河南省“三化”互动关系的实证研究

第47卷第6期河南农业大学学报Vol.47 No.6 .2013年12 月Journal of Henan Agricultural University2013文章编号:1000 -2340(2013 )06 -0768 -09河南省“三化”互动关系的实证研究郭震'，2(1.河南农业大学,河南郑州450002; 2河南财经政法大学，河南郑州450009)摘要:通过构建农业现代化与工业化、农业现代化与城镇化、工业化与城镇化3个VAR模型,运用Granger因果关系检验、脉冲响应分析、方差分解分析的方法,对河南“三化”之间的动态关系进行研究,以期了解河南33年来“三化”之间的相互影响的真实方向和具体程度.结果表明,河南工业化与农业现代化没有形成良性互动的关系,工业化进程对农业现代化的发展呈现出负面效应和极低的贡献率;农业现代化和城镇化之间互相依赖、互相促进的关系正在形成;河南工业化与城镇化的关系非常密切;城镇化对工业化和城镇化的推动作用极大.关键词:城镇化;工业化;农业现代化;VAR模型中图分类号:F 299.2文献标志码:AEmpirical study of the relationships among industrialization,urbanization, and agricultural modernization in HenanGUO Zhen'.2(1. Henan Agricultural University, Zhengzhou 450002，China;2. Henan University of Economices and Law , Zhengzhou 450009，China)Abstract: Based on three VAR models construction, this paper does an empirical study on the dynam-ie rlaions of ndustaization, urbanization and agriculural modernization，which will in tum feeeback Henan' s thirty three years' orientation and development of the three factors. The resuts show asfllows: The optimum interative relationship between industrialization and agricultural modermizationhas not been formed, while ndustiaization does ltte contibution to the ltter; the interdependent in-teractive rlaionship between agiculural modermization and urbanization is in proes of formation; industrializaion and urbanization is closely related; urbanization contributes a lot to indutialization andagricultural modernization.Key words: urbanization; indutializaion; agriculural modemization; VAR2011 -09-28,国务院发布的《关于支持河南化”协调发展进程中的立足点、侧重点各有争论:省加快建设中原经济区的指导意见》中指出:“河刘易斯(w. A. LEWIS)、钱纳里( H. CHENERY)南省是人口大省、农业生产大省、新兴工业大省,解等[1.2)认为工业化带动城市化的提高，强调工业部决好工业化、城镇化和农业现代化协调发展问题具门的重要地位;拉尼斯-费( RAINS-FEI)印)、托达有典型性和代表性”.“三化”协调发展成为社会稳罗( M. To-DAL0)[4)强调农业部门和农村发展在发定、经济增长及可持续发展的重要议题,关于“三展中国家工业化过程中的重要性.国内学者夏春收稿日期:2013 -06-10中国煤化工基金项目:河南省科学技术研究重点项目软科学计划项(324401023);河南省教1MYHCNMHG29);河南省哲学社会科学规划项目(2012BJ020)作者简介:郭震,1976年生.女,河南唐河人,博士研究生副教投.主要从事农业经济问题研究..第6期郭震:河南省“三化"互 动关系的实证研究769萍['1)指出农业现代化、工业化、城镇化是为互为动1模型构建力、互为资源、协调统-的关系.因此,蔡键[°]指出.推进其中任何“一化”的时候都要考虑与其它“两1.1VAR模型化"的关系与影响,三者必须统筹发展、共同进步.向量自回归( Vector Autoregressive , VAR)模型个别学者则是相对研究了中国“三化”中两两关可以用来预测相关联的经济时间序列系统,并分析系:如工业化与城镇化关系研究中,郭克莎等[]通随机扰动对变量系统的动态冲击,进一步解释经济过国际比较认为城镇化并没有严重滞后于工业化;冲击对经济变量所产生的影响.滞后阶数为p的许秀川,王钊[8)认为城镇化与工业化没有显著的VAR模型的表达式为:相互影响关系.在城镇化与农业现代化的关系研究y,=A;y-n +A2Y.-2 +... +Apy.-p +Bx. +μ，(i=1,中,郭剑雄91指出城镇化的合理推进,是中国农业2,.,n)(1)实现现代化的基本前提.在城镇化与农业现代化的式中:y,为h维内生变量向量;x,为d维外生变量关系研究中,刘玉0认为二者是相互促进辩证统向量;u,是k维误差向量;A,...,A,,B是待估系一的关系;孙致陆,周加来["认为农业现代化水平数矩阵.会促进城镇化水平的提高,但城镇化会阻碍农业现1.2 格兰杰因果检验代化水平的提高.河南省是“三化”同步协调发展在VAR模型基础上,通过Granger因果检验的实验地,因此,关于工业化、城镇化与农业现代化来分析变量间的因果关系.对于单变量的格兰杰因之间的内在关系的实证检验中,针对河南地区的较果检验有如下双变量回归:多:孟俊杰等12运用熵权评价指标体系和方法得y,=Qo +ay_-""+asY.-s +βx_1 +... +Bx._.(2)出河南省1999年以前“三化”处于较低发展水平x=Qo +a:x.-."" +agx_k +β1y_1 +... +βsy1_+(3)下的协调状态,2000年后发展水平逐渐提高,2004式中:k是最大滞后阶数.检验的原假设是序列年后处于较高发展水平的协调状态;吴旭晓通.y(x)不是序列x(y)的格兰杰原因.如果变量y受过建立基于DEA的综合评价模型和指标体系,验到x的滞后期影响,则x与y之间的格兰杰困果关.证了河南工业化和城市化之间的协调发展状况最系成立.好,城市化与农业现代化之间的协调发展状况最1.3脉冲晌 应函数差,农业现代化是河南“三化"协调发展的制约因脉冲响应函数分析方法可以描述一个内生变素;蔡世忠运用多指数综合分析法得出河南省量对误差项所带来的冲击反应.如果在VAR(1)模“三化”协调发展综合指数目前处于轻度不协调状型中,有态,城镇化滞后已经成为工业化、农业现代化发展x,=1nx._ +1z. +M，(t=1,2,,n)(4)的制约因素.以上研究表明了“三化”协调发展的z。=21%-1 +22z7-. +μz。(i=1,2,-,n)(5)研究进入了不断深化、更加具体的状态.总体来看,式中:1，Y121，22是参数;误差向量μ, = (un,围绕中国整体的角度探讨的较多,基于区域性“三μ2).当式(4)中的μ发生变化时,当期的x会立刻化”关系研究的较少,且在这部分较少的研究中，发生改变,同时,当期的 x的变化会对x和z未来关于河南“三化"的实证研究仅处于“三化”协调指值产生影响.标体系的构建和测算中,尚未发现在“三化”的构2实证分析架之下将双变量之间动态关系进行实证研究.河南“三化"协调发展关系的动态研究不仅能阶段性的数据来源于《河南六十年》、《河南统计年鉴)、了解河南省“三化”发展过程中三者的角色定位和《中国统计年鉴》.在指标选择上,采用农业部门比作用,而且能挖掘出深层次的矛盾和难点.本研究较劳动生产率作为农业现代化水平的指标,农业比采用1978- -2011 年时间序列数据,拟建立农业现较劳动生产率用农业产业比重除以农业劳动力比代化与工业化、农业现代化与城镇化、工业化与城重来表示.非农产业就业比重为工业化水平的指镇化3个向量自回归模型(VAR模型),采用AR标,用Log( AGRI) , Log( INDUSTRY), Log( CITY)检验、Cranger因果检验、脉冲响应分析、方差分解第二和第三中国煤化工业人数来表分析的方法,对河南“三化”之间的动态关系进行示.用城镇人1HCNMH G示城镇化水研究,以期了解河南33年来“三化"之间的相互影平,人口中数选择年末人口数.为了消除数据可能响的真实方向和具体程度.存在的异方差,对变量取对数,建立3个无约束的.770河南农业大学学报第47卷VAR模型.3个VAR模型的稳定性通过AR根的表1 农业现代化与工业化VAR模型- -的检验,即所有倒数都小于1,都在单位圆内.模型根参数估计及整体的检验结果据AIC和SC信息准则设置最优滞后阶数.Table 1 Parameter estimation and integral results of VAR2.1农业现代化与工业化 VAR模型一结果Model One for agricultural modernization and industrialization表1为农业现代化与工业化VAR模型.结果方程-方程二显示模型的回归系数在5%的检验水平下均是显Equation oneEquation twoLOG( AGRI) LOG( INDSUTRY)著的,模型的拟合度较高,都达到90%以上.由方农业现代化滞后一阶0. 9980.011程一可知当前LOG(AGRI)主要与自身的滞后值Log( ACRI(-1))有较大的联系.受滞后一阶L0G(AGRI)的正向影1统计值0.023 14.0.017 97响要远远大于受滯后一阶的LOG(INDUSTRY)的l statistics工业现代化滞后一阶负向影响.方程二表明当前的L0G( INDUSTRY)受-0.002Log( INDUSTRY (-1))滞后-阶的L0G( AGRI)和L0G( INDUSTRY)的正l统计值0.024 720.019 19向影响,但与其自身的滞后度关联度较大.t statistics由表2中的检验结果可知,工业化和农业现代对数似然函数值92. 14Log lkelihood化互不为格兰杰原因.和VAR模型的参数估计基赤池信息量准则-5.509本一致,每一个变量受自身滞后一期的影响较大.Akaike information criterion这表明河南农业现代化、工业化的良性互动关系没施瓦茨准则-5.325Schwarz criterion表2 VAR 模型-的Granger因果检验结果Table2 Granger test results of VAR model one滞后期零假设观测值卡方分布.P值结论Lag period Null hypothesisObserved statistics Chi-sqProbabilityResultsLog( INDUSTRY)不是Log( AGRI)的格兰杰原因130.007 50. 930 9接受Log( INDUSTRY)is not Log( ACRI) Granger causalityLog( ACRI)不是Log( INDUSTRY)的格兰杰原因330.3660.545Log( ACRI)is not Log( INDUSTRY) Granger causality图1和图2为工业化与农业化2个变量之间为响应函数的计算值Solid line关系的冲击反应.从图1中可以看出农业现代化在stands for response function result0.12.... 为响应函数加或减2倍标准差的追踪期内波动幅度不大,前5期不存在响应,第50.08置信带Dashed lincs stand loL--期后尽管有呈现平缓下降的趋势,但紧紧围绕冲击国管0.04-confidence belt值0.表明在这- -段时间里,随着工业化的投人,农.0.00业经济增长减缓,到第28期后工业化的负面冲击.-0.04渐趋明显.其背后的的经济含义表明长期工农剪刀-0.12差的存在、重视工业化的发展造成了农业和农村发01520253响应函数的追踪期/a展的滞后,工业化的发展没有能有效提高农业劳动Track years of response func tion生产率，,农业生产率-直处于较低的水平.从图2图1 LOG{ AGRI)对一个标准差看出,在33年考察期内工业化对农业现代化表现Log( INDSUTRY)新息的响应为持续的正向响应,并且这种正向响应是逐年增长Fig.1 Response of Log( AGRI)的.技术创新的规模经济特征,决定了其适合于在to Log( INDUSTRY)城市中生产和发展的产业,说明随着农业部门的劳动生产率的提高,工业化水平会显著增强.业的贡献率中国煤化工的 1.48%到表3是VAR模型- -方差分解的结果,结果显2011年的1MYHCNMH比为工业提供示河南农业发展几乎都是农业部门自身贡献的,工了资金、劳动力、土地等生严要索的同时,也提供了业贡献率极低,到2011年只有0. 092%.农业对工更大的消费空间和市场容量.但与全国相比,河南.第6期郭震:河南省“三化" 互动关系的实证研究771农业现代化对工业的贡献率还是偏低,1980--20090.12p-为响应函数的计算值Solid linestands for response function result年间河南农业科技进步率平均为39.56%.河南农--- .为响应函数加或减两倍标准差的业现代化对工业化的推动作用还有很大的空间,这g 0.08-置信带dashed lines stand for.confidence belt依赖于农业技术创新的能力提高.E 0.04-2.2农业现代化与城镇化的VAR模型二结果表4的方程- -所估计的系数在统计上不显著,0.00但方程一整体模型拟合较好,可以看出当前Log(AGRI)主要受其滞后- -阶的影响,滞后二阶的农-0.04L业现代化对自身影响臧弱.由于统计上不显著,需响应函数的追踪期a要下面的方差分解再验证.方程二的整体拟合度高Track years of response function于方程一,从统计的显著性来看,当前的Log(CIT-图2 Log( INDUSTRY)对一个标准差Log(AGRI)新息的响应Y)受Log( AGRI)变量滞后项的负面影响,滞后二Fig.2 Response of Log( INDUSTRY)阶的Log(AGRI)对其的负面影响是逐渐增加的.to Log( AGRI)VAR模型一的方差分解表Table 3 Variance decomposition of VAR model one工业对农业现代化农业对工业现代化的贡献率/%期Percent Log( AGRI) Percent Log( INDUSTRYPercent Log( AGRI) Percent Log( INDUSTRY)Periodvariance due tovariance dueLog( INDUSTRY)Log( ACRI)0.0001. 48210.0235. 640.000 .1. 659180. 0265. 9870. 0001.8490. 0296.3390.0012. 050200. 0336.7000.001 62.262210. 0367.0690. 00242. 486220. 0407.4460.003 52.7212:0. 0447.8300. 00492. 967240. 0488.2220.006 .3. 2240. 0528.6210. 0073. 492260. 0569. 0260.009 .3. 77020. 0619.4380. 0114. 058，280.0659. 856 ,30. 0134.3560. 07010. 284. 664300.07510. 7150. 0184.9810.08111.150. 0205. 307320. 086.11.583:0. 09212.03由表5所示的检验结果可知,在10%显著水化在追踪期内呈现先降后升趋势,前5期城镇化对平下,Log( CITY)能Granger 引起Log( AGRI),在农业现代化的冲击响应较弱,此后负面效应增强,5%显著水平下,Log( AGRI)能Granger 引起Log到第18期达到最低峰,18期后负面效应逐渐减(CITY),即在10%显著水平下城镇化是农业现代弱,到33期时冲击有继续臧弱的趋势.图4为农业化的格兰杰原因,在5%的显著水平下农业现代化现代化对城镇化的脉冲响应,农业现代化在追踪期是城镇化的格兰杰原因.这表明农业现代化与城镇内呈现的也是先降后升趋势,前5期冲击效应负向化的发展不是互相遏制对方的关系,而是互相影响影响逐渐加大中国煤化工改应减弱,此的、互相促进的.后随着城镇化MHCNM H GiI.其经济上图3为城镇化对农业现代化的脉冲响应,城镇的解释为城镇化建设之初,农村青壮年劳动力的非.772河南农业大学学报第47卷表4农业现代化与城镇化 VAR模型二的参数农转移、城镇占地、户籍制度、城市偏向政策导向的估计及整体的检验结果存在对农业生产发展起了负面的影响,但随着城市Table 4 Parameter estimation and integral反哺农村的力度加大,农村医疗社保、公共基础设results of VAR Model Two施的建立,这种负面影响变成了正面效应.图3和方程-方程二图42个脉冲响应先降后升的路径反映了城镇化Equation oneEquation two和农业现代化之间的状况由不协调到逐渐改善再Log( AGRI)Log( CITY)到协调的过程.农业现代化滞后一阶0.741-0.002Log(AGRI ( -1))0..为响应函数的计算值Solid linet统计值stands for response function resultl statistics0.196 960.027 64.--- .为响应函数加或减两倍标准差的置信带Dashed lines stand for农业现代化滞后二阶-0.088-0.061confidence beltLog( AGRI( -2))l统计值营营0.0.20508.0.028 79城镇化滞后一阶- 1.3221. 852-0.2Log(CITY( -1))-0.30.888 310.12468.51015202530响应函数的追踪期/a城镇化滞后二阶Track years of response function1. 176-0.891Log(CITY( -2))图3 Log( CITY)对- -个标准差Log( AGRI)新息的响应0.918 060.128 86t statisticsFig.3 Response of Log( CITY)常数项.1.7510.353to Log( AGRI)Constant表6显示了模型二的方程分解.结果显示城镇0. 969 690. 136 11I statistics化对农业现代化的贡献率在第1期为0,第2期后对数似然函数值146. 87迅速增加,到第11期时贡献率达到了31. 29% ,此Log likelihood后贡献率渐趋平稳,在29%至32%徘徊.其背后的赤池信息量准则-8.83经济意义说明城镇化对农业现代化的贡献率是极Akaike information eriterion大的,城市化进程的加速创造更多的就业岗位,使施瓦茨准则-8.367Schwarz criterion农村实现剩余劳动力的大规模转移,提高农业劳动表5 VAR模型二中的Granger因果检验结果Table5 Granger test results of VAR model two滞后期零假设观测值卡方分布P值结论Lag periodNull hypothesisObserved statistics Chi-sqProbability ResultsLog(CITY)不是Log( AGRI)格兰杰原因334. 6420.098拒绝Log( CITY)is not Log( AGRI) Granger causalityLog( AGRI)不是Log( CITY)的格兰杰原因7. 4940.023 6Log( AGRI)is not Log( CITY) Granger causality生产率同时,也增加了农民收人，改善了农民生活,重要因素.农业现代化对城镇化的贡献率很高,但激活了农村市场.从农业现代化对城镇化的贡献率是为什么城镇化对农业现代化的脉冲响应的图一看,在第1期时,农业现代化对城镇化的贡献率是直是负向响应,这其实并不矛盾.结合河南实际情0.92% , 此后贡献率大幅度上升,到第13期时,农况来看,河南农业水平发展缓慢,虽然农业总产值业现代化对城镇化的贡献率已达到50%,此后依从1978-中国煤化工: ,但消除价格然保持增加的趋势,到第33期已达到64. 8%的贡对产出的影|YHCNMHG价进行实际考献率.说明农业现代化成为影响城镇化增长变动的察来看,农业总产值在1994- 1996 年较大幅度的.窮6期郭震:河南省“三化”互动关 系的实证研究773上涨(1996年正好是脉冲图的18期),说明作为整0.2. 为响应函数的计算值Solid line个国民经济基础的农业现代化水平的提高,会对城stands for response function result---.为响应函數加或减2倍标准差的镇化产生持续、稳定的推动作用.但若农业现代化置信带Dashed lines stand for ,水平低下,农业现代化发展水平相对滞后于城镇化confidence belt的发展水平,则会对制约城镇化的发展.0.02.3工业化与城镇化的VAR模型三结果表7方程一R2达到0.988,说明模型整体拟-0.1合度非常好,当期Log( INDUSTRY)受滞后一阶Log( INDUSTRY)的正影响,其滞后的二、三、四阶202530变成了负面影响但力度很弱Log(INDUSTRY)受响应雨数的追踪期.....另外一个变量Log(CITY)的滞后项的影响是随滞Track years of response function后期而正负相间式变化,但总体上是正影响的系数图4 Log(AGRI)对- -个标准差Log( CITY)新息的响应大于负面影响的系数.由于方程一估计的系数统计Fig.4 Response of Log( AGRI) to Log( CITY)表6 VAR 模型二的方差分解表Table 6 Variance decomposition VAR Model Two城镇化对农业现代农业现代化对城镇化的贡献率/%期Percent Log( ACRI)Percent Log( CITY)Percent Log( AGRI)Periodvariance dueto Log( AGRI)0. 0000. 9171732. 42855. 3862. 1201.0101832. 25956. 4696. 8174.813132. 04857. 45612. 35411.717231. 80858. 36017. 43619. 26831. 54959. 19121. 59926. 0072:31. 28359. 95824. 83031. 59131. 01660.66427. 26836. 1392430. 75661.31629. 07339. 86430.51151. 91530. 37942. 95330. 28862. 46431. 29745. 55430.09462.9631. 91347. 7742829. 93663.4111332. 29749. 69529. 82063. 808.32. 50351.376329. 75364. 1521532. 57252. 86364. 44032. 53954. 19129. 78364. 67029. 8864. 839上不显著,需要VAR模型的脉冲响应与方差分解1%的显著水平上,城镇化是工业化的格兰杰原因,进一步分析与证明.方程二比方程一除了模型整体和VAR模型的参数估计结果的显著性结论- -致.拟合度更好外,估计的系数显著性突出:当期Log图5为工业化对城镇化的响应路径,在前9期(CITY)受另外一个变量Log( INDUSTRY)滞后项中处于一个微调的阶段,波动的幅度最低点出现在的影响也是随滞后期正负相间式变化,并且在第5期,在这段时间内,随着城镇化的发展,工业化10%检验水平上显著.当期Log( CITY)受自身滞后对城镇主要现为负的响应.从第9期到第20期,工项的影响主要在滞后一阶的Log(CITY),其正向影业化对城镇门中国煤化土响应,最大的响作用大于滞后二、三、五阶的负面影响.正响应(第20TYHCNMH出后,正向响表8所示的检验可知,在1%显著水平下,Log应-直持续减羽，到弟35期全现收敛迹象.说明城(CITY)能Granger 引起Log ( INDUSTRY),即在镇化初期时对工业化出现了负面效应,但长期来看,.774河南农业大学学报第47卷城镇化对促进工业化的正向拉动影响时限更长,更表7工 业化与城镇化VAR模型三的参数估计及整体的检验结果有效果.图6为城镇化对工业化的响应路径.冲击Table 7 Parameter estimation and integral开始值为0,这个结果和城镇化对农业现代化响应results of VAR Model Three路径冲击开始值是一样的,表明如果没有工业化、方程一方程二农业现代化，,城镇化的冲击影响将为0.第2期到Equation one Equation two第14期呈现出逐渐增加的正向响应,此后正向响Log( INDUSTRY) Log( CITY)工业化滞后一阶应逐渐减弱,到33期也呈现收敛迹象.这说明了工1. 1970.112Log( INDUSTRY( -1))业化的发展能有效促进城镇化的发展.城镇化水平t统计值t statistics0.196 210.07066.的不断提高是工业化过程中产业结构转换升级的工业化滞后二阶-0. 158-0.18内在要求.2图最终到第33期的收敛迹象表明工Log( INDUSTRY( -2))业化和城镇化之间存在着相互促进、相互影响的正0. 267450.096 32l statistics向联系,但其关联度呈弱化且趋于稳定的态势.工业化滞后三阶-0.3040.062Log( INDUSTRY( -3))- 为响应丽数的计算值Solid line0.236 110. 085 03stands for response function result工业化滞后四阶0.12r ----为响应雨數加或减两倍标准差的- 0.024-0.034Log( INDUSTRY -4))置信带Dashed lines stand for0.08confidence belt0.215 130.077 48 .↓statistics工业化滞后五阶当0. 1600.024明g 0.04Log( INDUSTRY( -5))0.13415.0. 048 31F号豆0.00城镇化滞后一阶-0.2771.733Log(CITY( -1))-0.04-0. 684 580. 24654-0.08城镇化滞后二阶015202:30Log( CITY( -2))1.329-0.745响应函数的追踪期aTrack years of response function1.378 830.49656圉5 Log( INDUSTRY)对一个标准差城镇化滞后三阶-3.92-0.039Log( CITY)新息的响应Log(CITY( -3))Fig.5 Response of Log( INDUSTY)1. 489290. 53634to Log( CITY)城镇化滞后四阶4.7420.346Log( CITY( -4))表9为VAR模型三的方差分解表,结果显示1. 489650. 53647工业化对城镇化的贡献率--直处于持续增加的状城镇化滞后五阶-1.758-0.346;态.到第25期以后,工业化对城镇化的贡献率已经Log( CITY( -5))超过50% ,此后保持稳定平缓的增加.近年来,工0. 876 870.315 79业化对城镇化的推动作用仍然存在,只是推动的效常数项Constant0. 164-0.013果没有2000年以前明显.也反映了河南工业化的l统计值0. 142 550.051 34 .已接近高工业化时代,城镇化的速度略显滞后.从城镇化对工业化的贡献率来看,前2期城镇化对工对数似然函数值157. 142 3Log likelihood业化几乎没有贡献率,从第3期至第21期迅速增赤池信息量准则-9.65加,到第21期时达到历史最高峰49. 48%,此后，Akaike information criterion贡献率虽然中国煤化工声不到1%,到施瓦茨准则Schwarz criterion- 8.606第33期时MYHCNMHG.第6期郭震:河南省“三化”互动关系的实证研究775. 为响应函数的计算值Solid line3结论与政策建议stands for response function result0.15r ---为响应函数加或减两倍标准差的3.1农业现代化与工业化的 VAR模型表明,河置信带Dashed lines stand for0.10|confidence_ belt南工业化与农业现代化没有形成良性互动的关系河南工业化与农业现代化的发展不像是典型ex三0.05发达国家那样紧密的相辅相成的关系,无论是工业喜言0.00化还是农业现代化,其自身滞后一阶的变量为显著2-0.05的推动因素,而另外的变量的滞后项几乎没有太大影响.脉冲响应和方差分解表明了农业对工业化的-0.10正面效应和贡献作用,但工业化进程对农业现代化-0.150152029的发展呈现出负面效应和极低的贡献率,其贡献率响应函数的追踪期白远远低于同期城镇化对农业现代化的贡献率.工业Track years of response function部门是农业技术进步的源泉,河南农业现代化发展图6 Log( CITY)对一个标准差滞后的阻力不仅仅是农业部门的事,更重要的在于Log( INDUSTRY)新息的响应缺乏有力的产业支持.因此,要发挥工业化主导作Fig.6 Response of Log( CITY) to Log( INDUSTRY)表8VAR模型三中的Granger因果检验结果Table 8 Granger test results of VAR model three滞后期零假设观测值卡方分布P值结论.Lag periodNull hypothesisObserved statistics Chi-sqProbabilityResultsLog( CITY)不是Log( INDUSTRY)的格兰杰原因53320. 0010.001 2拒绝Log( CITY)is not Log( INDUSTRY) Granger causalityLog( INDUSTRY )不是Log( CITY)的格兰杰原因4.9160.426 2接受Log( INDUSTRY) is not Log( CITY) Granger causality表9 VAR 模型三的方差分解表Table 9 Variance decomposition VAR Model Three工业化对城镇化城镇化对工业的贡献率/%化的贡献率/%期PeriodPercent Log( CITY)Percent Log( INDUSTRY)variance dueto Log( INDUSTRY)to Log( CITY)3. 4280.000743. 95644. 755210.0870. 4021845. 15147. 11314. 1561.057946. 22948.49818. 5426. 6302047. 18949. 24922. 04212. 3062148. 02749. 48424. 46916. 5052248. 74649. 44726. 74517. 9062349. 34828. 70817. 9882449. 84248. 86230. 64318. 6162550. 23848. 405132. 55321. 1582650. 54847. 8591134. 40324. 0132750. 78747. 26636.24626. 9692850. 96846. 65137. 992951. 10446. 0491439. 6633. 8503051.20645. 48541.21237. 8423151.28344. 97242. 64141. 56332中国煤化工75127FYHCNMHG用,工业化发展要重心下移,加大工业对农业的反哺力度,增加对农业的贡献率..776河南农业大学学报第47卷3.2农业现代化对城镇化的 VAR模型结果显参考文献:示,农业现代化和城镇化互为格兰杰原因,2者之间互相依赖、互相促进的关系正在形成[1] 阿瑟，刘易斯.二元经济论[M].北京:北京经济学农业现代化对城镇化的贡献率大于同时期城院出版社,1989 :235.镇化对农业现代化的贡献率,农业现代化现代化对[2] H. 钱纳里,S.鲁宾逊,M.塞尔奎.工业化与经济城镇化的脉冲响应先降后升的趋势和城镇化对农增长的比较研究[M].上海:上海三联书店,1989 :89.业现代化脉冲响应的负面效应减弱的趋势反映了[3RAINS G, FEI J A theory of economic development,A-这2者之间互相依赖、互相促进的关系正在形成.merican economic development[J]. American economic农业现代化与工业化和城镇化的2个VAR模型的Review, 1961 ,51(4) :533 - 565.方差分解都表明农业现代化对2者有不可低估的[4] T0DARO M P. A model of labor migration and urban贡献作用,且一直处于上升状态,因此,河南工业化unemployment in less dev eloped countries[ J ] . American和城镇化的建设离不开农业现代化的支持贡献,工economic review, 2002 ,59(1):138 - 148.业化、城镇化的水平的提高也需要农业现代化水平[5] 夏春萍. 工业化、城镇化与农业现代化的互动关系研的大幅度提高.笔者不同意某些专家的说法,认为究[J].统计与决策,2010( 10) :125 - 127.“农业发展潜力不大,对经济增长贡献趋缓,因此，[6]蔡健,张岳恒. 农业现代化发展的内在动力:工业农业发展主要侧重粮食安全,保证‘吃饭’问题.”化与城镇化[J].福建农林大学学报:哲学社会科学版,2012(2) :38 -43.农业现代化的发展对工业化、城镇化的推动作用不[7工业化与城市化协调发展研究课题组.工业化与城仅仅只表现在于农村劳动力、土地等生产要素对城市化关系的经济学分析[J].中国社会科学,2002镇化建设的投人,更重要的是劳动力推动、土地流(2) :44 -s5.转的制度变革所带来的巨大的贡献力量.因此,政[8] 许秀川,王 钊.城市化 、工业化与城乡收入差距互策上要关注农业,要发挥农业现代化的基础作用，动关系的实证研究[J].经济问题研究. 2008(12):要增加农业投人及提高农民收人,要改变农业增长65 -70.方式,实现农业生产率有效增长.[9] 郭剑雄.城市化与中国农业的现代化[J].经济问题，3.3工业化与城镇化的 VAR模型结果显示,城2003(11):48 -50.镇化是工业化的格兰杰原因,工业化与城镇化表现[10]刘玉.农业现代化与城镇化协调发展研究[J].城市发展研究,2007(6) :37 -40.为高度的一致性脉冲响应和方差分解表明河南工业化与城镇[11] 孙致陆,周加来.城市化、农业现代化与农民收入增加[J].广西财经学院学报,2009(6):6-15.化的关系非常密切,再次证明了工业化总是对城镇[12] 孟俊杰, 田建民,蔡世忠等.河南省“三化"同步发展化有较强的带动作用,城镇化总对工业化有较大的水平测试研究[J].农业技术经济,2012(8) :65 -71.支持作用.城镇化对工业化和农业现代化的推动作[13] 吴旭晓.河南“三化”协调发展评价研究[J].商业研用极大,不仅表现在城镇化是是工业化农业现代究,2012(7):149 - 156.化的格兰杰的原因,而且城镇化对工业化、农业现[14] 蔡世忠.中原经济区建设中“三化”协调发展的实证代化贡献率也在不断上升.因此,必须充分发挥城研究[J].农业科技管理, 2012(6):13 -23.镇化的引领作用,提高城镇化的水平和质量,促进(责任编辑:梁保松)产业关系协调、产城关系协调、城乡关系协调.中国煤化工MHCNM HG