吳宗杰，劉廣亮，董會忠

（山東理工大學商學院，山東淄博255012）

●華東經濟

山東省工業(yè)化、城鎮(zhèn)化與農業(yè)現(xiàn)代化互動關系研究

吳宗杰，劉廣亮，董會忠

（山東理工大學商學院，山東淄博255012）

文章選取山東省17地市2002-2014年面板數(shù)據(jù)，采用DEA－Malmquist指數(shù)法對農業(yè)全要素生產率進行測算并以其作為表示農業(yè)現(xiàn)代化的指標，運用面板向量自回歸模型估計了工業(yè)化、城鎮(zhèn)化和農業(yè)現(xiàn)代化（簡稱“三化”）的動態(tài)關系。研究表明：城鎮(zhèn)化和工業(yè)化之間存在顯著的相互促進作用，而農業(yè)現(xiàn)代化與兩者（城鎮(zhèn)化和工業(yè)化）之間不存在顯著的關系；城鎮(zhèn)化與工業(yè)化互為格蘭杰因果關系，農業(yè)現(xiàn)代化與兩者均不存在格蘭杰因果關系；工業(yè)化和城鎮(zhèn)化兩者與農業(yè)現(xiàn)代化互動關系較弱導致農業(yè)現(xiàn)代化的發(fā)展滯后。在此基礎上提出了推進山東省“三化”同步發(fā)展的政策建議。

工業(yè)化；城鎮(zhèn)化；DEA－Malmquist；面板向量自回歸

一、引言

工業(yè)化、城鎮(zhèn)化與農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展水平是國家現(xiàn)代化進程重要的考察方面，實現(xiàn)三者協(xié)調發(fā)展是促進我國現(xiàn)代化進程的必要前提。我國“十三五”規(guī)劃指出，農業(yè)發(fā)展是我國全面建成小康社會的基礎，穩(wěn)步深化工業(yè)化、城鎮(zhèn)化進程的同時必須加快轉變農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展?！叭本獍l(fā)展有利于實現(xiàn)國民經濟穩(wěn)定健康發(fā)展，促進我國社會經濟產業(yè)結構升級轉型，如果“三化”發(fā)展失衡必然會引起經濟結構性矛盾，導致經濟發(fā)展停滯現(xiàn)象。當前，我國依舊是農業(yè)大國，農業(yè)人口基數(shù)大，農村的大量勞動力和資金外流導致農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展面臨嚴峻考驗；工業(yè)發(fā)展處于中后期，產業(yè)結構升級、調整等問題突出；城鎮(zhèn)化水平逐步深化，穩(wěn)步地推動城鎮(zhèn)化發(fā)展能夠有效地解決城鄉(xiāng)二元結構問題。因此，實現(xiàn)“三化”協(xié)調發(fā)展對于我國經濟社會轉型具有重要的時代意義。

近年來，政府和學術界對“三化”協(xié)調發(fā)展的相關問題進行了大量研究與探索。劉易斯（1954）提出二元經濟結構理論，該理論假定工業(yè)代表著技術先進的現(xiàn)代化部門，農業(yè)代表著自給自足的傳統(tǒng)部門，農業(yè)生產要素逐步向城市轉移，農業(yè)部門長期為工業(yè)部門提供剩余勞動力和農業(yè)剩余價值［1］。城鎮(zhèn)化在農業(yè)和工業(yè)互動發(fā)展過程中的重要性逐步體現(xiàn)。錢納里（1989）的研究表明，隨著工業(yè)化進程的推進，人口向城市集聚促進了城鎮(zhèn)化，城鎮(zhèn)化加快了工業(yè)和農業(yè)互動發(fā)展［2］。黃祖輝等（2013）基于我國“三化”發(fā)展現(xiàn)狀與特征，從經濟學視角分析“三化”互動關系，指出三者協(xié)調發(fā)展是區(qū)域經濟協(xié)調發(fā)展的內在要求［3］；曾福生等（2013）通過對城市與農村區(qū)域工業(yè)水平對應的勞動工資、技術水平進行對比研究，發(fā)現(xiàn)勞動技能多元化、工資水平適中的區(qū)域“三化”發(fā)展的協(xié)調性較高［4-5］；王貝（2011）通過構建VAR模型研究“三化”發(fā)展之間的動態(tài)關聯(lián)關系，指出我國農業(yè)現(xiàn)代化的發(fā)展與工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的發(fā)展不同步，農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展滯后問題會隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的深化而凸顯出來（姜會民等，2012；Weerdt J等，2013）［6-8］。發(fā)展滯后的農業(yè)化對于工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的進程起到重要的影響作用［9］。因此，郭家虎等（2007）認為我國需要進行農村要素市場化改革，實現(xiàn)城鄉(xiāng)之間要素的自由流動，倡導工業(yè)反哺農業(yè)，減少城鄉(xiāng)差異，實現(xiàn)城鄉(xiāng)協(xié)調發(fā)展［10］；可以說，在工業(yè)化進程中，農業(yè)的發(fā)展需要以先進技術為依靠，以先進生產力為依托，以政府扶持為保障（Hofmann A等，2013）［11］。

已有的文獻對“三化”研究在經濟學解釋、理論分析和實證方面取得了一定成果。但是也存在一些不足：首先，農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展水平僅選取農村人均機械總動力、土地利用率和農業(yè)勞動生產率這些指標中某一指標表示，不能全面地反映農業(yè)現(xiàn)代化水平，使得整個文章的分析基礎缺乏科學性；其次，研究三者之間動態(tài)關系的文獻多是基于VAR模型，VAR模型要求數(shù)據(jù)時序較長且研究結果會受到時間序列波動大和自相關等問題干擾而造成偏差，而PVAR模型能夠運用時序較短的面板數(shù)據(jù)并且可以有效地避免變量內生性引起的偏差。因此本文與之前研究有所不同，通過DEA－Malmquist方法對農業(yè)全要素生產率進行測算，并以其表示農業(yè)現(xiàn)代化，并構建PVAR模型探究“三化”之間的互動影響關系，為山東省“三化”協(xié)調發(fā)展提出政策建議。

二、“三化”互動發(fā)展的作用機理

工業(yè)化、城鎮(zhèn)化和農業(yè)現(xiàn)代化是一個多重關聯(lián)的系統(tǒng)，三者之間存在著促進、配合、協(xié)調甚至抑制的多重關系，“三化”協(xié)調發(fā)展的實現(xiàn)需要三個子系統(tǒng)共同作用、相互配合（見圖1）。

農業(yè)現(xiàn)代化是“三化”系統(tǒng)發(fā)展的基礎：農業(yè)現(xiàn)代化的發(fā)展能夠提高勞動生產率，單位勞動力產出增加，促進農村剩余勞動力向城市轉移。一方面農副產品是工業(yè)化和城鎮(zhèn)化發(fā)展所必需的物質資源；另一方面，農村勞動力向城市轉移能夠加快城鎮(zhèn)化進程（蘇發(fā)金，2012）［12］。如果推進工業(yè)化和城鎮(zhèn)化進程是以犧牲農村經濟發(fā)展為代價，則難以實現(xiàn)三者可持續(xù)發(fā)展（姚旭兵，2016）［13］。工業(yè)化是“三化”系統(tǒng)發(fā)展的主導，是整個系統(tǒng)發(fā)展的驅動力。工業(yè)化進程穩(wěn)步推進，能夠為農村剩余勞動力向城市轉移提供就業(yè)機會，同時為城鎮(zhèn)化和農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展提供工業(yè)產品的供給（董梅生，2014）［14］；工業(yè)化進程擠占了部分農村資源，如果不能協(xié)調兩者發(fā)展關系則容易擴大城鄉(xiāng)發(fā)展差距（夏顯力，2013）［15］。城鎮(zhèn)化是“三化”系統(tǒng)發(fā)展的載體與媒介，城鎮(zhèn)化發(fā)展加快了要素之間的流動，勞動人口轉移是工業(yè)發(fā)展勞動要素的保障；城鎮(zhèn)化發(fā)展需要完善基礎設施，擴大工業(yè)品消費需求；城鎮(zhèn)化的發(fā)展有利于擴大農產品的消費和提高農業(yè)人均耕地面積（夏春萍，2012）［16］。

當工業(yè)化和城鎮(zhèn)化穩(wěn)步發(fā)展時，可以有效地促進農村冗余勞動力的轉移，擴大農副產品的需求，能夠實現(xiàn)農副產品和農村冗余勞動資源等要素優(yōu)化配置，對農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展有正效應。如果工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的進程過快，城市規(guī)模過分擴張，加劇農業(yè)部門的土地、資本等生產要素向非農產業(yè)集聚，造成農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展資源匱乏的困境，則對農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展有負效應。因此有必要研究三者的互動關系，為山東省“三化”同步發(fā)展提出政策建議。

圖1 “三化”互動發(fā)展作用機理

三、研究方法

（一）農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展績效評價模型

包絡分析法（DEA）是一種非參數(shù)的效率評價方法，通過運用包絡線來替代生產函數(shù)對全要素生產率進行測算。Caves（1982）等人將這一理論與Malmquist生產率指數(shù)相結合，使其被廣泛應用于生產率的測算［17］。DEA-Malmquist在測算全要素生產率的同時客觀地描述不同時期的全要素生產率變動情況。因此，本文基于距離函數(shù)構造Malmquist指數(shù)如下：

（二）“三化”互動分析模型

面板數(shù)據(jù)向量自回歸模型（Panel-Vector-atuo-Regression）是Holtz等學者在VAR的基礎上提出的。PVAR主要用于預測和解釋相互關聯(lián)的序列系統(tǒng)中各個內生變量的變動造成其他內生變量的動態(tài)影響，模型估計運用動態(tài)面板GMM（Generalized method of moments）做參數(shù)估計。Holtz-Eakin認為通常較長時間的數(shù)據(jù)是VAR模型取得較好效果的基礎，由于我國統(tǒng)計制度的原因造成許多區(qū)域數(shù)據(jù)時序較短不符合要求，甚至很多地市的宏觀經濟數(shù)據(jù)公布的時間不足10年，PVAR模型能有效解決數(shù)據(jù)時序較短的問題［18-19］。相對于VAR模型，PVAR模型能夠充分利用面板數(shù)據(jù)信息量大、自由度高、共線性低的優(yōu)點，控制時間效應和地區(qū)效應而避免有偏估計，從而有效地避免變量內生性引起的偏差（連玉君等，2007）［20］。其計算公式為：

其中，yit為內生變量向量；yit-n為yit的滯后項；yit中的i表示市區(qū)；t表示時間；A1,…,An表示待估系數(shù)矩陣；μit表示擾動項。

四、實證研究

（一）研究區(qū)域概況

山東省經濟基礎雄厚，重工業(yè)發(fā)展迅速，輕工業(yè)特別是紡織和食品工業(yè)相當發(fā)達，山東省擁有規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)3.8萬家，工業(yè)化水平高于全國平均水平。2014年山東省常住人口9 789.43萬人，城鎮(zhèn)人口5 385.17萬人，城鎮(zhèn)化率高于全國平均水平。雖然山東省是農業(yè)大省，但是2014年第一產業(yè)就業(yè)比為30.6%，第一產業(yè)生產總值占總生產值的8%，說明近1/3的勞動力只創(chuàng)造了8%的生產總值，即農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展相對滯后。因此，測度山東省農業(yè)現(xiàn)代化水平并研究山東省工業(yè)化、城鎮(zhèn)化、農業(yè)現(xiàn)代化互動發(fā)展關系，對于山東省統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展，促進工業(yè)化、城鎮(zhèn)化、農業(yè)現(xiàn)代化良性互動具有一定的現(xiàn)實意義。

（二）變量選取與數(shù)據(jù)來源

許多學者對工業(yè)化、城鎮(zhèn)化與農業(yè)現(xiàn)代化三者的評價指標及體系進行了研究，既有學者構建綜合性指標體系對其測算，也有學者以單個的代表性的指標對其衡量。由于本文的研究圍繞山東省17地市展開，考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文只對農業(yè)現(xiàn)代化進行測算，工業(yè)化和城鎮(zhèn)化用單一指標來表示。

農業(yè)現(xiàn)代化測算變量。農業(yè)產出變量：第一產業(yè)是指以利用自然力為主，生產不必經過深度加工就可消費的產品的部門。根據(jù)我國國家統(tǒng)計局對第一產業(yè)的劃分規(guī)定，第一產業(yè)是指農業(yè)主要包括林業(yè)、牧業(yè)、漁業(yè)等，本文參照周端明（2009）的做法選取第一產業(yè)產值表示農業(yè)產出（以山東2000年不變價格計算）［21］。參照多數(shù)學者的研究，本文選取勞動投入、播種面積、機械化、化肥以及灌溉投入作為農業(yè)投入變量。勞動投入選取年底鄉(xiāng)村就業(yè)人員總數(shù)表示；播種面積以各市糧食作物合計播種面積表示；機械化選取農村人均機械總動力表示；化肥以實際農用化肥施用量（折純計算）表示，包括氮、磷、鉀和復合肥等；灌溉投入以每年實際有效灌溉面積表示。

工業(yè)化通常被狹義地定義為第二產業(yè)產值（或工業(yè)就業(yè)人數(shù)）占國民生產總值（或就業(yè)總人數(shù)）的比重不斷上升的過程，但工業(yè)化進程不是孤立的，是與農業(yè)現(xiàn)代化和服務業(yè)發(fā)展相輔相成的。因此參照董梅生等（2014）的研究，本文選取第二、三產業(yè)增加值占GDP的比重表示工業(yè)化［14］。城鎮(zhèn)化是指隨著一個國家或區(qū)域工業(yè)化進程中，科學技術的進步、產業(yè)結構調整和社會生產力發(fā)展促進人口從農業(yè)部門向非農業(yè)部門轉移的歷史過程，本文借鑒王貝（2011）做法選取城鎮(zhèn)人口占總人口的比重表示城鎮(zhèn)化［6］。

原數(shù)據(jù)主要來源于《山東省統(tǒng)計年鑒》（2003-2015），部分數(shù)據(jù)來源于山東省十七地市統(tǒng)計年鑒（2003-2015年）。

（三）農業(yè)全要素生產率的測算結果

將農業(yè)產出指標和農業(yè)投入指標代入到DEAP2.1軟件中進行求解，得到山東省17地市歷年的農業(yè)全要素生產率（以其表示農業(yè)現(xiàn)代化），見表1所列。

表1 山東省17地市2003-2014年的Malmquist指數(shù)

（四）“三化”的互動關系研究

1.面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

考慮到取對數(shù)可以消除數(shù)據(jù)的異方差而不改變數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性，分別對工業(yè)化、城鎮(zhèn)化和農業(yè)現(xiàn)代化取對數(shù)表示為lnind、lnur和lnam。變量的平穩(wěn)性是進行PVAR模型估計和脈沖響應分析的基礎，分別采用ADF和LLC兩種檢驗方法對面板數(shù)據(jù)進行穩(wěn)健性檢驗，見表2所列。由表2可以看出，在5%的顯著水平下，統(tǒng)計值均拒絕原假設，說明lnind、lnur和lnalp三個變量是平穩(wěn)的，符合PVAR模型分析要求。

表2 山東省“三化”指標穩(wěn)健性檢驗結果

2.PVAR滯后階數(shù)選擇

滯后階數(shù)選擇狀況見表3所列。

表3 滯后階數(shù)選擇

參照AIC、BIC和HQIC準則和時序長度，確定PVAR模型滯后階數(shù)為1。

3.PVAR模型估計

估計PVAR模型不同于時序VAR模型，需要消除樣本的固定效應，本文運用向前均值差分法避免一般均值差分方法可能引起的偏誤。根據(jù)選取的滯后階數(shù)，基于GMM估計得到了工業(yè)化、城鎮(zhèn)化和農業(yè)化的PVAR模型估計結果，見表4所列。

表4 山東省“三化”面板VAR（1）模型的參數(shù)估計結果

從第二列的回歸系數(shù)可以看出：滯后1階的城鎮(zhèn)化和工業(yè)化回歸系數(shù)顯著為正（在5%的水平上），滯后1階農業(yè)現(xiàn)代化的回歸系數(shù)不顯著，表明滯后1階的城鎮(zhèn)化和工業(yè)化對工業(yè)化有顯著的正向作用，滯后1階農業(yè)現(xiàn)代化對工業(yè)化的影響不顯著。從第三列的回歸系數(shù)可以看出：滯后1階的城鎮(zhèn)化和工業(yè)化回歸系數(shù)顯著為正（在5%的水平上），滯后1階農業(yè)現(xiàn)代化的回歸系數(shù)不顯著，表明滯后1階的城鎮(zhèn)化和工業(yè)化對城鎮(zhèn)化有顯著的正向作用，滯后1階農業(yè)現(xiàn)代化對城鎮(zhèn)化的影響不顯著。從第四列的回歸系數(shù)可以看出：滯后1階的城鎮(zhèn)化、工業(yè)化和農業(yè)現(xiàn)代化的回歸系數(shù)均不顯著，表明滯后1階工業(yè)化、城鎮(zhèn)化和農業(yè)現(xiàn)代化對農業(yè)現(xiàn)代化的影響均不顯著。

從三者的回歸系數(shù)可以看出：城鎮(zhèn)化和工業(yè)化之間存在顯著的相互促進的作用，而農業(yè)現(xiàn)代化與兩者（城鎮(zhèn)化和工業(yè)化）之間不存在顯著的關系，表明城鎮(zhèn)化和工業(yè)化之間存在良好的互動關系，而農業(yè)現(xiàn)代化與兩者的互動關系較弱。工業(yè)的快速發(fā)展擠占了部分農業(yè)資源，工業(yè)發(fā)展能夠加快城鎮(zhèn)化進程；城鎮(zhèn)化水平的提高為工業(yè)化提供消費需求和生產要素的保障，兩者共同發(fā)展。工業(yè)發(fā)展對農業(yè)發(fā)展具有兩種效應：促進效應，工業(yè)發(fā)展為農業(yè)發(fā)展提供化肥、農藥等方面的支持，促進農業(yè)現(xiàn)代化實現(xiàn)機械化和高效化；擠占效應，工業(yè)化發(fā)展引起農村資源向城市轉移，工業(yè)發(fā)展爭奪了部分農業(yè)資源，體現(xiàn)在土地要素、勞動要素、資本要素等方面。當擠占效應大于促進效應或者兩者中和時，城鎮(zhèn)化和工業(yè)化與農業(yè)現(xiàn)代化之間的互動較弱，引起農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展滯后。

4.因果關系檢驗

上述的PVAR（1）模型的參數(shù)估計結果可以確定山東省“三化”之間的相關性，利用Granger因果檢驗進一步明確這三個變量間的因果關系，見表5所列。

表5 山東省“三化”指標因果關系檢驗結果

表5的結果顯示：城鎮(zhèn)化是工業(yè)化的格蘭杰原因。一方面，城鎮(zhèn)化提高需要完善城市基礎設施且日常生活需要消費大量的工業(yè)產品，擴大了工業(yè)需求；另一方面，城鎮(zhèn)化提高為工業(yè)生產提供了大量的資源、勞動要素。農業(yè)現(xiàn)代化不是工業(yè)化的格蘭杰原因，是由于山東工業(yè)化早期發(fā)展是建立在政府主導機制下引起的。工業(yè)化是城鎮(zhèn)化的格蘭杰原因，工業(yè)化發(fā)展為勞動力從農村區(qū)域向城市區(qū)域轉移提供了就業(yè)機會，促進了城鎮(zhèn)化水平的提高。農業(yè)現(xiàn)代化不是城鎮(zhèn)化的格蘭杰原因，說明山東省城鎮(zhèn)化與農業(yè)現(xiàn)代化的協(xié)調發(fā)展需要加強。城鎮(zhèn)化和工業(yè)化均不是農業(yè)現(xiàn)代化的格蘭杰原因，說明山東省工業(yè)化和城鎮(zhèn)化發(fā)展擠占了農業(yè)資源，山東省人多地少，農業(yè)科技人才相對其他行業(yè)十分匱乏，導致城鄉(xiāng)發(fā)展差距擴大，造成山東省部分區(qū)域農業(yè)現(xiàn)代化長期落后于城鎮(zhèn)化、工業(yè)化。格蘭杰因果檢驗進一步驗證了PVAR（1）模型的參數(shù)估計結果。

5.脈沖響應分析

脈沖響應函數(shù)表示在PVAR模型中，其他變量保持不變的情況下，某一變量t期的擾動項發(fā)生變動，會引起模型中其他變量之間發(fā)生一系列交互作用。脈沖響應函數(shù)用于描述整個系統(tǒng)對于沖擊擾動在不同滯后期的反映關系，即用于預測一個變量在不同滯后期對另一個變量的作用時滯。本文在PVAR（1）模型的基礎上，使用Monte Carlo方法模擬200次，得到每個變量的沖擊對各個變量滯后0-6期的作用（見圖2）。橫軸表示沖擊反映期數(shù)，最大值為6期，縱軸表示沖擊反映程度，中間的線表示各期反映程度，上下線為95%的置信區(qū)間。

圖2 lnalp、lnind和lnur的脈沖響應曲線

由圖2第1列城鎮(zhèn)化對其他變量沖擊反映曲線可以看出：城鎮(zhèn)化對自身的新息沖擊反映呈現(xiàn)降低趨勢，從第一期0.1降到第6期的0.001；城鎮(zhèn)化對農業(yè)現(xiàn)代化的新沖擊的反映置信區(qū)間均包括零，表明在95%的置信水平下不能證明農業(yè)現(xiàn)代化對城鎮(zhèn)化信息沖擊能夠引起城鎮(zhèn)化反映；城鎮(zhèn)化對工業(yè)化的信息沖擊反映較弱。由圖2第2列農業(yè)現(xiàn)代化對其他變量沖擊反映曲線可以看出：農業(yè)現(xiàn)代化對于城鎮(zhèn)化和工業(yè)化的信息沖擊均為負數(shù)，表明需要加強城鎮(zhèn)化、工業(yè)化與農業(yè)現(xiàn)代化的聯(lián)系；農業(yè)現(xiàn)代化對自身的沖擊反映在第一期存在顯著正向作用。由圖2第3列工業(yè)化對其他變量沖擊反映曲線可以看出：城鎮(zhèn)化和農業(yè)現(xiàn)代化對工業(yè)化沖擊反映曲線的置信區(qū)間均包括零，說明在95%的置信區(qū)間內不能證明農業(yè)現(xiàn)代化和城鎮(zhèn)化對工業(yè)化的信息沖擊會引起工業(yè)化反映；工業(yè)化對自身沖擊反映在1-6期均大于0，說明工業(yè)化對自身發(fā)展有顯著促進作用。

五、結論與建議

本文基于山東省17地市2002-2014年面板數(shù)據(jù)，采用DEA－Malmquist指數(shù)法對農業(yè)全要素生產率進行測算并以其作為農業(yè)現(xiàn)代化的指標，運用面板向量自回歸模型估計了工業(yè)化、城鎮(zhèn)化和農業(yè)現(xiàn)代化的動態(tài)關系。研究表明工業(yè)化與城鎮(zhèn)化之間存在顯著的互動關系，農業(yè)現(xiàn)代化與兩者的關系不顯著；工業(yè)化與城鎮(zhèn)化存在雙向格蘭杰原因，農業(yè)現(xiàn)代化與兩者均不存在格蘭杰原因。各變量的脈沖響應分析表明，對未來的預測各變量對自身沖擊反映占了很大部分。城鎮(zhèn)化和工業(yè)化與農業(yè)現(xiàn)代化互動較少是造成農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展滯后的主要原因。

根據(jù)以上研究提出以下建議：

充分發(fā)揮山東科技優(yōu)勢，引進國內外先進的農業(yè)科技成果，依托現(xiàn)代科技促進傳統(tǒng)農業(yè)向現(xiàn)代化農業(yè)轉變，實現(xiàn)生物技術和體制機制方面的創(chuàng)新，提高農業(yè)全要素生產率。充分利用山東工業(yè)化和城鎮(zhèn)化發(fā)展積累的現(xiàn)實條件，用現(xiàn)代物質裝備農業(yè)，提高農業(yè)技術裝備現(xiàn)代化水平，進一步提高農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展水平。優(yōu)化山東省產業(yè)結構，農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展滯后在一定程度上限制了山東省經濟綜合發(fā)展水平，因此需要加大農業(yè)政策扶持力度，完善農村的衛(wèi)生、醫(yī)療、教育等社會保障體系。加強農業(yè)現(xiàn)代化與工業(yè)化、城鎮(zhèn)化的互動聯(lián)系，實施工業(yè)反哺農業(yè)戰(zhàn)略部署，建立扶持農業(yè)的長效機制，以期實現(xiàn)三化協(xié)調發(fā)展。

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A Study of the Dynamic Relationship between Industrialization, Urbanization and Agricultural Modernization in Shandong Province

WU Zong-jie,LIU Guang-liang，DONG Hui-zhong
（School of Business,Shandong University of Technology,Zibo 255012,China)

Based on the panel data of 17 prefecture-level cities in Shandong province from 2002 to 2014,this paper estimates agricultural total factor productivity by applying the DEA-Malmquist index method and takes it as the indicator of agricultural modernization.The pa?per also analyzes the dynamic relationship of industrialization,urbanization and agricultural modernization by employing the panel vector auto regression model.The results show that:There is a significant mutual promoting effect between urbanization and industrialization,but there is no significant mutual relationship between agricultural modernization and the two(urbanization and industrialization);Industrial?ization and urbanization present mutual Granger causality,whereas there is no Granger relationship between agricultural modernization and the two.The weaker interactive relationship between industrialization,urbanization and agricultural modernization results in the devel?opment of agricultural modernization lagging behind.Accordingly,this paper puts forward policy suggestions on how to push forward the coordinated development of industrialization,urbanization and agricultural in Shandong province.

industrialization;urbanization;DEA-Malmquist;panel vector auto regression

F127

A

1007-5097（2017）08-0012-06

［責任編輯：余志虎］

10.3969/j.issn.1007-5097.2017.08.002

2016-10-25

國家軟科學研究計劃項目（2012GXS4D090）；國家自然科學基金項目（71371112）；山東省自然科學基金項目（ZR2012GM020）

吳宗杰（1962-），男，山東淄博人，教授，經濟學博士，研究方向：低碳經濟；劉廣亮（1989-），男，山東臨沂人，碩士研究生，研究方向：區(qū)域經濟分析與規(guī)劃；董會忠（1968-），男，山東煙臺人，副教授，博士，研究方向：能源系統(tǒng)分析與工業(yè)生態(tài)化。