城鎮化、農業現代化與產業結構調整

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摘要:在對1980—2012年河南省城鎮化、農業現代化與產業結構調整的原始指標數據進行處理與檢驗的基礎上建立VAR模型，結合脈沖響應函數、單位根檢驗等數據計量方法對三者關系進行分析，得出以下結論:產業結構調整對農業現代化有正效應，農業現代化水平對城鎮化水平也有一個正效應，而產業結構調整對城鎮化水平的效應基本為零，城鎮化水平對農業現代化水平的效應在短期內是正的，長期內為零;比較特殊的一個結論是，隨著時間變化，農業現代化水平對產業結構的效應是呈現正負交替變化的。

關鍵詞:城鎮化;農業現代化;產業結構調整;VAR模型

一、引言

隨著我國工業化和城鎮化深入發展，農產品需求將日益增長，同時，農村土地、農村勞動力、農村資金會加速外流，農業現代化發展面臨嚴峻的挑戰，正是在這種背景下，“十二五”規劃提出，堅持工業反哺農業、城市支持農村和多予少取放活方針，充分施展產業化、城鎮化對發展現代農業、促進農民增收、增強農村基礎設施和公共服務的輻射帶動作用，夯實農業農村發展基礎，加速現代農業發展步調。城鎮化是指農村人口持續向城鎮轉移，第二、三產業轉向城鎮，從而使城鎮數目不斷增加，城鎮人口規模與地域規模不斷擴大的一種自然、社會歷史過程。農業現代化就是把建立在感性經驗和手工工具基礎上的傳統農業轉變成為以現代科學技術、現代工業裝備和現代管理方法為基礎的現代農業的過程。產業結構調整是指對各個產業部門之間以及內部的構成和相互關系根據當前的經濟和社會發展狀況進行合理的調配，其顯著的特點就是對三次產業產值結構及就業結構的調整。河南省不僅是一個人口大省，而且還是一個農業大省，經過多年的努力，2000年底到2010年底，河南省城鎮化率已由23．2%上升到39．5%，實現了快速發展。提高城鎮化水平，是社會進步的必然要求，也是經濟發展由農業經濟轉型到工業經濟以及信息經濟的必然結果，中共十五屆四中全會通過的《關于制定國民經濟和社會發展第十個五年計劃》的建議中正式使用“城鎮化”一詞，并號召全國加快城鎮化建設。河南省認真貫徹執行黨關于“三農”的各項方針，制定和推動了多項政策，來不斷深化農村改革，持續加大對農業的投入，鞏固農業的基礎地位。河南省農村和農業經濟通過不斷地結構調整，取得了全面發展，逐步邁向農業現代化階段。河南省經濟發展和產業結構的調整以中原城市群為主題，其中鄭州作為中心城市，洛陽作為副中心城市，直接帶動河南經濟的整體快速發展，間接拉動開封、鶴壁、駐馬店3個增長極的經濟發展，輻射帶動以駐馬店為“中心”的黃淮城市群和以鶴壁為“中心”的豫北城市群經濟的快速發展。

二、相關研究回顧

隨著經濟的發展，對農業現代化與城鎮化和產業調整關系的問題，國內外許多學者進行了多方面研究和探討，把三者之間的相互聯系作為研究的重點。如吉爾等認為，堅持工業與農業的平衡增長，第二產業就能為第一產業提供更多的生產資料，工業部門可以用較先進的生產技術來提升傳統農業的生產技術，提高農業部門的生產率。與此同時，隨著農業部門的產量增長，農業剩余增加，能夠以相對較低的價格向工業部門提供產品，以加快工業積累和擴張，形成工業和農業相互促進的良性循環。趙偉峰等在《農村城鎮化—農村產業結構調整的路徑選擇》中，通過深入分析我國目前農業經濟結構的發展狀況以及在發展過程中出現的問題，提出了用農村城鎮化推進農村產業結構的調整。杜亞萍提出，當前農村經濟快速發展的瓶頸是我國農村產業結構的不合理，嚴重阻礙我國農村經濟和社會經濟的發展。本文通過對當前我國農村產業結構所存在問題的深入分析，提出了有效推進農村產業結構調整的基本思路和具體措施———農村城鎮化，以此來促進農村產業結構的調整，實現農村經濟的快速、可持續發展。王瑞鵬等認為，造成現階段新疆城市化動力不足的主要原因事新疆農村剩余勞動力比例過重，農村勞動力向城市轉移困難。陳江龍等從工業化、城鎮化、農業現代化“三化融合”出發，對江蘇省“三化融合”現狀進行實證檢驗，結果表明，江蘇省城鎮化與工業化上升趨勢明顯，但農業現代化水平有所下降;江蘇省“三化融合”過程中表現出的最主要問題是城鎮化與農業現代化發展的脫節，以及工業化對城鎮化發展的帶動作用不明顯，基于此，文章提出江蘇省要實現“三化融合”，必須加快體制機制改革，堅持“三化”同步發展，走新型工業化、城鎮化、農業現代化的發展道路。目前國內學者對農業現代化、產業結構調整與城鎮化關系的研究較多，但是針對河南省的還很少涉及，本文立足河南，根據河南省的數據，通過建立三者之間的向量自回歸模型，來研究河南省城鎮化、農業現代化、產業結構的調整三者之間相互關系。

三、實證分析

(一)變量與數據的選擇

根據現有研究的指標選取以及數據的可獲得性，選擇非農業人口占總人口的比重(ur)來衡量城鎮化水平，勞均農用機械總動力(ap)來衡量農業現代化水平，二、三產業就業人員比重(is)來衡量產業結構。本文的研究以1980年至2012年的河南數據為基礎，數據來自歷年《河南統計年鑒》、《中國統計年鑒》及國家統計局相關數據。為了消除可能存在的異方差，對樣本數據進行對數化處理，分別記為lnur、lnap、lnis，對這些數據的一階差分處理為dlnur、dlnap、dlnis，二階差分為d2lnur、d2lnap、d2lnis。

(二)單位根檢驗

我們首先對時間序列進行平穩性檢驗，以此來避免非平穩序列可能會產生的虛假回歸現象，我們采用ADF單位根法來檢驗時間序列數據的平穩水平，如表1。表1從表1我們可以看出，lnur、lnap、lnis無論在什么顯著水平上都不顯著，即這三個時間序列式非平穩的;在5%顯著水平上，差分dlnap、dlnis顯著，這兩個時間序列平穩的，但是dlnur不顯著;進行二次差分，d2lnur、d2lnap、d2lnis在1%水平上顯著，可以認為非常顯著，拒絕原假設，認為三者是平穩序列，而且是二階單整I(2)。因此，可以進行協整檢驗。

(三)協整檢驗

Engle－Granger檢驗是基于VAR模型進行的，為了方便進行協整分析，首先構建一個VAR模型。由于三個時間序列均為二階單整，可以進行協整分析。本文采用EG法檢驗來確定模型中的協整向量個數。在5%的顯著水平下存在三個協整關系，我們選擇以lnis為因變量的協整方程:Lnis=0．5053757×lnap+0．2247627×lnur－5．549868各個系數在10%的顯著水平下均通過顯著性檢驗。對殘差e進行平穩性檢驗，通過延遲3階的檢驗結果，顯示回歸模型顯著成立，參數顯著非零，殘差序列為白噪聲序列。上述分析說明，盡管原先三個數據不是平穩的，但是他們是協整的，可以建立VAR模型。

(四)VAR模型的建立

1、滯后階數選擇與方程建立對lnur、lnap、lnis建立VAR模型，根據AIC、SC和LR準則來檢驗選擇最優滯后階數為3，如表2。通過Stata11軟件得出的VAR模型可以用以下方程表示:Lnap=L1．lnap×1．06178+L2．lnap×0．1981839－L3．lnap×0．2049447L1．lnis×0．2646075－L2．lnis×0．017098－L3．lnis×0．1918142L1．lnur×1．190515－L2．lnur×2．251095+L3．Lnur×0．8766093－0．6735846Lnis=L1．lnap×0．4887365－L2．lnap×1．516928+L3．lnap×1．034039L1．lnis×1．240024－L2．lnis×0．4728493+L3．lnis×0．0798602L1．lnur×0．0516709+L2．lnur×0．4697784－L3．Lnur×0．4610073－0．06087Lnur=L1．lnap×0．2625782－L2．lnap×0．1371992－L3．lnap×0．0317638L1．lnis×0．0612601－L2．lnis×0．1246187+L3．lnis×0．0131914L1．lnur×1．122912－L2．lnur×0．5878939+L3．Lnur×0．3733553－0．94358表22、對模型進行平穩性檢驗圖1對VAR模型進行平穩性檢驗，檢驗結果如圖1所示，VAR模型的全部特征根的倒數值都在單位圓之內，表明VAR模型是穩定的。3、脈沖響應圖分析從上圖可以得出，農業現代化水平對城鎮化水平有一個正效應，并且在長期內存在，產業結構對農業現代化的影響與它們相似也相似，而產業結構調整對城鎮化水平的效應基本為零，城鎮化水平對農業現代化水平在短期內是正效應，長期內為零。比較特殊的一個是農業現代化水平對產業結構的效應，是隨著時間呈現正負交替變化的。

四、結論與建議

通過以上分析，我們可以得出以下結論:一是產業結構調整、城鎮化、農業現代化三者之間存在長期穩定的均衡關系，農業現代化對城鎮化水平具有明顯的正向帶動作用，產業結構對農業現代化也具有明顯的帶動作用，并且從長期來看，兩者的作用會越來越明顯;二是產業結構調整同樣對農業現代化具有正效應，對城鎮化的影響會受到戶籍政策、結構性失業等問題的影響出現短暫為零的情況，隨著時間的增長作用會有較小體現，對農業現代化則具有持續的正向拉動作用;比較特殊的一個是農業現代化水平對產業結構的效應，是隨著時間呈現正負交替變化的。鑒于以上結論，推出以下建議:1、繼續扎實推進城鎮化建設，改革戶籍制度和社會保障制度，創造更多的就業機會;2、增加農業基礎投資，推進農業集約化和規模化生產，改善農業管理模式和手段;3、大力發展基礎教育和職業教育，強化農民培訓，提高農民素質。

作者:馮帥 張芮 單位:廣西大學

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