地方政府干預、交通基礎設施與農村剩余勞動力轉移
——基于中介效應與溢出效應的實證分析

王 政

（上海大學，上海200444）

一、文獻回顧

“三農”問題一直以來都是中央工作的重點。2019年中央一號文件繼續聚焦“三農”問題，提出要堅持農業農村優先發展，這也是自2004年以來中央連續第16次聚焦“三農”問題。在當前經濟下行壓力加大、外部環境發生深刻變化的復雜形勢下，做好“三農”工作具有特殊重要性①2019年2月19日《中共中央國務院關于堅持農業農村優先發展做好“三農”工作的若干意見》中再次強調了“三農”工作的重要性。。作為“三農”問題的重要組成部分，農村剩余勞動力的安置問題已是政府工作的重點。我國具有典型的二元人口結構特征，由于城鄉發展不均衡以及各種制度性因素的存在，造成在城市存在“民工荒”問題的同時農村還積壓著相當數量的剩余勞動力。有學者根據我國歷年統計年鑒中顯示的耕地面積和第一產業就業人數，對2016年—2030年第一產業就業人數進行了初步估算，結果顯示這期間我國第一產業就業人數將由21496萬降至5667萬，這意味著在未來的十幾年中，近1.6億農村剩余勞動力將會進行非農轉移［1］。改革開放以來，我國交通基礎設施建設實現了巨大飛躍，其中受益最大的就是農民工，也正是伴隨著交通基礎設施的不斷完善，農村剩余勞動力要素在區域間的流動性開始不斷得到釋放。同時，財稅體制改革使GDP成為地方政府的主要激勵，地方政府紛紛選擇以基礎設施投資為主開展經濟建設。那么，“民工荒”問題為什么依舊存在呢？地方政府沒能促進農村剩余勞動力的非農轉移嗎？對這些問題的研究有利于地方政府厘清自身在“穩就業”和“穩經濟”兩者中的位置，從而更好地促進農村剩余勞動力的非農轉移。這既符合中央對“三農”工作的總體要求，又有助于找到符合地方政府激勵機制的政策參考。因此，本文將地方政府干預、交通基礎設施與農村剩余勞動力轉移納入分析框架進行探討，這對科學規劃交通基礎設施建設、合理干預勞動力市場從而促進勞動力資源的合理配置具有重要的現實意義。

改革開放以來，勞動力要素在全國范圍內的流動逐漸增多。勞動力流動對我國經濟增長的貢獻是巨大的，流動過程中產生的集聚效應和干中學效應不僅帶來了勞動效率的提高，也促進了產業效率的提高［2］，但卻沒有帶來城鄉收入差距的明顯縮小［3］。這也引發了學者們對于勞動力流動特別是農村勞動力流動的驅動因素的關注。具體來講，農村勞動力流動的驅動因素可以分為經濟因素和社會因素［4］。經濟因素包括資本流動、土地流轉、產業結構等。其中，張永麗和梁順強［5］通過VAR和OLS模型發現土地流轉推動了農村勞動力的流動，具體表現為土地每流轉100畝，農村勞動力的流動人數就會增加11人。程名望和史清華［6］從產業結構的視角出發，通過實證分析發現由于我國服務業生產率提高緩慢，因而能夠吸納大量農村剩余勞動力。社會因素包括流動成本、居住條件以及其他政策因素，其中影響流動成本的因素主要是交通基礎設施，國內學者對此進行了大量研究。李楠［7］以我國東北地區為樣本，以移民重力模型為理論框架對19世紀末期到20世紀中期的東北地區移民數據進行實證分析，發現鐵路的發展顯著增加了東北地區的移民數量。馬偉等［8］基于引力模型的研究同樣也支持了這一觀點，認為交通基礎設施的改善不僅降低了人口遷移的空間成本，還降低了人口遷移的心理成本。汪三貴和王彩玲［9］發現公路可獲得性的高低影響了農村勞動力的流動。政策因素方面，研究發現地方政府的干預也發揮了一定的作用。趙德昭［10］認為，地方政府財政支出結構扭曲與財政支出目標偏離使地方政府在提供公共品上缺乏積極性，抑制了農村剩余勞動力的轉移。

既有文獻從不同角度對農村剩余勞動力轉移進行了多方面的研究，特別是李斌等［11］將FDI、交通基礎設施與農村剩余勞動力轉移納入分析框架對這一問題進行了研究，但同時將地方政府干預、交通基礎設施與農村剩余勞動力轉移納入分析框架進行綜合研究的卻很少。因此，本文可能的創新點在于：重點探討了地方政府干預影響農村剩余勞動力轉移的路徑，即地方政府干預對農村剩余勞動力轉移不僅有直接效應還可能存在間接效應（中介效應）；同時，基于中介效應模型，本文嘗試分析了這種相似的傳導路徑在我國不同區域所產生的不同效果，并使用較新的計量工具對中介效應進行了穩健性檢驗；此外，對比不同的空間計量模型，通過分析2005年—2017年我國31個省（自治區、直轄市）的面板數據，發現交通基礎設施的完善對農村剩余勞動力轉移存在溢出效應。綜上，本文在選題切入點、計量工具使用以及政策的解釋上有一定的創新性。

二、理論假設

（一）地方政府干預與農村剩余勞動力轉移

改革開放以來，在我國經濟飛速增長的幾十年里，GDP逐漸成為官員晉升的主要績效考核指標，在經濟發展初期這對地方政府產生了較好的激勵［12］，但隨著我國社會主要矛盾的變化，這一激勵機制已不能適應經濟發展需要，在經濟目標和民生目標面前，地方政府會更注重經濟發展，而對公共品的提供缺乏激勵。公共服務和農民工社會保障作為影響農村剩余勞動力轉移的重要社會因素，政府對其投資的減少將大大降低農村剩余勞動力轉移的積極性。

在我國當前的政治體制框架下，農村剩余勞動力轉移到城市需要大量財政投入，其事權主體是地方政府，而勞動力大規模的流動會引發地方政府間的惡性競爭。這是由于在財政分權體制下，地方政府在以GDP為核心的激勵機制下，為提高轄區范圍內的社會福利水平，會傾向于采用以稅收優惠和財政補貼為主的方式來進行政府間的競爭以爭奪資源。過去，由于地方政府的治理能力有限，限制農村勞動力進城的政策曾帶來了“返鄉潮”“民工荒”。近年來，這種情況仍沒有得到根本改善，各地政府為了爭奪人力資源，競相調整人口落戶政策，其中學歷成了最關鍵的一項條件，這無疑將低學歷的農村剩余勞動力排除在外，打擊了農村剩余勞動力進行非農轉移的積極性。

據此本文提出假設1，即地方政府的直接干預會抑制農村剩余勞動力的非農轉移，地方政府干預與農村剩余勞動力轉移之間存在負相關關系。

（二）交通基礎設施與農村剩余勞動力轉移

考慮到農村剩余勞動力對交通基礎設施的獲得能力較低，故本文考察的交通基礎設施主要為公路，包括普通公路和高速公路。交通基礎設施對農村剩余勞動力轉移的作用機制可以從“推”和“拉”兩個方面來闡述。一方面，交通基礎設施投資的增加會促進資本流入從而帶動產業發展，有助于將農業部門接入現代產業體系當中，而農業部門生產率的提高會逐漸對從農業部門“游離”出來的剩余勞動力形成“推力”，促進農村剩余勞動力向城市工業和服務業部門轉移。另一方面，長期以來我國城鄉收入差距的鴻溝使得農村勞動力對城市充滿向往，隨著交通基礎設施的不斷完善，勞動力流動成本的降低激發了農村剩余勞動力進行非農轉移的積極性。同時，完善的交通基礎設施能夠促進產業集聚，擴大產業規模，提供更多的就業機會，這對農村剩余勞動力來說也是一種“拉力”。除此之外，交通基礎設施的完善能夠大大降低流動成本，促進農村剩余勞動力跨區域轉移。

據此本文提出以下假設：假設2即交通基礎設施的完善可促進農村剩余勞動力轉移，交通基礎設施與農村剩余勞動力轉移之間存在正相關關系；假設3即在空間上交通基礎設施的完善對農村剩余勞動力轉移存在“溢出效應”①“溢出效應”即交通基礎設施作為公共品存在正的外部性，這種正外部性會對周邊地區產生“溢出效應”，大大降低農村剩余勞動力轉移的流動成本。［13］。同時，為驗證地方政府干預與農村剩余勞動力轉移之間是否存在中介效應，本文提出假設4，即地方政府可通過交通基礎設施的完善對農村剩余勞動力轉移產生促進作用。

三、基于中介效應的實證分析

（一）數據說明

本文選取2005年—2017年我國31個省（自治區、直轄市）作為研究對象。如無特別說明，所用數據全部來源于歷年《中國統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》以及國家統計局網站。需要指出的是，個別變量如農業比重2017年數據缺失，本文采用插值法進行了替代處理。

（二）數據預處理與變量構造

1.被解釋變量。本文借鑒趙德昭［14］對農村剩余勞動力轉移（ncsy）的定義②趙德昭基于我國大多數農村剩余勞動力都集中于勞動密集型行業的現實情況，通過計算采掘業、制造業和建筑業的職工總數，再減去國營企業中相應行業的職工數量，得到農村剩余勞動力轉移數量。，同時針對近年來我國經濟發生的一些新變化（如交通運輸業的迅速發展吸納了大量的農村剩余勞動力等）進行相應調整，最終通過計算采掘業、制造業、建筑業和交通運輸業的職工總數，減去國營企業中相應行業的職工數量，得到農村剩余勞動力轉移數量。

2.核心解釋變量。本文借鑒張建武等［15］對地方政府干預（dfcz）的定義，采用地方財政一般公共預算支出占國內生產總值的比重來衡量地方政府干預程度。交通基礎設施（Infrastructure）選取人均道路面積作為衡量指標。

3.控制變量。本文采用第三產業增加值占國內生產總值的比重來測度第三產業比重（gdp3gdp）。我國服務業在過去的幾十年里發展迅速且主要為勞動密集型服務業，能夠吸納大量勞動力。農業比重（nlmy）選取農林牧漁業增加值占國內生產總值的比重來衡量。社會消費比重（shxf）采用社會零售消費總額占國內生產總值的比重來衡量。技能型教育水平（zdzyrs）選取中等職業學校在校生人數占當地常住人口的比重來衡量。城鎮化程度（czh）選取地區城鎮常住人口數與總人口數的比值作為代理變量。各變量的描述性統計結果如表1所示。

表1 各變量描述性統計結果

由表1可以看出，農村剩余勞動力轉移、交通基礎設施和地方政府干預這3個變量的地區間差異較大。就交通基礎設施來看，其最大值為25.82000，最小值僅為4.04000，反映出當前我國交通基礎設施存在較大的地區間分布不平衡的問題。農村剩余勞動力轉移和地方政府干預存在的較大的地區間差異，同樣反映出我國地區間發展不平衡的事實。

（三）模型構建

根據上文分析，可以得到如圖1所示的中介效應模型以及方程式。

圖1 中介效應模型

其中,c表示自變量dfcz對因變量ncsy的總影響，a×b表示自變量dfcz經由中介變量Infrastructure產生的中介效應，c`表示自變量dfcz的直接效應，且上述系數滿足c=c`+ab，即地方政府干預對農村剩余勞動力轉移的總效應等于中介效應與直接效應之和。同時，c`的顯著性是判斷中介效應是否存在的重要依據［16］。當c`顯著時，為部分中介效應，即自變量通過這一中介變量只產生了部分影響；當c`不顯著時，為完全中介效應，即自變量對于因變量的影響全部是通過這一中介變量傳導的。

通過對農村剩余勞動力轉移、交通基礎設施和地方政府干預三者之間的傳導機制以及中介效應傳遞路徑的分析，可以構建以下計量模型。

地方政府干預與交通基礎設施模型為：

交通基礎設施與農村剩余勞動力轉移模型為：

中介效應模型為：

以上模型中，εit為隨機擾動項，α、β、γ分別為解釋變量對被解釋變量的影響程度系數，Xit為一系列控制變量。

（四）實證結果

1.平穩性檢驗。為防止出現偽回歸，本文對選取的變量進行了Levin-Lin-Chu單位根檢驗，結果見表2。由表2可以看出，所有變量均表現出較好的平穩性。

表2 Levin-Lin-Chu單位根檢驗結果

2.回歸結果分析。本文利用Stata15軟件，對上文構建的中介效應模型進行分析，結果如表3所示。從回歸結果可以看到，a=1.05，b=0.316，c=-0.483，c`=-0.815，路徑系數多在1%水平下表現顯著，且大致滿足中介效應模型中各路徑系數c=c`+ab的條件。其中，a的系數大于0，地方政府干預促進了交通基礎設施建設，同時b的系數也大于0，驗證了前文中的假設2，即交通基礎設施的完善促進了農村剩余勞動力轉移。值得注意的是，c`的系數與a、b相反，且從模型（2）和模型（3）的對比來看，在加入交通基礎設施變量后，地方政府干預影響系數的絕對值從0.483提高到0.815，說明其負面效應被強化，這恰好驗證了前文中的假設1和假設4，即一直以來地方政府對勞動力市場以及其他領域的過多干預會抑制農村剩余勞動力轉移，然而由于政治錦標賽的激勵，地方政府對交通基礎設施投資更具熱情，正是對交通基礎設施的投資抵消了部分地方政府對勞動力市場干預的負面影響，促進了農村剩余勞動力的轉移，這一點值得引起關注。

技能型教育水平對于農村剩余勞動力轉移的影響在1%水平下顯著為正。教育水平的提升促進了人口素質的提高，也提高了勞動力獲取信息的能力。同時教育作為公共品具有正的外部性，在一個家庭中，受教育的成員越多，其他成員從農村向城市進行非農轉移的機會也就越大。這種促進作用在引入交通基礎設施變量后得到了加強，說明交通基礎設施完善的地區，其技能教育帶來的促進作用也會得到提高。而第三產業比重和農業比重對農村剩余勞動力轉移的影響不顯著，可能的原因是我國大部分農村剩余勞動力都來自落后地區，當這些地區的交通基礎設施不斷完善時，該地區的農村剩余勞動力會更傾向于向發達地區流動，而當地的第三產業發展沒能吸納太多農村剩余勞動力，即存在所謂的“溢出效應”。城鎮化程度的影響系數為2.606，且在1%水平下顯著，說明城鎮化程度的提高能夠顯著促進農村剩余勞動力轉移，城鎮化程度每提高1%，能轉移2.606單位的農村剩余勞動力。

表3 全國整體回歸結果

3.Sobel-Goodman中介效應檢驗。類似于Baron和Kenny［17］依次檢驗回歸系數的方法，除了對中介效應進行檢驗以外，Sobel-Goodman還對間接效應（中介效應）和直接效應進行了計算，本文的相關結果見表4。其中，a路徑系數表示自變量對中介變量的影響，b路徑系數表示中介變量對因變量的影響。

表4 中介效應檢驗結果

由檢驗結果可以看出，地方政府干預與農村剩余勞動力轉移之間的確存在中介效應，且在1%水平下顯著。

根據表4中直接效應與間接效應的系數，通過計算可以得出交通基礎設施的中介效應為12.23%，因而本文選取交通基礎設施作為中介變量是具有考察意義的。但同時也要看到，地方政府干預帶來的負面影響依舊較大，這說明地方政府對于勞動力市場的過多干預并不能有效引導農村剩余勞動力轉移，反而起到了一定的抑制作用。另外，從地方政府自身的激勵機制來看，在我國財政分權體制和過多注重經濟增長的考核機制下，地方政府官員有時更傾向于追求經濟增長這類能使自己晉升的“短期目標”，而不是農村剩余勞動力轉移這類民生范疇的“長期目標”。為實現“短期目標”，地方政府有時會熱衷于基礎設施投資，恰恰由于這一中介途徑，促進了農村剩余勞動力轉移。

我國幅員遼闊且區域間發展不均衡，為探討不同區域間的差異，本文將我國劃分為東部地區、中部地區、西部地區①東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、廣東、山東、海南；中部地區包括山西、吉林、黑龍江、安徽、河南、江西、湖北、湖南；西部地區包括內蒙古、重慶、四川、貴州、云南、廣西、西藏、新疆、陜西、青海、寧夏、甘肅。三大區域，分別進行中介效應檢驗，結果如表5所示。

表5 分區域的中介效應檢驗結果

通過對東、中、西部地區分別進行中介效應檢驗可以發現：東部地區地方政府通過投資交通基礎設施促進農村剩余勞動力轉移的效果并不顯著，可能的原因是東部地區的城鎮化程度普遍較高，農村剩余勞動力較少；另外，東部地區由于較好的區位優勢，經濟發展較快，基礎設施特別是交通基礎設施比較完善，因而交通基礎設施投資帶來的邊際效用不明顯。中部地區地方政府對于農村剩余勞動力轉移的中介效應在1%水平下顯著，且通過了Sobel檢驗。值得注意的是，中部地區地方政府對農村剩余勞動力轉移的抑制作用變得不再顯著，可能的原因是中部地區位于東、西部地區之間，由于農村剩余勞動力轉移距離有限，中部地區同時吸納了東部地區部分由產業轉移帶來的農村剩余勞動力和西部地區部分向省外流動的農村剩余勞動力。西部地區的中介效應未能通過檢驗，可能的原因在于：一是西部地區地方政府干預有限，盡管中央實施西部大開發戰略在一定程度上加快了西部地區的交通基礎設施建設，但其發展依舊相對滯后；二是西部地區省份大多經濟發展相對落后，對于農村剩余勞動力的吸引力不夠。

4.中介效應模型的穩健性檢驗。根據Imai等［18］學者的研究，進行中介效應的因果推斷時，需要檢驗中介變量是否滿足隨機性，即是否滿足序列可忽視性假定。

圖2 敏感性檢驗

圖2是因果中介效應與違反序列可忽視性假設的關系圖，從中可以看到ρ的置信區間只在0.10～0.31這個區間包含了0這個值，因此，本文所探討的中介效應模型比較穩健。

四、基于空間溢出效應的實證分析

（一）空間自相關性檢驗

Moran's Index（莫蘭指數）是被廣泛應用的一種空間自相關性判定指標，其計算公式為：

其中，Wij表示區位相鄰矩陣，Cij表示屬性相似矩陣，Xi和Xj分別為i和j的空間單元屬性數值，Wij=1代表空間單元相鄰，Wij=0代表空間單元不相鄰，即i≠j時Wij=0。

I值結果位于（-1，1），I＞0表示正相關，數值越大表示空間分布的相關性越大；I＜0表示負相關，數值越小表示空間分布的相關性越小；當I趨于0時，代表空間分布為隨機分布。

通過Stata軟件進行莫蘭指數檢驗，可以發現2005年—2017年間我國農村剩余勞動力轉移均存在正的空間自相關性且在1%水平下顯著，因此滿足建立空間計量模型的前提條件。

（二）空間計量模型的構建

1.空間滯后模型（SLM）。因本地區被解釋變量也決定于其鄰近區域觀察值及觀察到的一組局域特征，為驗證被解釋變量對鄰近區域是否有擴散作用（溢出效應），構建如下所示的SLM模型表達式：

其中，參數β反映了解釋變量對被解釋變量的影響，空間滯后被解釋變量WY反映了空間距離對于區域行為的影響，Xit表示一系列解釋變量，εit為隨機誤差項。

2.空間誤差模型（SEM）。模型表達式為：

其中，εit、μit表示隨機誤差項，Witujt表示鄰近空間區域未觀察到的擾動項，λ為其影響程度，Xit為一系列解釋變量，β為解釋變量的影響程度。

3.空間杜賓模型（SDM）。除了鄰近區域的空間溢出效應外，在空間上鄰近區域的解釋變量對區域行為也有影響，模型表達式為：

其中,W·Infrastructureit表示鄰近空間區域核心解釋變量，β為鄰近空間區域核心解釋變量的影響，εit為隨機誤差項，Xit為一系列其他解釋變量，θ為其他解釋變量的影響。

4.廣義空間模型（SAC）。廣義空間模型同時考慮了核心解釋變量和鄰近區域的其他解釋變量的影響，模型表達式為：

其中，W·Infrastructureit表示鄰近空間區域核心解釋變量，β表示鄰近空間區域核心解釋變量的影響，εit、μit為隨機誤差項，Witujt表示鄰近空間區域未觀察到的擾動項，λ為其影響程度，Xit為一系列其他解釋變量，θ為其他解釋變量的影響程度。

（三）實證結果

本文利用Stata15軟件對以上4組模型分別進行了回歸，結果如表6所示。

表6 空間回歸模型結果

續表6

五、結論與建議

（一）結論

作為“三農”問題的重要組成部分，農村剩余勞動力的非農轉移具有重要的研究價值。在當前復雜的經濟形勢下，“穩經濟”這一經濟目標和“穩就業”這一民生目標再次讓地方政府面臨選擇，因而政治錦標賽下的地方政府選擇以何種路徑來實現這一雙重目標成了本文的研究主題。本文選用2005年—2017年我國省級面板數據，選取交通基礎設施作為中介變量，通過構建中介效應模型和空間計量模型進行實證研究發現：第一，交通基礎設施投資對于政治錦標賽下的地方政府具有更大的激勵，交通基礎設施的完善產生的中介效應可促進農村剩余勞動力轉移，隨著交通基礎設施的不斷完善，這種推動作用將繼續加大；第二，交通基礎設施作為公共品具有正的外部性，能夠對鄰近區域產生溢出效應，促進農村剩余勞動力跨區域流動。

（二）建議

1.加大地方政府對交通基礎設施的投資，尤其是貧困地區的交通基礎設施。加強交通基礎設施建設能夠帶來沿線地區經濟增長是顯而易見的，這種能夠刺激經濟增長并給地方官員心理上增加晉升可能性的路徑也符合政治錦標賽下地方政府的激勵機制。盡管當前我國經濟發展已進入“新常態”，經濟發展逐漸從高速增長轉向高質量發展，但我國幅員遼闊，區域間交通基礎設施分布不均衡，繼續加大對交通基礎設施的投資不僅是為我國經濟增長轉向內需作準備，同時也有利于將經濟波動穩定在合理區間。另外，在當前“打贏脫貧攻堅戰”的號召之下，增加貧困地區的交通基礎設施投資有利于提高貧困地區農村勞動力的流動強度，有利于降低農戶的貧困發生率［19］，也符合地方政府的激勵機制。

2.加強省際之間交通基礎設施投資的跨區域合作。交通基礎設施作為公共品，其正外部性所帶來的溢出效應意味著鄰近區域的地方政府可能存在“搭便車”行為［20］。但Chen Zeng等［21］認為，通過對路網空間的合理布局，能夠引導人口流動，從而實現地區經濟可持續發展。實現這一目標，需省際之間的地方政府進行充分協調與合作，這對改善當前我國區域間發展不平衡、不充分的現狀來說很有必要。

3.地方政府應減少對勞動力市場的干預，實現更高層次的“放管服”。地方政府干預會在一定程度上影響一個地區的工業化程度并加劇資本深化的程度，從而可能帶來勞動收入份額的下降［15］，這不可避免地會加劇城鄉收入差距，降低農村剩余勞動力轉移的積極性。特別是要看到近年來各地方政府為了推動產業升級，紛紛出臺各種吸引人才的政策，譬如在落戶政策以及醫療教育政策上的傾斜，但這對于受教育程度普遍較低的農村剩余勞動力而言無疑形成了一種“隱形門檻”。然而，產業升級是一個循序漸進的過程，個別落后產業在退出過程中依舊可以承擔安置農村剩余勞動力的功能。為此，地方政府應降低戶籍制度給農村剩余勞動力轉移帶來的制度性交易成本，同時在財政上增加對農村剩余勞動力的培訓等轉移支付，保證農村剩余勞動力在城市實現產業升級的過程中不會被二次“游離”出來。