工業(yè)化、城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化：基于VAR模型的分析

蘇發(fā)金

0 引言

隨著我國工業(yè)化和城鎮(zhèn)化深入發(fā)展，農(nóng)產(chǎn)品需求將日益增長，同時(shí)，農(nóng)村土地、農(nóng)村勞動(dòng)力、農(nóng)村資金會(huì)加速外流，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展面臨嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)，正是在這種背景下，“十二五”規(guī)劃提出，堅(jiān)持工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)、城市支持農(nóng)村和多予少取放活方針，充分發(fā)揮工業(yè)化、城鎮(zhèn)化對(duì)發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)、促進(jìn)農(nóng)民增收、加強(qiáng)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)的輻射帶動(dòng)作用，夯實(shí)農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展基礎(chǔ)，加快現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展步伐。改革開放以來，我國城鎮(zhèn)化、工業(yè)化，建立在農(nóng)村支持城市、農(nóng)業(yè)支持工業(yè)的基礎(chǔ)上，追求速度更快、數(shù)量更多、規(guī)模更大。當(dāng)前我國城鎮(zhèn)化水平進(jìn)入快速發(fā)展時(shí)期，工業(yè)化水平日益提高，進(jìn)入中期發(fā)展階段。農(nóng)業(yè)在GDP中的占比下降，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平有一定提升，但與我國亟待擴(kuò)大農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)，創(chuàng)造更多農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)需求，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、社會(huì)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化的要求相比，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化相對(duì)滯后。工業(yè)化、城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化協(xié)調(diào)發(fā)展，能充分發(fā)揮工業(yè)化、城鎮(zhèn)化對(duì)發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)、轉(zhuǎn)移農(nóng)村勞動(dòng)力的帶動(dòng)作用，促進(jìn)農(nóng)民持續(xù)較快增收，提高農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力、抗風(fēng)險(xiǎn)能力和市場(chǎng)競爭能力，推進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營專業(yè)化、標(biāo)準(zhǔn)化、規(guī)?；⒓s化。已有研究文獻(xiàn)中，沒有人就我國工業(yè)化、城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化三者關(guān)系進(jìn)行動(dòng)態(tài)定量研究。本文將結(jié)合我國1978～2009年的年度數(shù)據(jù)，利用VAR模型對(duì)我國工業(yè)化、城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行研究，實(shí)證分析改革開放以來我國工業(yè)化、城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化三者之間相互作用的動(dòng)態(tài)過程，歸結(jié)它們?cè)诎l(fā)展中存在的問題，并提出政策建議。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

變量的平穩(wěn)性要求序列沒有隨機(jī)趨勢(shì)或確定性趨勢(shì)，從而避免利用OLS進(jìn)行估計(jì)時(shí)產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象。判斷時(shí)間序列平穩(wěn)性的基本方法是單位根檢驗(yàn)，本文采用ADF檢驗(yàn)法來檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性。滯后階數(shù)的選擇原則應(yīng)使回歸式的殘差符合白噪聲狀態(tài)，本文采取赤池的AIC準(zhǔn)則，臨界值采用Mackinnon臨界值。

1.2 VAR模型

向量自回歸（VAR）是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)建立模型，它把系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時(shí)間序列變量組成的向量自回歸模型。VAR模型主要預(yù)測(cè)相互聯(lián)系的時(shí)間序列系統(tǒng)和分析隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)沖擊，解釋各種經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)變量的影響。

VAR的表達(dá)式為：yt=A1yt-1+…+ANyt-N+Bxt+εt，這里yt是一個(gè)內(nèi)生變量列向量，xt是外生變量向量，A1，…，AN和B是待估的系數(shù)矩陣，εt是誤差向量。

1.3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

由granger1969年提出，sims1972年推廣的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)可以定性確定變量間相互影響關(guān)系，實(shí)質(zhì)上檢驗(yàn)一個(gè)變量的滯后變量是否可以引入到其變量方程中。一個(gè)變量如果受到其他變量的滯后影響，則稱它們具有Granger因果關(guān)系。本文通過對(duì)中國近30年工業(yè)化、城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)增長的檢驗(yàn)，分析三者彼此之間是否存在Granger因果關(guān)系，從而判斷它們?cè)诎l(fā)展過程中是否具有協(xié)調(diào)性。

1.4 脈沖響應(yīng)和方差分解

在VAR模型中，當(dāng)某一變量t期的擾動(dòng)項(xiàng)變動(dòng)時(shí)，會(huì)通過變量之間的動(dòng)態(tài)聯(lián)系，對(duì)t期以后各變量產(chǎn)生一連串的交互作用，脈沖響應(yīng)函數(shù)描述系統(tǒng)對(duì)沖擊擾動(dòng)在不同滯后期的動(dòng)態(tài)反應(yīng)。確定一個(gè)變量對(duì)另一個(gè)變量的作用時(shí)滯，以衡量來自隨機(jī)擾動(dòng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)內(nèi)生變量當(dāng)前和未來取值的影響。方差分解是通過分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化（通常用方差來度量）的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。方差分解給出對(duì)VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個(gè)隨機(jī)擾動(dòng)的相對(duì)重要性的信息。

1.5 數(shù)據(jù)來源

本文主要研究工業(yè)化、城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化之間的關(guān)系，說明在統(tǒng)籌背景下如何協(xié)調(diào)三者的關(guān)系。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平是一個(gè)綜合性指標(biāo)，決定農(nóng)業(yè)產(chǎn)出能力和產(chǎn)出水平，反過來，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平的高低也能間接反映一國的農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平，為簡單起見，我們用一產(chǎn)從業(yè)人員人均GDP來表示農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平，記為gdpt。為了數(shù)據(jù)的可得性，工業(yè)化水平用二產(chǎn)中工業(yè)增加值占總GDP的比率來表示，記為it。城鎮(zhèn)化水平用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎刂笜?biāo)來衡量，記為ut。研究數(shù)據(jù)均來源于1979～2010年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，樣本抽取時(shí)間為1978～2009年。統(tǒng)計(jì)年鑒中一產(chǎn)GDP以現(xiàn)價(jià)表示，先使用1978年為基礎(chǔ)的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出指數(shù)進(jìn)行縮減，消除物價(jià)因素的影響，然后用農(nóng)業(yè)GDP除以一產(chǎn)從業(yè)人數(shù)進(jìn)行平均化得到gdpt。為了消除數(shù)據(jù)可能存在的異方差，分別對(duì)三個(gè)變量取自然對(duì)數(shù)，記為lnit、lnut和lngdpt，相應(yīng)的差分序列記為dlnit、dlnut和dlngdpt，它們近似于序列{it}、{ut}、{gdpt}的增長率，可以表示其波動(dòng)狀況。

2 實(shí)證分析與結(jié)果檢驗(yàn)

2.1 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

利用Eviews5.0軟件對(duì)lngdpt、lnut和lnit進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)分析，其結(jié)果如表1所示。

表1 變量的單位檢驗(yàn)

從表中可以看出，lngdpt、lnut和lnit為非平穩(wěn)變量，但是它們的一階差分dlngdpt、dlnut和dlnit都是零階單整，為平穩(wěn)變量。因此，lngdpt、lnut和lnit為一階單整的非平穩(wěn)變量。下面將對(duì)dlngdpt、dlnut和dlnit三個(gè)平穩(wěn)變量建立時(shí)間序列VAR模型。

2.2 工業(yè)化(dlnit)、城鎮(zhèn)化(dlnut)與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化(dlngdpt)的VAR模型

VAR模型滯后期p的選擇，要綜合考慮，既要有足夠數(shù)目的滯后項(xiàng)，又要有足夠數(shù)目的自由度。我們通過試錯(cuò)，選擇使LR，F(xiàn)PE，AIC，SC，HQ五個(gè)信息量中大多數(shù)同時(shí)認(rèn)可的P值，結(jié)果如表2所示。從表中可以看出，當(dāng)滯后階數(shù)為3時(shí)，五個(gè)信息量中有四個(gè)同時(shí)認(rèn)可，所以確定建立VAR（3）模型。

表2 確定滯后階數(shù)的信息量

在VAR（3）中，進(jìn)行模型的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，得到該模型的單位根圖，如圖1所示。從圖1可知模型的所有單位根都在單位園內(nèi)，模型中的每一個(gè)方程都是收斂的。這也驗(yàn)證了上面我們所作的變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)的正確性。只有穩(wěn)定的VAR模型才可以做脈沖響應(yīng)函數(shù)分析，這為后面的脈沖分析做好了準(zhǔn)備。

圖1 VAR（3）模型的單位根圖

以方程表示dlngdpt、dlnut和dlnit互動(dòng)關(guān)系的VAR模型如下：

從第一個(gè)方程看，dlngdpt滯后三期的系數(shù)都是負(fù)數(shù)，說明農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對(duì)自身有反向作用，滯后期的農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化抑制當(dāng)期的農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化。dlnut的滯后一期、三期前的系數(shù)為負(fù)數(shù)，滯后二期前的系數(shù)為正數(shù)，當(dāng)dlnut(-1)、dlnut(-2)dlnut(-3)相等時(shí)，它們的系數(shù)之和為負(fù)數(shù)，說明城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化有反向作用，即城鎮(zhèn)化影響農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化。dlnit滯后三期的系數(shù)均為正數(shù)，說明我國工業(yè)化對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化有促進(jìn)作用。

從第二個(gè)方程看，dlngdpt的滯后一期的系數(shù)為0.029，滯后二期的系數(shù)為-0.024，滯后三期的系數(shù)-0.049，三者系數(shù)之和為0.054，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對(duì)城鎮(zhèn)化有正向作用。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化為城鎮(zhèn)化提供生產(chǎn)生活資料，農(nóng)民可以有足夠的資金作為向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移的基本費(fèi)用。dlnut滯后三期的系數(shù)均為正，說明城鎮(zhèn)化對(duì)自身具有加強(qiáng)作用。dlnit滯后三期的系數(shù)分別為：0.032，-0.155，0.067，其和為-0.056，短期內(nèi)我國工業(yè)化對(duì)城鎮(zhèn)化有反向作用。

從第三個(gè)方程看，dlngdpt滯后三期的系數(shù)之和為-0.123，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對(duì)工業(yè)化有反向作用，原因在于促進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展必須對(duì)農(nóng)業(yè)進(jìn)行更多的資源分配，比較而言，工業(yè)化占用的資源會(huì)減少，當(dāng)我國工業(yè)化發(fā)展依賴的是資源而不是技術(shù)的時(shí)候，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對(duì)工業(yè)化的反向作用就會(huì)產(chǎn)生。dlnut滯后三期的系數(shù)之和為-0.655，即短期內(nèi)城鎮(zhèn)化對(duì)工業(yè)化具有反向作用。這與我國城鎮(zhèn)化主要靠政府推動(dòng)，而不是主要靠工業(yè)化帶動(dòng)有關(guān)。被動(dòng)的城鎮(zhèn)化短期內(nèi)不但不能促進(jìn)工業(yè)的發(fā)展，反而會(huì)對(duì)工業(yè)化產(chǎn)生影響。dlnit滯后的系數(shù)之和為0.442，即我國工業(yè)化對(duì)自身有正向作用。

2.3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

上面結(jié)合我國數(shù)據(jù)，從方程表達(dá)形式上，考察了工業(yè)化、城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化之間的關(guān)系?，F(xiàn)在我們結(jié)合VAR（3）模型，對(duì)這三個(gè)變量進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。利用計(jì)算軟件可以得到如表3的結(jié)果。

表3 dlngdpt、dlnut和dlnit的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

從dlngdpt方程看，不能拒絕dlnut不是dlngdpt的Granger原因，即接受城鎮(zhèn)化不是農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的Granger原因，因?yàn)槲覈擎?zhèn)化與農(nóng)業(yè)爭搶資源，城鎮(zhèn)化發(fā)展使農(nóng)業(yè)發(fā)展受到威脅。拒絕dlnit不是dlngdpt的Granger原因，即接受dlnit是dlngdpt的Granger原因，我國的工業(yè)化對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化有帶動(dòng)作用，工業(yè)化向農(nóng)業(yè)提供機(jī)械、農(nóng)藥等節(jié)約勞動(dòng)力的生產(chǎn)資料，促進(jìn)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，增強(qiáng)農(nóng)業(yè)的規(guī)模經(jīng)營，提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，從而提高農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平。工業(yè)化還可以通過為農(nóng)業(yè)提供市場(chǎng)等方式促進(jìn)農(nóng)業(yè)的發(fā)展。兩者的聯(lián)合檢驗(yàn)拒絕工業(yè)化、城鎮(zhèn)化不是農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的Granger原因，即我國過去的工業(yè)化與城鎮(zhèn)化聯(lián)合地促進(jìn)了農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展。

從dlnut方程看，拒絕dlngdpt不是的dlnut的Granger原因，即農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化能促進(jìn)城鎮(zhèn)化發(fā)展，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化為城鎮(zhèn)人口提供糧食保障，為城鎮(zhèn)工業(yè)提供原材料，從而促進(jìn)城鎮(zhèn)化發(fā)展。不能拒絕dlnit不是的dlnut的Granger原因，即我國工業(yè)化不是城鎮(zhèn)化的Granger原因，說明我國城鎮(zhèn)化不是伴隨工業(yè)化發(fā)展起來，這與我國城鎮(zhèn)化的政府主導(dǎo)實(shí)際相符合。按一般規(guī)律，工業(yè)化引起人口、資金的集聚，服務(wù)業(yè)的發(fā)展，從而促進(jìn)城鎮(zhèn)化水平提高。我國的實(shí)證與這些規(guī)律不符，說明我國城鎮(zhèn)化與工業(yè)化的協(xié)調(diào)發(fā)展需要加強(qiáng)。兩者的聯(lián)合檢驗(yàn)拒絕dlnit、dlngdpt不是的dlnut的Granger原因，即我國工業(yè)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化聯(lián)合地對(duì)城鎮(zhèn)化有影響。

從dlnit方程來看，無論是獨(dú)立地還是聯(lián)合檢驗(yàn)都應(yīng)該接受dlngdpt、dlnut不是的dlnit的Granger原因，也即我國的農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、城鎮(zhèn)化發(fā)展不能引起工業(yè)化發(fā)展。這與我國工業(yè)化發(fā)展的政府主導(dǎo)有關(guān)，我國工業(yè)化不是建立在市場(chǎng)推動(dòng)基礎(chǔ)上。一般規(guī)律顯示，農(nóng)業(yè)發(fā)展了，相應(yīng)的工業(yè)漸漸發(fā)展起來，工業(yè)發(fā)展促進(jìn)城鎮(zhèn)化水平提高，城鎮(zhèn)化水平提高有利于工業(yè)在城鎮(zhèn)中的集聚，促進(jìn)工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，從而促進(jìn)工業(yè)不斷發(fā)展。實(shí)證結(jié)果說明我國的農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、城鎮(zhèn)化沒能與工業(yè)化協(xié)調(diào)發(fā)展。

2.4 脈沖分析

利用上述VAR模型，我們對(duì)變量dlngdpt、dlnut和dlnit進(jìn)行脈沖分析，有如下結(jié)果（見圖2）。從圖2中可以看出，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對(duì)其自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差有較強(qiáng)的反應(yīng)，引起農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平增長率迅速下降，第一年為9%，第二年達(dá)到最低，為-3%，之后開始逐漸上升，但仍呈負(fù)增長，第六年變?yōu)榻咏?的正增長，然后在0附近微弱波動(dòng)。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對(duì)來自城鎮(zhèn)化波動(dòng)的影響在第一年沒有響應(yīng)，在第二年下降到最小值-0.9%，第三年上升為正值，然后又下降，一直到第五年最低為-1.97%，接著上升，在第八年開始接近于0，城鎮(zhèn)化的波動(dòng)對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的累積效應(yīng)為負(fù)，即我國城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化有反向影響。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對(duì)來自于工業(yè)化的沖擊，開始呈現(xiàn)正的增長，第二年達(dá)到最大值5.98%，然后逐漸下降變?yōu)樨?fù)數(shù)，到最小值為-1.36%，然后漸漸上升，在第九年接近0，工業(yè)化對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的累積效應(yīng)為正，即我國的工業(yè)化在長期內(nèi)促進(jìn)了農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化。

圖2 dlngdpt、dlnut和dlnit的脈沖響應(yīng)曲線

對(duì)城鎮(zhèn)化來說，城鎮(zhèn)化對(duì)其自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，引起城鎮(zhèn)化水平的立即下降，但累積效應(yīng)為正，即城鎮(zhèn)化有自身加強(qiáng)作用。城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的沖擊，第一年城鎮(zhèn)化率增長到0.26%，第三年會(huì)下降到-0.16%，第四年又增加到0.39%，然后逐漸下降，第七年為0，最后在0附近波動(dòng)，從積累效應(yīng)來看，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化在長期內(nèi)是促進(jìn)了城鎮(zhèn)化的發(fā)展。城鎮(zhèn)化對(duì)工業(yè)化沖擊的反應(yīng)，一到五期內(nèi)，城鎮(zhèn)化在0上下波動(dòng)，五期達(dá)到最大值2.37%，然后逐漸在橫軸上方下降，最后接近于0，積累效應(yīng)為正，長期來看，工業(yè)化促進(jìn)了城鎮(zhèn)化發(fā)展。

對(duì)工業(yè)化來說，工業(yè)化對(duì)自身的沖擊反應(yīng)強(qiáng)烈，從第一期一直下降到第五期的-0.43%，然后逐漸上升，第八期接近0后，在0附近波動(dòng)，積累效應(yīng)為正，所以工業(yè)化有自身加強(qiáng)作用。工業(yè)化對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，開始下降，到第三期達(dá)到最小為-0.55%，然后逐漸上升，在第六期達(dá)到最大值0.19%，然后逐漸下降，在0附近波動(dòng)，積累效應(yīng)為負(fù)，我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對(duì)工業(yè)化的促進(jìn)作用沒有體現(xiàn)。工業(yè)化對(duì)城鎮(zhèn)化的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，開始迅速下降，第四期達(dá)到最小值-0.46%，然后逐漸上升，第八期接近于0，并維持在0附近。積累效應(yīng)為負(fù)，城鎮(zhèn)化的沖擊使工業(yè)化受到影響。

2.5 方差分解

圖3 dlngdpt、dlnut和 dlnit的方差分解曲線

表4 方差分解表

圖3和表4是上述VAR（3）模型的方差分解結(jié)果。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對(duì)來自自身當(dāng)期的偶然因素沖擊的感應(yīng)最為明顯，第一年為100%，第二年為72.7%，然后緩慢下降，第七年以后穩(wěn)定在63%的水平。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對(duì)來自城鎮(zhèn)化的偶然因素沖擊感應(yīng)較弱，1-4年幾乎沒有反應(yīng)，第4年開始緩慢增加，到第七年穩(wěn)定在7.7%的水平。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對(duì)來自工業(yè)化的偶然因素沖擊反應(yīng)較明顯，第二年上升到26.6%，第三年達(dá)到最高水平29.6%，第四年下降，最后穩(wěn)定在28%的水平。從第六年開始，方差分解結(jié)果基本穩(wěn)定，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化受自身沖擊影響最大，占農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化變化率預(yù)測(cè)誤差的63%，城鎮(zhèn)化的沖擊占7%，工業(yè)化的沖擊占28%?？梢?，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對(duì)自身預(yù)測(cè)誤差的影響最大，工業(yè)化的影響次之，而城鎮(zhèn)化的作用最小。

城鎮(zhèn)化對(duì)來自農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的偶然性沖擊的感應(yīng)是逐漸上升，到第四年達(dá)到最大值15.64%，后略有下降，并從第七年開始穩(wěn)定在14.7%，對(duì)來自自身的偶然性沖擊，開始逐漸下降，從第八年開始穩(wěn)定在75.8%。對(duì)來自工業(yè)化的沖擊逐漸上升，從第八期開始穩(wěn)定在9.4%。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對(duì)城鎮(zhèn)化的影響強(qiáng)于工業(yè)化，而城鎮(zhèn)化的自身影響最大。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和工業(yè)化對(duì)城鎮(zhèn)化的影響之和為24.1%。工業(yè)化對(duì)來自農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的偶然性沖擊也是逐漸上升，從第六年開始穩(wěn)定在10.5%左右。對(duì)來工業(yè)化的感應(yīng)逐漸上升，從第七開始穩(wěn)定在9.5%。而對(duì)自身的偶然沖擊的感應(yīng)逐漸下降，從第七年開始穩(wěn)定在80%左右。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和城鎮(zhèn)化對(duì)工業(yè)化的影響之和為20%。

3 結(jié)論

利用我國改革開放以來的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，可以得到如下基本結(jié)論：（1）農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對(duì)自身有反向作用，城鎮(zhèn)化、工業(yè)化對(duì)自身有加強(qiáng)作用。（2）農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對(duì)城鎮(zhèn)化有正向促進(jìn)作用；短期內(nèi)對(duì)工業(yè)化有負(fù)向影響，長期內(nèi)對(duì)工業(yè)化有正向促進(jìn)作用。（3）城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化有反向作用，短期內(nèi)，城鎮(zhèn)化對(duì)工業(yè)化有負(fù)向作用，長期內(nèi)有促進(jìn)作用；四是工業(yè)化對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化有促進(jìn)作用，短期內(nèi)工業(yè)化對(duì)城鎮(zhèn)化有反向作用，長期內(nèi)工業(yè)化對(duì)城鎮(zhèn)化有正向作用。

[1]西蒙·庫茲涅茨.現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長：速度、結(jié)構(gòu)與擴(kuò)展[M].北京：北京經(jīng)濟(jì)學(xué)院出版社，1991．

[2]張培剛.發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)教程[M].北京:經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社,2001.

[3]西奧多·W·舒爾茨.改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)[M].北京:商務(wù)印書館,1999.

[4]張小彬.農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展與工業(yè)化、城鎮(zhèn)化和市場(chǎng)化[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)，1995,(1).

[5]曾凡慧.試論我國的城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)持續(xù)發(fā)展的影響及未來的政策選擇[J].特區(qū)經(jīng)濟(jì)2008,(5).

[6]姜恒.中國城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響[J].長春工業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào),2010,(1).

[7]蘇發(fā)金.城鄉(xiāng)統(tǒng)籌：城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯,2011,(4).

[8]夏春萍.工業(yè)化、城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的互動(dòng)關(guān)系研究[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2010,(10).

[9]夏春萍，路萬忠.我國統(tǒng)籌工業(yè)化、城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的現(xiàn)實(shí)條件分析[J].經(jīng)濟(jì)縱橫,2010,(8).

[10]董栓成.“工業(yè)化、城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化”協(xié)調(diào)發(fā)展的定量分析——以河南省為例[J].經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊,2011,(17).