工業化、城鎮化和農業現代化聯動發展研究——以安徽省為例

吳義根，馮開文

（1．中國農業大學經濟管理學院，北京100083；2.池州學院經濟貿易系，安徽池州247000）

工業化、城鎮化和農業現代化（以下簡稱三化）相互關聯，彼此之間既可能有正向促進作用，“三化”是實現現代化不可或缺的“三駕馬車”。因此，“三化”聯動效果的好壞直接關系到安徽省現代化目標的實現。如何推進“三化”同步發展，實現“三化”有效聯動，理清“三化”聯動的內在機制和相互關系，顯得尤為重要。如何在“三化”聯動中推進安徽省現代化進程，發展現代農業，增加農民收入，解決經濟發展中“三農”問題，這都是非常重要的現實問題。

國外關于“三化”協調發展的研究很少，國內的相關研究主要集中在近三年，關注“三化”為主。夏春萍等（2010）發現是城鎮化帶動工業化發展和農業現代化發展，同時農業現代化發展對工業化和城鎮化水平的發展有推動作用[3]。夏春萍等（2012）研究指出農業現代化、城鎮化和工業化三者之間具有長期均衡關系。嚴立冬,馬期茂(2012)研究得出“三化”發展和經濟增長之間有較穩定的均衡關系，但是影響的差異較大。徐大偉(2012)從機制設計理論和協同效應視角探索了“三化”同步的內在作用機制，發現信息完全是“三化”同步的必要條件[8]。劉奇中（2013）研究了安徽省的工業化和城鎮化的協調發展，研究指出增強資金、人才、技術等要素整合和供給能力實現兩者協調發展。本文基于安徽省1990-2012年“三化”數據，運用協整分析、格蘭杰因果檢驗和脈沖響應曲線分析了安徽省“三化”聯動發展的狀況。

1“三化”聯動發展的內涵與機制

1.1 “三化”聯動的內涵

工業化、城鎮化和農業現代化也是安徽省“十二五”規劃發展的戰略之一。要求加快推進安徽省城鎮化，構建現代城鎮體系，同時堅持統籌城鄉發展，加快推進“三農”現代化進程。為更好地實現“十二五”規劃目標，“三化”聯動是一種必然選擇。

“三化”聯動是一項系統性工程，三者是相互關聯的。農業現代化是工業化、城鎮化的基礎和保障，是根基；工業化和城鎮化為農業現代化提供動力支持，工業化處于主導地位；城鎮化是助推器，是工業化動力的一種補充，也是工農和城鄉協調發展的潤滑劑，有助于提高勞動生產率和農村居民收入。“三化”聯動發展的過程就是工業化、城鎮化和農業現代化協同發展、統籌兼顧的過程。“三化聯動”就是要建立以工促農、以城帶鄉的長效機制，實現農民增收、生產高效、農業發展、工業先進、農村穩定、城鎮和諧，優勢互補、協調推進的新局面。

1.2 “三化”聯動的內在機制

工業化、城鎮化和農業現代化相互影響、相輔相成，存在自我循環演進有良性互動的關系，是一個完整的系統工程。農業發展支持工業化的推進，工業化推動城鎮化的發展，同時帶動農業現代化，農業現代化的發展能有效解決工業化和城鎮化進程中出現的一系列問題[2]。“三化”兩兩相動，相輔相成，不是簡單的線性相加，而是相互協調中發揮合力的一個過程，如圖1。

圖1 “三化”聯動內在關系圖

（1）工業化是“三化”聯動的引擎[5]。工業化為城鎮化和農業現代化提供基本動力。隨著工業化的持續推進，帶來了經濟總量不斷壯大和經濟發展水平不斷提升。一方面能在更高層面上實現以工補農、以工興農、發展農業專業化、優化農業產業結構；另一方面能提供更多的就業崗位，吸納農業現代化過程中更多剩余勞動力，促進產業結構升級。以工興農就是用工業化的理念謀劃農業，采用工業化的思路推進農業，加快農業產業體系建設，從根本上保障農民收入水平和生活質量，實現改善民生。工業化是城鎮化的加速器，工業化的發展吸納了大量農業剩余勞動力，人口規模的增加以及人口的再生產為城鎮化發展提供了主體，從而推動城鎮化水平。

（2）城鎮化是“三化”聯動的助推器[5]。城鎮化建設可以匯聚各類資源加速向城鎮集聚，有利于服務業和制造業聯動融合發展，形成與現代城市相適應的初步城市功能體系，推進城市化進程。城鎮化是農業現代化的必由之路，城鎮的發展聚集了大量的生產要素和人口，聚集的人口對工業產品和農業產品形成了巨大的消費能力，集聚的專業技術人才，為工業發展和農業發展積累了必要的人力資源和技術保障[6]。城鎮化為農業現代化提供雄厚的資金、技術和人才，是實現以城帶鄉的重要途徑。

（3）農業現代化是“三化”聯動的穩定器[5]。農業現代化為工業化和城鎮化的發展奠定了基礎，農業現代化為城鎮化的發展提供空間支持，為工業化的發展積累原始資料、資本和勞動力。農業現代化就是逐步擴大農業產業規模，大力發展集約化經營，提升農業生產效率[3-4]。進而為集聚的人口提供生產和生活的各種資料，為城鎮化順利推進提供基本保障。

顯然，“三化”聯動發展就是在現代化過程中，不能輕視工業化、城鎮化和農業現代化中任何一個，促進三者協同發展，共同推進。三者的聯動作用機制通過工業化和城鎮化對農業現代化的帶動機制和農業現代化對城鎮化和工業化的反饋機制得以聯動發展。

2 指標選取、數據來源及統計性描述

2.1 指標選取

根據安徽省工業化、城鎮化和農業現代化發展現狀，結合數據的可得性，選取以下指標。

（1）工業化水平指標（GYH）。目前評價工業化水平沒有統一的標準，針對安徽工業化發展歷程，工業化率及非農產業的發展成為工業化的顯著標志，借鑒參考嚴立冬[7]（2012）關于“三化”發展與中國經濟增長的實證研究，徐大偉（2012）[8]關于“三化”同步發展的內在機制與互動關系研究，結合國務院《工業化與城鎮化協調發展研究》課題小組的研究結論，工業化指標的確定既考慮數量也考慮質量。因此，采用加權的方法計算工業化指標數值。

工業化=0.5*工業化率（第二產業產值/國內GDP）+0.5*非農產業就業率（第二、三產業就業人口/就業總人口）

（2）城鎮化水平指標（CZH）。根據國家統計局關于城鎮化的說明，一般采用城鎮化率來衡量城鎮化水平。城鎮化=非農人口數量/總人口數量

（3）農業現代化水平指標（NYH）。農業現代化應該包括農業機械化、農業產業化、農業生產技術現代化和農業信息化等，衡量農業現代化水平很難使用某一指標，從結果來看，農業現代化一定伴隨農業勞動生產率提高，結合安徽省農業現代化水平現狀，因此，這里借鑒金虎斌（2013）關于農業現代化水平指標衡量方法，使用農業部門的產值比與農業部門就業人口比這兩項綜合指標比值來衡量[10]。

農業現代化=第一產業GDP比重/第一產業就業比重

2.2 樣本數據來源及統計的描述性分析

原始數據來源于安徽省1991-2013年的統計年鑒，根據上述指標的涵義和計算方法得出安徽省工業化、城鎮化和農業現代化的指標數據，以此數據為統計分析的樣本，具體數據略之。用Excel作出了1991-2012年安徽省工業化、城鎮化和農業現代化同步發展水平態勢圖，如圖2所示：

圖2 1991-2012年安徽省工業化、城鎮化和農業現代化發展水平

從圖2可以看出，安徽省的工業化和城鎮化水平基本呈現上升趨勢，年均增幅分別為3%、7%，城鎮化發展速度較快，城鎮化水平低于工業化，工業化發展穩步前進，由1991年的0.37穩定上升至2012年的0.59，只有2000-2002年工業化水平略有下降。從圖中可以看到，農業現代化水平先是呈現上升在1995年達到最大值后逐年下降，呈現下降趨勢，年均增幅-1%。安徽省的工業化和城鎮化快速發展，相比而言，農業現代化水平發展落后。而且城鎮化率與工業化率的比由1991年的0.49上升至2013年的0.80，總體上呈現上升趨勢。但這一比率遠低于國際公認的“合理區間”（1.4-2.5）的下限[9]。

3 模型構建及實證分析

3.1 數據處理

為了避免原始數據的劇烈波動對變量之間的長期均衡關系的影響，對原始數據進行了對數化處理，得到了三個新的變量LNGYH、LNCZH和LNNYH，分別對應工業化、城鎮化和農業現代化。

3.2 序列的平穩性檢驗

根據1991-2012年統計數據，安徽省的工業化水平和城鎮化水平之間存在正相關，而農業現代化水平和工業化、城鎮化水平之間存在負相關關系。它們兩兩之間是如何相互影響的，需要對時間序列做進一步的平穩性檢驗、協整分析和格蘭杰因果檢驗。

利用Eviews7.2軟件，采用ADF單位根檢驗法對LNGYH、LNCZH和LNNYH三個序列進行平穩性檢驗。檢驗結果如表1，LNGYH、LNCZH和LNNYH三個序列均是不平穩序列，存在單位根。

LNGYH、LNCZH和LNNYH均存在單位根，于是利用上述的方法通過一階差分的ADF檢驗，滯后階數同樣根據AIC標準由軟件自動識別完成，統計結果如表1，數據顯示工業化的一階差分在5%顯著水平下穩定，城鎮化和工業化的一階差分均在1%顯著水平下穩定，所以工業化、城鎮化和農業現代化一階單整。由此說明工業化、城鎮化和農業現代化三者之間可能會存在一個協整關系。

表1 ADF單位根檢驗結果

3.3 Johansen協整性檢驗

協整檢驗有兩變量的Engle-Granger檢驗和多變量協整關系的Johansen檢驗。在工業化、城鎮化和農業現代化因果關系不明的情況下，采用Johansen檢驗對“三化”之間的協整關系進行探索，如表2。

表2 VAR模型滯后階數選擇結果

依據表2確定最優滯后階數為4，運用Johansen協整檢驗法對1991-2012年安徽省工業化、城鎮化和農業現代水平的協整關系進行檢驗，檢驗結果如下表3：

表3 Johansen協整性檢驗結果(Trace統計量)

表3和表4的Jonhansen協整性檢驗結果可以看出：工業化、城鎮化和農業現代化之間存在長期的、均衡的穩定關系，且在它們之間有一個協整關系。根據表5可建立方程為：LNCZH=1.548424*LNGYH+0.164524*LNNYH （1）

表4 Johansen協整性檢驗結果(Maximum Eigenvalue統計量)

表5 標準化協整方程的系數

通過Jonhansen協整檢驗，我們發現工業化、城鎮化和農業現代化存在協整關系，它們之間存在長期動態關系，有一個協整向量。方程（1）變量均取了自然對數，工業化關于城鎮化的彈性系數為1.548424，表明工業化每增加一個百分點，城鎮化也會增加1.548424個百分點。農業現代化關于城鎮化的彈性系數為0.164524，表明農業現代化每增加一個百分點，城鎮化也會增加0.164524個百分點。

3.4 格蘭杰因果檢驗

通過協整檢驗發現：安徽省工業化、城鎮化和農業現代化之間存在著穩定的長期關系,然而它們彼此之間的穩定均衡關系是否構成因果關系，且因果關系的方向也尚不明確。因此，需要對這些變量之間的關系進行格蘭杰因果檢驗，先作出原假設，如假設工業化水平不是導致城鎮化的格蘭杰，如果拒絕此假設即工業化水平的發展導致了城鎮化水平的增長，相反，就不能引起城鎮化的增長，具體見表6。

表6 安徽省“三化”發展指數的Granger檢驗

如表6所示，從安徽省工業化、城鎮化和農業現代化的因果關系來看，彼此之間的因果關系隨時間變化而有所改變，我們從長期、中期和短期對上述結果進行了分析。

續表6 安徽省“三化”發展指數的Granger檢驗

（1）工業化水平的發展在滯后1期和2期不能引起城鎮化水平的提高，而在滯后3期卻推動了城鎮化水平的發展，但在滯后4期這種推動作用弱化，說明工業化水平的發展在短期內對城鎮化的發展沒有推動作用，而在中期工業化的這種推動作用才開始顯現出來。但在長期，工業化的發展促進城鎮化水平的發展的作用逐漸消失。城鎮化水平的發展在滯后1期、2期和4期都推動了工業化水平的發展，顯然隨著城鎮化水平進程的加深，工業化水平也會相應改善，從短期和長期來看這種推動作用具有可持續性。

（2）農業現代化在滯后1期、2期和3期不能引起城鎮化水平的提高，而在滯后4期農業現代化卻是城鎮化水平提高的原因，說明農業現代化在中期和短期內很難對城鎮化水平有推動作用，隨著農業現代化水平的提高，農民工的收入提高，農業需要的勞動力減少，這時候有利于勞動力城市化遷移，將促進城鎮化建設。城鎮化水平的改善在滯后1期、2期和4期引起了農業現代化水平的提高，城鎮化水平的提高為農業現代化發展中產生的剩余勞動力，也有利于城鎮化水平的進一步提高。

（3）農業現代化水平的滯后1期不是工業化發展的原因，而農業現代化水平提高在滯后2期、3期和4期促進了工業化水平的發展。顯然農業現代化在短期內并不能促進工業化水平的改善，隨著農業現代化水平的發展，農業資源越來越豐富，為工業化發展備足了發展所需要的各種原料，在中長期促進了工業化水平的提高。而工業化水平發展卻是農業現代化水平提高的原因，隨著工業化水平的提高，為農業發展提高了農業發展所需要的技術和工具，滿足了農業現代化發展的需要，工業化水平的改善推動了農業現代化的發展。

從長期來看，安徽省的農業現代化和工業化互為因果關系，農業現代化和城鎮化也互為因果關系，城鎮化是工業化的原因。從短期來看，城鎮化和工業化都能帶來農業現代化的發展，農業現代化在中長期才能有效推進工業化和城鎮化水平的提高。

3.5 脈沖響應分析

為了對工業化、城鎮化和農業現代化三者之間的動態關系進一步了解，本文繼續做脈沖響應分析。為了確保脈沖響應分析的可靠性，先要對VAR模型的穩定性進行檢驗。

（1）VAR模型的穩定性檢驗

運用軟件Eviews7.2對模型的穩定性檢驗，VAR模型一共有12個特征根，且12個特征根的倒數的模均小于1，所以建立的VAR模型是穩定的，如圖3所示。

圖3 AR特征根倒數的模的單位圓圖示

（2）脈沖響應分析

根據以上VAR模型檢驗結果，應用Eviews7.2得到脈沖響應曲線圖，如圖4-圖6。

圖4左的脈沖響應曲線顯示，給工業化1個百分點正的正沖擊后，城鎮化水平呈現正的效應，第2期促進城鎮化水平0.003185個百分點，隨后出現衰減，到第四期幾乎衰減到最低點，對城鎮化水平促進0.000752個百分點，沖擊不顯著。隨后出現恢復性的增長，這說明安徽省工業化水平對城鎮化水平的沖擊的正效應表現出持續性，有效促進了安徽城鎮化水平的提高。

圖4 城鎮化和農業現代化對工業化的響應曲線圖

圖4右脈沖響應曲線顯示，給工業化1個百分點正沖擊后，農業現代化呈現出負效應，對農業現代化抑制-0.003222個百分點，這種抑制效應越來越小，脈沖響應程度不顯著。這也不難解釋，改革開放后，黨中央作出了優先發展重工業的政策，工業化對農村勞動力和資金等資源抽取一直在延續，農業的發展沒有得到應有的重視。隨著市場經濟的搞活放開，促進了工業尤其是制造業得到了迅速的發展，這使得大量農民遷移至工業生產當中，這對農業的現代化而言是有不利影響的。安徽省是一個農業大省，農業比重較大，工業化基礎相對較弱，技術落后，這對安徽省農業現代化水平的提高有阻滯效應，但是這種阻滯效應不顯著，這說明安徽省工業化水平的發展并沒有明顯抑制農業現代化發展。

圖5左的脈沖曲線圖顯示，給農業現代化1個百分點的正沖擊，工業化水平呈現出正效應，在第二期達到最大值，促進工業化水平0.029678個百分點后開始呈現下降之勢，正效應在第四期轉變成負效應，對工業化水平的發展抑制-0.016598個百分點，這時達到了最低點，這種抑制效應開始減弱后呈現出正負效應交替。從圖上我們可以看出，短期內農業現代化促進了工業化的發展，安徽省農業發展，在工業化初期為工業化的發展提供了充足的原料，隨著工業化的進一步發展，農業滿足不了工業化對原料的需求，出現資源供給的瓶頸，勞動力本身素質低，這都抑制了工業化的發展，長期來看農業現代化滿足不了工業化發展對資源的需求，有一定的阻滯效應。

圖5 城鎮化和工業化對農業現代化的響應曲線圖

圖5右的脈沖曲線圖顯示，給農業現代化1個百分點的正沖擊，城鎮化水平呈現出正效應，在第二期達到了最大值，促進城鎮化水平0.014414百分點后開始減緩，在第五期出現負效應且達到最低點，抑制城鎮化-0.015530個百分點。之后的阻滯效應一直持續且越來越弱。

圖6左的脈沖曲線圖顯示，給城鎮化1個百分點的正沖擊后，工業化水平表現出負效應，在第二期沖擊響應達到較高值，對工業化水平促進了0.010958個百分點，隨后這種沖擊開始減緩，在第四期達到最低點，出現負效應，對工業化水平抑制-0.006872個百分點。長期來看，城鎮化對工業化水平的沖擊在滯后期表現表現為正效應，這種正效應帶來的效果不顯著。說明城鎮化水平的提高不能有效的推進工業化的發展。

圖6 農業現代化和工業化對城鎮化的響應曲線圖

圖6右的脈沖曲線圖顯示，給城鎮化1個百分點的正沖擊后，在第二期表現出負效應，在第三期達到最大，對農業現代化抑制-0.012778個百分點，隨后這種負效應的沖擊開始減弱，轉變為正效應，在第五期達到最大值，對農業現代促進了0.007730個百分點。長期來看，對農業現代化有阻滯效應，城鎮化發展促進了安徽省傳統農業向現代農業的發展，發展模式得到了改變，在農業現代化的過程中，大量的勞動力遷移至城市，導致農業現代化過程中的很多比較優勢資源由農村轉出，安徽省的傳統農業獲得投入明顯減少，從事農業的勞動力資源匱乏，對農業現代化發展是不利的，但是這種阻滯效應不顯著。

4 結論

通過以上實證研究，可以得出以下結論：

（1）1991年到2012年，安徽省的工業化、城鎮化和農業現代化之間存在長期的協整關系且呈現出同向發展趨勢，工業化、城鎮化和農業現代化三者之間表現出一定關聯性。“三化”同步發展是我國現代化建設的一種理論創新和實踐創新，是國內外正反兩方面的經驗總結，推進“三化”同步發展，要遵循“三化”之間的內在規律，抓住關鍵點，從薄弱環節入手，制定相應政策和策略。

（2）從整體上看，安徽農業現代化呈現良好的發展勢頭，但農業現代化發展水平明顯落后于工業化和城鎮化。根據格蘭杰因果檢驗結果，城鎮化和工業化、城鎮化和農業現代化在短期內存在明顯的單向因果關系，這表明“三化”之間尚未協同發展。

（3）從格蘭杰因果檢驗結果可以看出，安徽省的工業化和農業現代化互為因果關系，但經過脈沖響應檢驗，工業化對農業現代化的影響很微弱，而農業現代化對工業化水平的發展在短期內有促進作用，長期隨著資源供給瓶頸對工業化有阻滯效應。工業化對城鎮化有正效應，這種促進作用有持續性，城鎮化是工業化的原因，但對工業化的促進作用不明顯。這表明安徽省“三化”之間雖有因果關系，但三者之間尚未達到同步推進。

總而言之，1991年到2012年安徽省尚未實現“三化”協同發展，究其原因還是農業現代化發展水平嚴重滯后，農業現代化水平落后直接拖累了工業化水平的提高，進而反向影響了農業現代化水平的提高。黨的十七屆三中全會提出著名論斷：“沒有農業的現代化就沒有國家的現代化”，因此，安徽省在現代化建設中，要注重協調發展工業化、城鎮化和農業現代化，實現“三化”聯動發展。

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