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自改革開放以來，我國經濟取得了飛速的發展，GDP以年均約9%的速度增長。城市化進程也取得的了突飛猛進的發展，從1978年至今，我國的城市化水平接近翻了兩番。但是隨著經濟的進一步發展，城鄉之間的二元結構的弊端也逐步彰顯出來。如何協調城市和農業的發展，盡可能地消除城市與農村之間的這種矛盾，就成為我們目前不可回避也必須解決的問題。鑒于此，本文將從實證研究的角度，采用向量自回歸（VAR）模型對我國農業增長與城市化進程之間的作用機制和過程進行具體的分析，以期對解決城鄉二元結構問題有所助益。

一、模型的設定

借用柯布-道格拉斯生產函數（C-D生產函數），并在相關假設前提下得到農業增長的城市化模型：Y=（fK，L）=AKαLβ

（1）其中，（fK，L）代表生產函數，K和L分別代表資本和勞動投入，α和β分別代表資本和勞動的產出彈性，A為常數，代表生產的效率系數。從一般經濟增長模型研究的成果來看，資本、勞動力和技術是農業增長的必要條件。如果把經濟總量作為被解釋變量，資本、技術和勞動力就不能同時作為解釋變量，否則會出現多重共線性。為了定量研究城市化水平與農業增長之間的關系，我們采用農業增長的城市化模型，用第一產業人均產出代替生產函數中的f，把技術和資本存量一起看作外生變量，即方程中的AKα。勞動力存量用城市化水平代替（因為一國或地區的城市化水平通常是用這個國家或地區的非農人口占整個國家或地區總人口的比重來表示的）。我們可以得到農業增長的城市化模型的生產函數為：Y=f（K，L）=BLβ

（2）兩邊取對數得：InY=lnB+βlnL

（3）可以簡寫成：y=α+βx（4）在模型

（4）中，把技術和資本存量設定為外生常量，其主要目的是為了剝離二者對城市化水平的內生影響，借助農業增長的城市化模型的生產函數確定城市化水平與農業增長之間的數量關系。

二、數據的選擇及變量說明

對于衡量城市化的指標，理論界有著許多不同的觀點，分析的角度不同所選取的指標也不盡相同，有采用單一指標的，也有采用綜合指標法的。考慮到數據的可獲得性，以及“城市人口占總人口比重”這一指標也得到了廣泛的認同，且有權威數據來源，本文的城市化水平即以城市人口占總人口的比重來反映，數據來自《中國統計年鑒2011》光盤版和中國資源環境人口數據庫。反映農業增長的指標同樣很多，有的學者以“第一產業生產總值，農林畜牧漁總產值，農村人口人均收入”等指標來衡量。為避免變量之間產生多重共線性，本文采用“第一產業人均產出（第一產業人均產出=第一產業生產總值/第一產業從業人員）”這一指標來反映，因為該指標不僅剔除了人口規模的影響，并且包含內容也較為全面，用來衡量農業增長較為合理，數據同樣來自于《中國統計年鑒2011》光盤版和中國資源環境人口數據庫。為盡量減少由經濟系統的需求或供給沖擊或者制度轉變帶來的結構變化而引發的模型穩定性問題，本文只對1978-2007年之間中國城市化水平與農業增長的關系進行實證分析。根據《中國統計年鑒2011》光盤版和中國資源環境人口數據庫，得到1978-2007年中國“城市人口占總人口的比重（記為UR）”和“第一產業人均產出（記為AP）”的具體數據。為剔除物價水平變動的影響，將第一產業人均產出全部轉換為1978年不變價的第一產業人均產出。同時，在這些指標參與計量分析時，采用它們的對數形式來考察，記為LnAP和LnUR，因為對指標進行對數處理可以消除可能存在的異方差。

三、實證分析過程

1、單位根檢驗

采用eviews6.0軟件，對LnAPt，LnURt的單位根進行ADF檢驗，采用AIC準則確定最佳滯后階數，分別選取顯著性水平為1%，5%和10%進行單位根檢驗，具體結果如表1所示。通過表1我們可以看到，ADF檢驗的結果表明，非平穩序列LnAPt，LnURt在經過二階差分后平穩，所以LnAPt∶I（2），LnURt∶（I2）。

2、脈沖響應函數

基于VAR和漸近解析法模擬的脈沖響應函數曲線如圖1所示。在模型中，響應函數的追蹤期數用橫軸代表，本文將響應函數的追蹤期數設定為十年，因變量對解釋變量的響應程度用縱軸代表。圖1中響應函數的計算值用實線表示，響應函數值加或減兩倍標準差的置信帶用虛線表示，同時，△2LAP用DLAP表示，△2LUP用DLUR表示，具體分析如下。首先，我們考察農業增長對城市化發展的響應情況和響應路徑。根據圖1（b）可知，在前五期中，第一產業人均產出對城鎮化水平新息的一個標準差擾動的響應，處于一個調整的階段，呈大幅波動，而且在某個期間內，第一產業人均產出隨著城市化的發展有先下降再上升的趨勢，且在前五年中，最大的負響應（第2期）和最大的正響應（第3期）表現得非常突出。同時，從圖1中也可看到，從第2.5期開始，城市化的發展開始形成對第一產業人均產出增加有穩定收斂跡象的持續正向響應。也就是說，第一產業人均產出增長與我國城市化發展之間有緊密的聯系。在期初，第一產業人均產出的增長對城市化發展的響應有部分負響應，從長遠來看，城市化發展對第一產業人均產出增長的正向拉動影響更大。從經濟學角度來進行解釋，就是說，在一定時期內，我國城市化發展仍存在較強的短期行為，城市化水平雖然得到了一定程度的提高，但仍滯后于工業化發展水平，其發展方式仍沿襲粗放型模式，以致于第一產業人均產出增長速度相對來說比較緩慢。但從長遠來看，城市化發展將會對第一產業人均產出產生持續的正向拉動作用。圖1中也體現出城市化發展對第一產業人均產出增長的響應路徑與響應情況。在約前4.5期中，其相應是一個標準差擾動的響應，存在一個微調的階段，且有較大幅度的波動，緊著，第一產業人均產出增長對城市化水平提高有一個持續的正向響應，這種響應在第3.5期到第4.5期之間最為明顯，在第4期程度最大。期初，第一產業人均產出增長對城市化進程有一個負的響應，這種情況一直持續到第3.5期。期后，響應程度開始減弱，且有越來越穩定的趨勢，但對城市化水平的提高產生正向響應，延續的時間也相當長。這說明了城市化發展與第一產業人均產出增長之間存在著緊密的聯系，第一產業人均產出的增長對城市化有持續的促進作用。圖1（a）表現出第一產業人均產出對自身的一個標準差新息有較強的正向響應，在前5期處于波動狀態，不過狀態延續的時間不長，在第4.5期幾乎恢復原狀，之后便表現出趨于穩定的正向響應。也就是說，目前的第一產業人均產出水平與其滯后值有趨于穩定的弱化關聯。圖1（d）表現出城市化水平對其自身的一個標準差新息有持續穩定的較強的正向響應，在前4期中的響應程度較為強烈，波動幅度較大，后期則表現出了一定的穩定性趨勢。也就是說，目前的城市化水平與其滯后值有趨于穩定的較強關聯。

3、預測方差分解

基于VAR和漸近解析法模擬的方差分解如表2所示，第一列為預測期，第二列為變量△2LAP和△2LUR的各期預測標準誤差。第三列為以△2LAP列為因變量的方程新息對各期預測誤差的貢獻度。第四列則為以△2LUR列為因變量的方程新息對各期預測誤差的貢獻度，具體分析如下。在第一期，城市化水平的波動只受自身波動的影響，從第二期開始，城市化水平的波動對第一產業人均產出波動顯示出非常微弱的沖擊，并出現逐步增強的態勢，一直延續到第4期，沖擊影響才趨于穩定。在第一期，城市化水平就對第一產業人均產出產生了影響，其貢獻度大概在0.8%。從第二期開始城市化水平對第一產業人均產出的貢獻度就達到了8.5%，總體上呈上升趨勢，但從第5期開始逐漸趨于穩定，達到9.8%。這與我們上述脈沖響應函數分析的結果基本上是一致的。

四、結論

通過運用脈沖響應函數和預測方差分解對我國自1978年以來城市化發展與第一產業人均產出增長之間的交互響應情況和響應路徑進行的分析可以發現，我國城市化發展與第一產業人均產出增長之間存在著緊密的聯系，且具有長期性。第一產業人均產出增長對城市化發展的響應在期初有一個微調，并產生部分負響應，從第5期開始，第一產業人均產出增長開始形成對城市化發展的持續正向響應，并呈現出向正向穩定效應收斂的跡象。長期來看，城市化對第一產業人均產出增長的正向拉動作用將持續更長時間，也更有效率。城市化對第一產業人均產出增長新息的一個標準差擾動的響應，對城市化有較微弱的正向響應。當前的第一產業人均產出水平與其滯后值有一定的關聯，但其關聯度呈弱化態勢，并且有趨于穩定的趨勢。城市化與其滯后值之間有較強的關聯度，在第一期，城市化水平的波動只受自身波動的影響，從第二期開始，城市化水平的波動對第一產業人均產出波動顯示出非常微弱的沖擊，且出現逐步增強的態勢，一直延續到第4期，沖擊影響才開始趨于穩定，但其貢獻度仍然不足2%。這充分表明我國城市化發展與第一產業人均產出增長之間存在著一定的正向交互響應作用，并且其長期的響應作用程度更顯著、更穩定。但是這二者之間對彼此的作用力度大小并不相同。促進城市化進程的戰略政策對其自身水平的提高有較大的推動作用，但對第一產業人均產出的影響卻不明顯。而促進第一產業人均產出增長，也就是促進農業發展的戰略政策不僅對自身的促進作用較大，而且對城市化水平的提高也有較大的貢獻度。