農業高質量發展與新型城鎮化的 互動機理及實證檢驗

龔銳 謝黎 王亞飛

摘 ? 要：構建新型城鎮化水平綜合評價體系，基于熵權法測算2004—2016年30個省份的新型城鎮化水平，同時將非合意產出農業碳排放納入農業全要素生產率測度框架，基于SBM—ML指數法測算2004—2016年30個省份農業綠色全要素生產率及其分解指數。在此基礎上，采用面板VAR模型和系統GMM估計方法，實證考察新型城鎮化與農業高質量發展的相互關系。研究發現：農業綠色全要素生產率對新型城鎮化具有正向促進作用，分解后的農業技術進步和農業技術效率對新型城鎮化的影響分別為微弱負向作用和顯著正向作用，說明農業綠色全要素生產率對新型城鎮化的正向促進效應主要是農業技術效率改善的結果，而非農業技術進步所致;新型城鎮化對農業綠色全要素生產率的增長具有微弱的制約作用，新型城鎮化促進了農業技術進步，但抑制了農業技術效率改善。

關鍵詞：農業高質量發展;綠色農業全要素生產率;新型城鎮化

中圖分類號：F323 ? 文獻標識碼：A ? 文章編號：1003-7543（2020）07-0145-15

基金項目：重慶市“巴渝青年學者”人才支持項目;教育部人文社會科學基金青年項目“實體企業金融化的微觀量化、作用機理與影響研究”（19YJC790106）;重慶市教委科技項目“綠色金融促進西部貧困地區脫貧攻堅的機制與路徑研究”（KJQN201900500）。

作者簡介：龔銳，重慶大學經濟與工商管理學院博士研究生;謝黎，重慶師范大學經濟與管理學院碩士研究生;王亞飛（通信作者），重慶師范大學經濟與管理學院教授。

現階段，我國經濟由“總量”不足轉變為“結構性”矛盾，該矛盾主要表現為城鄉發展的不平衡、農業或農村發展的不充分。綠色全要素生產率（Green Total Factor Productivity，GTFP）不僅顯示了剔除勞動、資本和土地等有形要素之外因技術進步、要素配置效率改善、管理流程優化、組織模式改進等推動的增長程度，而且將碳排放等非合意產出或“壞”產出納入增長核算框架。促進以農業綠色全要素生產率為內生動力的農業高質量發展，是解決城鄉發展不平衡、農業或農村發展不充分問題的戰略安排和路徑選擇，對于我國決勝全面建成小康社會、開啟全面建設社會主義現代化國家新征程具有重要意義。

從提高農業綠色全要素生產率方面挖掘農業高質量發展的內在潛力固然重要，但若忽視新型城鎮化這一外在變量的作用，或者說沒有有效發揮新型城鎮化對農業高質量發展或鄉村振興的帶動作用，則農業高質量發展的潛力有限，鄉村振興的政策效果也將大打折扣。也就是說，在我國城鎮化進程演進至中后期的歷史節點，將新型城鎮化建設納入農業高質量發展的政策框架，通過市場化改革和政策調控相結合，在繼續推動新型城鎮化發展的同時發揮好其對農業高質量發展的帶動作用，形成農業高質量發展與新型城鎮化的互動發展格局，對于實現鄉村振興、城鄉二元結構轉化和經濟整體高質量發展具有重要現實意義。

一、相關文獻綜述

現有文獻雖然很少直接探討農業高質量發展與新型城鎮化之間的關系，但圍繞城鄉經濟關系或城鎮化與農業現代化關系問題的討論較多。國際上最為經典或最具代表性的當屬基于古典經濟分析框架構建的城鄉二元經濟模型——“劉易斯—費景漢—拉尼斯模型”，該模型成為后來進一步探尋城鄉經濟關系問題的理論基點，后續圍繞我國城鄉經濟關系問題的相關討論，也大多是對該模型進行本土化拓展、修正或驗證[1-2]。圍繞我國城鎮化和農業高質量發展關系問題的討論，相關性較強的文獻主要有：羅小鋒、袁青構建耦合協同模型對新型城鎮化與農業技術進步的耦合協調水平進行測算后發現，二者的耦合協調水平從1993—2000年的低度耦合協調演變至2001—2005年的中度耦合協調、2006—2015年的高度耦合協調，總體呈現相互促進、相互制約的狀態[3]。劉維奇、韓媛媛基于SVAR模型和脈沖響應實驗發現：農業技術進步推動了城鎮化進程，但后者對前者的促進作用不顯著[4]。郭軍華等人基于三階段DEA模型對農業生產效率與城鎮化關系的研究發現：城鎮化水平的提升有利于提高農業的要素資源配置效率和生產效率[5]。宋元梁等人基于VAR模型并運用脈沖響應函數考察了中西部六省農業技術效率與城鎮化的關系，發現具有短期相互制約而長期相互促進的內在關聯[6]。劉克非基于河南省17個地級市數據的協整檢驗發現：城鎮化進程對農業技術效率的改善表現為長期的正向促進作用[7]。何悅、漆雁斌通過面板 Tobit 模型，分別從人口城鎮化、土地城鎮化、經濟城鎮化以及城鎮化帶來的污染四個維度來展開對糧食生產技術效率的影響研究，發現人口城鎮化對農業技術效率影響呈“倒U型”，土地城鎮化和城鎮化污染排放均不利于技術效率改善，而經濟城鎮化對技術效率改善則利弊共存[8]。郭海紅、張在旭基于全國30個省份的面板數據和門檻模型的實證研究發現，新型城鎮化與農業綠色全要素生產率之間存在以農村居民人均收入水平為門檻變量的單一門檻效應，跨過門檻值后新型城鎮化對農業綠色全要素生產率具有顯著正向影響[9]。方龍朋基于湖南省地級市的面板數據和固定效應模型檢驗發現，城鎮化與農業全要素生產率存在“U型”關系[10]。

綜合來看，關于城鎮化與農業高質量發展二者關系的相關研究雖有值得借鑒之處，但存在值得邊際改進的空間：第一，大多數文獻仍采用單一的人口城鎮化率來刻畫城鎮化水平，在國家推進經濟高質量發展和新型城鎮化建設的發展導向下，采用多元指標刻畫新型城鎮化水平更具有政策耦合性;第二，極少的文獻雖然考察了（新型）城鎮化與農業（綠色）全要素生產率的關系問題，但沒有進一步將農業（綠色）全要素生產率分解為農業技術進步指數（TC）和農業技術效率指數（EC），以更為深入地揭示更深層次的影響機制?；诖?，本研究在系統測度新型城鎮化與農業綠色全要素生產率水平的基礎上，構建PVAR模型和采用系統GMM估計方法實證檢驗二者的互動效應，并提出若干政策啟示。

二、理論分析框架的構建

新型城鎮化與以農業綠色全要素生產率為表征的農業高質量發展具有內在的邏輯關聯，主要體現在要素資源再配置效應、產業結構升級效應、“三產”融合效應三個層面。受城鄉經濟發展水平和國家城鄉經濟關系政策調整的影響，新型城鎮化與農業高質量發展的關系可能存在不同的階段性特征。

（一）新型城鎮化與農業高質量發展之間的關聯效應

1.要素資源再配置效應

農業高質量發展通過資源或要素再配置效應推動了新型城鎮化進程。第一，農業高質量發展所蘊含的農業技術進步和技術效率改善，有助于釋放并促進農村富余勞動力向城鎮轉移，通過人口集中和產業集聚，帶動城鎮基礎設施和公共服務體系完善以及城鎮功能提升。第二，農業技術進步和技術效率改善，有助于生產出量多質優的農副產品，為城鎮居民福利改善和產業發展提供產品或原料支撐。第三，農業技術進步和技術效率改善，增加了資本積累，為城鎮產業轉型升級和城鎮功能提升提供了更為充裕的資金支持。第四，農業技術進步和技術效率改善尤其是土地節約型技術和管理的集約化采用，在不降低農業產出的條件下，留存了可供轉化為城鎮建設用地的土地資源，為城鎮規模擴大和產業園區建設創造了更大的潛在物理空間。

新型城鎮化通過資源或要素再配置效應帶動了農業高質量發展。第一，城鎮化進程加快伴隨的產業擴張和功能提升，有助于吸納更多的農村富余勞動力，為農業適度規模經營和專業化發展創造了條件，其蘊含的農業資本（土地）勞動比的提升，能推動農業技術進步和技術（規模）效率改善[11]。第二，通過引導城鎮部門的教育和文化資源向農業或農村部門的輻射和延伸，大幅促進農村文化貧困的緩解、農業從業人員素質的提升以及農民職業化的發展。第三，城鎮化進程中農業生產裝備或農業生產資料部門的快速發展，通過市場機制和政策引導人才、裝備、技術和管理等先進生產要素向農業或農村集聚和配置，有效提升農業生產的技術和管理含量，提高農業勞動生產率和土地產出率，促進農業技術進步和技術效率改善[12]。第四，城鎮化以及二、三產業的發展增強了地方政府的財政實力，為農村基礎設施建設和公共服務完善提供了強大的資金支持，有助于優化農業生產、居民生活的外部環境，進而推動農業高質量發展。

2.產業結構升級效應

農業高質量發展通過產業結構升級效應推動了新型城鎮化進程，其發生機理主要體現在供給和需求兩個層面。就供給層面而言，農業高質量發展蘊含的技術進步和效率改善，將釋放出更大規模的富余勞動力，生產出數量更多和質量更優的農副產品，創造更多的利潤，分別作為勞動力、初級原材料和資本金投向城鎮二、三產業以及新型工業和現代服務業部門，推動城鎮新興產業和現代服務業部門的擴張，促進城鎮產業結構調整和優化升級，進而促進城鎮化高質量發展。就需求層面而言，農業高質量發展引致的對農業科技、現代裝備和農業生產性服務業等的內在需求，有助于拉動城鎮部門農業生產裝備或生產資料部門的發展，并為農業生產性服務業如金融、保險、物流、電商等產業或業態的擴張提供廣闊的市場。農業高質量發展有助于帶動農村居民收入增長和消費水平的提高，有效拉動城鎮消費品或生活服務業部門的發展，這對于促進城鎮產業結構調整和城鎮化進程都具有重要意義。

新型城鎮化也可通過產業結構升級效應帶動農業高質量發展。就供給層面而言，城鎮化進程加快伴隨的知識、技術外溢效應提升了農業技術或管理水平，促進了農民素質的提高和農民職業化發展，為農業產業結構升級提供了技術、管理和人才上的動力支撐[13]。就需求層面而言，城鎮化進程伴隨的城鎮人口增加和生活水平的提高，使得城鎮居民對農副產品質量的要求提高，尤其是大量城鎮居民到鄉村旅游、休閑、度假的需求增加，促進了生態農業、觀光農業的發展，引致農業生產向多功能化方向演進，從而帶動農業生產結構或產業結構的調整，在一定程度上促進了農業高質量發展。

3.“三產”融合效應

“三產”融合是以農業為基礎和依托，借助產業滲透、產業交叉和產業重組的方式，通過形成新技術、新業態、新商業模式延伸農業產業鏈，由一產向二產、三產拓展，打造農業綜合體和聯合體，進而實現農業高質量發展和鄉村振興的目的[14]。隨著城鎮化進程的加快，與農業相關的城鎮二、三產業逐步將其生產鏈條向農村或農業部門拓展和延伸，而農業高質量發展所蘊含的農業產業化經營也將延展農業產業鏈、供應鏈或價值鏈，城鄉兩大部門的涉農企業或生產經營主體，必然在農業產業鏈的“前端”即農業原材料或初級農產品生產以及“后端”即最終農產品的生產或銷售環節產生關聯，并衍生出新業態和新商業模式，如農產品電商[15]。城鎮涉農企業可以采用“公司+基地+農戶”或“公司+農民合作社（大戶）+農戶”的產業組織模式，進而形成以龍頭企業為核心、橫向和縱向相結合的嵌入式農業技術或流程管理溢出機制，這種溢出機制不僅有助于促進農業技術進步和技術效率改善進而直接推動農業高質量發展，而且能通過農業產業鏈延伸和城鎮部門涉農企業與廣大農村經營主體的縱向合作，促進城鄉三次產業的融合發展，實現城鄉產業部門的要素資源整合和再配置，提高農業技術效率。

（二）新型城鎮化與農業高質量發展之間關聯的階段性特征

新型城鎮化與農業高質量發展之間的關系在某一個時點或時期，并非呈現絕對平衡或均等狀態。對于我國而言，這種互動關系受城鄉經濟發展階段和宏觀政策等外在變量的影響較大。其原因是：農業高質量發展與新型城鎮化各自發展水平、演進階段差異導致二者對彼此的效應具有不一致性，即二者互動效應的大小、方向會受到各自發展水平的影響;這種互動效應的形成和演化也受制于國家城鄉經濟發展戰略、制度安排及政策設計，其動態調整是二者互動效應大小、方向改變的重要變量。通常來講，城鎮化與農業高質量發展的關系將經歷三個典型的階段，在不同階段，二者互動效應的大小、方向具有典型的異質性。在城鎮化發展初級階段，城鎮部門利用優于鄉村或農業部門的初始條件，在市場機制和“城市偏向”的政策激勵下，通過人口集中和產業集聚伴隨的“極化效應”快速吸納農業或農村要素資源，在促進城鎮化快速發展的同時也導致農業或農村部門“失血”過多，農業或農村經濟嚴重滯后于城鎮化進程，城鄉二元結構凸顯，城鄉差距擴大，即城鎮化進程抑制了農業生產和高質量發展。隨著城鎮化進程演進至中期階段，城鎮化邊際增長的速度放緩，“集聚不經濟”和“大城市病”不斷凸顯，人才、資金、技術和管理等生產要素開始流向農業或農村部門，城鎮化對農業或農村經濟的擴散、輻射效應開始顯現[16]。上述生產要素與農村土地要素的整合促進了農業產業化經營，帶動了農業技術進步和農業技術效率改善。在這一階段，盡管城鎮化對農業發展的帶動效應不斷凸顯，但城鄉要素流動的路徑依賴和政策實施的滯后效應，使得城鎮化對農業或農村部門的“極化效應”仍然顯著大于“帶動效應”。城鎮化進程演進至中后期后，隨著農業部門的增長潛力不斷釋放，農業部門與城鎮部門的要素回報率差距持續收斂，再加之農村改革和政策實施的經濟增長績效持續提高，城鄉融合發展態勢初步形成，城鎮化與農業現代化的互動效應持續增強，城鎮化帶動農業高質量發展、農業高質量發展促進城鎮化的雙向互動格局形成，表現為城鄉二元結構向“一元化”演進[17]。

我國長期實施的“工業優先、城市偏向”的非均衡發展戰略，使得農村勞動力、土地、資金等生產要素“凈”流向城鎮地區，形成了長期以來的農業支持工業、農村支持城鎮的發展格局。此后，我國對上述戰略進行了重大調整，相繼采取了“工業反哺農業、城市帶動鄉村”“農業農村優先發展”以及鄉村振興的發展戰略，但政策效果的全面凸顯具有一定的時滯效應。因此，就新型城鎮化與農業高質量發展的關系特征而言，我國仍然處于第二階段。由此，這里作出如下假設：農業高質量發展促進了新型城鎮化進程，而新型城鎮化對農業高質量發展具有抑制作用。這一假設是否成立還有待后續的實證檢驗。

三、農業高質量發展與新型城鎮化的測度及演進特征

（一）農業綠色全要素生產率的測度及演進特征

1.測度方法

數據包絡分析法（DEA）對生產效率的測度，往往因徑向和角度選擇不同極易造成結果的偏差。為消除此偏差，Tone Karou將松弛變量引入目標函數中，提出了基于松弛的（Slack-based measure，SBM）非徑向和非角度的效率測度方法[18]。近年來，該方法在生產率測度領域得到廣泛應用。在GTFP測算及分解中應用較為普遍的是Malmquist—Luenberger（ML）指數法和Global Malmquist—Luenberger（GML）指數法?？紤]到操作上的可實現性以及測算的客觀真實性，這里采用SBM—ML指數法對我國30個省份的農業綠色全要素生產率進行測算。本文以每個省份作為一個決策單元，每個決策單元有三個要素：每個省份的農業生產存在N種投入X={x1，x2，…，xN}∈R■■，Q種合意產出Y={y1，y2，…，yQ}∈R■■以及L種非合意產出B={b1，b2，…，bL}∈R■■，假設規模報酬可變，則SBM方向性距離函數為：

D■■（x■■，y■■，b■■）=■

=min■（1）

s.t.■z■■y■■-s■■=y■■，q=1，2，…，Q;■z■■x■■+s■■=x■■，n=1，2，…，N;■z■■b■■+s■■=b■■，l=1，2，…，L;■z■■=1，z■■≥0，s■■≥0，s■■≥0，s■■≥0，i=1，2，…，I（2）

式中：■為效率評價指標，x■■表示省份i的投入，y■■表示省份i的合意產出，b■■表示省份i的非合意產出，s■■表示投入過度，s■■表示合意產出的不足，s■■表示非合意產出的冗余，z■■表示權重向量。

（SBM-ML）■■

=■×■■

=■×■×■■

=Ec■■×Tc■■（3）

式（3）為t時期至t+1時期的SBM—ML指數。SBM—ML指數可以分解為EC（技術效率變化指數）和TC（技術進步變化指數），SBM—ML>1，EC>1，TC>1分別表示農業綠色全要素生產率提高，技術效率上升，技術進步;SBM—ML<1，EC<1，TC<1分別表示農業綠色全要素生產率降低，技術效率下降，技術退步。

2.投入產出指標的選取與數據來源

農業產出。（1）合意產出。選擇農林牧漁總產值表示農業合意產出，為了剔除價格的影響，本文利用農林牧漁總產值價格指數（2003年=100）對農林牧漁總產值進行了處理。（2）非合意產出。農業非合意產出主要體現為化肥、農藥、農膜、柴油、翻耕、灌溉等六大因素引致的農業碳排放，故本研究用農業碳排放作為非合意產出的代理變量，其核算公式為：E=∑Ei=∑Ti·δi，式中E為農業碳排放總量，Ei為第i個碳源的碳排放量，δi為第i個碳源的碳排放系數，各碳排放源的排放系數如表1（下頁）所示。2003—2016年各省份農林牧漁總產值及農林牧漁總產值指數和的六個方面的農業碳排放源數據都來自2003—2016年《中國統計年鑒》。

農業投入。選擇勞動、土地、機械、化肥、灌溉作為農業投入。一是勞動投入。為了有效反映一定時期內的農業勞動力實際投入情況，本研究用第一產業從業人數代表農業勞動投入。二是土地投入。土地投入有耕地面積和播種面積之分，為了更好地反映土地實際利用情況，本研究用播種面積表征土地投入。三是機械投入。農業機械是指用于農林牧漁生產的機械動力總和，本研究用農業機械總動力表示機械投入水平。四是化肥投入?；释度胧侵皋r用氮肥、磷肥、鉀肥以及復合肥數量，本研究用化肥施用折純量來表征。五是灌溉投入。在通常情形下，有效灌溉面積應等于灌溉工程或設備已經配套且能夠進行正常灌溉的水田和水澆地面積之和，是反映我國農田水利建設的重要指標[19]，本研究以有效灌溉面積來表示灌溉投入。上述五大投入變量數據來自2003—2016年《中國統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》及各省份統計年鑒，缺失的少量數據用stata14軟件插值法計算得出。

3.演進態勢

基于2003—2016年除西藏外的30個省份的農業投入產出數據和SBM—ML指數法，測算2004—2016年農業綠色全要素生產率增長指數，并將其分解為農業技術進步指數（TC）和技術效率指數（EC），結果如圖1（下頁）所示。從整體來看，除個別年份（2005年、2010年）外，我國農業綠色全要素生產率在波動中保持增長態勢（GTFP指數大于1），年均增長3.1%;農業技術進步指數（TC）均值為1.046（年均增長4.6%）、農業技術效率指數（EC）均值為0.996（年均負增長0.4%），說明農業綠色全要素生產率增長呈現技術進步和技術效率惡化相伴的事實特征，技術進步是農業綠色全要素生產率增長的核心動力，技術效率惡化拖累了農業綠色全要素生產率增長。當前和今后一段時期，應在繼續保持技術進步增長態勢的同時，重點從技術效率改善上挖掘農業高質量發展的內在潛力。

表2（下頁）報告了30個省份的農業綠色全要素生產率及其分解指數。分省級區域看，除上海和廣西外，其余28個省份的農業綠色全要素生產率均保持增長態勢（GTFP指數均大于1），增長最快的前三個省份依次為江蘇、吉林和寧夏;除上海之外的29個省份的農業技術進步實現了正增長，最高和最低的省份分別為新疆和上海;技術效率改善（EC大于1）和惡化（EC小于1）的省份各占50%，最高和最低的省份分別為江蘇和廣西。上述演變格局再次說明：制約農業高質量發展的最大瓶頸是農業技術效率，而提升農業技術效率必須提高農業生產經營的管理水平。為此，應通過適度規模經營促進農業生產的適度規模化、專業化，通過農業產業化經營帶動“三產”融合發展，并且在穩定糧食生產的前提下引導農業多功能化發展，提升農業生產的附加值。

（二）新型城鎮化的測度及演進特征

1.測度方法

本文采用熵權法對我國省際新型城鎮化水平進行測度。由于構建的新型城鎮化評價體系中各指標在數量級、量綱、正負取向上均有所差異，因而需要對數據進行標準化處理。采用式（4）對正向指標進行標準化處理，其值越大表明其對系統的貢獻越大;采用式（5）對負向指標進行標準化處理，其值越小表明對系統貢獻越大。在此基礎上，采用熵權法測度我國省際新型城鎮化水平。

xij=■（i=1，2，…，m;j=1，2，…，n）（4）

xij=■（i=1，2，…，m;j=1，2，…，n）（5）

2.新型城鎮化指標體系和數據來源

依據《國家新型城鎮化規劃（2014—2020年）》和國家發展和改革委員會印發的《2019年新型城鎮化建設重點任務》提出的新型城鎮化高質量發展要求，并參考已有文獻[24]，本文選取了經濟與社會發展、基礎設施、公共服務、生態環境四個準則層21個指標來度量新型城鎮化水平，并運用熵權法計算得到新型城鎮化各項指標的權重（見表3）。2004—2016年新型城鎮化21個指標數據均來自2005—2017年《中國統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》《中國衛生和計劃生育統計年鑒》以及各省份統計年鑒。

3.演進態勢

從圖2（下頁）可以看出，除上海之外的各個省份2004—2016年新型城鎮化水平都得到了不同程度的提升。2004年新型城鎮化水平列前六位的省份依次是上海（0.79）、北京（0.72）、天津（0.48）、遼寧（0.32）、浙江（0.32）、廣東（0.32）;新型城鎮化水平列后七位的省份依次是貴州（0.13）、廣西（0.14）、河南（0.14）、安徽（0.14）、江西（0.16）、湖南（0.17）、四川（0.17）。2016年新型城鎮化水平列前六位的省份依次是北京（0.87）、上海（0.69）、浙江（0.54）、天津（0.52）、江蘇（0.46）、廣東（0.46）;新型城鎮化水平列后七位的省份依次是云南（0.20）、廣西（0.21）、甘肅（0.22）、河南（0.22）、安徽（0.22）、江西（0.23）、貴州（0.23）。經過十多年的發展，新型城鎮化水平排名前六位的省份雖有所變動，但多屬于東部地區省份，排名靠后的省份中西部地區幾乎各占50%，這可能是因為東部地區擁有先天的地理優勢和良好的自然稟賦，其經濟社會發展水平、基礎設施建設水平、公共服務供給水平以及生態環境投入較其他地區更高。

四、我國農業高質量發展與新型城鎮化互動發展關系的實證考察

（一）計量模型及估計方法

本研究采用PVAR（面板向量自回歸模型）和系統GMM（系統廣義矩）方法，考察農業高質量發展與新型城鎮化的互動效應，具體模型構建如下：

Yit=Yit-1A1+Yit-2A2+…+Yit-pAp+βXit+λi+μit（6）

其中，Yit表示被解釋變量，Xit表示解釋變量，p為滯后階數，λi代表個體效應，i和t分別代表省份和年份，A1，A2，…，Ap和β為待估計的系數矩陣，μit代表隨機擾動項。

在采用系統GMM對PVAR模型進行估計的基礎上，通過格蘭杰因果關系檢驗和脈沖響應函數以更深入細致地考察農業高質量發展與新型城鎮化之間的因果關聯和動態影響機制?？紤]到農業綠色全要素生產率在很大程度上能刻畫農業高質量發展的整體水平，這里采用該指標作為農業高質量發展的代理變量。由于農業綠色全要素生產率還可以分解為農業技術進步指數（TC）和農業技術效率指數（EC），因此本研究在整體考察農業高質量發展與新型城鎮化之間的互動效應的同時，還分別檢驗了TC、EC與新型城鎮化之間的關系。

（二）數據來源與數據說明

本文選取2003—2016年除西藏之外的30個省份作為樣本。所涉及的數據來源于2003—2016年《中國統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》《中國衛生和計劃生育統計年鑒》以及各省份統計年鑒。為消除異方差以及縮小數量級，本文對所有數據進行了對數和一階差分處理。變量說明與描述性統計結果分別如表4、表5（下頁）所示。

（三）實證檢驗

1.數據平穩性檢驗與模型滯后階數選擇

PVAR模型兼具時間序列性質，為了避免“偽回歸”現象發生，在運行模型前需要對選取的面板數據進行單位根檢驗。本研究選取了分別適用于同根假設和不同根假設的LLC檢驗和IPS檢驗，分別考察樣本數據的平穩性。結果顯示：各變量至少在1%的顯著性水平下拒絕有單位根的假設，說明各序列是平穩的。

在確認樣本數據平穩后，需要進一步確定模型的最優滯后階數，參考AIC、BIC、HQIC評價準則，d.lnGTFP、d.lnTC、d.lnEC與d.lnNU的PVAR模型的最優滯后階數均為第2階。

2.模型估計及結果分析

表6（下頁）報告了基于PVAR模型和系統GMM估計方法的實證檢驗結果。由表6可知，農業綠色全要素生產率對新型城鎮化的影響在滯后一期為負向不顯著，滯后二期為正向且在5%的水平下顯著;新型城鎮化對農業綠色全要素生產率的影響在滯后一期為正向，滯后二期為負向，且都不顯著。進一步將農業綠色全要素生產率分解為農業技術進步指數和農業技術效率指數后發現：農業技術進步對新型城鎮化的影響在滯后一期和二期時均為負向不顯著，新型城鎮化對農業技術進步的影響在滯后一期和二期均為正向，且至少在1%的水平下顯著，滯后二期的系數比滯后一期系數更大;農業技術效率對新型城鎮化的影響在滯后一期為正向不顯著，滯后二期為正且在1%的水平下顯著;新型城鎮化對農業技術效率的影響在滯后一期時為負向不顯著，滯后二期為負且在1%的水平下顯著。

上述實證結果表明：第一，農業綠色全要素生產率對新型城鎮化具有正向促進作用，分解后的農業技術進步和農業技術效率對新型城鎮化的影響，分別為微弱負向作用和顯著正向作用，這說明農業綠色全要素生產率對新型城鎮化的正向促進效應主要是農業技術效率改善的結果，而非農業技術進步所致。第二，新型城鎮化對農業綠色全要素生產率的增長具有微弱的制約作用，新型城鎮化促進了農業技術進步，但抑制了農業技術效率改善，由此可見新型城鎮化對農業技術進步的帶動作用并未有效彌補對農業技術效率的損失，整體上制約了農業綠色全要素生產率的增長。

3.格蘭杰因果檢驗

表7（下頁）報告了格蘭杰因果關系檢驗結果。由表7可知，當設定農業綠色全要素生產率為被解釋變量、新型城鎮化為解釋變量時，在10%的水平下仍不顯著（P=0.224），說明新型城鎮化不是農業綠色全要素生產率的格蘭杰原因;當設定新型城鎮化為被解釋變量、農業綠色全要素生產率為解釋變量時，在5%的水平下顯著（P=0.027），說明農業綠色全要素生產率是新型城鎮化的格蘭杰原因。同理可得，新型城鎮化是農業技術進步和農業技術效率的格蘭杰原因，農業技術效率是新型城鎮化的原因，農業技術進步不是新型城鎮化的格蘭杰原因。這與PVAR模型和系統GMM估計結果高度一致。

4.模型系統穩定性檢驗

脈沖響應函數的分析是建立在穩定的PVAR模型之上的，只有通過了PVAR模型系統穩定性檢驗，脈沖響應函數才可以進行。圖3（下頁）為系統穩定性檢驗的判別圖，結果顯示：模型的所有特征值均在單位圓內，因此，可以認為本文建立的PVAR系統是穩定的，可以進行后續的脈沖響應函數分析。

5.脈沖響應函數

考慮到脈沖響應函數是通過面板VAR參數構造的，須考慮標準差，事實上標準差又難以通過計算精確獲得，因此本研究采用蒙特卡洛方法模擬產生這些置信區間。本文通過蒙特卡洛方法模擬999次，得到了95%置信水平下農業綠色全要素生產率與新型城鎮化的脈沖響應結果、農業技術進步與新型城鎮化的脈沖響應結果、農業技術效率與新型城鎮化的脈沖響應結果（見圖4）。

在本期給新型城鎮化一個標準差的外部沖擊后，對農業綠色全要素生產率的影響在經歷短暫的促進作用后迅速轉負且在第二期達到最大值（負），隨后在波動中收斂于0;當農業技術進步受到新型城鎮化一個標準差信息的沖擊后，產生了一個正向的響應幅度并在第二期達到最大值（正），隨后在波動中收斂于0;當農業技術效率受到新型城鎮化一個標準差信息的沖擊后，產生了一個負向的響應幅度并在第二期達到最大值（負），隨后在波動中收斂于0。上述結果再次印證了前述的研究結論：新型城鎮化對農業技術進步的影響為正，對農業技術效率改善的影響為負，且總體上抑制了農業綠色全要素生產率的增長。

在本期給農業綠色全要素生產率一個標準差的外部沖擊后，對新型城鎮化的影響在經歷短暫的波動后迅速在第二期達到最大值（正），隨后在波動中收斂于0;當新型城鎮化受到農業技術進步一個標準差信息的沖擊后，產生的響應幅度為當期最大（負），后雖有緩解但在前六期仍明顯為負，隨后在波動中收斂于0;當新型城鎮化受到農業技術效率一個標準差信息的沖擊后，產生的正向響應幅度于當期達到最大值（正），且在第二期仍為正值，隨后在波動中收斂于0。上述結果再次說明：農業技術進步尚未發揮對新型城鎮化的促進作用，而農業技術效率則有助于推動新型城鎮化進程，且農業生產率總體上對新型城鎮化具有促進作用。

五、結論與政策建議

本研究通過理論分析與實證檢驗相結合，分析了我國新型城鎮化與農業高質量發展的相互關系。研究發現：第一，農業綠色全要素生產率對新型城鎮化具有正向促進作用，分解后的農業技術進步和農業技術效率對新型城鎮化的影響，分別為微弱負向作用和顯著正向作用，說明農業綠色全要素生產率對新型城鎮化的正向促進效應主要是農業技術效率改善的結果，而非農業技術進步所致。第二，新型城鎮化對農業綠色全要素生產率的增長具有微弱的制約作用，新型城鎮化促進了農業技術進步，但抑制了農業技術效率改善。

總體來看，現階段以農業綠色全要素生產率為核心要義的農業高質量發展對新型城鎮化已發揮較大的促進作用，但新型城鎮化對農業高質量發展的帶動作用仍然不夠。因此，當前或今后較長一段時期內，國家制定和實施的城鄉經濟政策的主要導向，應是在穩步提高新型城鎮化水平的同時進一步強化其對農業高質量發展的帶動作用，在農業高質量發展尚未取得明顯成效之前，短期不能過多強調農業或農村發展對城鎮化的支撐或促進作用，否則，當前已經取得的農村扶貧開發成效將可能難以長期保持甚至會回到“原點”，城鄉差距的收斂態勢也將出現逆轉?；诖?，提出如下政策建議：

第一，推動以“城鎮綜合承載能力”和“農民工市民化”為核心要旨的城鎮高質量發展，建立或完善城鎮知識、技術、人才和資本等生產要素向農業或農村流動和融入的實現機制和政策框架。我國城鎮化規模或速度雖已取得長足進步，但城鎮化的質量仍有較大提升空間，當前和今后的相當長一段時期，應將新型城鎮化建設的內容拓展至提高城鎮綜合承載能力、有序推進農業轉移人口市民化、推動產城融合和城鄉融合以及人居環境的改善等方面，實現城鎮高質量發展。與此同時，應通過市場機制完善和政策推動相結合，逐步實現城鎮服務功能以及現代生產要素向農業或農村擴散并扎根。逐步逆轉農業優質勞動力、資金和土地“凈流向”城鎮部門的路徑依賴，改善農業或農村的要素稟賦條件，促進農業技術進步和技術效率的改善，進而實現農業高質量發展和鄉村振興。

第二，在市場引導、政策推動城鎮服務和生產要素向農業或農村流動的同時，還應通過一系列市場化改革和政策支持，進一步優化農業或農村發展環境，激活要素功能，釋放要素潛力。例如，通過財政支農、農村金融扶持等，加大對農村基礎設施和公共服務的投入力度，實現城鄉基礎設施和公共服務的均等化，優化農業生產、居民生活的外部環境;通過推進土地所有權、承包權、經營權“三權”分置改革以及構建和完善公平的市場化土地流轉機制，積極穩妥推動農村土地流轉，促進農業適度規?；?、專業化和市場化，并通過土地要素再配置進一步集聚人才、資金、技術和管理等生產要素，以提高農業生產經營的市場意識、技術和管理含量，進而實現農業高質量發展和鄉村振興。此外，還應通過“公司+合作社（大戶）+農戶”“公司+基地+農戶”等多種組織模式，延展農業產業鏈或價值鏈，這種農業產業鏈上各經營主體的縱向聯合有利于提升要素資源的協同效應，在一定程度上促進一二三產業的融合發展，進而衍生出新產業、新業態、新的商業模式。

第三，在積極釋放城鎮部門對農業或農村部門的技術擴散效應以帶動農業技術進步時，要始終堅守“綠色”底線。在經濟高質量發展以及環境約束強化的新形勢下，農業技術進步路徑選擇的基準應體現為資源集約型和勞動節約型技術并重的發展方向，其目標導向應體現為合意與非合意產出下全要素生產率的共同增長。在方法、手段上，應在加大農業科技研發力度的同時，聚焦低碳或綠色化肥、農藥、農膜、農業機械等農業生產資料的技術進步，并通過財政補貼、稅收優惠、金融支持、環境規制等多種政策工具的協同作用，激勵和強化農業經營主體更多采用“環境友好型”生產資料、流程管理和技術手段，以推動綠色農業科技成果的研發、轉化和廣泛推廣。

第四，建立城鎮和農業高質量發展及其融合發展的統計監測體系和政府績效考核體系，充分發揮其對新型城鎮化和農業高質量發展以及二者的協調推進的引導作用。以經濟高質量發展為指導，在統一新型城鎮化和農業高質量發展的理念認知的基礎上，建立或完善新型城鎮化、農業高質量發展以及城鄉協調發展的統計監測體系，并以此為基礎完善各級政府的績效考核體系和激勵、約束機制?！?/p>

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