農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、 農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與城鄉(xiāng)收入差距
——基于PVAR 模型的實(shí)證分析

袁玉青，丁建軍

（1.長江大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北 荊州 434023；2.荊楚理工學(xué)院新農(nóng)村發(fā)展研究院，湖北 荊門 448000）

農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與城鄉(xiāng)收入差距的相關(guān)研究主要集中在3 個(gè)方面。關(guān)于農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響研究，曾廣奎等[1]、李斌等[2]和周振等[3]認(rèn)為農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步有利于促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移，因?yàn)榧夹g(shù)進(jìn)步對勞動(dòng)力形成替代作用，導(dǎo)致剩余勞動(dòng)力被迫轉(zhuǎn)移；程名望等[4]和馬軼群[5]認(rèn)為農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移影響不顯著的原因是正效應(yīng)與負(fù)效應(yīng)相互作用或抵消；周曉時(shí)[6]和林善浪等[7]認(rèn)為農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步；王興倉[8]研究表明，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移導(dǎo)致農(nóng)村勞動(dòng)力趨于老齡化、女性化，促使了農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步。關(guān)于農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系的研究，學(xué)者們認(rèn)為，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移減小了城鄉(xiāng)收入差距[9～12]，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距[13～15]，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對城鄉(xiāng)收入差距起到了先擴(kuò)大、后減小的作用[16，17]。關(guān)于農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對城鄉(xiāng)收入差距的影響研究，一部分學(xué)者認(rèn)為，技術(shù)進(jìn)步縮小了城鄉(xiāng)收入差距[18～20]；另外一部分學(xué)者認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距，而這種觀點(diǎn)多數(shù)以全要素生產(chǎn)率來表征技術(shù)進(jìn)步[21～23]。綜上所述，學(xué)者們關(guān)于農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響研究結(jié)論尚未統(tǒng)一，同時(shí)多數(shù)學(xué)者深入研究了農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對城鄉(xiāng)收入差距、農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對城鄉(xiāng)收入差距的影響，而關(guān)于城鄉(xiāng)收入差距對勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響、農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的關(guān)系研究極少，因此，以全國30 省（自治區(qū)、直轄市）19 a 的面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，采用PVAR模型方法對農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系進(jìn)行深入研究，旨為促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、改善農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步和縮小城鄉(xiāng)收入差距的實(shí)踐提供依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

選用2002～2020 年30 個(gè)省（自治區(qū)、直轄市）的面板數(shù)據(jù)，主要指標(biāo)包括第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)總?cè)藬?shù)、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入。

1.2 研究方法

1.2.1 變量選取

1.2.1.1 農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移（Ytrans）。農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移主要有產(chǎn)業(yè)間轉(zhuǎn)移和區(qū)域間轉(zhuǎn)移2 種形式，農(nóng)村勞動(dòng)力往往從事第一產(chǎn)業(yè)，城鎮(zhèn)勞動(dòng)力從事第二、第三產(chǎn)業(yè)，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移最終表現(xiàn)為勞動(dòng)力由傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)部門向現(xiàn)代的工業(yè)部門轉(zhuǎn)移。基于數(shù)據(jù)的可得性原則，在借鑒了劉劭睿等[12]的研究思路基礎(chǔ)上，采用二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口與總就業(yè)人口的比值進(jìn)行表征。比值越大，說明第一產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)向第二、三產(chǎn)業(yè)的人數(shù)越多，勞動(dòng)力從農(nóng)村轉(zhuǎn)向城市的數(shù)量增加，即勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移越強(qiáng)。

1.2.1.2 農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步（Ytech）。農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步主要包括機(jī)械性技術(shù)進(jìn)步和生物性技術(shù)進(jìn)步，即節(jié)約勞動(dòng)型技術(shù)和節(jié)約土地性技術(shù)。基于科學(xué)性原則與研究側(cè)重點(diǎn)，在借鑒程莉等[24]、張寬等[25]的研究成果的基礎(chǔ)上，采用農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力與第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)總?cè)藬?shù)的比值作為農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的代理變量。

1.2.1.3 城鄉(xiāng)收入差距（Ygap）。關(guān)于城鄉(xiāng)收入差距的測度主要有基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)、城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均純收入比值3 種。基于數(shù)據(jù)的可得性原則，借鑒葛娟[26]、張紅麗等[27]、玉國華[28]的研究思路基礎(chǔ)上，采用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入的比值來衡量城鄉(xiāng)收入差距。

1.2.2 數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理 在數(shù)據(jù)采集過程中，對于缺失值采用移動(dòng)平均法進(jìn)行補(bǔ)充，各變量取對數(shù)進(jìn)行無量綱處理（表1）。

表1 各變量描述性統(tǒng)計(jì)Table 1 Descriptive statistics of variables

1.2.3 PVAR 模型構(gòu)建 面板向量自回歸模型（PVAR）是在向量自回歸模型（VAR）的基礎(chǔ)上提出的，該模型兼具面板數(shù)據(jù)分析和VAR 模型的優(yōu)點(diǎn)，不僅不必考慮各變量間的關(guān)系，而且還能增加觀測值的自由度，控制個(gè)體異質(zhì)性，便于說明各變量間的復(fù)雜聯(lián)系。PVAR 模型公式為：

式中，Y（trans，tech，gap）為核心變量，即農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步和城鄉(xiāng)收入差距；yi，t-j為模型中所有內(nèi)生變量的向量（滯后j階），i為第i個(gè)省份；t為年份；α0為截距項(xiàng)；αj為參數(shù)矩陣；j為滯后階數(shù)；βi為樣本個(gè)體效應(yīng)，反映各樣本在截面上的個(gè)體異質(zhì)性；γt為時(shí)間效應(yīng)，反映各變量的時(shí)間趨勢變化；εit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

1.2.3.1 穩(wěn)定性檢驗(yàn)。為了避免偽回歸情況的發(fā)生，采用LLC、Fisher、Breitung、HT 4 種檢驗(yàn)方法對各變量數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。

1.2.3.2 最優(yōu)滯后階數(shù)確定。構(gòu)建AIC、BIC、HQIC準(zhǔn)則來確定模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，在各準(zhǔn)則下最小值對應(yīng)的階數(shù)為最優(yōu)滯后階數(shù)。

1.2.3.3 GMM 估計(jì)。為避免時(shí)間效應(yīng)和個(gè)體效應(yīng)對系數(shù)估計(jì)造成的偏差，借鑒陳培欽[29]、游士兵等[30]和何文海等[31]的研究思路，先進(jìn)行Helmert 過程轉(zhuǎn)換，再進(jìn)行GMM 估計(jì)。

1.2.4 脈沖響應(yīng)函數(shù) 脈沖響應(yīng)函數(shù)考察一個(gè)變量受到另一個(gè)變量的沖擊影響，會(huì)預(yù)測出響應(yīng)變量在各滯后期的影響程度，以反映兩變量之間長期的動(dòng)態(tài)互動(dòng)效應(yīng)。借助蒙特卡洛模擬（Monte-Carlo）200 次得到各變量滯后10 期的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖，圖中橫軸是滯后期數(shù)，縱軸是響應(yīng)值，中間的實(shí)線是一個(gè)沖擊變量對某個(gè)響應(yīng)變量進(jìn)行一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后的脈沖響應(yīng)值，上下虛線是95%的置信區(qū)間。

1.2.5 方差分解 為進(jìn)一步考察農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與城鄉(xiāng)收入差距之間的長期相互影響程度，對PVAR 模型進(jìn)行方差分解，分析各指標(biāo)沖擊其他變量的貢獻(xiàn)度。

2 結(jié)果與分析

2.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)、最優(yōu)滯后階數(shù)確定、GMM 估計(jì)

2.1.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn) 經(jīng)過1 階差分后，lnYtrans、lnYtech、lnYgap通過了單位根檢驗(yàn)（表2），說明各變量存在1階單整，需要對lnYtrans、lnYtech、lnYgap進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，t=-2.439 0，P=0.007 4，說明各變量在0.01水平上均顯著，拒絕了沒有協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。因此，從長期視角來看構(gòu)建的PVAR 模型有現(xiàn)實(shí)意義。

表2 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果Table 2 Unit root test results of panel data

2.1.2 最優(yōu)滯后階數(shù)確定 AIC 和HQIC 推薦滯后4階為最優(yōu)滯后階數(shù)，BIC 推薦滯后1 階為最優(yōu)滯后階數(shù)（表3），最終確定滯后4 階為模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。因此，需構(gòu)建PVAR（4）模型。

表3 不同準(zhǔn)則下最優(yōu)滯后階數(shù)的確定Table 3 Determination of optimal lag order under different criteria

2.1.3 GMM 估計(jì) 農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與城鄉(xiāng)收入差距對自身的影響系數(shù)在滯后1 階中均為正，且在0.01 水平上顯著，說明3 個(gè)指標(biāo)能夠自我改善；而在滯后2～4 階中發(fā)生了正負(fù)變化，說明在長期發(fā)展過程中，變量間存在著復(fù)雜關(guān)系（表4）。由于PVAR 模型的向量自回歸參數(shù)缺乏實(shí)際經(jīng)濟(jì)意義[31]，因此，重點(diǎn)分析了脈沖響應(yīng)和方差分解。

表4 PVAR 模型的GMM 估計(jì)結(jié)果Table 4 GMM estimation results of PVAR model

2.2 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與城鄉(xiāng)收入差距對自身的沖擊反應(yīng)迅速，且正向顯著（圖1），說明三者均有較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)慣性，對自身具有顯著的擴(kuò)張效應(yīng)。

圖1 脈沖響應(yīng)函數(shù)圖Fig.1 Impulse response function

2.2.1 農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移作為沖擊變量 當(dāng)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移作為沖擊變量時(shí)，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步呈現(xiàn)正向顯著影響，響應(yīng)值在前6 期增長較快，從第7 期開始響應(yīng)值逐漸趨于穩(wěn)定，說明農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步具有正向影響，并且這種正向影響在前期增速較快，后期保持較高水平穩(wěn)步推進(jìn)。農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移顯著正向影響城鄉(xiāng)收入差距，前6 期表現(xiàn)為穩(wěn)步上升的正向影響，第7 期開始上升趨勢放緩并逐漸趨于平穩(wěn)，說明農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與城鄉(xiāng)收入差距正相關(guān)，可能是因?yàn)檗r(nóng)村勞動(dòng)力向收入更高的城市轉(zhuǎn)移，在城市的生產(chǎn)與消費(fèi)促進(jìn)城市的發(fā)展，然而反哺農(nóng)村的卻相對較少，導(dǎo)致城鄉(xiāng)差距拉大，城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大，這與賀雪峰等[34]、李周[35]的觀點(diǎn)一致。

2.2.2 農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步作為沖擊變量 當(dāng)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步作為沖擊變量時(shí)，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移呈現(xiàn)正向影響，響應(yīng)值在前3 期比較平穩(wěn)，第3 期以后逐步減小并趨于0，說明短期內(nèi)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步會(huì)穩(wěn)定促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移，但長期而言促進(jìn)作用會(huì)逐漸變小，這可能是因?yàn)檗r(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步會(huì)釋放更多的勞動(dòng)力向非農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)移，具體的釋放能力取決于農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平。農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對城鄉(xiāng)收入差距的沖擊在第1 期內(nèi)不顯著，第2 期～第6 期正向沖擊逐漸增強(qiáng)，第7 期開始逐漸趨于平緩，說明農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對城鄉(xiāng)收入差距具有正向影響，但存在滯后效應(yīng)，這可能是因?yàn)檗r(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步需要一定的時(shí)間才能真正融合到生產(chǎn)中，短期的變化不能對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生較大的影響，這與蘇薈等的觀點(diǎn)一致[36]。

2.2.3 城鄉(xiāng)收入差距作為沖擊變量 當(dāng)城鄉(xiāng)收入差距作為沖擊變量時(shí)，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移呈現(xiàn)負(fù)向影響，響應(yīng)值在第1 期迅速為負(fù)值，第2 期～第3 期趨于平緩的狀態(tài)，第3 期以后負(fù)向沖擊緩慢增強(qiáng)，并逐漸趨于穩(wěn)定，說明城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大對農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移具有階段性特征的負(fù)向影響，這可能是因?yàn)槌青l(xiāng)收入差距擴(kuò)大導(dǎo)致轉(zhuǎn)移成本增加，進(jìn)而影響勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移決策，這與劉莉君[37]的觀點(diǎn)一致。農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步響應(yīng)值呈顯著負(fù)向影響，在前5 期負(fù)向影響逐步增強(qiáng)，第5 期以后響應(yīng)值的絕對值不再變大，轉(zhuǎn)而逐漸減小呈現(xiàn)并趨于0，說明城鄉(xiāng)收入差距對農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步在短期內(nèi)有很強(qiáng)的阻礙作用，長期來看，阻礙作用會(huì)漸漸減弱，這可能是因?yàn)槌青l(xiāng)收入差距過大，阻礙了勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移，農(nóng)村仍有剩余勞動(dòng)力，進(jìn)而阻礙農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步。

2.3 方差分解

對各指標(biāo)在第10 期、第20 期和第30 期進(jìn)行方差分解，結(jié)果（表5）顯示，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與城鄉(xiāng)收入差距的方差貢獻(xiàn)率在第10 期分別為26.3%和14.1%，在第30 期分別為31.2%和20.7%，說明農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移是影響農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與城鄉(xiāng)收入差距的重要因素。農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的方差貢獻(xiàn)率在第10 期為10.5%，在第30 期為9.5%，說明農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步短期內(nèi)會(huì)促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移，隨著時(shí)間的變化這種促進(jìn)作用會(huì)減弱；對城鄉(xiāng)收入差距的貢獻(xiàn)率在第10 期為9.2%，在第30 期為13.1%，說明短期內(nèi)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的影響較小，長期促進(jìn)作用會(huì)明顯增大。城鄉(xiāng)收入差距對農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的方差貢獻(xiàn)率在第30 期僅有5.8%；城鄉(xiāng)收入差距對農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的方差貢獻(xiàn)率在第10 期為38.4%，在第30 期為42.3%，說明城鄉(xiāng)收入差距對農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的有較強(qiáng)的阻礙作用。

表5 PVAR 模型方差分解結(jié)果Table 5 PVAR model variance decomposition results

3 主要結(jié)論與建議

3.1 主要結(jié)論

以2002～2020 年全國30 省市面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，運(yùn)用PVAR 模型探究了農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系，得到以下結(jié)論：

（1）農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與城鄉(xiāng)收入差距均有正向影響。農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移會(huì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步，同時(shí)也會(huì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。

（2）農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與城鄉(xiāng)收入差距具有正向影響。農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步在短期內(nèi)穩(wěn)定促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移，對城鄉(xiāng)收入差距的影響存在滯后效應(yīng)，從長遠(yuǎn)視角出發(fā)，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步會(huì)促進(jìn)城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大。

（3）城鄉(xiāng)收入差距對農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步均有阻礙作用。城鄉(xiāng)收入差距對農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移呈階段性的阻礙，但這種阻礙作用并不明顯，而對農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步具有較強(qiáng)的阻礙作用。

3.2 建議

基于上述研究結(jié)果，提出優(yōu)化農(nóng)地資源配置、加強(qiáng)農(nóng)村技能培訓(xùn)、實(shí)施“數(shù)商興農(nóng)”工程的對策建議。