農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的減貧及其空間溢出效應(yīng)*
——基于省級面板數(shù)據(jù)的分析

黃大湖，丁士軍，譚 昶

（1.中南財經(jīng)政法大學(xué)工商管理學(xué)院，湖北武漢 430073；2.中南財經(jīng)政法大學(xué)公共管理學(xué)院，湖北武漢 430073；3.長江大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北荊州 434023）

0 引言

改革開放以來，我國農(nóng)村減貧事業(yè)取得巨大成功。據(jù)國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，1978—2017年我國農(nóng)村貧困人口從7.7億人減少到3 046萬人，減少7.4億人，農(nóng)村貧困發(fā)生率從97.5%下降到3.1%①數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。與此同時，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移總量從3 150萬人增加到了2.87億人[1]，在城鄉(xiāng)間形成了大規(guī)模的流動人口。農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移規(guī)模擴(kuò)大與我國農(nóng)村貧困減少有著必然的聯(lián)系。一般來說，經(jīng)濟(jì)增長是實現(xiàn)減貧最為直接有效的方式。在改革開放的頭20年里，我國農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移對國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率的貢獻(xiàn)大約在16%～20%[2]。經(jīng)濟(jì)增長可以通過增加農(nóng)村貧困人口的收入，以緩解貧困。同時，勞動力在地區(qū)與部門之間的自由流動，使得農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村減貧也具有空間溢出效應(yīng)，即一個地區(qū)的農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移不僅有利于該地區(qū)的貧困緩解，也會對其他地區(qū)的農(nóng)村貧困產(chǎn)生影響。

在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，勞動力在地區(qū)與部門之間轉(zhuǎn)移是各國常見的現(xiàn)象。農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移既是經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定階段的產(chǎn)物，也是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的重要力量[3]。同時，經(jīng)濟(jì)增長又可以有效緩解貧困[4]，因此，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移可以影響貧困。

目前，學(xué)術(shù)界對勞動力轉(zhuǎn)移與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系已進(jìn)行了廣泛的研究。國外學(xué)者認(rèn)為勞動力轉(zhuǎn)移引起的結(jié)構(gòu)變化[5]和人口變動[6]能有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。國內(nèi)有關(guān)農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究更為豐富。農(nóng)村剩余勞動力由農(nóng)業(yè)向非農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移，提高了農(nóng)村勞動力的邊際生產(chǎn)力[7]，同時，也提高了勞動的總效率[8,9]，促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長。李旭輝[10]發(fā)現(xiàn)1953—2013年我國農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對總產(chǎn)出增長的貢獻(xiàn)為14.18%。陳名望[11]認(rèn)為1978—2015年我國農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對總產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率為10.21%。

現(xiàn)有對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移和貧困之間的關(guān)系研究主要集中在家庭層面和區(qū)域?qū)用?。在家庭層面，農(nóng)戶內(nèi)部的勞動力轉(zhuǎn)移能有效緩解農(nóng)戶貧困。Bertoli和Marchetta[12]發(fā)現(xiàn)厄瓜多爾的移民能夠有效緩解移民家庭內(nèi)部的貧困。樊士德和江克忠[13]認(rèn)為農(nóng)村勞動力流動能夠顯著提高農(nóng)村家庭的收入水平，從而降低農(nóng)村家庭貧困的發(fā)生率，在東部發(fā)達(dá)省份的效果更為顯著。張杰飛[14]得到同樣的結(jié)論，但認(rèn)為西部地區(qū)的效果更為顯著。夏玉蓮[15]發(fā)現(xiàn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)能夠促進(jìn)了農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移，進(jìn)而可以緩解農(nóng)民貧困。在區(qū)域?qū)用?，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移可以有效緩解農(nóng)村貧困。Mckenzie[16]認(rèn)為在勞動力轉(zhuǎn)移過程中伴隨著城鄉(xiāng)之間的互動，會使城鎮(zhèn)地區(qū)的資金、技術(shù)等向農(nóng)村地區(qū)轉(zhuǎn)移，從而帶動農(nóng)村地區(qū)的發(fā)展，以緩解貧困。王郁昭[17]認(rèn)為農(nóng)村勞動力跨區(qū)域流動為流入地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展做了巨大貢獻(xiàn)，同時緩解了流出地區(qū)的人地矛盾，是農(nóng)村地區(qū)脫貧致富的重要途徑。章元[18]認(rèn)為允許農(nóng)村剩余勞動力向城市和工業(yè)部門轉(zhuǎn)移就業(yè)對于降低農(nóng)村貧困具有非常重要意義，中國農(nóng)村貧困的降低主要是來自于工業(yè)化所產(chǎn)生的滲透效應(yīng)。Nguyen和Raabe[19]等通過對越南中部三個省的移民數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)移民具有收入增長效應(yīng)，不僅有利于緩解移民家庭的貧困，還能有效改善農(nóng)村地區(qū)的貧困狀況，而這些效應(yīng)在工作機(jī)會較少的省份更為明顯。此外，從方法上來看，譚昶[20]等分析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對農(nóng)村減貧的溢出效應(yīng)；洪名勇等[21]從空間的角度分析了農(nóng)村減貧的效率。張博勝[22]等研究了城鎮(zhèn)化對農(nóng)村減貧的空間溢出效應(yīng)。

綜上所述，目前關(guān)于農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村貧困影響的研究成果較為豐富，但仍有以下改進(jìn)之處：第一，現(xiàn)有研究大都是從家庭層面展開的，探討了農(nóng)村家庭內(nèi)部勞動力轉(zhuǎn)移可以有效緩解農(nóng)民家庭貧困，進(jìn)而有助于農(nóng)村貧困的減少。從宏觀區(qū)域?qū)用嫣接戅r(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村貧困影響的相關(guān)研究還相對較少。第二，既有的從宏觀層面展開的研究，大都是基于普通面板模型展開分析，忽視了農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村減貧的空間溢出效應(yīng)。

基于此，文章在前人研究基礎(chǔ)上，通過構(gòu)建空間計量模型，并設(shè)置鄰接、地理和經(jīng)濟(jì)3種空間權(quán)重矩陣，從空間維度檢驗農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村貧困的影響效應(yīng)。

1 理論分析與模型選取

1.1 理論分析

配第—克拉克定理指出，第一產(chǎn)業(yè)的比重會隨著國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展逐漸下降，而第二三產(chǎn)業(yè)所占的比重會逐漸上升，在這一過程中，生產(chǎn)要素將由生產(chǎn)率較低的部門進(jìn)入到生產(chǎn)率較高的部門，實現(xiàn)生產(chǎn)要素在區(qū)域間的自由流動，這也是產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)的根本原因[23]。同時，在勞動力進(jìn)行跨地區(qū)、跨部門轉(zhuǎn)移時，勞動力資源將得到重新配置，這種配置效應(yīng)也就意味著生產(chǎn)要素的配置效率改善，將有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。雖然近年來，我國人口紅利逐漸消失，面臨著“劉易斯拐點”，農(nóng)村轉(zhuǎn)移出的勞動力對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率有所下降，但不可否認(rèn)的是，其仍然是推動中國經(jīng)濟(jì)增長的重要力量。經(jīng)濟(jì)增長的“涓滴效應(yīng)”可以通過增加就業(yè)崗位和轉(zhuǎn)移支付等形式來有效提高農(nóng)民的收入水平，以緩解農(nóng)村貧困。此外，經(jīng)濟(jì)增長還具有“擴(kuò)散效應(yīng)”，即一個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長可以帶動相鄰地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，從而有利于緩解鄰近地區(qū)的農(nóng)村貧困。

劉易斯的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)模型指出，只要工業(yè)部門的工資水平略高于農(nóng)業(yè)部門，農(nóng)業(yè)勞動力就會往城市轉(zhuǎn)移[24]。伴隨著中國改革開放之后工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展，城市工業(yè)部門的用工需求急劇增加，中國大量剩余勞動力得以進(jìn)城務(wù)工。從農(nóng)村轉(zhuǎn)移出來的勞動力在城市工業(yè)部門就業(yè)，具有更高的勞動邊際生產(chǎn)率，可以獲得較高的工資報酬，從而有利于增加農(nóng)民的非農(nóng)收入水平，以緩解農(nóng)村貧困。與此同時，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移進(jìn)入到工業(yè)部門和城鎮(zhèn)之后，提高了農(nóng)民家庭成員之間的專業(yè)化水平，間接增加了農(nóng)村人均耕地面積，提高了農(nóng)業(yè)部門的生產(chǎn)效率，有利于農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入的增長，進(jìn)而減少農(nóng)村貧困。

農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移并不僅限于本區(qū)域內(nèi)，還表現(xiàn)為跨區(qū)域流動。據(jù)《2019年農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報告》，2019年我國農(nóng)民工省內(nèi)就業(yè)的比例為74.18%①包括當(dāng)?shù)剞r(nóng)民工和外出農(nóng)民工中省內(nèi)就業(yè)的農(nóng)民工，跨省流動的比例為25.82%。農(nóng)村勞動力跨省流動在多數(shù)省份特別是東部發(fā)達(dá)省份集中于向鄰近省份轉(zhuǎn)移[11]。多數(shù)省份特別是東部發(fā)達(dá)省份的農(nóng)村勞動力向鄰近省份轉(zhuǎn)移，有利于鄰近省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，實現(xiàn)農(nóng)村減貧。中西部省份農(nóng)村勞動力的省內(nèi)就業(yè)轉(zhuǎn)移，有效推動了該省份的經(jīng)濟(jì)增長，由經(jīng)濟(jì)增長的擴(kuò)散效應(yīng)和輻射效應(yīng)帶動周邊省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，從而有助于緩解周邊省份的農(nóng)村貧困。同時中西部省份的農(nóng)村勞動力向東部發(fā)達(dá)地區(qū)轉(zhuǎn)移，可以有效促進(jìn)東部省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，進(jìn)而帶動中西部省份的經(jīng)濟(jì)增長，緩解其農(nóng)村貧困。因此勞動力轉(zhuǎn)移不僅在區(qū)域內(nèi)對農(nóng)村貧困產(chǎn)生影響，還具有區(qū)域間的影響效應(yīng)。

基于以上理論分析，該文認(rèn)為農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移不僅對該地區(qū)的農(nóng)村貧困有緩解作用，而且還有助于減少其他地區(qū)的農(nóng)村貧困。

1.2 空間計量模型

地理學(xué)第一定律認(rèn)為，任何事物之間都必然存在著某種相關(guān)性，只是相近事物間的這種相關(guān)性更強(qiáng)[25]。在研究農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村貧困的影響時，若只考慮對該地區(qū)貧困的影響，而忽視地區(qū)間的空間關(guān)聯(lián)性，可能會得出有偏誤的研究結(jié)果。因此，在研究農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村減貧的影響效應(yīng)時，還應(yīng)考慮地區(qū)間的空間關(guān)聯(lián)性，分析其空間溢出效應(yīng)?？臻g計量模型能夠有效分析要素間存在的空間效應(yīng)，尤其是研究要素之間存在著空間自相關(guān)關(guān)系時，用空間計量模型進(jìn)行估計能使研究結(jié)果更為準(zhǔn)確?？臻g誤差模型（SEM）和空間滯后模型（SLM）是兩種最基本空間面板回歸模型。模型的構(gòu)建具體如下。

1.2.1 空間誤差模型（SEM）

一般來說，不可觀測的變量是普遍存在的。該模型通過設(shè)置誤差項的空間自相關(guān)來反映空間依賴性。模型設(shè)定為：

式（1）中，Y為被解釋變量，X為解釋變量，β為解釋變量的系數(shù)，μ和ε為擾動項，W為定義的空間權(quán)重矩陣，λ為空間回歸系數(shù)。

1.2.2 空間滯后模型（SLM）

該模型通過加入因變量的空間自相關(guān)設(shè)置來解決空間依賴性，它可以檢驗因變量在區(qū)域之間存在的溢出效應(yīng)。模型表達(dá)式為：

式（2）中，ρ為空間相關(guān)系數(shù)，度量空間滯后Wy對Y的影響。其他同式（1）。

1.3 空間權(quán)重矩陣

通過設(shè)置合理的空間權(quán)重矩陣，才能準(zhǔn)確地衡量出空間溢出效應(yīng)，這也是進(jìn)行空間計量分析的基礎(chǔ)性工作。該文借鑒已有文獻(xiàn)，選取鄰接矩陣（W1）、地理距離矩陣（W2）和經(jīng)濟(jì)距離矩陣（W3）3種權(quán)重矩陣進(jìn)行分析，使實證結(jié)果更具穩(wěn)健性。

1.3.1 鄰接矩陣（W1）

鄰接矩陣是空間計量分析中常用的權(quán)重矩陣設(shè)定形式，一般兩地區(qū)相鄰，則取值為1，否則取值為0。該文選取我國大陸31個?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）的空間相鄰關(guān)系構(gòu)建了鄰接矩陣為：

1.3.2 地理權(quán)重矩陣（W2）

該文的地理權(quán)重矩陣是根據(jù)各省的省會城市直線距離平方的倒數(shù)計算為：

式（4）中，dij表示省會城市i與省會城市j在地理上的直線距離。

1.3.3 經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣（W3）

該文的經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣是基于各省人均GDP差額的絕對值的倒數(shù)計算為：

式（5）中，Pi和Pj分別表示兩個省份的人均GDP，一般認(rèn)為，地區(qū)之間的收入差距越大，所對應(yīng)的權(quán)重就越小，而收入差距越小，所對應(yīng)的權(quán)重越大，因此，采用地區(qū)間人均GDP差額的絕對值的倒數(shù)。

1.4 指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

為了研究農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村貧困的影響，該文選取農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的程度作為核心解釋變量，將農(nóng)村貧困發(fā)生率作為被解釋變量，以及選取相關(guān)控制變量，使結(jié)論更加準(zhǔn)確。各變量選取具體如下。

1.4.1 被解釋變量

農(nóng)村貧困發(fā)生率（POV）：一般衡量農(nóng)村貧困的指標(biāo)包括貧困發(fā)生率[26]、低保人數(shù)[27]和恩格爾系數(shù)[28]等。該文參考單德朋[28]等對農(nóng)村貧困衡量的相關(guān)研究，最終選取各省農(nóng)村恩格爾系數(shù)作為衡量農(nóng)村貧困發(fā)生率的代理變量。

1.4.2 核心解釋變量

農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移程度（LABOR）：農(nóng)村勞動力向非農(nóng)部門和城鎮(zhèn)地區(qū)轉(zhuǎn)移，由此造成的直接后果就是農(nóng)業(yè)勞動力會不斷減少。因此借鑒崔萬田[3]等的做法，該文以（鄉(xiāng)村從業(yè)人員-鄉(xiāng)村第一產(chǎn)業(yè)人員）/鄉(xiāng)村從業(yè)人員的比重作為農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移程度的代理變量。

1.4.3 控制變量

在上述核心解釋變量的基礎(chǔ)上，該文還進(jìn)一步控制了其他變量的影響，使模型更加穩(wěn)健。（1）城鄉(xiāng)收入差距（INC）：通常來說，農(nóng)民收入低于城鎮(zhèn)居民收入，當(dāng)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大時，農(nóng)民的收入會相對降低，這制約著農(nóng)民生活水平的提高和限制農(nóng)民發(fā)展，將不利于緩解農(nóng)村貧困。該文利用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均可支配收入的比值來衡量城鄉(xiāng)收入差距。（2）農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（ECO）。經(jīng)濟(jì)增長能夠提高農(nóng)民的收入水平，從而達(dá)到緩解貧困的目的。該文利用各省人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值來衡量各省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的水平。（3）基礎(chǔ)設(shè)施（ROAD）。完善的基礎(chǔ)設(shè)施不僅有利于農(nóng)村勞動力完成轉(zhuǎn)移，而且還能增加當(dāng)?shù)鼐用袷杖?，以緩解貧困。該文將公路密度作為基礎(chǔ)設(shè)施的代理變量。公路密度則用各省區(qū)公路里程數(shù)與省區(qū)面積的比值來衡量。（4）城鎮(zhèn)化率（URB）。城鎮(zhèn)化的發(fā)展使市場增加了勞動力需求，為農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移提供了廣闊的空間。同時，進(jìn)城務(wù)工能獲得更高的工資性收入，因而可以預(yù)期城鎮(zhèn)化率的提高將有利于農(nóng)村減貧。該文用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋砗饬砍擎?zhèn)化的發(fā)展。

該文的數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》和各地區(qū)統(tǒng)計年鑒。最終選取2007—2017年我國大陸31個?。ㄊ?、自治區(qū)）的面板數(shù)據(jù)，所有變量均有作者通過計算、整理而得。各變量的統(tǒng)計描述見表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

2 結(jié)果與分析

2.1 空間相關(guān)性分析

該文采用全局莫蘭指數(shù)和局部莫蘭指數(shù)來測算我國省域農(nóng)村貧困發(fā)生率和勞動力轉(zhuǎn)移程度是否存在空間自相關(guān)性。

2.1.1 全局莫蘭指數(shù)（Moran'I）

表2 2007—2017年農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移與農(nóng)村貧困發(fā)生率的全局莫蘭指數(shù)

由表2可以看出，2007—2017年我國各地區(qū)農(nóng)村貧困發(fā)生率的莫蘭指數(shù)I均顯著大于0，且農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移程度的莫蘭指數(shù)I均在0.4以上，并在1%的水平上顯著，表明我國省域農(nóng)村貧困發(fā)生率和勞動力轉(zhuǎn)移程度具有明顯的空間正相關(guān)性，與譚昶[20]等的研究結(jié)論相符。因此，選用空間計量模型研究農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村貧困的影響，能夠充分考慮其空間溢出效應(yīng)，具有一定的合理性。

2.1.2 局部莫蘭指數(shù)

局部莫蘭指數(shù)可以通過莫蘭散點圖來反映區(qū)域的空間集聚情況。圖1給出了地理權(quán)重下（限于篇幅）2007年、2010年、2013年和2016年我國大陸31個?。ㄊ?、自治區(qū)）農(nóng)村貧困發(fā)生率的莫蘭散點圖。可以看出，在地理權(quán)重下，我國各省農(nóng)村貧困發(fā)生率在2007年、2010年、2013年和2016年的局部莫蘭指數(shù)分別為0.503、0.410、0.347和0.208，且莫蘭散點圖主要分布在第一、三象限，表明我國省域農(nóng)村貧困發(fā)生率在空間分布上的不平衡性，呈現(xiàn)出“高高（H—H）”和“低低（L—L）”集聚的特征，再次證明各省域農(nóng)村貧困發(fā)生率存在明顯的空間正相關(guān)性，該文選用空間計量模型進(jìn)行分析是合適的。

圖1 2007年、2010年、2013年和2016年農(nóng)村貧困率的莫蘭散點

2.2 空間計量模型估計結(jié)果

根據(jù)前文空間相關(guān)性的檢驗結(jié)果可知，我國省域農(nóng)村貧困發(fā)生率和農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移程度具有顯著的正向空間相關(guān)性，而普通面板無法準(zhǔn)確估計勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村減貧的空間溢出效應(yīng)，因此，需要構(gòu)建空間計量經(jīng)濟(jì)模型，使得估計更為準(zhǔn)確。通常利用拉格朗日乘數(shù)檢驗來進(jìn)行空間計量模型的選擇。該文利用stata15.0軟件來進(jìn)行LM檢驗和R-LM檢驗，以此來判斷選擇用空間誤差模型還是空間滯后模型，結(jié)果顯示LM lag與LM error都通過了1%的顯著性檢驗，但在鄰接權(quán)重下，R-LM error不顯著，且在地理權(quán)重和經(jīng)濟(jì)權(quán)重下，R-LM lag的統(tǒng)計量更顯著。因此，該文最終選擇了空間滯后模型（SLM）進(jìn)行分析，檢驗結(jié)果如表3所示。

根據(jù)表3可以看出，在鄰接權(quán)重下，空間自回歸系數(shù)ρ的估計值為0.309；在地理權(quán)重下，空間自回歸系數(shù)ρ的估計值為0.281；在經(jīng)濟(jì)權(quán)重下，空間自回歸系數(shù)ρ的估計值為0.404，且在3種權(quán)重下均通過1%的顯著性檢驗。這說明我國省域農(nóng)村貧困發(fā)生率存在著顯著的空間正向關(guān)聯(lián)效應(yīng)。也就是說相鄰的地區(qū)越多，其從鄰近地區(qū)所獲得的外部性就越強(qiáng)，進(jìn)一步表明我國省域農(nóng)村貧困發(fā)生率具有顯著的空間集聚特征，即一個地區(qū)的貧困減少可以有效緩解“相鄰”地區(qū)的貧困狀況。

表3 空間面板的實證結(jié)果

從各變量的回歸系數(shù)和顯著性來看，在普通面板模型中，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移（LABOR）的系數(shù)顯著且為負(fù)值-0.172，在空間滯后模型中的3種空間關(guān)聯(lián)模式下，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的系數(shù)分別為-0.311、-0.320、-0.301，且均通過了1%的顯著性檢驗，這說明農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移可以有效緩解農(nóng)村貧困。此外，在空間滯后模型中，城鄉(xiāng)收入差距的系數(shù)在經(jīng)濟(jì)權(quán)重下顯著為正，在鄰接權(quán)重和地理權(quán)重下符號為正，但在統(tǒng)計上不顯著，說明城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大，將不利于減少農(nóng)村貧困。基礎(chǔ)設(shè)施和城鎮(zhèn)化率的系數(shù)為負(fù)值且顯著，說明完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和提高城鎮(zhèn)化水平都有利于緩解農(nóng)村貧困。農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的系數(shù)為負(fù)，但在統(tǒng)計上不顯著。

當(dāng)空間相關(guān)系數(shù)顯著不為0時，說明農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村貧困發(fā)生率的邊際效應(yīng)并不是這些系數(shù)，因為農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移不僅會對該地區(qū)的農(nóng)村貧困產(chǎn)生影響，還會影響到其他地區(qū)的農(nóng)村貧困。因此，空間滯后模型的參數(shù)估計結(jié)果無法反映出直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的大小，需要通過偏微分的方法進(jìn)一步進(jìn)行效應(yīng)分解[29]，以求解出各效應(yīng)的數(shù)值，從而更加全面地分析農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村貧困的影響效應(yīng)，具體結(jié)果見表4。

表4 空間溢出效應(yīng)分解

表4結(jié)果表明，我國農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村貧困減緩呈現(xiàn)出顯著的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)。從直接效應(yīng)來看，我國農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村貧困的影響在3種空間權(quán)重矩陣下的直接效應(yīng)分別為-0.317、-0.323和-0.315，均通過了1%的顯著性檢驗，說明農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移規(guī)模的擴(kuò)大將有效減緩該地區(qū)的農(nóng)村貧困，這與理論機(jī)制分析結(jié)論相符。其原因在于，農(nóng)村勞動力進(jìn)入城市和非農(nóng)部門就業(yè)，使得行業(yè)間資源配置優(yōu)化、生產(chǎn)效率提高。這與何春、崔萬田[3]等的研究結(jié)論保持一致，但其忽視了農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的空間溢出效應(yīng)，也就低估了農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村減貧的作用。從間接效應(yīng)來看，在3種空間權(quán)重矩陣下農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村貧困間接效應(yīng)分別為-0.136、-0.129和-0.192，且均在1%顯著性水平下通過檢驗，表明農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移帶來的經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的擴(kuò)散效應(yīng)和輻射效應(yīng)，有效緩解了鄰近地區(qū)的農(nóng)村貧困。此外，在3種空間權(quán)重矩陣下，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村貧困的直接效應(yīng)均大于間接效應(yīng)，說明勞動力轉(zhuǎn)移對該地區(qū)的減貧成效要優(yōu)于其他地區(qū)。從總效應(yīng)來看，在鄰接、地理和經(jīng)濟(jì)權(quán)重下，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村減貧的總效應(yīng)分別為-0.453、-0.452和-0.507，說明農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移規(guī)模的擴(kuò)大對該地區(qū)以及相鄰地區(qū)農(nóng)村貧困的減緩具有積極作用。

從控制變量來看，城鎮(zhèn)化率在3種權(quán)重矩陣下的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)均顯著為負(fù)，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)在3種權(quán)重矩陣下的直接效應(yīng)顯著為負(fù)，在鄰接權(quán)重和經(jīng)濟(jì)權(quán)重下的間接效應(yīng)顯著為負(fù)，說明城鎮(zhèn)化率的提高和完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對農(nóng)村減貧也具有空間溢出效應(yīng)。城鄉(xiāng)收入差距在經(jīng)濟(jì)權(quán)重下的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)顯著為正，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的表現(xiàn)不顯著，但符號為負(fù)，符合預(yù)期。

3 結(jié)論與啟示

3.1 主要結(jié)論

該研究基于我國大陸31個?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）的面板數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建空間計量模型，并設(shè)置鄰接、地理和經(jīng)濟(jì)3種空間權(quán)重矩陣，實證檢驗了2007—2017年農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的減貧及其空間溢出效應(yīng)。這進(jìn)一步驗證了農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村減貧的影響效應(yīng)[1,3]，但也發(fā)現(xiàn)普通面板模型忽視了農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村減貧的空間效應(yīng)。

（1）我國省域農(nóng)村貧困發(fā)生率和農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移程度均具有顯著的空間相關(guān)性和異質(zhì)性，農(nóng)村貧困發(fā)生率呈現(xiàn)出“高—高”和“低—低”的空間分布特征。

（2）農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移能有效緩解農(nóng)村貧困，且其不僅對該區(qū)域內(nèi)的農(nóng)村貧困產(chǎn)生影響，還可以通過空間溢出效應(yīng)來影響鄰近地區(qū)的農(nóng)村貧困。在鄰接權(quán)重下，該地區(qū)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移規(guī)模每提高1個百分點，將使該地區(qū)的農(nóng)村貧困降低0.317個百分點，同時使鄰近地區(qū)的農(nóng)村貧困降低0.136個百分點；在地理權(quán)重下，該地區(qū)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移規(guī)模每提高1%，使得該地區(qū)的農(nóng)村貧困降低了0.323%，鄰近地區(qū)的農(nóng)村貧困降低了0.129%；在經(jīng)濟(jì)權(quán)重下，該地區(qū)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移規(guī)模每提高1個百分點，將使該地區(qū)的農(nóng)村貧困降低0.315個百分點，鄰近地區(qū)的農(nóng)村貧困降低0.192個百分點。

（3）此外，城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大不利于緩解農(nóng)村貧困，完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和提高城鎮(zhèn)化率均有助于減少該地區(qū)和其他地區(qū)的農(nóng)村貧困。

3.2 政策啟示

（1）積極推進(jìn)農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)和非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移，以緩解農(nóng)村貧困。具體來說，可以通過加快調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提升資源的配置效率，促進(jìn)農(nóng)村勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移就業(yè)，由此提高農(nóng)村勞動力的邊際生產(chǎn)率和收入水平，達(dá)到緩解農(nóng)村貧困的目的。

（2）加大對基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投入，為農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移提供便利的交通條件，降低農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的成本，加快農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移速度，以緩解農(nóng)村貧困。同時，加快戶籍制度改革，讓轉(zhuǎn)移進(jìn)城的農(nóng)民工享受到與城市居民同等的醫(yī)療和教育水平。

（3）繼續(xù)推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)，提高我國的戶籍城鎮(zhèn)化率。一般來說，農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)地區(qū)轉(zhuǎn)移就業(yè)的過程，就是提高農(nóng)民收入的過程，從而有利于減少農(nóng)村貧困。此外，還應(yīng)繼續(xù)堅持鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，從而提高農(nóng)民收入水平，縮小城鄉(xiāng)收入差距，緩解農(nóng)村貧困。