王沼霖，劉新民，于文成

（青島農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山東 青島 266109）

0 引言

實(shí)施區(qū)域一體化戰(zhàn)略，強(qiáng)化要素流動(dòng)，對(duì)于實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化具有重要意義。長(zhǎng)江三角洲目前是我國(guó)實(shí)施一體化戰(zhàn)略的城市群中，經(jīng)濟(jì)實(shí)力最強(qiáng)、發(fā)展態(tài)勢(shì)最活躍的地區(qū)之一，對(duì)推進(jìn)現(xiàn)代化進(jìn)程具有戰(zhàn)略性影響。長(zhǎng)三角地區(qū)在僅占我國(guó)4%土地面積的條件下，通過(guò)15%的人口貢獻(xiàn)了全國(guó)25%的生產(chǎn)總值。但從城鄉(xiāng)發(fā)展來(lái)看，經(jīng)濟(jì)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(shí)，《長(zhǎng)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(jìn)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(jī)械化技術(shù)推動(dòng)產(chǎn)業(yè)進(jìn)步，進(jìn)而實(shí)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(guó)特色社會(huì)主義制度的內(nèi)在要求。自改革開(kāi)放后，我國(guó)的綜合實(shí)力得到了快速提升，但就居民可支配收入而言，2021年長(zhǎng)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(guò)大。隨著戰(zhàn)略改革，我國(guó)實(shí)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(dòng)，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(duì)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的驅(qū)動(dòng)性［2］。農(nóng)業(yè)機(jī)械要素的充分流動(dòng)，使農(nóng)業(yè)機(jī)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(jìn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的重要路徑。

針對(duì)上述問(wèn)題，本文深入探究區(qū)域一體化戰(zhàn)略對(duì)農(nóng)民可支配收入的影響及其作用機(jī)制，相較以往的研究，本文主要從以下幾個(gè)方面進(jìn)行探討:（1）已有研究集中于從整體居民的單一維度進(jìn)行探討，缺乏對(duì)農(nóng)村居民主體的關(guān)注。本文通過(guò)雙重差分模型，證實(shí)了一體化戰(zhàn)略對(duì)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(jī)制，通過(guò)中介效應(yīng)分析，明晰了長(zhǎng)三角一體化通過(guò)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平實(shí)現(xiàn)了助農(nóng)增收的路徑。本文對(duì)上述問(wèn)題的探索不僅有利于把握一體化發(fā)展的戰(zhàn)略機(jī)制，更有助于從實(shí)踐和發(fā)展中實(shí)現(xiàn)助農(nóng)增收和推進(jìn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化進(jìn)程的目標(biāo)。

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(guò)對(duì)各生產(chǎn)要素的擴(kuò)容、流動(dòng)等方式促進(jìn)經(jīng)濟(jì)和收入水平。通過(guò)建立生產(chǎn)要素自由流動(dòng)的市場(chǎng)機(jī)制，提升各要素的流通效率及聚集程度，對(duì)提升GDP水平和產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有顯著促進(jìn)作用［3］。然而，市場(chǎng)機(jī)制存在某些天然屬性，可能會(huì)促進(jìn)生產(chǎn)要素流向城市等較為發(fā)達(dá)的地區(qū)［4］。但對(duì)于農(nóng)村這類(lèi)不太發(fā)達(dá)的地區(qū)而言，資源要素可能會(huì)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(qiáng)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(dòng)是自由的，這也可能會(huì)導(dǎo)致長(zhǎng)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(zhǎng)三角一體化戰(zhàn)略能夠促進(jìn)農(nóng)民可支配收入水平的提升。

1.2 農(nóng)業(yè)機(jī)械化的中介效應(yīng)

長(zhǎng)三角地區(qū)自實(shí)施一體化戰(zhàn)略以來(lái)，激發(fā)了技術(shù)要素的充分流動(dòng)。一體化戰(zhàn)略能夠滲透到各個(gè)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(guò)驅(qū)動(dòng)機(jī)制，有效降低流動(dòng)壁壘，使技術(shù)、設(shè)施等要素從發(fā)達(dá)地區(qū)流出，從而提高欠發(fā)達(dá)地區(qū)傳統(tǒng)要素的生產(chǎn)效率［6］。因此，長(zhǎng)三角一體化發(fā)展能夠有效修正機(jī)械技術(shù)要素的不平衡性。

農(nóng)業(yè)機(jī)械化是實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的基礎(chǔ)。在社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展中，農(nóng)業(yè)機(jī)械化可以視為一種技術(shù)進(jìn)步，其對(duì)人民的生產(chǎn)和生活能夠產(chǎn)生巨大的影響。“農(nóng)業(yè)踏車(chē)?yán)碚摗闭J(rèn)為：最先實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)機(jī)械化的地區(qū)，可以帶動(dòng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模化、產(chǎn)業(yè)化，從而對(duì)農(nóng)民家庭收入形成強(qiáng)大保障［7］。此外，農(nóng)業(yè)機(jī)械化也可縮短農(nóng)民的生產(chǎn)時(shí)間，使農(nóng)民從事非經(jīng)營(yíng)性生產(chǎn)的時(shí)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(jī)械化在一體化政策與農(nóng)民增收之間發(fā)揮了中介效應(yīng)，區(qū)域一體化能夠平衡地區(qū)機(jī)械化的程度，提升農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平可促進(jìn)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(guò)發(fā)揮農(nóng)業(yè)機(jī)械化的傳導(dǎo)機(jī)制實(shí)現(xiàn)助農(nóng)增收。

2 模型構(gòu)建與變量說(shuō)明

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文基于《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)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(zhǔn)實(shí)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(gè)省份作為研究樣本。

2.2 模型設(shè)計(jì)

本文將地區(qū)是否加入長(zhǎng)三角一體化，從而實(shí)現(xiàn)了農(nóng)民收入水平的提升視為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)。研究方法采用雙重差分模型，原因是研究涉及多個(gè)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(wèn)題。本文將長(zhǎng)三角一體化覆蓋的地區(qū)作為實(shí)驗(yàn)組，將與實(shí)驗(yàn)組特征相似、但沒(méi)有實(shí)行一體化政策的地區(qū)作為控制組?；诖?，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(shí)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(shí)間變量，交互項(xiàng)du×dt的系數(shù)估計(jì)為政策凈效應(yīng)。

2.3 變量說(shuō)明

2008年的《國(guó)務(wù)院關(guān)于進(jìn)一步推進(jìn)長(zhǎng)江三角洲地區(qū)改革開(kāi)放和經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的指導(dǎo)意見(jiàn)》中提出了長(zhǎng)三角一體化戰(zhàn)略，因此本文以2009年為政策實(shí)施節(jié)點(diǎn)。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(zhǎng)三角一體化戰(zhàn)略對(duì)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(kāi)研究。

2.核心解釋變量：區(qū)域一體化戰(zhàn)略。對(duì)其進(jìn)行以下處理:（1）地區(qū)（du）設(shè)定為T(mén)reat變量：長(zhǎng)三角一體化覆蓋的地區(qū)賦值為1，反之設(shè)定為0；（2）時(shí)間（dt）設(shè)定為Period變量：政策實(shí)施后賦值為1，之前設(shè)定為0；（3）將時(shí)間變量與地區(qū)變量進(jìn)行交互，實(shí)驗(yàn)組賦值為1，其余設(shè)定為0。

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

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

表1 主要變量及計(jì)算方法

3 長(zhǎng)三角一體化對(duì)助農(nóng)增收影響的實(shí)證檢驗(yàn)

3.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

首先，進(jìn)行方差膨脹因子分析（VIF），以此來(lái)檢驗(yàn)本文中的控制變量與自變量之間是否存在共線(xiàn)性問(wèn)題，結(jié)果如表2所示，其均值為3.85，表明通過(guò)了VIF檢驗(yàn)。

表2 多重共線(xiàn)性檢驗(yàn)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(zhǎng)三角一體化自實(shí)施以來(lái)切實(shí)提升了農(nóng)民可支配收入的水平。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

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

3.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.2.1 趨同性檢驗(yàn) 采用雙重差分模型的一個(gè)重要前提：如果沒(méi)有區(qū)域一體化戰(zhàn)略的影響，實(shí)驗(yàn)組的發(fā)展軌跡與對(duì)照組應(yīng)該是平行的，兩者的發(fā)展趨勢(shì)不會(huì)隨著時(shí)間的推進(jìn)而發(fā)生變化。為了檢驗(yàn)這一問(wèn)題，借鑒已有研究的做法［12］，繪制出實(shí)驗(yàn)組與對(duì)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(gè)組別間的差異是相對(duì)固定的，發(fā)展趨勢(shì)基本一致；然而在2009年長(zhǎng)三角一體化政策落地之后，實(shí)驗(yàn)組發(fā)展趨勢(shì)明顯脫離了預(yù)期發(fā)展軌跡。由此可以認(rèn)為，在政策實(shí)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(yàn)

3.2.2 安慰劑檢驗(yàn) 安慰劑檢驗(yàn)的目的是避免變量遺漏的問(wèn)題，借鑒呂越等［13］的方法，本文采取了隨機(jī)抽取實(shí)驗(yàn)組的方式。具體來(lái)說(shuō)，首先從22個(gè)樣本地區(qū)中隨機(jī)抽取6個(gè)地區(qū)作為實(shí)驗(yàn)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(xiàng)也變?yōu)閐udtt。綜上所述，如果沒(méi)有遺漏變量的問(wèn)題，進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)時(shí)的回歸系數(shù)不會(huì)偏離零點(diǎn)。為確?？茖W(xué)性，對(duì)樣本進(jìn)行500次反復(fù)抽取和回歸。圖2為500次偽實(shí)驗(yàn)組的回歸系數(shù)的核密度以及對(duì)應(yīng)P值的分布，結(jié)果表明:安慰劑檢驗(yàn)回歸系數(shù)的均值非常接近零點(diǎn)，且基本服從正態(tài)分布，P值大部分大于0.1。同時(shí)，基準(zhǔn)回歸的實(shí)際系數(shù)為1.902，位于整個(gè)分布之外。綜上所述，雙重差分的估計(jì)結(jié)果并不存在顯著誤差，基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

圖2 安慰劑檢驗(yàn)圖

3.2.3 異質(zhì)性分析 本文為考察長(zhǎng)江三角洲區(qū)域內(nèi)可能存在的差異性，將長(zhǎng)三角地區(qū)按省歸類(lèi)為4 組（滬、蘇、浙、皖），檢驗(yàn)結(jié)果如表4。其中列（1）、（2）、（3）的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，這說(shuō)明近年來(lái)農(nóng)民的可支配收入水平均有所提升，而列（4）的交互項(xiàng)系數(shù)為正但并不顯著，說(shuō)明一體化戰(zhàn)略對(duì)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(duì)長(zhǎng)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(yuǎn)、資源限制，開(kāi)放程度較其他3 省來(lái)說(shuō)較低，要素流動(dòng)的充分度不高等原因。

表4 異質(zhì)性檢驗(yàn)

4 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本文將長(zhǎng)三角一體化與農(nóng)民可支配收入之間存在的傳遞機(jī)理做了進(jìn)一步的研究。在我國(guó)實(shí)現(xiàn)共同富裕的進(jìn)程中，起到關(guān)鍵作用的另一大舉措——農(nóng)業(yè)機(jī)械化。農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力對(duì)經(jīng)營(yíng)性收入、工資性等收入來(lái)源的提升都具有顯著作用［14］，已成為助農(nóng)增收、實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的新捷徑。

2021年，長(zhǎng)三角三省一市簽署了戰(zhàn)略協(xié)議，要求推進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的提高。在區(qū)域發(fā)展過(guò)程中也會(huì)產(chǎn)生科技效應(yīng)［15］，降低區(qū)域合作成本并提升合作層次，兩者之間的互動(dòng)關(guān)系主要是：區(qū)域一體化通過(guò)科技效應(yīng)實(shí)現(xiàn)協(xié)同發(fā)展和成果共享，對(duì)要素產(chǎn)生合力，從而促進(jìn)機(jī)械化水平［16］。因此，本文將從農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的角度，考察長(zhǎng)三角一體化發(fā)展影響農(nóng)民可支配收入的傳導(dǎo)機(jī)制。本文以農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力度量農(nóng)業(yè)機(jī)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(jī)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(zhǔn)回歸檢驗(yàn)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(jī)械化水平；列(3)報(bào)告了區(qū)域一體化戰(zhàn)略與農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展對(duì)促進(jìn)農(nóng)民增收的共同作用，列(1)、列(2)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的系數(shù)與列(3)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平系數(shù)的乘積為負(fù)。從理論上講，遮掩效應(yīng)發(fā)生時(shí)，間接效應(yīng)與直接效應(yīng)的符號(hào)表現(xiàn)為異號(hào)，這與本文的回歸結(jié)果一致，說(shuō)明農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的中介效應(yīng)為遮掩效應(yīng)［17］。與直接效應(yīng)相比，控制農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平變量后，總效應(yīng)系數(shù)變?yōu)?.532，系數(shù)值變大，消除被遮掩后的效應(yīng)系數(shù)更接近真實(shí)的結(jié)果。綜上，由于農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平主要是通過(guò)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(yíng)性這一小部分收入；過(guò)于依賴(lài)農(nóng)業(yè)機(jī)械會(huì)降低農(nóng)民的自主性和效率。

表5 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

5 結(jié)論與政策啟示

5.1 研究結(jié)論

本文通過(guò)實(shí)證研究了長(zhǎng)三角一體化對(duì)農(nóng)民增收的影響效應(yīng)及其存在的差異性，并進(jìn)一步分析了其農(nóng)業(yè)機(jī)械化的中介效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)：（1）長(zhǎng)三角一體化切實(shí)實(shí)現(xiàn)了助農(nóng)增收，并在趨同性、安慰劑穩(wěn)健性檢驗(yàn)下依然成立；（2）一體化對(duì)長(zhǎng)三角的戰(zhàn)略效果存在差異性，對(duì)于距離一體化中心圈較遠(yuǎn)、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(jī)械化水平在長(zhǎng)三角一體化環(huán)境與農(nóng)民增收之間起中介傳導(dǎo)作用，且存在遮掩效應(yīng)。

5.2 政策啟示

（1）繼續(xù)推進(jìn)一體化改革，充分整合市場(chǎng)資源要素、實(shí)現(xiàn)助農(nóng)增收。建立產(chǎn)業(yè)合作的激勵(lì)與共享機(jī)制，降低流通成本，促進(jìn)要素跨行業(yè)、跨城鄉(xiāng)流動(dòng)，核心區(qū)帶動(dòng)擴(kuò)容區(qū)、資源稟賦的地區(qū)帶動(dòng)資源匱乏的地區(qū)，不斷改善長(zhǎng)三角地區(qū)的資源配置結(jié)構(gòu)。

（2）建立市場(chǎng)機(jī)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(dòng)性。繼續(xù)保持長(zhǎng)三角一體化的中心圈帶動(dòng)全區(qū)域發(fā)展的經(jīng)濟(jì)抓手，提升落后地區(qū)的一體化程度，推動(dòng)國(guó)內(nèi)國(guó)際雙循環(huán)。

（3）提升農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平，加強(qiáng)對(duì)農(nóng)村居民的多元技術(shù)培訓(xùn)。堅(jiān)持以人為核心的技術(shù)創(chuàng)新與改革，助力農(nóng)業(yè)機(jī)械化生產(chǎn)。基于協(xié)同發(fā)展的角度，推進(jìn)城鄉(xiāng)設(shè)施體系更加完善，從而為一體化發(fā)展升級(jí)、提高農(nóng)民收入水平、實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化，提供源源不斷的動(dòng)態(tài)優(yōu)化路徑。