农业固定投资与FDI能否促进我国农民收入——基于地区差异视角的面板数据

张　良 ,韦开蕾,许能锐,胡　祎，丁志超，刘家成

(1.南京农业大学 经济管理学院, 江苏 南京 210095; 2.海南大学 旅游学院，海南 海口 570228;

3.海南大学 经济与管理学院，海南 海口 570228； 4.中国农业大学 经济管理学院， 北京 100083)



农业固定投资与FDI能否促进我国农民收入
——基于地区差异视角的面板数据

张良1,韦开蕾2,许能锐3,胡祎4，丁志超1，刘家成1

(1.南京农业大学 经济管理学院, 江苏 南京 210095; 2.海南大学 旅游学院，海南 海口 570228;

3.海南大学 经济与管理学院，海南 海口 570228； 4.中国农业大学 经济管理学院， 北京 100083)

摘要：本文运用拓展的C-D模型研究我国1995-2011年农业国内固定资产投资与FDI对全国及各地区农民收入的影响。研究结果表明：(1)农业国内固定资产投资与农业FDI均能促进农民增收，但农业FDI的增收作用较小；(2)东、中部地区农业国内固定资产投资对农民增收效用高于西部地区，同时两地区农业FDI的增收效用也高于西部地区；(3)农村人力资本、农业机械动力、化肥施用量对农民收入有正向作用，但样本期内发现耕地面积对农民收入有抑制作用。最后，基于上述研究结论提出了相关政策建议。

关键词：固定资产投资；农业FDI；农民收入；增收效用

一、问题的提出与文献回顾

“三农”问题是建设中国特色社会主义和实现全面小康社会的重大问题， 其根本核心是要增加农民收入。改革开放以来，我国农民收入有较大提高，人均收入由1978年的134元提高到2014年的9892元，增幅达约74倍。虽然2014年农村居民人均可支配收入实际增速快于城镇居民人均可支配收入2.4个百分点，但是，从长期来看，与城镇居民增收(人均收入1978年为343.4元，2014年为28844元，增幅达约84倍)相比，农村居民增收速度缓慢，收入水平依然偏低，城乡之间、地区之间的收入差别依然严峻。美国经济学家拉格纳·纳克斯提出了“贫困恶性循环论”，即形成了一个“低收入—低储蓄能力—低资本形成—低生产率—低产出—低收入”恶性循环。因此，增加农业资本存量、有效利用农业投资是促进农村经济发展提高农民收入的一个关键环节。我国农业基础薄弱，幅员辽阔，农业投资需要多元化发展，农业国内固定资产投资(DI)与农业外商直接投资(FDI)是我国农业投资的有机组成部分。上个世纪90年代中期以来，我国对农业的投入不断增加，农业DI从1995年的100.26亿元增加到2014年的11983亿元。近10年来，国家还出台了一系列强农惠农政策，进一步推动了农业发展、农村繁荣和农民增收。另一方面，改革开放以来，我国吸收了大量的FDI，2014年我国实际利用FDI达1195.6亿美元，再次超过美国成为世界第一大FDI东道国，但是我国FDI主要分布在第二与第三产业，第一产业利用FDI的比例在过去数十年从未超过3%，然而从绝对数值来看，我国农业利用FDI还是有了一定程度的提高，农业实际利用FDI从1997年的6.28亿美元提高到2013年的18亿美元。

可见，一方面，我国农业DI和FDI均不断提高，另一方面，我国农村居民收入水平依然长期偏低，且城乡收入、地区收入差距依然显著，我国农业DI与FDI地区间效用如何？是否有差距？扮演了什么样的角色？本文在国内外学者研究基础上，试图运用省际面板数据并通过拓展的C-D模型，研究农业DI和FDI对我国农民收入的影响，侧重探讨农业DI和FDI两者对农民增收效用的异同及其效用的地区差异。

国内外文献就固定资产投资对农业增长的贡献提供了丰富的理论和实证经验。舒尔茨[1]分析农业资本投入对农业经济的作用，指出农业直接投资促进农业对经济的正效用，提出应增加对农村教育、农业科研等方面投资的建议；Antle[2]、Fan and Hazell[3]分析农村基础设施与农民收入之间的关系，得出增加农业基础设施的数量、改善其质量，尤其是交通、通讯、灌溉等方面基础设施投入增加能够促进农民增收；陈莉 等[4]以安徽省为例研究农业投资对农业增长的影响，研究发现前者对后者有积极促进作用，进而促进农民收入增加。孔荣 等[5]从增加非农就业机会和提高农业生产力两个角度，分析农村固定资产投资对农民收入的作用，前者对后者有积极影响，农村固定资产投资每增1%，农民收入就会提高0.10%。邓金钱[6]指出农村固定资产投资包括：基础设施投资、生产型投资对农民经营收入、工资收入、财产收入具有积极的正面效应。程恋军 等[7]研究了转型期阜新市投资与经济增长的关系，结果表明随着加大固定资产投资力度，经济增长速度相对放缓，在转型初期固定资产投资增加1%，GDP增加约0.89%，中期GDP增加仅为0.56%。邱福林 等[8]对全国农业固定资产投资和农业经济增长进行分析，结果表明两者存在协整关系，两者增长互相促进，但农业固定资产投资作用有滞后特性，达到一定年限后，投资才会促进农业经济，且作用显著。

现有的理论研究认为农业FDI在增加农业资本存量、农业技术转化、农业现代化等方面发挥作用，进而促进农业发展增加农民收入。Walkenhorst[9]研究FDI对中东欧洲国家农业的影响，指出农业FDI不仅增加农业发展的资本，而且提高了劳动生产率，促进农业经济的发展。Chaudhuri and Banerjee[10]分析农业FDI流入对发展中国家农业经济的影响，当东道主国家农业FDI引入增加时，农业就业产生挤入效应，促进农民非农收入。尹征杰[11]、吕立才等[12]认为FDI能够有效促进农业经济发展，农业利用FDI越多，农业GDP就越大，农业经济发展程度就越高。綦建红[13]和陈灿煌[14]指出，农业FDI与农民增收存在着某种内在的联系，从长期看，农业FDI与农民收入之间有长期的均衡关系，农民收入增长关于农业FDI的弹性系数0.19，即农业FDI每增加1个百分点，农民收入相应增加0.19个百分点。毕红毅 等[15]发现在长期中，每提升1个单位的FDI，农业GDP值将增加0.51个单位，农民人均净收入将增加0.47个单位。侯士军[16]对20世纪末到2007年的全球农业利用FDI现状做了总结分析，并以中国为例，认为农业FDI会从三个层面促进发展中国家的“三农”发展：首先，提升农民农业专业技术和农业生产的技巧；其次，促进发展中国家的农业资本形成、农业技术转移和农业现代化；再次，推动发展中国家农村外向化和城市化发展。李石新 等[17]分析山东农业利用FDI与农产品贸易的关系，研究表明山东农业具有自然资源和劳动力优势，充分利用农业FDI可以推动农产品出口贸易，从而促进农业经济发展。

上述文献对本文的研究提供了很好的参考价值，但是关于投资对农业增收的影响，大多数文献都是把国内固定资产投资和FDI分开来分别研究其对农业增长和农民增收的影响，鲜有把二者结合起来一起研究并加以比较其投资效用的异同。此外，绝大部分的研究要不就是以全国为样本，要不就是以某个省市为样本进行分析，很少从全国各地区层面考虑这两个投资因素对农业增收效用的地区差异。本研究基于地区差异视角，同时分析国内固定资产投资和FDI对农业增长的影响，以期能更全面客观地反映我国各地区农业固定资产投资和FDI对农业增收的影响及其地区差异，并对现有的研究文献作进一步拓展与补充。

二、计量模型与变量说明

(一)模型设定

本文根据经典的希克斯中性的C—D生产函数为F=f(K,L)，随着对A的认识不断深化，中国农村家庭的纯收入可以表示为:Y=P·Af(K,L)-c(K,L)。由生产函数本身特性，在一定规模范围内，产出f(K,L)是资本K和L的增函数。农产品的价格是由市场决定，其收入P·f(K,L)在一定范围内，也是K、L的增函数；同时，成本函数中c也伴着K、L的增加而增长。参考前人的研究，本文将CD生产函数进行扩展，检验农业国内固定资产投资、农业FDI对农民收入影响的模型设定为如式(1)所示：

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

(1)

其中，RCSRi,t代表第i个省在第t年的人均农民纯收入，单位：元；RDIi,t代表第i个省在第t年人均农业国内固定投资，用各省农业国内固定投资除以第一产业从业人数。农业国内投资部分，通过农业固定资产投资总额减去以人民币表示的农业引入外商直接投资额可以获得，该数据表示我国农业的国内投资状况[18]，单位：元/人；RFDIi,t代表第i个省在第t年的人均利用农业FDI，用各省农业外商直接投资除以第一产业从业人数，单位：元/人。X代表影响农民收入的其他因素，主要包括人均耕地面积(RSi,t)，单位：公顷/人；人均农业机械动力(RMi,t)，单位：千瓦/人；人均化肥使用量(RHi,t)，单位：吨/人；农村人力资本水平(Edui,t)，单位：年；εi,t为随机扰动项。宋维佳与谢建国 等的研究指出，人力资本水平的差异会显著影响农业外商直接投资与农民收入增长之间的关系[19-20]。FDI倾向于劳动力素质较高、人力资源相对丰富的地区流入，因此，我们加入人力资本水平与农业外商直接投资的交叉项进一步来检验，见式(2)。

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

(2)

其中，如果人力资本对农业FDI与农民收入之间的关系有影响，那么式(2)中，B2会小于0，B3会大于0。即农业FDI对农民收入增长的促进作用是有条件的，只有当人力资本水平达到一定程度时，农业FDI才会促进农民收入增长，且农村人力资本水平越高，农业FDI的促进作用越显著。

①在本文中，将北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南11省市列为我国东部地区；将山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8个省市列为我国中部地区；将内蒙古、广西、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆10个省市列为我国西部地区。

(二)数据来源和变量说明

本文选取了1995-2011年中国29个省区(不含西藏，重庆数据并入四川)作为研究样本，并以东、中、西三大地区①来分析农业DI和FDI对我国不同地区农民增收的影响。数据启始年取1995年，基于两个原因：其一，中国虽然从上个世纪70年代末开始引进外资,但90年代以前，中国吸引FDI量很少，直到1992年邓小平“南巡”讲话之后，FDI才大举进入中国，而农业利用FDI的量在90年代中期之前也极其少，1995年之前的农业FDI统计数据也不完整，所以我们认为从90年代中期即1995年开始考察其对农业增长的效用会比较合理；其二，《中华人民共和国教育法》1986年颁布并规定，适龄的“儿童和少年”必须接受九年义务教育。1986年的9年后正好是颁布该法律后第一批受义务教育的学生毕业，农村人民受教育程度与以往相比得以改善，因此本文选取农民人力资本水平指标的年份从1995年开始。

辛岭 等[21]与宋英杰[22]等指出，农民受教育水平是影响农民收入的因素，认为受教育程度对农民收入影响具有递增效应，即受教育程度对农民收入不仅短期内存在，长期作用也十分明显，而且教育对收入的边际效应并未随着时间延长逐渐减弱反而是逐步增强，因此，本文选择农村人力资本(Edui,t)作为影响农民收入的控制变量。农村人力资本(Edui,t)则按照常规处理方法，以文盲或半文盲、小学、初中、高中和大专以上等五类接受不同层次教育的农村劳动力百分比分别乘以3、6、9、12、15计算出受教育平均年限。

杨渝红 等[23]从农业土地规模、农村剩余劳动力转移的角度，寻找当前的农民增收的途径，研究得出我国人均土地经营规模与农民人均纯收入存在U型关系，土地经营规模过小或者是处于规模经营水平都可能使农民获得较高的人均纯收入。因此，本文选取人均耕地面积(RSi,t)作为影响农民收入的控制变量。人均耕地面积(RSi,t)用各省市耕地面积除以第一产业从业人数。

许广月[24]研究农业机械化与农民收入的关系，得出农业机械总动力与农民收入存在长期的均衡关系，从长期来看农业机械总动力是促进农民收入原因之一。因此，本文选取人均农业机械动力(RMi,t)作为影响农民收入的控制变量。人均农业机械动力(RMi,t)用各省市农业机械总动力除以第一产业从业人数。

黄静 等[25]分析影响中国农民收入的影响因素，得出农业机械化程度、土地面积、化肥施用量等对家庭经营收入有较高程度影响，因此本文以人均化肥使用量(RHi,t)作为影响农民收入的控制变量。人均化肥使用量(RHi,t)用各省市化肥使用量除以第一产业从业人数。

以上分析所需的基础数据主要来源于我国1995-2012年各省统计年鉴、《新中国六十六年资料汇编》和各年《中国农村统计年鉴》。为消除价格因素影响，本文对上述以金额为计量单位的原始数据进行了基于1995年的价格指数调整。在实证分析中，除Edu外，对其他变量均取对数形式，可以降低异方差，同时可以体现因变量对自变量的弹性。

三、实证分析与回归结果

为了保证结果的有效性，在面板回归前期，需要对各个变量进行平稳性检验和协整检验，防止“虚假”回归的出现。

(一)单位根检验

如果所有变量在其水平值上不具有单整性，直接采用OLS估计方程将有可能导致谬误回归结果，因此需对变量用LLC(Levin A，Lin C & Chu C，2002)检验方法，进行单位根检验。笔者采用LLC检验、IPS检验、ADF检验、PP检验适用于面板数据的个体具有相同根的情形，因此对各变量的数列进行单位根检验，检查数据的平稳性,具体检验结果见表1。

表1　单位根检验结果

表1给出的是在变量在有截距和趋势项的条件下，ADF平稳检验结果。7个变量之间的原始数据不平稳，经过一阶差分后是平稳，说明上述变量是一阶平稳。

(二)协整关系检验

变量间长期稳定的关系需要用协整关系来体现，如果变量之间不存在协整关系，那么也不会存在其他的线性关系。根据上述7个变量的单位根检验结果是一阶平稳的，因此可以对变量间是否具有协整关系进行检验，本文采用Kao协整检验方法进行检验，具体结果见表2。

表2　Kao检验结果

由表2得：检验结果在5%的显著性水平下表现为显著，即拒绝“不存在协整关系”的原假设，因此变量之间存在协整关系，本文回归估计不会出现伪回归，即可以进行下一步的回归估计。

(三)豪斯曼检验与模型的确定

在对面板数据分析前，首先要确定模型是固定效应模型还是随机效应模型。因此对模型进行豪斯曼检验检验，对全国检验结果中Chi2(8)=27.60，对应的P值为0.0006，对东部检验结果中Chi2(8)=15.94，对应的P值为0.0432，对中部检验结果中Chi2(8)=69.17，对应的P值为0.0000，对西部检验结果中Chi2(8)=107.63，对应的P值为0.0000，即强烈拒绝随机效应模型，而选择固定效应模型。

(四)面板数据回归结果

在实证检验部分，我们将分两个层次来分析农业DI和FDI对我国农民增收的影响。首先，利用1995-2011年29个省区的全部样本数据进行分析FDI对我国农民增收的总体影响；其次，分别对我国东、中和西部地区进行实证检验，来比较不同地区DI和FDI对农民增收的影响差异。对式(1)和式(2)的估计结果分别见表3和表4。

表3　不同模型全国数据估计结果

由表3可知，除了lnRS与引入交叉项后的lnRFDI(见模型4和5)这两个变量以外，其他所有的解释变量系数无论是在全样本还是地区样本皆显著为正，说明除了人均耕地以外的其他解释变量都能够积极促进农民增收。

我们先来看农业DI与农业FDI的回归结果。不同模型之间，二者系数都通过了显著性为正的检验，且系数波动性小，模型可靠性强。就全样本而言，从模型(3)可以得出二者系数分别为0.158和0.0185，说明每增加一个单位的农业DI和FDI就能分别促进农民收入增加0.158和0.0185个单位。显然，农业FDI对农民的增收效用显著小于农业DI，可能的原因有：首先，我国吸收的农业FDI长期偏低，过去30年，我国农业利用FDI占全国利用FDI总额的比例一直低于3%，与其他发展中国家利用农业外资20%的比重差距显著，当然这也说明我国在农业利用外资方面有较大提升空间 ；其次，我国利用农业FDI方式单一也会在一定程度上影响其效用机制，我国大部分农业FDI仅仅停留在农业生产的产中环节，未能向产前的生产要素和产后的农产品流通市场流入；再次，我国农业利用外资的“保守”性可能也会对其效用发生抑制。

添加了FDI和人力资本交叉项后的结果，目的是为了考查农村人力资本水平是否对农业FDI产生影响。加入农业FDI与人力资本的交叉项后，如果交叉项系数为正，农业FDI系数为负，说明农业FDI对农民增收的效用受到人力资本水平的影响，人力资本水平越高，农业FDI的增收效用就越显著，反之亦然。结果发现，全样本的交叉项为正，说明就全国整体水平而言，人力资本水平能促进农业FDI流入，还能够刺激FDI对农民增收发挥效用。

表4　东中西部估计结果

由表4可知，lnRS人均耕地在东、中、西部地区均显著为负，说明除了人均耕地以外的其他解释变量都能够积极促进农民增收。

就地区样本而言，农业DI对东、中、西部的效用系数为0.1550、0.0963、0.0796，对东部地区农民增收效用最大，中部次之，西部最小。建国以来，特别是改革开放以来，我国东部和中部农业基本建设和农业固定资产更新改造发展迅速，农业基础设施相对完善，尤其是中部地区的吉林、黑龙江、河南、湖南、湖北等省市是我国主要农业生产大省，国家长期对这些地区的农业基础设施进行大量投入以保证国家的粮食安全，而东部地区是改革开放的前沿地带，农业基础设施的建设和投入也跟着受益，因此东、中部地区农业DI的增收效用比投入严重不足的西部地区要高。而农业FDI在各地区的表现则和农业DI有所不同，中部效用最大、东部次之，西部最弱，最可能的原因是FDI包括农业FDI在我国各地区分布的极度不均衡，大量的FDI集中在东部沿海地区，而西部地区吸收的FDI特别是农业FDI量太少，影响或抑制了其效用机制的发挥[26]。

农村人力资本对农民收入的增长效应无论是全国样本还是地区样本均显著为正。就地区而言，其对东、中和西部的效用系数分别为0.4270，0.2050，0.0237，东部最大，西部最小。除了由于西部地区农民受教育程度普遍比东中部地区低以外，还有一个可能的原因是西部和中部的很多受教育的青壮年农民“孔雀东南飞”飞到东部开放地区当“农民工”，导致西部的农村人力资本更加贫乏。

和农村人力资本类似，人均机械动力RM和人均化肥使用量RH都对农民增收效应显著为正，但这两个变量的地区效应却是西部效应最大，东部最小。可能的原因是由于东部地区的经济发展较早且基础较好，有条件有实力不断提升其农业机械化水平和化肥使用量，又由于机械使用的资本边际效用和化肥使用的边际报酬递减规律作用，最终导致农业机械化水平及化肥使用量对农民收入的促进作用不断下降并最终达到一个长期稳定状态。而中部地区是我国粮食主产区，所包含的8个省份在2011年底，共占据我国小麦产量的42.9%，水稻产量的53.2%和玉米产量的43.6%，合计约占我国三大类粮食作物产量的47.2%，农民收入主要来源于粮食，增加机械动力和化肥使用量会促进粮食单位面积产量，进而促进粮食增收，而中部发展滞后于东部，其机械动力和化肥的投入量还很不足，还没达到边际增量递减的高度，所以其对中部和西部的增收效用都还处于上升期。

有趣的是，人均耕地面积RS对农民增收有负效应，说明人均耕地面积并不能促进农民增收。原因可能有二，一是因为随着机械化和农业科技的推广和普及，作为传统主要生产要素的土地相对于其他要素而言，其增长作用已经渐渐衰弱；二是我国居民城乡收入差别显著，农业生产比较效益低，所以很多地方的青壮年文盲都奔赴城市务工，即我国特有的“农民工”现象，而留守在农村的大部分是老人和儿童，导致大量的耕地闲置而无人耕种或者耕种效益不佳。

分地区来看，添加了FDI和人力资本交叉项后的结果，中部地区和全国一致，但东部和西部地区则不同，二者的交叉项系数均为负，说明农村人力资本在这两个地区未能促进农业FDI对农民的增收效用。究其原因，可能是东部沿海地区作为最早对外开放地区，且主要是劳动密集型的FDI，因此对人力资本的要求不会太高；另外，东部本地受教育较好的年轻农民大部分都进城打工或创业了，留守在家乡的都是老人和儿童，因此农村留守人力资本不高。西部的情况类似，大部分西部受教育的中青年农民都离家到珠三角和长三角打工，而且相对东部和中部而言，西部农民受教育的程度也相对低，因此还不足以对农业FDI产生影响。而中部地区的情况有些不同，其一，中部吸收的FDI和东部不太一样，主要是以R&D和资本密集为导向，所以要求更高的人力资本水平；其二是，中部地区农业生产条件比西部优越，农民收入比西部高，农民受教育程度也较高，而且中部地区的农民没有西部那样有强烈的欲望背井离乡去东部打工，所以其农村人力资本水平较高，从而对农业FDI发挥了积极的效用。

四、结论与政策含义

本文通过1995-2011年的省际面板数据，采用扩展的C-D模型，实证分析了农业固定资产投资(DI)和FDI对于我国农民收入的影响，并考察了相应的地区差异，得到以下主要结论：(1)除了发现人均耕地面积对农民增收效用负显著以外，其他的解释变量如农业DI、农业FDI、农村人力资本、人均机械化和人均化肥使用量等均对我国农民收入有积极的促进作用，且每个解释变量的增收效用都呈现出明显的地区差异；(2)农业DI和FDI对我国农民增收效用也存在明显差异，前者作用大大强于后者；(3)农业DI和FDI对我国农民增收也存在地区差异，农业DI对东部地区农民增收效用最大，中部次之，西部最小，而农业FDI在各地区的表现则和农业DI不同，中部效用最大,东部次之，西部最弱；(4)农业FDI的集聚效应和农村人力资本是影响农业FDI发挥其增收效用的两大重要因素。

文献中关于农民增收问题的研究很多，但本研究的主要创新点在于：(1)我们不仅仅研究资本对于农业产出和农民收入的影响，而更注重把DI和FDI对农业发展和农民增收的影响之差异性加以比较研究；(2)除了研究全国总全样本之外，我们还以东、中和西三个地区作为子样本加以分析DI和FDI对不同地区的影响及其差异性；(3)尽管研究结果发现FDI对我国特别是我国西部地区农民增收的促进作用较小，但并不能就此否定FDI对农业的增效作用，很多文献研究指出FDI对东道国经济发挥影响需要一定的条件和基础，而我国农业吸收FDI的量太少以及在地区间的极度不均衡分布还不能充分促进FDI发挥增效作用。因此，为提高农民收入，减少城乡和地区差距，今后更应该下大力气吸收FDI发展我国农业，特别是积极创造条件吸引FDI流向西部地区。

为有效利用农业DI和FDI来促进我国农业发展提高农业收入，并兼顾公平协调其在各地区之间的发展，研究认为，中央和各级政府应继续加大农业国内投资，特别是中西部地区的农业投资；各地区应因地制宜，制定有利于地方吸收和接纳农业FDI的政策和保障措施，改善投资环境，合理引导和鼓励FDI流向农业，尤其是流向中西部地区，并在FDI的量和质两方面进行双把关式的政策引导；加大力度提升农村人力资本水平，继续推进农村的改革开放，促进金融体制改革，使得金融体制能更有效的服务于当地的农业投融资发展，从而吸引更多的FDI流入农业并激发其对农民增收的效用，从而促进农村经济大发展并有效缩小其与城镇居民的收入差距。

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责任编辑、校对：郑雅妮

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

文献标识码：A

文章编号：1002-2848-2016(02)-0061-08

作者简介：张良(1988-)，河北省昌黎县人，南京农业大学经济管理学院博士研究生，研究方向：农业技术经济，农业经济理论与政策；韦开蕾(1974-)，女，壮族，广西壮族自治区南丹县人，海南大学旅游学院教授，经济学博士，硕士生导师，研究方向：外商直接投资、地区收入差距和农业经济管理；许能锐(1978-)，福建省闽清县人，海南大学经济管理学院副教授，管理学博士，硕士生导师，研究方向：热带农业经济管理、高校财务管理研究。胡祎(1989-)，湖南省衡阳市人，中国农业大学经济管理学院博士研究生，研究方向：农业经济理论与政策；丁志超(1992-)，山东省青岛市人，南京农业大学经济管理学院硕士研究生，研究方向：农业经济理论与政策；刘家成(1990-)，安徽省太湖县人，南京农业大学经济管理学院博士研究生，研究方向：农业经济管理。

基金项目：国家自然科学基金课题“区域经济收敛的FDI传导机制研究：基于技术扩散路径”( 批准号：71163011)和“中西部高校综合能力提升计划”(批准号：HDZHSL201301)。

收稿日期：2015-10-22