城鎮(zhèn)化水平、農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率與城鄉(xiāng)融合發(fā)展*
——以吉林省為例

張馥，韓冬青，董明巖，曹建民

(1. 吉林農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，長春市，130118； 2. 洮南市農(nóng)業(yè)農(nóng)村局，吉林白城，137100)

0 引言

近年來，我國城鎮(zhèn)化水平不斷提高，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的絕對數(shù)值不斷增加，然而城鄉(xiāng)收入水平的差距卻不斷擴(kuò)大。根據(jù)劉易斯的二元經(jīng)濟(jì)理論[1]，城鎮(zhèn)化水平的提高會促進(jìn)農(nóng)業(yè)的發(fā)展，使農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率與非農(nóng)勞動生產(chǎn)率逐漸趨同，并最終實現(xiàn)城鄉(xiāng)融合發(fā)展。然而，上述推論需要在城鄉(xiāng)間具有完備的要素市場、平等的社會保障制度和較低的交易成本等隱含假設(shè)下才會實現(xiàn)。在現(xiàn)實發(fā)展中，我國農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的相對狀態(tài)并沒有隨著城鎮(zhèn)化水平的不斷提高而得到改善[2]。雖然城鎮(zhèn)化水平的提高促進(jìn)了我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，但是我國城鄉(xiāng)收入差距過大的問題還沒有引起足夠的重視[3]。且隨著經(jīng)濟(jì)的增長，我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷轉(zhuǎn)變，二三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值占比遠(yuǎn)高于第一產(chǎn)業(yè)，出現(xiàn)農(nóng)業(yè)比重不斷下降，服務(wù)業(yè)比重不斷升高的庫茲涅茨事實[4]。城鄉(xiāng)收入水平的差距及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的改變直接造成了城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的不斷深化，不利于城鄉(xiāng)融合發(fā)展。

在此背景之下，研究我國城鎮(zhèn)化水平、農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率和城鄉(xiāng)融合發(fā)展間的相關(guān)關(guān)系及其相互作用機(jī)制就極為必要。特別是，需要回答：農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率是否會隨著城鎮(zhèn)化水平的提高而得到顯著的變化？隨著城鎮(zhèn)化水平的提高，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的相對狀態(tài)是否會得到改善？城鎮(zhèn)化水平的提高是否有利于農(nóng)村居民生活水平的提高和城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)差距的縮減，促進(jìn)城鄉(xiāng)融合發(fā)展？二元經(jīng)濟(jì)程度對城鎮(zhèn)化建設(shè)和農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高是否具有一定影響？解決這些問題，將有利于我們從宏觀上認(rèn)識城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距，理解實施鄉(xiāng)村振興的重點和難點，探尋我國城鄉(xiāng)融合發(fā)展的道路。

研究吉林省各縣農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率、城鎮(zhèn)化水平和城鄉(xiāng)融合發(fā)展的相關(guān)關(guān)系將為保障糧食安全、縮小城鄉(xiāng)差距、促進(jìn)部門間協(xié)調(diào)發(fā)展提供重要理論和實踐參考?？h域地區(qū)承載著農(nóng)村居民看病就醫(yī)和子女上學(xué)的重要功能，縣域地區(qū)的城鎮(zhèn)化建設(shè)有利于推動地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興和城鄉(xiāng)融合發(fā)展?！笆奈濉睍r期，國家提出要重點支持東北地區(qū)的縣城建設(shè)，合理支持農(nóng)產(chǎn)品主產(chǎn)區(qū)的城鎮(zhèn)化建設(shè)。本文選取吉林省39個縣作為樣本，通過構(gòu)建PVAR模型，對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率、人口城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平和二元對比系數(shù)4個指標(biāo)進(jìn)行回歸，分析了農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率、城鎮(zhèn)化水平和城鄉(xiāng)融合發(fā)展之間的動態(tài)關(guān)系。

1 理論分析

從城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的相關(guān)關(guān)系來看，城鎮(zhèn)化的發(fā)展有利于推動農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提升。建國初期，為加快經(jīng)濟(jì)增長，我國設(shè)定了工農(nóng)價格剪刀差，使工業(yè)產(chǎn)品價格高于其價值，農(nóng)業(yè)產(chǎn)品價格低于其價值，并實施二元戶籍制度，限制農(nóng)業(yè)人口向城市流動，由此形成城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)。隨著戶籍制度的改革和城鎮(zhèn)化水平的不斷提高，農(nóng)業(yè)勞動力開始向城市轉(zhuǎn)移。從農(nóng)村部門的角度來看，農(nóng)業(yè)勞動力的數(shù)量隨著城鎮(zhèn)化的推進(jìn)而顯著減少，勞均農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量不斷增加，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率也隨之提高。從城市部門的角度來看，農(nóng)業(yè)勞動力的轉(zhuǎn)移擴(kuò)大了城市勞動力的選擇范圍，一定程度上降低了企業(yè)的用人成本，增加企業(yè)創(chuàng)造的價值，且隨著企業(yè)資本的不斷擴(kuò)大，農(nóng)業(yè)勞動力進(jìn)一步被城市吸納。

從城鎮(zhèn)化水平與城鄉(xiāng)融合發(fā)展的關(guān)系上來看，雖然二元經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為城鎮(zhèn)化水平的提高有利于農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率與非農(nóng)勞動生產(chǎn)率的趨同，促進(jìn)城鄉(xiāng)融合發(fā)展。但是，由于我國在城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)建設(shè)的過程中存在交易成本過大和信息不對稱等問題，城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)融合之間是否存在顯著的正向關(guān)系還有待驗證。國內(nèi)學(xué)者對城鎮(zhèn)化和城鄉(xiāng)融合發(fā)展之間的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行論證，主要觀點包括以下幾個方面:部分學(xué)者通過實證分析，認(rèn)為城鎮(zhèn)化會促進(jìn)城鄉(xiāng)融合發(fā)展[5-6]；另一部分學(xué)者認(rèn)為城鎮(zhèn)化和城鄉(xiāng)差距之間存在一種惡性循環(huán)關(guān)系[7-8]；還有一部分學(xué)者則認(rèn)為，城鎮(zhèn)化是否能縮小城鄉(xiāng)差距存在時間效應(yīng)和地區(qū)間效應(yīng)，在不同時間和不同地區(qū)內(nèi)兩個變量間的作用機(jī)制存在較大差異[9-10]。

從農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率與城鄉(xiāng)融合發(fā)展的相關(guān)關(guān)系來看，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高有利于促進(jìn)農(nóng)民增收和農(nóng)業(yè)勞動力的轉(zhuǎn)移，最終實現(xiàn)城鄉(xiāng)融合發(fā)展。一方面，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高可以直接增加農(nóng)民收入，縮減城鄉(xiāng)收入差距；另一方面，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高促進(jìn)了農(nóng)業(yè)剩余勞動力的轉(zhuǎn)移，為農(nóng)業(yè)規(guī)模生產(chǎn)和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展創(chuàng)造了有利的條件。城鄉(xiāng)融合水平一定程度體現(xiàn)了農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的相對狀態(tài)，城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)差距越小，說明農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的相對狀態(tài)越好，農(nóng)民生活越富足；城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)差距越大，說明農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的相對狀態(tài)越差，農(nóng)產(chǎn)品供給能力越弱，城鄉(xiāng)資源配置越不平等。

2 研究方法與數(shù)據(jù)來源

2.1 模型構(gòu)建

面板向量自回歸模型(Penal Vector Auto-regression Model)最早由Hltz-Eakin等[11]學(xué)者于1988年提出，經(jīng)過Arrellano等[12]、Blundell等[13]的進(jìn)一步發(fā)展，PVAR模型已經(jīng)成為宏觀經(jīng)濟(jì)分析中常用的計量工具。不同于傳統(tǒng)的VAR模型，PVAR模型既考慮了個體異質(zhì)性的問題，也考慮了個體的時間效應(yīng)，能夠?qū)ψ兞恐g的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行較好的描述。本文為考察2004—2019年農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率、人口城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平和二元對比系數(shù)之間的相互作用機(jī)制，構(gòu)建以下PVAR模型，對其進(jìn)行估計，具體形式如下

式中：A、B、C、D——農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的對數(shù)、人口城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平和二元對比系數(shù)構(gòu)成的矩陣；

Π、Λ、Z、Ψ——n×p維待估系數(shù)矩陣；

p——滯后階數(shù)；

rt——時間效應(yīng)；

ni——個體效應(yīng)；

εit——隨個體和時間變化而變化的隨機(jī)誤差項；

Yit——被解釋變量，包括農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的對數(shù)lnscore、人口城鎮(zhèn)化水平urban_popu、產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平urban_industry和二元對比系數(shù)R四個變量；

t——年份編號，t=1(2004)，2(2005)，…，16(2019)；

i——縣域序號，i=1，2，…，n，本文n=39。

2.2 變量說明

2.2.1 農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率

農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率是指農(nóng)業(yè)勞動時間與勞動成果的比率，即單位農(nóng)業(yè)勞動時間內(nèi)所生產(chǎn)出來的農(nóng)產(chǎn)品數(shù)量或者生產(chǎn)單位農(nóng)產(chǎn)品所花費(fèi)的勞動時間。關(guān)于“農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率”，目前學(xué)術(shù)界通常有兩類衡量方法：第一類是用實物的度量方法采用平均每個勞動者在單位時間內(nèi)的農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量來衡量[14]；第二類是以貨幣的度量方法采用單位勞動力的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值來衡量，由于定義更為清晰且農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值和勞動力總數(shù)量的數(shù)據(jù)較容易獲取，這種衡量方法的使用更加普遍[15-18]。在本文中，采用貨幣的度量方法，即使用農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值與第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員的比值來衡量農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的大小。為了削弱異方差的影響，在回歸過程中采用農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的自然對數(shù)來反映該指標(biāo)的經(jīng)濟(jì)變化水平，這極大地提高了模型的穩(wěn)健性。

2.2.2 人口城鎮(zhèn)化水平

在人口城鎮(zhèn)化水平的度量上，通常采用常住人口數(shù)量占地區(qū)總?cè)丝诒戎睾蛻艏丝跀?shù)量占地區(qū)總?cè)丝诒戎貎煞N測算方法。由于城市常住人口往往代表著城市人口的消費(fèi)能力和人力資本現(xiàn)狀，能更加直觀地反映一個地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平，因此，在本文的研究中，采用城鎮(zhèn)常住人口數(shù)量所占地區(qū)總?cè)丝诒戎貋泶砣丝诔擎?zhèn)化水平。

2.2.3 產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平

由于二三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展往往集中在城市，而第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展大多集中在農(nóng)村，許多國內(nèi)學(xué)者采用二三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值與地區(qū)生產(chǎn)總值的關(guān)系作為衡量地區(qū)城鎮(zhèn)化水平的最重要指標(biāo)之一[19-20]。本文沿用了這一習(xí)慣，用吉林省39個縣市二三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來衡量地區(qū)產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平。

2.2.4 二元對比系數(shù)

二元對比系數(shù)是農(nóng)業(yè)與非農(nóng)勞動生產(chǎn)率的比值，代表著一個地區(qū)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)的差距，是用于衡量城鄉(xiāng)融合水平的重要指標(biāo)[21-22]。本文采用二元對比系數(shù)作為城鄉(xiāng)融合發(fā)展程度的替代變量，具體計算方法為

式中：G1——第一生產(chǎn)總值；

G2——二三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值；

L1——第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員；

L2——二三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員。

二元對比系數(shù)R值越大，表明農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率與工業(yè)勞動生產(chǎn)率相差越小，城鄉(xiāng)融合程度越高；R值越小，表明農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率與工業(yè)勞動生產(chǎn)率差距越大，城鄉(xiāng)發(fā)展越不平衡。

2.3 數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計分析

2004—2019年，我國城鎮(zhèn)化取得了飛速的發(fā)展，農(nóng)村人口不斷轉(zhuǎn)向城市，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率水平不斷提高，城鎮(zhèn)化的飛速發(fā)展為研究農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率、城鎮(zhèn)化水平與城鄉(xiāng)融合發(fā)展之間的相關(guān)關(guān)系提供了有利的條件，因此本文選取吉林省39個縣2004—2019年的數(shù)據(jù)為樣本，樣本個數(shù)為624，所有數(shù)據(jù)均來自《吉林統(tǒng)計年鑒》。表1報告了農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率、人口城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平和二元對比系數(shù)的統(tǒng)計特征。二元對比系數(shù)的均值為0.126，這表明吉林省城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)差距較大，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值比重較低；人口城鎮(zhèn)化水平和產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平的均值分別為0.406和0.793，低于全國平均水平0.523和0.907(根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》2004—2019年的相關(guān)數(shù)據(jù)計算)，這可能是由于只選取了縣級單位為樣本而刪除了地級市樣本的原因。雖然整體數(shù)據(jù)和全國平均水平有所出入，但是本文所選取的數(shù)據(jù)一定程度上代表了我國東北地區(qū)的縣域發(fā)展水平。

表1 變量描述性統(tǒng)計分析

3 結(jié)果與分析

3.1 平穩(wěn)性檢驗

在時間序列的回歸中，如果出現(xiàn)了單位根，不僅會導(dǎo)致傳統(tǒng)的t檢驗失效，而且可能會造成偽回歸，影響回歸結(jié)果的精度。在面板數(shù)據(jù)中常用的平穩(wěn)性檢驗包括LLC檢驗、HT檢驗、Fisher檢驗和Hadri檢驗，本文基于這4種方法，對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗，檢驗結(jié)果如表2所示。

表2 面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

檢驗結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率、人口城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平和二元對比系數(shù)這4個變量均通過顯著性水平至少為5%的檢驗，所有變量都是平穩(wěn)的。

3.2 PVAR模型滯后階數(shù)的選擇

PVAR模型同VAR模型一樣，要對滯后階數(shù)進(jìn)行檢驗，表3顯示了AIC檢驗、BIC檢驗和HQIC檢驗的檢測結(jié)果。

表3 PVAR模型滯后階數(shù)檢驗結(jié)果

從表3可以看出，3種檢驗一致認(rèn)為應(yīng)選擇滯后一期，故在接下來的估計中，選擇滯后一期為最優(yōu)滯后階數(shù)。

3.3 PVAR模型參數(shù)的GMM估計

GMM估計能夠從宏觀上了解變量之間的動態(tài)模擬過程。因此，本文選取PVAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率、人口城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平和二元對比系數(shù)4個變量進(jìn)行GMM估計，估計結(jié)果如表4所示。估計結(jié)果表明，滯后一期的產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平對其自身的解釋力度為0.498 6，且在1%的顯著性水平下表現(xiàn)為顯著。

表4 GMM估計結(jié)果

同時，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率和二元對比系數(shù)對其自身也具有一定的解釋力度，至少在5%的顯著性水平下，兩個變量對自身的解釋力度分別為0.748 6和0.501 3。而人口城鎮(zhèn)化水平對其自身的解釋力度較弱，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率、人口城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平和二元對比系數(shù)4個變量之間的互動關(guān)系并不明顯。由于GMM估計的結(jié)果并不顯著，為了進(jìn)一步了解農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率、人口城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平和二元對比系數(shù)四者之間的邏輯關(guān)系和作用機(jī)制，接下來將對以上變量進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗、脈沖響應(yīng)分析和方差分解，對其互動關(guān)系進(jìn)行進(jìn)一步的解釋和預(yù)測。

3.4 格蘭杰因果檢驗

為了進(jìn)一步說明農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率、人口城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平和二元對比系數(shù)之間的邏輯關(guān)系，利用Eviews9軟件，對其進(jìn)行格蘭杰因果檢驗，表5顯示了格蘭杰因果檢驗的測算結(jié)果。

表5 格蘭杰因果檢驗

1) 農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率與人口城鎮(zhèn)化水平及產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平的回歸結(jié)果在10%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，這表明人口城鎮(zhèn)化水平和產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平都是農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的格蘭杰原因。

2) 在10%的顯著性水平下，產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平是人口城鎮(zhèn)化水平的格蘭杰原因，而農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率和二元對比系數(shù)并不是人口城鎮(zhèn)化水平的格蘭杰原因，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的和城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)差距的變化并不會引起農(nóng)業(yè)勞動力發(fā)生轉(zhuǎn)移。

3) 在1%的顯著性水平下，人口城鎮(zhèn)化水平是產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平的格蘭杰原因，而農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率和二元對比系數(shù)不是產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平的格蘭杰原因。

4) 在1%的顯著性水平下，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率是二元對比系數(shù)變化的格蘭杰原因，說明農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的變化可以影響城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)差距的改變，而不論是人口城鎮(zhèn)化水平還是產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平對城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)差距的改變都沒有顯著的影響。

3.5 脈沖響應(yīng)函數(shù)

從長期的角度來看，采用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解等方法可以預(yù)測在未來一個時期內(nèi)，某一變量的沖擊所引起的另一個變量的變化軌跡，模擬在現(xiàn)有條件不變的情況下，變量之間的動態(tài)傳導(dǎo)路徑。本文使用Cholesky分解構(gòu)造脈沖響應(yīng)函數(shù)，進(jìn)一步分析了農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率、人口城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平和二元對比系數(shù)的作用機(jī)理。圖1為面板數(shù)據(jù)向量自回歸模型滯后6期的脈沖響應(yīng)圖。

圖1 面板向量自回歸模型脈沖響應(yīng)圖

1) 來自農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率、人口城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平自身的新息沖擊都較為迅速，且在數(shù)值上顯著為正，說明農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率、人口城鎮(zhèn)化水平和產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平的發(fā)展都具有經(jīng)濟(jì)慣性。來自二元對比系數(shù)的自身沖擊在數(shù)值上也是顯著為正的，說明在其他條件不變的情況下，二元對比系數(shù)在接下來3年的時間里會顯著擴(kuò)大，即城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)差距會在未來的3年里不斷縮小，且這種變化將最終趨近于0。

2) 人口城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平的正向新息沖擊都會引起農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率正向變化，且隨著時間的推移，這種影響效果將逐漸減弱，這符合格蘭杰因果檢驗的結(jié)果，說明農(nóng)業(yè)勞動力的轉(zhuǎn)移、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化都會促進(jìn)農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的增長。

3) 對于人口城鎮(zhèn)化水平來說，來自其他變量的新息沖擊并不會對人口城鎮(zhèn)化水平有顯著的影響。而對于產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平來說，短期內(nèi)來自人口城鎮(zhèn)化水平的新息沖擊會對產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平造成負(fù)向影響，來自二元對比系數(shù)的新息沖擊則會對其產(chǎn)生正向影響。

4) 對于二元對比系數(shù)來說，雖然農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率是二元對比系數(shù)的格蘭杰原因，但是農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的沖擊并不會對二元對比系數(shù)造成顯著的沖擊效果，同樣，來自產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平的沖擊也不會對其產(chǎn)生顯著的影響。而來自人口城鎮(zhèn)化水平的正向沖擊在短期內(nèi)則會對二元對比系數(shù)產(chǎn)生負(fù)向影響。

3.6 基于方差分解的預(yù)測

基于以上分析結(jié)果，進(jìn)一步利用方差分解考察結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量波動的貢獻(xiàn)度。根據(jù)表6方差分解結(jié)果，得出以下結(jié)論。

表6 方差分解結(jié)果

1) 農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率和產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平對人口城鎮(zhèn)化水平的貢獻(xiàn)隨時間的增加而增加，且二元對比系數(shù)對人口城鎮(zhèn)化水平的貢獻(xiàn)較為穩(wěn)定。具體表現(xiàn)為：在第1期的時候，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率和產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平對人口城鎮(zhèn)化水平的貢獻(xiàn)度為0.13%和0%；到了第5期，這一數(shù)值增長為26.3%和0.78%并且在第10期的時候，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率和產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平對人口城鎮(zhèn)化水平的貢獻(xiàn)率也基本維持在這一數(shù)值；二元對比系數(shù)對人口城鎮(zhèn)化水平的貢獻(xiàn)率始終保持在2%左右。

2) 農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率、人口城鎮(zhèn)化水平和二元對比系數(shù)對產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平的影響也呈現(xiàn)逐漸增加的趨勢：在第1期的時候，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率、人口城鎮(zhèn)化水平和二元對比系數(shù)的貢獻(xiàn)程度分別為1.32%、0.03%和0%，到了第5期，這三個變量的貢獻(xiàn)程度分別增長為10.12%、2.47%和3%；到了第10期這一數(shù)值進(jìn)一步增長為10.36%、2.78%和5.41%。

3) 對于二元對比系數(shù)來說，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率、產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平和人口城鎮(zhèn)化水平的沖擊對其波動的影響效果不強(qiáng)，且隨著時間的推移，其影響程度并沒有明顯的增加。說明農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的增長以及城鎮(zhèn)化水平的增加并沒有減少城鄉(xiāng)收入差距。具體表現(xiàn)為：在第1期，三個變量對二元對比系數(shù)的貢獻(xiàn)率分別為7.05%、4.39%和2.38%；到了第5期，三個變量的貢獻(xiàn)率為6.79%、6.80%和2.19%；在第10期時，三個變量的貢獻(xiàn)率基本維持在6.82%、6.86%和2.20%。

4 結(jié)論

通過對吉林省2004—2019年縣域數(shù)據(jù)的分析，本文驗證了農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率、城鎮(zhèn)化水平和城鄉(xiāng)融合發(fā)展之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系，分析了短期內(nèi)各變量之間的相互作用機(jī)制，模擬了長期內(nèi)各變量之間的動態(tài)傳導(dǎo)路徑。

1) 基于GMM估計和格蘭杰因果檢驗的結(jié)果，發(fā)現(xiàn)在短期內(nèi)：至少在5%的顯著性水平下，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率、產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平和二元對比系數(shù)對其自身的解釋力度分別為0.748 6、0.498 6和0.501 3。城鎮(zhèn)化水平是農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的格蘭杰原因，且農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率是二元對比系數(shù)的格蘭杰原因，說明城鎮(zhèn)化水平的提高能夠通過提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率來縮小城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)差距，最終實現(xiàn)城鄉(xiāng)融合發(fā)展。而農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率既不是人口城鎮(zhèn)化水平的格蘭杰原因，也不是產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平的格蘭杰原因，說明農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提升不能促進(jìn)城鎮(zhèn)化水平的提升，還沒有到達(dá)劉易斯所說的二元經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)折點。

2) 從脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解的結(jié)果中，可以看出：農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率、人口城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平和二元對比系數(shù)4個變量具有長期互動關(guān)系。來自人口城鎮(zhèn)化水平的正向沖擊會引起農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的正向變化和產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平及二元對比系數(shù)的負(fù)向變化。人口城鎮(zhèn)化水平對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)率在第1期、第5期和第10期分別為0%、6.24%和6.65%；對產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平的貢獻(xiàn)率在第1期、第5期和第10期分別為0.03%、2.47%和2.78%。來自產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平的正向沖擊會引起農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的正向變化；來自二元對比系數(shù)的正向沖擊會引起農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率和產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平的正向變化。產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化水平對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)率在第1期、第5期和第10期分別為0%、6.24%和0.87%。二元對比系數(shù)對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)率在第1期、第5期和第10期分別為0%、1.91%和6.82%。

根據(jù)上述結(jié)論，得出以下啟示：一是要進(jìn)一步推動以縣域為載體的新型城鎮(zhèn)化建設(shè)，提升縣域城鎮(zhèn)化水平不僅有利于農(nóng)民治病就醫(yī)和子女上學(xué)等問題的解決，而且能夠推動農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高，縮小城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)差距。二是由于農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提升還沒有起到促進(jìn)城鎮(zhèn)化發(fā)展的作用，應(yīng)進(jìn)一步完善要素市場配置，健全農(nóng)業(yè)部門的社會保障制度，推動城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)相互促進(jìn)，共同發(fā)展。三是要把農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率、城鎮(zhèn)化水平和城鄉(xiāng)融合發(fā)展看作一個有機(jī)的整體來制定相關(guān)政策，不僅要關(guān)注農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率絕對數(shù)量的增長，而且要關(guān)注農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率相對狀態(tài)的改善。