王作功 ，陳正星

（1.貴州財(cái)經(jīng)大學(xué)綠色發(fā)展戰(zhàn)略研究院，貴州 貴陽(yáng) 550000；2.貴州財(cái)經(jīng)大學(xué)大數(shù)據(jù)應(yīng)用與經(jīng)濟(jì)學(xué)院，貴州 貴陽(yáng) 550000）

0 引言

黨的二十大報(bào)告指出，共同富裕是中國(guó)特色社會(huì)主義的本質(zhì)要求，也是一個(gè)長(zhǎng)期的歷史過程。自改革開放以來，我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展取得了巨大成就，城鄉(xiāng)居民收入水平均得到顯著、持續(xù)提升，并于2020年如期打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)，全面建成小康社會(huì)，實(shí)現(xiàn)了第一個(gè)百年奮斗目標(biāo)，開啟向第二個(gè)百年奮斗目標(biāo)進(jìn)軍的新征程。但在肯定黨和國(guó)家事業(yè)發(fā)展取得舉世矚目成就的同時(shí)，也必須清醒地看到經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展仍然面臨不少問題和困難，其中就包括城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展和收入差距仍然較大等，城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展和收入不平衡已成為制約中國(guó)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的重要因素。改善城鄉(xiāng)收入差距已成為我國(guó)“三農(nóng)”工作的重點(diǎn)和“十四五”時(shí)期的宏觀政策基本導(dǎo)向。

中國(guó)是農(nóng)業(yè)大國(guó)，用全世界7%的耕地養(yǎng)活了近世界五分之一的人口，使14 億人端牢了飯碗，成就舉世矚目，但在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中使用農(nóng)藥、化肥、農(nóng)膜等產(chǎn)生的大量溫室氣體也給我國(guó)的生態(tài)環(huán)境帶來了沉重的打擊。2022 年，我國(guó)提出了“雙碳”目標(biāo)，即在2030 年前實(shí)現(xiàn)“碳達(dá)峰”，2060 年前實(shí)現(xiàn)“碳中和”，而在我國(guó)的溫室氣體排放量中，農(nóng)業(yè)溫室氣體排放約占總量的17%，因此，提升農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率是實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，實(shí)現(xiàn)“碳中和”目標(biāo)的必由之路，同時(shí)，對(duì)保持耕地生態(tài)健康亦具有積極意義。

縮小城鄉(xiāng)收入差距與推動(dòng)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展都是實(shí)現(xiàn)第二個(gè)百年奮斗目標(biāo)偉大征程上的重要內(nèi)容，那么兩者之間存在怎樣的聯(lián)系？政策目標(biāo)的表現(xiàn)又是否具有趨同性？本文嘗試分析城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，以期為農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展政策的制定提供參考。

1 文獻(xiàn)綜述

鄭殿元等[1]認(rèn)為，中國(guó)當(dāng)前正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時(shí)期，同時(shí)，面臨著城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大和空氣質(zhì)量惡化加劇等問題，不僅阻礙了城鄉(xiāng)一體化建設(shè)，而且嚴(yán)重制約了我國(guó)從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)向經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)變的步伐。持續(xù)的城鄉(xiāng)收入差距會(huì)導(dǎo)致農(nóng)村勞動(dòng)力的重新分配，使得更年輕、更健康、接受過更高教育的人口流出農(nóng)村。而當(dāng)收入差距較大時(shí)，由于農(nóng)業(yè)投資回報(bào)較低，農(nóng)民寧愿將生產(chǎn)要素投向非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，也不愿投資于農(nóng)業(yè)活動(dòng)。并且，長(zhǎng)時(shí)間以來，我國(guó)的可用耕地?cái)?shù)量一直呈溫和下降趨勢(shì)，糧食播種面積亦是如此，但中國(guó)能實(shí)現(xiàn)如此長(zhǎng)時(shí)間的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力增長(zhǎng)，除了對(duì)糧食品種的改良，很大程度上是得益于化肥的使用。Zhang（2020）等[2]研究發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大將會(huì)顯著提高化肥的使用強(qiáng)度，而化肥使用強(qiáng)度與農(nóng)村人均收入間表現(xiàn)出“倒U”型關(guān)系，但其峰值點(diǎn)遠(yuǎn)高于我國(guó)各省農(nóng)村人均實(shí)際收入，即在達(dá)到峰值之前，化肥的使用強(qiáng)度將進(jìn)一步增加。而王寶義（2016）[3]的研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)化學(xué)制品對(duì)農(nóng)業(yè)碳排放量的貢獻(xiàn)巨大，其中，化肥源排放的占比高達(dá)60%，減少、控制以化肥為主的農(nóng)業(yè)化學(xué)制品對(duì)降低農(nóng)業(yè)碳排放意義巨大。但高晶晶等（2021）[4]的研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前農(nóng)業(yè)化學(xué)制品對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)的動(dòng)力已經(jīng)開始減弱，農(nóng)膜的產(chǎn)出貢獻(xiàn)也不再顯著，因此，未來不能再依靠農(nóng)業(yè)化學(xué)制品的投入來實(shí)現(xiàn)增長(zhǎng)。Zhang等（2022）[5]實(shí)證研究了城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大與空氣質(zhì)量之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)收入差距雖然不會(huì)影響空氣質(zhì)量的“倒U”形狀，但會(huì)延遲經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境脫鉤的時(shí)間。并且，城鄉(xiāng)收入差距與空氣質(zhì)量間呈現(xiàn)“U”型關(guān)系，其閾值為泰爾指數(shù)計(jì)算的0.03，當(dāng)?shù)陀谠撝禃r(shí)，城鄉(xiāng)收入差距是空氣污染的“絆腳石”，超過則成為“墊腳石”，意味著當(dāng)前階段，縮小城鄉(xiāng)收入差距會(huì)增強(qiáng)民眾為環(huán)境治理付費(fèi)的意愿。另一方面，Gao 等（2014）[6]以1978—2010 年省級(jí)面板數(shù)據(jù)實(shí)證研究了城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的不利影響，研究發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)收入差距與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)產(chǎn)生不利影響，進(jìn)而不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。由城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)擴(kuò)大導(dǎo)致的年輕人口流失，加上人口老齡化的影響，農(nóng)村勞動(dòng)力的數(shù)量、質(zhì)量以及技術(shù)經(jīng)驗(yàn)的積累、更新等生產(chǎn)要素的投入將受到影響。蔣健等（2023）[7]研究發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)階段，我國(guó)人口老齡化將不利于農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高，即農(nóng)業(yè)的產(chǎn)出將受到不利影響。在對(duì)環(huán)境質(zhì)量的態(tài)度上，不同收入人群對(duì)其要求存在差異，通常情況下，收入水平更高的群體對(duì)環(huán)境質(zhì)量有著更高的要求，而由于城鄉(xiāng)收入差距的存在，一方面，環(huán)境規(guī)制與居民環(huán)保意識(shí)的不同，可能導(dǎo)致大氣污染向農(nóng)村地區(qū)轉(zhuǎn)移；另一方面，農(nóng)村地區(qū)較低的收入，可能使得農(nóng)村居民對(duì)收入問題的關(guān)注程度高于環(huán)境問題，將出于提高收入或解決就業(yè)的目的，引入環(huán)境門檻較低的企業(yè)或產(chǎn)業(yè)，進(jìn)一步惡化農(nóng)村地區(qū)的環(huán)境質(zhì)量。井波等（2021）[8]的研究證實(shí)了這一觀點(diǎn)，認(rèn)為城鄉(xiāng)收入差距與環(huán)境污染間表現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系，即收入差距的擴(kuò)大會(huì)顯著降低環(huán)境質(zhì)量，并且這一現(xiàn)象在西部地區(qū)比中東部地區(qū)更為明顯。

通過文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大會(huì)增加農(nóng)業(yè)化學(xué)制品的使用，導(dǎo)致年輕勞動(dòng)力的流出，農(nóng)民生產(chǎn)要素投向的轉(zhuǎn)變，進(jìn)而增加農(nóng)業(yè)的碳排放量，造成大氣污染，同時(shí)降低農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，不利于農(nóng)村居民收入的可持續(xù)增長(zhǎng)，將進(jìn)一步擴(kuò)大收入差距，形成惡性循環(huán)。那在促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的背景下，城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率將產(chǎn)生怎樣的影響？收入差距的擴(kuò)大是否不利于農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升？?jī)烧咧g的關(guān)系在不同省份間是否表現(xiàn)出差異性？這是本文研究的重點(diǎn)，也是本文擬回答的關(guān)鍵問題。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文擬探究城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響，選取我國(guó)30 個(gè)省份2011—2019 年的面板數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，西藏自治區(qū)因數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重而剔除，其中，主要數(shù)據(jù)來源為各年份《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》，部分?jǐn)?shù)據(jù)來源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。

2.2 變量說明

2.2.1 解釋變量

本文以城鄉(xiāng)居民人均可支配收入的比值（Prop）作為城鄉(xiāng)收入差距的測(cè)度指標(biāo)，即農(nóng)村人均可支配收入除以城鎮(zhèn)居民可支配收入，該值越接近1，則城鄉(xiāng)收入差距越小。為確?；貧w結(jié)果的穩(wěn)健性，本文計(jì)算了相應(yīng)年份的泰爾指數(shù)（Theil），以便進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，具體計(jì)算過程如下：

其中，j=1,2 表示城鎮(zhèn)或者農(nóng)村地區(qū)；yi,t,j表示i省在t年的城鎮(zhèn)或農(nóng)村地區(qū)人均可支配收入，yi,t表示i省在t年的總收入；pi,t,j表示i省在t年的城鎮(zhèn)或農(nóng)村地區(qū)人口數(shù)，pi,t表示i省在t年的總?cè)丝跀?shù)。

2.2.2 被解釋變量

本文的被解釋變量為農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP），參考沈滿洪等[9]的研究采用SBM-GML 模型計(jì)算得出，構(gòu)建農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的測(cè)算指標(biāo)體系，如表1 所示。

表1 農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率測(cè)算指標(biāo)

2.2.3 控制變量

分別選取地區(qū)人均可支配收入（Pgdp）、城鎮(zhèn)化率（Ur）、政府干預(yù)程度（Int）、對(duì)外開放水平（Op）、區(qū)域創(chuàng)新能力（Inv）以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平（Is）等為控制變量。其中，城鎮(zhèn)化率為城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎?；政府干預(yù)程度為政府支出與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值，該值越大表示政府對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的干預(yù)程度越大；對(duì)外開放水平以進(jìn)出口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值表示；區(qū)域創(chuàng)新能力為每萬(wàn)人的專利申請(qǐng)受理量；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平以第二、三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 的比重表示，該值越大表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平越高級(jí)。

2.3 模型構(gòu)建

通過構(gòu)建雙向固定效應(yīng)模型探究城鄉(xiāng)收入差距是否能對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響，本文構(gòu)建如下模型：

其中，GTFPi,t表示省份i在第t年的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率；Propi,t表示省份i在第t年的農(nóng)村居民可支配收入與城鎮(zhèn)居民可支配收入的比值；Controli,t表示系列控制變量；λi和ηt表示控制了省份與時(shí)間固定效應(yīng)，εi,t為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，系數(shù)α2為本文關(guān)注的回歸結(jié)果，若該系數(shù)顯著為正，則表示縮小城鄉(xiāng)收入差距將促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升，反之則抑制。

2.4 描述性統(tǒng)計(jì)

由如表2 所示的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知，本文的核心解釋變量城鄉(xiāng)人均可支配收入比（Prop）的最大值為0.542，最小值為0.272，說明收入差距小的省份農(nóng)民人均可支配收入大約是城鎮(zhèn)人均可支配收入的54%，收入差距大的省份農(nóng)民可支配收入占城鎮(zhèn)居民可支配收入的比重不到30%。可以看出各省份間均存在一定的收入差距，并且這種差距在不同省份間的表現(xiàn)也存在較大的差距。從農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）來看，最大值為1，最小值為0.123，標(biāo)準(zhǔn)差為0.153，表明各省份間的農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展存在較大的差距。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 基準(zhǔn)回歸

基于前文模型構(gòu)建，本文主回歸結(jié)果如表3 所示。列（1）為控制省份和年份固定效應(yīng)但不加入控制變量的回歸結(jié)果，列（2）為同時(shí)控制省份和年份固定效應(yīng)并引入控制變量的回歸結(jié)果，這樣就得到了一組有對(duì)比性的結(jié)果數(shù)據(jù)。

表3 城鄉(xiāng)收入差距對(duì)各省農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響

由表3 可以看出，在控制年份和省份固定效應(yīng)并引入控制變量的過程中，核心解釋變量Prop 的系數(shù)符號(hào)分別在1%、5%的水平上顯著為正，擬合優(yōu)度從0.243 提升到0.424。變量Prop 表示農(nóng)村居民人均可支配收入與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的比值，該值越接近1 則城鄉(xiāng)收入差距越小。以列（2）為例進(jìn)行解讀，其回歸系數(shù)在5%水平上顯著為正，說明兩者之間呈正相關(guān)關(guān)系，即縮小城鄉(xiāng)收入差距能顯著提高各省的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率水平。

3.2 異質(zhì)性分析

中國(guó)幅員遼闊，各省份在地貌類型、氣候生態(tài)、自然資源稟賦等方面存在較大差異，整體上呈現(xiàn)西高東低的局面，由于地形地貌、土地肥力、適種糧食種類等存在差異，可將各省份區(qū)分為糧食主產(chǎn)區(qū)和非糧食主產(chǎn)區(qū)（黑龍江、河南、山東、四川、江蘇、河北、吉林、安徽、湖南、湖北、內(nèi)蒙古、江西、遼寧13個(gè)省份為糧食主產(chǎn)區(qū)，其余省份為非糧食主產(chǎn)區(qū)）。而兩種區(qū)域在農(nóng)業(yè)技術(shù)條件、農(nóng)業(yè)政策支持力度、惠農(nóng)政策的貫徹落實(shí)等方面會(huì)存在一定的差異。據(jù)此，本文參考金紹榮等[10]的研究區(qū)分糧食主產(chǎn)區(qū)與非糧食主產(chǎn)區(qū)，探究?jī)烧哧P(guān)系表現(xiàn)的異質(zhì)性，具體回歸結(jié)果如表4所示。

表4 城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響的區(qū)域異質(zhì)性

表4 中的第（1）、（3）列為未加入控制變量的回歸結(jié)果，第（2）、（4）列為加入控制變量的回歸結(jié)果，其核心解釋變量的系數(shù)符號(hào)始終在1%、5%的水平上顯著為正，意味著城鄉(xiāng)收入差距縮小對(duì)糧食主產(chǎn)地區(qū)和非糧食主產(chǎn)地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率均能起到促進(jìn)作用。但對(duì)糧食主產(chǎn)地區(qū)的系數(shù)（2.667）要大于非糧食主產(chǎn)地區(qū)（2.355）。表明就促進(jìn)作用的強(qiáng)度而言，對(duì)糧食主產(chǎn)地區(qū)的促進(jìn)作用比非糧食主產(chǎn)地區(qū)更強(qiáng)，造成這種現(xiàn)象的原因可能是：糧食主產(chǎn)區(qū)第一產(chǎn)業(yè)收入在農(nóng)民收入中的占比更大，政府對(duì)各項(xiàng)農(nóng)業(yè)財(cái)政補(bǔ)貼的支持和傾斜力度也更大。若能通過其他渠道使得農(nóng)民收入增加，農(nóng)民增加農(nóng)業(yè)化學(xué)制品投入以提高收入的意愿將會(huì)降低，農(nóng)業(yè)碳排放將會(huì)減少，進(jìn)而對(duì)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更大。

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為確?；貧w結(jié)果的穩(wěn)健性，本文計(jì)算了相應(yīng)年份的泰爾指數(shù)，該指標(biāo)越小則收入差距越小，將其作為解釋變量重新進(jìn)行回歸，結(jié)果如表5 所示。從回歸結(jié)果看，在加入控制變量后，核心解釋變量Theil 的系數(shù)符號(hào)在10%的水平上顯著為負(fù)，意味著泰爾指數(shù)與農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即泰爾指數(shù)增大，將會(huì)抑制農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升，反之，泰爾指數(shù)減?。ǔ青l(xiāng)收入差距縮?。?huì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率提高，與本文之前得出的結(jié)論保持一致，表明本文的研究結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4 結(jié)論與建議

本文對(duì)2011—2019 年30 個(gè)省份的城鄉(xiāng)收入差距和農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行了測(cè)度，而后通過固定效應(yīng)模型實(shí)證研究了兩者之間的關(guān)系，并對(duì)糧食主產(chǎn)地區(qū)和非糧食主產(chǎn)地區(qū)進(jìn)行了異質(zhì)性檢驗(yàn)，最后為保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，計(jì)算了相應(yīng)年份的泰爾指數(shù)，替換城鄉(xiāng)收入比值重新進(jìn)行回歸，得出以下結(jié)論：

1）城鄉(xiāng)收入差距與農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大將抑制農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的提升，即縮小城鄉(xiāng)收入差距與推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)在政策目標(biāo)上具有趨同性質(zhì)；

2）無論對(duì)糧食主產(chǎn)地還是非糧食主產(chǎn)地而言，兩者之間的關(guān)系不變，但縮小城鄉(xiāng)收入差距對(duì)糧食主產(chǎn)地區(qū)的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率促進(jìn)作用更強(qiáng)。

基于上述結(jié)論，本文提出如下建議：堅(jiān)定不移地全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，補(bǔ)齊農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展存在的短板弱項(xiàng)，不斷優(yōu)化對(duì)“三農(nóng)”的政策供給，拓寬農(nóng)民增收渠道，持續(xù)縮小城鄉(xiāng)收入差距，解決好發(fā)展不平衡不充分的問題，推動(dòng)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展。同時(shí)，要重視農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率降低的負(fù)面影響，健全耕地休耕制度，推廣病蟲害綠色防控產(chǎn)品和方法，加強(qiáng)可降解農(nóng)業(yè)化學(xué)制品的研發(fā)推廣，推動(dòng)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展。最后，加強(qiáng)農(nóng)業(yè)宣講，增強(qiáng)農(nóng)民對(duì)生態(tài)農(nóng)業(yè)的認(rèn)知，鼓勵(lì)使用農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)技術(shù)，完善農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼制度中生態(tài)綠色導(dǎo)向的制度建設(shè)，讓農(nóng)民嘗到綠色農(nóng)業(yè)的甜頭，使得縮小城鄉(xiāng)收入差距與農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展和弦共振。