王沼霖，劉新民，于文成

（青島農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，山東 青島 266109）

0 引言

實施區(qū)域一體化戰(zhàn)略，強化要素流動，對于實現(xiàn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化具有重要意義。長江三角洲目前是我國實施一體化戰(zhàn)略的城市群中，經(jīng)濟實力最強、發(fā)展態(tài)勢最活躍的地區(qū)之一，對推進現(xiàn)代化進程具有戰(zhàn)略性影響。長三角地區(qū)在僅占我國4%土地面積的條件下，通過15%的人口貢獻了全國25%的生產(chǎn)總值。但從城鄉(xiāng)發(fā)展來看，經(jīng)濟快速發(fā)展大多是靠城市創(chuàng)造的，城鎮(zhèn)居民收入水平逐步向好，而農(nóng)民可支配收入水平仍是薄弱環(huán)節(jié)［1］。同時，《長江三角洲區(qū)域一體化發(fā)展規(guī)劃綱要》也明確提出：要進一步縮小收入分配差距，增加農(nóng)民收入，并要利用農(nóng)業(yè)機械化技術(shù)推動產(chǎn)業(yè)進步，進而實現(xiàn)農(nóng)民增收和農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化。

提升人民收入水平，是中國特色社會主義制度的內(nèi)在要求。自改革開放后，我國的綜合實力得到了快速提升，但就居民可支配收入而言，2021年長三角地區(qū)城鎮(zhèn)居民的可支配收入是農(nóng)村居民的2.3倍，城鄉(xiāng)居民的可支配收入的差距過大。隨著戰(zhàn)略改革，我國實施區(qū)域政策的方式已經(jīng)由特惠轉(zhuǎn)向普惠，各要素自由流動，從而轉(zhuǎn)變了全新的助農(nóng)增收模式，在產(chǎn)業(yè)與技術(shù)設(shè)施等方面也呈現(xiàn)出對農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的驅(qū)動性［2］。農(nóng)業(yè)機械要素的充分流動，使農(nóng)業(yè)機械化水平成為提升農(nóng)民收入、縮小城鄉(xiāng)差距新的有效手段，也是促進農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的重要路徑。

針對上述問題，本文深入探究區(qū)域一體化戰(zhàn)略對農(nóng)民可支配收入的影響及其作用機制，相較以往的研究，本文主要從以下幾個方面進行探討:（1）已有研究集中于從整體居民的單一維度進行探討，缺乏對農(nóng)村居民主體的關(guān)注。本文通過雙重差分模型，證實了一體化戰(zhàn)略對提升農(nóng)民可支配收入水平的影響是有效的，且該政策效果存在區(qū)域差異性。（2）鮮有研究關(guān)注區(qū)域一體化影響農(nóng)民增收的內(nèi)在機制，通過中介效應分析，明晰了長三角一體化通過農(nóng)業(yè)機械化水平實現(xiàn)了助農(nóng)增收的路徑。本文對上述問題的探索不僅有利于把握一體化發(fā)展的戰(zhàn)略機制，更有助于從實踐和發(fā)展中實現(xiàn)助農(nóng)增收和推進農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化進程的目標。

1 理論分析與假設(shè)

1.1 區(qū)域一體化與收入水平

區(qū)域一體化戰(zhàn)略可以通過對各生產(chǎn)要素的擴容、流動等方式促進經(jīng)濟和收入水平。通過建立生產(chǎn)要素自由流動的市場機制，提升各要素的流通效率及聚集程度，對提升GDP水平和產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有顯著促進作用［3］。然而，市場機制存在某些天然屬性，可能會促進生產(chǎn)要素流向城市等較為發(fā)達的地區(qū)［4］。但對于農(nóng)村這類不太發(fā)達的地區(qū)而言，資源要素可能會在聚集中走向失衡，反而不利于提高農(nóng)民可支配收入水平。此外，一體化發(fā)展的宗旨強調(diào)“協(xié)同化”發(fā)展但不提倡“趨同化”，各生產(chǎn)要素的流動是自由的，這也可能會導致長三角地區(qū)發(fā)展的差異化。綜合以上分析，提出假設(shè):

H1：長三角一體化戰(zhàn)略能夠促進農(nóng)民可支配收入水平的提升。

1.2 農(nóng)業(yè)機械化的中介效應

長三角地區(qū)自實施一體化戰(zhàn)略以來，激發(fā)了技術(shù)要素的充分流動。一體化戰(zhàn)略能夠滲透到各個行業(yè)的生產(chǎn)要素中，提高區(qū)域協(xié)同發(fā)展水平［5］。此外，一體化能夠通過驅(qū)動機制，有效降低流動壁壘，使技術(shù)、設(shè)施等要素從發(fā)達地區(qū)流出，從而提高欠發(fā)達地區(qū)傳統(tǒng)要素的生產(chǎn)效率［6］。因此，長三角一體化發(fā)展能夠有效修正機械技術(shù)要素的不平衡性。

農(nóng)業(yè)機械化是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的基礎(chǔ)。在社會經(jīng)濟的發(fā)展中，農(nóng)業(yè)機械化可以視為一種技術(shù)進步，其對人民的生產(chǎn)和生活能夠產(chǎn)生巨大的影響?！稗r(nóng)業(yè)踏車理論”認為：最先實現(xiàn)農(nóng)業(yè)機械化的地區(qū)，可以帶動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)?；a(chǎn)業(yè)化，從而對農(nóng)民家庭收入形成強大保障［7］。此外，農(nóng)業(yè)機械化也可縮短農(nóng)民的生產(chǎn)時間，使農(nóng)民從事非經(jīng)營性生產(chǎn)的時間增多，間接提高了工資性收入水平［8］。

綜合上述分析，農(nóng)業(yè)機械化在一體化政策與農(nóng)民增收之間發(fā)揮了中介效應，區(qū)域一體化能夠平衡地區(qū)機械化的程度，提升農(nóng)業(yè)機械化水平可促進農(nóng)民收入水平的提高，由此提出假設(shè)：

H2：一體化戰(zhàn)略能夠通過發(fā)揮農(nóng)業(yè)機械化的傳導機制實現(xiàn)助農(nóng)增收。

2 模型構(gòu)建與變量說明

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文基于《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》等數(shù)據(jù)，選取2000—2019年的相關(guān)數(shù)據(jù)。在地區(qū)樣本的選擇上，由于京津冀和珠三角區(qū)域一體化的精準實施，以及自治區(qū)的數(shù)據(jù)口徑不一致，篩選并剔除北京、天津、河北、廣東以及各自治區(qū)后，最終選取了22個省份作為研究樣本。

2.2 模型設(shè)計

本文將地區(qū)是否加入長三角一體化，從而實現(xiàn)了農(nóng)民收入水平的提升視為一項準自然實驗。研究方法采用雙重差分模型，原因是研究涉及多個地區(qū)，雙重差分模型較合成控制法而言更為全面，且能夠避免內(nèi)生性問題。本文將長三角一體化覆蓋的地區(qū)作為實驗組，將與實驗組特征相似、但沒有實行一體化政策的地區(qū)作為控制組。基于此，借鑒楊航英等［9］的研究，設(shè)定的模型如下：

式(1)中，i和t分別表示地區(qū)和時間，DFIi,t為被解釋變量（農(nóng)民可支配收入水平）。dui,t表示地區(qū)變量，dti,t表示時間變量，交互項du×dt的系數(shù)估計為政策凈效應。

2.3 變量說明

2008年的《國務院關(guān)于進一步推進長江三角洲地區(qū)改革開放和經(jīng)濟社會發(fā)展的指導意見》中提出了長三角一體化戰(zhàn)略，因此本文以2009年為政策實施節(jié)點。主要包括以下變量：

1.被解釋變量：農(nóng)民可支配收入（DFI）。為考察長三角一體化戰(zhàn)略對助農(nóng)增收產(chǎn)生的影響，將1999—2019年期間各省份農(nóng)民的可支配收入作為被解釋變量展開研究。

2.核心解釋變量：區(qū)域一體化戰(zhàn)略。對其進行以下處理:（1）地區(qū)（du）設(shè)定為Treat變量：長三角一體化覆蓋的地區(qū)賦值為1，反之設(shè)定為0；（2）時間（dt）設(shè)定為Period變量：政策實施后賦值為1，之前設(shè)定為0；（3）將時間變量與地區(qū)變量進行交互，實驗組賦值為1，其余設(shè)定為0。

3.中介變量：農(nóng)業(yè)機械化水平。參考已有的文獻研究，本文以農(nóng)業(yè)機械總動力衡量農(nóng)業(yè)機械化程度。

4.控制變量：選取若干個可能影響農(nóng)民收入水平的變量，描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 主要變量及計算方法

3 長三角一體化對助農(nóng)增收影響的實證檢驗

3.1 基準回歸結(jié)果

首先，進行方差膨脹因子分析（VIF），以此來檢驗本文中的控制變量與自變量之間是否存在共線性問題，結(jié)果如表2所示，其均值為3.85，表明通過了VIF檢驗。

表2 多重共線性檢驗結(jié)果

回歸結(jié)果具體分析如下（表3）：首先，第（1）列僅分析自變量與因變量的dudt系數(shù)在1%的水平上顯著為正；第（2）~第（7）列在加入控制變量后，回歸結(jié)果仍顯著為正，表明長三角一體化自實施以來切實提升了農(nóng)民可支配收入的水平。

表3 基準回歸結(jié)果

在控制變量中，農(nóng)業(yè)財政支出未呈現(xiàn)顯著作用，原因可能在于：財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)民可支配收入具有正效應,但促進效應較弱［10］；于短期而言，農(nóng)業(yè)財政支出對部分農(nóng)民收入來源的影響為負效應，并且影響效果具有時滯性，可能不利于農(nóng)民增收［11］。

3.2 穩(wěn)健性檢驗

3.2.1 趨同性檢驗 采用雙重差分模型的一個重要前提：如果沒有區(qū)域一體化戰(zhàn)略的影響，實驗組的發(fā)展軌跡與對照組應該是平行的，兩者的發(fā)展趨勢不會隨著時間的推進而發(fā)生變化。為了檢驗這一問題，借鑒已有研究的做法［12］，繪制出實驗組與對照組農(nóng)民可支配收入的數(shù)據(jù)軌跡。由圖1可知，盡管存在差異，但從發(fā)展軌跡上可以看出，同年2個組別間的差異是相對固定的，發(fā)展趨勢基本一致；然而在2009年長三角一體化政策落地之后，實驗組發(fā)展趨勢明顯脫離了預期發(fā)展軌跡。由此可以認為，在政策實施前，2組地區(qū)的數(shù)據(jù)樣本具備平行性。

圖1 趨同性檢驗

3.2.2 安慰劑檢驗 安慰劑檢驗的目的是避免變量遺漏的問題，借鑒呂越等［13］的方法，本文采取了隨機抽取實驗組的方式。具體來說，首先從22個樣本地區(qū)中隨機抽取6個地區(qū)作為實驗組，假設(shè)為受一體化戰(zhàn)略輻射的地區(qū)，設(shè)定為du，隨之交互項也變?yōu)閐udtt。綜上所述，如果沒有遺漏變量的問題，進行安慰劑檢驗時的回歸系數(shù)不會偏離零點。為確保科學性，對樣本進行500次反復抽取和回歸。圖2為500次偽實驗組的回歸系數(shù)的核密度以及對應P值的分布，結(jié)果表明:安慰劑檢驗回歸系數(shù)的均值非常接近零點，且基本服從正態(tài)分布，P值大部分大于0.1。同時，基準回歸的實際系數(shù)為1.902，位于整個分布之外。綜上所述，雙重差分的估計結(jié)果并不存在顯著誤差，基準回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

圖2 安慰劑檢驗圖

3.2.3 異質(zhì)性分析 本文為考察長江三角洲區(qū)域內(nèi)可能存在的差異性，將長三角地區(qū)按省歸類為4 組（滬、蘇、浙、皖），檢驗結(jié)果如表4。其中列（1）、（2）、（3）的交互項系數(shù)顯著為正，這說明近年來農(nóng)民的可支配收入水平均有所提升，而列（4）的交互項系數(shù)為正但并不顯著，說明一體化戰(zhàn)略對安徽省的影響力較小。以上結(jié)果表明，區(qū)域一體化政策效果具有差異性，但安徽省農(nóng)民的可支配收入水平對長三角一體化戰(zhàn)略不敏感，可能是由于安徽省距離一體化核心地區(qū)較遠、資源限制，開放程度較其他3 省來說較低，要素流動的充分度不高等原因。

表4 異質(zhì)性檢驗

4 中介效應檢驗

本文將長三角一體化與農(nóng)民可支配收入之間存在的傳遞機理做了進一步的研究。在我國實現(xiàn)共同富裕的進程中，起到關(guān)鍵作用的另一大舉措——農(nóng)業(yè)機械化。農(nóng)業(yè)機械動力對經(jīng)營性收入、工資性等收入來源的提升都具有顯著作用［14］，已成為助農(nóng)增收、實現(xiàn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的新捷徑。

2021年，長三角三省一市簽署了戰(zhàn)略協(xié)議，要求推進農(nóng)業(yè)機械化水平的提高。在區(qū)域發(fā)展過程中也會產(chǎn)生科技效應［15］，降低區(qū)域合作成本并提升合作層次，兩者之間的互動關(guān)系主要是：區(qū)域一體化通過科技效應實現(xiàn)協(xié)同發(fā)展和成果共享，對要素產(chǎn)生合力，從而促進機械化水平［16］。因此，本文將從農(nóng)業(yè)機械化水平的角度，考察長三角一體化發(fā)展影響農(nóng)民可支配收入的傳導機制。本文以農(nóng)業(yè)機械總動力度量農(nóng)業(yè)機械化水平，借鑒溫忠麟等［17］的三步回歸法，構(gòu)建了如下模型：

式(2)~式(4)中，Mi表示中介變量農(nóng)業(yè)機械化水平，γ、ρ、φ依次為相關(guān)系數(shù)，其他變量與表2一致，回歸結(jié)果如表5所示。

由表5可知，列(1)與基準回歸檢驗結(jié)果一致；列(2)顯示了區(qū)域一體化戰(zhàn)略能夠提升農(nóng)業(yè)機械化水平；列(3)報告了區(qū)域一體化戰(zhàn)略與農(nóng)業(yè)機械化發(fā)展對促進農(nóng)民增收的共同作用，列(1)、列(2)農(nóng)業(yè)機械化水平的系數(shù)與列(3)農(nóng)業(yè)機械化水平系數(shù)的乘積為負。從理論上講，遮掩效應發(fā)生時，間接效應與直接效應的符號表現(xiàn)為異號，這與本文的回歸結(jié)果一致，說明農(nóng)業(yè)機械化水平的中介效應為遮掩效應［17］。與直接效應相比，控制農(nóng)業(yè)機械化水平變量后，總效應系數(shù)變?yōu)?.532，系數(shù)值變大，消除被遮掩后的效應系數(shù)更接近真實的結(jié)果。綜上，由于農(nóng)業(yè)機械化水平主要是通過糧食產(chǎn)出路徑提升農(nóng)民收入水平［18］，主要提升了家庭經(jīng)營性這一小部分收入；過于依賴農(nóng)業(yè)機械會降低農(nóng)民的自主性和效率。

表5 中介效應檢驗

5 結(jié)論與政策啟示

5.1 研究結(jié)論

本文通過實證研究了長三角一體化對農(nóng)民增收的影響效應及其存在的差異性，并進一步分析了其農(nóng)業(yè)機械化的中介效應，研究發(fā)現(xiàn)：（1）長三角一體化切實實現(xiàn)了助農(nóng)增收，并在趨同性、安慰劑穩(wěn)健性檢驗下依然成立；（2）一體化對長三角的戰(zhàn)略效果存在差異性，對于距離一體化中心圈較遠、發(fā)展水平較為落后的地區(qū)未能發(fā)揮顯著作用；（3）農(nóng)業(yè)機械化水平在長三角一體化環(huán)境與農(nóng)民增收之間起中介傳導作用，且存在遮掩效應。

5.2 政策啟示

（1）繼續(xù)推進一體化改革，充分整合市場資源要素、實現(xiàn)助農(nóng)增收。建立產(chǎn)業(yè)合作的激勵與共享機制，降低流通成本，促進要素跨行業(yè)、跨城鄉(xiāng)流動，核心區(qū)帶動擴容區(qū)、資源稟賦的地區(qū)帶動資源匱乏的地區(qū)，不斷改善長三角地區(qū)的資源配置結(jié)構(gòu)。

（2）建立市場機制下的協(xié)作發(fā)展系統(tǒng)，充分發(fā)揮各生產(chǎn)要素的聯(lián)動性。繼續(xù)保持長三角一體化的中心圈帶動全區(qū)域發(fā)展的經(jīng)濟抓手，提升落后地區(qū)的一體化程度，推動國內(nèi)國際雙循環(huán)。

（3）提升農(nóng)業(yè)機械化水平，加強對農(nóng)村居民的多元技術(shù)培訓。堅持以人為核心的技術(shù)創(chuàng)新與改革，助力農(nóng)業(yè)機械化生產(chǎn)?；趨f(xié)同發(fā)展的角度，推進城鄉(xiāng)設(shè)施體系更加完善，從而為一體化發(fā)展升級、提高農(nóng)民收入水平、實現(xiàn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化，提供源源不斷的動態(tài)優(yōu)化路徑。