第47卷第6期河南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)Vol.47 No.6 .2013年12 月Journal of Henan Agricultural University2013文章編號(hào):1000 -2340(2013 )06 -0768 -09河南省“三化”互動(dòng)關(guān)系的實(shí)證研究郭震'，2(1.河南農(nóng)業(yè)大學(xué),河南鄭州450002; 2河南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)，河南鄭州450009)摘要:通過構(gòu)建農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化與工業(yè)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化與城鎮(zhèn)化、工業(yè)化與城鎮(zhèn)化3個(gè)VAR模型,運(yùn)用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)分析、方差分解分析的方法,對(duì)河南“三化”之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行研究,以期了解河南33年來“三化”之間的相互影響的真實(shí)方向和具體程度.結(jié)果表明,河南工業(yè)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化沒有形成良性互動(dòng)的關(guān)系,工業(yè)化進(jìn)程對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的發(fā)展呈現(xiàn)出負(fù)面效應(yīng)和極低的貢獻(xiàn)率;農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和城鎮(zhèn)化之間互相依賴、互相促進(jìn)的關(guān)系正在形成;河南工業(yè)化與城鎮(zhèn)化的關(guān)系非常密切;城鎮(zhèn)化對(duì)工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的推動(dòng)作用極大.關(guān)鍵詞:城鎮(zhèn)化;工業(yè)化;農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化;VAR模型中圖分類號(hào):F 299.2文獻(xiàn)標(biāo)志碼:AEmpirical study of the relationships among industrialization,urbanization, and agricultural modernization in HenanGUO Zhen'.2(1. Henan Agricultural University, Zhengzhou 450002，China;2. Henan University of Economices and Law , Zhengzhou 450009，China)Abstract: Based on three VAR models construction, this paper does an empirical study on the dynam-ie rlaions of ndustaization, urbanization and agriculural modernization，which will in tum feeeback Henan' s thirty three years' orientation and development of the three factors. The resuts show asfllows: The optimum interative relationship between industrialization and agricultural modermizationhas not been formed, while ndustiaization does ltte contibution to the ltter; the interdependent in-teractive rlaionship between agiculural modermization and urbanization is in proes of formation; industrializaion and urbanization is closely related; urbanization contributes a lot to indutialization andagricultural modernization.Key words: urbanization; indutializaion; agriculural modemization; VAR2011 -09-28,國(guó)務(wù)院發(fā)布的《關(guān)于支持河南化”協(xié)調(diào)發(fā)展進(jìn)程中的立足點(diǎn)、側(cè)重點(diǎn)各有爭(zhēng)論:省加快建設(shè)中原經(jīng)濟(jì)區(qū)的指導(dǎo)意見》中指出:“河劉易斯(w. A. LEWIS)、錢納里( H. CHENERY)南省是人口大省、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)大省、新興工業(yè)大省,解等[1.2)認(rèn)為工業(yè)化帶動(dòng)城市化的提高，強(qiáng)調(diào)工業(yè)部決好工業(yè)化、城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化協(xié)調(diào)發(fā)展問題具門的重要地位;拉尼斯-費(fèi)( RAINS-FEI)印)、托達(dá)有典型性和代表性”.“三化”協(xié)調(diào)發(fā)展成為社會(huì)穩(wěn)羅( M. To-DAL0)[4)強(qiáng)調(diào)農(nóng)業(yè)部門和農(nóng)村發(fā)展在發(fā)定、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及可持續(xù)發(fā)展的重要議題,關(guān)于“三展中國(guó)家工業(yè)化過程中的重要性.國(guó)內(nèi)學(xué)者夏春收稿日期:2013 -06-10中國(guó)煤化工基金項(xiàng)目:河南省科學(xué)技術(shù)研究重點(diǎn)項(xiàng)目軟科學(xué)計(jì)劃項(xiàng)(324401023);河南省教1MYHCNMHG29);河南省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)規(guī)劃項(xiàng)目(2012BJ020)作者簡(jiǎn)介:郭震,1976年生.女,河南唐河人,博士研究生副教投.主要從事農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題研究..第6期郭震:河南省“三化"互 動(dòng)關(guān)系的實(shí)證研究769萍['1)指出農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、工業(yè)化、城鎮(zhèn)化是為互為動(dòng)1模型構(gòu)建力、互為資源、協(xié)調(diào)統(tǒng)-的關(guān)系.因此,蔡鍵[°]指出.推進(jìn)其中任何“一化”的時(shí)候都要考慮與其它“兩1.1VAR模型化"的關(guān)系與影響,三者必須統(tǒng)籌發(fā)展、共同進(jìn)步.向量自回歸( Vector Autoregressive , VAR)模型個(gè)別學(xué)者則是相對(duì)研究了中國(guó)“三化”中兩兩關(guān)可以用來預(yù)測(cè)相關(guān)聯(lián)的經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列系統(tǒng),并分析系:如工業(yè)化與城鎮(zhèn)化關(guān)系研究中,郭克莎等[]通隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)沖擊,進(jìn)一步解釋經(jīng)濟(jì)過國(guó)際比較認(rèn)為城鎮(zhèn)化并沒有嚴(yán)重滯后于工業(yè)化;沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)變量所產(chǎn)生的影響.滯后階數(shù)為p的許秀川,王釗[8)認(rèn)為城鎮(zhèn)化與工業(yè)化沒有顯著的VAR模型的表達(dá)式為:相互影響關(guān)系.在城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的關(guān)系研究y,=A;y-n +A2Y.-2 +... +Apy.-p +Bx. +μ，(i=1,中,郭劍雄91指出城鎮(zhèn)化的合理推進(jìn),是中國(guó)農(nóng)業(yè)2,.,n)(1)實(shí)現(xiàn)現(xiàn)代化的基本前提.在城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的式中:y,為h維內(nèi)生變量向量;x,為d維外生變量關(guān)系研究中,劉玉0認(rèn)為二者是相互促進(jìn)辯證統(tǒng)向量;u,是k維誤差向量;A,...,A,,B是待估系一的關(guān)系;孫致陸,周加來["認(rèn)為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平數(shù)矩陣.會(huì)促進(jìn)城鎮(zhèn)化水平的提高,但城鎮(zhèn)化會(huì)阻礙農(nóng)業(yè)現(xiàn)1.2 格蘭杰因果檢驗(yàn)代化水平的提高.河南省是“三化”同步協(xié)調(diào)發(fā)展在VAR模型基礎(chǔ)上,通過Granger因果檢驗(yàn)的實(shí)驗(yàn)地,因此,關(guān)于工業(yè)化、城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化來分析變量間的因果關(guān)系.對(duì)于單變量的格蘭杰因之間的內(nèi)在關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)中,針對(duì)河南地區(qū)的較果檢驗(yàn)有如下雙變量回歸:多:孟俊杰等12運(yùn)用熵權(quán)評(píng)價(jià)指標(biāo)體系和方法得y,=Qo +ay_-""+asY.-s +βx_1 +... +Bx._.(2)出河南省1999年以前“三化”處于較低發(fā)展水平x=Qo +a:x.-."" +agx_k +β1y_1 +... +βsy1_+(3)下的協(xié)調(diào)狀態(tài),2000年后發(fā)展水平逐漸提高,2004式中:k是最大滯后階數(shù).檢驗(yàn)的原假設(shè)是序列年后處于較高發(fā)展水平的協(xié)調(diào)狀態(tài);吳旭曉通.y(x)不是序列x(y)的格蘭杰原因.如果變量y受過建立基于DEA的綜合評(píng)價(jià)模型和指標(biāo)體系,驗(yàn)到x的滯后期影響,則x與y之間的格蘭杰困果關(guān).證了河南工業(yè)化和城市化之間的協(xié)調(diào)發(fā)展?fàn)顩r最系成立.好,城市化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化之間的協(xié)調(diào)發(fā)展?fàn)顩r最1.3脈沖晌 應(yīng)函數(shù)差,農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化是河南“三化"協(xié)調(diào)發(fā)展的制約因脈沖響應(yīng)函數(shù)分析方法可以描述一個(gè)內(nèi)生變素;蔡世忠運(yùn)用多指數(shù)綜合分析法得出河南省量對(duì)誤差項(xiàng)所帶來的沖擊反應(yīng).如果在VAR(1)?！叭眳f(xié)調(diào)發(fā)展綜合指數(shù)目前處于輕度不協(xié)調(diào)狀型中,有態(tài),城鎮(zhèn)化滯后已經(jīng)成為工業(yè)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展x,=1nx._ +1z. +M，(t=1,2,,n)(4)的制約因素.以上研究表明了“三化”協(xié)調(diào)發(fā)展的z。=21%-1 +22z7-. +μz。(i=1,2,-,n)(5)研究進(jìn)入了不斷深化、更加具體的狀態(tài).總體來看,式中:1，Y121，22是參數(shù);誤差向量μ, = (un,圍繞中國(guó)整體的角度探討的較多,基于區(qū)域性“三μ2).當(dāng)式(4)中的μ發(fā)生變化時(shí),當(dāng)期的x會(huì)立刻化”關(guān)系研究的較少,且在這部分較少的研究中，發(fā)生改變,同時(shí),當(dāng)期的 x的變化會(huì)對(duì)x和z未來關(guān)于河南“三化"的實(shí)證研究?jī)H處于“三化”協(xié)調(diào)指值產(chǎn)生影響.標(biāo)體系的構(gòu)建和測(cè)算中,尚未發(fā)現(xiàn)在“三化”的構(gòu)2實(shí)證分析架之下將雙變量之間動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究.河南“三化"協(xié)調(diào)發(fā)展關(guān)系的動(dòng)態(tài)研究不僅能階段性的數(shù)據(jù)來源于《河南六十年》、《河南統(tǒng)計(jì)年鑒)、了解河南省“三化”發(fā)展過程中三者的角色定位和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》.在指標(biāo)選擇上,采用農(nóng)業(yè)部門比作用,而且能挖掘出深層次的矛盾和難點(diǎn).本研究較勞動(dòng)生產(chǎn)率作為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平的指標(biāo),農(nóng)業(yè)比采用1978- -2011 年時(shí)間序列數(shù)據(jù),擬建立農(nóng)業(yè)現(xiàn)較勞動(dòng)生產(chǎn)率用農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)比重除以農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力比代化與工業(yè)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化與城鎮(zhèn)化、工業(yè)化與城重來表示.非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重為工業(yè)化水平的指鎮(zhèn)化3個(gè)向量自回歸模型(VAR模型),采用AR標(biāo),用Log( AGRI) , Log( INDUSTRY), Log( CITY)檢驗(yàn)、Cranger因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)分析、方差分解第二和第三中國(guó)煤化工業(yè)人數(shù)來表分析的方法,對(duì)河南“三化”之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行示.用城鎮(zhèn)人1HCNMH G示城鎮(zhèn)化水研究,以期了解河南33年來“三化"之間的相互影平,人口中數(shù)選擇年末人口數(shù).為了消除數(shù)據(jù)可能響的真實(shí)方向和具體程度.存在的異方差,對(duì)變量取對(duì)數(shù),建立3個(gè)無約束的.770河南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)第47卷VAR模型.3個(gè)VAR模型的穩(wěn)定性通過AR根的表1 農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化與工業(yè)化VAR模型- -的檢驗(yàn),即所有倒數(shù)都小于1,都在單位圓內(nèi).模型根參數(shù)估計(jì)及整體的檢驗(yàn)結(jié)果據(jù)AIC和SC信息準(zhǔn)則設(shè)置最優(yōu)滯后階數(shù).Table 1 Parameter estimation and integral results of VAR2.1農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化與工業(yè)化 VAR模型一結(jié)果Model One for agricultural modernization and industrialization表1為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化與工業(yè)化VAR模型.結(jié)果方程-方程二顯示模型的回歸系數(shù)在5%的檢驗(yàn)水平下均是顯Equation oneEquation twoLOG( AGRI) LOG( INDSUTRY)著的,模型的擬合度較高,都達(dá)到90%以上.由方農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化滯后一階0. 9980.011程一可知當(dāng)前LOG(AGRI)主要與自身的滯后值Log( ACRI(-1))有較大的聯(lián)系.受滯后一階L0G(AGRI)的正向影1統(tǒng)計(jì)值0.023 14.0.017 97響要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于受滯后一階的LOG(INDUSTRY)的l statistics工業(yè)現(xiàn)代化滯后一階負(fù)向影響.方程二表明當(dāng)前的L0G( INDUSTRY)受-0.002Log( INDUSTRY (-1))滯后-階的L0G( AGRI)和L0G( INDUSTRY)的正l統(tǒng)計(jì)值0.024 720.019 19向影響,但與其自身的滯后度關(guān)聯(lián)度較大.t statistics由表2中的檢驗(yàn)結(jié)果可知,工業(yè)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代對(duì)數(shù)似然函數(shù)值92. 14Log lkelihood化互不為格蘭杰原因.和VAR模型的參數(shù)估計(jì)基赤池信息量準(zhǔn)則-5.509本一致,每一個(gè)變量受自身滯后一期的影響較大.Akaike information criterion這表明河南農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、工業(yè)化的良性互動(dòng)關(guān)系沒施瓦茨準(zhǔn)則-5.325Schwarz criterion表2 VAR 模型-的Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果Table2 Granger test results of VAR model one滯后期零假設(shè)觀測(cè)值卡方分布.P值結(jié)論Lag period Null hypothesisObserved statistics Chi-sqProbabilityResultsLog( INDUSTRY)不是Log( AGRI)的格蘭杰原因130.007 50. 930 9接受Log( INDUSTRY)is not Log( ACRI) Granger causalityLog( ACRI)不是Log( INDUSTRY)的格蘭杰原因330.3660.545Log( ACRI)is not Log( INDUSTRY) Granger causality圖1和圖2為工業(yè)化與農(nóng)業(yè)化2個(gè)變量之間為響應(yīng)函數(shù)的計(jì)算值Solid line關(guān)系的沖擊反應(yīng).從圖1中可以看出農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化在stands for response function result0.12.... 為響應(yīng)函數(shù)加或減2倍標(biāo)準(zhǔn)差的追蹤期內(nèi)波動(dòng)幅度不大,前5期不存在響應(yīng),第50.08置信帶Dashed lincs stand loL--期后盡管有呈現(xiàn)平緩下降的趨勢(shì),但緊緊圍繞沖擊國(guó)管0.04-confidence belt值0.表明在這- -段時(shí)間里,隨著工業(yè)化的投人,農(nóng).0.00業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)減緩,到第28期后工業(yè)化的負(fù)面沖擊.-0.04漸趨明顯.其背后的的經(jīng)濟(jì)含義表明長(zhǎng)期工農(nóng)剪刀-0.12差的存在、重視工業(yè)化的發(fā)展造成了農(nóng)業(yè)和農(nóng)村發(fā)01520253響應(yīng)函數(shù)的追蹤期/a展的滯后,工業(yè)化的發(fā)展沒有能有效提高農(nóng)業(yè)勞動(dòng)Track years of response func tion生產(chǎn)率，,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率-直處于較低的水平.從圖2圖1 LOG{ AGRI)對(duì)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差看出,在33年考察期內(nèi)工業(yè)化對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化表現(xiàn)Log( INDSUTRY)新息的響應(yīng)為持續(xù)的正向響應(yīng),并且這種正向響應(yīng)是逐年增長(zhǎng)Fig.1 Response of Log( AGRI)的.技術(shù)創(chuàng)新的規(guī)模經(jīng)濟(jì)特征,決定了其適合于在to Log( INDUSTRY)城市中生產(chǎn)和發(fā)展的產(chǎn)業(yè),說明隨著農(nóng)業(yè)部門的勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高,工業(yè)化水平會(huì)顯著增強(qiáng).業(yè)的貢獻(xiàn)率中國(guó)煤化工的 1.48%到表3是VAR模型- -方差分解的結(jié)果,結(jié)果顯2011年的1MYHCNMH比為工業(yè)提供示河南農(nóng)業(yè)發(fā)展幾乎都是農(nóng)業(yè)部門自身貢獻(xiàn)的,工了資金、勞動(dòng)力、土地等生嚴(yán)要索的同時(shí),也提供了業(yè)貢獻(xiàn)率極低,到2011年只有0. 092%.農(nóng)業(yè)對(duì)工更大的消費(fèi)空間和市場(chǎng)容量.但與全國(guó)相比,河南.第6期郭震:河南省“三化" 互動(dòng)關(guān)系的實(shí)證研究771農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對(duì)工業(yè)的貢獻(xiàn)率還是偏低,1980--20090.12p-為響應(yīng)函數(shù)的計(jì)算值Solid linestands for response function result年間河南農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步率平均為39.56%.河南農(nóng)--- .為響應(yīng)函數(shù)加或減兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的業(yè)現(xiàn)代化對(duì)工業(yè)化的推動(dòng)作用還有很大的空間,這g 0.08-置信帶dashed lines stand for.confidence belt依賴于農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的能力提高.E 0.04-2.2農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化與城鎮(zhèn)化的VAR模型二結(jié)果表4的方程- -所估計(jì)的系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上不顯著,0.00但方程一整體模型擬合較好,可以看出當(dāng)前Log(AGRI)主要受其滯后- -階的影響,滯后二階的農(nóng)-0.04L業(yè)現(xiàn)代化對(duì)自身影響臧弱.由于統(tǒng)計(jì)上不顯著,需響應(yīng)函數(shù)的追蹤期a要下面的方差分解再驗(yàn)證.方程二的整體擬合度高Track years of response function于方程一,從統(tǒng)計(jì)的顯著性來看,當(dāng)前的Log(CIT-圖2 Log( INDUSTRY)對(duì)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差Log(AGRI)新息的響應(yīng)Y)受Log( AGRI)變量滯后項(xiàng)的負(fù)面影響,滯后二Fig.2 Response of Log( INDUSTRY)階的Log(AGRI)對(duì)其的負(fù)面影響是逐漸增加的.to Log( AGRI)VAR模型一的方差分解表Table 3 Variance decomposition of VAR model one工業(yè)對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)對(duì)工業(yè)現(xiàn)代化的貢獻(xiàn)率/%期Percent Log( AGRI) Percent Log( INDUSTRYPercent Log( AGRI) Percent Log( INDUSTRY)Periodvariance due tovariance dueLog( INDUSTRY)Log( ACRI)0.0001. 48210.0235. 640.000 .1. 659180. 0265. 9870. 0001.8490. 0296.3390.0012. 050200. 0336.7000.001 62.262210. 0367.0690. 00242. 486220. 0407.4460.003 52.7212:0. 0447.8300. 00492. 967240. 0488.2220.006 .3. 2240. 0528.6210. 0073. 492260. 0569. 0260.009 .3. 77020. 0619.4380. 0114. 058，280.0659. 856 ,30. 0134.3560. 07010. 284. 664300.07510. 7150. 0184.9810.08111.150. 0205. 307320. 086.11.583:0. 09212.03由表5所示的檢驗(yàn)結(jié)果可知,在10%顯著水化在追蹤期內(nèi)呈現(xiàn)先降后升趨勢(shì),前5期城鎮(zhèn)化對(duì)平下,Log( CITY)能Granger 引起Log( AGRI),在農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的沖擊響應(yīng)較弱,此后負(fù)面效應(yīng)增強(qiáng),5%顯著水平下,Log( AGRI)能Granger 引起Log到第18期達(dá)到最低峰,18期后負(fù)面效應(yīng)逐漸減(CITY),即在10%顯著水平下城鎮(zhèn)化是農(nóng)業(yè)現(xiàn)代弱,到33期時(shí)沖擊有繼續(xù)臧弱的趨勢(shì).圖4為農(nóng)業(yè)化的格蘭杰原因,在5%的顯著水平下農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化現(xiàn)代化對(duì)城鎮(zhèn)化的脈沖響應(yīng),農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化在追蹤期是城鎮(zhèn)化的格蘭杰原因.這表明農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化與城鎮(zhèn)內(nèi)呈現(xiàn)的也是先降后升趨勢(shì),前5期沖擊效應(yīng)負(fù)向化的發(fā)展不是互相遏制對(duì)方的關(guān)系,而是互相影響影響逐漸加大中國(guó)煤化工改應(yīng)減弱,此的、互相促進(jìn)的.后隨著城鎮(zhèn)化MHCNM H GiI.其經(jīng)濟(jì)上圖3為城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的脈沖響應(yīng),城鎮(zhèn)的解釋為城鎮(zhèn)化建設(shè)之初,農(nóng)村青壯年勞動(dòng)力的非.772河南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)第47卷表4農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化與城鎮(zhèn)化 VAR模型二的參數(shù)農(nóng)轉(zhuǎn)移、城鎮(zhèn)占地、戶籍制度、城市偏向政策導(dǎo)向的估計(jì)及整體的檢驗(yàn)結(jié)果存在對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展起了負(fù)面的影響,但隨著城市Table 4 Parameter estimation and integral反哺農(nóng)村的力度加大,農(nóng)村醫(yī)療社保、公共基礎(chǔ)設(shè)results of VAR Model Two施的建立,這種負(fù)面影響變成了正面效應(yīng).圖3和方程-方程二圖42個(gè)脈沖響應(yīng)先降后升的路徑反映了城鎮(zhèn)化Equation oneEquation two和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化之間的狀況由不協(xié)調(diào)到逐漸改善再Log( AGRI)Log( CITY)到協(xié)調(diào)的過程.農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化滯后一階0.741-0.002Log(AGRI ( -1))0..為響應(yīng)函數(shù)的計(jì)算值Solid linet統(tǒng)計(jì)值stands for response function resultl statistics0.196 960.027 64.--- .為響應(yīng)函數(shù)加或減兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的置信帶Dashed lines stand for農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化滯后二階-0.088-0.061confidence beltLog( AGRI( -2))l統(tǒng)計(jì)值營(yíng)營(yíng)0.0.20508.0.028 79城鎮(zhèn)化滯后一階- 1.3221. 852-0.2Log(CITY( -1))-0.30.888 310.12468.51015202530響應(yīng)函數(shù)的追蹤期/a城鎮(zhèn)化滯后二階Track years of response function1. 176-0.891Log(CITY( -2))圖3 Log( CITY)對(duì)- -個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差Log( AGRI)新息的響應(yīng)0.918 060.128 86t statisticsFig.3 Response of Log( CITY)常數(shù)項(xiàng).1.7510.353to Log( AGRI)Constant表6顯示了模型二的方程分解.結(jié)果顯示城鎮(zhèn)0. 969 690. 136 11I statistics化對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的貢獻(xiàn)率在第1期為0,第2期后對(duì)數(shù)似然函數(shù)值146. 87迅速增加,到第11期時(shí)貢獻(xiàn)率達(dá)到了31. 29% ,此Log likelihood后貢獻(xiàn)率漸趨平穩(wěn),在29%至32%徘徊.其背后的赤池信息量準(zhǔn)則-8.83經(jīng)濟(jì)意義說明城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的貢獻(xiàn)率是極Akaike information eriterion大的,城市化進(jìn)程的加速創(chuàng)造更多的就業(yè)崗位,使施瓦茨準(zhǔn)則-8.367Schwarz criterion農(nóng)村實(shí)現(xiàn)剩余勞動(dòng)力的大規(guī)模轉(zhuǎn)移,提高農(nóng)業(yè)勞動(dòng)表5 VAR模型二中的Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果Table5 Granger test results of VAR model two滯后期零假設(shè)觀測(cè)值卡方分布P值結(jié)論Lag periodNull hypothesisObserved statistics Chi-sqProbability ResultsLog(CITY)不是Log( AGRI)格蘭杰原因334. 6420.098拒絕Log( CITY)is not Log( AGRI) Granger causalityLog( AGRI)不是Log( CITY)的格蘭杰原因7. 4940.023 6Log( AGRI)is not Log( CITY) Granger causality生產(chǎn)率同時(shí),也增加了農(nóng)民收人，改善了農(nóng)民生活,重要因素.農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對(duì)城鎮(zhèn)化的貢獻(xiàn)率很高,但激活了農(nóng)村市場(chǎng).從農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對(duì)城鎮(zhèn)化的貢獻(xiàn)率是為什么城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的脈沖響應(yīng)的圖一看,在第1期時(shí),農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對(duì)城鎮(zhèn)化的貢獻(xiàn)率是直是負(fù)向響應(yīng),這其實(shí)并不矛盾.結(jié)合河南實(shí)際情0.92% , 此后貢獻(xiàn)率大幅度上升,到第13期時(shí),農(nóng)況來看,河南農(nóng)業(yè)水平發(fā)展緩慢,雖然農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值業(yè)現(xiàn)代化對(duì)城鎮(zhèn)化的貢獻(xiàn)率已達(dá)到50%,此后依從1978-中國(guó)煤化工: ,但消除價(jià)格然保持增加的趨勢(shì),到第33期已達(dá)到64. 8%的貢對(duì)產(chǎn)出的影|YHCNMHG價(jià)進(jìn)行實(shí)際考獻(xiàn)率.說明農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化成為影響城鎮(zhèn)化增長(zhǎng)變動(dòng)的察來看,農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值在1994- 1996 年較大幅度的.窮6期郭震:河南省“三化”互動(dòng)關(guān) 系的實(shí)證研究773上漲(1996年正好是脈沖圖的18期),說明作為整0.2. 為響應(yīng)函數(shù)的計(jì)算值Solid line個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)的農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平的提高,會(huì)對(duì)城stands for response function result---.為響應(yīng)函數(shù)加或減2倍標(biāo)準(zhǔn)差的鎮(zhèn)化產(chǎn)生持續(xù)、穩(wěn)定的推動(dòng)作用.但若農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化置信帶Dashed lines stand for ,水平低下,農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展水平相對(duì)滯后于城鎮(zhèn)化confidence belt的發(fā)展水平,則會(huì)對(duì)制約城鎮(zhèn)化的發(fā)展.0.02.3工業(yè)化與城鎮(zhèn)化的VAR模型三結(jié)果表7方程一R2達(dá)到0.988,說明模型整體擬-0.1合度非常好,當(dāng)期Log( INDUSTRY)受滯后一階Log( INDUSTRY)的正影響,其滯后的二、三、四階202530變成了負(fù)面影響但力度很弱Log(INDUSTRY)受響應(yīng)雨數(shù)的追蹤期.....另外一個(gè)變量Log(CITY)的滯后項(xiàng)的影響是隨滯Track years of response function后期而正負(fù)相間式變化,但總體上是正影響的系數(shù)圖4 Log(AGRI)對(duì)- -個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差Log( CITY)新息的響應(yīng)大于負(fù)面影響的系數(shù).由于方程一估計(jì)的系數(shù)統(tǒng)計(jì)Fig.4 Response of Log( AGRI) to Log( CITY)表6 VAR 模型二的方差分解表Table 6 Variance decomposition VAR Model Two城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對(duì)城鎮(zhèn)化的貢獻(xiàn)率/%期Percent Log( ACRI)Percent Log( CITY)Percent Log( AGRI)Periodvariance dueto Log( AGRI)0. 0000. 9171732. 42855. 3862. 1201.0101832. 25956. 4696. 8174.813132. 04857. 45612. 35411.717231. 80858. 36017. 43619. 26831. 54959. 19121. 59926. 0072:31. 28359. 95824. 83031. 59131. 01660.66427. 26836. 1392430. 75661.31629. 07339. 86430.51151. 91530. 37942. 95330. 28862. 46431. 29745. 55430.09462.9631. 91347. 7742829. 93663.4111332. 29749. 69529. 82063. 808.32. 50351.376329. 75364. 1521532. 57252. 86364. 44032. 53954. 19129. 78364. 67029. 8864. 839上不顯著,需要VAR模型的脈沖響應(yīng)與方差分解1%的顯著水平上,城鎮(zhèn)化是工業(yè)化的格蘭杰原因,進(jìn)一步分析與證明.方程二比方程一除了模型整體和VAR模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果的顯著性結(jié)論- -致.擬合度更好外,估計(jì)的系數(shù)顯著性突出:當(dāng)期Log圖5為工業(yè)化對(duì)城鎮(zhèn)化的響應(yīng)路徑,在前9期(CITY)受另外一個(gè)變量Log( INDUSTRY)滯后項(xiàng)中處于一個(gè)微調(diào)的階段,波動(dòng)的幅度最低點(diǎn)出現(xiàn)在的影響也是隨滯后期正負(fù)相間式變化,并且在第5期,在這段時(shí)間內(nèi),隨著城鎮(zhèn)化的發(fā)展,工業(yè)化10%檢驗(yàn)水平上顯著.當(dāng)期Log( CITY)受自身滯后對(duì)城鎮(zhèn)主要現(xiàn)為負(fù)的響應(yīng).從第9期到第20期,工項(xiàng)的影響主要在滯后一階的Log(CITY),其正向影業(yè)化對(duì)城鎮(zhèn)門中國(guó)煤化土響應(yīng),最大的響作用大于滯后二、三、五階的負(fù)面影響.正響應(yīng)(第20TYHCNMH出后,正向響表8所示的檢驗(yàn)可知,在1%顯著水平下,Log應(yīng)-直持續(xù)減羽，到弟35期全現(xiàn)收斂跡象.說明城(CITY)能Granger 引起Log ( INDUSTRY),即在鎮(zhèn)化初期時(shí)對(duì)工業(yè)化出現(xiàn)了負(fù)面效應(yīng),但長(zhǎng)期來看,.774河南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)第47卷城鎮(zhèn)化對(duì)促進(jìn)工業(yè)化的正向拉動(dòng)影響時(shí)限更長(zhǎng),更表7工 業(yè)化與城鎮(zhèn)化VAR模型三的參數(shù)估計(jì)及整體的檢驗(yàn)結(jié)果有效果.圖6為城鎮(zhèn)化對(duì)工業(yè)化的響應(yīng)路徑.沖擊Table 7 Parameter estimation and integral開始值為0,這個(gè)結(jié)果和城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化響應(yīng)results of VAR Model Three路徑?jīng)_擊開始值是一樣的,表明如果沒有工業(yè)化、方程一方程二農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，,城鎮(zhèn)化的沖擊影響將為0.第2期到Equation one Equation two第14期呈現(xiàn)出逐漸增加的正向響應(yīng),此后正向響Log( INDUSTRY) Log( CITY)工業(yè)化滯后一階應(yīng)逐漸減弱,到33期也呈現(xiàn)收斂跡象.這說明了工1. 1970.112Log( INDUSTRY( -1))業(yè)化的發(fā)展能有效促進(jìn)城鎮(zhèn)化的發(fā)展.城鎮(zhèn)化水平t統(tǒng)計(jì)值t statistics0.196 210.07066.的不斷提高是工業(yè)化過程中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換升級(jí)的工業(yè)化滯后二階-0. 158-0.18內(nèi)在要求.2圖最終到第33期的收斂跡象表明工Log( INDUSTRY( -2))業(yè)化和城鎮(zhèn)化之間存在著相互促進(jìn)、相互影響的正0. 267450.096 32l statistics向聯(lián)系,但其關(guān)聯(lián)度呈弱化且趨于穩(wěn)定的態(tài)勢(shì).工業(yè)化滯后三階-0.3040.062Log( INDUSTRY( -3))- 為響應(yīng)麗數(shù)的計(jì)算值Solid line0.236 110. 085 03stands for response function result工業(yè)化滯后四階0.12r ----為響應(yīng)雨數(shù)加或減兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的- 0.024-0.034Log( INDUSTRY -4))置信帶Dashed lines stand for0.08confidence belt0.215 130.077 48 .↓statistics工業(yè)化滯后五階當(dāng)0. 1600.024明g 0.04Log( INDUSTRY( -5))0.13415.0. 048 31F號(hào)豆0.00城鎮(zhèn)化滯后一階-0.2771.733Log(CITY( -1))-0.04-0. 684 580. 24654-0.08城鎮(zhèn)化滯后二階015202:30Log( CITY( -2))1.329-0.745響應(yīng)函數(shù)的追蹤期aTrack years of response function1.378 830.49656圉5 Log( INDUSTRY)對(duì)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差城鎮(zhèn)化滯后三階-3.92-0.039Log( CITY)新息的響應(yīng)Log(CITY( -3))Fig.5 Response of Log( INDUSTY)1. 489290. 53634to Log( CITY)城鎮(zhèn)化滯后四階4.7420.346Log( CITY( -4))表9為VAR模型三的方差分解表,結(jié)果顯示1. 489650. 53647工業(yè)化對(duì)城鎮(zhèn)化的貢獻(xiàn)率--直處于持續(xù)增加的狀城鎮(zhèn)化滯后五階-1.758-0.346;態(tài).到第25期以后,工業(yè)化對(duì)城鎮(zhèn)化的貢獻(xiàn)率已經(jīng)Log( CITY( -5))超過50% ,此后保持穩(wěn)定平緩的增加.近年來,工0. 876 870.315 79業(yè)化對(duì)城鎮(zhèn)化的推動(dòng)作用仍然存在,只是推動(dòng)的效常數(shù)項(xiàng)Constant0. 164-0.013果沒有2000年以前明顯.也反映了河南工業(yè)化的l統(tǒng)計(jì)值0. 142 550.051 34 .已接近高工業(yè)化時(shí)代,城鎮(zhèn)化的速度略顯滯后.從城鎮(zhèn)化對(duì)工業(yè)化的貢獻(xiàn)率來看,前2期城鎮(zhèn)化對(duì)工對(duì)數(shù)似然函數(shù)值157. 142 3Log likelihood業(yè)化幾乎沒有貢獻(xiàn)率,從第3期至第21期迅速增赤池信息量準(zhǔn)則-9.65加,到第21期時(shí)達(dá)到歷史最高峰49. 48%,此后，Akaike information criterion貢獻(xiàn)率雖然中國(guó)煤化工聲不到1%,到施瓦茨準(zhǔn)則Schwarz criterion- 8.606第33期時(shí)MYHCNMHG.第6期郭震:河南省“三化”互動(dòng)關(guān)系的實(shí)證研究775. 為響應(yīng)函數(shù)的計(jì)算值Solid line3結(jié)論與政策建議stands for response function result0.15r ---為響應(yīng)函數(shù)加或減兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的3.1農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化與工業(yè)化的 VAR模型表明,河置信帶Dashed lines stand for0.10|confidence_ belt南工業(yè)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化沒有形成良性互動(dòng)的關(guān)系河南工業(yè)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的發(fā)展不像是典型ex三0.05發(fā)達(dá)國(guó)家那樣緊密的相輔相成的關(guān)系,無論是工業(yè)喜言0.00化還是農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化,其自身滯后一階的變量為顯著2-0.05的推動(dòng)因素,而另外的變量的滯后項(xiàng)幾乎沒有太大影響.脈沖響應(yīng)和方差分解表明了農(nóng)業(yè)對(duì)工業(yè)化的-0.10正面效應(yīng)和貢獻(xiàn)作用,但工業(yè)化進(jìn)程對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化-0.150152029的發(fā)展呈現(xiàn)出負(fù)面效應(yīng)和極低的貢獻(xiàn)率,其貢獻(xiàn)率響應(yīng)函數(shù)的追蹤期白遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于同期城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的貢獻(xiàn)率.工業(yè)Track years of response function部門是農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的源泉,河南農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展圖6 Log( CITY)對(duì)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差滯后的阻力不僅僅是農(nóng)業(yè)部門的事,更重要的在于Log( INDUSTRY)新息的響應(yīng)缺乏有力的產(chǎn)業(yè)支持.因此,要發(fā)揮工業(yè)化主導(dǎo)作Fig.6 Response of Log( CITY) to Log( INDUSTRY)表8VAR模型三中的Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果Table 8 Granger test results of VAR model three滯后期零假設(shè)觀測(cè)值卡方分布P值結(jié)論.Lag periodNull hypothesisObserved statistics Chi-sqProbabilityResultsLog( CITY)不是Log( INDUSTRY)的格蘭杰原因53320. 0010.001 2拒絕Log( CITY)is not Log( INDUSTRY) Granger causalityLog( INDUSTRY )不是Log( CITY)的格蘭杰原因4.9160.426 2接受Log( INDUSTRY) is not Log( CITY) Granger causality表9 VAR 模型三的方差分解表Table 9 Variance decomposition VAR Model Three工業(yè)化對(duì)城鎮(zhèn)化城鎮(zhèn)化對(duì)工業(yè)的貢獻(xiàn)率/%化的貢獻(xiàn)率/%期PeriodPercent Log( CITY)Percent Log( INDUSTRY)variance dueto Log( INDUSTRY)to Log( CITY)3. 4280.000743. 95644. 755210.0870. 4021845. 15147. 11314. 1561.057946. 22948.49818. 5426. 6302047. 18949. 24922. 04212. 3062148. 02749. 48424. 46916. 5052248. 74649. 44726. 74517. 9062349. 34828. 70817. 9882449. 84248. 86230. 64318. 6162550. 23848. 405132. 55321. 1582650. 54847. 8591134. 40324. 0132750. 78747. 26636.24626. 9692850. 96846. 65137. 992951. 10446. 0491439. 6633. 8503051.20645. 48541.21237. 8423151.28344. 97242. 64141. 56332中國(guó)煤化工75127FYHCNMHG用,工業(yè)化發(fā)展要重心下移,加大工業(yè)對(duì)農(nóng)業(yè)的反哺力度,增加對(duì)農(nóng)業(yè)的貢獻(xiàn)率..776河南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)第47卷3.2農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對(duì)城鎮(zhèn)化的 VAR模型結(jié)果顯參考文獻(xiàn):示,農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和城鎮(zhèn)化互為格蘭杰原因,2者之間互相依賴、互相促進(jìn)的關(guān)系正在形成[1] 阿瑟，劉易斯.二元經(jīng)濟(jì)論[M].北京:北京經(jīng)濟(jì)學(xué)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對(duì)城鎮(zhèn)化的貢獻(xiàn)率大于同時(shí)期城院出版社,1989 :235.鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的貢獻(xiàn)率,農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化現(xiàn)代化對(duì)[2] H. 錢納里,S.魯賓遜,M.塞爾奎.工業(yè)化與經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化的脈沖響應(yīng)先降后升的趨勢(shì)和城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)增長(zhǎng)的比較研究[M].上海:上海三聯(lián)書店,1989 :89.業(yè)現(xiàn)代化脈沖響應(yīng)的負(fù)面效應(yīng)減弱的趨勢(shì)反映了[3RAINS G, FEI J A theory of economic development,A-這2者之間互相依賴、互相促進(jìn)的關(guān)系正在形成.merican economic development[J]. American economic農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化與工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的2個(gè)VAR模型的Review, 1961 ,51(4) :533 - 565.方差分解都表明農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對(duì)2者有不可低估的[4] T0DARO M P. A model of labor migration and urban貢獻(xiàn)作用,且一直處于上升狀態(tài),因此,河南工業(yè)化unemployment in less dev eloped countries[ J ] . American和城鎮(zhèn)化的建設(shè)離不開農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的支持貢獻(xiàn),工economic review, 2002 ,59(1):138 - 148.業(yè)化、城鎮(zhèn)化的水平的提高也需要農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平[5] 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)系研的大幅度提高.筆者不同意某些專家的說法,認(rèn)為究[J].統(tǒng)計(jì)與決策,2010( 10) :125 - 127.“農(nóng)業(yè)發(fā)展?jié)摿Σ淮?對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)趨緩,因此，[6]蔡健,張?jiān)篮? 農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展的內(nèi)在動(dòng)力:工業(yè)農(nóng)業(yè)發(fā)展主要側(cè)重糧食安全,保證‘吃飯’問題.”化與城鎮(zhèn)化[J].福建農(nóng)林大學(xué)學(xué)報(bào):哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版,2012(2) :38 -43.農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的發(fā)展對(duì)工業(yè)化、城鎮(zhèn)化的推動(dòng)作用不[7工業(yè)化與城市化協(xié)調(diào)發(fā)展研究課題組.工業(yè)化與城僅僅只表現(xiàn)在于農(nóng)村勞動(dòng)力、土地等生產(chǎn)要素對(duì)城市化關(guān)系的經(jīng)濟(jì)學(xué)分析[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué),2002鎮(zhèn)化建設(shè)的投人,更重要的是勞動(dòng)力推動(dòng)、土地流(2) :44 -s5.轉(zhuǎn)的制度變革所帶來的巨大的貢獻(xiàn)力量.因此,政[8] 許秀川,王 釗.城市化 、工業(yè)化與城鄉(xiāng)收入差距互策上要關(guān)注農(nóng)業(yè),要發(fā)揮農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的基礎(chǔ)作用，動(dòng)關(guān)系的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)問題研究. 2008(12):要增加農(nóng)業(yè)投人及提高農(nóng)民收人,要改變農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)65 -70.方式,實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率有效增長(zhǎng).[9] 郭劍雄.城市化與中國(guó)農(nóng)業(yè)的現(xiàn)代化[J].經(jīng)濟(jì)問題，3.3工業(yè)化與城鎮(zhèn)化的 VAR模型結(jié)果顯示,城2003(11):48 -50.鎮(zhèn)化是工業(yè)化的格蘭杰原因,工業(yè)化與城鎮(zhèn)化表現(xiàn)[10]劉玉.農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化與城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展研究[J].城市發(fā)展研究,2007(6) :37 -40.為高度的一致性脈沖響應(yīng)和方差分解表明河南工業(yè)化與城鎮(zhèn)[11] 孫致陸,周加來.城市化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化與農(nóng)民收入增加[J].廣西財(cái)經(jīng)學(xué)院學(xué)報(bào),2009(6):6-15.化的關(guān)系非常密切,再次證明了工業(yè)化總是對(duì)城鎮(zhèn)[12] 孟俊杰, 田建民,蔡世忠等.河南省“三化"同步發(fā)展化有較強(qiáng)的帶動(dòng)作用,城鎮(zhèn)化總對(duì)工業(yè)化有較大的水平測(cè)試研究[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì),2012(8) :65 -71.支持作用.城鎮(zhèn)化對(duì)工業(yè)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的推動(dòng)作[13] 吳旭曉.河南“三化”協(xié)調(diào)發(fā)展評(píng)價(jià)研究[J].商業(yè)研用極大,不僅表現(xiàn)在城鎮(zhèn)化是是工業(yè)化農(nóng)業(yè)現(xiàn)代究,2012(7):149 - 156.化的格蘭杰的原因,而且城鎮(zhèn)化對(duì)工業(yè)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)[14] 蔡世忠.中原經(jīng)濟(jì)區(qū)建設(shè)中“三化”協(xié)調(diào)發(fā)展的實(shí)證代化貢獻(xiàn)率也在不斷上升.因此,必須充分發(fā)揮城研究[J].農(nóng)業(yè)科技管理, 2012(6):13 -23.鎮(zhèn)化的引領(lǐng)作用,提高城鎮(zhèn)化的水平和質(zhì)量,促進(jìn)(責(zé)任編輯:梁保松)產(chǎn)業(yè)關(guān)系協(xié)調(diào)、產(chǎn)城關(guān)系協(xié)調(diào)、城鄉(xiāng)關(guān)系協(xié)調(diào).中國(guó)煤化工MHCNM HG