福建省工業化、城鎮化與農業現代化協調發展的實證分析

蘭　昊

(福建師范大學經濟學院，福建　福州　350108)

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福建省工業化、城鎮化與農業現代化協調發展的實證分析

蘭昊

(福建師范大學經濟學院，福建福州350108)

摘要：工業化、城鎮化及農業現代化是一個國家或地區經濟發展的重要推力。通過運用2000—2013年福建省工業化、城鎮化及農業現代化的相關數據，建立VAR模型，研究了三者之間的關系。結果表明：福建省工業化、城鎮化與農業現代化三者之間相互發展的協調程度低，仍需要更加深入地統籌，同時城鎮化對于三者協調發展的貢獻更為明顯。

關鍵詞：工業化；城鎮化；農業現代化；VAR模型；福建省

工業化、城鎮化及農業現代化對一個地區的經濟發展有著重要的推動作用。福建省在《福建省國民經濟和社會發展第十二個五年規劃綱要》指導思想中明確提出要“加快推進農業現代化、新型工業化和城鎮化”。而今，再提及的城鎮化已經不再是強調人口向城鎮聚集的單純城鎮化，而更加強調在城鎮化過程中不再犧牲農業及環境利益謀發展，強調以新型工業化為動力促進城鎮化質量的提升?？梢哉f在新時代背景下，城鎮化需要以工業化及農業現代化的支撐。同時，城鎮化的實現又推動工業化及農業現代化的發展。因此，統籌發展工業化、城鎮化及農業現代化，對于整個福建省經濟發展便尤為重要。

近年來，學術界對于工業化、城鎮化及農業現代化之間的關系投入了很大的關注。劉建銘[1]思考了農區工業化、城鎮化及農業現代化之間相互推動的關系，強調運用工業化理念發展畜牧業。謝杰則[2]運用門檻效應模型研究了三者之間的關系，并強調三者協調發展需要著重發展城鎮化。蔡鍵等[3]運用協整模型分析了工業化對農業現代化的推力和城鎮化對農業現代化的拉力。吳振明[4]運用DEA模型的方法對中國西部地區的工業化、城鎮化以及農業現代化的數據進行研究。蘇發金[5]、姜會明等[6]則建立模型從全國和吉林省兩個角度對三者關系進行研究。

本文從2000—2013年福建省工業化、城鎮化及農業現代化(“三化”)三者數據入手，實證分析了福建省“三化”發展之間的相互關系，并從中分析問題，探尋解決思路。

1數據選取

選取福建省第二產業增加值率、福建省城鎮人口占總人口比重，以及福建省每千公頃機械動力三個指標來衡量工業化、城鎮化及農業現代的程度，記做ir、ur和amr。其中，對于工業化的指標選擇學術界仍未有定論，本文采用第二產業增加值率來衡量福建省工業化水平，可以較為直觀的觀測第二產業對全省GDP的貢獻率。而對于農業現代化水平的衡量，本文采用的是用于農業生產而非農業科研等其他領域的農用機械的總動力除以福建省全省農作物播種面積進行衡量，直接用于農業生產的農用機械總動力指標的變動可以很好的反應一個地區現代化農業生產手段用于農業生產的實際情況，而將其除以全省農作物播種面積，可以有效衡量福建省農業現代化水平的變化。本文采用2000-2013年的數據進行研究，其數據來源均來自各年《福建省統計年鑒》，并運用Eviews7.2進行數據處理。

2實證結果與分析

2.1　單位根檢驗

對于時間序列的分析通常都要基于對時間序列進行平穩性檢驗的基礎上進行，因為如果時間序列是不平穩，則基于這組時間序列所進行的對未來預測便存在偏差。本文采用單位根檢驗對時間序列的平穩性進行檢驗，檢驗結果見表1。

表1　 單位根檢驗

注：檢驗形式中第一位中c表示帶有截距項，第二位中t表示帶有趨勢項，n代表沒有趨勢項，第三位表示滯后階數。

從表1可以看出，原時間序列ir、ur及amr均為非平穩序列，因此對三者進行一階差分處理，得Dir、Dur和Damr三個時間序列；對一階差分的三者進行單位根檢驗，可以看到Dur在1%的條件下平穩，Dir和Damr在10%條件下平穩，則ir、ur及amr為一階單整。

2.2　協整檢驗

協整檢驗是研究多個非平穩序列之間長期變動關系的檢驗。由單位根檢驗中可以看出ir、ur及amr原序列均為非平穩序列，則可以進行協整檢驗，探索三者之間的長期非平穩關系。采用Johansen協整檢驗方法對三者的協整關系進行檢驗，檢驗結果見表2。

從表2可看出，在5%的臨界值條件下，跡統計量均大于臨界值，則可以拒絕原假設，即認為存在大于3組序列中存在著大于2個協整關系。

2.3　VAR模型

VAR模型的建立需要平穩序列，因此利用Dir、Dur及Damr建立VAR模型。建立模型之前必須確定滯后期數。通過運用LR、FPF、AIC、SC及HQ的P值在各項取最小值的方法，進行滯后期數選取，結果見表3。

表2　協整檢驗

從表3中可看出，當滯后期為2時，P值為3個滯后期數中最小的項目數最多，從而我們可以確認滯后期數為2，并建立VAR(2)模型。

為了保證VAR模型是穩定的，則必須對VAR模型進行特征根檢驗。如果VAR模型的所有的特征根倒數的模均在單位圓內，即所有特征根的模小于1，則可以認定此VAR模型是穩定的，而當有1個或1個以上的特征根倒數的模在單位圓之外，則應該對此VAR模型進行重新設定。而VAR模型的特征根數量由VAR模型中包含的內生變量數及滯后期數所決定。對VAR(2)檢驗結果見圖1。

表3　滯后期數

圖1　特征根檢驗

從圖1可以看到，建立的VAR(2)模型的所有特征根的模均在單位圓內，即可認定此VAR(2)模型是平穩的，是可以建立。

由Dir、Dur及Damr建立的VAR(2)模型表示如下：

DIR=0.0524005110545*DIR(-1)+1.70447287261*DIR(-2)+0.899544952041*DUR(-1)+0.992203235819*DUR(-2)-0.499927303173*DAMR(-1)+0.930252857039*DAMR(-2)-0.0452632096466

式(1)

式(1)表示的是Dir、Dur及Damr的一期、二期滯后項對Dir的影響。從式(1)可知，Dir、Dur的一期和二期滯后項及Damr的二期滯后項的系數均為正數，且同時Dir的二期滯后項系數為所有系數中絕對值最高的，而Damr的一期滯后項系數為負。說明前期工業化基礎對當期工業化水平的增長有著很強的推動力，而城市化水平的提升和早期農業現代化水平的提高均會對當期工業有著正向促進作用。而上一期農業現代化的發展則有可能與工業現代化爭奪資源，從而與當期工業化產生反向影響。

DUR=-0.893028744148*DIR(-1)-0.109115904473*DIR(-2)-0.659841371083*DUR(-1)+0.131136914342*DUR(-2)-0.671945414059*DAMR(-1)+0.492897190958*DAMR(-2)+0.0325264362763

式(2)

式(2)表示的是Dir、Dur及Damr的一期、二期滯后項對Dur的影響。從式(2)可看出，Dir的一期、二期滯后項，Dur的一期滯后項及Damr的一期滯后項的系數均為負數，而Dur和Damr的二期滯后項系數為正數。DIR的一期、二期滯后項，Dur的一期滯后項系數為負數，可能是因為工業化發展和上一期城市化進程過程中所帶來的一系列諸如環境問題、城市生存環境擁堵、就業壓力增大等問題所帶來的對城市化帶來的負面影響造成的，而上一期農業現代化的增長則可能會減少農民向城市轉移。而從長遠來看早起的城市化發展和農業現代化發展則會促進城市化進程。

DAMR=0.969112854826*DIR(-1)-1.48278572468*DIR(-2)-0.281286284629*DUR(-1)-1.05726248284*DUR(-2)+0.80993372031*DAMR(-1)-0.792174893787*DAMR(-2)+0.0455022012451

式(3)

式(3)表示的是Dir、Dur及Damr的一期、二期滯后項對Damr的影響。從式(3)可看出，Dir的第一期滯后項和Damr的第一期滯后項系數均為正數，而Dir的第二期滯后項、Dur第一期和第二期滯后項及Damr的第一期滯后項系數均為負數。這表明福建省城市化對于農業現代有抑制作用，而長遠來看，早期的工業化與農業現代化對于當期農業現代也有抑制作用。

2.4　Granger檢驗

Granger檢驗是利用VAR模型對于一組系數的顯著性進行檢驗，以確認某個變量的滯后項是否對另一個變量或另幾個變量的當期值有產生影響。對3組時間序列的Granger檢驗結果如下見表4。

表4　Granger檢驗

從表4可看出，除了不能拒絕Dur不是Dir的Granger原因以外，其他原假設均被拒絕。即檢驗結果認為，除城鎮化增長會顯著地帶動工化業進程以外，福建省工業化增長、城鎮化增長，以及農業現代化增長的滯后項對其當期量的推動作用略顯不足，三者的當期增長沒有很好利用過去三者的發展基礎，三者之間的關系仍然需要進一步協調。

2.5　脈沖響應函數分析

脈沖響應函數分析是顯示一個變量的隨機變動對另一個變量當前以及未來所產生的影響。對VAR(2)模型的脈沖分析的結果見圖2。

圖2　脈沖響應結果

從圖2-A可看出，福建省工業化當期增長對后期工業化增長的影響在沖擊產生初期有著較大影響，在第二期和第四期產生較明顯的負面影響，而在第四期之后其沖擊力趨向于0。而當期城鎮化發展對工業化增長在沖擊產生初期影響最弱，而從第二期開始有著迅速增長，并在第四期達到峰值0.009668，之后沖擊力開始下降，并從第八期開始趨向于0。在三項中，農業現代化增長對于工業化增長的沖擊力最弱，呈現先負沖擊，之后正沖擊的最終趨近于0的態勢。但從總體上看，城市化和農業現代化的增長對工業化的發展的總體效應仍為正向。

從圖2-B可看出，城市化發展當期沖擊的形成對城市化發展當期的沖擊較大，但對第二期會產生1個近乎與第一期的負沖擊，對第三期會繼續產生1個弱于對第一期的正向沖擊，而對之后各期便產生持續性的負沖擊，直至最終沖擊趨向于0，可見當期城市化增長的對其后近幾期的影響更大。工業化與農業現代化的增長對其后各期的城市化增長的沖擊主要呈現繞0水平波動的狀態，且總體上略微層顯出負向關系。

從圖2-C可看出，當期工業化增長以及農業現代化增長對其后第一期農業現代化增長均有加大的正向沖擊，而相反城市化增長對其后第一期的農業現代化增長有明顯的負向沖擊，但其在對其后第二期農業現代化增長方面有著很大的正向沖擊，而后其沖擊力趨近于0。當期工業化增長以及農業現代化增長對其后農業現代化增長的沖擊均在第二期開始下降，并在第三期達到最低值且為負值，而之后在0水平線上下波動。但總體上當期三個指標對農業現代化的沖擊為正向。

2.6　方差分解分析

方差分解模型是用來描述一個沖擊對變量一次變動的貢獻率，圖3是對VAR(2)模型進行方差分解分析的結果。

圖3　方差分解結果

從圖3-A可看出，當期工業化增長沖擊產生會對其后一期工業化增長產生全部的影響，而后工業化增長所產生的沖擊力開始下降，城鎮化所產生的沖擊開始提升，并在第三期，城鎮化增長對工業化增長的沖擊開始超過對當期工業化增長，并最終趨向67%的貢獻率，而工業化增長的貢獻率最終下降并穩定到25%左右。農業現代化增長對工業化增長的貢獻率一直保持在6%左右的低水平。

從圖3-B可看出，當期城鎮化增長對此后的城鎮化增長一直維持著76%左右波動的高貢獻率，而工業化增長及農業現代化增長的貢獻率較低，前者保持在15%左右，后者初始為0，后期慢慢增長至8%~9%。

從圖3-C可看出，當期城鎮化增長保持著高貢獻率，而工業化及農業現代化增長的貢獻率較低。但與之不同的是，城鎮化增長的貢獻率沒有達到3/4的高值，穩定在58%左右，而農業現代化增長的貢獻率也有24%左右的值，相對于另外兩個方程高出許多，工業化增長的共享率則在18%左右。

3結論

實證分析結果顯示：(1)福建省工業化、城鎮化及農業現代化三者之間相互協調發展的水平較低，從Granger檢驗中可以看出工業化、城鎮化及農業現代化三者的先期發展對當期發展的促進作用較弱，僅Dur是Dir的Granger原因。因此，因福建省因加強對三者的統籌規劃，從整體上充分利用先期建設推動當期發展。(2)從脈沖響應函數分析中可以看出，城鎮化對于“三化”的影響最為突出，而工業化及農業現代化對“三化”的沖擊影響較弱。這說明福建省仍未充分發掘工業化及農業現代化拉動整個福建省“三化”增長的潛力，因此需要在這兩個方面加大政策力度。同時，也可以看到城鎮化對福建省“三化”的沖擊并非均為正向，這說明福建省仍需要對城鎮化進程進行引導，發揮其正向作用。(3)從方差分解分析中可以看出，在福建省“三化”進程中，城鎮化共享率較高，其次是工業化，農業現代化對“三化”的貢獻率仍然較低。這同樣表明，福建省應加強對工業化以及農業現代化推動福建省“三化”水平提升的潛力的挖掘，充分發揮其作用。

參考文獻：

[1] 劉建銘. 關于農區工業化、城鎮化與農業現代化互動發展的思考[J]. 經濟經緯，2014(2)：64-66.

[2] 謝杰. 工業化、城鎮化在農業現代化進程中的門檻效應研究[J]. 農業經濟問題，2012(4)：84-90.

[3] 蔡鍵，張岳恒. 農業現代化發展的內在動力：工業化與城鎮化[J]. 福建農林大學學報：哲學社會科學版，2012(2)：38-43.

[4] 吳振明. 工業化、城鎮化、農業現代化進程協調狀態測度研究——以中國西部地區為例[J]. 統計與信息論壇，2012(7)：101-105.

[5] 蘇發金. 工業化、城鎮化與農業現代化：基于VAR模型的分析[J]. 統計與決策，2012(11)：147-150.

[6] 姜會明，王振華. 吉林省工業化、城鎮化與農業現代化關系實證分析[J]. 地理科學，2012(5)：592-595.

福州檢驗檢疫對臺新政助推自貿區建設

福州檢驗檢疫推出一系列對臺新政，為臺灣商品“登陸”福建筑造“快捷通道”，助推中國(福建)自由貿易試驗區建設。

此次福州檢驗檢疫局“多管齊下”，一方面努力打造兩岸水產品交易及冷鏈物流中心，另一方面對進口臺灣的商品施行檢驗檢疫便利政策。

福州檢驗檢疫局表示，對于原產臺灣地區的農產品、自捕水產品，檢疫風險較低的，經質檢總局批準，在申報時可以免于提交輸出地的相關檢疫證書或衛生證書。另外，還提供專門窗口、預約服務、優先接受申報等服務，為進口臺灣商品報檢提供便利。

此外，福州檢驗檢疫局參照對臺小額貿易檢驗檢疫管理的有關規定，按照“同等優先、適當放寬”原則，實施風險管理和分類管理，重點對安全、衛生等方面進行監管，在無疫情警報或低風險時，在進口商承諾在檢測合格后方可銷售和使用的前提下，按較低的比例抽樣檢測，產品“隨檢隨放”。

對于用于銷售的臺灣預包裝食品，該局規定，在不違反“一個中國”原則的基礎上，實施食品標簽審查，適當放寬，僅要求其具備《GB7718預包裝食品標簽通則》所規定基本內容即可。

[摘自：福建農業信息網.(2015-02-04). http://www.fjagri.gov.cn/html/mthz/mtdt/2015/02/04/140380.html.]

Empirical Analysis on the Relationship among Industrialization, Urbanization and

Agricultural Modernization in Fujian

LAN Hao

(FujianNormalUniversity,Fuzhou,Fujian350108,China)

Abstract:Industrialization, urbanization and agricultural modernization are the important thrust of the economics development in a country or a region. The relationship of industrialization, urbanization and agricultural modernization in Fujian were discussed by using VAR model based on the relevant data from 2000 to 2013. The results showed that the coordination degree of the mutual development of industrialization, urbanization and agricultural modernization in Fujian was low, the relationship of them should be coordinated deeply. Meanwhile, in the harmonious development of industrialization, urbanization and agricultural modernization, the contribution of urbanization was remarkable.

Key words:industrialization; urbanization; agricultural modernization; VAR model; Fujian

文獻標志碼：A

文章編號：1637-5617(2015)01-0042-06

中圖分類號：F427；F327；F224

doi:10.16006/j.cnki.twnt.2015.01.010

作者簡介：蘭昊(1990-)，男，碩士研究生，研究方向：世界經濟. E-mail：bb88xy@126.com

收稿日期：2014-10-20