姚 旭 兵，羅 光 強，寧 瑞 芳

(湖南工程學院 1.管理學院；3.人事處，湖南 湘潭 411104；2.湖南農業(yè)大學 經(jīng)濟學院，湖南 長沙 410128)

城鎮(zhèn)化與農業(yè)經(jīng)濟增長的區(qū)域效應研究①
——基于PVAR模型的實證分析

姚 旭 兵1，2，羅 光 強2，寧 瑞 芳3

(湖南工程學院 1.管理學院；3.人事處，湖南 湘潭 411104；2.湖南農業(yè)大學 經(jīng)濟學院，湖南 長沙 410128)

摘要：通過構建PVAR模型，研究了我國城鎮(zhèn)化進程與農業(yè)經(jīng)濟增長的互動關系及其區(qū)域效應。研究表明：我國的城鎮(zhèn)化與農業(yè)經(jīng)濟增長在全國所有區(qū)域都存在長期的協(xié)整關系。進一步分析發(fā)現(xiàn)雖然農業(yè)經(jīng)濟增長對城鎮(zhèn)化的影響在三大區(qū)域都體現(xiàn)為正效應，但是城鎮(zhèn)化對農業(yè)經(jīng)濟增長的影響卻存在著顯著的區(qū)域效應：在次發(fā)達地區(qū)，城鎮(zhèn)化顯著促進農業(yè)經(jīng)濟增長；而在發(fā)達及不發(fā)達地區(qū)，城鎮(zhèn)化卻不同程度地抑制農業(yè)經(jīng)濟增長。最后，提出要根據(jù)區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平的差異因地制宜地制定相應的城鎮(zhèn)化政策來促進城鎮(zhèn)化與農業(yè)經(jīng)濟增長的良性互動。

關鍵詞：城鎮(zhèn)化；農業(yè)經(jīng)濟增長；PVAR；區(qū)域效應

一、引言及文獻綜述

自從上個世紀中國拉開改革開放的序幕之后，我國的城鎮(zhèn)化進程一直穩(wěn)步推進。按照城鎮(zhèn)常住人口占總人口的統(tǒng)計口徑，我國城鎮(zhèn)化率從1978年的17.92%快速達到2014年的54.77%，根據(jù)“諾瑟姆”S曲線對城鎮(zhèn)化發(fā)展規(guī)律的劃分，我國城鎮(zhèn)化進程已經(jīng)步入“加速”的快車道，目前城鎮(zhèn)化發(fā)展已經(jīng)成為我國新時期促進經(jīng)濟增長及轉型的重要動力源。與此同時，我國在“三農”領域也取得了很大的進步，尤其是農業(yè)經(jīng)濟增長比較快，農業(yè)總產值從1978年的1 117.50億元提高至2013年的51 497.37億元。但是，城鎮(zhèn)化必然導致非農產業(yè)在城鎮(zhèn)集聚、農村人口向城鎮(zhèn)集中。那么，這種隨城鎮(zhèn)化進程的推進致使土地、資金、勞動力等生產要素大量從第一產業(yè)流出的過程會不會最終在促進我國整體經(jīng)濟增長的同時卻損害農業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展及增長？農業(yè)經(jīng)濟的增長是否一定會阻礙城鎮(zhèn)化進程？城鎮(zhèn)化與農業(yè)經(jīng)濟增長的相互關系在我國是否存在區(qū)域異質性？在我國目前大力推進的新型城鎮(zhèn)化的背景下，對于這些問題的深入研究具有非常重要的理論意義及實踐意義。因為我國是農業(yè)大國，還有7億多人口生活在農村，農業(yè)的發(fā)展與穩(wěn)定對于我國整體的發(fā)展與穩(wěn)定具有非常重要的戰(zhàn)略地位。如果城鎮(zhèn)化進程對我國農業(yè)的發(fā)展造成嚴重傷害，則會進一步威脅我國經(jīng)濟的整體安全。所以黨的“十八大”已經(jīng)明確提出要“促進城鎮(zhèn)化、工業(yè)化、信息化、農業(yè)現(xiàn)代化同步發(fā)展”，即新型城鎮(zhèn)化肯定不是以犧牲農業(yè)發(fā)展來推進的，而是在保證城鄉(xiāng)統(tǒng)籌、農業(yè)安全、糧食安全的前提下高質量地推進新型城鎮(zhèn)化建設，進而促進我國整體經(jīng)濟的均衡增長。

關于城鎮(zhèn)化與農業(yè)經(jīng)濟發(fā)展之間的關系在國外已經(jīng)有較成熟的研究。吉爾伯特通過實證研究指出，城鎮(zhèn)化水平雖然與非農產業(yè)發(fā)展高度正相關，但是與農業(yè)發(fā)展負相關[1]。邁克爾斯認為區(qū)域城鎮(zhèn)化水平是由該區(qū)域農業(yè)初始就業(yè)水平、農業(yè)向非農產業(yè)轉變的速度及質量共同決定的[2]。波普金、德爾加多通過研究發(fā)現(xiàn)隨著城鎮(zhèn)化水平的提高，農民的收入及消費能力也相應提高，直接促進了農產品需求，最終促進農業(yè)經(jīng)濟增長[3-4]。

國內也有許多學者就城鎮(zhèn)化與農業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的相互關系做了比較深入的研究。陳志峰認為城鎮(zhèn)化進程導致城市增加了對農產品的需求，從而帶動了農業(yè)的發(fā)展及產業(yè)結構的優(yōu)化升級[5]。謝杰通過實證分析認為，城鎮(zhèn)化會反過來使先進技術擴散到農村地區(qū)及農業(yè)，促進了農業(yè)采用更先進的技術，從而提高農業(yè)生產的效率[6]。楊志海、王雅鵬基于縣級區(qū)域的面板數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，縣域城鎮(zhèn)化有利于農業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展，并且城鎮(zhèn)化的正效應隨著時間越來越顯著[7]。蘇發(fā)金基于時間序列數(shù)據(jù)運用誤差修正模型研究之后，認為我國的城鎮(zhèn)化與農業(yè)經(jīng)濟之間存在長期動態(tài)均衡關系，但是這種均衡關系在短期與長期存在顯著的差異[8]。雖然大多數(shù)文獻均認為城鎮(zhèn)化有利于農業(yè)經(jīng)濟增長，但是也有一些學者認為城鎮(zhèn)化對農業(yè)經(jīng)濟增長會產生負效應。如李魁、程名望通過實證研究認為城鎮(zhèn)化進程會發(fā)生勞動力、耕地等生產要素向比較效益高的非農領域轉移，農民耕種土地的積極性下降，農地荒蕪現(xiàn)象嚴重，不利于農業(yè)的可持續(xù)發(fā)展，甚至會影響到我國的糧食安全[9-10]。高彥彥則認為城市偏向政策致使城鄉(xiāng)收入差距不斷擴大，導致生產要素從農業(yè)部門流失，從而不利于農業(yè)增長[11]。

通過對已有研究文獻的梳理，發(fā)現(xiàn)存在如下不足：第一，一些研究使用VAR模型利用單純時間序列數(shù)據(jù)進行實證分析，但是所得結果會因為時間序列的內在缺陷(如自相關、波動性大)而極不穩(wěn)健，可信度差；第二，有的研究雖然是基于城鎮(zhèn)化與農業(yè)經(jīng)濟增長的面板數(shù)據(jù)進行研究，但是僅對二者之間的關系進行單向回歸檢驗，但是已有的研究已闡明二者其實是雙向互動關系，如果僅進行單向回歸分析可能導致嚴重內生性問題從而使結果失真度較大；第三，研究的假設前提把全國視為同質化的整體，但是我國各區(qū)域之間存在顯著的異質性，以全國整體樣本得到的結論其可靠性值得懷疑，而以此制定一刀切的政策全國統(tǒng)一執(zhí)行實施更可能會導致水土不服，政策效果差。鑒于以上不足，本文利用1997-2013年的面板數(shù)據(jù)，根據(jù)區(qū)域的異質性將我國客觀地分為三組類型，基于PVAR模型對城鎮(zhèn)化與農業(yè)經(jīng)濟增長之間的動態(tài)相互關系進行實證分析，試圖得到更符合中國客觀實際的研究結論，從而為我國正在如火如荼推進的新型城鎮(zhèn)化建設提供實證經(jīng)驗的支持及可信的政策建議。

二、城鎮(zhèn)化與農業(yè)經(jīng)濟增長的互動關系內在機理

(一)城鎮(zhèn)化影響農業(yè)經(jīng)濟增長的機理

1.資源再配置效應

隨著我國城鎮(zhèn)化進程的不斷推進及城鎮(zhèn)規(guī)模的擴大，城鎮(zhèn)的各種產業(yè)也快速做大做強，為農村剩余勞動力提供了大量的就業(yè)崗位，從而有力促進了農村冗余勞動力的轉移，并且越來越多的人口集聚在城鎮(zhèn)也為富余農副產品的銷售提供了廣闊的市場，有效拉動了農業(yè)經(jīng)濟的增長。所以，這種城鎮(zhèn)化進程把農村剩余勞動力及富余農副產品等資源在城鎮(zhèn)進行優(yōu)化配置，大幅提高了資源的使用效率，對農業(yè)經(jīng)濟增長的影響為正效應。但是，如果城鎮(zhèn)化的進程過快，城鎮(zhèn)規(guī)模過分擴張，則會在比較利益的驅使下，可能使農業(yè)領域的勞動力、資本及土地等資源過多地向城鎮(zhèn)及非農產業(yè)集聚，使農業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展面臨嚴重“失血”的困境，那么，這樣的城鎮(zhèn)化進程對農業(yè)經(jīng)濟增長的影響就為負效應。因此，城鎮(zhèn)化通過資源再配置效應對農業(yè)經(jīng)濟增長的凈效應不確定。

2.規(guī)模經(jīng)營效應

基于人多地少的國情，與國外發(fā)達國家的農業(yè)經(jīng)營規(guī)模相比，中國的家庭聯(lián)產承包責任制使農業(yè)經(jīng)營規(guī)模過小，農業(yè)經(jīng)營效率低。城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展使大量農村剩余勞動力轉移到城鎮(zhèn)就業(yè)，從而為我國農業(yè)進行現(xiàn)代農業(yè)經(jīng)營體制改革提供了契機，現(xiàn)在在許多省份各種新型農業(yè)經(jīng)營主體如家庭農場、專業(yè)大戶、農業(yè)產業(yè)化龍頭企業(yè)、農民合作社等通過土地流轉、轉租、轉包等方式進行規(guī)?；r業(yè)經(jīng)營的實踐，提高了農業(yè)經(jīng)營的效率，取得了非常不錯的效果，有力促進了農業(yè)經(jīng)濟的增長。

3.產業(yè)結構調整效應

城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展必然會導致產業(yè)結構的深度調整，主要包括兩個方面的調整：一個方面是農業(yè)結構內部的調整；另一個方面是三次產業(yè)之間的結構調整。首先來分析第一個方面的調整，由于城鎮(zhèn)化的規(guī)模擴張使城鎮(zhèn)人口越來越多，需要更多的農產品來滿足城鎮(zhèn)居民的消費需求，并且隨著城鎮(zhèn)居民收入水平的提高及消費能力的增強，對農產品的品質要求也越來越高，驅使農產品結構升級來滿足城鎮(zhèn)居民更高的品質要求，從而致使農業(yè)結構基于農產品市場的終端需求在糧食作物、經(jīng)濟作物與其他農作物的生產之間進行內部調整，生產出適銷對路的農產品來滿足居民食品結構多樣化的需要，這種結構調整效應對農業(yè)經(jīng)濟增長的影響為正。其次，在城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中，各生產要素的擁有者會基于比較利益原則理性選擇所投入的產業(yè)，而農業(yè)為弱質產業(yè)，其生產效率比第二及第三產業(yè)要低，因此在沒有政府行政干預的情況下，生產要素會從農業(yè)流向第二及第三產業(yè)，則會導致三次產業(yè)之間進行結構調整?；谇拔牡姆治?，如果流出農業(yè)領域的僅為冗余生產要素，那么這種流出對農業(yè)經(jīng)濟增長的效應為正；但是如果生產要素從農業(yè)領域流出過多，則對農業(yè)經(jīng)濟增長的影響肯定為負效應。

(二)農業(yè)經(jīng)濟增長影響城鎮(zhèn)化的機理

1.農業(yè)經(jīng)濟增長對城鎮(zhèn)化的發(fā)展起基礎性的決定作用

農業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展水平及其效率高低制約城鎮(zhèn)化的發(fā)展。如果一國的農業(yè)經(jīng)濟增長速度較快，農業(yè)技術水平不斷進步，勞動生產率也能夠穩(wěn)步提高，則能夠生產出足夠多的糧食及其他農副產品，并且?guī)碓絹碓蕉嗟霓r業(yè)剩余勞動力，而這些糧食及其他農副產品、農業(yè)剩余勞動力資源恰恰正是城鎮(zhèn)化發(fā)展所必須具備的物質資源保障。如果推進城鎮(zhèn)化的進程及規(guī)模擴展是以犧牲農業(yè)經(jīng)濟發(fā)展為代價，那么這樣的城鎮(zhèn)化模式無法得到充足的農業(yè)物質資源支持其發(fā)展，肯定是不可持續(xù)的。

2.農業(yè)經(jīng)濟增長影響城鎮(zhèn)化的質量

以往的傳統(tǒng)的城鎮(zhèn)化模式著力于利用強大的行政干預使各種資源向城市集聚，這種“人為城鎮(zhèn)化”模式當然使我國的城鎮(zhèn)化推進速度比較理想，城鎮(zhèn)化的空間快速擴張，但是帶來了嚴重的城鄉(xiāng)二元結構矛盾，阻礙了農業(yè)經(jīng)濟的增長，而農業(yè)經(jīng)濟增長停滯會導致城鄉(xiāng)之間的差距越拉越大，最終致使農業(yè)經(jīng)濟與城鎮(zhèn)化發(fā)展互不相容，這種不能統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展的“偽城鎮(zhèn)化”質量自然大打折扣。但是在現(xiàn)在提倡的新型城鎮(zhèn)化模式下，要求城鎮(zhèn)化與農業(yè)現(xiàn)代化、工業(yè)化三者同步協(xié)同發(fā)展，農業(yè)現(xiàn)代化能夠高效促進農業(yè)經(jīng)濟的增長，帶來農村居民收入的顯著提高，農民收入的增加提高了其支付能力及消費能力；并且在國家積極推行我國城鎮(zhèn)體系包容性發(fā)展的理念下，各級政府積極推進城鄉(xiāng)公共服務的均等化致使農村居民所享受的醫(yī)療、衛(wèi)生、教育等公共服務也會快速增加，從而使城鄉(xiāng)差距逐漸縮小，城鄉(xiāng)二元結構矛盾不斷改善，所以只有與農業(yè)經(jīng)濟增長協(xié)同發(fā)展的城鎮(zhèn)化進程質量才是有保障的。

當然，以上關于城鎮(zhèn)化與農業(yè)經(jīng)濟增長之間的互動影響效果大小會受到所在區(qū)域具體外部環(huán)境的制約，外部環(huán)境的差異性會導致這種互動影響的實際效果也呈現(xiàn)出異質性。

三、變量選擇及計量模型設定

(一)變量選擇

本文選取我國共30個省份1997-2013年之間的面板數(shù)據(jù)進行農業(yè)經(jīng)濟增長及城鎮(zhèn)化之間動態(tài)關系的實證分析(因為西藏的相關數(shù)據(jù)存在較大缺失，所以從樣本中剔除)。農業(yè)經(jīng)濟增長指標采用各省年人均農業(yè)GDP(peragrigdp)來表示，采用第一產業(yè)GDP除以第一產業(yè)從業(yè)人數(shù)而得，單位為萬元/人；為了剔除通貨膨脹帶來的誤差，使用相應年度的GDP平減指數(shù)對其進行縮減得到實際值(以1997年為基期)。城鎮(zhèn)化指標現(xiàn)在主要有兩種方法來進行衡量：一種是建立一個較完整的指標體系對城鎮(zhèn)化水平進行綜合測度，此方法優(yōu)點是可以更全面地涵蓋城鎮(zhèn)化的各方面特征，但是缺點是主觀性強，難以操作；另一種方法是采用單一指標衡量，由于其簡單且易操作，運用更廣一些。所以本文采用后一種方法，即用各省的城鎮(zhèn)人口占總人口比重來表示城鎮(zhèn)化(townlevel)。同時，為了降低數(shù)據(jù)的波動性，盡可能消除時間序列帶來的異方差，本文對農業(yè)經(jīng)濟增長及城鎮(zhèn)化指標均進行了對數(shù)化處理，以lnperagrigdp、lntownlevel來表示。本文所有面板數(shù)據(jù)來源于1998-2014年的《中國農村統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》及國家統(tǒng)計局統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

(二)計量模型設定

城鎮(zhèn)化與農業(yè)經(jīng)濟增長之間并非簡單的單向因果關系，而是存在較復雜的相互影響關系。以往的此類研究文獻大多數(shù)是基于單向回歸模型，即先人為指定因變量及自變量，然后通過計量模型得出結論，由于無法徹底解決模型中變量之間的雙向互動影響的內生性問題，因此這些研究結論可能存在嚴重的偏誤。為了克服這些缺陷，本文采用面板VAR模型對城鎮(zhèn)化與農業(yè)經(jīng)濟增長之間的關系進行實證分析。VAR模型作為對傳統(tǒng)回歸方法的創(chuàng)新，由Sims率先在1980年創(chuàng)立，而后Holtz-Eakin在Sims的VAR模型再次進行創(chuàng)新，將其拓展到面板數(shù)據(jù)，提出了PVAR模型，此模型由于是基于面板數(shù)據(jù)，所以增加了樣本觀測值的容量，從而提高了計量結果的精度與穩(wěn)定性，并且還允許樣本個體存在個體效應和時間效應，目前已成為具備諸多優(yōu)點的成熟模型。結合本文的變量數(shù)據(jù)特點，本文建立如下的PVAR模型：

(1)

上式中，i代表各個省份，t代表年份，Yit包含農業(yè)經(jīng)濟增長(lnperagrigdp)及城鎮(zhèn)化(lntownlevel)兩個變量，由于城鎮(zhèn)化與農業(yè)經(jīng)濟增長的動態(tài)關系可能存在區(qū)域異質性，所以在模型中加入αi變量，代表地區(qū)固定效應，用來控制那些與各個省份密切相關的特征因素。βt代表時間固定效應，可以用來控制變量的時間趨勢特征。εit為隨機擾動項。

本文的研究目的是試圖揭示城鎮(zhèn)化與農業(yè)經(jīng)濟增長之間的互動關系是否存在區(qū)域效應，然而區(qū)域效應受到當?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展程度、市場化水平的嚴重制約，因此如果沿用傳統(tǒng)的東部、中部、西部的區(qū)域劃分方法并不科學，所以本文采用熊啟躍、張依茹的研究方法，將我國分為經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)、經(jīng)濟次發(fā)達地區(qū)和經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)三個區(qū)域進行研究更為合理(見表1)[12]。

表1　我國經(jīng)濟區(qū)域劃分

四、數(shù)據(jù)檢驗與計量分析

(一)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性

為了避免偽回歸現(xiàn)象出現(xiàn)，有必要對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性先進行單位根檢驗。同時為了增強結果的穩(wěn)健性，本文同時采用IPS檢驗及LLC檢驗，前者是針對異質單位根的檢驗，后者則是針對同質單位根的檢驗。檢驗的結果見表2所示。

注：方框中的數(shù)字分別代表LLC檢驗、IPS檢驗中相應的統(tǒng)計量。括號內為相應的P值。***代表在1%的置信水平顯著，**代表在5%的置信水平顯著，*代表在10%的置信水平顯著。

由表2可知，當對發(fā)達地區(qū)、次發(fā)達地區(qū)及不發(fā)達地區(qū)的城鎮(zhèn)化及農業(yè)經(jīng)濟增長的對數(shù)水平值進行單位根檢驗時，除了在經(jīng)濟次發(fā)達及不發(fā)達地區(qū)lntownlevel指標的IPS檢驗顯著之外，其他絕大多數(shù)的檢驗數(shù)據(jù)結果都是不顯著的，即三個區(qū)域的檢驗結果都無法完全拒絕原假設，所以此時兩個變量都是不平穩(wěn)的；但是對其水平值進行一階差分后再進行單位根檢驗，從表2下半部分檢驗結果可以看出，均在至少10%的顯著水平上拒絕存在單位根的假設，而且大多數(shù)統(tǒng)計量值都是在1%顯著性水平下拒絕。所以可以認為lntownlevel及l(fā)nperagrigdp均為一階單整平穩(wěn)序列。

(二)面板協(xié)整檢驗

表2的單位根檢驗顯示lntownlevel及l(fā)nperagrigdp都為一階單整，可以依據(jù)協(xié)整理論進行進一步的協(xié)整檢驗。本文采用Westerlund提出的協(xié)整檢驗方法，Westerlund構造了四個統(tǒng)計量：兩個組統(tǒng)計量Gt與Ga，兩個面板統(tǒng)計量Pt與Pa。Gt與Ga組統(tǒng)計量用來判斷在允許面板異質性條件下是否存在協(xié)整關系，而Pt與Pa面板統(tǒng)計量則用來判斷考慮面板同質性條件下是否協(xié)整。其原假設都是不存在協(xié)整關系。檢驗結果如表3。

表3　面板協(xié)整檢驗

注：方框中的數(shù)字分別代表Pt、Pa、Gt、Ga相應的統(tǒng)計量。括號內為相應的P值。***代表在1%的置信水平顯著，**代表在5%的置信水平顯著，*代表在10%的置信水平顯著。

根據(jù)表3的檢驗結果，除了組統(tǒng)計量Pt在經(jīng)濟發(fā)達及不發(fā)達地區(qū)不顯著之外，其他的Ga、Pa、Gt三個指標在所有的區(qū)域至少1%水平上拒絕了原假設，因此可以認為lntownlevel及l(fā)nperagrigdp兩個面板數(shù)據(jù)之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系。

(三)脈沖響應函數(shù)

脈沖響應函數(shù)能夠衡量隨機擾動項的沖擊對其他變量當前和未來取值的影響，從而直觀形象地反映出各變量之間的動態(tài)關系，并從中判斷出變量間的時滯關系。本文通過進行蒙特卡洛模擬1000次生成95%置信水平的城鎮(zhèn)化及農業(yè)經(jīng)濟增長的脈沖響應函數(shù)圖(圖1及圖2)。圖1、圖2是模擬的脈沖響應路徑曲線，中間的曲線表示相應脈沖響應函數(shù)值，兩邊的曲線表示脈沖響應函數(shù)一倍標準差的置信區(qū)間，縱軸表示因變量對解釋變量的響應程度(%)，橫軸表示實驗設定的響應期數(shù)(這里設定為10期)。由圖可以看出，不同經(jīng)濟區(qū)域的城鎮(zhèn)化及農業(yè)經(jīng)濟增長之間的動態(tài)關系具有明顯的差異。

圖1　分區(qū)域的城鎮(zhèn)化對農業(yè)經(jīng)濟增長的脈沖響應圖

圖2　分區(qū)域的農業(yè)經(jīng)濟增長對城鎮(zhèn)化的脈沖響應圖

1.各區(qū)域城鎮(zhèn)化對農業(yè)經(jīng)濟增長的脈沖響應函數(shù)

圖1是城鎮(zhèn)化對農業(yè)經(jīng)濟增長的脈沖響應函數(shù)圖。由圖可以看出，不同經(jīng)濟區(qū)域的農業(yè)經(jīng)濟增長面對城鎮(zhèn)化沖擊的響應有明顯的差異。對于發(fā)達地區(qū)而言，當給城鎮(zhèn)化一個標準差的外部沖擊時，其農業(yè)經(jīng)濟增長在當期沒有響應，從第一期開始有緩慢的負向響應，一直到第十期為止，這種負向響應在緩慢地增加，這說明長期來看，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)城鎮(zhèn)化的提升不但不能促進農業(yè)經(jīng)濟增長，反而會在較長時間對農業(yè)經(jīng)濟增長起抑制作用，雖然這種抑制作用并不顯著；對于次發(fā)達地區(qū)來說，當給城鎮(zhèn)化一個標準差的外部沖擊，稍作停頓之后農業(yè)經(jīng)濟增長就開始出現(xiàn)正向響應，到第一期達到整個脈沖響應期的最大峰值，其后開始衰退，但是一直到第十期為止，城鎮(zhèn)化對農業(yè)經(jīng)濟增長都表現(xiàn)出明顯的正向促進作用；并且這種促進作用整體上體現(xiàn)出“駝峰”特征，即城鎮(zhèn)化的脈沖響應效果在整個觀察期內呈現(xiàn)出“波峰-低谷”的周期性波動，分別在第一期、第四期及第八期達到峰值。而在不發(fā)達地區(qū)給城鎮(zhèn)化一個標準差的外部沖擊時，稍后對農業(yè)經(jīng)濟增長產生了負向效果，且其后負向效果越來越大，到第六期達到最大值，在整個觀察期內城鎮(zhèn)化對農業(yè)經(jīng)濟增長脈沖響應效果都在0值以下。綜合來看，城鎮(zhèn)化對農業(yè)經(jīng)濟增長的脈沖響應效果表現(xiàn)出顯著的區(qū)域差異：在次發(fā)達地區(qū)無論是短期還是長期，城鎮(zhèn)化進程都顯著地促進了農業(yè)經(jīng)濟增長，這個實證結論是令人欣慰的。因為我國的糧食主產區(qū)絕大部分屬于次發(fā)達地區(qū)，所以次發(fā)達地區(qū)包含多個農業(yè)大省、農業(yè)強省，對于保障我國的糧食安全、農業(yè)安全舉足輕重?，F(xiàn)在實證結果表明本區(qū)域的城鎮(zhèn)化進程不但能夠與農業(yè)經(jīng)濟增長相容，而且城鎮(zhèn)化水平的提高還能夠顯著促進農業(yè)經(jīng)濟的增長，讓那種“新型城鎮(zhèn)化會損害農業(yè)經(jīng)濟增長”的擔憂至少在本區(qū)域成為多余；但是在發(fā)達地區(qū)及不發(fā)達地區(qū)，城鎮(zhèn)化進程不但沒有促進農業(yè)經(jīng)濟增長，反而表現(xiàn)出抑制傾向，并且在不發(fā)達地區(qū)這種抑制作用比較明顯。為什么會表現(xiàn)出這么強烈反差的區(qū)域效應？我們認為可能原因如下：在次發(fā)達地區(qū)，由于其經(jīng)濟發(fā)展水平較高，各方面的條件都有利于推動城鎮(zhèn)化進程，所以城鎮(zhèn)化的速度及質量都還相對不錯，對農業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展帶來下面三個方面的正向影響：一方面需要大量的農村剩余勞動力滿足城市勞動密集型產業(yè)的發(fā)展需要，將農村冗余的勞動力資源消化利用，剩下的農民進行新型農業(yè)經(jīng)營的嘗試，在農村實行土地流轉、轉租、轉包等規(guī)?；?jīng)營，迅速提高農業(yè)經(jīng)營效率；另一方面，城鎮(zhèn)化加速需要更多的農產品滿足不斷擴大的城市生產及生活的需求，從而為農林牧漁業(yè)的農產品銷售提供了廣闊的市場，有力地拉動了本區(qū)域的農業(yè)經(jīng)濟增長；另外，城鎮(zhèn)化的發(fā)展還會產生農業(yè)內部產業(yè)結構調整效應，驅使農產品的生產質量提高及市場的擴大，也會促進農業(yè)經(jīng)濟的增長。而在發(fā)達地區(qū)，則由于其過快、過度的城鎮(zhèn)化進程占用了大量本來用于農業(yè)的資源，如土地、資金等生產要素因為農業(yè)比較收益相對低從而農業(yè)領域大量流失到第二產業(yè)及第三產業(yè)，對該區(qū)域的農業(yè)經(jīng)濟增長造成了比較明顯的負面影響。至于不發(fā)達地區(qū)，一方面由于城鎮(zhèn)化進程致使農業(yè)生產要素大量從農業(yè)領域流失，這個原因與發(fā)達地區(qū)類似；但是還有另外一方面原因是其經(jīng)濟發(fā)展水平低，城鎮(zhèn)化率普遍偏低，城鎮(zhèn)化的質量較差，城市規(guī)模小，既不能消化本區(qū)域農村大量的剩余勞動力，又不能為農村的農產品提供廣闊的銷售市場，從而使城鎮(zhèn)化的資源再配置效應、規(guī)模經(jīng)營效應及產業(yè)結構調整效應的正面影響都無法發(fā)揮出來，導致在不發(fā)達地區(qū)城鎮(zhèn)化對農業(yè)經(jīng)濟增長的負面影響還大于發(fā)達地區(qū)。圖1的研究結果與楊志海，王雅鵬關于城鎮(zhèn)化對農業(yè)增長影響的結論并不一致，后者研究結論是城鎮(zhèn)化在全國范圍都有利于農業(yè)增長，但是本文的實證結果只支持城鎮(zhèn)化在次發(fā)達地區(qū)促進農業(yè)經(jīng)濟增長，而在發(fā)達地區(qū)及不發(fā)達地區(qū)則抑制農業(yè)經(jīng)濟增長。

2.各區(qū)域農業(yè)經(jīng)濟增長對城鎮(zhèn)化的脈沖響應函數(shù)

圖2則是三個區(qū)域農業(yè)經(jīng)濟增長對城鎮(zhèn)化的脈沖響應函數(shù)圖。從圖可見，三個區(qū)域共同特點是來自于農業(yè)經(jīng)濟增長的外部沖擊均會對城鎮(zhèn)化進程產生正向影響，且影響效果比較顯著，持續(xù)時間長。比較而言，在發(fā)達地區(qū)農業(yè)經(jīng)濟增長對城鎮(zhèn)化的促進作用力度最小，而在次發(fā)達地區(qū)的促進效果相對來說最大，其次是不發(fā)達地區(qū)。根據(jù)前文對農業(yè)經(jīng)濟增長影響城鎮(zhèn)化的內在機理的理論分析，可以這樣來解釋其區(qū)域差異：因為次發(fā)達地區(qū)的城鎮(zhèn)化擴張的平均速度在三個區(qū)域是最快的，迫切需要農業(yè)領域源源不斷地提供充足的物質資源來滿足城鎮(zhèn)生產與生活的需要，這就要求農業(yè)經(jīng)濟增長能夠跟得上城鎮(zhèn)化的速度，否則城鎮(zhèn)化的發(fā)展就會受到制約，因此在次發(fā)達地區(qū)農業(yè)經(jīng)濟增長對城鎮(zhèn)化的促進作用表現(xiàn)最為顯著。而不發(fā)達地區(qū)的城鎮(zhèn)化速度相對于次發(fā)達地區(qū)稍慢，所以農業(yè)經(jīng)濟增長對其城鎮(zhèn)化的促進效果也相對弱一點。然而，由于發(fā)達地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平已經(jīng)到了比較高的水準，沒有必要也很難再維持以前那種快速城鎮(zhèn)化模式，更重要的是如何提高城鎮(zhèn)化的質量，因此不再像以前快速城鎮(zhèn)化階段那樣迫切需要農業(yè)領域提供的物質資源的支持，所以其受農業(yè)經(jīng)濟增長的影響最小。整體來看，農業(yè)經(jīng)濟增長對城鎮(zhèn)化進程的影響也存在一定程度的區(qū)域差異，但是沒有城鎮(zhèn)化對農業(yè)經(jīng)濟增長的影響差異性那么大。這個研究結論與蘇發(fā)金的研究是一致的。

(四)方差分解

方差分解通過分析不同結構沖擊對內生變量的貢獻度，來評估各結構沖擊的相對重要性。為了更加精確地評估城鎮(zhèn)化及農業(yè)經(jīng)濟增長之間的相互影響程度，在上文所得脈沖響應函數(shù)的基礎上，通過進一步的方差分解，進行蒙特卡洛模擬1 000次生成95%置信水平下的面板方差分解結果(表4)。

表4　方差分解表

表4給出了第1期、第10期及第20期的方差分解結果。綜合表4的數(shù)據(jù)結果可以發(fā)現(xiàn)：第一，到了第10個預測期之后，方差分解結果與第20期的結果已經(jīng)相差不大，說明到了第10期系統(tǒng)已經(jīng)穩(wěn)定；第二，在對三個區(qū)域農業(yè)經(jīng)濟增長誤差項的分解中，其自身貢獻了大部分的解釋能力，而城鎮(zhèn)化進程只貢獻了小部分的解釋能力，但是城鎮(zhèn)化對次發(fā)達地區(qū)農業(yè)經(jīng)濟增長的波動影響最大，對發(fā)達地區(qū)農業(yè)經(jīng)濟增長的影響最??；第三，對城鎮(zhèn)化誤差項的分解呈現(xiàn)較大的不一致，只在發(fā)達及不發(fā)達地區(qū)城鎮(zhèn)化自身貢獻了大部分的解釋能力，而在次發(fā)達區(qū)域，農業(yè)經(jīng)濟增長在第10期之后貢獻了對城鎮(zhèn)化誤差項解釋能力的70%以上，超過了城鎮(zhèn)化對其自身的影響力，在發(fā)達區(qū)域農業(yè)經(jīng)濟增長對城鎮(zhèn)化進程的影響最小。所以，方差分解的結果進一步支持了上面的脈沖響應函數(shù)圖。

五、研究結論及政策建議

本文通過利用1997年至2013年中國省級面板數(shù)據(jù)，基于面板VAR模型研究城鎮(zhèn)化進程與農業(yè)經(jīng)濟增長之間的動態(tài)關系及其區(qū)域差異。研究發(fā)現(xiàn)：首先，無論地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平高低，城鎮(zhèn)化與農業(yè)經(jīng)濟增長之間存在長期的協(xié)整關系，二者之間是雙向互動關系。其次，城鎮(zhèn)化進程對農業(yè)經(jīng)濟增長的影響存在明顯的區(qū)域差異，在次發(fā)達地區(qū)，城鎮(zhèn)化進程能夠顯著促進農業(yè)經(jīng)濟的增長；但是在發(fā)達及不發(fā)達地區(qū)，城鎮(zhèn)化進程卻阻礙了農業(yè)經(jīng)濟增長。再次，無論在不發(fā)達及次發(fā)達區(qū)域，還是在發(fā)達區(qū)域，農業(yè)經(jīng)濟增長都能起到促進城鎮(zhèn)化水平的提高，但是還是存在一定程度的區(qū)域差異，即在次發(fā)達地區(qū)這種促進作用最大，而在發(fā)達地區(qū)對城鎮(zhèn)化的促進作用最小。

基于以上結論，在我國大力推進新型城鎮(zhèn)化建設的背景下，為了更好地實現(xiàn)新型城鎮(zhèn)化與農業(yè)經(jīng)濟增長的良性互動，本文給出如下政策建議：

第一，采取有效措施大力促進我國農業(yè)經(jīng)濟的增長。脈沖響應圖已經(jīng)揭示無論在發(fā)達地區(qū)，還是次發(fā)達及不發(fā)達地區(qū)，農業(yè)經(jīng)濟增長都能夠推進城鎮(zhèn)化進程，是影響新型城鎮(zhèn)化進程的重要因素。所以，要使新型城鎮(zhèn)化能夠順利進行，就要加大對農業(yè)的財政投入，促進農業(yè)的技術創(chuàng)新及制度創(chuàng)新，尤其對城鎮(zhèn)化促進農業(yè)經(jīng)濟增長效率高的次發(fā)達及不發(fā)達地區(qū)要予以政策及資金方面的傾斜支持，最終使我國農業(yè)經(jīng)濟能夠高質量增長，為新型城鎮(zhèn)化提供所需要的農產品及剩余勞動力，創(chuàng)造有利于推進新型城鎮(zhèn)化的外部環(huán)境。

第二，因地制宜地分別制定最適合各區(qū)域的城鎮(zhèn)化政策。對于次發(fā)達地區(qū)，由于其城鎮(zhèn)化進程能夠顯著促進農業(yè)經(jīng)濟增長，所以在本區(qū)域二者并無矛盾之處，不用投鼠忌器，在保障基本糧食安全的前提下，可以放手推進新型城鎮(zhèn)化進程；但是對于發(fā)達地區(qū)，由于其城鎮(zhèn)化進程會阻礙農業(yè)經(jīng)濟增長，因此本區(qū)域的城鎮(zhèn)化進程必須謹慎推進，區(qū)別對待。在本區(qū)域的上海、北京、天津及廣東，由于這些省市的第二產業(yè)和第三產業(yè)已經(jīng)非常發(fā)達，且占其經(jīng)濟總值的絕對主導地位，在全國都具有重要地位，所以這些省市的城鎮(zhèn)化進程也不用過多考慮對本地區(qū)農業(yè)經(jīng)濟的影響，只需考慮在新型城鎮(zhèn)化背景下國家從整體格局對這些省市的定位，再根據(jù)其自身的能力進行推進；但是對于發(fā)達省份的山東、江蘇及浙江，由于這些省份的現(xiàn)代農業(yè)在全國具有較強的影響力，所以其城鎮(zhèn)化進程不能過快過急，必須要在兼顧本區(qū)域農業(yè)經(jīng)濟發(fā)展與增長的前提下推進，而不能以犧牲現(xiàn)代農業(yè)來快速促進城鎮(zhèn)化。而在不發(fā)達地區(qū)，其城鎮(zhèn)化進程也會抑制農業(yè)經(jīng)濟增長，但是這主要是由于其經(jīng)濟發(fā)展水平過低，導致本區(qū)域農業(yè)綜合發(fā)展水平低，基礎薄弱，所以當務之急是政府必須加大對不發(fā)達省份的財政支持及政策傾斜，使其盡快跳出經(jīng)濟落后的惡性循環(huán)陷阱，達到次發(fā)達地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平，從而就可實現(xiàn)城鎮(zhèn)化與農業(yè)經(jīng)濟增長的良性互動。

參考文獻：

[1]GILBERT A, JOSEPH G. Cities, poverty and development: urbanization in the Third World[M]. Oxford University Press, 1992:216-217.

[2]MICHAELS G, RAUCH F, REDDING S J. Urbanization and structural transformation[J]. The Quarterly Journal of Economics,2012(2):535-586.

[3]POPKIN B M. Urbanization,lifestyle changes and the nutrition transition[J]. World Development,1999(11):1905-1916.

[4]DELGADO C L. Rising consumption of meat and milk in developing countries has created a new food revolution[J]. The Journal of Nutrition,2003(133):3907-3910.

[5]陳志峰，劉榮章，鄭百龍.工業(yè)化、城鎮(zhèn)化和農業(yè)現(xiàn)代化三化同步發(fā)展的內在機制和相互關系研究[J].農業(yè)現(xiàn)代化研究，2012(2)：155-160.

[6]謝杰.工業(yè)化、城鎮(zhèn)化在農業(yè)現(xiàn)代化進程中的門檻效應研究[J].農業(yè)經(jīng)濟問題，2012(4)：84-89.

[7]楊志海，王雅鵬.縣域工業(yè)化與城鎮(zhèn)化對農業(yè)增長的影響研究——來自中國1550個縣(市)面板數(shù)據(jù)的證據(jù)[J].經(jīng)濟經(jīng)緯，2014(7)：25-30.

[8]蘇發(fā)金.城鄉(xiāng)統(tǒng)籌：城鎮(zhèn)化與農業(yè)經(jīng)濟增長關系的實證分析[J].經(jīng)濟經(jīng)緯，2011(4)：111-115.

[9]李魁.東亞工業(yè)化城鎮(zhèn)化與耕地總量變化的協(xié)動性比較[J].中國農村經(jīng)濟，2010(10)：86-95.

[10]程名望，阮青松.資本投入、耕地保護、技術進步與農村剩余勞動力轉移[J].中國人口.資源與環(huán)境，2010(8)：27-32.

[11]高彥彥.城市偏向、城鄉(xiāng)收入差距與中國農業(yè)增長[J].中國農村觀察，2010(5)：2-13.

[12]熊啟躍，張依茹.貨幣政策信貸渠道的經(jīng)濟區(qū)域效應研究——基于我國31個省際面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗證據(jù)[J].投資研究，2012(7)：78-89.

責任編輯張穎超

網(wǎng)址：http://xbbjb.swu.edu.cn

DOI：10.13718/j.cnki.xdsk.2016.03.008

收稿日期：①2015-09-10

作者簡介：姚旭兵，湖南農業(yè)大學經(jīng)濟學院，博士研究生，湖南工程學院管理學院，講師。

基金項目：國家社會科學基金一般項目“糧食主產區(qū)糧食生產規(guī)模與效率同步提升的機理及其實現(xiàn)途徑研究”(15BJY094)，項目負責人：羅光強；湖南省教科規(guī)劃省級重點課題“‘后化債’時期本科院校財務管理目標體系的構建研究”(XJK014AGD006)，項目負責人：吳振順；湖南省哲學社科基金重點項目“長株潭國家自主創(chuàng)新示范區(qū)協(xié)同創(chuàng)新效率提升路徑研究”(15YBB025)，項目負責人：吳振順。

中圖分類號：F299

文獻標識碼：A

文章編號：1673-9841(2016)03-0060-09