基于VAR模型的湖北省水產(chǎn)養(yǎng)殖面積與漁民收入增長(zhǎng)的實(shí)證研究

張憶君,馬 駿

(1.河海大學(xué) 商學(xué)院,江蘇 南京 210098；2.南京大學(xué) 理論經(jīng)濟(jì)學(xué)博士后流動(dòng)站,江蘇 南京 210093)

?

基于VAR模型的湖北省水產(chǎn)養(yǎng)殖面積與漁民收入增長(zhǎng)的實(shí)證研究

張憶君1,馬 駿2*

(1.河海大學(xué) 商學(xué)院,江蘇 南京 210098；2.南京大學(xué) 理論經(jīng)濟(jì)學(xué)博士后流動(dòng)站,江蘇 南京 210093)

運(yùn)用VAR模型，通過(guò)變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)的方法，對(duì)湖北省1990～2014年水產(chǎn)養(yǎng)殖面積與漁民人均收入之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系及格蘭杰因果關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。研究結(jié)果表明：湖北省水產(chǎn)養(yǎng)殖面積與漁民收入之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，從長(zhǎng)期來(lái)看,水產(chǎn)養(yǎng)殖面積的增加會(huì)促進(jìn)漁民收入的增加；在短期內(nèi)池塘養(yǎng)殖面積、河溝養(yǎng)殖面積的增加對(duì)促進(jìn)漁民收入增加作用明顯，而增加湖泊養(yǎng)殖面積、水庫(kù)養(yǎng)殖面積對(duì)促進(jìn)漁民收入增加的作用不明顯，且漁民收入的增加在一定程度上又能促進(jìn)水庫(kù)養(yǎng)殖面積的增加。

水產(chǎn)養(yǎng)殖面積；漁民人均純收入；VAR模型

0　引言

湖北省地處長(zhǎng)江中游,境內(nèi)江河縱橫,水產(chǎn)資源豐富,淡水產(chǎn)品總產(chǎn)量多年來(lái)一直居全國(guó)第一,水產(chǎn)品產(chǎn)量占全國(guó)的五分之一，是名副其實(shí)的水產(chǎn)大省。全省水域總面積166.67萬(wàn)hm2，宜養(yǎng)水面90.67萬(wàn)hm2，其中湖泊養(yǎng)殖、池塘養(yǎng)殖、水庫(kù)及河溝養(yǎng)殖面積各約占三分之一。過(guò)去的幾十年，湖北省依靠得天獨(dú)厚的資源優(yōu)勢(shì)，漁業(yè)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展。1978年湖北省水產(chǎn)養(yǎng)殖面積僅6 hm2，水產(chǎn)品產(chǎn)量?jī)H11萬(wàn)t，漁業(yè)總產(chǎn)值占大農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值份額不到1%，千湖大省一度出現(xiàn)吃魚難的問(wèn)題。截至2014年年底，湖北省水產(chǎn)養(yǎng)殖面積增加到68.8萬(wàn)hm2，水產(chǎn)品總產(chǎn)量達(dá)到433.3萬(wàn)t，漁業(yè)經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值1948.8億元，漁民人均年純收入13559.8元。雖然湖北省是名副其實(shí)的水產(chǎn)大省,但并非水產(chǎn)強(qiáng)省。在湖北省淡水漁業(yè)快速發(fā)展的同時(shí)也存在著漁業(yè)經(jīng)濟(jì)效益落后,漁民收入增長(zhǎng)速度緩慢,落后于國(guó)家平均水平等劣勢(shì)。在這一背景下，研究湖北省漁民收入與水產(chǎn)養(yǎng)殖面積關(guān)系，可為增加漁民收入、提高漁民生活水平提供一些借鑒。

漁業(yè)是國(guó)民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，又是“三農(nóng)”的組成部分。近年來(lái)，眾多學(xué)者在如何增加漁民純收入以提高漁民生活水平方面進(jìn)行了研究。許罕多等(2011)[1]利用中國(guó)沿海各省(市)1998～2007年的面板數(shù)據(jù)對(duì)影響我國(guó)漁民收入的因素進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果表明，就全部沿海省(市)而言，水產(chǎn)品價(jià)格、海洋捕撈產(chǎn)量、稅收負(fù)擔(dān)和受教育水平是影響中國(guó)漁民收入的因素，但不同的省(市)，各個(gè)影響因素的顯著水平不同。同春芬等(2013)[2]將漁民收入結(jié)構(gòu)分為經(jīng)營(yíng)性收入、工資性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入，并利用回歸模型探究了漁業(yè)產(chǎn)業(yè)整體發(fā)展?fàn)顩r對(duì)漁民收入的影響，結(jié)論顯示漁業(yè)其實(shí)并不是完全純粹的第一產(chǎn)業(yè)，只有漁業(yè)的第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)齊頭并進(jìn)，并且重點(diǎn)發(fā)展?jié)O業(yè)第二、第三產(chǎn)業(yè)，才能真正有利于漁業(yè)整體的發(fā)展，從而改善漁民的實(shí)際收入結(jié)構(gòu)。趙景輝等(2011)[3]對(duì)2001～2009年我國(guó)漁民收入現(xiàn)狀進(jìn)行分析得出，漁民的收入主要來(lái)源于經(jīng)營(yíng)性收入，生產(chǎn)資料漲價(jià)、漁業(yè)稅費(fèi)減免不力、塘租等相關(guān)費(fèi)用的提高以及漁業(yè)風(fēng)險(xiǎn)等都是漁民增收放緩的原因。趙珍(2010)[4]通過(guò)對(duì)漁民收入現(xiàn)狀進(jìn)行分析，在界定商業(yè)漁業(yè)和生計(jì)漁業(yè)的基礎(chǔ)上，提出了通過(guò)發(fā)展商業(yè)漁業(yè)提高漁民收入。曹蕾蕾等(2010)[5]應(yīng)用線性回歸模型，結(jié)合1995～2008年中國(guó)東部12省農(nóng)林牧漁產(chǎn)值及所占比重等數(shù)據(jù)，分析了漁民收入對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的促進(jìn)作用，研究結(jié)論表明調(diào)整漁業(yè)機(jī)構(gòu)、增加漁業(yè)科技資金投入、推進(jìn)漁業(yè)經(jīng)營(yíng)體制創(chuàng)新可增加漁民收入，從而改善漁民生活水平。李嬌(2011)[6]從分析新世紀(jì)漁民收入增長(zhǎng)的形勢(shì)出發(fā)，進(jìn)而從漁業(yè)內(nèi)部因素和外部因素2個(gè)角度剖析了制約漁民收入增長(zhǎng)的原因，并提出了相應(yīng)的建議。

1　模型構(gòu)建與指標(biāo)選取

1.1VAR模型

向量自回歸(Vector Autoregression,VAR)模型是由克里斯托弗·西姆斯(Christopher Sims)提出的一個(gè)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。它在結(jié)合統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，采用多方程聯(lián)立的形式，把系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值來(lái)構(gòu)造模型，由此將單變量自回歸模型推廣至多元時(shí)間序列變量組成的向量自回歸模型。VAR模型表達(dá)式可表示為：

yt=a1yt-1+k+apyt-p+βxt+γt,t=1,2,k,T

其中，yt為n維內(nèi)生向量，xt為m維外生向量，γt為i維隨機(jī)誤差向量，α，β是系數(shù)矩陣，p是滯后階數(shù)，k是樣本個(gè)數(shù)。

1.2指標(biāo)選取

本文參照《中國(guó)漁業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》將湖北省水產(chǎn)養(yǎng)殖面積按地域性分為4個(gè)指標(biāo)，分別是池塘Ct、湖泊Pt、水庫(kù)St、河溝Ht。選取漁民人均純收入In作為衡量漁民收入增長(zhǎng)的指標(biāo)。本文所用到的數(shù)據(jù)均來(lái)自1990～2014年《中國(guó)漁業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《湖北省統(tǒng)計(jì)年鑒》。

在進(jìn)行實(shí)證分析之前，需對(duì)文中時(shí)間序列變量進(jìn)行自然對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換以消除異方差的影響。取對(duì)數(shù)前的變量：漁民人均純收入In、池塘Ct、湖泊Pt、水庫(kù)St、河溝Ht；取對(duì)數(shù)后的變量：ln(In)、ln(Ct)、ln(Pt)、ln(St)、ln(Ht)。本文分析的結(jié)果均通過(guò)Eviews 7.2軟件計(jì)算得出。

2　實(shí)證分析

本文依據(jù)上述4個(gè)指標(biāo)對(duì)漁民收入增長(zhǎng)與水產(chǎn)養(yǎng)殖面積關(guān)系進(jìn)行了研究。研究思路如下：(1)VAR模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)；(2)ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)；(3)協(xié)整分析；(4)格蘭杰因果檢驗(yàn)。

2.1VAR模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)

本文依據(jù)上述4個(gè)系統(tǒng)變量建立無(wú)約束且滯后期為P的VAR模型，依據(jù)PLR、FPE、AIC、SC和HQ等準(zhǔn)則確定VAR模型的滯后期P。由表1分析可知，在5個(gè)評(píng)價(jià)指標(biāo)中有3個(gè)認(rèn)為應(yīng)該建立VAR(3)模型，所以最優(yōu)滯后期為3。

表1　VAR模型滯后期

注：帶*的即為各標(biāo)準(zhǔn)所確定的最優(yōu)滯后階數(shù)。

2.2ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文選取常用的ADF檢驗(yàn)對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，其目的在于避免時(shí)間序列的“偽回歸”現(xiàn)象并測(cè)度變量的平穩(wěn)性水平。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示，ln(In)、ln(Ct)、ln(Pt)、ln(St)、ln(Ht)的ADF值均大于其對(duì)應(yīng)的5%臨界值，即變量為非平穩(wěn)。對(duì)所有變量取一階差分,即△ln(In)、△ln(Ct)、△ln(Pt)、△ln(St)、△ln(Ht)后的ADF值均小于其對(duì)應(yīng)的5%臨界值，且概率P值小于0.1，表明所有變量的一階差分都通過(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，為一階單整。

2.3協(xié)整檢驗(yàn)

上述ADF檢驗(yàn)結(jié)果表明ln(In)、ln(Gt)、ln(Bt)、ln(Zt)、ln(St)都服從I(1)，據(jù)此可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)(表3)。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果通過(guò)計(jì)算跡統(tǒng)計(jì)量(Trace)值和最大特征值(Maximum Eigenvalue)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)來(lái)進(jìn)行判定。若統(tǒng)計(jì)量值大于臨界值，P值大于5%置信水平，則接受原假設(shè)，表明變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系；否則拒絕原假設(shè)，變量之間不存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

表2　ADF檢驗(yàn)結(jié)果

表3　Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

在5%置信水平下，跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)至多存在4個(gè)協(xié)整關(guān)系下都有跡統(tǒng)計(jì)值(0.397402)小于5%臨界值(3.841466),且P值(0.5284)大于0.05，接受原假設(shè)，變量之間存在協(xié)整關(guān)系。2個(gè)統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果都表明水產(chǎn)養(yǎng)殖面積與漁民人均收入之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

2.4格蘭杰因果檢驗(yàn)

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明：湖北省水產(chǎn)養(yǎng)殖面積與漁民人均收入之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但無(wú)法確定變量之間的因果關(guān)系及因果關(guān)系的方向，所以在脈沖響應(yīng)分析之前需進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，根據(jù)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果判斷各變量之間的因果關(guān)系及其方向[7]。就脈沖響應(yīng)分析而言，Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果可以說(shuō)明對(duì)于目標(biāo)變量來(lái)說(shuō)，某些內(nèi)生變量能否判定作為外生變量。在10%置信水平下，P值表示接受原假設(shè)的概率，當(dāng)P值大于0.1時(shí)，接受原假設(shè)，否則拒絕原假設(shè)。Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果見表4。

表4　Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明：池塘養(yǎng)殖面積和水庫(kù)養(yǎng)殖面積不是漁民人均純收入的格蘭杰因，但漁民人均純收入是池塘養(yǎng)殖面積和水庫(kù)養(yǎng)殖面積的格蘭杰因；湖泊養(yǎng)殖面積和河溝養(yǎng)殖面積為漁民人均純收入的單向格蘭杰因。這表明池塘養(yǎng)殖面積和水庫(kù)養(yǎng)殖面積對(duì)促進(jìn)漁民收入的作用不明顯，湖泊養(yǎng)殖面積和河溝養(yǎng)殖面積對(duì)漁民收入增加的作用相對(duì)明顯，且漁民收入增加又會(huì)促進(jìn)池塘養(yǎng)殖面積和水庫(kù)養(yǎng)殖面積的增加。

2.5脈沖響應(yīng)分析

在實(shí)際應(yīng)用中，由于VAR模型是一種非理論性的模型，它無(wú)需對(duì)變量作任何先驗(yàn)性約束，因此在分析VAR模型時(shí)，往往不分析一個(gè)變量的變化對(duì)另一個(gè)變量的影響，而是分析當(dāng)一個(gè)誤差項(xiàng)發(fā)生變化，或者說(shuō)模型受到某種沖擊時(shí)對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響，這種分析方法便是脈沖響應(yīng)分析方法的基本思想[8]。

本文采用廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)，這是一種不依賴于VAR模型中變量順序的方法。圖1是基于VAR模型的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，橫軸表示沖擊作用的滯后期數(shù)，縱軸表示某一變量對(duì)另一變量的響應(yīng)程度，實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的偏離帶，本文選取滯后區(qū)間為0～10。

圖1　各變量一單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)圖

2.5.1漁民收入的脈沖響應(yīng)分析從圖1第1行來(lái)看，當(dāng)?shù)?期給漁民收入一個(gè)正向沖擊會(huì)對(duì)漁民收入有正向效應(yīng)，但會(huì)一直下降，直至第6期以后，正向效應(yīng)逐漸變小或者無(wú)效應(yīng)，這表明漁民收入來(lái)自于自身的沖擊，短期有效應(yīng)，長(zhǎng)期效應(yīng)不顯著；對(duì)于漁民收入來(lái)自池塘養(yǎng)殖面積、河溝養(yǎng)殖面積方面的影響反應(yīng)來(lái)看，第1期開始就產(chǎn)生正效應(yīng)，且正向效應(yīng)有增大趨勢(shì)，到第5期才逐漸平緩穩(wěn)定，這表明池塘養(yǎng)殖面積、河溝養(yǎng)殖面積對(duì)漁民收入有正的沖擊；對(duì)于漁民收入來(lái)自湖泊養(yǎng)殖面積的反應(yīng)來(lái)看，湖泊養(yǎng)殖面積的一個(gè)正向沖擊對(duì)漁民收入有輕微負(fù)向效應(yīng)，但這種負(fù)向效應(yīng)在逐漸減小直至第5期變?yōu)槲⑷跽?yīng)，這表明湖泊養(yǎng)殖面積對(duì)漁民收入影響作用不大；對(duì)于漁民收入來(lái)自水庫(kù)養(yǎng)殖面積的反應(yīng)來(lái)看，第2期開始產(chǎn)生正向效應(yīng)，但這種正向效應(yīng)較小且在第7期減至為負(fù)，這表明水庫(kù)養(yǎng)殖面積對(duì)漁民收入在短期內(nèi)促進(jìn)作用不明顯。

2.5.2池塘養(yǎng)殖面積的脈沖響應(yīng)從圖1第2行來(lái)看，當(dāng)?shù)?期給池塘養(yǎng)殖面積一個(gè)來(lái)自漁民收入的正向沖擊后，池塘養(yǎng)殖面積第3期才開始有極其微弱的正向反應(yīng)，這表明漁民收入增加會(huì)促進(jìn)池塘養(yǎng)殖面積的增加，但增加程度較小。

2.5.3河溝養(yǎng)殖面積的脈沖響應(yīng)從圖1第3行來(lái)看，當(dāng)期給河溝養(yǎng)殖面積一個(gè)來(lái)自漁民收入的正向沖擊后，河溝養(yǎng)殖面積幾乎無(wú)反應(yīng)，直至第8期才開始有微弱的正效應(yīng)，這表明漁民收入增加不會(huì)促進(jìn)河溝養(yǎng)殖面積的增加。

2.5.4湖泊養(yǎng)殖面積的脈沖響應(yīng)從圖1第4行來(lái)看，當(dāng)期給湖泊養(yǎng)殖面積一個(gè)來(lái)自漁民收入的正向沖擊后，湖泊養(yǎng)殖面積開始表現(xiàn)為無(wú)效應(yīng)，第7期以后表現(xiàn)為微弱正效應(yīng)，這說(shuō)明漁民收入增加短期內(nèi)不會(huì)促進(jìn)湖泊養(yǎng)殖面積的增加。

2.5.5水庫(kù)養(yǎng)殖面積的脈沖響應(yīng)從圖1第5行來(lái)看，當(dāng)期給河溝養(yǎng)殖面積一個(gè)來(lái)自漁民收入的正向沖擊后，水庫(kù)養(yǎng)殖面積在第6期出現(xiàn)波動(dòng)的正向效應(yīng)，第7期以后變?yōu)闊o(wú)效應(yīng)，這表明漁民收入增加在短期內(nèi)會(huì)促進(jìn)水庫(kù)養(yǎng)殖面積的增加。

3　結(jié)論

通過(guò)建立VAR模型，對(duì)湖北省水產(chǎn)養(yǎng)殖面積和漁民收入的關(guān)系進(jìn)行了定量分析，結(jié)果如下。

(1)通過(guò)ADF單位根檢驗(yàn)和Johansen協(xié)整檢驗(yàn)可知，湖北省水產(chǎn)養(yǎng)殖面積和漁民收入之間存在長(zhǎng)期均衡的關(guān)系。

(2)由Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果可知，從長(zhǎng)期來(lái)看，池塘養(yǎng)殖面積和水庫(kù)養(yǎng)殖面積的增加，對(duì)促進(jìn)漁民收入的作用不明顯，湖泊養(yǎng)殖面積和河溝養(yǎng)殖面積對(duì)漁民收入增加的作用相對(duì)明顯，且漁民收入增加又會(huì)促進(jìn)池塘養(yǎng)殖面積和水庫(kù)養(yǎng)殖面積的增加。

(3)通過(guò)脈沖響應(yīng)分析可知，在短期內(nèi)池塘養(yǎng)殖面積、河溝養(yǎng)殖面積對(duì)促進(jìn)漁民收入增長(zhǎng)的作用較為明顯，而湖泊養(yǎng)殖面積和水庫(kù)養(yǎng)殖面積的促進(jìn)作用較小。當(dāng)漁民收入增加后，又會(huì)促進(jìn)水庫(kù)養(yǎng)殖面積的增加。

[1] 許罕多，吳飛飛.中國(guó)漁民收入影響因素分析——基于中國(guó)沿海各省(市)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].中國(guó)海洋大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版,2011(2):19-23.

[2] 同春芬，黃藝，張曦.中國(guó)漁民收入結(jié)構(gòu)的影響因素分析[J].中國(guó)人口科學(xué)，2013(4)：73-81.

[3] 趙景輝,楊子江,曾省存,等.我國(guó)漁民增收機(jī)制探討[J].中國(guó)漁業(yè)經(jīng)濟(jì),2011(6):107-113.

[4] 趙珍.商業(yè)視角下提高漁民收入的思考[J].中國(guó)漁業(yè)經(jīng)濟(jì)，2010(4):122-127.

[5] 曹蕾蕾，楊寧生.中國(guó)東部地區(qū)漁民收入對(duì)農(nóng)民收入的影響分析[J].湖南農(nóng)業(yè)科學(xué)，2010(5):148-151.

[6] 李嬌．我國(guó)漁民增收滯后的原因及對(duì)策探討[J].中國(guó)漁業(yè)經(jīng)濟(jì)，2011(2):29-37.

[7] 張峰,蔣婷.碳排放與出口貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系研究：對(duì)山東省1984～2008年數(shù)據(jù)的計(jì)量分析[J].生態(tài)經(jīng)濟(jì),2011(2):61-64.

[8] 姚玲珍，韓國(guó)棟．基于VAR模型的中國(guó)住宅價(jià)格體系的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2011(5):53-57.

(責(zé)任編輯：管珊紅)

An Empirical Study on Relationship between Aquaculture Area and Fishermen’s Income Growth in Hubei Province Based on VAR Model

ZHANG Yi-jun1, MA Jun2*

(1. School of Business, Hohai University, Nanjing 210098, China;2. Postdoctoral Research Station of Theoretical Economics, Nanjing University, Nanjing 210093, China)

Using VAR model, through adopting the methods of variable stationarity test, cointegration analysis, Granger causality test, and impulse response, the author carried out an empirical study on the long-term equilibrium relationship and Granger causal relationship between aquaculture area and fishermen’s per-capita income growth in Hubei province from 1990 to 2014. The results of the study showed that: there existed a long-term cointegration relationship between aquaculture area and fishermen’s income in Hubei province, and aquaculture area increase could promote fishermen’s income increase in a long term; in a short term, the increase in pond culture area and ditch aquaculture area could obviously accelerate the increase in fishermen’s income, while the increase in lake aquaculture area and reservoir aquaculture area had no obvious promotive effect on fishermen’s income increase, but fishermen’s income increase could promote reservoir aquaculture area increase to a certain extent.

Aquaculture area; Fishermen's income; VAR model

2016-03-18

江蘇省社會(huì)科學(xué)自然基金項(xiàng)目(12EYB008)；江蘇省博士后基金項(xiàng)目(1202987C)；中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)項(xiàng)目(2015B10114)。

張憶君(1989—)，女，湖北孝感人，碩士研究生，研究方向：資源環(huán)境經(jīng)濟(jì)。*通訊作者：馬駿。

F328

A

1001-8581(2016)09-0119-05