張紅麗 ，李潔艷

（石河子大學(xué) a.經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院；b.農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究中心，新疆 石河子 832000）

一、引 言

我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展從高速增長轉(zhuǎn)為中高速增長，經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)，但目前城鄉(xiāng)融合發(fā)展過程中仍存在一些問題，如城鄉(xiāng)居民的收入差距較大等問題［1］。《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃（2018-2022年）》指出要完善城鄉(xiāng)的布局結(jié)構(gòu)，順應(yīng)城鄉(xiāng)融合發(fā)展的趨勢，重新塑造城鄉(xiāng)之間的關(guān)系，促進(jìn)居民收入均衡化，縮小城鄉(xiāng)收入差距，擴(kuò)寬城鄉(xiāng)居民收入渠道，并建立健全有利于農(nóng)民收入增長的體制機(jī)制，從而更好地解決城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡問題。

近年來，我國城鄉(xiāng)居民的人均收入差距逐漸擴(kuò)大，如圖1所示。城鄉(xiāng)收入差距的問題將成為我國城鄉(xiāng)融合發(fā)展中最大的阻礙，因此對影響城鄉(xiāng)收入差距的因素進(jìn)行分析，就顯得非常重要。國內(nèi)外學(xué)者從不同角度對城鄉(xiāng)收入差距的影響因素進(jìn)行分析，Yang（1999）［2］表示城鎮(zhèn)的居民比農(nóng)村居民擁有更多的福利保障，再加上城鎮(zhèn)的一些財政補(bǔ)貼制度等，這些都是拉大城鄉(xiāng)收入差距的原因。萬海遠(yuǎn)等（2013）［3］從我國二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)出發(fā)，研究戶籍歧視對城鄉(xiāng)居民收入差距的作用。李政等（2016）［4］利用空間杜賓模型，分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、創(chuàng)新強(qiáng)度對城鄉(xiāng)收入差距的影響。朱紅恒等（2017）［5］通過實證檢驗，分析農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移在提高農(nóng)民收入的基礎(chǔ)上能夠縮小城鄉(xiāng)居民之間的收入差距。涂濤濤等（2017）［6］通過動態(tài)的CGE模型研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步在中期會加劇城鄉(xiāng)收入差距，但是長期會縮小城鄉(xiāng)收入差距。李昕等（2018）［7］從勞動力轉(zhuǎn)移視角分析了教育投入對城鄉(xiāng)收入差距的影響。綜合近年來關(guān)于城鄉(xiāng)收入差距的研究發(fā)現(xiàn)，學(xué)者普遍將農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步、農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移進(jìn)行分開研究，很少將兩者結(jié)合對城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)行研究。

圖1 2003-2017年全國城鄉(xiāng)居民人均收入情況注：數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局。

因此，本文在按照農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率分區(qū)域思路的基礎(chǔ)上，研究各區(qū)域中農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步、農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對城鄉(xiāng)收入差距的影響，并通過中介效應(yīng)模型，檢驗農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步是否通過農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移作用于城鄉(xiāng)收入差距；農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移是否通過農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步作用于城鄉(xiāng)收入差距，從而可以更好地了解農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步、農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移與城鄉(xiāng)收入差距之間的邏輯關(guān)系，這將對緩解城鄉(xiāng)收入差距問題提供一定的參考價值。

二、文獻(xiàn)回顧

（一 ）農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對城鄉(xiāng)收入差距的影響

國內(nèi)外在對農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步研究的過程中，大多學(xué)者比較側(cè)重用全要素生產(chǎn)率（TFP）來衡量農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步。Leamer（2000）［8］得出結(jié)論：在勞動密集型的部門中，技術(shù)進(jìn)步有利于增加非熟練工人的工資；而在技術(shù)密集型的部門中，技術(shù)進(jìn)步將會有利于熟練工人工資的增加。劉渝琳等（2013）［9］運(yùn)用 1992-2010年全國各省市的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分區(qū)域研究，最后得出結(jié)論：東部區(qū)域中的全要素生產(chǎn)率TFP能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距，而在中西部區(qū)域卻擴(kuò)大了城鄉(xiāng)居民的收入差距。郭福春等（2015）［10］通過研究全要素生產(chǎn)率、金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響，發(fā)現(xiàn)全要素生產(chǎn)率的提高會擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。李曉璇（2017）［11］利用我國2006-2015年長三角城市群26個市的數(shù)據(jù)，最后發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率TFP會顯著縮小城鄉(xiāng)居民的收入差距。

本文主要用全要素生產(chǎn)率來衡量農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對城鄉(xiāng)收入差距的影響。根據(jù)二元經(jīng)濟(jì)理論模型表明農(nóng)業(yè)技術(shù)的進(jìn)步可能會促進(jìn)短期工資的上漲，導(dǎo)致勞動力變得昂貴，然而這可能與國家發(fā)展所需要更多的資本積累不太相符［12］，因此，在短時期內(nèi)農(nóng)業(yè)技術(shù)的進(jìn)步可能會加劇城鄉(xiāng)的收入差距；隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，農(nóng)業(yè)科技方面得到了較大的進(jìn)步，但是在實際應(yīng)用的過程中，可能因為對農(nóng)業(yè)技術(shù)的推廣力度不夠，還有可能由于農(nóng)業(yè)先進(jìn)技術(shù)的實用性差等，導(dǎo)致農(nóng)民的農(nóng)業(yè)收入并沒有得到提高，從而農(nóng)業(yè)技術(shù)的進(jìn)步可能會加劇城鄉(xiāng)收入差距。

根據(jù)以上分析，本文并提出假設(shè)1。

假設(shè)1：農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步將會擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民之間的收入差距。

（二 ）農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對城鄉(xiāng)收入差距的影響

在研究農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對城鄉(xiāng)收入差距影響的過程中，國內(nèi)外學(xué)者主要存在兩種觀點(diǎn)：第一種觀點(diǎn)表示農(nóng)村勞動力的轉(zhuǎn)移擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距，Haana A D（1999）［13］表示勞動力的轉(zhuǎn)移能夠提高剩余勞動力的收入，但是對于農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)的收斂作用不顯著，則勞動力的轉(zhuǎn)移將擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。蔡武等（2013）［14］從新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)視角出發(fā)，認(rèn)為城市產(chǎn)業(yè)的集聚效應(yīng)將促使農(nóng)村勞動力流動對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生影響，并通過實證得出農(nóng)村勞動力流動對城鄉(xiāng)收入差距的影響處在極化效應(yīng)階段時，農(nóng)村勞動力流動會加速城市產(chǎn)業(yè)集聚規(guī)模，但會擴(kuò)大收入差距。殷飛（2014）［15］以江蘇省為例，并運(yùn)用多元回歸模型實證分析了農(nóng)村勞動力的轉(zhuǎn)移將顯著擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。另一種觀點(diǎn)則認(rèn)為農(nóng)村勞動力的轉(zhuǎn)移會縮小城鄉(xiāng)收入差距，陳光普（2012）［16］從戶籍制度改革和培育城鄉(xiāng)一體化的勞動力市場等方面采取措施，以促進(jìn)中西部地區(qū)勞動力流動能夠更加合理有序，從而縮小城鄉(xiāng)收入差距。

本文認(rèn)為盡管農(nóng)村的勞動力轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)會受到戶籍制度的限制，使得農(nóng)村的勞動力無法平等地享受公共服務(wù)和權(quán)益保護(hù)，但是隨著農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)，農(nóng)民的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會將增多，可以促進(jìn)農(nóng)民的非農(nóng)收入增加，即在一定程度上可能會縮小城鄉(xiāng)收入差距。

基于上述分析，本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2：農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移能夠縮小城鄉(xiāng)的收入差距。

（三 ）農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的作用

國內(nèi)外學(xué)者在研究關(guān)于農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步和農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對城鄉(xiāng)收入差距影響的過程中，發(fā)現(xiàn)兩者不僅對城鄉(xiāng)收入差距存在直接影響，可能農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步和農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移之間也存在某種作用，而這種作用可能會間接地影響城鄉(xiāng)之間的收入差距。Matsuyama（1999）［17］發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步不僅可以促進(jìn)農(nóng)村剰余的勞動力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，還可以釋放大量的勞動力。程名望等（2010）［18］通過建立動態(tài)模型，實證分析了農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移既有正向效應(yīng)又有負(fù)向效應(yīng)。王衛(wèi)等（2013）［19］運(yùn)用1978-2011年全國數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移之間存在正向影響，而非農(nóng)的技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移作用不顯著。李士梅等（2017）［20］運(yùn)用動態(tài)面板模型分析了全國勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率TFP的影響，通過研究發(fā)現(xiàn)勞動力轉(zhuǎn)移阻礙了農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率TFP的提高，因此農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移沒有促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)的進(jìn)步。

基于以上關(guān)于農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步和農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移之間的作用分析，本文提出假設(shè)3、假設(shè)4。

假設(shè)3：農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步可能會通過中介變量農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移作用于城鄉(xiāng)收入差距；

假設(shè)4：農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移可能會通過中介變量農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步作用于城鄉(xiāng)收入差距。

三、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

（一 ）模型設(shè)定

1.農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步、農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對城鄉(xiāng)收入差距的作用

本文借鑒張寬等（2017）［21］以農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率進(jìn)行分組的研究思路，分別構(gòu)建了全國區(qū)域、高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域及低農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域的動態(tài)面板模型。

全國區(qū)域的模型為：

高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域的模型為：

低農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域的模型為：

其中，下標(biāo)i和t分別指省市和年份；c為常數(shù)項；β1和β2代表兩個解釋變量的系數(shù)；β3為城鄉(xiāng)收入差距滯后一期的系數(shù)；αit代表控制變量的系數(shù)；εit代表與解釋變量無關(guān)的隨機(jī)擾動項。為了消除異方差，本文在模型中對各變量進(jìn)行對數(shù)化處理。

（1）（3）（5）模型中未加入控制變量，（2）（4）（6）模型中加入控制變量，考慮城鄉(xiāng)收入差距的動態(tài)特征，在各模型中均加入了城鄉(xiāng)收入差距的滯后一期。農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步、農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移和城鄉(xiāng)收入差距三者可能會存在內(nèi)生性問題，用OLS和固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計可能是有偏的，故用GMM進(jìn)行估計，而在GMM中系統(tǒng)GMM比差分GMM的有效性更強(qiáng)，所以具體將采用系統(tǒng)GMM進(jìn)行估計。

2.中介效應(yīng)檢驗

本文主要運(yùn)用 Baron and Kenny（1986）［22］提出的中介效應(yīng)檢驗逐步回歸的方法，并參照溫忠麟等（2014）［23］和李谷成等（2018）［24］建立的中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ停瑯?gòu)建中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

在（7）、（8）、（9）模型中，Y、X、M分別為因變量、自變量和中介變量；θ為截距；ε為隨機(jī)擾動項；γ、a、b、c、c′為回歸系數(shù)。若模型中的回歸系數(shù)a、b、c均顯著時，ab與c′的符號相同時，則表明存在“中介效應(yīng)”；回歸系數(shù)a、b、c均顯著時，ab與c′的符號相反時，則表明存在“遮掩效應(yīng)”。若回歸系數(shù)c顯著，而a、b至少有一個不顯著時，需要進(jìn)一步檢驗回歸系數(shù)乘積的顯著性（是否拒絕H0：ab=0），當(dāng)其不顯著時，則表明間接效應(yīng)不顯著；當(dāng)顯著時，表明存在“中介效應(yīng)”。

本文主要檢驗兩種中介效應(yīng)：一是農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步是否通過農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生影響？城鄉(xiāng)收入差距為因變量，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步為自變量，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移為中介變量；二是農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移是否通過農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步而對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生影響？城鄉(xiāng)收入差距仍為因變量，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移為自變量，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步為中介變量。

（二 ）數(shù)據(jù)說明

本文選取2003-2017年我國30個省份的數(shù)據(jù)（西藏自治區(qū)的數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，故將其剔除，港、澳、臺地區(qū)也不包括在內(nèi)），數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局、《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》以及各省市歷年的統(tǒng)計年鑒。本文在數(shù)據(jù)整理的過程中，發(fā)現(xiàn)某些數(shù)據(jù)在不同資料上表現(xiàn)不一致，在此均以國家統(tǒng)計局的數(shù)據(jù)為準(zhǔn)。

1.變量設(shè)定

為了研究農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步、農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對城鄉(xiāng)收入差距的影響，本文在借鑒前人研究的基礎(chǔ)上，變量的選取如下：

被解釋變量：城鄉(xiāng)收入差距（Gap）。國內(nèi)學(xué)者衡量城鄉(xiāng)收入的差距指標(biāo)通常用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入之比、基尼系數(shù)和泰爾系數(shù)等三種來表示。將城鄉(xiāng)收入差距用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入/農(nóng)村居民人均純收入指標(biāo)來表示，雖然其指標(biāo)存在一些缺陷，但具有數(shù)據(jù)較容易獲得等優(yōu)點(diǎn)，因而常常被學(xué)者們所使用（應(yīng)瑞瑤等，2011［25］；余菊，2014［26］；朱紅恒等，2017［5］；李昕等，2018［8］）；利用泰爾系數(shù)作為衡量城鄉(xiāng)收入差距的指標(biāo)，盡管考慮了人口收入差距，但泰爾系數(shù)會受到人口權(quán)重的影響（高蓓蓓，2016［27］；李政等，2016［4］；趙莎莎等，2018［28］）；基尼系數(shù)是三者中最為理想的衡量指標(biāo)，但由于各省市統(tǒng)計的數(shù)據(jù)存在缺失，導(dǎo)致基尼系數(shù)無法計算。本文通過對三種指標(biāo)比較之后，最后選取城鎮(zhèn)居民人均可支配收入/農(nóng)村居民人均純收入指標(biāo)來表示城鄉(xiāng)收入差距。

解釋變量：①農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步（Tech）。目前國內(nèi)學(xué)者對于農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步指標(biāo)的選擇上存在一定的差異，如董瑩等（2015）［29］、張寬等（2017）［21］研究的農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步側(cè)重于勞動節(jié)約型的技術(shù)進(jìn)步，主要用農(nóng)業(yè)的機(jī)械化水平作為農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的指標(biāo)；馬磊（2016）［30］等側(cè)重于整個農(nóng)業(yè)部門的技術(shù)進(jìn)步，利用農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率為農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的指標(biāo)。本文主要運(yùn)用農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率來測量農(nóng)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步。在借鑒鄢姣（2015）［12］選取指標(biāo)的基礎(chǔ)上，運(yùn)用DEA方法通過曼奎斯特指數(shù)（Malmquist）分解法計算出農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率TFP，其中產(chǎn)出指標(biāo)為第一產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)總值，而投入指標(biāo)為勞動、土地、機(jī)械、化肥、灌溉，以第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)為勞動力投入量；農(nóng)作物總播種面積為土地投入量；機(jī)械總動力作為機(jī)械投入量；實際化肥實際用量作為化肥投入量；有效灌溉面積作為灌溉投入量。②農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移（Transfer）。本文將借鑒有關(guān)學(xué)者利用勞動力轉(zhuǎn)移率來衡量農(nóng)村勞動轉(zhuǎn)移的做法，而勞動轉(zhuǎn)移率指標(biāo)主要用鄉(xiāng)村從業(yè)人員和鄉(xiāng)村農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人員的差與鄉(xiāng)村從業(yè)人員之比來表示。

控制變量：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Str）利用各省市第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來表示；城鎮(zhèn)化水平（Urb）主要用城鎮(zhèn)化率來表示，即各省市年末城鎮(zhèn)人口/年末總?cè)丝凇?/p>

分組指標(biāo)：農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率（Productivity）。目前國內(nèi)學(xué)者對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率主要有兩類衡量方法：一類用實物化來衡量，即表示為每單位勞動力或單位土地面積的農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量（郭愛民，2012［31］）；另一類用貨幣化來衡量，即用每單位勞動力的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值來表示（李靜等，2014［32］；張寬等，2017［21］）。由于用貨幣化指標(biāo)能夠更好地反映農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步、農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率中潛在的信息，本文將借鑒張寬等（2017）［21］利用農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值與農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人數(shù)的比值來表示。具體的分組方法（1）為計算各地區(qū)2003-2017年的農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率并將其進(jìn)行平均，若該地區(qū)平均值大于全國平均值，則為高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域，反之則為低農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域。

2.變量的描述統(tǒng)計分析

表1對區(qū)域面板數(shù)據(jù)各變量進(jìn)行統(tǒng)計描述，本文主要對被解釋變量及核心解釋變量進(jìn)行分析。

（1）低農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域中城鄉(xiāng)收入差距（Gap）均值最大，且遠(yuǎn)高于高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域及全國平均水平，高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域城鄉(xiāng)收入差距最大值和最小值為3.653、1.845，均低于低農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域最大值5.121和最小值2.324。

（2）高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域中農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步（Tech）最大值為1.385，高于低農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域的最大值1.337，高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的平均值為1.806，略低于低農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域及全國的平均值。

（3）低農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域中農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移（Transfer）平均值為0.395，均低于高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域平均值0.488和全國平均值0.445。

（4）經(jīng)過對比發(fā)現(xiàn)，低農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域城鄉(xiāng)收入差距均值遠(yuǎn)高于高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域，低農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步均值略高于高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域，而高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的均值明顯高于低農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域。

表1 區(qū)域面板數(shù)據(jù)主要變量統(tǒng)計描述

四、實證檢驗與分析

（一 ）平穩(wěn)性檢驗

對于面板數(shù)據(jù)來說，模型分析時容易陷入“偽回歸”現(xiàn)象，導(dǎo)致結(jié)果不準(zhǔn)確。目前對于面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗的方法主要有LLC、IPS、Fisher檢驗等。本文主要運(yùn)用LLC進(jìn)行檢驗，從表2可以看出，所有變量均至少在10%水平上通過顯著性檢驗，即所有變量均為平穩(wěn)序列。

表2 面板數(shù)據(jù)LLC的單位根檢驗

（二 ）農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步、農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對城鄉(xiāng)收入差距的影響

本文從全國區(qū)域、高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域及低農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域進(jìn)行分區(qū)域研究出發(fā)，不僅可以分析各個地區(qū)之間存在的差異，而且還能提供相應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗。在各個區(qū)域中是否加入控制變量來研究城鄉(xiāng)收入差距對農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步、農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移進(jìn)行估計，同時考慮了因變量滯后項的影響。根據(jù)表3中各個區(qū)域面板模型的回歸結(jié)果，可以得出農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步和農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對城鄉(xiāng)居民人均收入差距的影響作用。

1.農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對城鄉(xiāng)收入差距的影響分析

全國區(qū)域模型1中農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步（lntech）的系數(shù)為0.129，并在95%的置信水平上呈現(xiàn)顯著，這表明農(nóng)業(yè)的技術(shù)水平每提升1%時，城鄉(xiāng)居民的收入差距比將擴(kuò)大0.129；模型2中加入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和城鎮(zhèn)化率兩個控制變量后，其農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步（lntech）的系數(shù)為0.118，且在5%水平下顯著，對城鄉(xiāng)居民收入差距的擴(kuò)大作用相對減少。在全國區(qū)域中，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步無論是否加入控制變量均能顯著性地擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。因此，在全國區(qū)域中，假設(shè)1得到驗證。

高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域模型3中農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步（lntech）系數(shù)為0.054，對城鄉(xiāng)收入差距具有擴(kuò)大作用，但作用卻不顯著；在加入控制變量的模型4中，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步系數(shù)（lntech）為0.002，對城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大作用有所減小，但仍不顯著。在高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域中，無論是否加入控制變量，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步均擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距，但作用都不顯著。所以在高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域中，假設(shè)1沒有通過驗證。

低農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域模型5中農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步（lntech）的系數(shù)為0.143，并在10%水平下呈現(xiàn)顯著；模型6中農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步（lntech）的系數(shù)為0.104，加入控制變量后，對擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距的作用變小且不顯著，表明控制變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（lnstr）、城鎮(zhèn)化率（lnurb）削弱了農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步（lntech）對城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大作用。在低農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域中，無論是否加入控制變量，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步均擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距，但加入控制變量之后，削弱了農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對城鄉(xiāng)收入差距的影響，使其作用變得不顯著?？偠灾?，在低農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域中沒有控制變量的情況下，假設(shè)1得到驗證。

2.農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對城鄉(xiāng)收入差距的影響分析

未加入控制變量時，全國區(qū)域、高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域及低勞動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率區(qū)域中農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移（lntransfer）均能顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距；加入控制變量后，在高勞動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率區(qū)域中農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移（lntransfer）系數(shù)為-0.042，且縮小作用更為明顯，并在10%水平下呈現(xiàn)顯著，說明該區(qū)域的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和城鎮(zhèn)化率可以有效促進(jìn)城鄉(xiāng)居民之間的收入差距。而在全國區(qū)域和低農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域中農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移都對城鄉(xiāng)收入差距具有縮小作用，但均由顯著變?yōu)椴伙@著，從而也表明在全國區(qū)域和低農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)區(qū)域中的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和城鎮(zhèn)化率削弱了農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對城鄉(xiāng)收入差距的縮小作用。因此，在全國區(qū)域、高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域及低農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域中未加入控制變量時，假設(shè)2得到了證實。

3.控制變量對城鄉(xiāng)收入差距的影響分析

無論在全國區(qū)域、低農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域和高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域中，控制變量中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（lnstr）和城鎮(zhèn)化率（lnurb）系數(shù)都在1%水平下呈現(xiàn)顯著，且表明在任何區(qū)域中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和城鎮(zhèn)化率對城鄉(xiāng)收入差距均具有縮小作用。

4.城鄉(xiāng)收入差距滯后項對城鄉(xiāng)收入差距的影響分析

無論在哪個區(qū)域，還是在是否加入控制變量的情況下，城鄉(xiāng)收入差距的滯后一期（L.lngap）系數(shù)均為正，且都在1%水平下顯著，這表明城鄉(xiāng)收入差距存在一定的持續(xù)效應(yīng)和增長慣性。

表3 農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步、農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移影響城鄉(xiāng)收入差距的估計結(jié)果

（三 ）中介效應(yīng)的依次檢驗

1.農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的中介效應(yīng)檢驗

本文根據(jù)前面設(shè)定的模型，首先檢驗農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移是否在農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對城鄉(xiāng)收入差距作用的過程中起到了中介效應(yīng)。從表4模型7中回歸結(jié)果可以看出，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步（lntech）對城鄉(xiāng)收入差距（lngap）的直接效應(yīng)是顯著的，且系數(shù)為0.117。模型8的回歸結(jié)果表明農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步（lntech）可以顯著地促進(jìn)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移（lntransfer）。模型9中農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步（lntech）和農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移（lntransfer）的系數(shù)均顯著，這說明在控制了農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步變量的影響之后，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對城鄉(xiāng)收入差距的作用仍然顯著。由于a、b、c三個參數(shù)值都是顯著的，且ab與c′符號相反，這表明農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的效應(yīng)性質(zhì)不是“中介效應(yīng)”，而是“遮掩效應(yīng)”。從表中可以看出，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對城鄉(xiāng)收入差距的直接效應(yīng)c（0.117）的絕對值小于總效應(yīng)c′（0.129），則在一定程度上說明農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步通過農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移影響城鄉(xiāng)收入差距，遮掩了一部分農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的作用［33］。因此，假設(shè)3中并不是“中介效應(yīng)”，而是“遮掩效應(yīng)”。

2.農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的中介效應(yīng)檢驗

從表5模型7和模型9的回歸結(jié)果來看，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移（lntransfer）對城鄉(xiāng)收入差距（lngap）具有顯著的促進(jìn)作用，而農(nóng)業(yè)技進(jìn)步顯著地擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距，但在模型8的回歸結(jié)果當(dāng)中，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移（lntransfer）對農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步（lntech）并沒有產(chǎn)生顯著效應(yīng)。由前述可知，回歸系數(shù)c（-0.108）顯著，而系數(shù)a（0.033）不顯著時，需要進(jìn)一步檢驗回歸系數(shù)ab乘積的顯著性，而ab=0.004不等于0，則拒絕原假設(shè)，表明間接效應(yīng)不顯著，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移未能通過農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的中介作用而縮小城鄉(xiāng)收入差距。因此，假設(shè)4沒有得到證實。

表4 農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的中介效應(yīng)的依次檢驗結(jié)果

表5 農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的中介效應(yīng)的依次檢驗結(jié)果

3.農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步和農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移綜合的中介效應(yīng)檢驗

從以上分析中可以得出，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步可以直接作用于城鄉(xiāng)收入差距，也可以通過農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的“遮掩效應(yīng)”對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生影響；農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移直接作用于城鄉(xiāng)收入差距，因為農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步并未發(fā)揮中介效應(yīng)，即農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對城鄉(xiāng)收入差距的作用路徑是直接的。

（四 ）穩(wěn)健性檢驗

為保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文運(yùn)用OLS和系統(tǒng)GMM不同的計量方法［34］和替換解釋變量農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的兩種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

1.不同計量方法的穩(wěn)健性檢驗

由表6可知，無論運(yùn)用混合OLS還是系統(tǒng)GMM估計，解釋變量系數(shù)的顯著性及符號基本表現(xiàn)一致性，進(jìn)一步證實基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性。

表6 不同計量方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗的回歸結(jié)果

2.替換解釋變量的穩(wěn)健性檢驗

本文通過替換解釋變量農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移指標(biāo)的方式并用系統(tǒng)CMM方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。原先的農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移（Transfer）指標(biāo)是利用勞動轉(zhuǎn)移率指標(biāo)來表示農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移，即用鄉(xiāng)村從業(yè)人員和鄉(xiāng)村農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人員的差與鄉(xiāng)村從業(yè)人員之比來表示；替換的農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移（Lab）指標(biāo)利用農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移程度表示，即用鄉(xiāng)村就業(yè)人數(shù)與農(nóng)林牧漁業(yè)人數(shù)之差來表示。對比表7的檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，解釋變量的符號在變換前后沒有發(fā)生改變，其顯著性雖然有一些變化，但回歸結(jié)果基本保持一致。

表7 替換解釋變量的穩(wěn)健性檢驗

續(xù)表7

五、研究結(jié)論與對策建議

（一 ）研究結(jié)論

本文基于農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率分組的視角，將我國30個省份2003-2017年的面板數(shù)據(jù)分為“高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域”和“低農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域”，運(yùn)用動態(tài)面板模型和中介效應(yīng)模型分析農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步、農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系，通過歸納總結(jié)得出以下結(jié)論：

（1）農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步均擴(kuò)大了各區(qū)域中的城鄉(xiāng)收入差距。在全國區(qū)域和低農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域中農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對城鄉(xiāng)收入差距的作用顯著，在高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)區(qū)域中雖然農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步作用不顯著，但仍對城鄉(xiāng)收入差距具有擴(kuò)大作用。經(jīng)過對比發(fā)現(xiàn)，在低農(nóng)業(yè)勞動區(qū)域中農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大作用較為明顯。如果在各個省份通過優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和提高城鎮(zhèn)化率的前提下，將會減少農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大作用。

（2）農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移縮小了各區(qū)域中的城鄉(xiāng)收入差距。在全國區(qū)域、高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域及低農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域內(nèi)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移均能顯著縮小差距，所以加快各個省份農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移程度，也是一種減緩城鄉(xiāng)收入差距的措施。在低農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域中農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對城鄉(xiāng)收入差距的縮小作用要大于高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域中的作用，故在低農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域中促進(jìn)勞動力轉(zhuǎn)移的實施效果可能會更好一些。

（3）通過中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ偷贸鼋Y(jié)論：農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步可以直接作用于城鄉(xiāng)收入差距，也可以通過農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的“遮掩效應(yīng)”作用于城鄉(xiāng)收入差距；農(nóng)村勞動力只能直接作用于城鄉(xiāng)收入差距，而未通過農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步作用于城鄉(xiāng)收入差距。

（二 ）政策建議

基于上述的研究結(jié)論，本文提出以下建議以有效緩解城鄉(xiāng)居民之間的收入差距。

（1）加強(qiáng)農(nóng)業(yè)先進(jìn)技術(shù)的推廣。在農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展的過程中，要加強(qiáng)農(nóng)業(yè)科研項目的研發(fā)，增強(qiáng)技術(shù)的實用性，將農(nóng)業(yè)的科技成果落到實處，更要加大農(nóng)業(yè)先進(jìn)技術(shù)的推廣力度，從而讓先進(jìn)技術(shù)能夠惠及所有農(nóng)民，尤其是低收入農(nóng)民。農(nóng)業(yè)先進(jìn)技術(shù)得到廣泛應(yīng)用后，農(nóng)民的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率得到提高，促進(jìn)農(nóng)業(yè)收入增加，從而可以減緩城鄉(xiāng)收入差距；農(nóng)業(yè)技術(shù)的進(jìn)步在一定程度上可以促進(jìn)農(nóng)村勞動力的轉(zhuǎn)移，促使農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)增加和農(nóng)民的非農(nóng)收入增加，從而會縮小城鄉(xiāng)的收入差距。

（2）加快推進(jìn)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移。促進(jìn)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)和土地規(guī)模化經(jīng)營，促使較多農(nóng)村勞動力得到釋放而發(fā)生轉(zhuǎn)移；完善城鄉(xiāng)保障制度的銜接，可以較好維護(hù)轉(zhuǎn)移后農(nóng)村勞動力的權(quán)利；加快戶籍制度的改革，能夠緩解戶籍身份所導(dǎo)致轉(zhuǎn)移的農(nóng)村勞動力與城鎮(zhèn)就業(yè)者的權(quán)利不平等問題，從而可以減緩城鄉(xiāng)收入差距。在低農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域中農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移程度較低且對城鄉(xiāng)收入差距的縮減作用更顯著，因此，在該區(qū)域中更應(yīng)該實施上述建議，從而可以緩解城鄉(xiāng)收入差距。特別需要注意的是，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移后需要機(jī)械化來作為配套，否則農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移造成的勞動力數(shù)量和質(zhì)量下降必然會引起農(nóng)業(yè)方面的問題。

注 釋：

（1）具體分組情況如下：高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域的省市為北京、天津、河北、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、上海、江蘇、浙江、福建、山東、湖北、廣東、海南、新疆16個省市；低農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率區(qū)域的省市為山西、安徽、江西、河南、湖南、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏14個省市。