空間視角下城鎮化、工業化和農業現代化關系實證研究

葉阿忠++陳婷

摘要：利用2005～2013年我國31個省市自治區的面板數據構建半參數空間面板向量自回歸模型（SSPVAR）和時空脈沖響應分析，對城鎮化、工業化和農業現代化三者的關系進行了空間溢出效應實證分析。結果表明：①城鎮化發展對本省及周邊地區城鎮化和工業化建設有正的促進作用，對本省農業現代化建設先抑制后促進，對周邊地區則相反；②工業化發展對本省及周邊地區城鎮化和工業化建設分別有抑制和促進作用，對本省農業現代化建設有促進作用，對周邊地區則相反；③農業現代化對周邊地區的城鎮化建設有長期促進作用，對工業化建設有短期抑制而長期促進作用，對農業現代化建設有短期促進長期抑制作用；④財政支出對三化的影響因其發展水平不同而不同。

關鍵詞：半參數空間面板向量自回歸模型；城鎮化；工業化；農業現代化；財政支出

DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2017.07.12

中圖分類號：F224；F121 文獻標識碼：A 文章編號：1001-8409（2017）07-0054-06

An Empirical Study of the Relationship among Urbanization，

Industrialization and Agricultural Modernization in

Temporal Spatial Dimension

——Based on the Semiparametric Spacial Panel Vector Autoregressive Model

YE Azhong， CHEN Ting

（School of Economics and Management， Fuzhou University， Fuzhou 350108）

Abstract： Based on the panel data of 31 provinces in China from 2005 to 2013， this article builds the semiparametric spatial panel autoregressive model （SSPVAR） ， does the impulse response analysis， and discusses the relationship among urbanization， industrialization， agricultural modernization and fiscal expenditure. The results show that： （1） The development of urbanization promote urbanization and industrialization both in local and surrounding， but it would promote first then inhibit agricultural modernization in local while surrounding area is the opposite. （2） The development of industrialization promote industrialization and inhibit urbanization both in local and surrounding. It also promote agricultural modernization in local but surrounding is the opposite. （3） The development of agricultural modernization can promote urbanization. It inhibits first then promotes industrialization， but it would cause opposite effect in agricultural modernization in surrounding. （4） The impact of fiscal expenditure on the three level is different because of theirs different level of development.

Key words：semiparametric spatial panel vector autoregressive model； urbanization； industrialization； agricultural modernization； fiscal expenditure

城鎮化是指農村人口向城鎮轉移，第二、三產業不斷向城鎮聚集，從而使城鎮人口數量增加、城鎮數量和規模擴大，并帶動周邊農村發展的一種歷史過程。工業化通常指第二產業產值占國民生產總值的比重不斷上升的過程。農業現代化指傳統農業向現代農業轉化的過程，在這一過程中，現代高新技術不斷應用到農業生產中。工業化為城

鎮化提供產業支持，不斷引導鄉鎮企業技術進步，提高鄉鎮企業整體水平；工業化同時也是農業現代化的開始[1]，在一定程度上支撐農業現代化和現代工業對高新技術等方面的需求[2]。城鎮的聚集為工業化提供了發展空間，并發揮規模效益，同時，城鎮化為農業現代化提供雄厚的資金、技術、人才和市場支持[3]。農業現代化可看做是工業化的延續，為工業化提供充足的勞動力、原材料和資本原始積累，同時，城鎮化進程以農民為主體、農村為載體、農業為基礎，主要依靠農業技術進步來提高城鎮化質量[4]。我國作為一個人口大國，農業的發展具有重要的意義。而隨著農業的發展，農業現代化成為當今農業發展的重要趨勢。農業現代化的發展對于工業化和城鎮化的發展具有支撐作用，同時，沒有城鎮化和工業化的發展農業現代化也很難實現。因此，“三化”具有相輔相成的作用，需要同步發展。中央一號文件多年指出三化同步發展的重要發展戰略也體現出了三化之間協調聯動、整體推進、同步發展的重要意義。

1文獻綜述

隨著我國經濟的發展，以及城鎮化、農業現代化、工業化的深入推進，國內外許多學者對三化關系進行了研究，主要研究內容可以總結為以下兩個方面：

三化之間的相互關系方面。目前對于三化之間相互關系的研究主要可歸結為兩類。第一類認為三化之間相輔相成，密不可分。農業現代化是城鎮化和工業化發展的基礎和重要保障，而城鎮化和工業化又為農業現代化發展提供資金、人才、技術、市場等必要條件（陳江龍等[4]、林毅夫[5]）。夏春萍[2]等認為三化之間存在長期穩定的均衡關系，并提出繼續深化城鎮化發展，調整工業產業內部結構和發展模式等建議。第二類認為三化存在區域間以及區域內部發展不協調，且其不協調發展的主要瓶頸是現代農業仍沒能為工業化、城鎮化提供堅實保障，認為城鎮化進程長期滯后于工業化進程，并提出今后應以工促農，帶動農業現代化建設，以城帶鄉，加速城鎮化建設（曾福生[6]、謝杰[7]）。蘇發金[8]基于VAR模型的實證分析得出：農業現代化對城鎮化有正向促進作用，對自身有反向作用，對工業化短期內有反向影響而長期內有正向促進作用；城鎮化對自身有正向作用，對農業現代化有反向作用，短期內對工業化有反向作用而長期內有正向作用；工業化對自身和農業現代化具有正向作用，短期內對城鎮化有反向作用而長期內有正向作用。

經濟發展與三化之間的相互影響方面。Hollis Chenery和Moises Syrquin[9]在《發展的格局1950～1970》一書中利用戰后100個國家的27個發展變量來分析各變量與GNP的關系，并得出人均國民生產總值的水平與生產結構、勞動力配置結構和城鎮化水平有一定的對應關系，并且這種關系具有階段性，但是未給出具體的相對應關系。賈云赟[10]在研究三化之間關系的基礎上引入經濟增長因素，認為三化與經濟增長之間存在長期均衡關系且影響效果差異明顯，在不同滯后期存在單項關系，不具有因果關系。黃群慧[11]指出，“新常態”經濟下，工業化發展對經濟發展的推動在逐漸減弱，工業化進程放慢腳步，需要加大對城鎮化建設的投入來帶動城鎮化發展，同時，城鎮化的發展將給經濟帶來需求拉動力，反作用于經濟。齊紅倩等[12]研究表明，城鎮化發展對經濟增長的帶動作用在不斷減弱，主要因為資源與環境指數的不斷下降，若不改善資源浪費與環境污染問題，再多的財政投入于城鎮化建設也無法帶來更多的經濟增長。

就目前研究來看，計量方法的使用主要局限于傳統非空間的簡單向量自回歸模型的應用，且尚未涉及空間系統內的城鎮化、工業化、農業現代化三化之間相互關系的研究。隨著互聯網和經濟一體化的發展，國內區際關系越來越密切，區域間合作程度不斷加深。因此，本文將結合半參數空間面板向量自回歸模型（SSPVAR），在空間視角下研究城鎮化、工業化和農業現代化三者內在的相互關系以及各變量對時空脈沖的響應情況，同時，引進財政支出作為外生變量，完善研究分析的理論與實證框架。

2實證模型及數據說明

如綜述所講，經濟對三化的作用方向存在爭議，且彭健[13]指出資本市場的發展對三化的影響并非簡單的線性影響，隨著時間的變化在變化。為研究經濟與三化的具體關系，本文引入財政因素，建立城鎮化、工業化、農業現代化以及財政支出之間相互關系的半參數空間面板向量自回歸模型（SSPVAR），通過數據來分析三個內生變量之間沖擊的時空傳導以及財政支出在這個宏觀經濟體系中的作用。本文將財政支出設為非參數外生變量。隨著經濟一體化發展的推進，地區間聯系越來越密切，區域間的合作不斷加深，因此引入時間和空間滯后項是很有必要的。

城鎮化、工業化、農業現代化作為該模型的三個內生變量，考慮到數據的可得性，本文通過參考前人的相關研究后，用城鎮人口占總人口比例衡量城鎮化（URB），用第二產業總產值占GDP比重來衡量工業化（INR），用人均農機總動力來衡量農業現代化（AM），用財政支出的對數形式來衡量財政支出（LnFE）。為方便模型的表述，用Y1表示城鎮化（URB），用Y2表示工業化（INR），用Y3表示農業現代化（AM），用LnX表示財政支出（LnFE）。上述相關數據來自歷年《中國統計年鑒》，其中農業現代化數據根據每年農業人口與每年農機總動力比值求得，2011～2013年各省農機總動力不全，缺失數據取自各省統計局網站。

因此，本文所構建的半參數空間面板向量自回歸模型形式如下：

Y1it=1+β11Y1it-1+β12Y2it-1+β13Y3it-1+γ111it-1

+γ122it-1+γ133it-1+m1（LnXit）+μ1

Y2it=2+β21Y1it-1+β22Y2it-1+β23Y3it-1+γ211it-1

+γ222it-1+γ233it-1+m2（LnXit）+μ2

Y3it=3+β31Y1it-1+β32Y2it-1+β33Y3it-1+γ311it-1

+γ322it-1+γ333it-1+m3（LnXit）+μ3（1）

其中，i為省份個數，i=1，2，…，31；t為年限，t=1，2，…9代表2005～2013年；Y1it為城鎮化、Y2it為工業化、Y3it為農業現代化；用k代表內生變量個數，k=1，2，3；Ykit-1為相應時間滯后一期，kit-1為相應時間滯后一期的空間滯后項，kit-1=∑wijYkit=1，βk、γk為所對應的系數；m（LnXit）為財政支出的未知函數形式；wij為0-1空間權重矩陣；μk為殘差項；k為常數項。

3半參數空間面板向量自回歸模型的實證結果分析

半參數空間面板模型（SSPVAR）結合了空間面板數據、非參數估計方法以及VAR模型，因此，在進行實證之前需要對變量的樣本數據進行平穩性單位根檢驗、空間相關性檢驗。在此基礎上，通過對表現良好的數據進行參數估計、脈沖響應分析和非參數估計，其結果更有可靠性。

31平穩性檢驗

根據數據的特征，為了使樣本數據更好說明問題，更好地對變量間的關系進行研究，需要對樣本數據進行平穩性檢驗來避免因樣本數據自身非平穩性影響實證結果的可靠性。本文通過Eviews80軟件利用LLC和IPS方法對URB、INR、AM、LnFE進行單位根檢驗，4個變量都是平穩序列，由于篇幅有限單位根檢驗結果不在此展示。

32空間相關性檢驗

空間相關性檢驗是正確設定空間計量模型的基礎，本文采用Morans I對所有樣本區間進行檢驗。Morans I檢驗的原假設為空間滯后項的系數為0，即不存在空間相關性。從表1可以看出各樣本的Morans I值均為正的，說明各變量都存在正的空間相關性，其中，INR的相關性較其他兩個弱，AM最強。

33半參數空間面板向量自回歸模型結果分析

上述分析顯示，樣本數據具有較好的平穩性和空間相關性，從模型時空滯后項系數看也足以看出該研究過程加入空間項的顯著性和合理性。然而，該模型中的內生變量系統使得解釋參數估計的結果沒有實際意義，因而，需要

進一步計算模型的時空脈沖響應函數，并通過脈沖分析各變量的某個個體受到一單位標準差的沖擊時對所有內生變量的所有個體帶來的沖擊。

34時空脈沖響應分析

脈沖響應函數描述內生變量對誤差沖擊的反應，描述出了在隨機誤差項上施加一個標準差大小的沖擊后對內生變量的當期值和未來值的影響程度[14]。半參數空間向量自回歸模型的最大亮點之一是其脈沖體現在時間和空間兩個維度上。本文主要用不同曲線體現其空間維度上的脈沖響應，用曲線走勢體現時間維度上的響應[15]。選定一個地方的一個變量產生一個沖擊，會產生n×K幅脈沖響應圖，即該沖擊源對包括自身在內的每個地區的每個變量均產生一個脈沖響應圖。為探討城鎮化、工業化、農業現代化和財政支出之間的時空關系，通過多次試算，結合代表性原則，本文最終選取了上海、河南、河北三個地區作為沖擊源。

從各省城鎮化相關數據上看，我國各省城鎮化水平參差不齊，且東西部地區城鎮化水平差距較大，差距主要來源于第三產業的差距。上海城鎮化水平較高，第三產業發展水平也較高，因此選擇上海作為沖擊源，對城鎮化給定一個沖擊?？臻g相關性體現出相鄰地域間的相互影響，越靠近的影響越大，如果個體間空間跨度較大也很難得出有價值的結果，因此本文挑選與上海相鄰的江蘇和浙江作為樣本進行研究城鎮化對三個內生變量的脈沖，具體響應見圖1至圖3。

圖1至圖3中用實線表示上海，點線表示江蘇，虛線表示浙江。從上述三圖可以看出：①由圖1得：上海城鎮化沖擊對于自身的強促進作用在短期能迅速下降，不可持續?；谙噜彸擎傞g經濟增長的相互促進作用和產業集群的帶動作用[16，17]，上海城鎮化沖擊對江蘇和浙江會產生一個短期的促進作用。②由圖2得：上海城鎮化獲得一個正的沖擊在3期內會對上海工業化產生正的影響，但長期看會對工業化有短而小的抑制，再趨于0。同時，上海城鎮化進程對江蘇和浙江省工業化具有促進作用。該結論與蘇發金[8]實證分析的結果不一致。我國城鎮化滯后于工業化，城鎮化能夠發揮多種集聚效應，同時，城鎮化過程需要大量的工業設施，能夠帶動工業的發展，加速工業化進程[11]。就目前的研究看，城鎮化的發展從長期角度看對于工業化的抑制原因研究涉及甚少。③由圖3得：上海城鎮化對自身農業現代化進程有個短暫的促進作用，隨后呈抑制作用，該結論和謝杰[18]的結論相同，與蘇金發的結論不同。上海城鎮化對江蘇和浙江農業現代化的影響呈現先抑制后促進的狀況。隨著上海城鎮化進程的推進，帶動了周邊地區城鎮化的進程，促使農村人口向城鎮轉移，而農村人口的轉移在短期內會對農村農業產生抑制作用。城鎮化的推進和穩定帶動經濟發展后會反作用于農業現代化，推動現代農業高新技術的發展。

由于河南省工業化對自身城鎮化和工業化的沖擊影響較大，若與對其他臨近省份的相關變量的沖擊放置在同一張圖中會弱化其影響的效果圖，且本文最主要是分析各變量的空間溢出效益，因此不討論河南省工業化對自身城鎮化和工業化的影響。選擇與河南省臨近的山西省和安徽省作為樣本進行研究工業化對三個內生變量的脈沖。圖4至圖6中實線代表陜西，小虛線代表安徽，點線代表山西，大虛線代表河南。從上述三圖可以看出：①由圖4得：短時期內工業化的發展對城鎮化的發展帶來一定的抑制性。就目前我國城鎮化和工業化關系上看，城鎮化滯后于工業化，工業化的進一步加速發展所占用的社會資源無疑會對城鎮化發展存在擠出效應，使城鎮化更加滯后于工業化發展。②由圖5得：河南工業化的發展會對臨近省份帶來技術和經驗等溢出效益，推動臨近省份的工業化進程。③由圖6得：河南省工業化對自身農業現代化有促進作用。工業化的發展必然伴隨著科學技術的進步和產業結構的升級，伴隨著勞動力的轉移和聚集，為農業現代化發展提供技術支撐和財力支撐，加快農業現代化發展步伐[19]。河南省工業化對周邊地區農業現代化發展有抑制作用。

選擇河北省作為沖擊源，圖7至圖9中用實線表示天津，用點線表示山西，用虛線表示河南，用點虛線表示河北。從上述三圖可以看出：①河北省農業現代化短期內對自身城鎮化產生促進作用，長期會有抑制作用。農業現代化的發展帶動生產率的提升，從而產生大量農村剩余勞動力，為城市提供勞動力的同時帶動了城市消費，有助于推動城市化發展，推動城鎮體系的完善[19]。河北省農業現代化對臨近省份城市化發展產生促進作用。由Morans I值可以看出，農業現代化有強的空間溢出效應，能夠對周邊城市帶來強的作用。②河北省農業現代化對自身工業化的發展具有促進作用，但對臨近省份的工業化產生短期內抑制長期內促進作用。③河北省農業現代化對周邊地區農業現代化進程在短期內具有促進作用，但從長期看也會出現抑制作用。而其自身農業現代化進程受到一個正的沖擊后會對其發展帶來一個短的促進作用，持續時期較短。美國著名經濟學家西奧多·W·舒爾茨在其《改造傳統農業》中提出，發展中國家的經濟發展依賴于農業迅速穩定的增長，而傳統農業不具備迅速穩定增長的能力，出路在于實現農業現代化，高生產率的現代農業能為經濟增長帶來貢獻[20]。此外，謝杰認為，農業財政支出和科技投入能夠顯著促進本地區和相鄰地區的農業現代化進程[18]。

由上述所有各圖可以發現，雖然沖擊源不一樣，所選取的樣本點也不一樣，但是所有的脈沖都表現出在時間上先增大再減弱，10期內收斂于0，在大量試算的過程中可以看出，在空間上脈沖表現出隨著沖擊源距離的增大而減弱，隨著距離的增大其溢出效應越來越小，甚至弱化為零，即脈沖在時間和空間上都具有收斂性，說明結果較符合實際情況。

35財政支出效應分析

為了更好地研究財政支出對城鎮化、工業化和農業現代化的非線性影響，本文采用局部線性法估計模型的非參數項，并分別得出三化與財政支出的導數圖（圖10至圖13）。其中，橫坐標表示財政支出度，縱坐標表示每增加一單位的財政支出所引起的三個內生變量變化的大小?？梢钥闯鋈拓斦С鲋g存在較明顯的非線性關系，證實了非參數項設定的必要性和合理性。各圖總體呈現較為光滑的變動趨勢，綜合三圖來看，三圖的趨勢走向大致相同，各圖散點均呈現出兩邊松散中間集中的特點；圖10、圖11和圖12散點先升后降；圖10和圖12在LnFE≈83出現一個大的波谷，圖11在LnFE≈78時出現一個大的波谷；圖10縱坐標大致為區間[-8，6]，圖11縱坐標大致為區間[0，4]，圖12縱坐標大致為區間[-45，15]。這些特點說明了財政支出對三化的作用方式及程度的特點。

接下來，對財政支出與三化的相互關系進行具體分析。①由圖10可得：財政支出的增加能夠推進城鎮化發展，但當LnFE≈58時，將會對城鎮化發展帶來反向作用。此時，由圖12可以看出，農業現代化的發展仍處于較低水平，阻礙了城鎮化的進一步發展[21]。②由圖11可得：財政支出對于工業化有較強的正向促進作用，且一直為正向作用。多年來，工業發展一直是中國經濟收入的一大巨頭，財政支出對于工業化發展的支持也比城鎮化和農業現代化大，因此，財政支出對工業化的促進作用也會較大。③由圖12可得：財政支出的增加能夠使農業現代化發展從受抑制狀態慢慢變為促進狀態，給農業現代化發展一個正向促進作用。其重要原因是，在財政支出較低水平時，其主要用途在于城鎮化和工業化的發展，對農業現代化的投入甚少[21]，而隨著財政支出的加大和城鎮化發展受限于農業現代化發展水平，財政支出開始轉向對農業現代化發展進行投資，從而促進農業現代化發展，且該促進作用相較于對城鎮化和工業化更大。

就目前三化的發展水平來看，工業化處于較高水平，城鎮化緊隨其后，而農業現代化較滯后于前兩者。隨著經濟的發展，農業現代化建設是中國近些年來重點建設內容，財政支出將大力致力于農業現代化建設，對于農業現代化建設進程必然有較大的推力推動。從這一結果中也可以看出，政府財政支出用于工業化建設的比重要大于城鎮化建設。

4結論與建議

本文基于2005～2013年中國31個省份的面板數據，構建半參數空間面板向量自回歸模型（SSPVAR），并通過實證總結出了城鎮化、工業化、農業現代化“三化”發展之間的兩兩相互關系，又利用時空脈沖響應函數來分析政府財政支出對“三化”的影響，構建“三加一”研究體系。

分析結果發現：①城鎮化發展對本省城鎮化和工業化建設有正向作用，對本省農業現代化建設會產生先促進后抑制作用；對臨近省份，會對城鎮化和工業化建設產生促進作用，對農業現代化產生先抑制后促進的作用。②工業化發展對本省城鎮化建設產生抑制作用，對工業化建設產生長期自我正向影響，對農業現代化建設產生促進作用；對臨近省份，會對城鎮化建設產生抑制作用，對工業化建設產生長期促進作用，對農業現代化建設產生抑制作用。③農業現代化發展對本省城鎮化建設短期內具有促進作用而長期有輕微抑制作用，對工業化建設具有促進作用，對農業現代化建設具有短的促進作用；對臨近省份，會對城鎮化建設具有長期促進作用，對工業化建設短期內具有抑制作用而長期內具有促進作用，對農業現代化建設短期內具有促進作用而長期內具有抑制作用。④就目前財政支出對三化的影響程度來看，當財政支出維持在較低水平時，主要用于城鎮化和工業化建設，而不利于農業現代化的發展；隨著財政支出的增加，對城鎮化發展的投資帶來的正向促進作用因農業現代化發展水平低下而受制約，對工業化的影響相對其他二者穩定，都為正向影響，對農業現代化的投入逐漸加大，對農業現代化發展產生正向促進作用，且財政支出對于農業現代化發展的影響要大于城鎮化和工業化，這主要是因為目前財政支出對于農業現代化的投資遠少于其他二者。

對策建議：①加大對農業現代化建設的投資力度，加快農業現代化建設步伐，利用農業現代化建設的溢出效益帶動城鎮化和工業化新一輪新動力的高速增長。②抓緊城鎮化建設，跟上工業化建設步伐，使其相匹配。③注重城鎮化、工業化和農業現代化均衡發展，利用“1+1+1>3”模式帶來新的增長點。

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（責任編輯：李映果）