李蘭冰 姚彥青 張志強(qiáng)

一、引 言

我國在創(chuàng)造世界矚目的經(jīng)濟(jì)增長奇跡的同時(shí)，地區(qū)差距、城鄉(xiāng)差距與收入差距三大差距問題日益凸顯，已成為不平衡不充分的發(fā)展的重要表現(xiàn)，這一問題若不能有效解決，將激化深層次經(jīng)濟(jì)社會矛盾，影響“兩個一百年”奮斗目標(biāo)和中華民族偉大復(fù)興的順利實(shí)現(xiàn)。十九大報(bào)告提出，既要全面建成小康社會、實(shí)現(xiàn)第一個百年奮斗目標(biāo)，又要乘勢而上開啟全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家新征程，向第二個百年奮斗目標(biāo)進(jìn)軍。中央經(jīng)濟(jì)工作會議又提出了區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的三大目標(biāo):“要實(shí)現(xiàn)基本公共服務(wù)均等化，基礎(chǔ)設(shè)施通達(dá)程度比較均衡，人民生活水平大體相當(dāng)?！逼渲?，人民生活水平大體相當(dāng)?shù)闹匾饬恐笜?biāo)是收入水平相當(dāng)。鑒于此，地區(qū)收入差距問題不容忽視，它是融“地區(qū)差距、城鄉(xiāng)差距、收入差距”三大差距于一體的復(fù)雜體系，也是我國推進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略的關(guān)鍵要點(diǎn)。與地區(qū)收入差距緊密相關(guān)的一個重要現(xiàn)象就是大規(guī)模農(nóng)村勞動力跨部門流動。在不平衡不充分的發(fā)展特征下，我國出現(xiàn)了世界罕見的大規(guī)模勞動力遷徙現(xiàn)象，大量農(nóng)村勞動力為獲取更高的要素回報(bào)率選擇從農(nóng)業(yè)流向工業(yè)、從農(nóng)村涌向城市、從欠發(fā)達(dá)地區(qū)涌向發(fā)達(dá)地區(qū)。與此相關(guān)，至少有三個問題亟待回答:(1)這種為追求更高收入而產(chǎn)生的農(nóng)村勞動力跨部門流動是否對地區(qū)間收入差距產(chǎn)生影響？(2)不同類型的農(nóng)村勞動力跨部門流動對地區(qū)間收入差距是否具有異質(zhì)性影響效應(yīng)？(3)農(nóng)村勞動力流動與地區(qū)間收入差距的影響關(guān)系有什么政策內(nèi)涵？這些問題的回答不僅有利于更好地探究勞動力視角下的地區(qū)間收入差距成因，而且對于有效推進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要啟示。

改革開放以來，城鄉(xiāng)收入差異始終是收入不均衡的重要成因，一方面源于農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)之間的勞動生產(chǎn)率差異，另一方面源于新中國成立以來重工業(yè)優(yōu)先的發(fā)展戰(zhàn)略及農(nóng)產(chǎn)品的收入彈性和價(jià)格彈性都較低(林毅夫，2012)。事實(shí)上，城鄉(xiāng)收入差距從根本上反映了“農(nóng)業(yè)部門”和“非農(nóng)業(yè)部門”的收入差異。因此，人口就業(yè)結(jié)構(gòu)成為地區(qū)收入差距的重要影響因素。2014 年，我國非農(nóng)化率已達(dá)到70.5%，但受限于戶籍制度等因素，常住人口和戶籍人口城鎮(zhèn)化率分別只有54.8%和36.6%①數(shù)據(jù)由作者根據(jù)中國統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站和2015 年《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算得到。，這表明農(nóng)村人口在城鎮(zhèn)化過程中實(shí)現(xiàn)身份轉(zhuǎn)換仍有一定難度。在這種情況下，農(nóng)村勞動力跨部門流動就業(yè)成為農(nóng)民增收和優(yōu)化就業(yè)結(jié)構(gòu)的主要途徑。鑒于此，本文選擇以農(nóng)村勞動力跨部門流動為切入點(diǎn)，考察其對地區(qū)收入差距的影響效應(yīng)。

現(xiàn)有的研究勞動力流動與收入差距的文獻(xiàn)主要沿四條主線展開。一是城鄉(xiāng)勞動力流動對城鄉(xiāng)收入的分配效應(yīng)；二是地區(qū)間勞動力流動對地區(qū)差距的影響；三是農(nóng)村勞動力外流對農(nóng)村收入差距的影響；四是城市外來勞動力對城市內(nèi)部工資差距的影響。關(guān)于勞動力流動與地區(qū)差距之間關(guān)系主要存在三種觀點(diǎn):擴(kuò)大論(肖六億，2007；樊士德和姜德波，2011；彭國華，2015)、縮小論(劉強(qiáng)，2001；姚枝仲和周素芳，2003；林毅夫，2012)和折中論(許召元和李善同，2008)?，F(xiàn)有文獻(xiàn)仍主要聚焦地區(qū)間勞動力流動的作用，亟待從勞動力流動的綜合維度向基于農(nóng)村勞動力流動與城鎮(zhèn)勞動力流動不同視角的細(xì)化維度進(jìn)行拓展。事實(shí)上，農(nóng)村勞動力流動與城鎮(zhèn)勞動力流動存在本質(zhì)差異，忽略兩者對地區(qū)收入差距影響效應(yīng)的差異性，很可能影響結(jié)論的啟示性。

對于農(nóng)村勞動力流動的相關(guān)研究而言，它們主要聚焦以下方面:一是勞動力的配置效應(yīng)及對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)(賈偉和辛賢，2010； 昉蔡 ，2013；都陽等，2014；徐宏偉，2015；郝大明，2015；伍山林，2016；程名望等，2018)；二是城鄉(xiāng)勞動力轉(zhuǎn)移對城鄉(xiāng)收入差距的影響( 昉蔡 和王美艷，2009；陳斌開和林毅夫，2013；劉曉光等，2015)；三是農(nóng)村勞動力外流對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)村內(nèi)部收入分配的作用(王躍梅等，2013；蓋慶恩等，2014；甄小鵬和凌晨，2017)；四是農(nóng)村流動勞動力對城市內(nèi)部工資差距的影響(沈坤榮和余吉祥，2011)。從總體上看，其既缺乏對農(nóng)村勞動力跨部門流動與地區(qū)收入差距之間關(guān)系的理論機(jī)制探究，又缺乏對農(nóng)村勞動力跨部門流動與地區(qū)收入差距之間影響效應(yīng)的系統(tǒng)性實(shí)證考察。

鑒于此，本文從理論層面探究了農(nóng)村勞動力跨部門流動與地區(qū)間收入差距之間的作用機(jī)制。在此基礎(chǔ)上，利用空間杜賓模型測度了2001—2015 年期間我國農(nóng)村勞動力跨部門流動對地區(qū)收入差距的影響，并進(jìn)一步識別離土不離鄉(xiāng)式“本地流動”、離鄉(xiāng)不離省式的“外出-省內(nèi)流動”以及離鄉(xiāng)又離省式的“跨省流動”等不同流動方式對地區(qū)收入差距的異質(zhì)性影響。總體上，沿著“理論機(jī)制-實(shí)證檢驗(yàn)”的邏輯脈絡(luò)，對農(nóng)村勞動力跨部門流動與地區(qū)收入差距的關(guān)系進(jìn)行系統(tǒng)性探究。

與已有研究相比，本文的主要貢獻(xiàn)可歸納為如下三個方面:一是以勞動力流動方式為切入點(diǎn)進(jìn)行系統(tǒng)的理論機(jī)制分析，為解釋農(nóng)村勞動力跨部門流動如何影響地區(qū)收入差距提供了理論支撐；二是與以往研究側(cè)重單一的城鄉(xiāng)流動或地區(qū)間流動的范式不同，本文將城鄉(xiāng)間與地區(qū)間的兩個維度融于一體，以農(nóng)村勞動力跨部門流動規(guī)模與流動方式為切入點(diǎn)，深入揭示了農(nóng)村勞動力的產(chǎn)業(yè)間配置對地區(qū)收入差距的影響；三是以“總-分”兩層次貫穿理論機(jī)制與實(shí)證分析，將總體視角下的農(nóng)村勞動力跨部門流動總規(guī)模進(jìn)一步分解為“本地流動”“外出-省內(nèi)流動”“跨省流動”三種不同方式納入考察范疇，并充分考慮空間溢出效應(yīng)，拓展了農(nóng)村勞動力跨部門流動對地區(qū)收入差距的研究視角。

二、理論機(jī)制分析：農(nóng)村勞動力跨部門流動與地區(qū)收入差距

勞動力由低生產(chǎn)率的部門流向高生產(chǎn)率的部門是在技術(shù)水平不變的條件下增加收入的重要渠道。從理論層面看，當(dāng)農(nóng)村勞動力留在本地農(nóng)業(yè)部門和進(jìn)入本地或外地非農(nóng)業(yè)部門就業(yè)所能達(dá)到的效用水平相等時(shí)，勞動力流動將達(dá)到均衡。勞動力遷移獲取收益以遷移成本為代價(jià):一是地理距離，戶籍制度限制下農(nóng)民工難以實(shí)現(xiàn)城市身份轉(zhuǎn)換以及享有城市公共服務(wù)，遠(yuǎn)距離遷移將影響既定工資水平下的效用水平；二是機(jī)會距離，主要是指工業(yè)部門就業(yè)機(jī)會的有限性對農(nóng)村勞動力跨部門流動的限制，這對于不同地區(qū)以及不同發(fā)展階段的表現(xiàn)形式可能有所不同。

工資收入差異與就業(yè)機(jī)會差異是農(nóng)村勞動力遷移的主要驅(qū)動力，欠發(fā)達(dá)地區(qū)因此成為勞動力的主要流出地?；诘乩砭嚯x的空間尺度，欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村勞動力跨部門流動可劃分為三種類型:一是離土不離鄉(xiāng)式“本地流動”，主要是指進(jìn)入當(dāng)?shù)氐泥l(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)或在本地以私營及個體形式就業(yè)；二是“外出-省內(nèi)流動”，是指在本鄉(xiāng)鎮(zhèn)外本省內(nèi)其他地區(qū)的非農(nóng)業(yè)部門就業(yè)；三是“跨省流動”，即進(jìn)入外省的非農(nóng)業(yè)部門就業(yè)。三種流動方式同是農(nóng)民增收的重要來源，也是勞動力要素跨產(chǎn)業(yè)配置的現(xiàn)實(shí)渠道，但“本地流動”“外出-省內(nèi)流動”“跨省流動”的地理距離依次增加，機(jī)會距離則很可能呈現(xiàn)縮小態(tài)勢，這主要是因?yàn)樵诟罂臻g范疇內(nèi)進(jìn)行勞動力配置會使獲取非農(nóng)部門就業(yè)機(jī)會的概率顯著提升。勞動力流動類型異質(zhì)性也直接影響著其對地區(qū)間收入差距的作用機(jī)制。

首先，欠發(fā)達(dá)地區(qū)的離土不離鄉(xiāng)式“本地流動”主要依賴四個渠道促進(jìn)地區(qū)間收入差距縮小。一是生產(chǎn)率效應(yīng)。根據(jù)Lewis(1954、1979)二元經(jīng)濟(jì)發(fā)展模型，現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)部門要素邊際效率-工資水平高于農(nóng)業(yè)部門吸引農(nóng)村勞動力不斷轉(zhuǎn)移，隨著農(nóng)業(yè)勞動力的減少，農(nóng)業(yè)部門的邊際勞動生產(chǎn)率提高、農(nóng)民收入上升(劉曉光等，2015)，這一效應(yīng)與空間距離無關(guān)，對于“外出-省內(nèi)流動”以及“跨省流動”具有普遍適用性。二是資源配置效應(yīng)。從直接效應(yīng)看，農(nóng)業(yè)剩余勞動力從低生產(chǎn)率和低收入回報(bào)率的農(nóng)業(yè)部門流向具有高生產(chǎn)率和高收入回報(bào)率的非農(nóng)業(yè)部門，有利于提高地區(qū)平均收入水平。現(xiàn)有文獻(xiàn)針對中國的研究表明，這種勞動再配置效應(yīng)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)平均來看是比較大的(伍山林，2016)，地區(qū)內(nèi)部生產(chǎn)要素的優(yōu)化配置是地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長和提高收入水平的重要渠道。從間接效應(yīng)看，農(nóng)業(yè)剩余勞動力流入工業(yè)部門，促進(jìn)了工業(yè)部門資本積累、規(guī)模擴(kuò)張與產(chǎn)業(yè)集聚，創(chuàng)造更多吸納轉(zhuǎn)移勞動力的就業(yè)機(jī)會，跨部門流動比例上升有利于欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)民增收。三是知識溢出效應(yīng)。知識溢出具有距離衰減特征(Fischer和Varga，2003；Bronzini 和Piselli，2009)，得益于農(nóng)業(yè)勞動力本地流動的區(qū)位臨近性，現(xiàn)代部門就業(yè)與傳統(tǒng)部門就業(yè)之間的交流有利于增強(qiáng)農(nóng)業(yè)知識和技能提升，有利于促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式和經(jīng)營方式創(chuàng)新，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出與農(nóng)民收入的雙贏格局。四是消費(fèi)引致效應(yīng)。離土不離鄉(xiāng)的跨部門流動特點(diǎn)，使這部分流動人口的消費(fèi)留在本地，以更大消費(fèi)需求促進(jìn)非農(nóng)部門擴(kuò)張，從而進(jìn)一步打破本地工業(yè)部門就業(yè)機(jī)會有限性的限制，為農(nóng)業(yè)勞動力實(shí)現(xiàn)“本地流動”提供更多就業(yè)機(jī)會，本地非農(nóng)部門就業(yè)比例提升將驅(qū)動欠發(fā)達(dá)地區(qū)平均收入水平提高，縮小與發(fā)達(dá)地區(qū)之間的收入差距。

其次，欠發(fā)達(dá)地區(qū)“外出-省內(nèi)流動”與離土不離鄉(xiāng)的“本地流動”相比，空間距離有所增長，但機(jī)會距離約束顯著弱化，對地區(qū)間收入差距的影響機(jī)制表現(xiàn)出如下特點(diǎn)。一是與空間距離無關(guān)的生產(chǎn)率效應(yīng)依然顯著存在；二是資源配置效應(yīng)和消費(fèi)引致效應(yīng)從本地?cái)U(kuò)展為省內(nèi)范疇，有利于降低更大空間尺度下的資源錯配程度進(jìn)而改善要素配置效率，實(shí)現(xiàn)就業(yè)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的雙優(yōu)化；與此同時(shí)，省內(nèi)流動人口的省內(nèi)消費(fèi)需求也成為地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長與現(xiàn)代部門規(guī)模擴(kuò)張的有效拉動力，能夠有效促進(jìn)形成本省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展與人均收入水平的共贏格局；三是受空間距離影響，現(xiàn)代部門與傳統(tǒng)部門之間的互動強(qiáng)度降低，知識溢出效應(yīng)相對弱化。

最后，農(nóng)村勞動力跨省跨部門流動對于地區(qū)間收入差距具有雙重影響。生產(chǎn)要素在區(qū)域間的自由流動是空間溢出效應(yīng)發(fā)生的根本原因(Almeida 和Kogut，1999；Los 和Verspagen，2000)。欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村勞動力“跨省流動”至少通過兩種渠道縮小地區(qū)間收入差距:一是收入分享機(jī)制，農(nóng)民工流動到具有較高生產(chǎn)率和較高工資水平的發(fā)達(dá)地區(qū)就業(yè)，可獲得發(fā)達(dá)地區(qū)的相對高水平收入并將獲取的大部分收益匯回戶籍地，從而使欠發(fā)達(dá)地區(qū)分享發(fā)達(dá)地區(qū)的發(fā)展成果；二是發(fā)達(dá)地區(qū)與欠發(fā)達(dá)地區(qū)之間具有顯著的技術(shù)水平落差，流入發(fā)達(dá)地區(qū)的農(nóng)民工通過“干中學(xué)”積累生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)并學(xué)習(xí)先進(jìn)制度，當(dāng)選擇回鄉(xiāng)就業(yè)和回鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)時(shí)，將成為先進(jìn)技術(shù)與理念的傳遞載體，有利于促進(jìn)提高欠發(fā)達(dá)地區(qū)生產(chǎn)效率。但是，勞動力“跨省流動”對于本地區(qū)資源要素配置優(yōu)化的作用有限，欠發(fā)達(dá)地區(qū)難以享有人口紅利，在一定程度上阻礙了當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)規(guī)模擴(kuò)張與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，容易導(dǎo)致“人口流出——非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展受限——工資下降”的累積循環(huán)效應(yīng)，成為欠發(fā)達(dá)地區(qū)追趕發(fā)達(dá)地區(qū)收入水平的不利因素。因此，勞動力“跨省流動”對于地區(qū)間收入差距兼具擴(kuò)張與收縮力，在不同階段的綜合效應(yīng)可能有所不同。

綜上所述，本部分以勞動力流動方式為切入點(diǎn)，探究了欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村勞動力跨部門流動有利于縮小地區(qū)間收入差距的機(jī)制機(jī)理，為進(jìn)一步從實(shí)證層面檢驗(yàn)奠定了必要的理論基礎(chǔ)。

三、實(shí)證模型與數(shù)據(jù)來源

（一）模型設(shè)定

1. 基礎(chǔ)模型

鑒于上海市在整個研究區(qū)間的人均收入始終高居首位，本文借鑒Griffith 等(2004)提出的以非前沿地區(qū)與前沿地區(qū)之間比例衡量地區(qū)技術(shù)差距的方法以及Bourlès 等(2013)提出的以最優(yōu)行業(yè)與其他行業(yè)之比測度行業(yè)間全要素生產(chǎn)率差距的方法，選擇以上海作為標(biāo)桿發(fā)達(dá)地區(qū)，以各地區(qū)人均可支配收入與上海市人均可支配收入之間的比值作為地區(qū)收入差距的衡量指標(biāo)?；诖?，本文將基礎(chǔ)模型設(shè)定如下:

其中，a 代表發(fā)達(dá)地區(qū)即上海，i 代表第i 個地區(qū)；yait為被解釋變量，代表t 時(shí)期地區(qū)i 與發(fā)達(dá)地區(qū)a 之間的相對收入水平，yait越小表示地區(qū)間收入差距越大；Mait為解釋變量，即t 時(shí)期地區(qū)i 與發(fā)達(dá)地區(qū)a 的農(nóng)村勞動力跨部門流動相對規(guī)模；x 為影響地區(qū)收入水平的控制變量，依次包括交通基礎(chǔ)設(shè)施、城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化水平、人力資本水平、地方財(cái)政支出情況、國有企業(yè)比重、人口撫養(yǎng)比及經(jīng)濟(jì)開放水平，均采用地區(qū)間相對水平值表示，即各地區(qū)與上海之間的比值；n 表示第n 個控制變量，N 為控制變量個數(shù)，β0為常數(shù)項(xiàng)，β1和 β2n分別為不同變量的系數(shù)，εait為誤差項(xiàng)；μai表示地區(qū)i 與發(fā)達(dá)地區(qū)a 的地區(qū)組固定效應(yīng)①此處并未顯示時(shí)間固定效應(yīng)，主要是由于時(shí)間固定效應(yīng)在同一時(shí)期內(nèi)對不同地區(qū)收入水平產(chǎn)生相同的影響，地區(qū)i 與發(fā)達(dá)地區(qū)a 之間的影響效應(yīng)很可能相互抵消。。

2. 基于空間效應(yīng)的模型設(shè)定

根據(jù)人口推拉理論(Lee，1966)，勞動力流動不僅取決于收入預(yù)期和遷移成本，還取決于具有空間臨近性的語言文化等因素，從而使勞動力流動具有空間溢出效應(yīng)。本文試圖通過空間計(jì)量模型捕捉勞動力流動的這些特征，從而使勞動力流動對地區(qū)收入差距的影響效應(yīng)識別更加準(zhǔn)確。與此同時(shí)，被解釋變量——地區(qū)收入差距也很可能具有空間相關(guān)性。若忽視對空間效應(yīng)的考察，會造成估計(jì)系數(shù)有偏、不一致或非有效。鑒于此，有必要對其進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)。

首先，采用探索性空間數(shù)據(jù)分析(ESDA)技術(shù)觀察被解釋變量空間分布特征，并進(jìn)行局部Moran I 指數(shù)的可視化分析(LISA)，以檢驗(yàn)其是否存在空間相關(guān)性。結(jié)果顯示，我國相對收入較高和較低的省份均呈現(xiàn)出集聚態(tài)勢①相關(guān)地圖留存?zhèn)渌?。，收入較高的省份主要集中在東部尤其是沿海區(qū)域，而較低收入省份廣泛分布于中西部地區(qū)；LISA 分析表明我國的因變量分布出現(xiàn)明顯的極化特征，東部沿海的五個收入較高的省份被高收入省份包圍，西部六個低收入省份被低收入省份包圍。因此，可初步判斷被解釋變量存在正的空間相關(guān)性。其次，對被解釋變量和解釋變量進(jìn)行全局Moran I 及顯著性檢驗(yàn)，以測度其整體的空間相關(guān)水平。被解釋變量的全局Moran I 指數(shù)全部位于0.5～0.6 之間，均在1%的水平上顯著②地區(qū)收入差距的全局Moran I 指數(shù)留存?zhèn)渌?。。此外，各類勞動力流動變量的全局Moran I 指數(shù)處于0.1～0.6 之間，基本在5%的水平上顯著。以上結(jié)果說明模型具有顯著的空間效應(yīng)，應(yīng)采用空間面板模型進(jìn)行實(shí)證研究。

由于被解釋變量和解釋變量均具有顯著的空間效應(yīng)，空間杜賓模型(Spatial Durbin Model，SDM)具有更強(qiáng)的適用性?；诖?，本文選擇SDM 模型進(jìn)行實(shí)證分析，并利用LM檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)驗(yàn)證SDM模型是否是最優(yōu)的模型。具體來看，本文將SDM模型設(shè)定如下:

其中，W 為空間距離權(quán)重矩陣，對角線元素為0，非對交線元素為21/d ，其中d 為兩個省份省會城市之間的地理距離，根據(jù)矩陣的最大特征根對其進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理③為盡可能保留空間權(quán)重矩陣的主要特征及避免空間權(quán)重矩陣由于距離衰減而失去經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋，本文根據(jù)矩陣的最大特征根對其進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。；ρ為空間自回歸系數(shù)；θ 為相應(yīng)變量的空間滯后項(xiàng)系數(shù)；其他變量含義與公式(1)相同。

當(dāng)SDM 模型中的空間相關(guān)系數(shù) 0θ = 且 0ρ ≠ 時(shí)，即為空間自回歸模型(Spatial Autoregressive Model，SAR)；當(dāng)滿足θ βρ=- 時(shí)，即為空間誤差模型(Spatial Error Model，SEM)，本文將在實(shí)證部分對這一條件是否成立進(jìn)行檢驗(yàn)。

（二）指標(biāo)選擇與數(shù)據(jù)來源

1. 被解釋變量

如前所述，選擇以上海作為標(biāo)桿發(fā)達(dá)地區(qū)，以各地區(qū)人均可支配收入與上海市人均可支配收入之間的比值作為地區(qū)收入差距的衡量指標(biāo)，即相對收入水平(aity )。具體來看，2012 年以前的人均可支配收入以各省份城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入加權(quán)計(jì)算①以非農(nóng)業(yè)人口和農(nóng)業(yè)人口比重作為權(quán)重。，換算為2000 年價(jià)格；由于統(tǒng)計(jì)口徑發(fā)生變化，2013—2015 年人均可支配收入依據(jù)年增長率進(jìn)行數(shù)據(jù)補(bǔ)齊②2013 年起實(shí)施城鄉(xiāng)一體化住戶收支與生活狀況調(diào)查制度，新口徑的城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民人均可支配收入等數(shù)據(jù)的覆蓋人群主要變化之一就是計(jì)算城鎮(zhèn)居民人均可支配收入時(shí)分母包括了在城鎮(zhèn)地區(qū)常住的農(nóng)民工，計(jì)算農(nóng)村居民人均可支配收入時(shí)分母不包括在城鎮(zhèn)地區(qū)常住的農(nóng)民工。鑒于此，假設(shè)2013—2015 年新口徑人均可支配收入與原口徑指標(biāo)增長率相同，據(jù)此可推算2013—2015 年以原口徑統(tǒng)計(jì)的指標(biāo)數(shù)值。。相對收入水平越低，表示該地區(qū)與發(fā)達(dá)地區(qū)的收入差距越大。

2. 解釋變量

解釋變量主要包括農(nóng)村勞動力跨部門流動總規(guī)模以及本地流動規(guī)模、外出-省內(nèi)流動規(guī)模、跨省流動規(guī)模四個指標(biāo)。為簡化說明，此處只針對這些指標(biāo)在地區(qū)層面的絕對值含義進(jìn)行說明，進(jìn)入回歸方程時(shí)均采用各地區(qū)與上海的比值形式。

(1) 農(nóng)村勞動力跨部門流動總規(guī)模，是指本省戶籍的農(nóng)村勞動力進(jìn)入本省或外省非農(nóng)業(yè)部門的就業(yè)規(guī)模。從理論上講，以各省農(nóng)民工總量占“農(nóng)村勞動力”的比重測度更為合理。但是，由于2012 年以后各省農(nóng)村勞動力數(shù)量缺失，本文選擇了以各省農(nóng)民工總量占“農(nóng)業(yè)人口”的比重來衡量。借鑒程名望等(2018)的方法，各省農(nóng)民工數(shù)量的測度，根據(jù)2009—2015 年各年《農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報(bào)告》中全國農(nóng)民工總數(shù)及各省所占比例并結(jié)合2001—2009 年各省鄉(xiāng)村非農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)各年的增長率進(jìn)行推算。

(2) 農(nóng)村勞動力跨部門本地流動規(guī)模是指農(nóng)村勞動力在本鄉(xiāng)鎮(zhèn)非農(nóng)業(yè)部門就業(yè)的規(guī)模，以各省“本地農(nóng)民工”③根據(jù)《2012 年全國農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報(bào)告》，“本地農(nóng)民工”是指調(diào)查年度內(nèi)在本鄉(xiāng)鎮(zhèn)從事非農(nóng)活動6 個月及以上的農(nóng)村勞動力。數(shù)量占該省農(nóng)業(yè)人口的比重衡量。本地農(nóng)民工數(shù)量根據(jù)各省農(nóng)民工總量及本地農(nóng)民工所占比例推算。

(3) 農(nóng)村勞動力跨部門“外出-省內(nèi)”流動規(guī)模是指在本鄉(xiāng)鎮(zhèn)以外且在本省以內(nèi)非農(nóng)業(yè)部門就業(yè)的農(nóng)村勞動力規(guī)模，用各省“外出-省內(nèi)農(nóng)民工”④外出農(nóng)民工是指調(diào)查年度內(nèi)在本鄉(xiāng)鎮(zhèn)地域以外從事非農(nóng)業(yè)6 個月及以上的農(nóng)村勞動力；“外出-省內(nèi)農(nóng)民工”是指外出農(nóng)民工中在省內(nèi)流動就業(yè)部分。數(shù)量占該省農(nóng)業(yè)人口的比重衡量?！巴獬?省內(nèi)農(nóng)民工”數(shù)量根據(jù)各省農(nóng)民工總數(shù)、外出農(nóng)民工比例及外出農(nóng)民工中省內(nèi)比例推算。

(4) 農(nóng)村勞動力跨省流動規(guī)模是指進(jìn)入外省非農(nóng)業(yè)部門就業(yè)的農(nóng)村勞動力規(guī)模，用各省“省外農(nóng)民工”⑤“省外農(nóng)民工”是指外出農(nóng)民工中省外流動就業(yè)的部分。數(shù)量占農(nóng)業(yè)人口的比重衡量。省外農(nóng)民工數(shù)量根據(jù)各省農(nóng)民工總數(shù)、外出農(nóng)民工比例及外出農(nóng)民工中省外比例推算。

各省本地、外出農(nóng)民工比例及外出農(nóng)民工中省內(nèi)和省外比例主要來源于2009—2015 年⑥2009 年的報(bào)告包含2008 年和2009 年兩年的數(shù)據(jù)?！掇r(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報(bào)告》中的東、中、西部各類農(nóng)民工占比。其中，2001—2007 年數(shù)據(jù)借鑒程名望等(2018)方法，結(jié)合全國第五次及第六次人口普查資料中人口省內(nèi)、省外遷移比例變化進(jìn)行推算補(bǔ)齊。

3. 控制變量

控制變量主要包括:(1)交通基礎(chǔ)設(shè)施，以每平方公里的鐵路里程數(shù)表示；(2)戶籍城鎮(zhèn)化率，由于常住人口城鎮(zhèn)化率包含了農(nóng)業(yè)戶籍勞動力在城鎮(zhèn)部門流動就業(yè)的人口，這與本文構(gòu)建的各類勞動力流動指標(biāo)重疊，故采用戶籍口徑的城鎮(zhèn)化率，以各省非農(nóng)業(yè)人口占總?cè)丝诘谋戎睾饬浚?3)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化水平，以第三產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重進(jìn)行表征；(4)人力資本水平，以各省級區(qū)域6 歲以上人口平均受教育年限來衡量；(5)財(cái)政支出情況，以財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量；(6)國有企業(yè)比重，以國有及國有控股工業(yè)企業(yè)銷售產(chǎn)值占規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)銷售產(chǎn)值的比重來衡量；(7)人口撫養(yǎng)比，即總?cè)丝谥蟹莿趧幽挲g人口數(shù)與勞動年齡人口數(shù)之比；(8)經(jīng)濟(jì)開放水平，以各省份人均實(shí)際利用外資金額來衡量。以上控制變量均以各地區(qū)與上海的比值表示的相對水平進(jìn)入回歸方程。

4. 數(shù)據(jù)來源

本文研究區(qū)間為2001—2015 年，相關(guān)數(shù)據(jù)主要來自《農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報(bào)告》《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國統(tǒng)計(jì)摘要》以及國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站、交通運(yùn)輸部網(wǎng)站和各省份統(tǒng)計(jì)資料，西藏?cái)?shù)據(jù)由于嚴(yán)重缺失而未予納入樣本①主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)留存?zhèn)渌鳌！?/p>

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）農(nóng)村勞動力跨部門流動總規(guī)模與地區(qū)收入差距

從表1 中可知，SDM 模型的空間相關(guān)系數(shù)ρ 十分顯著。穩(wěn)健的LM 檢驗(yàn)在1%的顯著性水平上拒絕了沒有空間自相關(guān)和空間誤差項(xiàng)的原假設(shè)；LR 檢驗(yàn)在1%的顯著性水平上拒絕了H0: 0θ = 和H0:θ βρ=- 的原假設(shè)，說明選擇SDM 模型能更好地?cái)M合數(shù)據(jù)。表1 匯報(bào)了解釋變量、控制變量及其空間滯后項(xiàng)的回歸系數(shù)，并進(jìn)一步計(jì)算了直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)。

農(nóng)村勞動力跨部門流動總規(guī)模的系數(shù)和直接效應(yīng)均顯著為正。具體來看，農(nóng)村勞動力流動總規(guī)模的直接效應(yīng)為0.117，當(dāng)勞動力流動相對規(guī)模提高1 個百分點(diǎn)時(shí)，地區(qū)收入差距將縮小0.117 個百分點(diǎn)，這表明一個地區(qū)農(nóng)村勞動力跨部門流動規(guī)模擴(kuò)大將有利于提高其相對于發(fā)達(dá)地區(qū)的收入水平，縮小地區(qū)間收入差距，這與理論機(jī)制分析的結(jié)論相呼應(yīng)。究其原因，主要與農(nóng)業(yè)勞動力跨部門就業(yè)引致的生產(chǎn)率提升效應(yīng)、行業(yè)間資源配置優(yōu)化以及收入回流效應(yīng)等因素相關(guān)。

勞動力流動總規(guī)模的間接效應(yīng)為-0.019，表明一個地區(qū)勞動力流動規(guī)模擴(kuò)大具有降低其他地區(qū)相對收入水平的傾向，這可能與地區(qū)間勞動力市場競爭等因素相關(guān)，但這并不具備統(tǒng)計(jì)顯著性。與此同時(shí)，勞動力流動規(guī)模的總效應(yīng)為正，且在1%的顯著性水平上顯著。這表明勞動力流動規(guī)模擴(kuò)大對本地區(qū)以及其他地區(qū)的平均影響呈現(xiàn)積極態(tài)勢，總體上有利于促進(jìn)地區(qū)收入差距收斂。

表1 農(nóng)村勞動力跨部門流動總規(guī)模與地區(qū)收入差距的檢驗(yàn)結(jié)果

解釋變量的直接效應(yīng)和回歸系數(shù)不同，這是由于解釋變量影響了其他地區(qū)并通過地區(qū)間的相互作用返回本地區(qū)，從而產(chǎn)生了反饋效應(yīng)。具體來看，勞動力流動總規(guī)模的系數(shù)和直接效應(yīng)分別為0.119 和0.117，反饋效應(yīng)只有-0.002，約占直接效應(yīng)的1.7%；相比之下，勞動力流動規(guī)模的間接效應(yīng)與直接效應(yīng)之間的比例關(guān)系約為1∶6.2。這說明勞動力流動規(guī)模對其他地區(qū)的影響遠(yuǎn)高于地區(qū)間相互作用對本地區(qū)產(chǎn)生的反饋效應(yīng)。 從控制變量的直接效應(yīng)來看，交通基礎(chǔ)設(shè)施、戶籍城鎮(zhèn)化率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化水平、人力資本水平和經(jīng)濟(jì)開放度五個變量可以顯著提高本地區(qū)的相對收入水平；相反，國有企業(yè)比重上升會降低本地區(qū)的相對收入水平。人口撫養(yǎng)比對本地區(qū)的收入效應(yīng)為正，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著。財(cái)政支出的直接效應(yīng)顯著為負(fù)，這可能與地方政府財(cái)政支出競爭、財(cái)政支出結(jié)構(gòu)偏向等因素疊加影響相關(guān)。此外，交通基礎(chǔ)設(shè)施、人力資本水平和人口撫養(yǎng)比變量均有顯著的間接效應(yīng)，說明這些變量不僅直接影響本地相對收入水平，對其他地區(qū)也具有空間溢出效應(yīng)。

從總體上看，2001—2015 年期間農(nóng)村勞動力跨部門流動有利于縮小地區(qū)間的收入差距。

（二）農(nóng)村勞動力跨部門流動異質(zhì)性與地區(qū)收入差距

本文將農(nóng)業(yè)勞動力跨部門流動劃分為三種方式——本地流動、外出-省內(nèi)流動和跨省流動，本部分將重點(diǎn)考察不同勞動力流動方式作用于地區(qū)收入差距的異質(zhì)性表現(xiàn)。表2 匯報(bào)了相關(guān)SDM 模型的估計(jì)結(jié)果及相應(yīng)的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)。其中，模型(1)～模型(3)分別為將本地流動規(guī)模、外出-省內(nèi)流動規(guī)模和跨省流動規(guī)模納入模型進(jìn)行回歸的結(jié)果。上述SDM 模型的空間相關(guān)系數(shù)均在1%的水平上顯著，說明選擇空間計(jì)量模型是合理的。

表2 農(nóng)村勞動力跨部門流動方式對地區(qū)收入差距的異質(zhì)性影響

如表2 所示，農(nóng)村勞動力跨部門本地流動、外出-省內(nèi)流動、跨省流動對地區(qū)收入差距的直接效應(yīng)顯著為正，依次分別為0.156、0.120 和0.009。通過比較三類勞動力流動變量的直接效應(yīng)可知，農(nóng)村勞動力在本鄉(xiāng)鎮(zhèn)范圍內(nèi)跨部門就業(yè)的效應(yīng)要大于外出-省內(nèi)就業(yè)的效應(yīng)，而跨省流動的影響最小。這說明勞動力在本地及省內(nèi)跨部門流動是提升勞動力資源配置效率的重要方式，可有效提高該地區(qū)的收入水平，并縮小與發(fā)達(dá)地區(qū)的收入差距。這可能與以下因素相關(guān):一是本地及本省內(nèi)跨部門流動成本相對較低，資源配置效率提升更加顯著；二是勞動力留在本省內(nèi)為本省非農(nóng)業(yè)部門提供充足的勞動力供給，有利于提升非農(nóng)業(yè)部門比較優(yōu)勢與生產(chǎn)率，形成促進(jìn)收入提升的內(nèi)生機(jī)制；三是勞動力在本省就業(yè)可將消費(fèi)留在省內(nèi)，增強(qiáng)需求拉動力，有利于形成提升收入的經(jīng)濟(jì)增長環(huán)境。

農(nóng)村勞動力跨部門本地流動和外出-省內(nèi)流動的間接效應(yīng)為負(fù)，但在統(tǒng)計(jì)上均不顯著；跨省流動的間接效應(yīng)顯著為正。農(nóng)村勞動力本地流動和外出-省內(nèi)流動規(guī)模擴(kuò)大可能對其他地區(qū)相對收入產(chǎn)生消極的空間溢出效應(yīng)，可能與戶籍制度限制、地區(qū)間勞動力市場競爭等因素相關(guān)；反之，勞動力跨省流動規(guī)模越大，越會產(chǎn)生促進(jìn)其他地區(qū)相對收入水平提升的傾向，這可能與跨省流動有利于消除地區(qū)分割而促進(jìn)資源配置效率提高相關(guān)。

與勞動力總流動的總效應(yīng)類似，農(nóng)村勞動力本地流動、外出-省內(nèi)流動以及跨省流動的總效應(yīng)均為正，且在1%的水平上顯著。具體來看，三類勞動力流動的總效應(yīng)依次為0.149、0.113 和0.031。這表明任意一種勞動力流動規(guī)模擴(kuò)大，對本地區(qū)以及其他地區(qū)的平均影響均表現(xiàn)為正值，總體上都有利于促進(jìn)地區(qū)收入差距縮小。

表3 補(bǔ)充報(bào)告了農(nóng)村勞動力“省內(nèi)流動”(本地流動與外出-省內(nèi)流動之和)和“外地流動”(外出-省內(nèi)流動與跨省流動之和)的估計(jì)結(jié)果和相應(yīng)的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)。由直接效應(yīng)可知，這兩類勞動力流動的相對收入效應(yīng)均顯著為正，但省內(nèi)流動的效應(yīng)明顯大于外地流動效應(yīng)。將省內(nèi)流動和外地流動的直接效應(yīng)分別與表2 中的跨省流動和本地流動的直接效應(yīng)進(jìn)行對標(biāo)，發(fā)現(xiàn)勞動力本地流動對相對收入的影響大于外地流動的影響，而省內(nèi)流動的影響大于跨省流動的影響。省內(nèi)流動和外地流動的間接效應(yīng)均為負(fù)，且均不顯著，這一結(jié)果進(jìn)一步印證了前文關(guān)于本地流動、外出-省內(nèi)流動、跨省流動的研究結(jié)論。

表3 省內(nèi)流動、外地流動與地區(qū)收入差距的SDM模型檢驗(yàn)結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文進(jìn)行如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)①穩(wěn)定性檢驗(yàn)的各模型詳細(xì)結(jié)果留存?zhèn)渌?。。一是從樣本中剔除直轄市的穩(wěn)健性檢驗(yàn):農(nóng)村勞動力流動有助于縮小地區(qū)收入差距的結(jié)論可能受直轄市及所選標(biāo)桿地區(qū)經(jīng)濟(jì)特征影響。本部分剔除4 個直轄市，基于收入水平選擇新樣本中的廣東作為標(biāo)桿地區(qū)，重新進(jìn)行估計(jì)檢驗(yàn)。二是基于不同空間權(quán)重矩陣的穩(wěn)健性檢驗(yàn):利用鐵路(含高鐵)最短交通時(shí)間、鐵路普通車最短交通時(shí)間、最短公路交通時(shí)間②鐵路交通時(shí)間來自12306 網(wǎng)站和去哪兒網(wǎng)；公路駕車時(shí)間通過百度地圖查詢。分別代替地理距離構(gòu)造空間權(quán)重矩陣，重新進(jìn)行估計(jì)檢驗(yàn)。三是基于不同基礎(chǔ)設(shè)施測度方法的穩(wěn)健性檢驗(yàn):人均城市道路面積和公路密度③人均城市道路面積數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》；公路密度用公路里程除以省級區(qū)域面積計(jì)算。由于2006 年以后公路里程統(tǒng)計(jì)了村道數(shù)據(jù)，導(dǎo)致與以前年度統(tǒng)計(jì)口徑不統(tǒng)一，本文將其從2006—2015 年公路里程總數(shù)中扣除。具體來看，2010—2015 年村道數(shù)據(jù)來自交通運(yùn)輸部網(wǎng)站；2006—2009 年部分村道里程數(shù)據(jù)來自各年《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省交通運(yùn)輸局網(wǎng)站及各省級區(qū)域統(tǒng)計(jì)年鑒，缺失數(shù)據(jù)根據(jù)2005 年公路里程和2010 年剔除村道后的公路里程采用線性推算法補(bǔ)齊。。如表4 所示，本文主要研究結(jié)論并未發(fā)生顯著變化，說明研究結(jié)論比較穩(wěn)健。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

續(xù)表4

此外，為考慮動態(tài)空間滯后效應(yīng)對模型估計(jì)的影響，本文還利用動態(tài)空間杜賓模型針對農(nóng)村勞動力跨部門流動對地區(qū)收入差距的影響進(jìn)行重新估計(jì)。其模型設(shè)定為:

其中，τ 反映因變量和其時(shí)間滯后項(xiàng)的內(nèi)生交互作用，ρ 和η 分別反映因變量和其當(dāng)期空間滯后項(xiàng)和動態(tài)空間滯后項(xiàng)的內(nèi)生交互作用。由于N 和T 分別等于30 和15，滿足N＞T 和T＞N1/3，可使用誤差修正的QML 方法進(jìn)行估計(jì)(Elhorst 等，2013)。由于Yu 等(2008)的誤差校正QML 方法沒有指定初始條件，對其應(yīng)用造成一定的限制，Elhorst(2010)發(fā)現(xiàn)，考慮初始條件的ML 估計(jì)在T 等于或大于15 時(shí)具有類似的性能，因此，使用ML 方法對動態(tài)模型進(jìn)行估計(jì)。

其結(jié)果顯示①受篇幅限制，結(jié)果留存?zhèn)渌鳌?被解釋變量的滯后一期 1ty-的系數(shù)顯著為正，但其空間滯后項(xiàng) 1tWy-的系數(shù)顯著為負(fù)。在地區(qū)收入差距與勞動力總流動規(guī)模的回歸結(jié)果中，1ty-的直接效應(yīng)為0.710，表明一個地區(qū)前期的收入水平越高，則該地區(qū)的收入水平越高，即地區(qū)收入差距具有路徑依賴的特征；1ty-的總效應(yīng)顯著為正，表明一個地區(qū)前期的收入水平越高，本期所有地區(qū)的平均相對收入水平也越高。tWy 的系數(shù)(ρ )顯著為正，表明同一時(shí)期某一地區(qū)和其他地區(qū)的收入水平存在正向的空間依賴關(guān)系。與靜態(tài)模型的回歸結(jié)果相比，農(nóng)村勞動力跨部門流動總規(guī)模以及“本地流動”“外出-省內(nèi)流動”和“跨省流動”三種不同流動方式的主要研究結(jié)論呈現(xiàn)出較好的穩(wěn)健性。

五、研究結(jié)論與政策啟示

本文聚焦中國特有的大規(guī)模農(nóng)村勞動力遷徙現(xiàn)象，將城鄉(xiāng)間與地區(qū)間的兩維度融于一體，基于流動地域范疇的視角將農(nóng)村勞動力跨部門流動解構(gòu)為本地流動、外出-省內(nèi)流動和跨省流動的細(xì)密層面，沿著“理論機(jī)制-實(shí)證研究”的邏輯主線，回答了“農(nóng)村勞動力跨部門流動能否縮小我國地區(qū)收入差距”這一焦點(diǎn)問題。

在理論層面上，與以往研究側(cè)重單一的城鄉(xiāng)流動或地區(qū)間流動的范式不同，以農(nóng)村勞動力跨部門流動規(guī)模和流動方式為切入點(diǎn)進(jìn)行了理論機(jī)制分析，認(rèn)為勞動力跨部門流動至少通過生產(chǎn)率效應(yīng)、資源配置效應(yīng)、知識溢出效應(yīng)和消費(fèi)引致效應(yīng)四個渠道對縮小地區(qū)收入差距產(chǎn)生影響，但“本地流動”“外出-省內(nèi)流動”“跨省流動”的不同流動方式對地區(qū)間收入差距的影響機(jī)制及影響效應(yīng)存在差異性。在實(shí)證層面上，以空間杜賓模型為工具方法，定量化測度了2001—2015 年期間我國農(nóng)村勞動力跨部門流動總規(guī)模對地區(qū)收入差距的影響效應(yīng)，并從流動結(jié)構(gòu)視角進(jìn)一步探究了“本地流動”“外出-省內(nèi)流動”“跨省流動”的異質(zhì)性表現(xiàn)，為中國地區(qū)間收入差距提供了農(nóng)村勞動力跨部門流動視角下的系統(tǒng)化解釋。

本文主要結(jié)論如下。(1)基于流動規(guī)模視角，農(nóng)村勞動力跨部門流動規(guī)模擴(kuò)大有利于縮小地區(qū)收入差距:農(nóng)村勞動力跨部門流動總規(guī)模的直接效應(yīng)與總效應(yīng)均呈現(xiàn)正向顯著，可能出現(xiàn)的消極空間溢出效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)上并不顯著，這表明流動規(guī)模擴(kuò)大不僅有利于促進(jìn)本地區(qū)相對收入水平的提升，對所有地區(qū)的平均影響也呈現(xiàn)積極態(tài)勢，總體有利于促進(jìn)地區(qū)收入差距收斂。(2)基于流動方式視角，農(nóng)村勞動力跨部門的 “本地流動”“外出-省內(nèi)流動”以及 “跨省流動”的直接效應(yīng)和總效應(yīng)均顯著為正，這表明上述三種類型的勞動力流動對于本地以及其他地區(qū)帶來的綜合影響均是積極的，有利于改善地區(qū)間收入差距問題。(3)不同方式的農(nóng)村勞動力跨部門流動對地區(qū)收入差距的影響效應(yīng)呈現(xiàn)顯著異質(zhì)性:“本地流動”對本地區(qū)相對收入水平的提升作用高于“外出-省內(nèi)流動”，“跨省流動”的影響效應(yīng)最??；“本地流動”對本地相對收入水平的影響大于“外地流動”的這一影響，而“省內(nèi)流動”的影響大于“跨省流動”的影響。這說明勞動力在本地以及省內(nèi)跨部門流動是提升勞動力資源配置效率的重要方式，可有效縮小與發(fā)達(dá)地區(qū)的收入差距。

當(dāng)前，我國積極推進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展、鄉(xiāng)村振興以及城鄉(xiāng)融合等重大戰(zhàn)略，探究農(nóng)村勞動力跨部門流動與地區(qū)間收入差距這一問題具有重要現(xiàn)實(shí)意義與政策內(nèi)涵。首先，本文證實(shí)了農(nóng)業(yè)勞動力跨部門流動可以有效縮小地區(qū)間收入差距，這表明農(nóng)村勞動力跨部門流動是實(shí)現(xiàn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的重要途徑。政府部門應(yīng)著力消除勞動力要素自由流動的體制機(jī)制障礙，進(jìn)一步釋放勞動力流動促進(jìn)地區(qū)收入差距收斂的作用。其次，“本地流動”的相對收入增長效應(yīng)顯著，這表明通過大力發(fā)展鄉(xiāng)村工業(yè)為農(nóng)村勞動力就地轉(zhuǎn)移提供充足就業(yè)機(jī)會以及促進(jìn)產(chǎn)業(yè)培育和就業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變，是農(nóng)村地區(qū)實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收、鄉(xiāng)村振興與城鄉(xiāng)融合以及縮小地區(qū)收入差距的有效途徑。最后，“本地流動”的收入增長效應(yīng)大于“外地流動”的收入增長效應(yīng)，“省內(nèi)流動”的收入增長效應(yīng)大于“省外流動”的收入增長效應(yīng)，這在一定程度上表明就地就近城鎮(zhèn)化與異地城鎮(zhèn)化相比更加高效，為合理開展就地城鎮(zhèn)化與就近城鎮(zhèn)化、以城市群為主體構(gòu)建大中小城市和小城鎮(zhèn)協(xié)調(diào)發(fā)展的城鎮(zhèn)格局的政策實(shí)施提供了依據(jù)與支撐。