王 政

（上海大學(xué)，上海200444）

一、文獻回顧

“三農(nóng)”問題一直以來都是中央工作的重點。2019年中央一號文件繼續(xù)聚焦“三農(nóng)”問題，提出要堅持農(nóng)業(yè)農(nóng)村優(yōu)先發(fā)展，這也是自2004年以來中央連續(xù)第16次聚焦“三農(nóng)”問題。在當(dāng)前經(jīng)濟下行壓力加大、外部環(huán)境發(fā)生深刻變化的復(fù)雜形勢下，做好“三農(nóng)”工作具有特殊重要性①2019年2月19日《中共中央國務(wù)院關(guān)于堅持農(nóng)業(yè)農(nóng)村優(yōu)先發(fā)展做好“三農(nóng)”工作的若干意見》中再次強調(diào)了“三農(nóng)”工作的重要性。。作為“三農(nóng)”問題的重要組成部分，農(nóng)村剩余勞動力的安置問題已是政府工作的重點。我國具有典型的二元人口結(jié)構(gòu)特征，由于城鄉(xiāng)發(fā)展不均衡以及各種制度性因素的存在，造成在城市存在“民工荒”問題的同時農(nóng)村還積壓著相當(dāng)數(shù)量的剩余勞動力。有學(xué)者根據(jù)我國歷年統(tǒng)計年鑒中顯示的耕地面積和第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)，對2016年—2030年第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)進行了初步估算，結(jié)果顯示這期間我國第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)將由21496萬降至5667萬，這意味著在未來的十幾年中，近1.6億農(nóng)村剩余勞動力將會進行非農(nóng)轉(zhuǎn)移［1］。改革開放以來，我國交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)實現(xiàn)了巨大飛躍，其中受益最大的就是農(nóng)民工，也正是伴隨著交通基礎(chǔ)設(shè)施的不斷完善，農(nóng)村剩余勞動力要素在區(qū)域間的流動性開始不斷得到釋放。同時，財稅體制改革使GDP成為地方政府的主要激勵，地方政府紛紛選擇以基礎(chǔ)設(shè)施投資為主開展經(jīng)濟建設(shè)。那么，“民工荒”問題為什么依舊存在呢？地方政府沒能促進農(nóng)村剩余勞動力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移嗎？對這些問題的研究有利于地方政府厘清自身在“穩(wěn)就業(yè)”和“穩(wěn)經(jīng)濟”兩者中的位置，從而更好地促進農(nóng)村剩余勞動力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移。這既符合中央對“三農(nóng)”工作的總體要求，又有助于找到符合地方政府激勵機制的政策參考。因此，本文將地方政府干預(yù)、交通基礎(chǔ)設(shè)施與農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移納入分析框架進行探討，這對科學(xué)規(guī)劃交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、合理干預(yù)勞動力市場從而促進勞動力資源的合理配置具有重要的現(xiàn)實意義。

改革開放以來，勞動力要素在全國范圍內(nèi)的流動逐漸增多。勞動力流動對我國經(jīng)濟增長的貢獻是巨大的，流動過程中產(chǎn)生的集聚效應(yīng)和干中學(xué)效應(yīng)不僅帶來了勞動效率的提高，也促進了產(chǎn)業(yè)效率的提高［2］，但卻沒有帶來城鄉(xiāng)收入差距的明顯縮?。?］。這也引發(fā)了學(xué)者們對于勞動力流動特別是農(nóng)村勞動力流動的驅(qū)動因素的關(guān)注。具體來講，農(nóng)村勞動力流動的驅(qū)動因素可以分為經(jīng)濟因素和社會因素［4］。經(jīng)濟因素包括資本流動、土地流轉(zhuǎn)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等。其中，張永麗和梁順強［5］通過VAR和OLS模型發(fā)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)推動了農(nóng)村勞動力的流動，具體表現(xiàn)為土地每流轉(zhuǎn)100畝，農(nóng)村勞動力的流動人數(shù)就會增加11人。程名望和史清華［6］從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的視角出發(fā)，通過實證分析發(fā)現(xiàn)由于我國服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率提高緩慢，因而能夠吸納大量農(nóng)村剩余勞動力。社會因素包括流動成本、居住條件以及其他政策因素，其中影響流動成本的因素主要是交通基礎(chǔ)設(shè)施，國內(nèi)學(xué)者對此進行了大量研究。李楠［7］以我國東北地區(qū)為樣本，以移民重力模型為理論框架對19世紀末期到20世紀中期的東北地區(qū)移民數(shù)據(jù)進行實證分析，發(fā)現(xiàn)鐵路的發(fā)展顯著增加了東北地區(qū)的移民數(shù)量。馬偉等［8］基于引力模型的研究同樣也支持了這一觀點，認為交通基礎(chǔ)設(shè)施的改善不僅降低了人口遷移的空間成本，還降低了人口遷移的心理成本。汪三貴和王彩玲［9］發(fā)現(xiàn)公路可獲得性的高低影響了農(nóng)村勞動力的流動。政策因素方面，研究發(fā)現(xiàn)地方政府的干預(yù)也發(fā)揮了一定的作用。趙德昭［10］認為，地方政府財政支出結(jié)構(gòu)扭曲與財政支出目標偏離使地方政府在提供公共品上缺乏積極性，抑制了農(nóng)村剩余勞動力的轉(zhuǎn)移。

既有文獻從不同角度對農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移進行了多方面的研究，特別是李斌等［11］將FDI、交通基礎(chǔ)設(shè)施與農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移納入分析框架對這一問題進行了研究，但同時將地方政府干預(yù)、交通基礎(chǔ)設(shè)施與農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移納入分析框架進行綜合研究的卻很少。因此，本文可能的創(chuàng)新點在于：重點探討了地方政府干預(yù)影響農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的路徑，即地方政府干預(yù)對農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移不僅有直接效應(yīng)還可能存在間接效應(yīng)（中介效應(yīng)）；同時，基于中介效應(yīng)模型，本文嘗試分析了這種相似的傳導(dǎo)路徑在我國不同區(qū)域所產(chǎn)生的不同效果，并使用較新的計量工具對中介效應(yīng)進行了穩(wěn)健性檢驗；此外，對比不同的空間計量模型，通過分析2005年—2017年我國31個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)交通基礎(chǔ)設(shè)施的完善對農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移存在溢出效應(yīng)。綜上，本文在選題切入點、計量工具使用以及政策的解釋上有一定的創(chuàng)新性。

二、理論假設(shè)

（一）地方政府干預(yù)與農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移

改革開放以來，在我國經(jīng)濟飛速增長的幾十年里，GDP逐漸成為官員晉升的主要績效考核指標，在經(jīng)濟發(fā)展初期這對地方政府產(chǎn)生了較好的激勵［12］，但隨著我國社會主要矛盾的變化，這一激勵機制已不能適應(yīng)經(jīng)濟發(fā)展需要，在經(jīng)濟目標和民生目標面前，地方政府會更注重經(jīng)濟發(fā)展，而對公共品的提供缺乏激勵。公共服務(wù)和農(nóng)民工社會保障作為影響農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的重要社會因素，政府對其投資的減少將大大降低農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的積極性。

在我國當(dāng)前的政治體制框架下，農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移到城市需要大量財政投入，其事權(quán)主體是地方政府，而勞動力大規(guī)模的流動會引發(fā)地方政府間的惡性競爭。這是由于在財政分權(quán)體制下，地方政府在以GDP為核心的激勵機制下，為提高轄區(qū)范圍內(nèi)的社會福利水平，會傾向于采用以稅收優(yōu)惠和財政補貼為主的方式來進行政府間的競爭以爭奪資源。過去，由于地方政府的治理能力有限，限制農(nóng)村勞動力進城的政策曾帶來了“返鄉(xiāng)潮”“民工荒”。近年來，這種情況仍沒有得到根本改善，各地政府為了爭奪人力資源，競相調(diào)整人口落戶政策，其中學(xué)歷成了最關(guān)鍵的一項條件，這無疑將低學(xué)歷的農(nóng)村剩余勞動力排除在外，打擊了農(nóng)村剩余勞動力進行非農(nóng)轉(zhuǎn)移的積極性。

據(jù)此本文提出假設(shè)1，即地方政府的直接干預(yù)會抑制農(nóng)村剩余勞動力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移，地方政府干預(yù)與農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移之間存在負相關(guān)關(guān)系。

（二）交通基礎(chǔ)設(shè)施與農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移

考慮到農(nóng)村剩余勞動力對交通基礎(chǔ)設(shè)施的獲得能力較低，故本文考察的交通基礎(chǔ)設(shè)施主要為公路，包括普通公路和高速公路。交通基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的作用機制可以從“推”和“拉”兩個方面來闡述。一方面，交通基礎(chǔ)設(shè)施投資的增加會促進資本流入從而帶動產(chǎn)業(yè)發(fā)展，有助于將農(nóng)業(yè)部門接入現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系當(dāng)中，而農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)率的提高會逐漸對從農(nóng)業(yè)部門“游離”出來的剩余勞動力形成“推力”，促進農(nóng)村剩余勞動力向城市工業(yè)和服務(wù)業(yè)部門轉(zhuǎn)移。另一方面，長期以來我國城鄉(xiāng)收入差距的鴻溝使得農(nóng)村勞動力對城市充滿向往，隨著交通基礎(chǔ)設(shè)施的不斷完善，勞動力流動成本的降低激發(fā)了農(nóng)村剩余勞動力進行非農(nóng)轉(zhuǎn)移的積極性。同時，完善的交通基礎(chǔ)設(shè)施能夠促進產(chǎn)業(yè)集聚，擴大產(chǎn)業(yè)規(guī)模，提供更多的就業(yè)機會，這對農(nóng)村剩余勞動力來說也是一種“拉力”。除此之外，交通基礎(chǔ)設(shè)施的完善能夠大大降低流動成本，促進農(nóng)村剩余勞動力跨區(qū)域轉(zhuǎn)移。

據(jù)此本文提出以下假設(shè)：假設(shè)2即交通基礎(chǔ)設(shè)施的完善可促進農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移，交通基礎(chǔ)設(shè)施與農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移之間存在正相關(guān)關(guān)系；假設(shè)3即在空間上交通基礎(chǔ)設(shè)施的完善對農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移存在“溢出效應(yīng)”①“溢出效應(yīng)”即交通基礎(chǔ)設(shè)施作為公共品存在正的外部性，這種正外部性會對周邊地區(qū)產(chǎn)生“溢出效應(yīng)”，大大降低農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的流動成本。［13］。同時，為驗證地方政府干預(yù)與農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移之間是否存在中介效應(yīng)，本文提出假設(shè)4，即地方政府可通過交通基礎(chǔ)設(shè)施的完善對農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移產(chǎn)生促進作用。

三、基于中介效應(yīng)的實證分析

（一）數(shù)據(jù)說明

本文選取2005年—2017年我國31個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）作為研究對象。如無特別說明，所用數(shù)據(jù)全部來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》以及國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。需要指出的是，個別變量如農(nóng)業(yè)比重2017年數(shù)據(jù)缺失，本文采用插值法進行了替代處理。

（二）數(shù)據(jù)預(yù)處理與變量構(gòu)造

1.被解釋變量。本文借鑒趙德昭［14］對農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移（ncsy）的定義②趙德昭基于我國大多數(shù)農(nóng)村剩余勞動力都集中于勞動密集型行業(yè)的現(xiàn)實情況，通過計算采掘業(yè)、制造業(yè)和建筑業(yè)的職工總數(shù)，再減去國營企業(yè)中相應(yīng)行業(yè)的職工數(shù)量，得到農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移數(shù)量。，同時針對近年來我國經(jīng)濟發(fā)生的一些新變化（如交通運輸業(yè)的迅速發(fā)展吸納了大量的農(nóng)村剩余勞動力等）進行相應(yīng)調(diào)整，最終通過計算采掘業(yè)、制造業(yè)、建筑業(yè)和交通運輸業(yè)的職工總數(shù)，減去國營企業(yè)中相應(yīng)行業(yè)的職工數(shù)量，得到農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移數(shù)量。

2.核心解釋變量。本文借鑒張建武等［15］對地方政府干預(yù)（dfcz）的定義，采用地方財政一般公共預(yù)算支出占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重來衡量地方政府干預(yù)程度。交通基礎(chǔ)設(shè)施（Infrastructure）選取人均道路面積作為衡量指標。

3.控制變量。本文采用第三產(chǎn)業(yè)增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重來測度第三產(chǎn)業(yè)比重（gdp3gdp）。我國服務(wù)業(yè)在過去的幾十年里發(fā)展迅速且主要為勞動密集型服務(wù)業(yè)，能夠吸納大量勞動力。農(nóng)業(yè)比重（nlmy）選取農(nóng)林牧漁業(yè)增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重來衡量。社會消費比重（shxf）采用社會零售消費總額占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重來衡量。技能型教育水平（zdzyrs）選取中等職業(yè)學(xué)校在校生人數(shù)占當(dāng)?shù)爻Ｗ∪丝诘谋戎貋砗饬?。城?zhèn)化程度（czh）選取地區(qū)城鎮(zhèn)常住人口數(shù)與總?cè)丝跀?shù)的比值作為代理變量。各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

表1 各變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

由表1可以看出，農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移、交通基礎(chǔ)設(shè)施和地方政府干預(yù)這3個變量的地區(qū)間差異較大。就交通基礎(chǔ)設(shè)施來看，其最大值為25.82000，最小值僅為4.04000，反映出當(dāng)前我國交通基礎(chǔ)設(shè)施存在較大的地區(qū)間分布不平衡的問題。農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移和地方政府干預(yù)存在的較大的地區(qū)間差異，同樣反映出我國地區(qū)間發(fā)展不平衡的事實。

（三）模型構(gòu)建

根據(jù)上文分析，可以得到如圖1所示的中介效應(yīng)模型以及方程式。

圖1 中介效應(yīng)模型

其中,c表示自變量dfcz對因變量ncsy的總影響，a×b表示自變量dfcz經(jīng)由中介變量Infrastructure產(chǎn)生的中介效應(yīng)，c`表示自變量dfcz的直接效應(yīng)，且上述系數(shù)滿足c=c`+ab，即地方政府干預(yù)對農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的總效應(yīng)等于中介效應(yīng)與直接效應(yīng)之和。同時，c`的顯著性是判斷中介效應(yīng)是否存在的重要依據(jù)［16］。當(dāng)c`顯著時，為部分中介效應(yīng)，即自變量通過這一中介變量只產(chǎn)生了部分影響；當(dāng)c`不顯著時，為完全中介效應(yīng)，即自變量對于因變量的影響全部是通過這一中介變量傳導(dǎo)的。

通過對農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移、交通基礎(chǔ)設(shè)施和地方政府干預(yù)三者之間的傳導(dǎo)機制以及中介效應(yīng)傳遞路徑的分析，可以構(gòu)建以下計量模型。

地方政府干預(yù)與交通基礎(chǔ)設(shè)施模型為：

交通基礎(chǔ)設(shè)施與農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移模型為：

中介效應(yīng)模型為：

以上模型中，εit為隨機擾動項，α、β、γ分別為解釋變量對被解釋變量的影響程度系數(shù)，Xit為一系列控制變量。

（四）實證結(jié)果

1.平穩(wěn)性檢驗。為防止出現(xiàn)偽回歸，本文對選取的變量進行了Levin-Lin-Chu單位根檢驗，結(jié)果見表2。由表2可以看出，所有變量均表現(xiàn)出較好的平穩(wěn)性。

表2 Levin-Lin-Chu單位根檢驗結(jié)果

2.回歸結(jié)果分析。本文利用Stata15軟件，對上文構(gòu)建的中介效應(yīng)模型進行分析，結(jié)果如表3所示。從回歸結(jié)果可以看到，a=1.05，b=0.316，c=-0.483，c`=-0.815，路徑系數(shù)多在1%水平下表現(xiàn)顯著，且大致滿足中介效應(yīng)模型中各路徑系數(shù)c=c`+ab的條件。其中，a的系數(shù)大于0，地方政府干預(yù)促進了交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，同時b的系數(shù)也大于0，驗證了前文中的假設(shè)2，即交通基礎(chǔ)設(shè)施的完善促進了農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移。值得注意的是，c`的系數(shù)與a、b相反，且從模型（2）和模型（3）的對比來看，在加入交通基礎(chǔ)設(shè)施變量后，地方政府干預(yù)影響系數(shù)的絕對值從0.483提高到0.815，說明其負面效應(yīng)被強化，這恰好驗證了前文中的假設(shè)1和假設(shè)4，即一直以來地方政府對勞動力市場以及其他領(lǐng)域的過多干預(yù)會抑制農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移，然而由于政治錦標賽的激勵，地方政府對交通基礎(chǔ)設(shè)施投資更具熱情，正是對交通基礎(chǔ)設(shè)施的投資抵消了部分地方政府對勞動力市場干預(yù)的負面影響，促進了農(nóng)村剩余勞動力的轉(zhuǎn)移，這一點值得引起關(guān)注。

技能型教育水平對于農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的影響在1%水平下顯著為正。教育水平的提升促進了人口素質(zhì)的提高，也提高了勞動力獲取信息的能力。同時教育作為公共品具有正的外部性，在一個家庭中，受教育的成員越多，其他成員從農(nóng)村向城市進行非農(nóng)轉(zhuǎn)移的機會也就越大。這種促進作用在引入交通基礎(chǔ)設(shè)施變量后得到了加強，說明交通基礎(chǔ)設(shè)施完善的地區(qū)，其技能教育帶來的促進作用也會得到提高。而第三產(chǎn)業(yè)比重和農(nóng)業(yè)比重對農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的影響不顯著，可能的原因是我國大部分農(nóng)村剩余勞動力都來自落后地區(qū)，當(dāng)這些地區(qū)的交通基礎(chǔ)設(shè)施不斷完善時，該地區(qū)的農(nóng)村剩余勞動力會更傾向于向發(fā)達地區(qū)流動，而當(dāng)?shù)氐牡谌a(chǎn)業(yè)發(fā)展沒能吸納太多農(nóng)村剩余勞動力，即存在所謂的“溢出效應(yīng)”。城鎮(zhèn)化程度的影響系數(shù)為2.606，且在1%水平下顯著，說明城鎮(zhèn)化程度的提高能夠顯著促進農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移，城鎮(zhèn)化程度每提高1%，能轉(zhuǎn)移2.606單位的農(nóng)村剩余勞動力。

表3 全國整體回歸結(jié)果

3.Sobel-Goodman中介效應(yīng)檢驗。類似于Baron和Kenny［17］依次檢驗回歸系數(shù)的方法，除了對中介效應(yīng)進行檢驗以外，Sobel-Goodman還對間接效應(yīng)（中介效應(yīng)）和直接效應(yīng)進行了計算，本文的相關(guān)結(jié)果見表4。其中，a路徑系數(shù)表示自變量對中介變量的影響，b路徑系數(shù)表示中介變量對因變量的影響。

表4 中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

由檢驗結(jié)果可以看出，地方政府干預(yù)與農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移之間的確存在中介效應(yīng)，且在1%水平下顯著。

根據(jù)表4中直接效應(yīng)與間接效應(yīng)的系數(shù)，通過計算可以得出交通基礎(chǔ)設(shè)施的中介效應(yīng)為12.23%，因而本文選取交通基礎(chǔ)設(shè)施作為中介變量是具有考察意義的。但同時也要看到，地方政府干預(yù)帶來的負面影響依舊較大，這說明地方政府對于勞動力市場的過多干預(yù)并不能有效引導(dǎo)農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移，反而起到了一定的抑制作用。另外，從地方政府自身的激勵機制來看，在我國財政分權(quán)體制和過多注重經(jīng)濟增長的考核機制下，地方政府官員有時更傾向于追求經(jīng)濟增長這類能使自己晉升的“短期目標”，而不是農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移這類民生范疇的“長期目標”。為實現(xiàn)“短期目標”，地方政府有時會熱衷于基礎(chǔ)設(shè)施投資，恰恰由于這一中介途徑，促進了農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移。

我國幅員遼闊且區(qū)域間發(fā)展不均衡，為探討不同區(qū)域間的差異，本文將我國劃分為東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)①東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、廣東、山東、海南；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、河南、江西、湖北、湖南；西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、重慶、四川、貴州、云南、廣西、西藏、新疆、陜西、青海、寧夏、甘肅。三大區(qū)域，分別進行中介效應(yīng)檢驗，結(jié)果如表5所示。

表5 分區(qū)域的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

通過對東、中、西部地區(qū)分別進行中介效應(yīng)檢驗可以發(fā)現(xiàn)：東部地區(qū)地方政府通過投資交通基礎(chǔ)設(shè)施促進農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的效果并不顯著，可能的原因是東部地區(qū)的城鎮(zhèn)化程度普遍較高，農(nóng)村剩余勞動力較少；另外，東部地區(qū)由于較好的區(qū)位優(yōu)勢，經(jīng)濟發(fā)展較快，基礎(chǔ)設(shè)施特別是交通基礎(chǔ)設(shè)施比較完善，因而交通基礎(chǔ)設(shè)施投資帶來的邊際效用不明顯。中部地區(qū)地方政府對于農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的中介效應(yīng)在1%水平下顯著，且通過了Sobel檢驗。值得注意的是，中部地區(qū)地方政府對農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的抑制作用變得不再顯著，可能的原因是中部地區(qū)位于東、西部地區(qū)之間，由于農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移距離有限，中部地區(qū)同時吸納了東部地區(qū)部分由產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移帶來的農(nóng)村剩余勞動力和西部地區(qū)部分向省外流動的農(nóng)村剩余勞動力。西部地區(qū)的中介效應(yīng)未能通過檢驗，可能的原因在于：一是西部地區(qū)地方政府干預(yù)有限，盡管中央實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略在一定程度上加快了西部地區(qū)的交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，但其發(fā)展依舊相對滯后；二是西部地區(qū)省份大多經(jīng)濟發(fā)展相對落后，對于農(nóng)村剩余勞動力的吸引力不夠。

4.中介效應(yīng)模型的穩(wěn)健性檢驗。根據(jù)Imai等［18］學(xué)者的研究，進行中介效應(yīng)的因果推斷時，需要檢驗中介變量是否滿足隨機性，即是否滿足序列可忽視性假定。

圖2 敏感性檢驗

圖2是因果中介效應(yīng)與違反序列可忽視性假設(shè)的關(guān)系圖，從中可以看到ρ的置信區(qū)間只在0.10～0.31這個區(qū)間包含了0這個值，因此，本文所探討的中介效應(yīng)模型比較穩(wěn)健。

四、基于空間溢出效應(yīng)的實證分析

（一）空間自相關(guān)性檢驗

Moran's Index（莫蘭指數(shù)）是被廣泛應(yīng)用的一種空間自相關(guān)性判定指標，其計算公式為：

其中，Wij表示區(qū)位相鄰矩陣，Cij表示屬性相似矩陣，Xi和Xj分別為i和j的空間單元屬性數(shù)值，Wij=1代表空間單元相鄰，Wij=0代表空間單元不相鄰，即i≠j時Wij=0。

I值結(jié)果位于（-1，1），I＞0表示正相關(guān)，數(shù)值越大表示空間分布的相關(guān)性越大；I＜0表示負相關(guān)，數(shù)值越小表示空間分布的相關(guān)性越??；當(dāng)I趨于0時，代表空間分布為隨機分布。

通過Stata軟件進行莫蘭指數(shù)檢驗，可以發(fā)現(xiàn)2005年—2017年間我國農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移均存在正的空間自相關(guān)性且在1%水平下顯著，因此滿足建立空間計量模型的前提條件。

（二）空間計量模型的構(gòu)建

1.空間滯后模型（SLM）。因本地區(qū)被解釋變量也決定于其鄰近區(qū)域觀察值及觀察到的一組局域特征，為驗證被解釋變量對鄰近區(qū)域是否有擴散作用（溢出效應(yīng)），構(gòu)建如下所示的SLM模型表達式：

其中，參數(shù)β反映了解釋變量對被解釋變量的影響，空間滯后被解釋變量WY反映了空間距離對于區(qū)域行為的影響，Xit表示一系列解釋變量，εit為隨機誤差項。

2.空間誤差模型（SEM）。模型表達式為：

其中，εit、μit表示隨機誤差項，Witujt表示鄰近空間區(qū)域未觀察到的擾動項，λ為其影響程度，Xit為一系列解釋變量，β為解釋變量的影響程度。

3.空間杜賓模型（SDM）。除了鄰近區(qū)域的空間溢出效應(yīng)外，在空間上鄰近區(qū)域的解釋變量對區(qū)域行為也有影響，模型表達式為：

其中,W·Infrastructureit表示鄰近空間區(qū)域核心解釋變量，β為鄰近空間區(qū)域核心解釋變量的影響，εit為隨機誤差項，Xit為一系列其他解釋變量，θ為其他解釋變量的影響。

4.廣義空間模型（SAC）。廣義空間模型同時考慮了核心解釋變量和鄰近區(qū)域的其他解釋變量的影響，模型表達式為：

其中，W·Infrastructureit表示鄰近空間區(qū)域核心解釋變量，β表示鄰近空間區(qū)域核心解釋變量的影響，εit、μit為隨機誤差項，Witujt表示鄰近空間區(qū)域未觀察到的擾動項，λ為其影響程度，Xit為一系列其他解釋變量，θ為其他解釋變量的影響程度。

（三）實證結(jié)果

本文利用Stata15軟件對以上4組模型分別進行了回歸，結(jié)果如表6所示。

表6 空間回歸模型結(jié)果

續(xù)表6

五、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

作為“三農(nóng)”問題的重要組成部分，農(nóng)村剩余勞動力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移具有重要的研究價值。在當(dāng)前復(fù)雜的經(jīng)濟形勢下，“穩(wěn)經(jīng)濟”這一經(jīng)濟目標和“穩(wěn)就業(yè)”這一民生目標再次讓地方政府面臨選擇，因而政治錦標賽下的地方政府選擇以何種路徑來實現(xiàn)這一雙重目標成了本文的研究主題。本文選用2005年—2017年我國省級面板數(shù)據(jù)，選取交通基礎(chǔ)設(shè)施作為中介變量，通過構(gòu)建中介效應(yīng)模型和空間計量模型進行實證研究發(fā)現(xiàn)：第一，交通基礎(chǔ)設(shè)施投資對于政治錦標賽下的地方政府具有更大的激勵，交通基礎(chǔ)設(shè)施的完善產(chǎn)生的中介效應(yīng)可促進農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移，隨著交通基礎(chǔ)設(shè)施的不斷完善，這種推動作用將繼續(xù)加大；第二，交通基礎(chǔ)設(shè)施作為公共品具有正的外部性，能夠?qū)︵徑鼌^(qū)域產(chǎn)生溢出效應(yīng)，促進農(nóng)村剩余勞動力跨區(qū)域流動。

（二）建議

1.加大地方政府對交通基礎(chǔ)設(shè)施的投資，尤其是貧困地區(qū)的交通基礎(chǔ)設(shè)施。加強交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)能夠帶來沿線地區(qū)經(jīng)濟增長是顯而易見的，這種能夠刺激經(jīng)濟增長并給地方官員心理上增加晉升可能性的路徑也符合政治錦標賽下地方政府的激勵機制。盡管當(dāng)前我國經(jīng)濟發(fā)展已進入“新常態(tài)”，經(jīng)濟發(fā)展逐漸從高速增長轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展，但我國幅員遼闊，區(qū)域間交通基礎(chǔ)設(shè)施分布不均衡，繼續(xù)加大對交通基礎(chǔ)設(shè)施的投資不僅是為我國經(jīng)濟增長轉(zhuǎn)向內(nèi)需作準備，同時也有利于將經(jīng)濟波動穩(wěn)定在合理區(qū)間。另外，在當(dāng)前“打贏脫貧攻堅戰(zhàn)”的號召之下，增加貧困地區(qū)的交通基礎(chǔ)設(shè)施投資有利于提高貧困地區(qū)農(nóng)村勞動力的流動強度，有利于降低農(nóng)戶的貧困發(fā)生率［19］，也符合地方政府的激勵機制。

2.加強省際之間交通基礎(chǔ)設(shè)施投資的跨區(qū)域合作。交通基礎(chǔ)設(shè)施作為公共品，其正外部性所帶來的溢出效應(yīng)意味著鄰近區(qū)域的地方政府可能存在“搭便車”行為［20］。但Chen Zeng等［21］認為，通過對路網(wǎng)空間的合理布局，能夠引導(dǎo)人口流動，從而實現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展。實現(xiàn)這一目標，需省際之間的地方政府進行充分協(xié)調(diào)與合作，這對改善當(dāng)前我國區(qū)域間發(fā)展不平衡、不充分的現(xiàn)狀來說很有必要。

3.地方政府應(yīng)減少對勞動力市場的干預(yù)，實現(xiàn)更高層次的“放管服”。地方政府干預(yù)會在一定程度上影響一個地區(qū)的工業(yè)化程度并加劇資本深化的程度，從而可能帶來勞動收入份額的下降［15］，這不可避免地會加劇城鄉(xiāng)收入差距，降低農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的積極性。特別是要看到近年來各地方政府為了推動產(chǎn)業(yè)升級，紛紛出臺各種吸引人才的政策，譬如在落戶政策以及醫(yī)療教育政策上的傾斜，但這對于受教育程度普遍較低的農(nóng)村剩余勞動力而言無疑形成了一種“隱形門檻”。然而，產(chǎn)業(yè)升級是一個循序漸進的過程，個別落后產(chǎn)業(yè)在退出過程中依舊可以承擔(dān)安置農(nóng)村剩余勞動力的功能。為此，地方政府應(yīng)降低戶籍制度給農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移帶來的制度性交易成本，同時在財政上增加對農(nóng)村剩余勞動力的培訓(xùn)等轉(zhuǎn)移支付，保證農(nóng)村剩余勞動力在城市實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級的過程中不會被二次“游離”出來。