我國(guó)農(nóng)業(yè)機(jī)械化與城鎮(zhèn)化關(guān)系的協(xié)整分析

侯方安 李斯華

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我國(guó)農(nóng)業(yè)機(jī)械化與城鎮(zhèn)化關(guān)系的協(xié)整分析

侯方安 李斯華

隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長(zhǎng)，非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)的增加使農(nóng)民的主要收入來源向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變，農(nóng)民收入持續(xù)增加。一方面，由于非農(nóng)產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力價(jià)格的市場(chǎng)化無阻力傳導(dǎo)，農(nóng)民投入在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的勞動(dòng)力機(jī)會(huì)成本快速增長(zhǎng)，富裕起來的農(nóng)民擺脫繁重的手工農(nóng)作的意愿愈加強(qiáng)烈，導(dǎo)致農(nóng)村勞動(dòng)力流出農(nóng)業(yè)、轉(zhuǎn)移出農(nóng)村，直接務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力數(shù)量快速下降，形成了加快推進(jìn)的城鎮(zhèn)化過程。另一方面，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出是由土地、資本與勞動(dòng)力等要素投入水平?jīng)Q定的，無論從宏觀還是從農(nóng)戶微觀視角，為了維護(hù)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的穩(wěn)定或提高，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的減少所造成的不利影響必需由其他要素的增量投入所消除，重要途徑就是引進(jìn)具有勞動(dòng)替代作用的農(nóng)業(yè)機(jī)械化。我國(guó)在2013年已實(shí)現(xiàn)連續(xù)10年糧食增產(chǎn)的過程就一直與農(nóng)業(yè)機(jī)械化快速發(fā)展相伴隨。盡管耕地經(jīng)營(yíng)規(guī)模狹小，機(jī)械化生產(chǎn)方式已經(jīng)成為越來越多農(nóng)民的主要選擇。從發(fā)達(dá)國(guó)家和地區(qū)的實(shí)踐看，農(nóng)業(yè)機(jī)械化的發(fā)展也伴隨著城鎮(zhèn)化的整個(gè)過程?？梢?，正是由于城鎮(zhèn)化的加快發(fā)展所帶來的影響向農(nóng)村、農(nóng)業(yè)上的傳導(dǎo)構(gòu)筑了農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展的重要外生力量。那么，我國(guó)農(nóng)業(yè)機(jī)械化與城鎮(zhèn)化之間是否存在一種長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系？這種長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系也稱為“協(xié)整關(guān)系”，如果存在，就可以通過協(xié)整分析方法建立時(shí)間序列結(jié)構(gòu)模型來反映序列的運(yùn)行機(jī)制，進(jìn)一步證實(shí)城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展的影響機(jī)理，并據(jù)此探究與認(rèn)識(shí)我國(guó)農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展的基本規(guī)律，預(yù)測(cè)未來發(fā)展趨勢(shì)，為制定相應(yīng)的農(nóng)業(yè)機(jī)械化促進(jìn)政策提供理論借鑒。

一、理論與方法描述

在傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)研究中，經(jīng)典回歸模型已經(jīng)成為常見的方法和工具，但這類模型都是建立在穩(wěn)定數(shù)據(jù)變量基礎(chǔ)上的，對(duì)于非穩(wěn)定變量，則不能使用經(jīng)典回歸模型，否則容易出現(xiàn)虛假回歸等問題。實(shí)際上，社會(huì)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象中存在的數(shù)據(jù)變量往往不滿足上述的條件，特別是對(duì)于時(shí)間序列數(shù)據(jù)。當(dāng)變量屬于非平穩(wěn)過程時(shí)，要由經(jīng)濟(jì)變量間的統(tǒng)計(jì)關(guān)系推斷它們之間是否存在因果關(guān)系是相當(dāng)困難的，恩格爾(Engle)和格蘭杰(Granger)提出了協(xié)整(Co-integration)理論和誤差修正模型(Error Correction Mechanism，ECM)，將影響變化的因素有效地分解成長(zhǎng)期靜態(tài)關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系之和，并運(yùn)用格蘭杰定理證明了協(xié)整關(guān)系與誤差修正模型之間的關(guān)系，指出若干個(gè)一階非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)變量間若存在協(xié)整關(guān)系，那么這些變量一定存在誤差修正模型表達(dá)式，反之也成立。

協(xié)整理論的提出為在兩個(gè)或者多個(gè)非平穩(wěn)變量間尋找均衡關(guān)系，以及應(yīng)用存在協(xié)整關(guān)系的變量建立誤差修正模型進(jìn)行預(yù)測(cè)奠定了理論基礎(chǔ)，其基本思想在于，盡管兩個(gè)或兩個(gè)以上的變量序列為非平穩(wěn)序列，但它們的某種線性組合卻可能呈現(xiàn)穩(wěn)定性，則變量之間便存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。如果兩個(gè)變量都是單整變量，只有當(dāng)它們的單整階數(shù)相同時(shí)才可能協(xié)整。滿足協(xié)整的經(jīng)濟(jì)變量之間不可能相互分離太遠(yuǎn)，一次沖擊只能使它們短期內(nèi)偏離均衡位置，在長(zhǎng)期中會(huì)自動(dòng)恢復(fù)到均衡位置，因此，協(xié)整分析的意義在于揭示變量之間是否存在一種長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

二、變量與數(shù)據(jù)的選取

本文選取的變量是我國(guó)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平(Agricultural Mechanization，MECH)和城鎮(zhèn)化率(Urbanization，URBAN)，使用1978—2013年農(nóng)作物耕種收綜合機(jī)械化水平和城鎮(zhèn)化率的年度時(shí)間序列數(shù)據(jù)，來源《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《全國(guó)農(nóng)業(yè)機(jī)械化統(tǒng)計(jì)年報(bào)》。按照國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的統(tǒng)計(jì)口徑，城鎮(zhèn)化率是指城鎮(zhèn)常住人口占全部人口的比重，在城里面居住6個(gè)月以上的，包括一次性居住6個(gè)月，或者是一年之內(nèi)居住過6個(gè)月以上的人口，均被統(tǒng)計(jì)為常住人口。農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平和城鎮(zhèn)化率的時(shí)間變化趨勢(shì)如圖1所示。在農(nóng)業(yè)機(jī)械化統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中，由于統(tǒng)計(jì)口徑調(diào)整的原因，耕地機(jī)械化水平在2000年有一個(gè)突變，本文在模型構(gòu)建與估計(jì)中將設(shè)置虛擬變量予以剔除這種人為因素造成的影響。

圖1 我國(guó)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平與城鎮(zhèn)化率變化趨勢(shì)圖(1978—2013年)

三、實(shí)證分析與檢驗(yàn)

1．時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

所有變量d階單整是變量之間存在協(xié)整關(guān)系的前提。對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)的最普遍方法為ADF檢驗(yàn)(Augmented Dickey-Fuller Test，ADF)，根據(jù)是否包含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，其模型有3種。原假設(shè)為H0：θ=0，即：對(duì)于給定的顯著性水平，若H0成立，則說明序列存在一個(gè)單位根(非平穩(wěn))。對(duì)于非平穩(wěn)序列，對(duì)其進(jìn)行差分處理，若變量d階差分是平穩(wěn)的，則稱此變量為d階單整，即I(d)。

從對(duì)圖1可以得知，MECH和URBAN均是非平穩(wěn)時(shí)間序列。運(yùn)行Eviews7.2軟件，對(duì)變量MECHt和URBANt的ADF檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

如表1所示，二者均為非平穩(wěn)序列，且其一階差分在1%和10%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，因此，MECHt和URBANt均存在單位根，且是一階單整，即I(1)。

2．協(xié)整檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)表明，MECHt和URBANt均為I(1)，即一階單整，因此，可進(jìn)一步驗(yàn)證二者是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系——協(xié)整。這里利用EG(Engle-Granger)檢驗(yàn)對(duì)兩個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。針對(duì)變量建立回歸模型如式1。

MECHt=β0+β1URBANt+μt

(1)

以式(1)估計(jì)模型參數(shù)，得到殘差序列et，然后對(duì)其做平穩(wěn)性檢驗(yàn)，若殘差是平穩(wěn)的或趨勢(shì)平穩(wěn)的，則認(rèn)為MECHt和URBANt之間存在(1，1)階協(xié)整關(guān)系。利用DOLS方法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)得到式2。

MECHt=-0.947+1.089URBANt+et

(2)

(3.855) (0.141)

R2=0.893，SE=3.873，DW=0.244。

對(duì)式2殘差et作ADF檢驗(yàn)如表2。從表2看出，et為穩(wěn)定序列I(0)，說明序列MECHt和URBANt之間具有協(xié)整關(guān)系，即我國(guó)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平與城鎮(zhèn)化率之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

表1 MECHt和URBANt的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

注：Δ表示一階差分。在檢驗(yàn)類型中，C、T、K分別代表檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭泻谐?shù)項(xiàng)、趨勢(shì)變量、滯后階數(shù)；*為對(duì)應(yīng)變量的ADF統(tǒng)計(jì)量在5%和10%的顯著水平上顯著

表2 MECHt和URBANt的回歸方程殘差項(xiàng)的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

注：C、T、K分別代表檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭泻谐?shù)項(xiàng)、趨勢(shì)變量、滯后階數(shù)；*表示對(duì)應(yīng)變量的ADF統(tǒng)計(jì)量在5%的顯著水平上顯著

3．格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果只是反映了農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平與城鎮(zhèn)化率之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但是這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還有待進(jìn)一步驗(yàn)證。這里采用格蘭杰檢驗(yàn)對(duì)這一關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，其基本思想是當(dāng)變量MECHt和URBANt之間存在因果關(guān)系時(shí)，它們?cè)跁r(shí)間上應(yīng)該具有先導(dǎo)和滯后的關(guān)系，作為原因的變量的變化要先于作為結(jié)果的變量的變化。如果URBANt的變化發(fā)生在MECHt的變化之前，而且URBANt的滯后值對(duì)于當(dāng)期的MECHt是有幫助的，則稱URBANt能Granger引起MECHt，或URBANt是MECHt的Granger原因。為此，構(gòu)造回歸模型如式(3)。

(3)

式中：p——滯后期長(zhǎng)度；μit——白噪聲，i=1，2，μ1t與URBANt -1，URBANt -2，…，以及μ2t與MECHt -1，MECHt -2，…均不相關(guān)。

利用模型(3)分別檢驗(yàn)如下兩個(gè)原假設(shè)：

H0URBAN：β1j=0(j=1，2，…，p)(即：URBANt不是MECHt的Granger原因)；

H0MECH：α2j=0(j=1，2，…，p)(即：MECHt不是URBANt的Granger原因)。

Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)于滯后期長(zhǎng)度的選擇有時(shí)很敏感，不同的滯后期可能會(huì)得到完全不同的檢驗(yàn)結(jié)果，因此，本文采用LM檢驗(yàn)進(jìn)行模型中隨機(jī)干擾項(xiàng)不存在序列關(guān)的滯后期的檢驗(yàn)，確定當(dāng)滯后期為5時(shí)，已不存在一階序列相關(guān)，且記憶性較好。檢驗(yàn)結(jié)果如表3。

表3 MECHt和URBANt的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，城鎮(zhèn)化是農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展的Granger原因，而農(nóng)業(yè)機(jī)械化不是城鎮(zhèn)化的Granger原因，兩者之間不存在顯著的互饋關(guān)系。說明城鎮(zhèn)化對(duì)于農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的提高具有明顯的推動(dòng)作用，這樣一個(gè)結(jié)果也驗(yàn)證了導(dǎo)言中討論過的理論分析。

4．誤差修正模型的估計(jì)

即使兩個(gè)變量之間有長(zhǎng)期均衡關(guān)系，在短期內(nèi)也會(huì)出現(xiàn)失衡(例如政策突變等外部沖擊的影響)，此時(shí)，可以用ECM模型來對(duì)這種短期失衡加以糾正。利用差分序列ΔMECHt關(guān)于ΔURBANt和前期誤差序列ECMt -1進(jìn)行OLS回歸，構(gòu)建ECM模型一般形式(4)。采用OLS方法直接對(duì)ECM回歸模型(4)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，結(jié)果見式(5)。

ΔMECHt=β0+β1ΔURBANt+β2ΔMECHt -1+γECMt -1+vt

(4)

ΔMECHt=0.491ΔURBANt+0.501ΔMECHt -1-0.164ECMt -1+vt

(5)

(0.286) (0.154) (0.075)

R2=0.285，SE=1.569，DW=2.352。

在進(jìn)行預(yù)測(cè)之前，對(duì)以上計(jì)算結(jié)果進(jìn)行簡(jiǎn)要分析，進(jìn)一步了解農(nóng)業(yè)機(jī)械化與城鎮(zhèn)化發(fā)展中的協(xié)同變化機(jī)制。公式2可以看作是農(nóng)業(yè)機(jī)械化伴隨著城鎮(zhèn)化發(fā)展的長(zhǎng)期均衡發(fā)展關(guān)系，而公式5則表示了農(nóng)業(yè)機(jī)械化在城鎮(zhèn)化中的短期波動(dòng)調(diào)整機(jī)制。從估計(jì)結(jié)果看，在長(zhǎng)期內(nèi)，城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械化的影響系數(shù)為1.09，即城鎮(zhèn)化率增加一個(gè)單位(百分點(diǎn))農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平將提高1.09個(gè)單位(百分點(diǎn))。

但是，農(nóng)業(yè)機(jī)械化對(duì)當(dāng)期城鎮(zhèn)化變化的反應(yīng)是滯后的，從誤差修正模型5的估計(jì)結(jié)果看，ΔURBANt的系數(shù)為0.49且影響顯著就說明這一點(diǎn)，即在短期內(nèi)，城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械化的影響是有限的，很可能存在著這樣一種機(jī)制，即當(dāng)期農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移出農(nóng)業(yè)、農(nóng)村后對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械化的影響有一個(gè)調(diào)整適應(yīng)期，另外農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平受到自身前一期水平的影響也很大，這與農(nóng)業(yè)機(jī)械化的技術(shù)特性有關(guān)，農(nóng)民一旦購買了農(nóng)業(yè)機(jī)械就很少有理由不再使用。誤差修正模型5中ECMt -1系數(shù)的結(jié)果還顯示這兩個(gè)變量的上一年的差異有收緊趨勢(shì)，即按照16.38%的比例向均衡點(diǎn)拉近。總體上看，當(dāng)期城鎮(zhèn)化率的變化并不會(huì)很快反映在當(dāng)期農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的變化上，而是主要反映在長(zhǎng)期趨勢(shì)上，與前面討論過的農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展機(jī)制比較，這樣一個(gè)結(jié)果符合理論預(yù)期。因此，可以認(rèn)為來自城鎮(zhèn)化發(fā)展的長(zhǎng)期影響傳導(dǎo)到農(nóng)業(yè)機(jī)械化并賦予了其外生增長(zhǎng)的力量。

四、預(yù)測(cè)

城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，意味著可以用一個(gè)變量來更好地預(yù)測(cè)另一個(gè)變量，這里從社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的總需求角度通過城鎮(zhèn)化率的變化預(yù)測(cè)未來的農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平，這種預(yù)測(cè)比僅僅考慮農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的滯后值所做出的預(yù)測(cè)更準(zhǔn)確。

1．城鎮(zhèn)化發(fā)展水平預(yù)測(cè)

對(duì)變量城鎮(zhèn)化率進(jìn)行預(yù)測(cè)，可以對(duì)一些政策變量進(jìn)行初步判斷，通過建模進(jìn)行預(yù)測(cè)，但再精確的模型都有誤差，這里選取兩種方法來獲取2014—2020年的城鎮(zhèn)化率數(shù)據(jù)：通過經(jīng)驗(yàn)分析獲得政府與社會(huì)公開認(rèn)同的一些預(yù)測(cè)數(shù)據(jù)；運(yùn)用ARIMA模型預(yù)測(cè)2014—2020年的城鎮(zhèn)化率數(shù)據(jù)，對(duì)二者比較后分別用來預(yù)測(cè)農(nóng)業(yè)機(jī)械化未來發(fā)展趨勢(shì)。對(duì)于第一種方法，從公開的政府與部門的信息看，對(duì)未來我國(guó)城鎮(zhèn)化發(fā)展的速度均予以積極評(píng)估，但估計(jì)結(jié)果有很多種，考慮到數(shù)據(jù)的權(quán)威性，將我國(guó)城鎮(zhèn)化率在2020年達(dá)到60.00%作為采用數(shù)據(jù)，稱為社會(huì)估計(jì)值，并設(shè)定2014—2020年按均速增長(zhǎng)。

下面來分析第二種方法。建立ARIMA模型的一般形式(6)。

URBANt=c+φ0TREND+φ1URBANt -1+… +φpURBANt -p+θ1εt -1+…+θqεt -q+εt

(6)

已知URBANt為一階單整時(shí)間序列數(shù)據(jù)，從樣本自相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)可知，應(yīng)建立AR(2)模型，分別嘗試含有常數(shù)項(xiàng)C和趨勢(shì)項(xiàng)TREND的三種模型形式，經(jīng)檢驗(yàn)，得到估計(jì)方程(7)。

URBANt=1.479TREND+1.463AR(1)-0.495AR(2)+μt

(7)

(0.058) (0.144) (0.137)

R2=0.999，SE=0.286，DW=2.204，AIC=0.415，SC=0.550。

從估計(jì)結(jié)果看，滯后多項(xiàng)式的倒數(shù)根(Inverted AR Roots)落入了單位圓內(nèi)，滿足過程平穩(wěn)的基本要求，殘差項(xiàng)也滿足白噪聲要求。因此，這里采用該模型對(duì)未來城鎮(zhèn)化率進(jìn)行預(yù)測(cè)，預(yù)測(cè)結(jié)果見表4。

表4 2014—2020年我國(guó)城鎮(zhèn)化率預(yù)測(cè)結(jié)果

2．農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展水平預(yù)測(cè)

根據(jù)以上的估計(jì)，現(xiàn)在利用誤差修正模型來預(yù)測(cè)2014—2020年農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展水平，已知的2012年和2013年數(shù)據(jù)作為評(píng)估預(yù)測(cè)誤差的基數(shù)。

首先，利用協(xié)整關(guān)系式(2)來計(jì)算2013年關(guān)于長(zhǎng)期均衡點(diǎn)的偏差ECM2013；再者，運(yùn)算誤差修正模型估計(jì)方程(5)，預(yù)測(cè)2014年的短期波動(dòng)ΔMECH2014，MECH2013與ΔMECH2014相加就得出2014年預(yù)測(cè)值；以此類推，可計(jì)計(jì)算出其他年份的預(yù)測(cè)值，結(jié)果見表5。另外，以便與前兩種方法進(jìn)行對(duì)比，表5列出了農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的ARIMA模型的預(yù)測(cè)值，其估計(jì)方程如式(8)。

MECHt=-5.246+1.774TREND+1.541AR(1)-0.616AR(2)+7.086ID2000+μt

(8)

(9.850) (0.369) (0.141) (0.146) (0.664)

R2=0.996，SE=0.748，F(xiàn)=1940.837，DW=2.036，AIC=

2.393，SC=2.617。

式中：ID2000——2000年統(tǒng)計(jì)口徑調(diào)整的虛擬變量。

表5 2014—2020年我國(guó)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平預(yù)測(cè)結(jié)果

根據(jù)已公開的統(tǒng)計(jì)可知，2012年和2013年我國(guó)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平為57.17%和59.48%，據(jù)此進(jìn)行預(yù)測(cè)誤差分析。從農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的ARIMA估計(jì)結(jié)果看，其預(yù)測(cè)誤差-0.39%和-1.14%；按照ARIMA估計(jì)的城鎮(zhèn)化率計(jì)算的結(jié)果，預(yù)測(cè)誤差為-1.82%和-1.19%；根據(jù)社會(huì)估計(jì)值得出的城鎮(zhèn)化率的預(yù)測(cè)結(jié)果，預(yù)測(cè)誤差是-0.76%和-3.55%，三者差異較小。結(jié)合本節(jié)開始時(shí)的討論，這里采納第二個(gè)估計(jì)結(jié)果67.45%作為我國(guó)2020年農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的預(yù)測(cè)值。

五、結(jié)論

我國(guó)農(nóng)業(yè)機(jī)械化與城鎮(zhèn)化之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，在長(zhǎng)期內(nèi)，城鎮(zhèn)化率增加一個(gè)單位(百分點(diǎn))農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平將提高1.09個(gè)單位(百分點(diǎn))，我國(guó)加快推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程將有利于農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展。但是，農(nóng)業(yè)機(jī)械化對(duì)當(dāng)期城鎮(zhèn)化的推進(jìn)反應(yīng)是滯后的，即當(dāng)期的城鎮(zhèn)化率的變化并不會(huì)很快反映在當(dāng)期的農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平變化上，而是反映在長(zhǎng)期趨勢(shì)上。鑒于城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)機(jī)械化的長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，本文從社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的總需求角度通過城鎮(zhèn)化率的變化預(yù)測(cè)了農(nóng)業(yè)機(jī)械化未來發(fā)展的水平，即到2020年我國(guó)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平將達(dá)到67.45%。

(侯方安，農(nóng)業(yè)部農(nóng)業(yè)機(jī)械試驗(yàn)鑒定總站；李斯華，農(nóng)業(yè)部農(nóng)業(yè)機(jī)械化管理司；論文來源：《中國(guó)農(nóng)機(jī)化學(xué)報(bào)》，2015年第2期)