許素瓊

摘要：在分析新型城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率作用機制的基礎(chǔ)上，重新定義了新型城鎮(zhèn)化的內(nèi)涵，并基于人口、空間、經(jīng)濟、社會和生態(tài)5個維度構(gòu)建新型城鎮(zhèn)化評價指標體系。以農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率為被解釋變量，農(nóng)村居民收入水平為門檻變量，新型城鎮(zhèn)化為門檻依賴變量，采集2006—2015年10年間我國除臺灣、香港、澳門、西藏以外的30個省份面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建面板門檻模型，探究新型城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響是否會受到農(nóng)村居民人均收入水平的干擾。經(jīng)過實證分析得出，農(nóng)村居民收入水平是新型城鎮(zhèn)化影響農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的干擾因素，各省份農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率和新型城鎮(zhèn)化與農(nóng)村居民人均收入耦合協(xié)調(diào)度基本一致，但省際之間存在較大差異。

關(guān)鍵詞：新型城鎮(zhèn)化;農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率;收入水平;面板門檻模型;評價指標體系;省際差異

中圖分類號：F299.21;F323 ? 文獻標志碼： A ?文章編號：1002-1302（2019）17-0324-06

經(jīng)過我國改革開放40年的高速發(fā)展和歷史積淀，當下國家的經(jīng)濟模式和發(fā)展方式都發(fā)生了重大變化：經(jīng)濟模式上由規(guī)模速度型向質(zhì)量效能型轉(zhuǎn)變;發(fā)展方式上由粗放式發(fā)展向集約化發(fā)展方式轉(zhuǎn)變。我國國民經(jīng)濟正式進入了一個“互聯(lián)網(wǎng)+”拉動的調(diào)整結(jié)構(gòu)、增加效能、升級換代、協(xié)調(diào)匹配、綠色健康發(fā)展的“新常態(tài)”[1]。然而，民族復(fù)興的全面小康社會建設(shè)目標規(guī)劃，把徹底解決事關(guān)國計民生的三農(nóng)問題推向了新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的發(fā)展軌道，同時，回首審視過去幾十年我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟在掠奪性經(jīng)營過程中，雖然出現(xiàn)高速增長，但也對土地資源和環(huán)境造成了巨大創(chuàng)傷。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，我國農(nóng)業(yè)化肥平均利用率僅為37.8%，比歐美發(fā)達國家低20%～30%。由于使用的不科學(xué)性普遍，農(nóng)藥和化肥利用的綜合效能很不理想[2]。由此造成傳統(tǒng)生產(chǎn)要素邊際效率不斷降低、土地資源破壞嚴重和生態(tài)環(huán)境容量極速下降的“多重壓力”[3]，2018年《中共中央國務(wù)院關(guān)于實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的意見》中指出要“堅持質(zhì)量興農(nóng)、綠色興農(nóng)，提高農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率”[3]。這為新型城鎮(zhèn)化建設(shè)發(fā)展和推進振興農(nóng)村經(jīng)濟戰(zhàn)略指明了方向。

全要素生產(chǎn)率概念的誕生，源于2015年李克強總理的政府工作報告。他指出發(fā)展產(chǎn)業(yè)政策最重要的就是提高全要素生產(chǎn)率。這個概念在實際生產(chǎn)中的主要用途是衡量對除去所有實際生產(chǎn)要素以外的純技術(shù)進步生產(chǎn)率的提升標準[4]。全要素生產(chǎn)率能有效評價經(jīng)濟增長的質(zhì)量情況，但由于未考慮能源消耗和環(huán)境污染，與“一號文件”中關(guān)于堅持人與自然和諧共生的綠色發(fā)展觀不太契合[5]。因此，本研究采用可以衡量能源消耗和環(huán)境污染的綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）對農(nóng)業(yè)發(fā)展的質(zhì)量進行測度。

城鎮(zhèn)化是一個歷史性概念，也是一個內(nèi)涵不斷豐富的概念。從辜勝阻最早提出城鎮(zhèn)化（urbanization）的概念起，學(xué)術(shù)界就逐步開始了相關(guān)研究，有的從人口學(xué)角度，也有的從地理、社會和經(jīng)濟等學(xué)術(shù)角度進行區(qū)分[6-9]。面對城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中遇到的農(nóng)業(yè)供給質(zhì)量不高、農(nóng)村環(huán)境和生態(tài)惡化及發(fā)展不平衡不充分等問題，黨的十八屆三中全會明確提出要發(fā)展新型城鎮(zhèn)化。所謂“新型”與傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化最大的區(qū)別是要堅持以人為核心、以高質(zhì)量發(fā)展為目標。學(xué)者們對于新型城鎮(zhèn)化的理解也是越來越深刻。宋連勝等認為新型城鎮(zhèn)化是對生活全部領(lǐng)域的一種美化設(shè)想，既包括生產(chǎn)、生活、就業(yè)方式，也包括服務(wù)、社會治理和居住空間環(huán)境等，都在美化設(shè)想的范圍中[10]。段進軍等提出新型城鎮(zhèn)化是由“一維”向“多維”的轉(zhuǎn)型過程，“一維”即單純的經(jīng)濟發(fā)展目標;“多維”是集社會、環(huán)境、資源和經(jīng)濟等多維度的發(fā)展目標[11]。孫振華等指出新型城鎮(zhèn)化應(yīng)該是集“集約、智能、綠色、低碳”為一體的城鎮(zhèn)化[12]。綜合以上觀點，本研究就新型城鎮(zhèn)化測量問題，從人口、空間、經(jīng)濟、社會、生態(tài)等5個維度出發(fā)，構(gòu)建完整的指標體系，從而精細化定位新型城鎮(zhèn)化的指標藍圖。

鑒于城鎮(zhèn)化發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級、促進經(jīng)濟穩(wěn)定增長以及解決“三農(nóng)”問題的客觀性和重要性，近年來眾多學(xué)者將視角轉(zhuǎn)向城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的驅(qū)動作用研究。鄭垂勇等以長江經(jīng)濟帶為研究對象，研究了城鎮(zhèn)化率對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的作用，認為城鎮(zhèn)化率總體上降低了綠色全要素生產(chǎn)率，當城鎮(zhèn)化水平超過53.1%后，城鎮(zhèn)化率對綠色全要素生產(chǎn)率的負效應(yīng)不斷減弱，但當前的城鎮(zhèn)化質(zhì)量尚未達到[13]。余子鵬等認為城鎮(zhèn)化可以提高耕地生產(chǎn)率進而提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率[14]。李士梅等利用隨機效應(yīng)模型分析了東中西部分地區(qū)的城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)效率的影響，認為城鎮(zhèn)化引發(fā)的勞動力轉(zhuǎn)移阻礙了農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高[15]。

通過梳理文獻，發(fā)現(xiàn)目前相關(guān)研究成果存在2點不足：（1）目前關(guān)于城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率影響的研究幾乎都采用簡單的人口學(xué)概念，即以城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎貋砗饬砍擎?zhèn)化水平，不僅對城鎮(zhèn)化水平的反映不夠客觀全面，也未完整融入新型城鎮(zhèn)化的內(nèi)涵因素;（2）現(xiàn)有的研究僅以某一地區(qū)為研究對象，未考慮不同區(qū)域的經(jīng)濟水平、資源稟賦等異質(zhì)性條件因素的影響，因而有可能因區(qū)域不同而得出完全相反的結(jié)論，不能為實踐提供理論依據(jù)。基于以上分析，本研究重新定義了新型城鎮(zhèn)化的內(nèi)涵，并據(jù)此從5個維度構(gòu)建衡量新型城鎮(zhèn)化水平的指標體系。具體采集2006—2015年10年間我國除臺灣、香港、澳門、西藏以外的30個省份的面板數(shù)據(jù)，對新型城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率進行測算，并構(gòu)建面板門檻模型對新型城鎮(zhèn)化影響農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的收入門檻進行實證分析，以期為政府相關(guān)部門提高農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率、實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略提供理論依據(jù)和現(xiàn)實參考。

1 作用機制分析

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高主要依靠2個方面：一方面是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的投入，另一方面是全要素生產(chǎn)率的提高。根據(jù)以往研究結(jié)論，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入的要素包括土地、資本、勞動力和技術(shù)，而新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展均會影響這些要素。同樣，要素組合以及效率也會受到新型城鎮(zhèn)化的影響。因此，筆者擬從土地、資本、勞動力和技術(shù)4個方面通過逐一描述新型城鎮(zhèn)化對要素組合及效率的影響，來闡明新型城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)GTFP的作用機制。

首先，新型城鎮(zhèn)化對土地的影響。從地理學(xué)角度看，城鎮(zhèn)的擴張必然伴隨著農(nóng)用耕地被建設(shè)用地擠占的現(xiàn)象，直接導(dǎo)致農(nóng)業(yè)用地減少。耕地減少的積極因素在于倒逼農(nóng)民在單位面積上投入更多的其他要素，如資金、勞動力或者技術(shù)等，以此來提高單位產(chǎn)量和要素生產(chǎn)率。這在一定程度上有益于投入要素的增量更優(yōu)組合，進而提升全要素生產(chǎn)率。同時，耕地的減少也會倒逼農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，進而提高整體農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。從消極方面來看，耕地作為農(nóng)業(yè)最重要的生產(chǎn)要素，隨著城鎮(zhèn)化的擠占，可能會造成農(nóng)業(yè)無法實現(xiàn)規(guī)?；a(chǎn)，導(dǎo)致收益下降。

其次，新型城鎮(zhèn)化對勞動力的影響。從人口學(xué)角度看，城鎮(zhèn)化意味著越來越多的人口從農(nóng)村涌入城市，農(nóng)業(yè)人口的減少和城市人口的增加勢必會使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力因素中的勞動者數(shù)量銳減，且客觀上會造成原有勞動素質(zhì)、文化水平、技術(shù)技能等優(yōu)秀的農(nóng)業(yè)人口優(yōu)先轉(zhuǎn)移?？上攵慕Y(jié)果是加重農(nóng)業(yè)從業(yè)人員的老齡化程度，使農(nóng)業(yè)投入的有效勞動力要素銳減，致使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)因勞動力投入不足而使農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量下降。但是另一方面，隨著家庭優(yōu)質(zhì)勞動力向工業(yè)轉(zhuǎn)移，通過分享工業(yè)效率來提高農(nóng)民家庭收入，加之國家發(fā)展已經(jīng)到達工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)、城市反哺農(nóng)村的新時代，工業(yè)資本和城市資源也會在政策驅(qū)動下向農(nóng)業(yè)流轉(zhuǎn)，能有效促進資金和技術(shù)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中利用，加速社會生產(chǎn)效率進一步對農(nóng)業(yè)資源配置的持續(xù)優(yōu)化。

最后，新型城鎮(zhèn)化對環(huán)境的影響。新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的目標之一就是打造生態(tài)宜居的新農(nóng)村，新型城鎮(zhèn)化會更加重視環(huán)境和資源，通過示范和引導(dǎo)加強對農(nóng)業(yè)和農(nóng)村生態(tài)環(huán)境的重構(gòu)和保護力度，進而提升農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)效率。

基于上述分析可見，新型城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)綠色全要素產(chǎn)率之間是相互影響的，到底是產(chǎn)生促進作用還是抑制作用？會不會隨著地域不同和收入不同而產(chǎn)生不同的效果呢？因此，根據(jù)理論分析本研究做出如下假設(shè)：新型城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在收入門檻效應(yīng)。

2 研究設(shè)計

2.1 模型設(shè)定與估計方法

式中：I為農(nóng)村居民收入，也就是本次研究中的門檻變量;urb為城鎮(zhèn)化水平，是本次研究中的門檻依賴變量;I（·）代表指標函數(shù);γ代表門檻值;ε為隨機干擾項。

2.2 變量選取與數(shù)據(jù)說明

2.2.1 被解釋變量——農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）指標選取及測算 考慮到傳統(tǒng)的TFP核算忽略了資源環(huán)境因素，會導(dǎo)致測算結(jié)果存在一定偏差的可能，本研究在研究中引入農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的概念，將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中可能消耗的能源和造成的環(huán)境污染情況納入考慮進行測算，即考察基于資源投入和環(huán)境污染雙重約束下的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動投入產(chǎn)出比。在綠色全要素生產(chǎn)率投入指標上，筆者力爭吸收已有研究成果精華，納入能源消耗和環(huán)境因素，將投入要素界定為土地、資本、勞動力、技術(shù)和能源五大類。土地選取每年的播種面積來衡量（萬畝）;資本借鑒鄭垂勇等的做法[13]，選取資本存量指標，并以2006年為基期對每年固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行折算;勞動力以各地每年平均農(nóng)業(yè)就業(yè)人數(shù)來衡量（萬人）;農(nóng)業(yè)的技術(shù)投入主要包括農(nóng)機，本研究選取農(nóng)業(yè)機械總動力對農(nóng)業(yè)技術(shù)投入進行測量。能源投入主要包括化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜、水資源等，對這些投入利用利用熵值法得到綜合投入指數(shù)來衡量。產(chǎn)出方面而言，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率研究在不考慮能源和環(huán)境約束的情況下，產(chǎn)出主要是期望產(chǎn)出，即農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)量;現(xiàn)今考慮環(huán)境污染，在綠色全要素生產(chǎn)率的研究方法下，產(chǎn)出既包括期望的污染產(chǎn)出，也包括不期望的。期望產(chǎn)出用每年各地區(qū)的農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值以2006年為基期進行折算來衡量。非期望產(chǎn)出以往研究多采用單一指標衡量，如單純考慮碳排放量或者固體廢棄物排放量，這樣會導(dǎo)致研究結(jié)論因不全面而存在誤差;因此，本研究綜合考慮在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動過程中產(chǎn)生的化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜、畜禽糞便、農(nóng)業(yè)廢棄物、生活垃圾等各類農(nóng)業(yè)面源污染及空氣碳排放量，也利用熵值法得到環(huán)境污染綜合指數(shù)，從而更加全面準確地度量環(huán)境因素。根據(jù)梁流濤的研究[17]，本研究對面源污染主要統(tǒng)計N、P和化學(xué)需氧量（COD）的排放量。

關(guān)于綠色全要素生產(chǎn)率的測算方法，有C-D函數(shù)法、代數(shù)指數(shù)法和超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)法等參數(shù)法[18]以及以距離性Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)和方向性Luenberger生產(chǎn)率指標為代表的非參數(shù)法[19]。參數(shù)法雖然計算較為簡單，但必須建立在生產(chǎn)過程規(guī)模報酬不變的前提上，再加上必須準確掌握價格變動信息，所以計算結(jié)果往往與實際相差較遠。為彌補參數(shù)法的不足，學(xué)者們設(shè)計了無須設(shè)立特定函數(shù)形式的非參數(shù)法。非參數(shù)法中，Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)可以將環(huán)境和能源約束納入核算體系，并且將農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率指標分解為技術(shù)進步和技術(shù)效率2個部分，但缺陷是Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)的距離性導(dǎo)致它對非期望產(chǎn)出的減少無能為力。而本研究采用的綠色全要素生產(chǎn)率不僅包含期望產(chǎn)出還包括非期望產(chǎn)出，為此選擇規(guī)模報酬可變的超效率SBM-VRS模型，將綠色全要素生產(chǎn)率分解為入與產(chǎn)出2個角度，滿足了本研究的需要。具體模型構(gòu)建如下：

2.2.2 門檻依賴變量——新型城鎮(zhèn)化（urb）指標選取及測算 如何衡量一個地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平，基于歷史研究的成果來看，學(xué)者們最常使用的模式主要分4類[20]：第1類是城鎮(zhèn)人口比重模式，該模式的測算方法是用某個地域的城鎮(zhèn)人口作為分子除以對應(yīng)地域轄區(qū)的全部人口綜合的比重;第2類是非農(nóng)業(yè)人口比重模式，該模式同樣適用對應(yīng)地域轄區(qū)的全部人口作分母，但分子變?yōu)樘攸c地域的非農(nóng)業(yè)人口;第3類是帶眷系數(shù)模式，此模式不單純以人口為單位進行衡量，同步引入勞動力的概念，即某個地域或轄區(qū)內(nèi)的城鎮(zhèn)勞動力總數(shù)和該地域或轄區(qū)內(nèi)凈增城鎮(zhèn)人口相乘，再除以該地域或轄區(qū)總?cè)丝诤托略龀擎?zhèn)勞動力之積;第4類是城鎮(zhèn)土地利用比重模式，這個模式將人口概念淡化，是建成區(qū)的土地面積占所有區(qū)域的土地總面積的比重。這些方法可能從某一方面對城鎮(zhèn)化水平進行衡量，但共同的缺陷是角度過于單一，不能綜合反映新型城鎮(zhèn)化的全新特點。因此，本研究結(jié)合新型城鎮(zhèn)化的具體內(nèi)涵和特征，從經(jīng)濟、人口、空間、社會、生態(tài)5個方面構(gòu)建出包含11個二級指標的城鎮(zhèn)化評價指標體系（表1）。

2.2.3 門檻變量——農(nóng)村居民人均收入指標選取及測算 農(nóng)村居民人均收入水平?jīng)Q定著居民消費水平、消費結(jié)構(gòu)和生活質(zhì)量水平。根據(jù)前文的假設(shè)，當居民收入達到一定水平，農(nóng)村居民對生活質(zhì)量的要求也會發(fā)生變化，進而會更多地關(guān)注綠色食品、環(huán)境衛(wèi)生、生態(tài)宜居等等，倒逼綠色全要素生產(chǎn)率的提高。反之，如果某地農(nóng)村居民的收入水平很低，居民不僅不會關(guān)注和改善生態(tài)，反而會為了提高收入水平而給環(huán)境增加壓力?？梢姡诓煌r(nóng)村居民收入水平的干擾下，新型城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響呈非線性。為了統(tǒng)一農(nóng)村居民收入水平，確保研究的可靠性，筆者選取《中國統(tǒng)計年鑒》中的“農(nóng)村居民家庭平均每人純收入（元）”指標來反映，并且將每年的人均純收入以2006年為基期進行折算以消除價格影響。

2.2.4 控制變量——指標選取及測算 控制變量是指除了城鎮(zhèn)化水平和農(nóng)村居民收入水平以外可能引起農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率變化的因素，目前理論界對于影響農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率因素的研究尚無定論，筆者這里結(jié)合現(xiàn)有研究和數(shù)據(jù)可得性來選取影響因素，具體包括：（1）農(nóng)村發(fā)展基礎(chǔ)，用各地區(qū)農(nóng)業(yè)支出總額占當?shù)刎斦傊С龅谋嚷蕘矸从常r(nóng)業(yè)經(jīng)濟基礎(chǔ)越好全要素生產(chǎn)率可能越高;（2）農(nóng)業(yè)生產(chǎn)現(xiàn)代化程度，用單位面積農(nóng)用機械動力來表示，體現(xiàn)了農(nóng)業(yè)技術(shù)投入，對農(nóng)業(yè)GTFP有促進作用;（3）農(nóng)業(yè)經(jīng)營現(xiàn)代化程度，用農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)與農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)資料價格指數(shù)的比值表示，對農(nóng)業(yè)GTFP有促進作用;（4）農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，用糧食播種面積與農(nóng)作物總播種面積之比來表示，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)會影響農(nóng)業(yè)GTFP;（5）農(nóng)業(yè)勞動力素質(zhì)，用農(nóng)民工返鄉(xiāng)數(shù)量增長率來表示，對農(nóng)業(yè)GTFP有促進作用。

2.3 數(shù)據(jù)來源及描述

本研究所采用的原始數(shù)據(jù)為《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》以及各地區(qū)的省級統(tǒng)計年鑒采集而來，確保數(shù)據(jù)的準確性和權(quán)威性。表2將本研究中的所有數(shù)據(jù)進行了匯總，形成統(tǒng)一性的結(jié)果。

3 實證結(jié)果分析

3.1 整體分析

依據(jù)前文構(gòu)建的指標體系和測算方法，本研究按照時間和空間維度對2006—2015年10年間全國30個省級行政單位的綠色全要素生產(chǎn)率進行了測算，具體結(jié)果見圖1和表3。

由圖1可知，2006—2015年10年間我國農(nóng)業(yè)GTFP呈現(xiàn)上升趨勢，細分為2個階段：第一階段為2006—2009年，這一期間我國農(nóng)業(yè)GTFP在1以下波動，并逐步趨向于1;第二階段為2010—2015年，這一時期我國的農(nóng)業(yè)GTFP超過了1，意味著這一時期我國的綠色全要素生產(chǎn)率整體呈增長趨勢。這是因為2010年前我國處于工業(yè)化發(fā)展高速期，粗放型工業(yè)增長帶來大量的三廢排放，降低了農(nóng)業(yè)GTFP。2010年后隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，經(jīng)濟不斷轉(zhuǎn)型升級，進而推動了農(nóng)業(yè)GTFP的增長。

為了進一步直觀地反映我國綠色全要素生產(chǎn)率的省際差異，對全國30個省份的綠色全要素生產(chǎn)率進行平均分析，從表3可以看出，我國農(nóng)業(yè)GTFP省際差異非常明顯，北京、江蘇和上海等經(jīng)濟發(fā)達的省份排名整體均靠前，而河南和云南這些欠發(fā)達省份，落后于發(fā)達省份農(nóng)業(yè)GTFP近0.07。

3.2 模型檢驗

3.2.1 單位根檢驗 在進行回歸分析之前，須要確保所有變量在時間序列上具有平穩(wěn)性，因此本研究采用ADF檢驗法先對4個變量進行單位根檢驗。檢驗結(jié)果顯示，除新型城鎮(zhèn)化水平、農(nóng)村勞動力素質(zhì)、農(nóng)村居民人均收入數(shù)據(jù)之外，其余指標均平穩(wěn)。所以，繼續(xù)對新型城鎮(zhèn)化水平、農(nóng)村勞動力素質(zhì)、農(nóng)村居民人均收入進行一階差分，數(shù)據(jù)在一階差分水平上均顯示平穩(wěn)，結(jié)果如表4所示。

3.2.2 協(xié)整檢驗 根據(jù)單位根檢驗結(jié)果可知，部分數(shù)據(jù)不平穩(wěn)，但在進行一階差分處理后均顯示平穩(wěn)，可以進行協(xié)整分析，以判斷長時期內(nèi)變量之間是否存在均衡狀態(tài)。本研究采用Johansen檢驗法運用AIC、SC最小信息準則進行協(xié)整檢驗，結(jié)果顯示，ADF統(tǒng)計量為-3.111且序列具有平穩(wěn)性，可見2個變量長期均衡。

3.2.3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗 此處采用格蘭杰因果檢驗對模型中相關(guān)變量進行檢驗，以確定農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率、新型城鎮(zhèn)化以及農(nóng)村居民人均收入之間是否存在相互影響關(guān)系?，F(xiàn)假設(shè)所有變量間均不存在格蘭杰因果關(guān)系，檢驗結(jié)果詳見表5。

由表5可知，在5%顯著水平，滯后3期下，假設(shè)2、3、4、5拒絕原假設(shè)，假設(shè)1、6接受原假設(shè)，可知農(nóng)村居民人均收入是影響城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的因素，也從一個方面印證了農(nóng)村居民人均收入是城鎮(zhèn)化影響農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的干擾項。

3.2.4 門檻效應(yīng)檢驗及回歸分析 先對變量進行對數(shù)處理，采用bootstrap循環(huán)檢驗300次結(jié)果通過99%的置信檢驗，在1%、5%、10%顯著水平上，檢驗結(jié)果見表6。

確定了門檻值后，以農(nóng)業(yè)GTFP為被解釋變量，新型城鎮(zhèn)化水平為門檻依賴變量，農(nóng)村居民人均收入為門檻變量進行面板門檻模型回歸分析，結(jié)果詳見表7。

表7中，模型1是沒有加入控制變量的門檻模擬結(jié)果，根據(jù)結(jié)果可知，在收入水平低于門檻值8.567 2時，新型城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)為0.222 6，且未通過顯著性檢驗。但當農(nóng)村居民收入水平高于門檻值8.567 2時，新型城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的促進作用明顯增強，達到0.253 9，且在5%的水平上顯著。模型1的檢驗結(jié)果表明，農(nóng)村居民收入水平是新型城鎮(zhèn)化影響農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的干擾因素。為了檢驗?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性，模型2中加入控制變量再次進行模擬，結(jié)果顯示，在收入水平低于門檻值 8.567 2 時，新型城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)為0.231 2，且未通過顯著性檢驗。當農(nóng)村居民收入水平高于門檻值8.567 2時，新型城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的促進作用也在增強，達到0.270 2，在5%的水平上顯著?？刂谱兞恐?，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)現(xiàn)代化程度通過了顯著性檢驗。

模型1和模型2都證明了新型城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的影響存在農(nóng)村居民收入門檻，在低于門檻值時，新型城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)GTFP的作用無法突顯，只有當農(nóng)村居民收入水平跨過門檻值后推動作用才被激發(fā)出來。

3.2.5 耦合度分析 為進一步驗證新型城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)GTFP的影響作用，本研究引入耦合概念，對兩者進行耦合度檢驗。耦合度用來反映各系統(tǒng)之間相互作用、彼此影響的強度。若新型城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)GTFP耦合度系統(tǒng)較高，則意味著這2個系統(tǒng)目前處于相互協(xié)調(diào)、相互促進的良性發(fā)展狀態(tài);反之，如果新型城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)GTFP耦合度系統(tǒng)較低，則表明2個子系統(tǒng)互為制約。借鑒已有的研究成果，構(gòu)建新型城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)GTFP耦合度模型，即

由表8可知，農(nóng)業(yè)GTFP和新型城鎮(zhèn)化與農(nóng)村居民人均收入耦合協(xié)調(diào)度基本趨同，耦合協(xié)調(diào)度高的省份的GTFP也較高，這從另一個角度印證了本研究的假設(shè)，即受農(nóng)村居民人均收入水平的影響導(dǎo)致新型城鎮(zhèn)化水平對農(nóng)業(yè)GTFP的影響呈非線性。所以，在通過提升新型城鎮(zhèn)化水平來促進農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率提高的過程中須要將農(nóng)民收入水平的提升放在重要位置，才能起到事半功倍之效。

4 結(jié)論及啟示

在分析新型城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率作用機制的基礎(chǔ)上，本研究構(gòu)建面板門檻模型，以農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率為被解釋變量，農(nóng)村居民收入水平為門檻變量，新型城鎮(zhèn)化為門檻依賴變量，從人口、空間、經(jīng)濟、社會、生態(tài)5個維度構(gòu)建新型城鎮(zhèn)化評價指標體系，采集2006—2015年我國30個省份基礎(chǔ)數(shù)據(jù)開展面板門檻回歸分析?？梢缘贸鼋Y(jié)論：（1）農(nóng)村居民收入水平確實是新型城鎮(zhèn)化影響農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率的干擾因素，門檻值為8.567 2。當農(nóng)村居民收入水平低于門檻值時，新型城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)GTFP的作用無法突顯，只有當農(nóng)村居民收入水平跨過門檻值后推動作用才被激發(fā)出來。（2）農(nóng)業(yè)GTFP和新型城鎮(zhèn)化與農(nóng)村居民人均收入耦合協(xié)調(diào)度基本趨同，但存在明顯的省際差異。

根據(jù)本研究的結(jié)論，在新型城鎮(zhèn)化可以整體提高農(nóng)業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率，但在這過程中，須要注意的是要注重提高農(nóng)村居民的人均收入水平，以推動新型城鎮(zhèn)化的建設(shè)和提高發(fā)展質(zhì)量。城鎮(zhèn)化要因地制宜，對于低于門檻值的地區(qū)，在推進城鎮(zhèn)化時要努力通過強化農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施高質(zhì)量建設(shè)、加大農(nóng)業(yè)財政投資力度、合理轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動力、提升農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化程度、為農(nóng)民提供更多就業(yè)崗位等措施，在增加農(nóng)村居民收入的基礎(chǔ)上穩(wěn)步前行。

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