers’ income. Finally, this paper raises relevant policy suggestions based on above-mentioned research conclusions.

Key words:Fixed Asset Investment; Agricultural FDI; Farmers’income; Income-increasing Utility

文獻標識碼：A

文章編號：1002-2848-2016(02)-0061-08

作者簡介：張良(1988-)，河北省昌黎縣人，南京農業大學經濟管理學院博士研究生，研究方向：農業技術經濟，農業經濟理論與政策；韋開蕾(1974-)，女，壯族，廣西壯族自治區南丹縣人，海南大學旅游學院教授，經濟學博士，碩士生導師，研究方向：外商直接投資、地區收入差距和農業經濟管理；許能銳(1978-)，福建省閩清縣人，海南大學經濟管理學院副教授，管理學博士，碩士生導師，研究方向：熱帶農業經濟管理、高校財務管理研究。胡祎(1989-)，湖南省衡陽市人，中國農業大學經濟管理學院博士研究生，研究方向：農業經濟理論與政策；丁志超(1992-)，山東省青島市人，南京農業大學經濟管理學院碩士研究生，研究方向：農業經濟理論與政策；劉家成(1990-)，安徽省太湖縣人，南京農業大學經濟管理學院博士研究生，研究方向：農業經濟管理。

基金項目：國家自然科學基金課題“區域經濟收斂的FDI傳導機制研究：基于技術擴散路徑”( 批準號：71163011)和“中西部高校綜合能力提升計劃”(批準號：HDZHSL201301)。

收稿日期：2015-10-22