基于VAR模型的山東省城鎮化與農業現代化互動關系的實證分析

王語 周玉璽

摘要：鄉村振興戰略的提出使城鎮化、農業現代化再度成為當前經濟發展的熱點問題。本文選取山東省1990—2017年的相關數據，基于城鎮化和農業現代化理念構建評價指標體系，并用熵權法對山東省城鎮化和農業現代化水平進行綜合評價。通過構建VAR模型，揭示了山東省城鎮化和農業現代化之間的互動關系。結果表明：城鎮化與農業現代化存在單項的因果關系，即農業現代化是城鎮化的格蘭杰原因，城鎮化不是農業現代化的格蘭杰原因;農業現代化長期內對城鎮化有正向促進作用，城鎮化短期內對農業現代化有負向作用;山東省城鎮化與農業現代化之間相互影響，互為支撐。因此，應結合山東省實際，加強城鎮化與農業現代化的互動聯系，以期實現二者的協調發展。

關鍵詞：山東省;城鎮化;農業現代化;VAR模型

中圖分類號：S127文獻標識號：A文章編號：1001-4942（2019）05-0160-06

農業現代化是“工業化、信息化、城鎮化、農業現代化”同步發展的基礎，同時也是“四化”同步發展的“短板”，其中城鎮化與農業現代化關系最為密切，二者相輔相成[1]。穩步推進城鎮化進程的同時必須加快實現農業現代化發展[2]。因此，研究城鎮化和農業現代化之間的互動關系，對實現二者協調發展，加速實現地方農業現代化并有效深化城鎮化持續發展，實現城鄉統籌有重要意義。

城鎮化是農業現代化發展的載體與媒介，城鎮化發展加快了要素之間的流動，有利于擴大農產品的消費和提高農業人均耕地面積[3];農業現代化能夠促進城鎮化的發展，一方面農副產品是城鎮化發展所必需的物質資源;另一方面農業現代化的發展使單位勞動力產出增加，進而提高勞動生產率，促進農村剩余勞動力向城市轉移，加快城鎮化進程[4]。因此，城鎮化與農業現代化之間是相互促進，互相輔助的關系[5]。我國城鎮化與農業現代化在不同時期具有不同的相互影響關系，并存在相互影響程度的差別[6]。事實上，由于城鎮化與農業現代化的發展存在資源要素的分配問題，導致二者之間存在更為明顯的沖突，協調發展尤為重要。如果城鎮化發展進程過快，過分擴張城市規模，勢必會加快農業部門的土地、資本等生產要素向非農產業流動，造成農業現代化發展的資源匱乏，對農業現代化會產生負向影響[2]。21世紀以來中國城鎮化與農業現代化的協調發展經歷了“嚴重失調—初級失調—低度協調—中度協調”的進程，城鎮化與農業現代化發展的高度協調依舊未實現[7]。因此，我國需要進行農村要素市場化改革，實現城鄉之間資源要素的自由流動，減少城鄉差距，實現城鄉協調發展[8]。

山東省是人口、經濟和農業大省，城鎮化和農業現代化水平均位居國內前列，先后頒發《山東省農業現代化規劃（2016—2020）年》、《山東省新型城鎮化規劃（2014—2020）年》。在這樣的戰略背景下，以山東省為研究對象，充分把握城鎮化和農業現代化內涵，在此基礎上構建評價指標體系，結合賦權法測度1990—2017年山東省城鎮化和農業現代化水平，并建立VAR模型，采用脈沖響應和方差分解等方法對山東省城鎮化與農業現代化互動關系開展實證研究，為促進山東省城鄉協調發展提供有益參考。

1城鎮化與農業現代化指標的綜合評價

1.1指標體系構建

為了避免單一指標測算方法的不足，本文參考其他學者[9，10]的研究，采用綜合指標衡量。基于新常態下山東省城鎮化和農業現代化發展的真實態勢，深入理解農業現代化與城鎮化的理念、內容、涵義，并以數據的可得性為準，構建山東省城鎮化與農業現代化的評價指標體系（表1），其中山東省城鎮化體系涵蓋人口城鎮化、經濟城鎮化、社會城鎮化、生態城鎮化4個準則域[11];山東省農業現代化體系包含農業生產投入、農業綜合產出、農村經濟結構3個準則域[12]。每個準則域下又分別選取了如二三產業年末單位從業人員、農業用電量等表征其上層涵義的21項指標層，各項指標的數據來源于1991—2018年《山東省統計年鑒》以及相關統計公報。

1.2指標的綜合評價

一般利用系統熵作為判斷評價體系中指標提供的信息量大小的依據，而評價指標的信息量大小取決于指標的相對重要程度，給指標賦予權重是判斷指標相對重要程度的重要方法[13]。本文選用客觀賦權法中結果相對精確、公正的熵權法確定綜合評價模型的權重，避免了主觀賦權的偏頗與誤差性，并在此基礎上測算山東省城鎮化、農業現代化發展水平。

城鎮化和農業現代化的評價指標權重見表1，城鎮化水平和農業現代化水平的變化趨勢見圖1，其中lnx和lny表示按照熵權法計算得到的城鎮化水平（x）和農業現代化水平（y）的對數，目的是為了消除數據的異方差而不改變數據的穩健性。

圖1顯示，城鎮化和農業現代化發展趨勢大致相同，呈現出不斷增長的趨勢。其中農業現代化發展水平上升相對較快且高于城鎮化水平。從總趨勢來看，兩者之間可能存在一種長期均衡關系。為進一步分析山東省城鎮化與農業現代化間的相互影響，建立VAR模型。

2實證分析

VAR模型用于預測相互聯系的時間序列和分析隨機擾動對變量系統的動態沖擊，解釋各經濟沖擊對經濟變量的影響。系統中所有內生變量的滯后值作為解釋變量，各內生變量作為被解釋變量，在形成這樣的函數的基礎上構造模型，將單變量自回歸模型拓展到由多元時間序列變量組成的向量自回歸模型[14]。構建VAR模型首先要進行平穩性檢驗。

2.1單位根檢驗

非平穩時間序列容易導致“偽回歸”，不能反映變量之間的實質關系，所以在建立模型之前需對各序列進行單位根檢驗，避免出現“偽回歸”現象，保證各序列的平穩性。本研究利用ADF單位根檢驗方法對各時間序列進行單位根檢驗，具體結果見表2，可以看出，lnx、lny在5%顯著性水平上都不能拒絕存在單位根的零假設，均是非平穩序列，而它們的一階差分dlnx、dlny在5%顯著性水平上都拒絕存在單位根的零假設，是平穩序列。

2.2VAR模型構建與分析

建立VAR模型前需要對模型的滯后階數進行選擇。一般在選擇滯后階數時，要保證有足夠數目的滯后項和自由度，以便全面反映模型的動態特征。根據LogL、LR、FPE、AIC和HQIC等標準進行模型最優滯后階數的確定，選擇標準見表3。

本研究采用AIC和LR準則來確定VAR模型的滯后階數為2，即建立VAR（2）模型，具體表達式如下：

VAR模型的穩定性就是當某一個方程受到外部沖擊時，沖擊帶來的影響會隨著時間的推移逐步消失，而不會改變自身的值狀態。從圖2可以發現，模型對應的特征方程的根均在單位圓以內，表示建立的VAR（2）模型穩定[15]。通過建立VAR模型來對變量間的關系進行分析才有意義。

根據建立的VAR（2）模型得出結論如下：農業現代化滯后1期對城鎮化水平作用為負，滯后2期作用為正，二者影響系數之和（-0.1225198+0.2856258=0.163106）為正，說明農業現代化發展對城鎮化具有促進作用;農業現代化受到城鎮化的影響在兩期均為負值，說明短期內城鎮化阻礙了同期農業現代化水平的提升，滯后期的農業現代化水平對當期影響均為正，說明農業的發展對自身具有正向作用。

2.3格蘭杰因果關系檢驗

建立VAR模型以后，進行Granger因果關系檢驗，以檢驗變量之間存在的相關關系是否構成因果關系，結果（表4）表明：在5%顯著性水平下，不能拒絕“dlnx不是dlny的Granger原因”的原假設，即城鎮化水平變動不是引起農業現代化水平變動的原因，因為短期內城鎮化與農業現代化的發展同時需要土地、資本等生產要素，城鎮化發展使農業現代化發展受到要素資源的競爭，說明山東省城鎮化與農業現代化需要進一步加強協調發展;在5%顯著性水平下，拒絕“dlny不是dlnx的Granger原因”的原假設，即農業現代化水平變動是引起城鎮化水平變動的原因，農業現代化能促進城鎮化發展，為城鎮人口和城鎮工業提供農副產品、原材料等物質保障，從而推動城鎮化發展。

2.4脈沖分析

脈沖響應函數是用來衡量來自某個內生變量的隨機擾動項的一個標準差沖擊對VAR模型中各個內生變量當前和未來值的影響[3]。本研究基于VAR（2）模型進行脈沖響應分析，結果如圖3、圖4所示，橫軸表示各變量沖擊作用的滯后期數，縱軸表示各變量的響應，本研究設定脈沖響應函數的滯后期數為20期。

由圖3可見，對來自農業現代化的一個標準差的沖擊，城鎮化在第1期就作出響應，為正值且迅速下降，在第2期下降為負值（最小值），隨后逐漸上升至第5期達到正值，于第6期開始表現為波動的正的影響。從長期來看，農業現代化促進了城鎮化的發展。

由圖4可見，農業現代化水平變動對城鎮化水平變動一個標準差的沖擊在第一期沒有響應，隨后城鎮化對農業現代化發展產生了負向影響，在第2期達到負向影響最大值，于第5期后變為正向影響隨后上下浮動，在第20期開始接近于0。這是因為短期內城鎮化發展對土地、資本等資源的需求與農業現代化的提升存在競爭，使得農業現代化在受到城鎮化一個標準差的沖擊后出現下降情況，但長期來看城鎮化發展能推動農業現代化水平的提升。可見山東省城鎮化和農業現代化之間的協調關系和彼此帶動作用仍顯不足。

2.5方差分解

方差分解通過測算每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，以衡量不同結構沖擊的重要程度。從表5可以看出，在整個城鎮化期間，自身的預測方差貢獻度對城鎮化影響較大，比重都保持在76%左右。農業現代化對城鎮化的預測方差貢獻度有波動，但最終貢獻度趨于23%左右。從表6可以看出，農業現代化對來自自身的沖擊感應最為敏感，第1期為100%，其后隨著時間的推移逐漸降低，第4期下降為85.2%，13期以后穩定在86%水平。農業現代化對于來自城鎮化的沖擊感應較弱，第1期幾乎沒有反應，但從第2期開始逐漸上升，在第4期上升為最大值14.8%，并在第13期以后穩定在13%的水平。

3結論和相關建議

3.1研究結論

本研究構建了山東省城鎮化和農業現代化的評價體系，利用熵權法確定指標權重，進行綜合評價，在此基礎上構建VAR模型。格蘭杰因果關系檢驗表明，城鎮化與農業現代化存在單項的因果關系，即農業現代化是城鎮化的原因，城鎮化不是農業現代化的原因，說明二者之間存在協調發展不足的問題;脈沖分析表明，農業現代化長期內對城鎮化有正向促進作用，城鎮化短期內對農業現代化有負向作用。農業現代化具有較強的慣性，主要受自身以前水平的影響，城鎮化對農業現代化的促進作用不明顯。這也從一個側面佐證了格蘭杰因果檢驗的結果;從方差分解結果來看，城鎮化與農業現代化之間互為支撐，相互影響，但是受自身的影響最大，所以還需要依靠自身內在發展推動協同發展。

3.2相關建議

3.2.1推進農業現代化發展強調農業現代化的基礎性地位，充分發揮山東省的科技優勢，加強農業技術創新。充分利用山東省城鎮化發展積累的物質資源，用現代生產手段和現代科學技術發展農業，用科學方法管理農業。

3.2.2協調城鎮化和農業現代化的關系加強城鎮化對農業現代化的帶動作用，一味地偏向城鎮化的發展，會導致短期內農業固定資產投資不足，最終影響農業生產效率和城鎮化水平的發展潛力[16]。山東省在深入推進城鎮化的同時，應做好農民工“市民化”的工作，使農民工真正融入城市，通過促進農民非農化就業來推動農業現代化發展。同時實現生產要素等資源的自由流動，發揮山東省城鎮化與農業現代化相互影響、互為支撐的互動關系，以期實現二者的協調發展。

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