李 斌，吳書勝，朱 業(yè)

(湖南大學經(jīng)濟與貿(mào)易學院，湖南 長沙 410079)

2004－2014年中央連續(xù)11年發(fā)布關于“三農(nóng)”問題的“一號文件”，文件主線也從單純提高農(nóng)民收入逐步轉(zhuǎn)向促進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展、維護農(nóng)村穩(wěn)定及社會和諧。在二元經(jīng)濟體制下，上述目標的實現(xiàn)都以農(nóng)村剩余勞動力向城鎮(zhèn)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)順利轉(zhuǎn)移為前提。20世紀90年代以后，得益于市場經(jīng)濟體制改革和低廉的勞動力成本，中國通過吸引大量外資迅速成為世界制造業(yè)的加工生產(chǎn)基地，數(shù)以億計的農(nóng)村剩余勞動力實現(xiàn)轉(zhuǎn)移而成為產(chǎn)業(yè)工人。此后，中國通過工業(yè)化帶動經(jīng)濟增長，繼續(xù)促進農(nóng)村剩余勞動力發(fā)生轉(zhuǎn)移。但是，一方面，高成本的城鎮(zhèn)化與低成本的工業(yè)化發(fā)展相脫節(jié)促成我國農(nóng)村剩余勞動力呈現(xiàn)“候鳥式”的轉(zhuǎn)移模式，農(nóng)民工市民化滯后于職業(yè)轉(zhuǎn)換;另一方面，農(nóng)業(yè)技術進步滯后于非農(nóng)技術進步，農(nóng)業(yè)技術推廣受限于資本、資源稟賦的缺乏，使農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移呈現(xiàn)階段性、復雜性的特點。本文以傳統(tǒng)的“推拉”理論為基礎，基于1998－2012年省際動態(tài)面板數(shù)據(jù)，研究農(nóng)業(yè)技術進步、新型城鎮(zhèn)化對農(nóng)村剩余勞動力向城鎮(zhèn)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的影響效應。

一、相關文獻綜述

(一)遷出地因素

1．農(nóng)業(yè)技術進步。學界普遍認可農(nóng)業(yè)技術進步是農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的主要推力。Matsuyama(1992)認為農(nóng)業(yè)技術進步不僅可以促進農(nóng)村剩余勞動力向城鎮(zhèn)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，而且會提高城鎮(zhèn)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)部門的勞動生產(chǎn)率［3］。趙德昭等(2012)通過構(gòu)建“合力模型”的理論框架，運用省際動態(tài)面板數(shù)據(jù)進行實證研究，認為農(nóng)業(yè)技術進步對農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的推力作用呈現(xiàn)區(qū)域性特征，具體表現(xiàn)為中西部地區(qū)的推力效果明顯大于東部地區(qū)［4］。王衛(wèi)等(2013)認為農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移受制于農(nóng)業(yè)技術進步的同時也會影響農(nóng)業(yè)技術進步，二者之間存在長期的正相關均衡關系［5］。

2．人均耕地面積。程名望等(2006)基于宏觀經(jīng)濟變量的Logit模型和微觀經(jīng)濟變量的描述性分析，認為人均耕地對農(nóng)民進城呈負向作用，即耕地資源越豐富，農(nóng)業(yè)對勞動力的黏性越強［6］。劉彥隨等(2010)通過對縣域耕地與勞動力轉(zhuǎn)移的時空耦合關系研究進一步驗證了上述觀點［7］。

(二)遷入地因素

1．城鎮(zhèn)化。已有研究普遍認為城鎮(zhèn)化對農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移具有拉力作用。劉麗萍(2008)認為城鎮(zhèn)化進程中應大力發(fā)展第二、三產(chǎn)業(yè)，使其成為吸納農(nóng)村剩余勞動力的主力軍［8］。曾湘泉等(2013)的實證研究表明城鎮(zhèn)化對推動農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移具有促進作用，同時發(fā)現(xiàn)中國城鎮(zhèn)化在吸納農(nóng)村剩余勞動力的效率上存在東南高、西北低的階梯狀地理差異性［9］。

2．城鎮(zhèn)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值的比重。城鎮(zhèn)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值的比重較大，說明對勞動力需求較大，尤其體現(xiàn)在對農(nóng)村剩余勞動力的需求上。郭文杰等(2009)認為經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換中第二、三產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展對勞動力流動具有正向促進作用，但不同地區(qū)農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移程度不一樣［10］。

3．戶籍制度。蔡昉(2001)認為戶籍制度是造成勞動力市場分割、阻礙農(nóng)村剩余勞動力發(fā)生轉(zhuǎn)移的重要制度因素［11］。張杰飛等(2010)將Harris-Todaro模型與新經(jīng)濟地理模型相結(jié)合建立內(nèi)生勞動力轉(zhuǎn)移模型，認為在促進農(nóng)業(yè)技術進步的同時逐步放松戶籍制度，對農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移有重要作用［12］。

當前，學者多采用單一指標測算城鎮(zhèn)化水平和農(nóng)業(yè)技術進步，且缺乏城鎮(zhèn)化與農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的實證分析。為彌補現(xiàn)有研究的不足，本文構(gòu)建新型城鎮(zhèn)化指標體系，通過熵值法測算新型城鎮(zhèn)化指數(shù)和非參數(shù)DEA方法測算農(nóng)業(yè)技術進步，運用廣義矩估計的方法實證分析農(nóng)業(yè)技術進步、新型城鎮(zhèn)化對農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的影響效應。

二、理論機制分析

在樣本期間內(nèi)，基于中國二元經(jīng)濟體制發(fā)展框架，我們作如下的幾個假設:(1)社會中僅存在兩個部門——農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)業(yè)部門，農(nóng)業(yè)部門在農(nóng)村，非農(nóng)業(yè)部門在城鎮(zhèn);(2)勞動力和資本等生產(chǎn)要素在兩個部門之間可以自由流動;(3)農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)業(yè)部門的生產(chǎn)要素都是勞動力和資本;(4)農(nóng)業(yè)部門的技術進步和非農(nóng)業(yè)部門的技術進步都屬于外生變量;(5)農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)業(yè)部門的規(guī)模報酬均不變;(6)農(nóng)業(yè)部門的勞動力供給量在短期內(nèi)不變。

分別取已知含氮量（2.9942%）供試品0.1 g，共6份，精密稱定重量于消化管，分別精密加入十二水硫酸鋁銨，按樣品測定方法測定含氮量，結(jié)果見表2，準確度結(jié)果良好。

(一)農(nóng)業(yè)部門技術進步與農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移機制

在樣本期間內(nèi)，中國農(nóng)村勞動力規(guī)模較大，固定的土地供給量難以滿足農(nóng)村勞動力規(guī)模需求，農(nóng)村存在大量剩余勞動力。農(nóng)業(yè)部門的C-D生產(chǎn)函數(shù)和成本函數(shù)分別為

其中，Y1表示農(nóng)業(yè)部門的產(chǎn)出，A1、K1、L1分別表示農(nóng)業(yè)部門技術進步(農(nóng)業(yè)部門的全要素生產(chǎn)率)、資本投入要素和勞動力投入要素，α、1－α分別表示農(nóng)業(yè)部門的資本和勞動力要素產(chǎn)出彈性，C1、W1、R1分別為農(nóng)業(yè)部門的成本、勞動力要素價格、資本要素價格，TR1、P1、L、L2分別為農(nóng)業(yè)部門的利潤、農(nóng)產(chǎn)品價格、農(nóng)村勞動力和農(nóng)村剩余勞動力。根據(jù)前述的假設(6)，則利潤函數(shù)為

根據(jù)利潤最大化原則，對(2)式中勞動力、資本要素求一階導數(shù)且令各導數(shù)為零，聯(lián)立方程求得農(nóng)業(yè)部門勞動力剩余量為故農(nóng)業(yè)技術進步增加農(nóng)村剩余勞動力供給，對農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移具有“推力”作用。

(二)非農(nóng)業(yè)部門新型城鎮(zhèn)化與農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移機制

在樣本期間內(nèi)，城鎮(zhèn)化水平的提高表現(xiàn)為城鎮(zhèn)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)技術進步和資本要素投入的增加。我們構(gòu)建城鎮(zhèn)非農(nóng)業(yè)部門的C-D生產(chǎn)函數(shù)和成本函數(shù)分別為

其中，Y2表示農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移量的產(chǎn)出水平，A2、K2、L2分別表示城鎮(zhèn)非農(nóng)業(yè)部門的技術進步(非農(nóng)業(yè)部門的全要素生產(chǎn)率)、資本投入要素和農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移要素投入量，β、1－β分別表示城鎮(zhèn)非農(nóng)業(yè)部門資本和農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移要素產(chǎn)出彈性，C2、W2、R2分別為城鎮(zhèn)非農(nóng)業(yè)部門的生產(chǎn)成本、轉(zhuǎn)移的農(nóng)村剩余勞動力要素價格、資本要素價格，TR2、P2為城鎮(zhèn)非農(nóng)業(yè)部門的利潤和非農(nóng)產(chǎn)品價格，則利潤函數(shù)為

根據(jù)利潤最大化原則，將上述(5)式方程兩邊對農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移量求一階導數(shù)且令各導數(shù)為零，再對導數(shù)方程兩邊取對數(shù)，移項后則有

由(6)式可知，城鎮(zhèn)化(非農(nóng)業(yè)技術進步和資本要素投入加大)是農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的重要“拉力”。

三、計量模型設定與變量說明

(一)計量模型設定

本文采用簡約型模型，以農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移量(labor)為被解釋變量，解釋變量以農(nóng)業(yè)技術進步(tch)、新型城鎮(zhèn)化(urb)為核心變量，農(nóng)村人均收入水平(inc)、城鄉(xiāng)消費差距(gap)為基礎變量，人均耕地面積(squ)、城鎮(zhèn)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值比重(rat)、戶籍因素(hj)為控制變量。據(jù)此，我們構(gòu)建如下的計量模型

其中，下標i表示地區(qū)，t表示時間，ui表示不可觀測的地區(qū)效應，εit為隨機擾動項，tchit表示i地區(qū)t時期的農(nóng)業(yè)技術進步，urbit表示i地區(qū)t時期的新型城鎮(zhèn)化水平，incit表示i地區(qū)t時期的農(nóng)村人均收入水平，gapit表示i地區(qū)t時期的城鄉(xiāng)消費差距，squit表示i地區(qū)t時期的人均耕地面積，ratit表示i地區(qū)t時期的城鎮(zhèn)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值比重，hjit表示i地區(qū)t時期的戶籍開放程度。(7)式是靜態(tài)面板模型，主要運用固定效應模型(FE)和隨機效應模型(RE)估計。由于忽略了農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移量(labor)動態(tài)特征及其與農(nóng)業(yè)技術進步(tch)存在的相互影響效應，故在(7)式中加入農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移量(labor)的滯后一期，模型如下

傳統(tǒng)的面板數(shù)據(jù)估計方法不再適用于(8)式，本文采用廣義矩估計(GMM)方法進行回歸。廣義矩估計可分為一步估計和兩步估計，也可分為差分GMM估計和系統(tǒng)GMM估計。由于兩步估計的標準差存在偏誤，一步系統(tǒng)GMM比一步差分GMM運用更多的信息、有效性更強［13］［14］。本文選擇一步系統(tǒng)GMM估計方法，可有效控制農(nóng)村剩余勞動力存在的序列自相關及前期值與殘差之間的內(nèi)生關聯(lián)，也可控制其他解釋變量與殘差之間的內(nèi)生性問題。

(二)變量測度

1．農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移量(labor)。農(nóng)村剩余勞動力主要從事采掘業(yè)、制造業(yè)和建筑業(yè)工作，故本文以城鎮(zhèn)中從事采掘業(yè)、制造業(yè)和建筑業(yè)人員總數(shù)來表示。

2．農(nóng)業(yè)技術進步(tch)。本文以第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)、第一產(chǎn)業(yè)資本存量為投入變量，以第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值為產(chǎn)出變量，測算出的曼奎斯特(Malmquist)生產(chǎn)率指數(shù)表示農(nóng)業(yè)技術進步(tch)。其中，第一產(chǎn)業(yè)資本存量的測算運用永續(xù)盤存法，以各地區(qū)農(nóng)林牧漁業(yè)全社會固定資產(chǎn)投資額為當年投資量，用各地區(qū)固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行平減。以各地區(qū)1998年第一產(chǎn)業(yè)占總產(chǎn)值的比重乘以當年全社會資本形成總額為基期資本，用全社會固定資產(chǎn)價格指數(shù)進行平減。依照張軍(2004)等的做法，固定資產(chǎn)折舊率取9.6%［15］。

3．新型城鎮(zhèn)化(urb)。參考已有城鎮(zhèn)化指標體系，我們構(gòu)建以基本水平、經(jīng)濟發(fā)展、社會建設、文化建設、生態(tài)建設等5個一級指標、16個二級指標的測算體系(如表1所示)。為避免主觀賦權法產(chǎn)生的偏差，本文采用能反映指標信息效用價值的熵值法來客觀賦權，測算各地區(qū)各時期的新型城鎮(zhèn)化指數(shù)［16］。

表1 新型城鎮(zhèn)化指標體系

4．農(nóng)村人均收入水平(inc)、人均耕地面積(squ)和城鎮(zhèn)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值比重(rat)的數(shù)據(jù)直接來源于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》。城鄉(xiāng)消費差距(gap)用當年消費價格指數(shù)平減后的城鎮(zhèn)居民消費額與農(nóng)村居民消費額的比值來表示，其中農(nóng)村居民消費額為1。戶籍因素(hj)用城鎮(zhèn)單位雇傭的農(nóng)村勞動力占城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員比重來表示。

(三)數(shù)據(jù)處理

本文的研究對象為我國大陸31個省(市、自治區(qū))，樣本區(qū)間為1998－2012年，由1999－2013年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國勞動力統(tǒng)計年鑒》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》各期數(shù)據(jù)整理計算而得。為消除價格因素的影響，部分數(shù)據(jù)用消費價格指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行平減。另外，為反映我國區(qū)域發(fā)展水平的差異性，本文將我國分成東中西部三大區(qū)域并依次進行實證計量分析。

四、實證研究結(jié)果及分析

(一)基本估計結(jié)果

對方程(8)估計時，我們分別采用固定效應(FE)、隨機效應(RE)和廣義矩估計(GMM)三種方法。在系統(tǒng)GMM估計中，內(nèi)生變量的選擇至關重要。根據(jù)相關性分析，本文將農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移量(labor)的滯后一期作為內(nèi)生變量。另外，通過改變控制變量個數(shù)分別進行系統(tǒng)GMM估計，以保證估計結(jié)果的穩(wěn)健性。農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移量(labor)及其滯后項(labort－1)和農(nóng)村人均收入(inc)分別取對數(shù)，以減少變量的波動性(估計結(jié)果如表2所示)。

表2 全國層面基本估計結(jié)果

Hausman檢驗指出固定效應模型比隨機效應模型的估計結(jié)果更有效率。在廣義矩估計中，依次加入人均耕地面積(squ)、城鎮(zhèn)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值比重(rat)和戶籍因素(hj)等控制變量進行穩(wěn)健性估計，結(jié)果顯示核心變量系數(shù)的相關性穩(wěn)定且都通過顯著性水平為10%的相關性檢驗。其中，AR(2)檢驗值表明模型設定不存在殘差的二階自相關，Sargan檢驗的統(tǒng)計值都大于0.05，說明模型使用的工具變量有效，不存在過度識別的問題。模型3、4、5設定合理，較好地處理了模型內(nèi)生性問題，因此本文的分析是基于廣義矩估計的回歸結(jié)果。

模型3、4、5的估計結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)技術進步(tch)對農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的影響系數(shù)在0.13－0.21之間，形成一股“推力”，對其向城鎮(zhèn)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移具有顯著的正向促進作用。在樣本期間內(nèi)，我國主要從農(nóng)機硬件、農(nóng)業(yè)知識“軟件”兩方面加大農(nóng)業(yè)技術推廣，提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率，使大量農(nóng)村剩余勞動力“脫農(nóng)而出”。但農(nóng)業(yè)技術推廣受地形、氣候、土壤等自然條件影響，對農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的影響程度偏低。而新型城鎮(zhèn)化(urb)對農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的影響程度最明顯，系數(shù)穩(wěn)定在10.5左右，形成一股“拉力”。新型城鎮(zhèn)化是農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的持續(xù)動力表現(xiàn)為:第一，新型城鎮(zhèn)化消除農(nóng)村剩余勞動力的“候鳥式”轉(zhuǎn)移模式，在農(nóng)民工市民化的同時增強其在城鎮(zhèn)的歸屬感;第二，新型城鎮(zhèn)化在改善投資結(jié)構(gòu)、提高投資效率、拉動投資規(guī)模的同時，持續(xù)加大對農(nóng)村剩余勞動力的需求，最大限度地吸納農(nóng)村剩余勞動力向城鎮(zhèn)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。

在基礎變量方面，農(nóng)村人均收入水平(inc)的系數(shù)為正且通過顯著性水平為1%的相關性檢驗，它是農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的“推力”。但城鄉(xiāng)消費差距(gap)對農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移有負向影響且系數(shù)偏小，幾乎沒有通過顯著性檢驗。在控制變量方面，人均耕地面積(squ)對農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移有負向影響且都通過至少10%的顯著性水平的相關性檢驗，但影響程度偏小。城鎮(zhèn)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值的比重(rat)的系數(shù)持續(xù)為正，體現(xiàn)了樣本期間內(nèi)城鎮(zhèn)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)對農(nóng)村剩余勞動力的巨大需求，它是農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的“拉力”。戶籍因素(hj)對農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的影響為負，即樣本期間內(nèi)戶籍制度阻礙農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移。

(二)分區(qū)域估計結(jié)果

本文運用模型5在全國、東部、中部和西部分別運用一步系統(tǒng)廣義矩估計(S-GMM)，進一步分區(qū)域研究核心變量對農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的影響。根據(jù)模型檢驗結(jié)果可知，S-GMM模型的序列相關性檢驗和Sargan檢驗均顯著通過，說明S-GMM選擇的工具變量是有效的，模型設定是合理的(估計結(jié)果如表3所示)。

表3 分區(qū)域動態(tài)面板估計結(jié)果(S-GMM)

從表3可以看出，按照東中西部地區(qū)分組后，其估計結(jié)果與總體樣本的估計結(jié)果基本一致。農(nóng)業(yè)技術進步(tch)、新型城鎮(zhèn)化(urb)、農(nóng)村人均收入水平(inc)和城鎮(zhèn)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值比重(rat)仍是農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的重要“推力”，城鄉(xiāng)消費差距(gap)對中西部農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移具有阻礙作用。

農(nóng)業(yè)技術進步(tch)對農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的“推力”由大到小依次是西部、東部和中部。西部地區(qū)受自然資源和環(huán)境限制，經(jīng)濟、農(nóng)業(yè)發(fā)展水平低于東中部地區(qū)，生物化學性技術進步、機械性技術進步及應用同樣落后于東中部地區(qū)。隨著2000年“西部大開發(fā)”戰(zhàn)略的推動，西部地區(qū)農(nóng)業(yè)技術進步的應用大大提高了農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率，農(nóng)業(yè)技術進步對勞動力的替代效應明顯大于東中部地區(qū)，這必然“釋放”大量農(nóng)村剩余勞動力向城鎮(zhèn)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。而中部地區(qū)處在中國經(jīng)濟發(fā)展的“塌陷區(qū)”，中央政策層面的支持力度滯后于東西部地區(qū)，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比較大，大量勞動力仍從事科技附加值較低的傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動，農(nóng)業(yè)技術進步對農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的“推力”不明顯。

新型城鎮(zhèn)化(urb)對農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的“拉力”由大到小依次是中部、西部和東部。在經(jīng)濟體制改革初期，東部地區(qū)依靠區(qū)位優(yōu)勢大量引進外資，新型城鎮(zhèn)化水平、人均收入水平“領跑”全國。但在樣本期間內(nèi)，東部地區(qū)農(nóng)民工市民化成本逐步提升，在一定程度上加劇了農(nóng)村剩余勞動力的“候鳥式”轉(zhuǎn)移態(tài)勢，減緩農(nóng)村剩余勞動力向東部地區(qū)轉(zhuǎn)移。隨著新型城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)移戰(zhàn)略的調(diào)整，中部地區(qū)承接沿海制造業(yè)轉(zhuǎn)移，房地產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展，促使東部地區(qū)農(nóng)民工回流選擇家鄉(xiāng)就業(yè)。如此“一增一減”使中部地區(qū)城鎮(zhèn)化“拉力”居高，而東部地區(qū)的“拉力”居低。

(三)模型參數(shù)一致性

廣義矩估計是一種工具變量法，其估計結(jié)果具有一致性，但當樣本量較小或使用的工具變量薄弱時，動態(tài)面板估計值容易產(chǎn)生較大偏誤。在POLS估計時，由于因變量的滯后項與不可觀測的地區(qū)效應ui正相關，估計值向上偏誤。在固定效應估計時，由于因變量的滯后項與隨機擾動項εit負相關，估計值向下偏誤。當因變量滯后項的GMM估計結(jié)果處在POLS估計值和固定效應估計值之間時，說明GMM估計值沒有發(fā)生較大偏誤。為探討模型參數(shù)的一致性，我們分別進行POLS回歸估計、固定效應回歸估計并統(tǒng)計和比較滯后項的估計值(結(jié)果如表4所示)。由表4可知，因變量滯后項的GMM估計值的確處在二者之間，即GMM估計值是一致的，并沒有因為樣本容量小和工具變量的選擇而產(chǎn)生較大偏誤。

表4 因變量滯后項的POLS、GMM、固定效應模型估計值

五、主要結(jié)論與政策建議

本文以“推拉理論”為基礎，構(gòu)建包含農(nóng)業(yè)技術進步、新型城鎮(zhèn)化和農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移在內(nèi)的計量模型，利用1998－2012年省際動態(tài)面板數(shù)據(jù)進行實證檢驗。全國層面的研究結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)技術進步的“推力”和新型城鎮(zhèn)化的“拉力”顯著促進農(nóng)村剩余勞動力向城鎮(zhèn)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。分區(qū)域的研究結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)技術進步對農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的“推力”由大到小依次為西部、東部和中部，而城鎮(zhèn)化對農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的“拉力”由大到小依次為中部、西部和東部。

基于上述研究結(jié)論，我們給出以下的政策建議:第一，農(nóng)業(yè)技術進步是農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的主要“推力”，關鍵在于提高農(nóng)業(yè)技術水平和增加農(nóng)業(yè)技術應用面。首先，政府應加大農(nóng)業(yè)技術公共物品的投入力度，彌補私人農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者技術創(chuàng)新動力的不足。同時，應建立覆蓋廣大農(nóng)村地區(qū)的農(nóng)業(yè)技術推廣體系，使農(nóng)業(yè)技術盡快走向應用。其次，在農(nóng)業(yè)技術進步類型選擇上，應雙向推進生物化學性技術進步和機械性技術進步。第二，繼續(xù)推進新型城鎮(zhèn)化建設，擴大新型城鎮(zhèn)化對農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的吸納能力?？傮w而言，完善農(nóng)民工市民化機制，盡快將農(nóng)民工納入城市社會保障體系，使其與城鎮(zhèn)市民平等享有基本公共服務，降低農(nóng)民工市民化成本。就區(qū)域發(fā)展而言，東部地區(qū)應加快勞動密集型產(chǎn)業(yè)向中西部地區(qū)梯度轉(zhuǎn)移，發(fā)展高新技術產(chǎn)業(yè)，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。中西部地區(qū)在承接東部沿海地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的同時，加大新型城鎮(zhèn)化基礎設施建設，提升中小城鎮(zhèn)的吸引力。第三，在非農(nóng)產(chǎn)業(yè)規(guī)模方面，應積極推進城鎮(zhèn)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，有效利用風俗傳統(tǒng)、地域特點等發(fā)展旅游業(yè)及附帶產(chǎn)業(yè)。在體制方面，深化制度改革，健全制度體系，直至消除二元戶籍制度對農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的阻礙。政府應發(fā)揮主導作用，充分利用農(nóng)村市場信息資源開辟轉(zhuǎn)移渠道，有針對性地增加農(nóng)村剩余勞動力的技能培訓，提高農(nóng)村剩余勞動力的就業(yè)競爭力。

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