武陵山民族特困地區城鎮化與農業現代化的互動效應分析
——基于面板VAR模型的實證檢驗

唐 爽 王 亞 飛 白 珊

(重慶師范大學 經濟與管理學院，重慶 401331)

武陵山民族特困地區城鎮化與農業現代化的互動效應分析
——基于面板VAR模型的實證檢驗

唐 爽 王 亞 飛 白 珊

(重慶師范大學 經濟與管理學院，重慶 401331)

基于2004至2013年武陵山區71縣的面板數據，應用面板VAR模型實證考察了城鎮化與農業現代化的互動效應。通過格蘭杰因果檢驗發現，武陵山區農業現代化是城鎮化的格蘭杰原因，而城鎮化不是農業現代化的格蘭杰原因，說明2004-2013年這十年間，武陵山區農業現代化促進了城鎮化進程，但城鎮化對農業現代化的反饋效應并不顯著，二者的互動效應尚未顯現；通過脈沖響應函數進一步的分析發現，城鎮化的沖擊對農業現代化有顯著的負向效應，且這負向效應長期存在。農業現代化的沖擊對城鎮化有顯著的正向效應，這種效應經歷了先上升后下降的過程，且長期為正。為此，應走“人-業-地”同步協調發展的新型城鎮化道路，提升農村各類扶貧資金配置效率，通過精準扶貧提升農業、農民自我發展能力。

武陵山民族特困地區；城鎮化；農業現代化；互動效應

多年來，“城鄉分割”與“區域差距過大”等問題，一直是中央及各級地方政府亟需解決的經濟社會難題和社會大眾普遍高度關注的熱點話題。就城鄉關系而言，改革開放30多年來，中國的城鎮化發展備受世界矚目，其城鎮化進程被美國諾貝爾經濟學獎獲得者斯蒂格利茨譽為世界經濟增長與社會發展的兩大關鍵驅動因素之一，城鎮化率從1978年的17.92%上升到2015年56.1%。根據諾瑟姆S曲線對城鎮化演進規律的劃分，城鎮化進程已經步入“加速階段”的中后期，中國城鎮化發展已經成為推動經濟轉型、社會發展和民生改善的強大引擎[1]。然而，在中國城鎮化高速推進和總量經濟持續快速增長的態勢下，以城鄉收入差距、農民收入增長緩慢等為主要特征的城鄉二元結構并未得到持續顯著的收斂。測度城鄉收入差距的城鄉收入比由改革之初的2.57∶1上升至2009年的3.33∶1，2015年仍然高達2.73∶1，中國仍位于全球城鄉收入高差距行列。并且，刻畫全國居民收入分配不平等程度的基尼系數遠超0.4的國際警戒線，2015年達到0.462。如果算上二元體制下城鄉居民的福利保障配置不均、高收入階層或腐敗分子的隱形或灰色收入，中國的基尼系數會更高[2]。就區域發展而言，中國仍面臨著區域差距過大和扶貧任務艱巨的嚴峻挑戰，2015年中國仍有7000多萬農村人口生活在貧困線以下。十八屆五中全會提出，到2020年實現現行標準下的農村貧困人口全部脫貧，貧困縣全部摘帽，減貧任務異常艱巨。2015年，習近平總書記在中央扶貧開發工作會議上明確指出，要“精準扶貧”，重在提升貧困地區的脫貧攻堅成效。武陵山民族特困地區(簡稱武陵山區)等11個集中連片特困區，將是未來一段時間國家精準扶貧的戰略主陣地。

深入并可持續推進新型城鎮化與農業現代化互動協調發展，促進城鄉一體化，是實現精準扶貧的主要抓手和路徑安排[3]。為此，探尋貧困地區城鎮化與農業現代化的發展水平及互動效應，深入揭示城鎮化與農業現代化二者互動中存在的問題，并提出針對性的對策建議，不僅是有效解決貧困地區城鄉割裂和區域差距過大兩大難題的應有之義，并且對于全面達成全面建設小康社會目標等也具有重要現實意義。

對于城鎮化與農業現代化二者關系的研究，最為代表性的莫過于基于古典經濟分析框架而形成的二元經濟理論經典模型——“劉易斯—費景漢—拉尼斯模型(Lewis-Fei-Ranis Model)”，該模型成為此后理論界探究城鄉經濟關系問題的理論基石和發展中國家實現城鄉二元經濟結構轉化的政策依據，后續的相關研究大多是圍繞拓展、修正或驗證該模型而展開的。陳志峰等[4]和項光輝[5]認為，城鎮化進程有利于促進農業效益提升以及農業產業結構的優化。謝杰[6]認為，城鎮化進程有利于技術向農業的擴散和外溢，從而提升了農業生產效率及比較優勢，但這種促進作用具有顯著的門檻效應。楊志海等[7]基于中國1550個縣(市)的面板數據分析發現，城鎮化進程有利于提升農業生產效益，并且這種促進效應隨時間的推移將更為顯著。蘇發金[8]實證研究發現，城鎮化與農業現代化之間存在長期動態均衡關系，但在長期和短期存在典型的異質性。然而，李奎等[9]實證研究發現，城鎮化進程會加速優質勞動力、資金、耕地等要素資源向城鎮聚集，并導致農民從事農業生產的積極性降低及土地閑置，制約農業可持續發展進而威脅糧食安全。姚旭兵等[10]通過構建PVAR模型實證發現，農業經濟增長正向促進了城鎮化進程，但城鎮化對農業經濟增長的促進效應存在典型的區域差異，在發達或不發達地區，城鎮化進程制約了農業經濟增長。高彥彥[11]認為，城市偏向的政策安排引致城鄉收入差距擴大，制約了農業經濟增長。持類似觀點的還有林毅夫和劉明興[12]、陳釗和陸銘[13]等。

以上文獻及主要觀點為本研究提供了理論參照，但仍有值得改進的空間。(1)在研究對象選擇上，大多數研究仍停留在全國層面，但由于我國各區域要素稟賦各異、城鎮化與農業現代化進程及其特征呈現出典型的異質性，基于全國整體樣本的研究結論可靠性值得商榷，針對全國提出的“一刀切”政策或制度安排的科學性和有效性更是值得懷疑；(2)在研究方法和考察視角上，大多數研究基于單純時間序列數據的VAR模型實證檢驗，難以克服時間序列數據的自相關、波動性大等內生性缺陷，穩健性和可信度都難以保證，部分基于面板數據的實證研究，其考察視角多為城鎮化與農業現代化二者關系的單向檢驗，這不僅不能有效揭示二者存在的雙向互動效應，還有可能導致嚴重內生性問題而使結論失真。基于上述考慮，本研究嘗試打破傳統行政區劃認知，研究對象選擇國家新階段扶貧攻堅的主戰場之一，中國11個集中連片特困地區中的先行先試區——武陵山區，該地區集貧困地區、民族地區和革命老區為一體，是中國跨省(重慶、湖南、湖北和貴州)交界面積大、少數民族聚集多、貧困人口分布廣的集中連片特困區,也是重要的經濟協作區。深入研究該區域城鎮化與農業現代化的互動效應，揭示背后的邏輯動因和存在的問題，并提出針對性對策建議，其理論與現實意義重大。

一、模型與數據

(一)面板VAR模型構建

作為一種動態聯立方程模型 ，VAR(Vector Autoregression，向量自回歸)模型，把系統中任意一個內生變量當作所有內生變量滯后項的函數，并能借助正交化脈沖響應函數分離出其中一個內生變量對其他內生變量的沖擊程度，有效克服了傳統聯立方程模型受制于經濟理論的非完善性可能引發的內生變量和外生變量的區分、估計和判斷等諸多復雜問題。Holtz-Eakin et al(1988)在VAR模型的基礎上創造性提出了面板VAR(Panel Data Vector Autoregression，面板向量自回歸)模型，該模型除了兼具時序和面板優點外，還透過引入個體和時點效應變量分別捕捉個體差異和不同截面受到的共同沖擊，不僅有效解決了系統內生性問題，還能刻畫變量之間的動態關聯，具有較強的穩健性，在經濟問題分析中得到了廣泛應用。

大量研究表明，城鎮化與農業現代化之間的關系并非是單項關聯，可能存在雙向互動效應，并隨時間動態演化。因此，為了避免可能出現的內生性問題，提高估計的穩健性，本研究采用面板VAR模型來分析武陵山區城鎮化與農業現代化之間的互動效應，具體模型如下：

其中，Yit表示系統內生變量矩陣，ai表示個體效應，Bi表示時間效應，Cj表示待估參數，j表示滯后階數，i和t分別表示縣(市)和年份，uit為服從正態分布的隨機誤差項。

本研究所使用的面板VAR模型中增加了反應個體差異的個體效應變量，再加上原本就有的時間效應變量，整個模型需要估計的參數就變得很多，這樣會使得樣本容量相對大幅縮小，增大了估計誤差，降低了精準度，因此我們在進行模型估計時要把個體效應和時間效應轉換掉。對于時間效應的去除，我們采用的是組內去心法，即對于所有縣(市)，把每個變量在年度上取它們的平均值，再用每個縣(市)的實際值減去這個平均值，從而去除時間效應。而對于個體效應的去除，我們采用前向均值差分法，這種方法克服了單純的均值差分法可能會導致的估計系數有偏問題，使得估計結果更為可靠。由于本文主要的目的是分析武陵山區城鎮化和農業現代的互動效應，因此在構建面板VAR模型的基礎之上，本文又進行了脈沖響應函數的分析，來具體說明對城鎮化(農業現代化)的沖擊會給農業現代化(城鎮化)帶來何種影響。

(二)指標選取、處理及數據來源

城鎮化是指人口等要素向城鎮聚集、城鎮空間擴大以及引起的一系列經濟社會變化過程，其實質是經濟結構、社會結構和空間結構的變遷。農業現代化是指傳統農業向現代農業演進的歷史過程以及引起的農業效益提升、農民收入增長與農村綜合面貌的改善過程。對城鎮化與農業現代化的度量指標，大多數研究者普遍采用城鎮常住人口占總人口比重即城鎮化率來度量城鎮化水平，采用農業勞動生產率或人均農業GDP或人均機械化率等單一指標來度量農業現代化水平。事實上，單一指標都難以揭示城鎮化或農業現代化的全貌，是對二者內涵和外延的曲解。因此，本研究采取綜合指標度量法，試圖較為系統的揭示武陵山區城鎮化與農業現代化的互動關系。考慮到數據的可得性，我們用城鎮化率、二三產業產值占GDP的比值、全社會固定資產投資和城鎮居民人均可支配收入等4個指標來度量城鎮化水平，用土地產出率、農業勞動生產率、人均機械化率、農民人均純收入等4個指標來度量農業現代化水平。相關數據來源于2004至2013年湖南、湖北、重慶和貴陽四省市的統計年鑒。

1.變量的處理。由于各指標所代表的含義不同，存在著量綱上的差異，于是我們對所有指標進行無量綱化處理，把實際值轉化為評價值進行綜合計算。本研究應用閾值法進行無量綱化處理，該方法也稱臨界值法，是衡量事物發展變化的一些特殊指標值，諸如極大值、極小值、滿意值、不允許值等。閾值法是用指標實際值與閾值相比而得到指標評價值的無量綱化方法。閾值法的算法有多種，本研究應用如下公式：

其中，y∈[0,1]。值得說明的是，該公式是在變量具有正向趨勢時使用的，若變量呈負向趨勢，則把分子變為maxxi-xi即可。由于研究所采用的兩組數據8個指標均為正向趨勢指標，所以直接選擇該公式計算。

2.綜合發展水平的計算。由于本研究城鎮化水平和農業現代化水平各采用4個指標進行度量，因此在計算綜合發展水平時，我們采用了加權平均法進行了計算，公式如下：

ur(ar)=∑θyi

其中，ur和ar分別代表城鎮化和農業現代化的綜合發展水平值，yi分別表示4個城鎮化水平度量指標或4個農業現代化水平度量指標，θ為指標權重。本研究認為，各項指標在綜合發展水平度量中具有同樣權重，因此θ=0.25。將無量綱化后的數值分別帶入此公式，就可得出城鎮化或農業現代化綜合發展水平。

二、實證檢驗與結果分析

(一)面板單位根檢驗

盡管面板VAR模型采用的面板數據形式顯著降低了變量間的相關性，但其具有的時序特性仍有導致非平穩隨機波動的可能性，為了有效避免“偽回歸”現象，在模型回歸之前仍須采用面板單位根檢驗，對面板數據進行平穩性分析。面板單位根檢驗方法通常分為兩類：相同根情形下的面板數據單位根檢驗和不同根情形下的面板數據單位根檢驗，前者主要采用 LLC 和 Breitung 方法，后者主要采用IPS、Fisher-ADF、Fisher-PP方法(李富有和尹海鳳，2013)。為了確保檢驗的可靠性，本研究采用同根情形下的LLC檢驗以及不同根情形下的IPS檢驗兩種面板單位根檢驗方法同時進行檢驗。具體檢驗結果和分析如表1所示，兩種檢驗結果都顯著拒絕了面板數據包含單位根的原假設，表明我們所使用的面板數據是平穩的，沒有必要進行協整分析，可以直接進行模型的估計。

表1 城鎮化(ur)和農業現代化(ar)的面板單位根檢驗結果

(二)面板VAR模型估計及格蘭杰因果檢驗

我們借用Holtz-Eakin(1988)提出的面板向量自回歸(面板VAR)方法，只要T≥m+ 3(T為時間序列的長度, m為滯后項的長度)，便可對模型的參數進行估計，且當T≥2m+ 2時，便可穩健地估計出滯后變量的參數。我們對面板VAR模型的滯后階數進行判定，依據Andrews和Lu(2001)給出的模型選擇標準，應選擇MBIC、MAIC和MQIC的值最小的模型，根據我們的計算結果，選擇一階面板VAR模型進行估計和研究。結果顯示：使用農業現代化(ar)作為被解釋變量時，城鎮化(ur)和農業現代化(ar)在滯后一期對農業現代化(ar)的動態效應均為正值，且ar在1%的顯著性水平下通過檢驗，但城鎮化(ur)對農業現代化(ar)的促進效應在10%的顯著性水平下沒有通過檢驗。在使用城鎮化(ur)作為被解釋變量時，農業現代化(ar)和城鎮化(ur)在滯后一期對城鎮化(ur)的動態效應均為正值，且在1%的顯著性水平下通過了檢驗。這在一定程度上說明，武陵山區城鎮化對農業現代化的促進效應不及農業現代化對城鎮化的反饋效應，二者之間互動效應尚未得到顯著體現。

為了更直觀的揭示武陵山區城鎮化與農業現代化的因果關系，我們進一步進行了格蘭杰因果檢驗。結果顯示，在以農業現代化(ar)為被解釋變量的方程中，檢驗變量城鎮化(ur)系數的聯合顯著性，其卡方統計量為0.957，相應的p值為0.328，沒有通過5%的顯著性水平檢驗，故可以認為城鎮化(ur)不是農業現代化(ar)的格蘭杰原因。同理可以知道，在以城鎮化(ur)為被解釋變量的方程中，檢驗變量農業現代化(ar)系數的聯合顯著性，其卡方統計量為37.515，相應的p值為0，故可以認為農業現代化(ar)是城鎮化(ur)的格蘭杰原因。由此可見：在2004至2013這10年期間，武陵山區城鎮化進程并未顯著地提升農業現代化水平，相反，農業現代化水平提升反而有助于推動城鎮化進程。可能的原因是：(1)近年來，國家為了促進區域經濟協調發展和全面建設小康社會，中央和地方各級政府加大了對武陵山區等連片貧困地區的幫扶或對口支援力度，但“杯水車薪”的扶貧資金和項目建設難以滿足貧困地區廣大農村的需求，且當地政府“急功近利”的扶貧動機和政策導向，又使得稀缺的扶貧資源和項目大多投向了城鎮地區，從而帶動了人口向城鎮流動、要素向城鎮聚集，城鎮化對農業現代化的極化效應大于輻射帶動效應；(2)多年實施的“城市偏向、工業優先”的經濟發展戰略具有極強的路徑依賴，地方政府基于“政績”的考慮以及對城鎮化內涵的錯誤理解，片面追求城市化規模，忽略了城鎮化的本質是人的城鎮化以及割裂了新型城鎮化與農業現代化的內在關系，沒有在提升城鎮化質量及其與農業現代化互動發展上下功夫，這種在錯誤城鎮化理念指導下的城鎮化發展戰略難以帶動農業現代化的發展。(3)武陵山區農業現代化進程，一方面釋放出來的剩余勞動力向城鎮非農業產業轉移，為城鎮化進程和城鎮非農產業的發展提供了低成本的勞動力保障；另一方面農業現代化伴隨的農村土地流轉和適度規模經營提高了農業勞動生產率和土地產出率，為城鎮化非農產業發展提供了充足的原料供應，同時“節約”出來的“閑置”土地也有利于城鎮邊界的擴張，提升了城鎮化規模；再者，農業現代化促進了農民收入提高，增強了農村購買力，帶動了農業社會化服務需求，為城鎮非農業產品擴大銷量和服務業下鄉提供了市場支撐。

(三)面板VAR系統穩定性檢驗

圖1 面板VAR系統穩定性的判別圖

只有平穩的VAR模型才可以進行脈沖響應函數分析，因此我們對面板VAR系統的穩定性進行了檢驗。圖1為面板VAR系統穩定的判別圖，結果顯示，所有的特征值均在單位圓內，故我們建立的VAR系統是穩定的，但有一個單位根十分接近單位圓，說明有些沖擊有較強的持續性。

(四)脈沖響應分析

圖2 正交化脈沖響應圖(變量次序ar，ur)

由于 VAR模型估計系數只能解釋城鎮化與農業現代化之間局部關系，需要采用脈沖響應函數做進一步深入分析。脈沖響應函數是用來解釋隨機擾動項的一個標準差的沖擊對其他變量當前和未來取值影響的動態路徑，能較為直觀地刻畫出變量間的動態交互作用及其效應，并從動態反應中判別變量間的時滯關系。考慮到脈沖響應函數是通過面板VAR參數構造的，須考慮標準差，事實上標準差又難以通過計算精確獲得，因此本研究采用蒙特卡洛方法模擬產生這些置信區間。圖2給出了城鎮化(ur)和農業現代化(ar)的正交脈沖響應結果，從中我們可以得到如下結論。

1.在本期給城鎮化一個標準差的外部沖擊后，從第一期開始對農業現代化有顯著的負向效應，一直到第十期這種負向效應都存在，但是這種負向效應在緩慢收斂。這說明了武陵山區城鎮化進程的加快不但沒有促進農業現代化水平的提高，反而在一定程度上表現出明顯的抑制傾向，這一典型事實引起我們高度重視。究其原因，我們的解釋是：一是作為全國連片特困地區的武陵山區，2004至2014年其城鎮化率由2004年的20.2%快速上升至2014年的36.6%，城鎮化建設取得顯著成效，但總的來說，其城鎮化進程仍嚴重滯后于全國平均水平(2014年全國城鎮化率為54.77%)。根據美國城市地理學家諾瑟姆(Ray.M.Northam)提出的城鎮化進程三階段論對武陵山區城鎮化進程進行判別發現，該地區位于城鎮化初始緩慢階段(小于30%)、中期加速階段(30%-60%)、后期穩定階段(大于60%)的縣(區、市)分別占比26.8%、66.16%、7.04%，仍有19個超過1/4的縣(區、市)尚未成功跨入中期快速城鎮化階段，僅25.4%的縣(區、市)剛(城鎮化水平位于30%至35%)跨入中期加速城鎮化階段。由此可見，武陵山區經濟發展水平低下、城鎮化進程滯后、水平偏低、規模偏小的典型事實特征，既不能有效消化本地區農村大量剩余勞動力，為農民非農就業提供充足的就業崗位和與勞動力價值匹配的勞動報酬，又不能為本地區農副產品提供廣闊的銷售市場，使得城鎮化的資源再配置效應、規模經濟效應、公共服務供給效應以及產業結構調整效應難以釋放，從而難以帶動農業現代化健康發展；二是最近十多年來，武陵山區充分發揮城鎮化建設的后發優勢，加速追趕全國乃至發達省市的城鎮化進程，以縮小與全國或發達地區的差距，但由于其片面追求城鎮化規模擴張，在面臨要素資源嚴重約束的背景下，地方政府的“急功近利”動機與稀缺要素資源的市場化“逐利”動機相互交織，在過快、過度的粗放型城鎮化建設模式下，一方面占用了本應用于農村、農業或農民的財政、金融等資源；另一方面還通過城鎮的極化效應將農村原有的一部分土地、資金和優質勞動力等生產要素或農業剩余聚集到城鎮地區，并且貧困地區農業比較收益相對較低、遠遠低于城鎮第二、三產業的現象相對于其他發達地區則更為突出，這也是武陵山區城鎮化進程對農業現代化發展產生負效應的重要原因。

2.在本期給農業現代化一個標準差的外部沖擊后，從第一期開始對城鎮化有明顯上升的正向效應，一直到第四期這種正向效應達到極致，隨后這種正向效應逐步減弱，但直到第十期仍保持為正。可能的解釋是：一是從政策背景來看，從中央到地方政府長期以來一直堅持城鎮偏向、工業優先的經濟發展戰略，貧困地區在要素資源更為稀缺的情形下，這種“畸形”的發展戰略體現得更為淋漓盡致。因為，這在短期內更能提升該地區要素資源的邊際收益，因此，地方政府通過政策引導和財政金融功能，來促進農村的土地、資金、勞動力等要素資源大量向城鎮流動，為城鎮化建設提供了有力的要素支撐。這一推理也得到了部分學者的佐證，如孔祥智(2016)的研究顯示：改革開放以來，中國農民在勞動力、土地和工農產品價格“剪刀差”三大方面為城鎮化建設作出的隱形貢獻累計高達18.9萬億至13.9萬億元。二是從農業現代化和城鎮化演進的市場規律來看，在城鎮化發展的初級階段，城鎮化對農業現代化的極化效應往往大于城鎮化對農業現代化的反哺效應。因此，在稀缺要素資源逐利動機的市場環境下，隨著農村戶籍制度的逐步放開，大量農村剩余勞動力向城鎮非農產業流動，為城鎮非農產業發展提供了勞動力保障；農村資金通過金融機構向城鎮配置，為城鎮建設提供了資金保障；農村剩余產品向城鎮流動，為城鎮居民和非農產業提供了充足的食品供應和原材料供給；農村土地通過政府低價征用而配置到城鎮，為城鎮規模擴張提供了充足的土地供應。所有這一切的要素資源向城鎮的“單向”流動，為城鎮化、工業化提供了強有力的要素保障，并且，隨著農業現代化水平的提高，其對城鎮化的促進效應更為明顯。

三、結論與建議

本研究基于2004至2013年武陵山區71縣的面板數據，應用面板VAR模型實證考察了城鎮化與農業現代化之間的互動效應。通過格蘭杰因果檢驗發現，武陵山區農業現代化是城鎮化的格蘭杰原因，而城鎮化不是農業現代化的格蘭杰原因，城鎮化對農業現代化的反饋效應并不顯著，二者的互動效應尚未顯現；通過脈沖響應函數進一步分析發現，城鎮化的沖擊對農業現代化有顯著的負向效應，且這負向效應長期存在。農業現代化的沖擊對城鎮化有顯著的正向效應，這種效應經歷了先上升后下降的過程，且長期為正。基于此，為了更好地推進二者的良性互動，本文提出如下建議。

(一)在推進城鎮化進程中，不僅注重“量”的擴張，更應重視“質”的提升。近年來。武陵山區城鎮化進程取得顯著成效，但仍嚴重滯后于全國或其他平原地區，其城鎮化規模小、水平低、質量不高等典型事實特征，嚴重制約了其對農業現代化帶動效應的有效釋放。為此，應在持續擴大城鎮化規模的同時，提升城鎮化質量，走“人-業-地”同步協調發展的新型城鎮化道路，實現城鎮化進程中人口、產業、土地與公共服務均衡配置和真正意義上的“人的城鎮化”。

(二)整合多元化的扶貧主體和扶貧要素，加大對農村或農業的傾斜支持力度。長期以來，地方政府“城市偏向、工業優先”的發展戰略以及“急功近利”的扶貧理念，導致財政金融和扶貧開發要素資源在城鄉地區配置不均，致使農業現代化滯后于城鎮化進程，制約了農業現代化的發展。為此，應推動對武陵山區農業效益提升或農民收入增長具有重大帶動作用的扶貧項目建設，并以此為載體有效整合政府、企業和社會等各類扶貧開發主體，提升產業扶貧、高山移民搬遷扶貧、社會扶貧、文化扶貧、財政金融扶貧等多元扶貧要素資源的配置效率，加大對農業或農村的傾斜支持力度，逐步解決長期累積的城鄉居民收入、教育、醫療、就業機會鴻溝。

(三)通過實施精準扶貧，帶動農業或農民自我發展能力的提升。實施工業反哺農業、城市帶動農村的發展戰略，一方面要通過精準扶貧加大對農村或農民的幫扶力度，以改善農村面貌和增進農民福祉，但更重要的是要通過幫扶培育起農業或農民的自我發展能力。為此，建議針對素質較高、生產能力較強和有金融服務需求的貧困戶或農戶，以及對農村建設、農業增效和農民增收有帶動作用的優勢農業龍頭企業、能人大戶、家庭農場等新型農業經營主體，應通過不斷創新財政、金融扶貧產品和服務形式，滿足其財政金融服務需求，不斷提升農業生長能力和農民自我發展能力。

[1] 厲以寧.中國新型城鎮化概論[M].北京：中國工人出版社，2014.

[2] 陳宗勝，周云波.非法非正常收入對居民收入差別的影響及其經濟學解釋[J].經濟研究，2001，(4).

[3] 王全意.重慶市三峽庫區產業結構演進與城鎮化互動：理論機制與實證分證[J].重慶理工大學學報，2016，(6).

[4] 陳志峰，劉榮章，鄭百龍.工業化、城鎮化與農業現代化三化同步發展的內在機制和相互關系研究[J].農業現代化研究，2012，(2).

[5] 項光輝，毛其淋.農村城鎮化如何影響農業產業結構[J].廣東財經大學學報，2016，(2).

[6] 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).

[7] 楊志海，王雅鵬.縣域工業化與城鎮化對農業增長的影響研究—來自中國1550個縣(市)面板數據的證據[J].經濟經緯，2015，(7).

[8] 蘇發金.城鄉統籌：城鎮化與農業經濟增長關系的實證分析[J].經濟經緯，2011，(4).

[9] 李奎.東亞工業化城鎮化與耕地總量變化的協動性比較[J].中國農村經濟，2010，(10).

[10] 姚旭兵，羅光強，寧瑞芳.城鎮化與農業經濟增長的區域效應研究—基于PVAR模型的實證分析[J].西南大學學報(社會科學版)，2016，(5).

[11] 高彥彥.城市偏向、城鄉收入差距與中國農業增長[J].中國農村觀察，2010，(5).

[12] 林毅夫，劉明興.中國經濟的增長收斂與收入分配[J].世界經濟，2003，(8).

[13] 陸銘，陳釗.城市化、城市傾向的經濟政策與城鄉收入差距[J].經濟研究，2004，(7)

[責任編輯：朱丕智]

Analysis on the Mutual Effect between Urbanization and Agricultural Modernization of Wuling Mountain National Poverty-stricken Areas —An Empirical Test Based on Panel VAR Model

Tang Shuang Wang Yafei Bai Shan

(College of Economics and Management, Chongqing Normal University, Chongqing 401331, China)

This paper investigated the interactive effects of urbanization and agricultural modernization by panel VAR model based on the panel data of 71 counties in Wuling mountain area from 2004 to 2013. Results of the Granger causality tests show that agricultural modernization Granger-causes urbanization, and urbanization is not the Granger cause of agricultural modernization. It indicates that agricultural modernization promotes urbanization, but the feedback effect of urbanization to agricultural modernization is not significant during 2004～2013. The interaction effect of the two has not yet appeared. Further analysis by impulse response function shows that current shock in urbanization has a persistent significant negative effect on agriculture modernization. The effect of current shock on agriculture, on the other hand, has a long-term significant positive impact on future urbanization, and the impact has gone through first rise and then decline in this process. Therefore we should take the new-type urbanization road of harmonious development of “man-industry-land”, improve the efficiency of all kinds of poverty alleviation funds in rural areas, and enhance the self-development ability of agriculture and farmers through accurate poverty alleviation.

Wuling Mountain national poverty-stricken area; urbanization; agricultural modernization; interaction effect

2017-01-15

唐爽(1982-)，女，重慶師范大學經濟與管理學院講師，主要研究城鎮化與農業經濟增長。 王亞飛(1980-)，男，管理學博士，中國社科院農村發展研究所博士后，重慶師范大學碩士生導師，主要研究貧困地區經濟發展與”三農“問題。 白珊(1992-)，女，重慶師范大學經濟與管理學院碩士研究生，主要研究金融發展與產業轉型升級。

重慶市教委人文社科重點項目“ 重慶市新型城鎮化與農業現代化耦合機理與協調發展研究 ”(批準號14SKE02)。國家社科基金項目“武陵山連片特困地區城鎮化與農業現代化互動發展研究”(批準號13XMZ085)。

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1673—0429(2017)02—0106—07