史桂芬 李 梅

東北師范大學，吉林 長春 130117

引言

改革開放以來，中國經濟總量與國際地位逐漸提高，并于2010年成為世界第二大經濟體。隨著中國經濟發(fā)展步入新常態(tài)，經濟增長速度逐步從高速增長向中高速增長轉變（2015—2019年經濟增速分別為7.0%、6.8%、6.9%、6.7%及6.1%），十九屆四中全會明確提出“經濟高質量發(fā)展”的要求①中共十九屆四中全會《中共中央關于堅持和完善中國特色社會主義制度、推進國家治理體系和治理能力現代化若干重大問題的決定》。，中國經濟發(fā)展逐漸由增長型向結構型轉變，解決經濟發(fā)展的結構性問題被提上日程。在諸多結構性問題中，中國城鄉(xiāng)二元結構是制約經濟發(fā)展關鍵性問題，其中城鄉(xiāng)二元經濟結構②如無特殊說明，本文出現的二元經濟結構指的是城鄉(xiāng)二元經濟結構。又是制約城鄉(xiāng)一體化發(fā)展的主要障礙③中共十八屆三中全會《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》。。中國長期處于典型二元經濟發(fā)展階段，二元經濟發(fā)展的本質是經濟結構轉換[1]，如何轉換二元經濟結構，實現城鄉(xiāng)一體化發(fā)展是中國經濟社會發(fā)展處于轉型時期所面臨的嚴峻挑戰(zhàn)，也是實現經濟協(xié)調發(fā)展和高質量發(fā)展的內在要求。

農業(yè)勞動力轉移作為中國改革開放以來經濟增長的重要源泉，在城鄉(xiāng)二元經濟結構轉換過程中發(fā)揮重要作用。中國2010年、2015年和2019年農民工總量分別為24 223、27 747及29 077萬人，分別比上年增長5.4%、1.3%及0.8%④國家統(tǒng)計局網站《國民經濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》：http://www.stats.gov.cn/tjsj/tjgb/ndtjgb/index.html，年度農民工數量包括年內在本鄉(xiāng)鎮(zhèn)以外從業(yè)6個月及以上的外出農民工和在本鄉(xiāng)鎮(zhèn)內從事非農產業(yè)6個月及以上的本地農民工，本文所說的農業(yè)轉移人口、勞動力轉移人口概念與農民工的概念相同。，雖然農業(yè)勞動力轉移的增長速度趨于放緩，但規(guī)模依然龐大。過去三十多年，大量剩余勞動力從農業(yè)部門轉移出來，保證了第二三產業(yè)勞動力供給，為經濟發(fā)展帶來巨大的人口紅利。但是，隨著農業(yè)剩余勞動力的不斷轉移和人口“未富先老”趨勢加劇，中國人口紅利逐漸衰減，根據人口年齡結構變化、勞動力市場供求變化、普通勞動者工資上漲和民工荒等現象，很多學者做出中國“劉易斯轉折點”到來的判斷[2]。劉易斯轉折點的到來并不意味著中國農業(yè)剩余勞動力已經吸納殆盡，無論是與國際比較，還是從農業(yè)與非農產業(yè)勞動生產率是否趨同來看，都表明中國的“庫茲涅茨過程”尚未完成，仍有較大的生產率差距和農業(yè)勞動力轉移潛力[3]。

為促使農業(yè)剩余勞動力繼續(xù)轉移，自十八屆三中全會以來，從影響農業(yè)勞動力轉移的拉力因素出發(fā)，國家陸續(xù)實施新型城鎮(zhèn)化建設、戶籍制度改革、財政資金扶持等各項措施。眾多學者從城市工業(yè)技術進步、城鄉(xiāng)收入差距、就業(yè)機會、子女教育、社會保障和公共服務水平差異等角度對影響勞動力轉移的城市拉力因素進行分析[4-5]，也有學者從農業(yè)機械化、農業(yè)補貼、土地流轉等角度對影響勞動力轉移的農村推力因素進行探討[6]。而有關二元經濟結構的研究主要側重于其與勞動收入、金融發(fā)展、城鄉(xiāng)收入差距等變量的關系研究[7]。

現有文獻對勞動力轉移的影響因素及二元經濟結構與其他變量的關系進行大量研究，與現有文獻相比：第一，從二元經濟結構研究視角看，勞動力轉移帶來的勞動生產率趨同是消除城鄉(xiāng)二元經濟結構最關鍵的因素，本文從勞動力轉移的視角考查農業(yè)現代化對二元經濟結構的影響，系統(tǒng)梳理農業(yè)現代化、勞動力轉移與二元經濟結構三者之間的邏輯關系。第二，從異質性分析視角看，本文根據農業(yè)生產規(guī)模的差異將樣本分為糧食主產區(qū)和非糧食主產區(qū)進行異質性分析，并探究勞動力轉移的中介效應在兩者之間存在差異的原因，為我國不同省份優(yōu)化二元經濟結構提供差異化的政策參考。

一、文獻綜述與研究假說

在分析勞動力轉移時，人口流動的相關理論為理論基礎。從闡述人口流動原因的推-拉理論，到劉易斯的城鄉(xiāng)二元人口流動理論及拉尼斯-費景漢理論都對人口流動理論進行了豐富和發(fā)展。其中，在分析農業(yè)勞動力向非農部門轉移時，劉易斯模型及在此基礎上進行豐富的二元經濟理論被認為是目前最有說服力的理論基礎。劉易斯假設一個國家只存在高勞動生產率的工業(yè)部門和低勞動生產率的農業(yè)部門，在兩部門工資水平存在差異的前提下，農村剩余勞動力會向城市工業(yè)部門轉移。拉尼斯和費景漢在劉易斯模型的基礎上，強調農業(yè)勞動生產率的重要性，并認為農業(yè)勞動生產率的提高是農業(yè)剩余勞動力轉移的前提。以現有二元經濟理論為基礎的農業(yè)勞動力轉移問題研究中有關農業(yè)勞動生產率對勞動力轉移的影響研究最為豐富。學者認為農業(yè)生產率提高是農業(yè)技術進步、農業(yè)機械化的必然結果，農業(yè)技術進步作為農業(yè)剩余勞動力轉移的關鍵推力，一方面有效縮短了農業(yè)單位勞動時間，增加了農業(yè)產量[8]。另一方面，勞動力價格剛性的存在使得農業(yè)技術與勞動力相對價格發(fā)生變化，技術進步有效降低了農業(yè)生產的勞動力成本[9]。農業(yè)產量增加及成本降低不僅能擴大農業(yè)生產規(guī)模和范圍，增加與農業(yè)相關產業(yè)的就業(yè)機會，還能進一步促進剩余勞動力向非農部門轉移[10]。且有研究認為農業(yè)勞動力轉移的前提是農業(yè)技術進步，農業(yè)勞動力轉移的速度與農業(yè)技術進步的速度成正比[11]?；谝陨戏治?，提出本文的研究假說H1：農業(yè)現代化能夠促進農業(yè)勞動力轉移。

中國作為一個具有典型城鄉(xiāng)二元結構特征的發(fā)展中國家，農業(yè)勞動力轉移規(guī)模在2019年達到29 077萬人，其相關研究層出不窮，主要集中體現在以下幾個方面。第一，農業(yè)勞動力轉移有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。一方面，農業(yè)勞動力的轉移會通過提高農業(yè)部門邊際勞動生產率進而提高農村居民收入，另一方面，在勞動力從農業(yè)部門向非農部門的持續(xù)轉移過程中，隨著非農部門資本的不斷積累及農民工群體收入的提高，農村居民儲蓄不斷增加[12-13]。隨著農村居民收入和儲蓄的提高，勞動力轉移對于改善城鄉(xiāng)收入差距的作用逐漸顯現。還有很多學者從其他角度對勞動力轉移能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距進行研究，李實和趙人偉認為中國收入差距主要包括地區(qū)收入差距與城鄉(xiāng)收入差距，勞動力轉移成為縮小兩類差距的有效路徑[14]；劉學軍、趙耀輝研究發(fā)現農業(yè)勞動力轉移對城市勞動力的就業(yè)和工資都產生顯著負向影響，變相說明勞動力轉移有利于熨平城鄉(xiāng)收入差距[15]。第二，農業(yè)勞動力轉移有利于農地流轉，實現農業(yè)規(guī)?；洜I。農業(yè)勞動力向非農部門轉移可以通過農戶的土地流出與流入差異化決策，促進農地流轉市場的發(fā)展，在一定程度上可以加快土地流轉，促進農業(yè)規(guī)?；洜I[16]。洪煒杰等通過門限面板模型研究發(fā)現，農業(yè)勞動力規(guī)模轉移是農地流轉市場發(fā)展的基本條件，農地流轉是一個循序漸進的過程，農地能否順利流轉需要農業(yè)勞動力的轉移達到一定規(guī)模[17]。最后，農業(yè)勞動力轉移有利于實現工農業(yè)聯動發(fā)展，加快城鄉(xiāng)一體化進程。一方面，農業(yè)現代化不僅能釋放更多的農業(yè)剩余勞動力進入非農部門，為非農部門提供更多勞動力，同時生產率提高的農業(yè)部門還能為非農部門供應更多原材料，提高非農部門的生產效率，從而實現農業(yè)部門與非農部門聯動發(fā)展[18]；另一方面，勞動力在農業(yè)和非農產業(yè)之間的轉移，不僅有利于勞動力資源在三次產業(yè)中的合理配置，實現社會人力資源的優(yōu)化配置，促進三次產業(yè)協(xié)同發(fā)展，還能統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經濟發(fā)展，加快城鄉(xiāng)經濟一體化進程?？梢?，二元經濟結構轉化實質上是一個社會分工的過程，體現為工業(yè)化及以此為基礎的服務業(yè)的興起和城市化水平的提高，是一個二元經濟結構在產業(yè)和空間上的轉化趨同過程[19]。

基于以上分析發(fā)現，無論是農業(yè)現代化，還是農業(yè)現代化基礎上的勞動力轉移都有利于實現二元經濟結構在產業(yè)和空間上的轉化與趨同，因此，提出本文研究假說H2：農業(yè)現代化、農業(yè)勞動力轉移均有利于二元經濟結構優(yōu)化?；谏衔姆治黾凹僬fH1、H2，本文提出研究假說H3：農業(yè)勞動力轉移在農業(yè)現代化與二元經濟結構關系中發(fā)揮中介作用。

二、模型、變量與數據處理

（一）模型設定

1.基準模型。為分析農業(yè)現代化、勞動力轉移與二元經濟結構之間的相互作用與因果關系，本文設立基準模型如下：

（1）式中，下標i和t分別代表第i個省份和第t時期，被解釋變量為城鄉(xiāng)二元經濟結構（stru），解釋變量分別為農業(yè)現代化（agr）與農業(yè)勞動力轉移（tran），X代表控制變量，v代表個體固定效應，ε代表隨機擾動項。

2.中介效應檢驗模型。為檢驗勞動力轉移在農業(yè)現代化與二元經濟結構關系中發(fā)揮的中介作用，本文借鑒Baron等提出的中介效應檢驗法[20]，構建以下中介效應檢驗模型：

（2）～（4）中，二元經濟結構（stru）是因變量，農業(yè)現代化（agr）是自變量，農業(yè)轉移人口（tran）是中介變量，b、c、d、b'為回歸系數。當模型中系數b、c、d均顯著時，則存在中介效應，此時，若b'不顯著則為完全中介作用，否則為部分中介作用。若b顯著，c、d至少有一個不顯著時，則需要進一步檢驗兩者乘積cd是否為零，不為零時說明存在中介效應。

（二）變量說明

本文主要檢驗農業(yè)現代化、農業(yè)勞動力轉移對二元經濟結構的影響及勞動力轉移在其中的中介效應，為提高檢驗結果的準確性，引入其他可能影響二元經濟結構的經濟和社會因素，主要變量見表1。

表1 計量模型中的變量說明

1.被解釋變量。本文的被解釋變量是二元經濟結構（stru），借鑒大部分文獻的做法，采用二元對比系數⑤二元對比系數=農村比較勞動生產率/城市比較勞動生產率。作為二元經濟結構的代理變量[21]。二元對比系數反映農業(yè)與非農業(yè)比較勞動生產率之間的差異，與二元經濟結構成反比。

2.解釋變量。基準模型檢驗部分的解釋變量包含農業(yè)現代化（agr）和勞動力轉移（tran）。農業(yè)現代化指標借鑒王貝的做法，采用農業(yè)部門勞動生產率⑥勞動生產率=農業(yè)部門產值比重/農業(yè)部門就業(yè)人口比重。衡量[22]，勞動力轉移借鑒部分文獻做法，采用鄉(xiāng)村農業(yè)人員與農林牧漁業(yè)從業(yè)人員的差值表示，該值越大表示農業(yè)勞動力轉移越多[23]。

3.控制變量。基于現有文獻，本文還控制了以下其他可能影響二元經濟結構的變量：經濟發(fā)展水平變量，選取各省人均生產總值進行衡量，并對此數據以1995年為基期進行了通貨膨脹處理；產業(yè)結構變量，產業(yè)結構優(yōu)化意味著二三產業(yè)產值占比增大，因此本文采用非農產業(yè)增加值占生產總值的比重衡量；人口規(guī)模變量，采用各省年末人口總數的對數表示；對外開放水平變量，使用外商投資總額與國民生產總值的比值衡量，考慮到匯率的變動，本文采用當年人民幣對美元實際匯率進行換算，把美元單位換算成人民幣單位；政府行為變量，考慮政府支出行為中一般公共服務支出、科學技術支出、教育支出和農林水事務支出對二元經濟結構的影響較大，因此對這三個變量予以控制，分別使用三者支出額占地方財政總支出的比重表示；基礎設施水平變量，采用各省年末公路里程數的對數進行測度。

（三）數據與描述性統(tǒng)計

本文實證研究采用2007—2018年中國30個省級（除西藏）行政區(qū)的面板數據⑦由于西藏數據缺失嚴重，本文剔除西藏省份數據，實證部分只包含除港澳臺和西藏外的其余30個省、直轄市、自治區(qū)數據。，考慮到財政支出數據在2007年統(tǒng)計口徑發(fā)生變化，所以本文數據時間區(qū)間為2007—2018年。數據均來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國農村統(tǒng)計年鑒》及CEIC、中經網、國泰安、國研網庫、EPS、國家統(tǒng)計局網站?！吨袊y(tǒng)計年鑒》有關三產就業(yè)人員、城鎮(zhèn)與鄉(xiāng)村就業(yè)人員及農林牧漁業(yè)就業(yè)人員數據嚴重缺失，以上指標由各省統(tǒng)計年鑒整理所得。為消除通貨膨脹的影響，本文用省份平減指數對2007—2018年我國30個省份GDP以1995年為基期進行平減后計算得到各省實際人均GDP指標，其他數據使用占比或取對數的形式。在統(tǒng)計過程中，采用插值法補齊個別缺失數據。本文主要變量描述性統(tǒng)計結果見表2。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

三、模型估計與結果分析

（一）基準模型估計

基于2007—2018年中國30個省份面板數據，本文主要采用靜態(tài)面板模型進行估計，比較隨機效應和固定效應兩個模型估計結果，根據Hausman檢驗，最終選用固定效應模型進行估計，結果見表3中的回歸（1），農業(yè)現代化和農業(yè)勞動力轉移有利于二元經濟結構的優(yōu)化?？紤]到二元經濟結構變化可能會影響農業(yè)生產和勞動力轉移，該模型估計可能會因反向因果等原因而存在內生性。為了克服內生性，首先在回歸（1）中將核心解釋變量農業(yè)現代化和勞動力轉移滯后一期，估計后的回歸（2）結果與回歸（1）的核心結論類似；其次在模型中加入被解釋變量的一階滯后項建立動態(tài)面板模型，用GMM模型進行估計，GMM主要有系統(tǒng)GMM和差分GMM兩種估計方法，通常來說前者比后者估計更有效，因此本文采用系統(tǒng)GMM估計方法，回歸（3）是估計結果，由結果可知核心解釋變量系數依然顯著為正。在使用GMM進行估計時，必須滿足兩個條件，一是誤差項不存在序列相關性，二是選擇的工具變量具有嚴格的外生性，因此本文還對模型（3）的結果進行序列相關檢驗（AB檢驗）和Sargan檢驗。AR（1）檢驗的P值小于0.1，AR（2）檢驗的P值大于0.1，可判斷模型的誤差項不存在序列相關性；Sargan檢驗的P值大于0.1，可見模型選擇的工具變量均有效。系統(tǒng)GMM通過AB序列相關檢驗和Sargan檢驗，估計結果可靠。由表3的估計結果可以得出基本結論：農業(yè)現代化和農業(yè)勞動力轉移均有利于優(yōu)化二元經濟結構，前文假說H2得到證實。

表3 農業(yè)現代化、農業(yè)勞動力轉移對二元經濟結構的影響

續(xù)表

由表3回歸（1）估計結果分析控制變量對被解釋變量的影響，可以發(fā)現：經濟發(fā)展水平、產業(yè)結構和一般公共服務支出對二元經濟結構優(yōu)化的影響顯著為正，這與現有大部分文獻研究結論類似[24]；人口規(guī)模、對外開放水平和教育支出對二元經濟結構優(yōu)化的影響顯著為負；科學技術支出、農林水事務支出和基礎設施水平對二元經濟結構的影響不顯著。對結果顯著的控制變量做出以下解釋：經濟發(fā)展水平高的地區(qū)，無論是農業(yè)機械化發(fā)展，還是第二三產業(yè)形成的規(guī)模效應都顯著優(yōu)于經濟發(fā)展水平低的地區(qū)；隨著信息化時代的發(fā)展進步，第二三產業(yè)成為吸納勞動力的主要產業(yè)，尤其是現代服務業(yè)[25]，第二三產業(yè)發(fā)展迅速的地區(qū)，如我國東部沿海地區(qū)，對農業(yè)剩余勞動力的吸納作用更明顯，二元經濟結構優(yōu)化效果更明顯；由于現階段中國公共服務支出仍存在一定程度的城市偏向，城市公共服務水平高，而農村公共服務水平落后，城鄉(xiāng)之間公共服務水平差距較大，隱形地增加了城市居民收入，吸引農業(yè)勞動力流入，從而有利于二元經濟結構的消解；人口規(guī)模越大的地區(qū)，二元經濟結構越明顯，可能是因為人口大省一般農村人口較多，由于教育水平不高或工作能力不足等原因在農村從事農業(yè)生產的人口占比較高，二元經濟結構較為明顯；當前中國外商投資通常會選擇中國經濟發(fā)展水平較高地區(qū)的大城市，推動與貿易相關的制造業(yè)、金融業(yè)和服務業(yè)的發(fā)展，促進城市第二三產業(yè)發(fā)展，而對農業(yè)產值的影響較少，雖然對外開放水平提高可以增加轉移勞動力的就業(yè)，一定程度上有利于縮小城鄉(xiāng)差距，但目前這種作用機制尚不明顯，隨著對外開放程度不斷深化，城鄉(xiāng)二元經濟結構越明顯，該結論與現有文獻結論類似[26]；本文控制變量的回歸結果（1）中，教育支出edu的回歸系數顯著為負，因此得出結論，當前我國教育支出現狀不利于經濟結構一體化，該結論與陸銘和陳釗的研究結論類似[27]。本文對此做出的解釋是：城市偏向的教育支出使得城市教育資源豐富，師資力量雄厚，而農民工子女卻因戶籍制度及升學制度限制而無法平等地享受城市教育資源，阻礙勞動力轉移，不利于二元經濟結構優(yōu)化。

（二）中介效應檢驗

為了檢驗勞動力轉移是否在農業(yè)現代化對二元經濟結構的影響中發(fā)揮中介作用，由前文的中介效應模型進行估計的結果見表4?；貧w（4）表明農業(yè)現代化能顯著促進二元經濟結構優(yōu)化，回歸（5）表明農業(yè)現代化同樣可以顯著促進勞動力轉移，以上結果驗證了前文的假說H1。回歸（6）中農業(yè)現代化和勞動力轉移的回歸系數顯著為正，這表明在控制了農業(yè)現代化變量的影響后，勞動力轉移對二元經濟結構的優(yōu)化作用仍然顯著。由于三個估計系數b、c、d均顯著，且cd與b'同號，說明勞動力轉移在其中存在中介效應，且因b'系數也顯著，所以該中介效應為“部分”中介效應。這在某種程度上說明，農業(yè)現代化對二元經濟結構的消解作用有一部分是通過勞動力轉移實現的，從而假說H3得到驗證。

表4 勞動力轉移對農業(yè)現代化的中介效應檢驗

（三）穩(wěn)健性檢驗

為保證前文基準回歸結果的穩(wěn)健性，本文通過置換代理變量的方法進行穩(wěn)健性檢驗，見表5。首先是對中介變量的代理變量進行置換，本文的中介變量是勞動力轉移，與前文不同，該部分借鑒李谷成等的做法，采用農業(yè)從業(yè)人員與總從業(yè)人員的比值進行測度，該值越小，說明農業(yè)勞動力轉移越多[28]。估計結果見回歸（7），結果表明：農業(yè)現代化對二元經濟結構優(yōu)化作用仍顯著為正，中介變量顯著為負，說明隨著一產從業(yè)人員的減少，二元經濟結構得以優(yōu)化，估計結果為前文類似。其次是對被解釋變量的代理變量進行置換，本文的被解釋變量是二元經濟結構，該部分使用另兩個常用指標進行檢驗——比較勞動生產率差異和二元反差系數⑧比較勞動生產率差異=城市比較勞動生產率-農村比較勞動生產率；二元反差系數= | 城市或農村產值比率-勞動力比重|。，兩個指標值越小，二元經濟結構越優(yōu)化。估計結果分別見回歸（8）與（9），結果表明，農業(yè)現代化、勞動力轉移對比較勞動生產率差異和二元反差系數的影響均顯著為負，即農業(yè)現代化和勞動力轉移均有利于二元經濟結構優(yōu)化，證實前文基準回歸結果具有穩(wěn)健性。

表5 農業(yè)現代化、勞動力轉移對二元經濟結構影響的穩(wěn)健性檢驗

（四）異質性分析

考慮到各省農業(yè)生產規(guī)模的差異性，根據中國對糧食主產區(qū)的劃分標準，將30個省份分為糧食主產區(qū)和非糧食主產區(qū)⑨根據2004年中央一號文件確定對糧食主產區(qū)糧食生產給予政策補貼性扶持，為此國家按照播種面積、糧食產量和提供商品糧數量等標準，確定了河北、河南、黑龍江、吉林、遼寧、湖北、湖南、江蘇、江西、內蒙古、山東、四川、安徽13省份為糧食主產區(qū)，本文將除上述13省份以外的17個省份作為非糧食主產區(qū)。，分別對糧食主產區(qū)和非糧食主產區(qū)樣本進行估計，勞動力轉移對農業(yè)現代化的中介效應檢驗結果見表6。由回歸（12）與（15）可知，糧食主產區(qū)與非糧食主產區(qū)的農業(yè)現代化、勞動力轉移均對二元經濟結構優(yōu)化有著顯著促進作用，這一結果進一步驗證了前文基準回歸結果的穩(wěn)健性。糧食主產區(qū)的中介效應檢驗結果見回歸（13）（14）及（15），結果顯示，由于系數c不顯著，說明糧食主產區(qū)的勞動力轉移對農業(yè)現代化不存在中介效應，即糧食主產區(qū)的農業(yè)現代化直接作用于二元經濟結構。由非糧食主產區(qū)的中介效應檢驗結果回歸（10）（11）及（12）可知，待估參數b、c、d、b'均顯著，且cd與b'同號，說明非糧食產區(qū)的勞動力轉移對農業(yè)現代化存在部分中介效應。對以上估計結果的解釋是：糧食主產區(qū)農業(yè)較為發(fā)達，農業(yè)生產從業(yè)人員較多，農業(yè)現代化發(fā)展一方面有利于釋放更多剩余勞動力，另一方面農業(yè)規(guī)?；l(fā)展增加農業(yè)勞動力收入，吸引更多勞動力留在家鄉(xiāng)從事農業(yè)生產，糧食主產區(qū)勞動力轉移之所以沒有發(fā)揮中介作用，可能是“釋放”和“吸引”兩股力量較量的結果，當“吸引”大于“釋放”時，糧食主產區(qū)的勞動力會出現滯留或回流現象。非糧食主產區(qū)因受地形、氣候等各方面因素的制約，農業(yè)較為落后，機械化、規(guī)模化發(fā)展較為困難，一旦農業(yè)生產技術有所改進，便會釋放更多剩余勞動力，但由于農業(yè)發(fā)展落后，即使農業(yè)生產技術有所改進，也較難吸引剩余勞動力滯留或回流。

表6 糧食主產區(qū)與非糧食主產區(qū)基準回歸及中介效應檢驗

四、結論與政策建議

本文利用2007—2018年中國30個省級行政區(qū)面板數據，就當前中國面臨的二元經濟結構現狀，從推-拉理論中的農村“推力”角度出發(fā)，分析農業(yè)現代化、勞動力轉移對二元經濟結構的影響，并對勞動力轉移在其中的中介效應進行檢驗，最后比較分析中國糧食主產區(qū)與非糧食主產區(qū)的差異性影響，得到以下主要結論：第一，農業(yè)現代化、勞動力轉移均有利于二元經濟結構優(yōu)化，勞動力轉移在其中發(fā)揮中介作用。農業(yè)現代化的提高一方面釋放了更多農業(yè)剩余勞動力，為第二三產業(yè)提供勞動力，另一方面加速第一產業(yè)的發(fā)展，從而優(yōu)化二元經濟結構，其中農業(yè)現代化除直接作用于二元經濟結構，還通過勞動力轉移間接作用于二元經濟結構。此外，經濟發(fā)展水平高、第二三產業(yè)發(fā)達和一般公共服務水平高的地區(qū)的經濟結構消解效應越明顯。第二，糧食主產區(qū)與非糧食主產區(qū)的農業(yè)現代化、勞動力轉移均有利于二元經濟結構優(yōu)化，其中，勞動力轉移在糧食主產區(qū)樣本中不存在中介效應，而對非糧食主產區(qū)存在部分中介效應。

結合當前中國社會經濟發(fā)展現實，基于本文研究結論，提出以下幾點政策建議。第一，加快農業(yè)現代化步伐，促進農業(yè)勞動力進一步轉移。大力發(fā)展現代農業(yè)，提高農業(yè)生產率以釋放更多農業(yè)剩余勞動力。此外，注重農業(yè)產業(yè)鏈向第二三產業(yè)延伸，加快農村第二三產業(yè)發(fā)展，調整農業(yè)生產結構和農村產業(yè)結構，加快城鄉(xiāng)經濟一體化進程。第二，糧食主產區(qū)與非糧食主產區(qū)實行差異化土地流轉機制。為實現土地規(guī)?；洜I，提高農業(yè)生產率，糧食主產區(qū)和非糧食主產區(qū)都必須加快農村土地流轉。糧食主產區(qū)應充分利用地理優(yōu)勢，支持和發(fā)展農民合作組織和家庭農場，實現土地規(guī)模流轉，避免釋放的勞動力滯留或回流。非糧食主產區(qū)則應探索促進土地規(guī)模流轉的有效補償機制，促進農業(yè)剩余勞動力轉移，進一步優(yōu)化二元經濟結構。第三，優(yōu)化財政支出結構。為提高財政支農效率，應不斷優(yōu)化支農結構，加大對農業(yè)研發(fā)、農業(yè)技術創(chuàng)新、農業(yè)機械化投入的扶持力度，為加快農業(yè)現代化步伐提供保障。此外，加大農村教育支持力度，促進勞動力向城市轉移，為城市第二三產業(yè)發(fā)展儲蓄人力資本。第四，保障農業(yè)轉移人口權益。加快戶籍制度改革，為農業(yè)轉移人口創(chuàng)造與城市居民平等的就業(yè)環(huán)境，建立覆蓋農業(yè)轉移人口的公共服務供給機制；加快教育制度改革，為農業(yè)轉移人口子女提供平等入學機會，提高農業(yè)轉移人口遷移的穩(wěn)定性；促進農業(yè)轉移人口與城市居民的社會融合，真正實現農業(yè)轉移人口市民化。