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[摘要]選取黑龍江省重要糧食基地--雙鴨山市的城鎮化與農業結構為研究對象，分析雙鴨山市現有的農業結構與城鎮化的相關關系。結果表明：雙鴨山市城鎮化與農業結構存在長期均衡穩定關系，但農業結構嚴重阻礙城鎮化水平提高，在此基礎上提出優化農業結構、促進雙鴨山市城鎮化的措施建議。

[關鍵詞]雙鴨山市；農業結構；城鎮化；協整回歸

一、文獻研究與述評

李春生(2018)根據1978-2016年的統計數據，運用VAR模型對改革開放以來我國城鎮化對農業產業結構升級的動態作用進行分析，得出：推動戶籍人口城鎮化、加強農用土地監管和進一步推進農業市場化，有利于更好發揮城鎮化對農業產業結構升級的積極作用；洪揚(2019)基于我國1990-2017年的時序數據，通過VAR模型對人口城鎮化與產業結構升級之間的關系進行了探討，發現：產業結構升級與城鎮化之家存在互相促進效應，即短期產業結構升級對城鎮化有明顯推動作用，長期內，城鎮化對產業結構升級的作用強度相對較大；葉凱凱(2014)以山東省服務業與城鎮化水平為研究對象，結合山東省城鎮化與服務業發展現狀，對山東省城鎮化與服務業互動關系進行研究，得出：現階段山東省城鎮化與三次產業發展的關聯度從大到小依次為第二產業、第三產業(服務業)、第一產業，目前服務業對城鎮化推動力弱于第二產業，第二產業仍然是山東省城鎮化的主要動力。蘇守波等(2019)基于山東省1984-2017年時間序列數據，構建城鄉收入差距、產業結構調整和城鎮化三個變量組成的VAR模型，發現：城鄉收入差距和城鎮化具有負相關關系，城鎮化與產業結構調整關系為正。從以上文獻中可以看出，學者均得出產業結構與城鎮化之間有因果關系，但與已有研究相比，本文有如下區別：第一，研究方法：大部分學者采用時間序列和自回歸模型相結合的方法，重點分析前期對后期的影響，而本文采用時間序列和協整回歸模型結合的方法，既能分析前后期影響又能分析當前影響；第二，研究指標：大部分學者用城鎮居住人口占總人口的比重作為衡量城鎮化的指標，而本文用非農業產值占GDP的比重作為城鎮化指標。第三，研究范圍：大部分學者用一國、一省、一地區為研究對象，采用市、縣為研究對象的很少，此外，雙鴨山市二、三產業規模小，對城鎮化的影響不如農業顯著，所以本文以雙鴨山市城鎮化與農業結構為研究對象，分析雙鴨山市城鎮化水平(2007-2017年)下降是否受農業結構影響，并且為優化雙鴨山市農業結構提出合理建議。

二、指標選取和數據來源

(一)指標選取1.城鎮化指標。城鎮化是指隨著一個國家或地區社會生產力的發展、科學技術的進步以及產業結構的調整，其社會由以農業為主的傳統鄉村型社會向以工業(第二產業)和服務業(第三產業)等非農業為主的現代城市型社會逐漸轉變的歷史進程。因此，本文以二、三產業產值之和占GDP的比重來衡量城鎮化發展水平，計算公式：UR=(ECCZ+SCCZ)/GDP其中，UR表示城鎮化水平、ECCZ表示第二產業產值、SCCZ表示第三產業產值、GDP表示某地區生產總值2.農業結構指標。世界各國常用國內生產總值中各次產業所占的比重，及各次產業的就業人數來評價產業結構狀況。因為雙鴨山市就業人數數據比較難找，因此本文用一產總值(用一產產值代替農業產值)占國內生產總值的比重作為農業結構指標。計算公式：其中，NYJG表示農業結構，YCCZ表示第一產業產值。

(二)數據來源本文根據黑龍江省統計年鑒(2007-2017年)和雙鴨山市統計公報中的有關數據核算出的各變量數值如表1所示。

三、實證研究

(一)單位根檢驗現實中大多數時間序列往往是非平穩的，如果直接用OLS進行估計，往往會造成偽回歸。因此為了保證偏回歸系數的無偏性和有效性，需要進行單位根檢驗。如果序列非平穩，則需要經過差分來判斷數據是否平穩，由此來決定是否可以用協整模型來分析。本文用R軟件中的PP.test(數據)來判斷序列是否平穩(原假設為存在單位根，大于臨界值，說明存在單位根數據不平穩)用diff(數據，期數，差分次數)來進行差分。變量單位根檢驗結果如表2所示。從檢驗結果可以看出，時間序列數據UR、NYJG在5%和10%的顯著水平下均大于臨界值，為非平穩數據。直到經過兩次差分，△2UR、△2NYJG在5%和10%的顯著水平下均小于臨界值，說明經過兩次差分后數據平穩，即UR-I(2),NYJG-I(2)，即序列UR和NYJG均為二階單整序列，可以進行協整分析。

(二)協整檢驗協整檢驗是用來檢驗變量之間是否存在穩定的長期均衡關系的方法。本文基于E-G兩步法協整檢驗，如果殘差序列平穩，說明變量之間有協整關系，具體如下：第一步：回歸方程估計。以城鎮化率(UR)為被解釋變量，農業機構(NYJG)為解釋變量，用OLS估計回歸方程，得到回歸后的殘差序列e，然后對殘差序列e進行單位根檢驗，來分析殘差序列的平穩性。本文用R作為計量分析軟件，估計的回歸方程如下所示：上述估計方程的R2=0.9912、R2=0.9902，均接近于1，說明模型擬合效果好。在5%的顯著性水平下，F概率值(1.446e-10)遠小于0.05，說明回歸方程整體顯著，即雙鴨山市農業結構(NYJG)變量對城鎮化(UR)有顯著影響。T統計量概率值分別為9.07e-15、1.45e-10(遠小于0.05)，說明在5%的顯著水平下，常數項、解釋變量農業結構(NYJG)對被解釋變量(UR)有顯著影響。從方程中可以看出，在其它條件不變時，一產產值占比每提高一個單位，城鎮化率就會降低1.01598個單位。雙鴨山城鎮化與農業結構之間為負相關關系。說明雙鴨山市目前的農業結構不利于城鎮化水平提高。第二步：殘差序列的單位根檢驗。由以上方程可知：e=UR-1.00627+1.01598NYJG(2)在5%的顯著性水平下，基于R計量模型，用PP.test(殘差序列)得出p-value=0.02186<0.05，說明在5%的顯著性水平下拒絕存在單位根的原假設，即殘差為平穩序列，因此雙鴨山市城鎮化與農業結構(NYJG)能進行協整回歸(公式1)，有長期均衡關系。

(三)殘差檢驗1.正態分布檢驗。基于R計量軟件，用JB(殘差),得出概率值0.05655007>0.05，說明殘差服從正態分布假說。2.同方差檢驗。基于R計量軟件，用CCYFC.test(回歸對象)，得出概率值0.6031828>0.05,說明殘差服從同方差假說。3.無自相關檢驗。基于R計量軟件，用CCZXG.test(公式，滯后期數，數據)，得出概率值0.3495793>0.05,說明殘差服從無自相關假說綜上，殘差均通過了穩定性、正態分布、同方差、無自相關檢驗，說明估計的偏回歸系數是無偏、有效的。

四、對策建議

從以上的分析中得出：雙鴨山市現存的農業結構是雙鴨山市鎮化水平呈降低趨勢(2007-2017年)的重要原因，所以優化雙鴨山市農業結構，推動農業供給側結構性改革顯得十分重要。

(一)改變傳統農業發展模式從以上分析中可以看出，雙鴨山市傳統農業發展模式嚴重阻礙了城鎮化發展。所以雙鴨山市應積極推動農業現代化發展，改變傳統的家庭式人工耕作，走規模化機械化道路。比如，可采取垂直一體化模式：由企業提供與農業生產相關的生產資料和生產技術，并且完成農業的后期加工與營銷，這種模式可以實現生產、加工與銷售一體化，延長產業鏈條，增加農產品的附加價值，加快構建現代農業體系。

(二)優化農產品銷售渠道目前，雙鴨山市大部分農產品銷售現狀是南方購貨商低價從農戶手中收購優質農產品，然后經過深加工，最后以十幾倍收購價賣出。這種銷售渠道極大地損害了農民利益。因此，針對這種現狀，提出建議：一是要發展電子商務平臺，聯合三方知名電商平臺，如：阿里巴巴、京東等，整合資源，搭建雙鴨山市電子商務系統，不僅擴寬了農產品銷售渠道，而且還可以提供品牌推廣、信息處理、培訓等服務，提升農產品競爭力，保障農民利益，刺激農民生產積極性。二是政府要出臺政策和擴大基礎設施項目財政支出，為招商引資創造良好營商環境，引進有實力的農業產業化龍頭企業。

(三)推動農業科技創新，發展數字農業農業科技創新是推動農業供給側結構性改革的驅動力。進行農業科技創新可以采取如下措施：一是產前創新：加大與國家農業科技研發機構和農業高校合作，培育新品種。二是產中創新：推廣集約化育苗、膜下滴灌、水肥一體化、科學施肥、科學用藥等先進生產技術，讓生產過程盡可能實現機械化。三是產后創新：構建產品物流、存儲體系，大力促進流通技術研發，構建人工智能物流、生鮮儲存運輸、物流配送等多種農產品物流技術支撐體系。產前、產中與產后創新過程相結合，可以提高農產品質量，擴大有效供給，符合農業供給側結構性改革的理念。

(四)推進三產融合根據產業理論，二、三產業對城鎮化水平的提高具有重要意義，所以雙鴨山市只靠優化農業結構來推動城鎮化是不現實的。雙鴨山市有農業基礎，可以提供大量農產品，所以雙鴨山市應圍繞農產品主題，打造一個與農產品有關的旅游項目，如設立農產品文化主題公園,園內可設立農產品觀光區、農產品采摘區等增加游客用戶體驗的項目，來推動農業+旅游業融合發展。

[參考文獻]

[1]李春生.城鎮化對農業產業結構升級的影響研究[J].廣東農業科學,2018(5):159-165.

[2]洪揚.人口城鎮化與產業結構升級雙向研究[J].全國流通經濟，2019(22):135-137.

[3]葉凱凱.山東省城鎮化與服務業互動關系研究[D].山東財經大學,2014.

[4]蘇守波.城鄉收入差距、產業結構調整與城鎮化關系研究[J].經濟視角，2019(4):30-37.

作者：上創利 李兆鑫 單位：哈爾濱商業大學