龔銳 謝黎 王亞飛

摘 ? 要：構(gòu)建新型城鎮(zhèn)化水平綜合評價體系，基于熵權(quán)法測算2004—2016年30個省份的新型城鎮(zhèn)化水平，同時將非合意產(chǎn)出農(nóng)業(yè)碳排放納入農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率測度框架，基于SBM—ML指數(shù)法測算2004—2016年30個省份農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率及其分解指數(shù)。在此基礎(chǔ)上，采用面板VAR模型和系統(tǒng)GMM估計方法，實證考察新型城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的相互關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率對新型城鎮(zhèn)化具有正向促進作用，分解后的農(nóng)業(yè)技術(shù)進步和農(nóng)業(yè)技術(shù)效率對新型城鎮(zhèn)化的影響分別為微弱負向作用和顯著正向作用，說明農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率對新型城鎮(zhèn)化的正向促進效應(yīng)主要是農(nóng)業(yè)技術(shù)效率改善的結(jié)果，而非農(nóng)業(yè)技術(shù)進步所致;新型城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的增長具有微弱的制約作用，新型城鎮(zhèn)化促進了農(nóng)業(yè)技術(shù)進步，但抑制了農(nóng)業(yè)技術(shù)效率改善。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展;綠色農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率;新型城鎮(zhèn)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(xué)者”人才支持項目;教育部人文社會科學(xué)基金青年項目“實體企業(yè)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(qū)脫貧攻堅的機制與路徑研究”（KJQN201900500）。

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

現(xiàn)階段，我國經(jīng)濟由“總量”不足轉(zhuǎn)變?yōu)椤敖Y(jié)構(gòu)性”矛盾，該矛盾主要表現(xiàn)為城鄉(xiāng)發(fā)展的不平衡、農(nóng)業(yè)或農(nóng)村發(fā)展的不充分。綠色全要素生產(chǎn)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(shù)進步、要素配置效率改善、管理流程優(yōu)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(chǎn)出或“壞”產(chǎn)出納入增長核算框架。促進以農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率為內(nèi)生動力的農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，是解決城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡、農(nóng)業(yè)或農(nóng)村發(fā)展不充分問題的戰(zhàn)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(shè)社會主義現(xiàn)代化國家新征程具有重要意義。

從提高農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率方面挖掘農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在潛力固然重要，但若忽視新型城鎮(zhèn)化這一外在變量的作用，或者說沒有有效發(fā)揮新型城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展或鄉(xiāng)村振興的帶動作用，則農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的潛力有限，鄉(xiāng)村振興的政策效果也將大打折扣。也就是說，在我國城鎮(zhèn)化進程演進至中后期的歷史節(jié)點，將新型城鎮(zhèn)化建設(shè)納入農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的政策框架，通過市場化改革和政策調(diào)控相結(jié)合，在繼續(xù)推動新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的同時發(fā)揮好其對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的帶動作用，形成農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展與新型城鎮(zhèn)化的互動發(fā)展格局，對于實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興、城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化和經(jīng)濟整體高質(zhì)量發(fā)展具有重要現(xiàn)實意義。

一、相關(guān)文獻綜述

現(xiàn)有文獻雖然很少直接探討農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展與新型城鎮(zhèn)化之間的關(guān)系，但圍繞城鄉(xiāng)經(jīng)濟關(guān)系或城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化關(guān)系問題的討論較多。國際上最為經(jīng)典或最具代表性的當屬基于古典經(jīng)濟分析框架構(gòu)建的城鄉(xiāng)二元經(jīng)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(xiāng)經(jīng)濟關(guān)系問題的理論基點，后續(xù)圍繞我國城鄉(xiāng)經(jīng)濟關(guān)系問題的相關(guān)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(zhèn)化和農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展關(guān)系問題的討論，相關(guān)性較強的文獻主要有：羅小鋒、袁青構(gòu)建耦合協(xié)同模型對新型城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)技術(shù)進步的耦合協(xié)調(diào)水平進行測算后發(fā)現(xiàn)，二者的耦合協(xié)調(diào)水平從1993—2000年的低度耦合協(xié)調(diào)演變至2001—2005年的中度耦合協(xié)調(diào)、2006—2015年的高度耦合協(xié)調(diào)，總體呈現(xiàn)相互促進、相互制約的狀態(tài)[3]。劉維奇、韓媛媛基于SVAR模型和脈沖響應(yīng)實驗發(fā)現(xiàn)：農(nóng)業(yè)技術(shù)進步推動了城鎮(zhèn)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(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率與城鎮(zhèn)化關(guān)系的研究發(fā)現(xiàn)：城鎮(zhèn)化水平的提升有利于提高農(nóng)業(yè)的要素資源配置效率和生產(chǎn)效率[5]。宋元梁等人基于VAR模型并運用脈沖響應(yīng)函數(shù)考察了中西部六省農(nóng)業(yè)技術(shù)效率與城鎮(zhèn)化的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)具有短期相互制約而長期相互促進的內(nèi)在關(guān)聯(lián)[6]。劉克非基于河南省17個地級市數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗發(fā)現(xiàn)：城鎮(zhèn)化進程對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的改善表現(xiàn)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(zhèn)化、土地城鎮(zhèn)化、經(jīng)濟城鎮(zhèn)化以及城鎮(zhèn)化帶來的污染四個維度來展開對糧食生產(chǎn)技術(shù)效率的影響研究，發(fā)現(xiàn)人口城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率影響呈“倒U型”，土地城鎮(zhèn)化和城鎮(zhèn)化污染排放均不利于技術(shù)效率改善，而經(jīng)濟城鎮(zhèn)化對技術(shù)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(shù)據(jù)和門檻模型的實證研究發(fā)現(xiàn)，新型城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率之間存在以農(nóng)村居民人均收入水平為門檻變量的單一門檻效應(yīng)，跨過門檻值后新型城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)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(shù)據(jù)和固定效應(yīng)模型檢驗發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率存在“U型”關(guān)系[10]。

綜合來看，關(guān)于城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展二者關(guān)系的相關(guān)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(shù)文獻仍采用單一的人口城鎮(zhèn)化率來刻畫城鎮(zhèn)化水平，在國家推進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展和新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的發(fā)展導(dǎo)向下，采用多元指標刻畫新型城鎮(zhèn)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(zhèn)化與農(nóng)業(yè)（綠色）全要素生產(chǎn)率的關(guān)系問題，但沒有進一步將農(nóng)業(yè)（綠色）全要素生產(chǎn)率分解為農(nóng)業(yè)技術(shù)進步指數(shù)（TC）和農(nóng)業(yè)技術(shù)效率指數(shù)（EC），以更為深入地揭示更深層次的影響機制?；诖耍狙芯吭谙到y(tǒng)測度新型城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率水平的基礎(chǔ)上，構(gòu)建PVAR模型和采用系統(tǒng)GMM估計方法實證檢驗二者的互動效應(yīng)，并提出若干政策啟示。

二、理論分析框架的構(gòu)建

新型城鎮(zhèn)化與以農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率為表征的農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有內(nèi)在的邏輯關(guān)聯(lián)，主要體現(xiàn)在要素資源再配置效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)、“三產(chǎn)”融合效應(yīng)三個層面。受城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展水平和國家城鄉(xiāng)經(jīng)濟關(guān)系政策調(diào)整的影響，新型城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)系可能存在不同的階段性特征。

（一）新型城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間的關(guān)聯(lián)效應(yīng)

1.要素資源再配置效應(yīng)

農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展通過資源或要素再配置效應(yīng)推動了新型城鎮(zhèn)化進程。第一，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展所蘊含的農(nóng)業(yè)技術(shù)進步和技術(shù)效率改善，有助于釋放并促進農(nóng)村富余勞動力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，通過人口集中和產(chǎn)業(yè)集聚，帶動城鎮(zhèn)基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)體系完善以及城鎮(zhèn)功能提升。第二，農(nóng)業(yè)技術(shù)進步和技術(shù)效率改善，有助于生產(chǎn)出量多質(zhì)優(yōu)的農(nóng)副產(chǎn)品，為城鎮(zhèn)居民福利改善和產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供產(chǎn)品或原料支撐。第三，農(nóng)業(yè)技術(shù)進步和技術(shù)效率改善，增加了資本積累，為城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級和城鎮(zhèn)功能提升提供了更為充裕的資金支持。第四，農(nóng)業(yè)技術(shù)進步和技術(shù)效率改善尤其是土地節(jié)約型技術(shù)和管理的集約化采用，在不降低農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的條件下，留存了可供轉(zhuǎn)化為城鎮(zhèn)建設(shè)用地的土地資源，為城鎮(zhèn)規(guī)模擴大和產(chǎn)業(yè)園區(qū)建設(shè)創(chuàng)造了更大的潛在物理空間。

新型城鎮(zhèn)化通過資源或要素再配置效應(yīng)帶動了農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。第一，城鎮(zhèn)化進程加快伴隨的產(chǎn)業(yè)擴張和功能提升，有助于吸納更多的農(nóng)村富余勞動力，為農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營和專業(yè)化發(fā)展創(chuàng)造了條件，其蘊含的農(nóng)業(yè)資本（土地）勞動比的提升，能推動農(nóng)業(yè)技術(shù)進步和技術(shù)（規(guī)模）效率改善[11]。第二，通過引導(dǎo)城鎮(zhèn)部門的教育和文化資源向農(nóng)業(yè)或農(nóng)村部門的輻射和延伸，大幅促進農(nóng)村文化貧困的緩解、農(nóng)業(yè)從業(yè)人員素質(zhì)的提升以及農(nóng)民職業(yè)化的發(fā)展。第三，城鎮(zhèn)化進程中農(nóng)業(yè)生產(chǎn)裝備或農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料部門的快速發(fā)展，通過市場機制和政策引導(dǎo)人才、裝備、技術(shù)和管理等先進生產(chǎn)要素向農(nóng)業(yè)或農(nóng)村集聚和配置，有效提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的技術(shù)和管理含量，提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率和土地產(chǎn)出率，促進農(nóng)業(yè)技術(shù)進步和技術(shù)效率改善[12]。第四，城鎮(zhèn)化以及二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展增強了地方政府的財政實力，為農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和公共服務(wù)完善提供了強大的資金支持，有助于優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、居民生活的外部環(huán)境，進而推動農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

2.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)

農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)推動了新型城鎮(zhèn)化進程，其發(fā)生機理主要體現(xiàn)在供給和需求兩個層面。就供給層面而言，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展蘊含的技術(shù)進步和效率改善，將釋放出更大規(guī)模的富余勞動力，生產(chǎn)出數(shù)量更多和質(zhì)量更優(yōu)的農(nóng)副產(chǎn)品，創(chuàng)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(zhèn)二、三產(chǎn)業(yè)以及新型工業(yè)和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)部門，推動城鎮(zhèn)新興產(chǎn)業(yè)和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)部門的擴張，促進城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和優(yōu)化升級，進而促進城鎮(zhèn)化高質(zhì)量發(fā)展。就需求層面而言，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展引致的對農(nóng)業(yè)科技、現(xiàn)代裝備和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)等的內(nèi)在需求，有助于拉動城鎮(zhèn)部門農(nóng)業(yè)生產(chǎn)裝備或生產(chǎn)資料部門的發(fā)展，并為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)如金融、保險、物流、電商等產(chǎn)業(yè)或業(yè)態(tài)的擴張?zhí)峁V闊的市場。農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展有助于帶動農(nóng)村居民收入增長和消費水平的提高，有效拉動城鎮(zhèn)消費品或生活服務(wù)業(yè)部門的發(fā)展，這對于促進城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和城鎮(zhèn)化進程都具有重要意義。

新型城鎮(zhèn)化也可通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)帶動農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。就供給層面而言，城鎮(zhèn)化進程加快伴隨的知識、技術(shù)外溢效應(yīng)提升了農(nóng)業(yè)技術(shù)或管理水平，促進了農(nóng)民素質(zhì)的提高和農(nóng)民職業(yè)化發(fā)展，為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級提供了技術(shù)、管理和人才上的動力支撐[13]。就需求層面而言，城鎮(zhèn)化進程伴隨的城鎮(zhèn)人口增加和生活水平的提高，使得城鎮(zhèn)居民對農(nóng)副產(chǎn)品質(zhì)量的要求提高，尤其是大量城鎮(zhèn)居民到鄉(xiāng)村旅游、休閑、度假的需求增加，促進了生態(tài)農(nóng)業(yè)、觀光農(nóng)業(yè)的發(fā)展，引致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)向多功能化方向演進，從而帶動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)或產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，在一定程度上促進了農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

3.“三產(chǎn)”融合效應(yīng)

“三產(chǎn)”融合是以農(nóng)業(yè)為基礎(chǔ)和依托，借助產(chǎn)業(yè)滲透、產(chǎn)業(yè)交叉和產(chǎn)業(yè)重組的方式，通過形成新技術(shù)、新業(yè)態(tài)、新商業(yè)模式延伸農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈，由一產(chǎn)向二產(chǎn)、三產(chǎn)拓展，打造農(nóng)業(yè)綜合體和聯(lián)合體，進而實現(xiàn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展和鄉(xiāng)村振興的目的[14]。隨著城鎮(zhèn)化進程的加快，與農(nóng)業(yè)相關(guān)的城鎮(zhèn)二、三產(chǎn)業(yè)逐步將其生產(chǎn)鏈條向農(nóng)村或農(nóng)業(yè)部門拓展和延伸，而農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展所蘊含的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營也將延展農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈、供應(yīng)鏈或價值鏈，城鄉(xiāng)兩大部門的涉農(nóng)企業(yè)或生產(chǎn)經(jīng)營主體，必然在農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈的“前端”即農(nóng)業(yè)原材料或初級農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)以及“后端”即最終農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)或銷售環(huán)節(jié)產(chǎn)生關(guān)聯(lián)，并衍生出新業(yè)態(tài)和新商業(yè)模式，如農(nóng)產(chǎn)品電商[15]。城鎮(zhèn)涉農(nóng)企業(yè)可以采用“公司+基地+農(nóng)戶”或“公司+農(nóng)民合作社（大戶）+農(nóng)戶”的產(chǎn)業(yè)組織模式，進而形成以龍頭企業(yè)為核心、橫向和縱向相結(jié)合的嵌入式農(nóng)業(yè)技術(shù)或流程管理溢出機制，這種溢出機制不僅有助于促進農(nóng)業(yè)技術(shù)進步和技術(shù)效率改善進而直接推動農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，而且能通過農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈延伸和城鎮(zhèn)部門涉農(nóng)企業(yè)與廣大農(nóng)村經(jīng)營主體的縱向合作，促進城鄉(xiāng)三次產(chǎn)業(yè)的融合發(fā)展，實現(xiàn)城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)部門的要素資源整合和再配置，提高農(nóng)業(yè)技術(shù)效率。

（二）新型城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間關(guān)聯(lián)的階段性特征

新型城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間的關(guān)系在某一個時點或時期，并非呈現(xiàn)絕對平衡或均等狀態(tài)。對于我國而言，這種互動關(guān)系受城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展階段和宏觀政策等外在變量的影響較大。其原因是：農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展與新型城鎮(zhèn)化各自發(fā)展水平、演進階段差異導(dǎo)致二者對彼此的效應(yīng)具有不一致性，即二者互動效應(yīng)的大小、方向會受到各自發(fā)展水平的影響;這種互動效應(yīng)的形成和演化也受制于國家城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略、制度安排及政策設(shè)計，其動態(tài)調(diào)整是二者互動效應(yīng)大小、方向改變的重要變量。通常來講，城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)系將經(jīng)歷三個典型的階段，在不同階段，二者互動效應(yīng)的大小、方向具有典型的異質(zhì)性。在城鎮(zhèn)化發(fā)展初級階段，城鎮(zhèn)部門利用優(yōu)于鄉(xiāng)村或農(nóng)業(yè)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(chǎn)業(yè)集聚伴隨的“極化效應(yīng)”快速吸納農(nóng)業(yè)或農(nóng)村要素資源，在促進城鎮(zhèn)化快速發(fā)展的同時也導(dǎo)致農(nóng)業(yè)或農(nóng)村部門“失血”過多，農(nóng)業(yè)或農(nóng)村經(jīng)濟嚴重滯后于城鎮(zhèn)化進程，城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)凸顯，城鄉(xiāng)差距擴大，即城鎮(zhèn)化進程抑制了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和高質(zhì)量發(fā)展。隨著城鎮(zhèn)化進程演進至中期階段，城鎮(zhèn)化邊際增長的速度放緩，“集聚不經(jīng)濟”和“大城市病”不斷凸顯，人才、資金、技術(shù)和管理等生產(chǎn)要素開始流向農(nóng)業(yè)或農(nóng)村部門，城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)或農(nóng)村經(jīng)濟的擴散、輻射效應(yīng)開始顯現(xiàn)[16]。上述生產(chǎn)要素與農(nóng)村土地要素的整合促進了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營，帶動了農(nóng)業(yè)技術(shù)進步和農(nóng)業(yè)技術(shù)效率改善。在這一階段，盡管城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)發(fā)展的帶動效應(yīng)不斷凸顯，但城鄉(xiāng)要素流動的路徑依賴和政策實施的滯后效應(yīng)，使得城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)或農(nóng)村部門的“極化效應(yīng)”仍然顯著大于“帶動效應(yīng)”。城鎮(zhèn)化進程演進至中后期后，隨著農(nóng)業(yè)部門的增長潛力不斷釋放，農(nóng)業(yè)部門與城鎮(zhèn)部門的要素回報率差距持續(xù)收斂，再加之農(nóng)村改革和政策實施的經(jīng)濟增長績效持續(xù)提高，城鄉(xiāng)融合發(fā)展態(tài)勢初步形成，城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的互動效應(yīng)持續(xù)增強，城鎮(zhèn)化帶動農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展、農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展促進城鎮(zhèn)化的雙向互動格局形成，表現(xiàn)為城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)向“一元化”演進[17]。

我國長期實施的“工業(yè)優(yōu)先、城市偏向”的非均衡發(fā)展戰(zhàn)略，使得農(nóng)村勞動力、土地、資金等生產(chǎn)要素“凈”流向城鎮(zhèn)地區(qū)，形成了長期以來的農(nóng)業(yè)支持工業(yè)、農(nóng)村支持城鎮(zhèn)的發(fā)展格局。此后，我國對上述戰(zhàn)略進行了重大調(diào)整，相繼采取了“工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)、城市帶動鄉(xiāng)村”“農(nóng)業(yè)農(nóng)村優(yōu)先發(fā)展”以及鄉(xiāng)村振興的發(fā)展戰(zhàn)略，但政策效果的全面凸顯具有一定的時滯效應(yīng)。因此，就新型城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)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(shè)：農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展促進了新型城鎮(zhèn)化進程，而新型城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有抑制作用。這一假設(shè)是否成立還有待后續(xù)的實證檢驗。

三、農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展與新型城鎮(zhèn)化的測度及演進特征

（一）農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的測度及演進特征

1.測度方法

數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法（DEA）對生產(chǎn)效率的測度，往往因徑向和角度選擇不同極易造成結(jié)果的偏差。為消除此偏差，Tone Karou將松弛變量引入目標函數(shù)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(chǎn)率測度領(lǐng)域得到廣泛應(yīng)用。在GTFP測算及分解中應(yīng)用較為普遍的是Malmquist—Luenberger（ML）指數(shù)法和Global Malmquist—Luenberger（GML）指數(shù)法?？紤]到操作上的可實現(xiàn)性以及測算的客觀真實性，這里采用SBM—ML指數(shù)法對我國30個省份的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)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(nóng)業(yè)生產(chǎn)存在N種投入X={x1，x2，…，xN}∈R■■，Q種合意產(chǎn)出Y={y1，y2，…，yQ}∈R■■以及L種非合意產(chǎn)出B={b1，b2，…，bL}∈R■■，假設(shè)規(guī)模報酬可變，則SBM方向性距離函數(shù)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(chǎn)出，b■■表示省份i的非合意產(chǎn)出，s■■表示投入過度，s■■表示合意產(chǎn)出的不足，s■■表示非合意產(chǎn)出的冗余，z■■表示權(quán)重向量。

（SBM-ML）■■

=■×■■

=■×■×■■

=Ec■■×Tc■■（3）

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

2.投入產(chǎn)出指標的選取與數(shù)據(jù)來源

農(nóng)業(yè)產(chǎn)出。（1）合意產(chǎn)出。選擇農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值表示農(nóng)業(yè)合意產(chǎn)出，為了剔除價格的影響，本文利用農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值價格指數(shù)（2003年=100）對農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值進行了處理。（2）非合意產(chǎn)出。農(nóng)業(yè)非合意產(chǎn)出主要體現(xiàn)為化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜、柴油、翻耕、灌溉等六大因素引致的農(nóng)業(yè)碳排放，故本研究用農(nóng)業(yè)碳排放作為非合意產(chǎn)出的代理變量，其核算公式為：E=∑Ei=∑Ti·δi，式中E為農(nóng)業(yè)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(shù)，各碳排放源的排放系數(shù)如表1（下頁）所示。2003—2016年各省份農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值及農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值指數(shù)和的六個方面的農(nóng)業(yè)碳排放源數(shù)據(jù)都來自2003—2016年《中國統(tǒng)計年鑒》。

農(nóng)業(yè)投入。選擇勞動、土地、機械、化肥、灌溉作為農(nóng)業(yè)投入。一是勞動投入。為了有效反映一定時期內(nèi)的農(nóng)業(yè)勞動力實際投入情況，本研究用第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)代表農(nóng)業(yè)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(nóng)業(yè)機械是指用于農(nóng)林牧漁生產(chǎn)的機械動力總和，本研究用農(nóng)業(yè)機械總動力表示機械投入水平。四是化肥投入。化肥投入是指農(nóng)用氮肥、磷肥、鉀肥以及復(fù)合肥數(shù)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(yīng)等于灌溉工程或設(shè)備已經(jīng)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(nóng)田水利建設(shè)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(shù)據(jù)來自2003—2016年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》及各省份統(tǒng)計年鑒，缺失的少量數(shù)據(jù)用stata14軟件插值法計算得出。

3.演進態(tài)勢

基于2003—2016年除西藏外的30個省份的農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)和SBM—ML指數(shù)法，測算2004—2016年農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長指數(shù)，并將其分解為農(nóng)業(yè)技術(shù)進步指數(shù)（TC）和技術(shù)效率指數(shù)（EC），結(jié)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(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率在波動中保持增長態(tài)勢（GTFP指數(shù)大于1），年均增長3.1%;農(nóng)業(yè)技術(shù)進步指數(shù)（TC）均值為1.046（年均增長4.6%）、農(nóng)業(yè)技術(shù)效率指數(shù)（EC）均值為0.996（年均負增長0.4%），說明農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長呈現(xiàn)技術(shù)進步和技術(shù)效率惡化相伴的事實特征，技術(shù)進步是農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長的核心動力，技術(shù)效率惡化拖累了農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率增長。當前和今后一段時期，應(yīng)在繼續(xù)保持技術(shù)進步增長態(tài)勢的同時，重點從技術(shù)效率改善上挖掘農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在潛力。

表2（下頁）報告了30個省份的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率及其分解指數(shù)。分省級區(qū)域看，除上海和廣西外，其余28個省份的農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率均保持增長態(tài)勢（GTFP指數(shù)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(nóng)業(yè)技術(shù)進步實現(xiàn)了正增長，最高和最低的省份分別為新疆和上海;技術(shù)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(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的最大瓶頸是農(nóng)業(yè)技術(shù)效率，而提升農(nóng)業(yè)技術(shù)效率必須提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的管理水平。為此，應(yīng)通過適度規(guī)模經(jīng)營促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的適度規(guī)?；I(yè)化，通過農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營帶動“三產(chǎn)”融合發(fā)展，并且在穩(wěn)定糧食生產(chǎn)的前提下引導(dǎo)農(nóng)業(yè)多功能化發(fā)展，提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的附加值。

（二）新型城鎮(zhèn)化的測度及演進特征

1.測度方法

本文采用熵權(quán)法對我國省際新型城鎮(zhèn)化水平進行測度。由于構(gòu)建的新型城鎮(zhèn)化評價體系中各指標在數(shù)量級、量綱、正負取向上均有所差異，因而需要對數(shù)據(jù)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(tǒng)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(tǒng)貢獻越大。在此基礎(chǔ)上，采用熵權(quán)法測度我國省際新型城鎮(zhèn)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(zhèn)化指標體系和數(shù)據(jù)來源

依據(jù)《國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃（2014—2020年）》和國家發(fā)展和改革委員會印發(fā)的《2019年新型城鎮(zhèn)化建設(shè)重點任務(wù)》提出的新型城鎮(zhèn)化高質(zhì)量發(fā)展要求，并參考已有文獻[24]，本文選取了經(jīng)濟與社會發(fā)展、基礎(chǔ)設(shè)施、公共服務(wù)、生態(tài)環(huán)境四個準則層21個指標來度量新型城鎮(zhèn)化水平，并運用熵權(quán)法計算得到新型城鎮(zhèn)化各項指標的權(quán)重（見表3）。2004—2016年新型城鎮(zhèn)化21個指標數(shù)據(jù)均來自2005—2017年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國衛(wèi)生和計劃生育統(tǒng)計年鑒》以及各省份統(tǒng)計年鑒。

3.演進態(tài)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(zhèn)化水平都得到了不同程度的提升。2004年新型城鎮(zhèn)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(zhèn)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(zhèn)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(zhèn)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(jīng)過十多年的發(fā)展，新型城鎮(zhèn)化水平排名前六位的省份雖有所變動，但多屬于東部地區(qū)省份，排名靠后的省份中西部地區(qū)幾乎各占50%，這可能是因為東部地區(qū)擁有先天的地理優(yōu)勢和良好的自然稟賦，其經(jīng)濟社會發(fā)展水平、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平、公共服務(wù)供給水平以及生態(tài)環(huán)境投入較其他地區(qū)更高。

四、我國農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展與新型城鎮(zhèn)化互動發(fā)展關(guān)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(tǒng)GMM（系統(tǒng)廣義矩）方法，考察農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展與新型城鎮(zhèn)化的互動效應(yīng)，具體模型構(gòu)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(shù)，λi代表個體效應(yīng)，i和t分別代表省份和年份，A1，A2，…，Ap和β為待估計的系數(shù)矩陣，μit代表隨機擾動項。

在采用系統(tǒng)GMM對PVAR模型進行估計的基礎(chǔ)上，通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗和脈沖響應(yīng)函數(shù)以更深入細致地考察農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展與新型城鎮(zhèn)化之間的因果關(guān)聯(lián)和動態(tài)影響機制?？紤]到農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率在很大程度上能刻畫農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的整體水平，這里采用該指標作為農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的代理變量。由于農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率還可以分解為農(nóng)業(yè)技術(shù)進步指數(shù)（TC）和農(nóng)業(yè)技術(shù)效率指數(shù)（EC），因此本研究在整體考察農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展與新型城鎮(zhèn)化之間的互動效應(yīng)的同時，還分別檢驗了TC、EC與新型城鎮(zhèn)化之間的關(guān)系。

（二）數(shù)據(jù)來源與數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)來源于2003—2016年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國衛(wèi)生和計劃生育統(tǒng)計年鑒》以及各省份統(tǒng)計年鑒。為消除異方差以及縮小數(shù)量級，本文對所有數(shù)據(jù)進行了對數(shù)和一階差分處理。變量說明與描述性統(tǒng)計結(jié)果分別如表4、表5（下頁）所示。

（三）實證檢驗

1.數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗與模型滯后階數(shù)選擇

PVAR模型兼具時間序列性質(zhì)，為了避免“偽回歸”現(xiàn)象發(fā)生，在運行模型前需要對選取的面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。本研究選取了分別適用于同根假設(shè)和不同根假設(shè)的LLC檢驗和IPS檢驗，分別考察樣本數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。結(jié)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(shè)，說明各序列是平穩(wěn)的。

在確認樣本數(shù)據(jù)平穩(wěn)后，需要進一步確定模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，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(yōu)滯后階數(shù)均為第2階。

2.模型估計及結(jié)果分析

表6（下頁）報告了基于PVAR模型和系統(tǒng)GMM估計方法的實證檢驗結(jié)果。由表6可知，農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率對新型城鎮(zhèn)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(zhèn)化對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)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(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率分解為農(nóng)業(yè)技術(shù)進步指數(shù)和農(nóng)業(yè)技術(shù)效率指數(shù)后發(fā)現(xiàn)：農(nóng)業(yè)技術(shù)進步對新型城鎮(zhèn)化的影響在滯后一期和二期時均為負向不顯著，新型城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)技術(shù)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(shù)比滯后一期系數(shù)更大;農(nóng)業(yè)技術(shù)效率對新型城鎮(zhèn)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(zhèn)化對農(nóng)業(yè)技術(shù)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(jié)果表明：第一，農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率對新型城鎮(zhèn)化具有正向促進作用，分解后的農(nóng)業(yè)技術(shù)進步和農(nóng)業(yè)技術(shù)效率對新型城鎮(zhèn)化的影響，分別為微弱負向作用和顯著正向作用，這說明農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率對新型城鎮(zhèn)化的正向促進效應(yīng)主要是農(nóng)業(yè)技術(shù)效率改善的結(jié)果，而非農(nóng)業(yè)技術(shù)進步所致。第二，新型城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的增長具有微弱的制約作用，新型城鎮(zhèn)化促進了農(nóng)業(yè)技術(shù)進步，但抑制了農(nóng)業(yè)技術(shù)效率改善，由此可見新型城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)技術(shù)進步的帶動作用并未有效彌補對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的損失，整體上制約了農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)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(guān)系檢驗結(jié)果。由表7可知，當設(shè)定農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率為被解釋變量、新型城鎮(zhèn)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(zhèn)化不是農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的格蘭杰原因;當設(shè)定新型城鎮(zhèn)化為被解釋變量、農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率為解釋變量時，在5%的水平下顯著（P=0.027），說明農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率是新型城鎮(zhèn)化的格蘭杰原因。同理可得，新型城鎮(zhèn)化是農(nóng)業(yè)技術(shù)進步和農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的格蘭杰原因，農(nóng)業(yè)技術(shù)效率是新型城鎮(zhèn)化的原因，農(nóng)業(yè)技術(shù)進步不是新型城鎮(zhèn)化的格蘭杰原因。這與PVAR模型和系統(tǒng)GMM估計結(jié)果高度一致。

4.模型系統(tǒng)穩(wěn)定性檢驗

脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析是建立在穩(wěn)定的PVAR模型之上的，只有通過了PVAR模型系統(tǒng)穩(wěn)定性檢驗，脈沖響應(yīng)函數(shù)才可以進行。圖3（下頁）為系統(tǒng)穩(wěn)定性檢驗的判別圖，結(jié)果顯示：模型的所有特征值均在單位圓內(nèi)，因此，可以認為本文建立的PVAR系統(tǒng)是穩(wěn)定的，可以進行后續(xù)的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。

5.脈沖響應(yīng)函數(shù)

考慮到脈沖響應(yīng)函數(shù)是通過面板VAR參數(shù)構(gòu)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(chǎn)生這些置信區(qū)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(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率與新型城鎮(zhèn)化的脈沖響應(yīng)結(jié)果、農(nóng)業(yè)技術(shù)進步與新型城鎮(zhèn)化的脈沖響應(yīng)結(jié)果、農(nóng)業(yè)技術(shù)效率與新型城鎮(zhèn)化的脈沖響應(yīng)結(jié)果（見圖4）。

在本期給新型城鎮(zhèn)化一個標準差的外部沖擊后，對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響在經(jīng)歷短暫的促進作用后迅速轉(zhuǎn)負且在第二期達到最大值（負），隨后在波動中收斂于0;當農(nóng)業(yè)技術(shù)進步受到新型城鎮(zhèn)化一個標準差信息的沖擊后，產(chǎn)生了一個正向的響應(yīng)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(nóng)業(yè)技術(shù)效率受到新型城鎮(zhèn)化一個標準差信息的沖擊后，產(chǎn)生了一個負向的響應(yīng)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(jié)果再次印證了前述的研究結(jié)論：新型城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)技術(shù)進步的影響為正，對農(nóng)業(yè)技術(shù)效率改善的影響為負，且總體上抑制了農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的增長。

在本期給農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率一個標準差的外部沖擊后，對新型城鎮(zhèn)化的影響在經(jīng)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(zhèn)化受到農(nóng)業(yè)技術(shù)進步一個標準差信息的沖擊后，產(chǎn)生的響應(yīng)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(zhèn)化受到農(nóng)業(yè)技術(shù)效率一個標準差信息的沖擊后，產(chǎn)生的正向響應(yīng)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(jié)果再次說明：農(nóng)業(yè)技術(shù)進步尚未發(fā)揮對新型城鎮(zhèn)化的促進作用，而農(nóng)業(yè)技術(shù)效率則有助于推動新型城鎮(zhèn)化進程，且農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率總體上對新型城鎮(zhèn)化具有促進作用。

五、結(jié)論與政策建議

本研究通過理論分析與實證檢驗相結(jié)合，分析了我國新型城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的相互關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：第一，農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率對新型城鎮(zhèn)化具有正向促進作用，分解后的農(nóng)業(yè)技術(shù)進步和農(nóng)業(yè)技術(shù)效率對新型城鎮(zhèn)化的影響，分別為微弱負向作用和顯著正向作用，說明農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率對新型城鎮(zhèn)化的正向促進效應(yīng)主要是農(nóng)業(yè)技術(shù)效率改善的結(jié)果，而非農(nóng)業(yè)技術(shù)進步所致。第二，新型城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的增長具有微弱的制約作用，新型城鎮(zhèn)化促進了農(nóng)業(yè)技術(shù)進步，但抑制了農(nóng)業(yè)技術(shù)效率改善。

總體來看，現(xiàn)階段以農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率為核心要義的農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對新型城鎮(zhèn)化已發(fā)揮較大的促進作用，但新型城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的帶動作用仍然不夠。因此，當前或今后較長一段時期內(nèi)，國家制定和實施的城鄉(xiāng)經(jīng)濟政策的主要導(dǎo)向，應(yīng)是在穩(wěn)步提高新型城鎮(zhèn)化水平的同時進一步強化其對農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的帶動作用，在農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展尚未取得明顯成效之前，短期不能過多強調(diào)農(nóng)業(yè)或農(nóng)村發(fā)展對城鎮(zhèn)化的支撐或促進作用，否則，當前已經(jīng)取得的農(nóng)村扶貧開發(fā)成效將可能難以長期保持甚至?xí)氐健霸c”，城鄉(xiāng)差距的收斂態(tài)勢也將出現(xiàn)逆轉(zhuǎn)?；诖?，提出如下政策建議：

第一，推動以“城鎮(zhèn)綜合承載能力”和“農(nóng)民工市民化”為核心要旨的城鎮(zhèn)高質(zhì)量發(fā)展，建立或完善城鎮(zhèn)知識、技術(shù)、人才和資本等生產(chǎn)要素向農(nóng)業(yè)或農(nóng)村流動和融入的實現(xiàn)機制和政策框架。我國城鎮(zhèn)化規(guī)?；蛩俣入m已取得長足進步，但城鎮(zhèn)化的質(zhì)量仍有較大提升空間，當前和今后的相當長一段時期，應(yīng)將新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的內(nèi)容拓展至提高城鎮(zhèn)綜合承載能力、有序推進農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化、推動產(chǎn)城融合和城鄉(xiāng)融合以及人居環(huán)境的改善等方面，實現(xiàn)城鎮(zhèn)高質(zhì)量發(fā)展。與此同時，應(yīng)通過市場機制完善和政策推動相結(jié)合，逐步實現(xiàn)城鎮(zhèn)服務(wù)功能以及現(xiàn)代生產(chǎn)要素向農(nóng)業(yè)或農(nóng)村擴散并扎根。逐步逆轉(zhuǎn)農(nóng)業(yè)優(yōu)質(zhì)勞動力、資金和土地“凈流向”城鎮(zhèn)部門的路徑依賴，改善農(nóng)業(yè)或農(nóng)村的要素稟賦條件，促進農(nóng)業(yè)技術(shù)進步和技術(shù)效率的改善，進而實現(xiàn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展和鄉(xiāng)村振興。

第二，在市場引導(dǎo)、政策推動城鎮(zhèn)服務(wù)和生產(chǎn)要素向農(nóng)業(yè)或農(nóng)村流動的同時，還應(yīng)通過一系列市場化改革和政策支持，進一步優(yōu)化農(nóng)業(yè)或農(nóng)村發(fā)展環(huán)境，激活要素功能，釋放要素潛力。例如，通過財政支農(nóng)、農(nóng)村金融扶持等，加大對農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)的投入力度，實現(xiàn)城鄉(xiāng)基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)的均等化，優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、居民生活的外部環(huán)境;通過推進土地所有權(quán)、承包權(quán)、經(jīng)營權(quán)“三權(quán)”分置改革以及構(gòu)建和完善公平的市場化土地流轉(zhuǎn)機制，積極穩(wěn)妥推動農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)，促進農(nóng)業(yè)適度規(guī)?；?、專業(yè)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(shù)和管理等生產(chǎn)要素，以提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的市場意識、技術(shù)和管理含量，進而實現(xiàn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展和鄉(xiāng)村振興。此外，還應(yīng)通過“公司+合作社（大戶）+農(nóng)戶”“公司+基地+農(nóng)戶”等多種組織模式，延展農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈或價值鏈，這種農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈上各經(jīng)營主體的縱向聯(lián)合有利于提升要素資源的協(xié)同效應(yīng)，在一定程度上促進一二三產(chǎn)業(yè)的融合發(fā)展，進而衍生出新產(chǎn)業(yè)、新業(yè)態(tài)、新的商業(yè)模式。

第三，在積極釋放城鎮(zhèn)部門對農(nóng)業(yè)或農(nóng)村部門的技術(shù)擴散效應(yīng)以帶動農(nóng)業(yè)技術(shù)進步時，要始終堅守“綠色”底線。在經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展以及環(huán)境約束強化的新形勢下，農(nóng)業(yè)技術(shù)進步路徑選擇的基準應(yīng)體現(xiàn)為資源集約型和勞動節(jié)約型技術(shù)并重的發(fā)展方向，其目標導(dǎo)向應(yīng)體現(xiàn)為合意與非合意產(chǎn)出下全要素生產(chǎn)率的共同增長。在方法、手段上，應(yīng)在加大農(nóng)業(yè)科技研發(fā)力度的同時，聚焦低碳或綠色化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜、農(nóng)業(yè)機械等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的技術(shù)進步，并通過財政補貼、稅收優(yōu)惠、金融支持、環(huán)境規(guī)制等多種政策工具的協(xié)同作用，激勵和強化農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體更多采用“環(huán)境友好型”生產(chǎn)資料、流程管理和技術(shù)手段，以推動綠色農(nóng)業(yè)科技成果的研發(fā)、轉(zhuǎn)化和廣泛推廣。

第四，建立城鎮(zhèn)和農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展及其融合發(fā)展的統(tǒng)計監(jiān)測體系和政府績效考核體系，充分發(fā)揮其對新型城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展以及二者的協(xié)調(diào)推進的引導(dǎo)作用。以經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展為指導(dǎo)，在統(tǒng)一新型城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的理念認知的基礎(chǔ)上，建立或完善新型城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展以及城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的統(tǒng)計監(jiān)測體系，并以此為基礎(chǔ)完善各級政府的績效考核體系和激勵、約束機制。■

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