中國城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響

曾龍 付振奇

摘要：縮小城鄉(xiāng)收入差距并提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率是我國城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的重要內(nèi)容，但城鄉(xiāng)收入差距是否對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生影響尚未明晰。基于中國2004—2018年省級(jí)面板數(shù)據(jù)來實(shí)證檢驗(yàn)城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)收入差距抑制了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提升，且表現(xiàn)出“U”型趨勢;機(jī)制研究也表明農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移和農(nóng)村居民收入均顯著強(qiáng)化了這種抑制作用，而城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響呈現(xiàn)顯著的負(fù)向關(guān)系。因此，縮小城鄉(xiāng)收入差距和提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率在政策目標(biāo)上具有協(xié)同性，為促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提高和城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展，需要建立農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移和農(nóng)村居民增收的長效機(jī)制，并實(shí)施縮小城鄉(xiāng)收入差距的收入分配制度以實(shí)現(xiàn)兩者的協(xié)調(diào)發(fā)展。

關(guān)鍵詞：城鄉(xiāng)收入差距;農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率;農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移;泰爾指數(shù)

基金項(xiàng)目：教育部哲學(xué)社會(huì)科學(xué)研究重大課題攻關(guān)項(xiàng)目“建立健全住房基礎(chǔ)性制度和房地產(chǎn)市場平穩(wěn)健康發(fā)展長效機(jī)制研究”（19JZD012）;湖南省自然科學(xué)基金項(xiàng)目“農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的影響研究：理論機(jī)制與實(shí)證檢驗(yàn)”（2021JJ40263）

中圖分類號(hào)：F304? ? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A? ? 文章編號(hào)：1003-854X（2021）11-0015-10

一、引言與相關(guān)文獻(xiàn)綜述

近年來，隨著中國經(jīng)濟(jì)由高速增長向高質(zhì)量發(fā)展階段的轉(zhuǎn)變，農(nóng)業(yè)和農(nóng)村發(fā)展取得了重大進(jìn)步，其典型表現(xiàn)為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率顯著提升和農(nóng)民收入持續(xù)增長①。然而從整體來看，中國仍處于傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)發(fā)展轉(zhuǎn)型過程中，“小農(nóng)經(jīng)濟(jì)”仍然是農(nóng)村主要的生產(chǎn)方式②，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率依然偏低逐漸成為阻礙農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的絆腳石③。與此同時(shí)，盡管城鄉(xiāng)居民收入得到大幅提高，但中國城鄉(xiāng)收入差距并未出現(xiàn)明顯的縮小趨勢④。從中國情境下的城鄉(xiāng)層面來看，城鄉(xiāng)收入差距與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率之間是否存在“倒U”型的關(guān)系值得關(guān)注。一般而言，城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大是刺激農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的重要因素，農(nóng)村勞動(dòng)力外流不僅會(huì)促使農(nóng)村產(chǎn)業(yè)和村莊的空心化，而且會(huì)造成農(nóng)村“自我生產(chǎn)”能力的流失，對(duì)農(nóng)村的生產(chǎn)績效產(chǎn)生不利影響⑤。農(nóng)村勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)出現(xiàn)“低端難以就業(yè)、高端供給不足”的窘境，進(jìn)而影響到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提升，會(huì)形成城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的抑制作用。也有觀點(diǎn)指出，城鎮(zhèn)化發(fā)展可以有效提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，認(rèn)為農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移可能降低城市的用工成本，進(jìn)而刺激農(nóng)用機(jī)械、化肥等成本降低而實(shí)現(xiàn)普及，并促使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)含量增加以及優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素配置等，為促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展提供可能性⑥。

近年來，在城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的背景下，大量實(shí)證研究表明城鄉(xiāng)收入差距是中國收入分配差距擴(kuò)大的主要原因，其演變也是影響經(jīng)濟(jì)增長的重要因素⑦。就農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長而言，由數(shù)量擴(kuò)張向質(zhì)量提升的轉(zhuǎn)變是當(dāng)前農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要戰(zhàn)略，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的重要內(nèi)容受到學(xué)界廣泛關(guān)注。有學(xué)者認(rèn)為，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步有助于縮小收入差距⑧，也有學(xué)者指出農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步擴(kuò)大了中國城鄉(xiāng)居民的收入差距⑨，還有學(xué)者提出農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對(duì)城鄉(xiāng)居民的相對(duì)收入差距和絕對(duì)收入差距存在不同時(shí)期的影響差異性⑩。一般而言，全要素生產(chǎn)率通常被視為影響經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量與持續(xù)性的核心要素，城鄉(xiāng)收入差距則度量了經(jīng)濟(jì)增長成果在不同群體的分享程度，這也意味著兩者會(huì)通過某些機(jī)制產(chǎn)生關(guān)聯(lián){11}。這種關(guān)聯(lián)體現(xiàn)在收入差距帶來的市場需求和消費(fèi)變化等對(duì)技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生影響{12}，而且通過價(jià)格效應(yīng)和市場規(guī)模效應(yīng)等對(duì)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響{13}。國內(nèi)有學(xué)者分析了收入不平等對(duì)自主創(chuàng)新具有“倒U”型曲線關(guān)系，認(rèn)為城鄉(xiāng)收入差距是全要素生產(chǎn)率順周期性波動(dòng)的重要原因，并且導(dǎo)致地區(qū)全要素生產(chǎn)率和創(chuàng)新呈現(xiàn)“倒U”型的變動(dòng){14}。

通過對(duì)文獻(xiàn)的回顧發(fā)現(xiàn)，對(duì)于農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率變動(dòng)及其影響因素的研究中，學(xué)界主要是側(cè)重于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、農(nóng)業(yè)FDI以及信息化等視角來分析其對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響。有學(xué)者指出，城市偏向發(fā)展政策所導(dǎo)致的城鄉(xiāng)收入差距，在中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中會(huì)增加農(nóng)民對(duì)非農(nóng)就業(yè)的預(yù)期收入，而不是使得農(nóng)民只能獲得低于城市居民的收入而降低其非農(nóng)就業(yè)的預(yù)期，由此也就損害了農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)投資{15}。由于城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移具有正向信號(hào)，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移帶來農(nóng)村適齡勞動(dòng)人口規(guī)模與質(zhì)量的下降，不僅會(huì)促使城市市場需求和消費(fèi)行為轉(zhuǎn)變而減少農(nóng)業(yè)產(chǎn)品的消費(fèi)規(guī)模與利潤，而且由收入差距所引起的農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移在一定程度上也對(duì)糧食生產(chǎn)具有負(fù)向作用，并可能因農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移而對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率產(chǎn)生不利影響。因此，從理論上說，在城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)背景下，城市可能對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力產(chǎn)生虹吸效應(yīng)，這有可能致使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率下降{16}。但也有文獻(xiàn)認(rèn)為，城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率具有正向影響，城鎮(zhèn)化發(fā)展能促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)的產(chǎn)生與擴(kuò)散，可能會(huì)顯著提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平{17}。

國內(nèi)外已有文獻(xiàn)對(duì)本文研究具有重要借鑒意義，但仍存在需要完善的空間。首先，已有文獻(xiàn)主要以地區(qū)全要素生產(chǎn)率為研究對(duì)象，認(rèn)為城鄉(xiāng)收入差距與地區(qū)全要素生產(chǎn)率之間存在“倒U”型關(guān)系，但農(nóng)業(yè)作為關(guān)系國計(jì)民生的重要領(lǐng)域，是否也存在同樣的規(guī)律尚未明晰。其次，已有文獻(xiàn)主要是考察城鄉(xiāng)收入差距與糧食生產(chǎn)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資等線性關(guān)聯(lián)，忽略了城鄉(xiāng)收入差距可能對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響，其內(nèi)在影響機(jī)制也尚不明晰。最后，已有研究將考察對(duì)象理解為“同質(zhì)化”經(jīng)濟(jì)體，缺乏地理空間概念的考慮，而現(xiàn)實(shí)中城鄉(xiāng)收入差距與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率之間也可能存在空間相關(guān)性。基于此，本文從統(tǒng)一理論框架下研究城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)部門全要素生產(chǎn)率的影響，并考察其區(qū)域差異性、影響機(jī)制和空間相關(guān)性。

二、理論分析與研究假說

從理論上看，城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大不僅會(huì)推動(dòng)農(nóng)村勞動(dòng)力向工業(yè)和城市的轉(zhuǎn)移而影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，而且農(nóng)村居民人均收入水平的差異也直接決定了城鄉(xiāng)收入差距的大小，城鄉(xiāng)收入差距可能因農(nóng)村居民收入水平的約束而對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生重要影響。根據(jù)增長極理論，生產(chǎn)要素在趨向于增長極的流動(dòng)并形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)和外部經(jīng)濟(jì)時(shí)，會(huì)產(chǎn)生極化作用和擴(kuò)散作用等，導(dǎo)致金融機(jī)構(gòu)將落后地區(qū)的儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)換為發(fā)達(dá)地區(qū)的投資，這種極化效應(yīng)使得外圍地區(qū)的資本積累減少和人才流失，經(jīng)濟(jì)發(fā)展受到約束。隨著城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大，城市借助其規(guī)模收益遞增、收入預(yù)期以及路徑依賴而吸引地區(qū)生產(chǎn)要素的流動(dòng)和集聚，促使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素不斷向城市發(fā)生轉(zhuǎn)移，從而形成城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的抑制作用{18}。

一是因城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大而形成的農(nóng)村居民收入約束，其產(chǎn)生的抑制作用表現(xiàn)為：（1）收入約束抑制社會(huì)的農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)。一方面，富裕城鎮(zhèn)居民會(huì)增加對(duì)服務(wù)產(chǎn)品等需求，對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)品需求提升困難;另一方面，貧困農(nóng)村居民因收入約束，其消費(fèi)停留在工業(yè)品等基本需求，進(jìn)而通過對(duì)農(nóng)產(chǎn)品市場需求形成抑制作用而不利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提升。（2）收入約束抑制農(nóng)村勞動(dòng)力人力資本投資。在收入能力及其帶來經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的約束下，初始財(cái)富水平較高的群體往往比初始財(cái)富水平較低的群體更容易獲得人力資本的投資，具有較低財(cái)富水平的農(nóng)村居民則更傾向于以非熟練勞動(dòng)力進(jìn)行生產(chǎn){19}。因此，即使農(nóng)村居民具有提高人力資本的意愿以追趕城鎮(zhèn)居民，但容易受到收入及其效用的約束和限制，其投資規(guī)模或渠道存在局限性而不利于農(nóng)村勞動(dòng)力質(zhì)量的提升，這也形成了城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的抑制作用{20}。（3）收入約束抑制農(nóng)業(yè)先進(jìn)技術(shù)擴(kuò)散。在資金約束較小的情況下，較高收入的農(nóng)村居民往往有較強(qiáng)的投入能力與意愿采用更先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù);而低收入農(nóng)村居民資金約束相對(duì)較大，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移提高農(nóng)民的非農(nóng)收入使得城鄉(xiāng)比較利益差距日趨明顯，也抑制了農(nóng)民對(duì)農(nóng)業(yè)投資的積極性，從而強(qiáng)化了城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的抑制作用{21}。

二是因城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大而造成農(nóng)村勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移，其產(chǎn)生的抑制作用表現(xiàn)為：（1）大規(guī)模農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移可能造成農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的短缺。城鄉(xiāng)收入差距促使農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力生產(chǎn)要素減少而阻礙農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的規(guī)模與技術(shù)選擇，導(dǎo)致難以促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，且農(nóng)村勞動(dòng)力的選擇性轉(zhuǎn)移會(huì)內(nèi)生性地促使中國城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大，并在一定程度上促使農(nóng)村勞動(dòng)力的老齡化和短缺而沖擊農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提升{22}。考慮到非熟練的農(nóng)村勞動(dòng)力難以實(shí)現(xiàn)向高質(zhì)量勞動(dòng)力轉(zhuǎn)變的現(xiàn)實(shí)，在大量農(nóng)村勞動(dòng)力向城市轉(zhuǎn)移過程中，當(dāng)農(nóng)業(yè)未能通過集約式經(jīng)營與發(fā)展來實(shí)現(xiàn)農(nóng)村土地的合理利用時(shí)，農(nóng)村勞動(dòng)力的短缺將更不利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提升。（2）高質(zhì)量農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移可能抑制農(nóng)業(yè)先進(jìn)技術(shù)擴(kuò)散。城鄉(xiāng)收入差距會(huì)促使大量高質(zhì)量的農(nóng)村青壯年勞動(dòng)力向城鎮(zhèn)和工業(yè)部門轉(zhuǎn)移{23}。在農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移過程中，由于高勞動(dòng)力質(zhì)量往往具備較多人力資本存量和更強(qiáng)的綜合能力而在轉(zhuǎn)移過程中具有優(yōu)勢，但能力相對(duì)較弱的低質(zhì)量農(nóng)村勞動(dòng)力則難以形成有效的轉(zhuǎn)移，加上農(nóng)業(yè)機(jī)械化與技術(shù)進(jìn)步需要有高質(zhì)量的勞動(dòng)力予以配合，于是農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移伴隨著農(nóng)業(yè)從業(yè)人員“平均素質(zhì)”的降低并抵消了技術(shù)進(jìn)步的作用而造成農(nóng)業(yè)效率損失{24}。因此，考慮到農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移以及農(nóng)村發(fā)展實(shí)際情況，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移會(huì)強(qiáng)化城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的抑制作用。

伴隨著城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大，在農(nóng)村勞動(dòng)力向城市轉(zhuǎn)移和集聚的過程中，也可能表現(xiàn)出城市規(guī)模的外部經(jīng)濟(jì)性，并通過市場機(jī)制反過來降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本等，實(shí)現(xiàn)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的反向輸出，進(jìn)而可能產(chǎn)生的促進(jìn)作用表現(xiàn)為：（1）規(guī)模經(jīng)營可能帶來農(nóng)業(yè)技術(shù)的外溢效應(yīng)。城鄉(xiāng)收入差距促使農(nóng)村勞動(dòng)力向城市轉(zhuǎn)移，這種轉(zhuǎn)移可能降低了城市用工成本，進(jìn)而降低農(nóng)業(yè)所需生產(chǎn)要素價(jià)格，包括為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入的化肥、機(jī)械等成本降低提供內(nèi)在動(dòng)力，同時(shí)通過人—地關(guān)系轉(zhuǎn)變和集成創(chuàng)新能力的提升來刺激農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營和農(nóng)用機(jī)械普及、基礎(chǔ)設(shè)施以及教育水平的提升和技術(shù)外溢等，因而在社會(huì)化服務(wù)和機(jī)械化生產(chǎn)等幫助下并不會(huì)形成農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的衰退，這也為提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提供了空間{25}。（2）勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移可能帶來的資本效應(yīng)。在城鄉(xiāng)收入差距形成的農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移過程中，也可能會(huì)間接提高了“候鳥式”的農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移就業(yè)的非農(nóng)收入，這不僅為促進(jìn)農(nóng)業(yè)的資本深化提供了可能性，而且也可能強(qiáng)化農(nóng)民對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資金和技術(shù)的投入力度以及農(nóng)業(yè)抗風(fēng)險(xiǎn)能力，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提升{26}。（3）城市市場規(guī)模擴(kuò)大可能帶來農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)。農(nóng)業(yè)相關(guān)的投入與技術(shù)創(chuàng)新主要取決于市場的需求規(guī)模，尤其是農(nóng)業(yè)相關(guān)企業(yè)在該領(lǐng)域的產(chǎn)品與技術(shù)創(chuàng)新方面的投入與應(yīng)用，農(nóng)村居民向城市的轉(zhuǎn)移與集聚可以形成城市規(guī)模效應(yīng)，提高城市居民對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的市場需求和農(nóng)產(chǎn)品的規(guī)模利潤，由此也可能提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。

綜上所述，從理論上看，城鄉(xiāng)收入差距可能會(huì)因收入約束和農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移而對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生抑制作用，也可能會(huì)因市場規(guī)模等外部性而對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生促進(jìn)作用。從現(xiàn)實(shí)來看，因城鄉(xiāng)收入差距引致的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素價(jià)格降低和農(nóng)業(yè)技術(shù)擴(kuò)散效應(yīng)有限，非農(nóng)收入的提升也未必能有效投入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，以實(shí)現(xiàn)資本的深化，這在短時(shí)間內(nèi)也可能抑制農(nóng)產(chǎn)品的需求和消費(fèi)，市場規(guī)模效應(yīng)也難以凸顯。因此，城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率主要表現(xiàn)出抑制作用，但隨著城鄉(xiāng)收入差距程度的加深，可能促使政府加大對(duì)“三農(nóng)”的財(cái)政投入力度與技術(shù)支持，進(jìn)而促使農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整以及提高農(nóng)村人力資本投資等，對(duì)農(nóng)村企業(yè)或居民提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的積極性產(chǎn)生激勵(lì)作用。

由此提出研究假說：城鄉(xiāng)收入差距會(huì)帶來農(nóng)村居民收入約束和農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移等，從而對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率表現(xiàn)出抑制作用，但過度的城鄉(xiāng)收入差距則對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率帶來促進(jìn)作用，因此可能呈現(xiàn)出非線性關(guān)系。

三、模型構(gòu)建、變量設(shè)置與數(shù)據(jù)來源

（一）模型構(gòu)建

理論分析表明，城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率可能帶來抑制或促進(jìn)作用，實(shí)際效應(yīng)究竟如何還需要實(shí)證檢驗(yàn)。為了考察城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響，借鑒高帆和汪亞楠（2016）研究城鄉(xiāng)收入差距影響地區(qū)全要素生產(chǎn)率的思路{27}，構(gòu)建如下基準(zhǔn)計(jì)量模型：

lnTFPit=α+β1Inequalit+γ∑Control+δi+εit（1）

在式（1）中，ln表示取自然對(duì)數(shù)，下同。TFPit表示第i個(gè)地區(qū)第t期的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，相關(guān)的測度方法與指標(biāo)選取如下文所述;Inequalit表示第i個(gè)地區(qū)第t期的城鄉(xiāng)收入差距;∑Control表示其他影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的控制變量集合，包括城鎮(zhèn)化率（URB）、農(nóng)村人力資本（EDU）、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整（ASD）、政府財(cái)政支農(nóng)比重（GFS）、自然災(zāi)害（ND）、基礎(chǔ)設(shè)施（BF）、農(nóng)業(yè)外商直接投資（FDI）;δi為不隨時(shí)間變化的固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

（二）變量設(shè)置

被解釋變量是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率（TFP）。已有文獻(xiàn)對(duì)TFP的測度主要有兩種方法：其一是在生產(chǎn)函數(shù)假說基礎(chǔ)上的C-D函數(shù)法、超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)法等參數(shù)方法;其二是以數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）和隨機(jī)前沿面分析方法（SFA）為典型的非參數(shù)方法。由于DEA-Malmquist指數(shù)法無需設(shè)定生產(chǎn)函數(shù)形式的非參數(shù)方法，能夠較為靈活地對(duì)不同投入和產(chǎn)出數(shù)據(jù)進(jìn)行測度，且對(duì)于TFP增長因素可以進(jìn)行分解，在TFP測度過程中應(yīng)用較為廣泛，因此，本文利用該方法對(duì)農(nóng)業(yè)TFP進(jìn)行測度，通過假設(shè)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為規(guī)模報(bào)酬可變（VRS），采用投入導(dǎo)向型的DEA模型，利用DEAP2.1軟件來測算Malmquist指數(shù)。需要說明的是，DEA所測算的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率指數(shù)是以上一年度為100的環(huán)比變動(dòng)指數(shù)，因此以2003年為基期，借鑒高帆和汪亞楠（2016）的做法{28}，利用該計(jì)算方法獲得Malmquist指數(shù)并計(jì)算出累積增長指數(shù)作為被解釋變量。

關(guān)于投入與產(chǎn)出的指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源主要是：（1）農(nóng)業(yè)產(chǎn)出變量。利用第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值作為農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的代理變量，并以2003年為基期利用GDP平減指數(shù)進(jìn)行平減后反映農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的真實(shí)值。（2）農(nóng)業(yè)投入變量。勞動(dòng)投入，以第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)表示勞動(dòng)力投入變量，由于2010年之后的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)并未統(tǒng)計(jì)各地區(qū)三次產(chǎn)業(yè)的就業(yè)數(shù)據(jù)，因此該指標(biāo)數(shù)據(jù)主要來源于各省統(tǒng)計(jì)年鑒;土地投入，利用播種面積作為代理變量，能更好地反映土地的實(shí)際利用率;機(jī)械投入，采用農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力進(jìn)行表征;化肥投入，主要是指農(nóng)用磷肥、鉀肥、氮肥以及復(fù)合肥，利用化肥施用折純量表示;灌溉投入，能夠正常灌溉的水田和水澆地面積總和，這是農(nóng)田水利建設(shè)的重要衡量指標(biāo)，主要利用有效灌溉面積來表示。上述變量數(shù)據(jù)主要來自2004—2019年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》及各省統(tǒng)計(jì)年鑒。

核心解釋變量包括：（1）城鄉(xiāng)收入差距（Inequal）。由于中國的城鄉(xiāng)人口結(jié)構(gòu)變化和二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)特征，以及城市化的快速推進(jìn)，單純考察城鄉(xiāng)之間的收入差距可能容易忽視人口結(jié)構(gòu)調(diào)整所帶來的影響。因此，主要采用泰爾指數(shù)測度城鄉(xiāng)收入差距，該指數(shù)可以較為真實(shí)地反映出城鄉(xiāng)收入差距水平，具體計(jì)算公式為：

Theili，t=（）In（/）

其中，Theil表示衡量的城鄉(xiāng)收入差距（Inequal），j=1表示城鎮(zhèn)地區(qū)，j=2表示農(nóng)村地區(qū)，Iij表示i地區(qū)的城鎮(zhèn)或農(nóng)村居民的總收入，Ii為i地區(qū)居民總收入，同理，Pij表示地區(qū)城鎮(zhèn)或農(nóng)村居民的人口數(shù)量，Pi表示i地區(qū)的總?cè)丝凇＃?）農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移（labor1）。借鑒趙德昭（2014）的做法，基于我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展變化所進(jìn)行的調(diào)整，采用采掘業(yè)、制造業(yè)和建筑業(yè)以及交通運(yùn)輸行業(yè)從業(yè)人數(shù)總數(shù)減去國有企業(yè)相應(yīng)的職工人數(shù)，進(jìn)而得到農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移數(shù)量{29}。（3）農(nóng)村居民人均收入（labor2）。由于2012年之前的農(nóng)村居民人均收入指農(nóng)村居民家庭人均純收入，2013年后國家統(tǒng)計(jì)局開始用農(nóng)村居民人均可支配收入代替。考慮到其差異較小且變化趨勢基本相同，借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)的做法，直接采用農(nóng)村居民的人均可支配收入來衡量農(nóng)村居民人均收入。同時(shí)，利用農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)將其平減為2003年為基期的不變價(jià)格水平，以此剔除價(jià)格變動(dòng)的影響。

控制變量包括：（1）城鎮(zhèn)化率（URB）。城鎮(zhèn)化會(huì)因農(nóng)村人口的轉(zhuǎn)移和農(nóng)業(yè)耕地的減少而影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，利用城市人口占總?cè)丝诘谋戎貋肀硎尽＃?）農(nóng)村人力資本（EDU）。農(nóng)村人力資本的積累可以提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，選擇鄉(xiāng)村平均受教育年限來衡量農(nóng)村人力資本{30}。（3）農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整（ASD）。農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)的變化與調(diào)整會(huì)影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)是否朝著比較優(yōu)勢的方向發(fā)展，進(jìn)而通過資源配置效應(yīng)來影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。根據(jù)當(dāng)前文獻(xiàn)的一般做法，選擇糧食作物播種面積占農(nóng)作物總播種面積的比重表示。（4）政府財(cái)政支農(nóng)比重（GFS）。由于地方政府掌握著地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展所需要的大量資源，其通過財(cái)政支農(nóng)手段不僅可以促進(jìn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的有效運(yùn)轉(zhuǎn)，而且能提升農(nóng)村社會(huì)的公共服務(wù)水平并促進(jìn)農(nóng)業(yè)增產(chǎn)增效，引起農(nóng)業(yè)資源配置出現(xiàn)變化而影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，利用農(nóng)業(yè)財(cái)政支出占財(cái)政總支出的比重表示。（5）自然災(zāi)害（ND）。自然災(zāi)害一定程度上反映了氣候等因素對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響，參照當(dāng)前文獻(xiàn)的一般做法，利用農(nóng)業(yè)成災(zāi)面積占農(nóng)作物播種面積的比重來衡量自然災(zāi)害。（6）基礎(chǔ)設(shè)施（BF）。由于省區(qū)層面的縣鄉(xiāng)公路數(shù)據(jù)等道路基礎(chǔ)設(shè)施數(shù)據(jù)缺失，考慮到農(nóng)業(yè)的發(fā)展不僅是農(nóng)村公路的正向影響，各類高速路以及省道等公路設(shè)施也對(duì)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展具有重要的促進(jìn)作用，因此借鑒Demurger（2001）的做法，將等級(jí)和等外公路加總后與各省份面積的比重來衡量公路基礎(chǔ)設(shè)施{31}。（7）農(nóng)業(yè)外商直接投資（FDI）。農(nóng)業(yè)外商直接投資能為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)提供資金支持，且可以通過農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)和企業(yè)的融合與培育對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的提高和學(xué)習(xí)能力的提升發(fā)揮重要作用，進(jìn)而可能影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提升。由于各省農(nóng)業(yè)外商直接投資的數(shù)據(jù)難以直接找到，因此借鑒王亞飛等（2019）的做法，采用各省的第一產(chǎn)業(yè)農(nóng)、林、牧、漁業(yè)的實(shí)際利用外商投資額作為代理變量{32}。

（三）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

研究所涉及的樣本為2004—2018年中國31個(gè)省級(jí)行政區(qū)，為保證數(shù)據(jù)的一致性，數(shù)據(jù)均來自歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)業(yè)年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省統(tǒng)計(jì)年鑒、統(tǒng)計(jì)公報(bào)等官方統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，缺失數(shù)據(jù)則利用EPS數(shù)據(jù)庫以及插值法進(jìn)行補(bǔ)齊。同時(shí)，考慮到價(jià)格等因素的影響，在數(shù)據(jù)處理過程中對(duì)與價(jià)格相關(guān)的名義變量，利用相應(yīng)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減。為減輕異方差和降低數(shù)量級(jí)差異，對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、農(nóng)村居民人均收入和農(nóng)業(yè)外商直接投資進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理。表1報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

為了實(shí)證檢驗(yàn)城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的直接影響，利用固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型以及混合最小二乘法分別對(duì)式（1）進(jìn)行了回歸分析，并且Breusch-Pagan LM檢驗(yàn)結(jié)果表明隨機(jī)效應(yīng)優(yōu)于混合回歸，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果拒絕解釋非觀測效應(yīng)與解釋變量無關(guān)的假設(shè)，應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型（回歸1）。此外，為了更為客觀地分析比較估計(jì)結(jié)果，還報(bào)告了隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)（回歸2）和混合估計(jì)（回歸3）的結(jié)果。由表2回歸1的實(shí)證結(jié)果可知，城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響，即城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率主要表現(xiàn)出抑制作用。這可能的解釋是城鄉(xiāng)收入差距主要是抑制了對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的需求和消費(fèi)而未能實(shí)現(xiàn)規(guī)模效應(yīng)，不僅低收入農(nóng)村居民難以實(shí)現(xiàn)人力資本和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的提升，而且也導(dǎo)致從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)民規(guī)模與質(zhì)量下降，使得城鄉(xiāng)收入差距主要表現(xiàn)出抑制作用。因此，該實(shí)證結(jié)果驗(yàn)證了城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的抑制作用。

當(dāng)前城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率可能存在滯后效應(yīng)，以農(nóng)民外出務(wù)工為例，當(dāng)信息傳遞滯后以及農(nóng)業(yè)向非農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移成本調(diào)整等，城鄉(xiāng)收入差距不會(huì)立刻導(dǎo)致農(nóng)民的非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移等來影響農(nóng)業(yè)增長{33}。為了檢驗(yàn)該滯后效應(yīng)以及緩解反向因果偏誤，利用城鄉(xiāng)收入差距滯后一期作為核心解釋變量進(jìn)行回歸估計(jì)，回歸4的結(jié)果表明上期的城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響仍然顯著為負(fù)，且會(huì)小于當(dāng)期影響效應(yīng)，其原因可能在于農(nóng)村勞動(dòng)力在不同部門或者區(qū)域間的流動(dòng)以及信息傳遞較為迅速，進(jìn)而使得滯后影響小于當(dāng)期影響。此外，考慮到城鄉(xiāng)收入差距與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率可能存在非線性關(guān)系，基于式（1）加入城鄉(xiāng)收入差距的二次項(xiàng)以檢驗(yàn)是否存在非線性關(guān)系，具體結(jié)果見表2回歸5。由回歸5的結(jié)果可知，城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率仍具有顯著的負(fù)向影響，但城鄉(xiāng)收入差距的二次項(xiàng)具有顯著的正向影響，呈現(xiàn)出顯著的“U”型沖擊。通過計(jì)算其拐點(diǎn)可知，在樣本期內(nèi)城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用可被忽略，說明在樣本期內(nèi)城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率主要表現(xiàn)出抑制作用，城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大并未發(fā)展到促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的程度{34}。

就其他控制變量而言，以回歸1為基準(zhǔn)的回歸系數(shù)可知，政府財(cái)政支農(nóng)比重的系數(shù)在5%的水平上顯著為正，說明政府對(duì)農(nóng)業(yè)的幫扶確實(shí)有利于農(nóng)業(yè)改善生產(chǎn)條件，對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展具有重要的促進(jìn)作用。自然災(zāi)害對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響系數(shù)顯著為負(fù)，主要是因?yàn)檗r(nóng)業(yè)生產(chǎn)容易受到自然環(huán)境的影響，也說明當(dāng)前農(nóng)業(yè)需要強(qiáng)化農(nóng)業(yè)的抗災(zāi)害、防風(fēng)險(xiǎn)能力。城鎮(zhèn)化、農(nóng)村人力資本、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整以及基礎(chǔ)設(shè)施均具有不顯著的正向影響。其可能的原因是城鎮(zhèn)化可以促使農(nóng)村土地的規(guī)模化利用，進(jìn)而提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，但城鎮(zhèn)化過程也使得部分農(nóng)村較高質(zhì)量勞動(dòng)力流失，進(jìn)而表現(xiàn)出不顯著的正向作用;伴隨著城鎮(zhèn)化過程中較高質(zhì)量勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移，農(nóng)村人力資本不斷流失且積累速度緩慢，進(jìn)而影響了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提升;農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整過程中，糧食種植面積在農(nóng)作物種植結(jié)構(gòu)中的比重提高盡管符合國家發(fā)展戰(zhàn)略并能夠提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性，但未能較好地優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)，因此對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響并不顯著。道路基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)雖然有利于機(jī)械化設(shè)備的推廣，但當(dāng)前農(nóng)業(yè)的發(fā)展可能主要還是與政府主導(dǎo)以及空間布局的特征相關(guān)。外商直接投資則表現(xiàn)為不顯著的負(fù)向影響，其可能的原因是外商在我國進(jìn)行農(nóng)業(yè)投資時(shí)，往往傾向于對(duì)已有農(nóng)業(yè)資源的爭奪，使得農(nóng)業(yè)容易受到技術(shù)壁壘的限制而難以快速發(fā)展，因而抵消了外商直接投資帶來的資本效應(yīng)。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 替代計(jì)量方法。由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率與城鄉(xiāng)收入差距間可能存在互為因果的雙向影響關(guān)系，即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提升會(huì)增加農(nóng)民收入，進(jìn)而對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生影響{35}，考慮到模型中可能存在的遺漏變量等內(nèi)生性問題而對(duì)模型設(shè)定產(chǎn)生偏差，而固定效應(yīng)模型難以解決內(nèi)生性問題，因此構(gòu)建如下動(dòng)態(tài)一階自回歸模型：

lnTFPit=α+β1lnTFPit-1+β2Inequalit+γ∑Control+δi+εit（2）

由于被解釋變量具備時(shí)間聯(lián)系性時(shí)系統(tǒng)GMM估計(jì)優(yōu)于差分GMM估計(jì)，借鑒當(dāng)前文獻(xiàn)的做法，采用兩步系統(tǒng)GMM估計(jì)方法對(duì)式（2）進(jìn)行穩(wěn)健性回歸估計(jì)分析，通過將內(nèi)生變量滯后項(xiàng)作為工具變量來緩解內(nèi)生性問題，回歸結(jié)果詳見表3的回歸6和回歸7。為保證回歸結(jié)果的可靠性，對(duì)模型設(shè)定的合理性以及工具變量的有效性進(jìn)行了檢驗(yàn)。由回歸結(jié)果的AR（1）和AR（2）檢驗(yàn)的P值可知，模型中誤差項(xiàng)的一階序列自相關(guān)在5%的統(tǒng)計(jì)水平上拒絕了擾動(dòng)項(xiàng)不存在一階序列相關(guān)的原假設(shè)，但二階序列相關(guān)檢驗(yàn)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上接受了擾動(dòng)項(xiàng)不存在二階序列相關(guān)的原假設(shè);由Hansen過度識(shí)別檢驗(yàn)的結(jié)果可知，接受了所有工具變量有效的原假設(shè)，表明利用系統(tǒng)GMM估計(jì)分析具有合理性。通過對(duì)樣本的動(dòng)態(tài)面板模型估計(jì)結(jié)果可知，城鄉(xiāng)收入差距的回歸系數(shù)結(jié)果與上文所反映的內(nèi)容基本一致，且加入城鄉(xiāng)收入差距的二次項(xiàng)系數(shù)顯著為正，即也呈現(xiàn)出顯著的“U”型趨勢。

2. 替代解釋變量。為了檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，借鑒國內(nèi)學(xué)者衡量城鄉(xiāng)收入差距的做法，將城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入之比（InequalS）替換泰爾指數(shù)作為城鄉(xiāng)收入差距的衡量指標(biāo)來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，其結(jié)果見表3的回歸8和回歸9。為了和基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有可比性，其中回歸8利用固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果表明城鄉(xiāng)收入差距與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率表現(xiàn)為顯著負(fù)相關(guān);回歸9則利用兩步系統(tǒng)GMM估計(jì)方法進(jìn)行檢驗(yàn)，其回歸結(jié)果基本與前文一致，這說明基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

（三）區(qū)域差異性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步考察城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響可能存在的區(qū)域差異性，將全國樣本按照東、中、西部三大地理區(qū)域的劃分方式展開區(qū)域差異性分析{36}。表4給出了區(qū)域樣本的回歸估計(jì)結(jié)果，由表4的回歸10—12可知，東、中、西部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率均具有顯著的負(fù)向影響，但也具有區(qū)域差異性，表現(xiàn)為東、中、西部地區(qū)的負(fù)向影響效應(yīng)呈現(xiàn)逐漸遞減的趨勢。其原因可能在于東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度相對(duì)較高，城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大也更容易形成對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力等生產(chǎn)要素的擠壓與轉(zhuǎn)移，從而對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生較高程度的抑制作用。相對(duì)而言，中部地區(qū)和西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大盡管也能產(chǎn)生抑制作用，但由于其經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度相對(duì)較低，吸納農(nóng)村勞動(dòng)力就業(yè)和提高非農(nóng)收入等能力相對(duì)較弱，因此總的來看，城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的抑制作用呈現(xiàn)出東、中、西部地區(qū)逐漸降低的趨勢。

（四）內(nèi)在機(jī)制檢驗(yàn)

基于城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率主要表現(xiàn)為抑制作用，有必要檢驗(yàn)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移和農(nóng)村居民人均收入水平變化是否會(huì)強(qiáng)化城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的負(fù)向作用。對(duì)此，基于式（1）加入城鄉(xiāng)收入差距與農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、農(nóng)村居民人均收入各自的交互項(xiàng)，利用固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，分別考察其交互效應(yīng)（詳見表5的回歸13和回歸15）。考慮到可能存在的內(nèi)生性問題，也報(bào)告了系統(tǒng)GMM估計(jì)方法的估計(jì)結(jié)果（詳見表5的回歸14和回歸16）。回歸結(jié)果中AR（2）檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值均在1%的統(tǒng)計(jì)水平接受了擾動(dòng)項(xiàng)差分不存在二階序列相關(guān)的原假設(shè)，過度識(shí)別檢驗(yàn)大于0.05，接受原假設(shè)，即表明所選擇的工具變量均具有有效性。

從回歸13和回歸14的估計(jì)結(jié)果可知，無論是固定效應(yīng)模型估計(jì)還是動(dòng)態(tài)一階自回歸模型的估計(jì)結(jié)果，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與城鄉(xiāng)收入差距的交互項(xiàng)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)，且城鄉(xiāng)收入差距的系數(shù)均顯著為負(fù)，這也意味著農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移更多的是高質(zhì)量勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移，強(qiáng)化了城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的負(fù)向作用。從回歸15和回歸16的估計(jì)結(jié)果可知，無論是固定效應(yīng)模型估計(jì)還是動(dòng)態(tài)一階自回歸模型的估計(jì)結(jié)果，農(nóng)村居民人均收入與城鄉(xiāng)收入差距的交互項(xiàng)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)，盡管固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果中城鄉(xiāng)收入差距的系數(shù)為負(fù)但不顯著，但在考慮內(nèi)生性問題后，回歸16的結(jié)果中城鄉(xiāng)收入差距的系數(shù)顯著為負(fù)，這表明農(nóng)村居民人均收入會(huì)強(qiáng)化城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的負(fù)向影響。綜上回歸結(jié)果可知，城鄉(xiāng)收入差距在與農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移和農(nóng)村居民人均收入的互動(dòng)過程中，隨著農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的增加和農(nóng)村居民人均收入的提高，城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的負(fù)面作用會(huì)被強(qiáng)化，這也驗(yàn)證了前文的理論機(jī)制分析結(jié)論。

考慮到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的空間相關(guān)性，本文還引入了空間計(jì)量模型分析城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響，回歸結(jié)果表明，城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率仍然具體顯著的負(fù)向影響，且相鄰省份的相關(guān)性存在對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響（限于篇幅未報(bào)告該估計(jì)結(jié)果，感興趣的讀者可以向作者索取）。

五、研究結(jié)論與政策啟示

本文基于增長極理論，系統(tǒng)闡釋了城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響機(jī)制，并利用2004—2018年中國31個(gè)省級(jí)面板數(shù)據(jù)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響進(jìn)行了實(shí)證分析。研究結(jié)論主要包括：第一，在樣本期內(nèi)，城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響并未呈現(xiàn)出“倒U”形態(tài)，而是主要表現(xiàn)為顯著的抑制作用，這種抑制作用在東部地區(qū)最為明顯，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)最小;且過度的城鄉(xiāng)收入差距可能會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生促進(jìn)作用。第二，城鄉(xiāng)收入差距與農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移和農(nóng)村居民人均收入水平之間的關(guān)系對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響存在交互效應(yīng)，即農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移和農(nóng)村居民人均收入強(qiáng)化了城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的抑制作用。

上述研究結(jié)論表明，在中國情境下，縮小城鄉(xiāng)收入差距和提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率在政策目標(biāo)上具有協(xié)同性。盡管過度的城鄉(xiāng)收入差距可能促使農(nóng)村企業(yè)或居民對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格支付以及高人力資本含量勞動(dòng)者的敏感度上升，進(jìn)而對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生促進(jìn)作用，但從樣本期來看，中國的城鄉(xiāng)收入差距還沒有擴(kuò)大到促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高的程度。從實(shí)踐來看，過度的城鄉(xiāng)收入差距可能會(huì)造成更多其他負(fù)面的社會(huì)經(jīng)濟(jì)影響，甚至?xí)绊懙缴鐣?huì)秩序。因此，利用城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大來提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率在操作上不具有可行性。鑒于城鄉(xiāng)收入差距主要對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生抑制作用，為有效提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，首先，政府需要實(shí)施有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距的分配制度，尤其是經(jīng)濟(jì)發(fā)展較快的東部地區(qū)，更為迫切地需要改革城鄉(xiāng)收入分配制度，以實(shí)現(xiàn)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提升協(xié)同優(yōu)化的良性循環(huán)。其次，鑒于農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移和農(nóng)村居民收入的強(qiáng)化作用，不僅需要加強(qiáng)農(nóng)村勞動(dòng)力技能培訓(xùn)，促進(jìn)農(nóng)村人力資本的積累，并促使資源可以從城市流入農(nóng)村以支持農(nóng)業(yè)發(fā)展，而且還需要考慮農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移后對(duì)農(nóng)村土地、人口資源等生產(chǎn)要素進(jìn)行有效配置，盤活農(nóng)村資源，并通過實(shí)行規(guī)模化、機(jī)械化和產(chǎn)業(yè)化等現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)發(fā)展方式來提高農(nóng)村居民收入。

注釋：

① G. Bin Lei， Agricultural Reforms and Production in China： Changes in Provincial Production Function and Productivity in 1978-2015， Journal of Development Economics， 2018， 132， pp.18-31.

② 葉敬忠、豆書龍、張明皓：《小農(nóng)戶和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展：如何有機(jī)銜接？》，《中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》2018年第11期。

③ 余航、周澤宇、吳比：《城鄉(xiāng)差距、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率演進(jìn)與農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼——基于新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué)視角的分析》，《中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》2019年第10期。

④ 張玉昌、陳保啟：《產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、空間溢出與城鄉(xiāng)收入差距——基于空間Durbin模型偏微分效應(yīng)分解》，《經(jīng)濟(jì)問題探索》2018年第9期。

⑤ 范曉非、王千、高鐵梅：《預(yù)期城鄉(xiāng)收入差距及其對(duì)我國農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響》，《數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究》2013年第7期。

⑥ 武宵旭、葛鵬飛、徐璋勇：《城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率提升：異質(zhì)性與空間效應(yīng)》，《中國人口·資源與環(huán)境》2019年第5期。

⑦{19} 鈔小靜、沈坤榮：《城鄉(xiāng)收入差距、勞動(dòng)力質(zhì)量與中國經(jīng)濟(jì)增長》，《經(jīng)濟(jì)研究》2014年第6期。

⑧ 楊新銘、羅潤東：《技術(shù)進(jìn)步條件下農(nóng)村人力資本與收入差距的互動(dòng)機(jī)制》，《數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究》2008年第1期。

⑨ 張紅麗、李潔艷：《農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步、農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與城鄉(xiāng)收入差距——基于農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的分組研究》，《華東經(jīng)濟(jì)管理》2020年第1期。

⑩ 涂濤濤、李谷成：《中國農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與城鄉(xiāng)收入差距——基于要素報(bào)酬視角的解析》，《江西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)》2017年第4期。

{11}{27}{28} 高帆、汪亞楠：《城鄉(xiāng)收入差距是如何影響全要素生產(chǎn)率的？》，《數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究》2016年第1期。

{12} J. Zweimuller， J. K. Brunner， Innovation and Growth with Rich and Poor Consumers， Metroeconomica， 2005， 56， pp.233-262.

{13} R. Foellmi， J. Zweimuller， Income Distribution and Demand-Induced Innovations， Review of Economic Studies，2006， 73， pp.941-960.

{14} 李子聯(lián)、朱江麗：《收入分配與自主創(chuàng)新：一個(gè)消費(fèi)需求的視角》，《科學(xué)學(xué)研究》2014年第12期;張璇、劉愛娟、張津玲、計(jì)曉冬：《收入差距會(huì)促進(jìn)創(chuàng)新嗎？——價(jià)格效應(yīng)抑或規(guī)模效應(yīng)》，《浙江社會(huì)科學(xué)》2016年第6期;高帆、汪亞楠：《城鄉(xiāng)收入差距是如何影響全要素生產(chǎn)率的？》，《數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究》2016年第1期。

{15}{33} 高彥彥：《城市偏向、城鄉(xiāng)收入差距與中國農(nóng)業(yè)增長》，《中國農(nóng)村觀察》2010年第5期。

{16} 徐建玲：《收入差距、勞動(dòng)力流動(dòng)與糧食生產(chǎn)》，《人口與發(fā)展》2013年第3期;蘇昕、劉昊龍：《農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移背景下農(nóng)業(yè)合作經(jīng)營對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響》，《中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》2017年第5期;周澤宇：《城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提升與國家糧食安全——新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué)視角下的鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略》，《農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》2019年第10期。

{17} 劉維奇、韓媛媛：《城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)技術(shù)變遷的互動(dòng)機(jī)制——基于中國數(shù)據(jù)的理論與經(jīng)驗(yàn)研究》，《經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理》2014年第1期;李賓、孔祥智：《工業(yè)化、城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的拉動(dòng)作用研究》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)家》2016年第8期。

{18} 李子聯(lián)、朱江麗：《收入分配與經(jīng)濟(jì)增長：中國經(jīng)濟(jì)增長模式的再解讀》，《上海財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)》2015年第4期。

{20} 鄧金錢、何愛平：《城鄉(xiāng)收入差距、勞動(dòng)力質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型——來自中國省級(jí)數(shù)據(jù)的實(shí)證研究》，《社會(huì)科學(xué)研究》2017年第6期。

{21} 馬草原：《非農(nóng)收入、農(nóng)業(yè)效率與農(nóng)業(yè)投資——對(duì)我國農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移格局的反思》，《經(jīng)濟(jì)問題》2009年第7期。

{22} L. H. Li， C. G. Wang， S. Eduardo， et al.， Migration， Remittances， and Agricultural Productivity in Small Far-ming Systems in Northwest China， China Agricultural Economic Review， 2013， 5（1）， pp.5-23.

{23} 馬軼群、崔倫剛：《經(jīng)濟(jì)不確定性、收入差距與勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移》，《江蘇社會(huì)科學(xué)》2018年第6期。

{24} 李士梅、尹希文：《中國農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響分析》，《農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)》2017年第9期。

{25} 程名望、黃甜甜、劉雅娟：《農(nóng)村勞動(dòng)力外流對(duì)糧食生產(chǎn)的影響：來自中國的證據(jù)》，《中國農(nóng)村觀察》2015年第6期。

{26} F. Wouterse， Migration and Technical Efficiency in Cereal Production： Evidence from Burkina Faso， Agricultural Economics， 2010， 41（5）， pp.385-395.

{29} 趙德昭：《FDI對(duì)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移存在門檻效應(yīng)嗎？》，《財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)》2014年第11期。

{30} 其計(jì)算方法具體為：平均受教育年限=（不識(shí)字或很少識(shí)字人口×1+小學(xué)受教育人口×6+初中受教育人口×9+高中受教育人口×12+大專以上受教育人口×16）/6歲以上總?cè)丝凇?/p>

{31} S. Demurger， Infrastructure Development and Economic Growth： An Explanation for Regional Disparities in Ch-ina， Journal of Comparative Economics， 2001， 29（1）， pp.95-117.

{32} 王亞飛、張毅、廖甍：《外商直接投資對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響：作用機(jī)理與經(jīng)驗(yàn)證據(jù)》，《當(dāng)代經(jīng)濟(jì)研究》2019年第6期。

{34} 根據(jù)回歸結(jié)果的計(jì)算可知，城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響轉(zhuǎn)折點(diǎn)的值約為0.1328，經(jīng)過計(jì)算可知在總樣本中只有2.58%的樣本落在“U”型曲線的上升部分，實(shí)際上可以忽略。因此，在樣本期間內(nèi)城鄉(xiāng)收入差距對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率主要表現(xiàn)出顯著的抑制作用。

{35} 王亞輝、李秀彬、辛良杰：《農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高縮小了農(nóng)村居民收入差距嗎？》，《自然資源學(xué)報(bào)》2018年第3期。

{36} 按照國家統(tǒng)計(jì)局的地域劃分標(biāo)準(zhǔn)，將全國劃分為東、中、西部三大地區(qū)，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南等11個(gè)省、市;中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南等8個(gè)省;西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆等12個(gè)省、市、自治區(qū)。

作者簡介：曾龍，湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)公共管理與法學(xué)學(xué)院講師，湖南長沙，410128;付振奇，通訊作者，湖南師范大學(xué)公共管理學(xué)院講師，湖南長沙，410006。

（責(zé)任編輯? 陳孝兵）