程 超， 童紹玉， 彭海英， 王春梅

(1.云南財經大學國土資源與持續(xù)發(fā)展研究所，云南昆明 650221； 2.攀枝花學院黨委行政辦公室，四川攀枝花 617000)

推動城鎮(zhèn)化與農業(yè)現代化的協調發(fā)展，是推進城鄉(xiāng)統(tǒng)籌與城鄉(xiāng)一體化發(fā)展的重要著力點。江蘇省作為我國經濟發(fā)達省份，其城鎮(zhèn)化與農業(yè)現代化客觀上存在著復雜的耦合關系，定量分析兩者之間的耦合度，考察其耦合度與當地城鄉(xiāng)一體化水平的關系具有重要的理論意義與實踐價值。

近年來，隨著城鎮(zhèn)化進程的推進以及對農業(yè)現代化認識的不斷深化，學術界對城鎮(zhèn)化與農業(yè)現代化耦合關系的關注度逐漸增強。從研究內容看，主要集中在2個方面：(1)城鎮(zhèn)化與農業(yè)現代化的耦合機制及其評價指標的理論探討[1]；(2)區(qū)域城鎮(zhèn)化與農業(yè)現代化耦合度的實證研究[2]。從研究方法看，主要有(1)單一指標法，即以城鎮(zhèn)人口比重、農業(yè)部門勞動生產率等單一指標表征二者耦合協調性[3]；(2)復合指標法，即構建關聯指標體系，借助熵值法、變異系數法及層次分析法等方法進行指標賦權，采用相應的模型分析二者間耦合互動關系[4]。

目前，國內關于城鄉(xiāng)一體化的研究已有較多嘗試，從研究的視角看，主要集中在評價城鄉(xiāng)一體化的指標體系、城鄉(xiāng)一體化的演變軌跡等理論探索[5-6]、區(qū)域城鄉(xiāng)一體化水平測度及影響因素分析[7]以及城鄉(xiāng)一體化的進程與階段劃分[8]；從研究的區(qū)域看，主要涉及全國性的[9-10]、區(qū)域性的[11]和城市[12]等；從研究的方法看，主要有德爾菲法[11]、層次分析法(analytic hierarchy process，簡稱AHP)、網絡層次分析法(analytic network process，簡稱ANP)[13]及因子分析法等[14]。

有關城鎮(zhèn)化與農業(yè)現代化的耦合度研究、城鄉(xiāng)一體化的研究已取得了較多成果，但是，已有研究中構建的評價指標體系對“城鄉(xiāng)一體”的屬性表征尚不凸顯，指標權重的確定對數據自身變化特征的考慮尚且不足。對城鎮(zhèn)化-農業(yè)現代化的耦合度與城鄉(xiāng)一體化關系的研究也有待深入。本研究擬測度城鎮(zhèn)化與農業(yè)現代化的耦合度，構建評價“城鄉(xiāng)一體”指標體系，測評研究區(qū)城鄉(xiāng)一體化水平；運用向量自回歸模型(VAR)，探索江蘇省城鎮(zhèn)化-農業(yè)現代化耦合度與城鄉(xiāng)一體化的互動響應和作用關系，為研究區(qū)城鄉(xiāng)一體化發(fā)展的路徑選擇提供依據。

1 研究區(qū)概況與研究方法

1.1 研究區(qū)概況

江蘇省位于中國大陸東部沿海地區(qū)，全省面積為10.26萬km2，地理區(qū)位條件優(yōu)越，地跨長江、淮河、京杭大運河；經濟發(fā)達，城鎮(zhèn)化進程穩(wěn)步推進，2014年人均GDP和戶籍人口城鎮(zhèn)化率分別達到87 995元和67%。此外，江蘇省既是經濟大省，也是農業(yè)大省，2014年糧食總產量為3 490.62萬t，位居全國第四；農業(yè)機械化總動力為4 649.98萬kW，位居全國前列；農業(yè)增加值為3 835.16億元，位居全國第三，全省農業(yè)機械化、農業(yè)化學化、農村電氣化、農業(yè)生態(tài)環(huán)境、農田水利、農業(yè)支持保障水平和新農村建設均位居全國前列[15]，農業(yè)現代化進程不斷加快。據此，以江蘇省為例開展城鎮(zhèn)化-農業(yè)現代化的耦合度與城鄉(xiāng)一體化的關系研究，其意義不僅能夠為江蘇省的城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化的耦合協調持續(xù)可發(fā)展以及推進城鄉(xiāng)發(fā)展一體化進程提供政策啟示，還可為其他類似地區(qū)和欠發(fā)達省份提供借鑒和參考，具有典型的代表性和現實意義。

1.2 研究方法

1.2.1 城鎮(zhèn)化-農業(yè)現代化的耦合度與城鄉(xiāng)一體化的關系框架 基于已有研究的認識[2-3]，本研究認為城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化之間具有互動作用機制，且兩者之間的耦合協調發(fā)展對打破城鄉(xiāng)二元結構，促進城鄉(xiāng)間空間、社會、經濟以及生態(tài)協調統(tǒng)籌發(fā)展等城鄉(xiāng)一體化進程具有一定影響。城鎮(zhèn)化-農業(yè)現代化的耦合度與城鄉(xiāng)一體化的互動響應關系框架如圖1所示。

城鎮(zhèn)化與農業(yè)現代化的耦合協調關系主要表現為以下幾個方面：(1)城鎮(zhèn)化為農業(yè)現代化發(fā)展提供了物質基礎和市場環(huán)境。一方面，城鎮(zhèn)化可以為農業(yè)現代化提供其發(fā)展亟需的充分的物質基礎和資金支持；另一方面，城鎮(zhèn)化可以吸引大量農村剩余勞動力，促進農業(yè)產業(yè)化發(fā)展，使得產業(yè)結構得到調整。(2)農業(yè)現代化是城鎮(zhèn)化發(fā)展的重要基礎。首先，實現農業(yè)現代化，可以釋放農業(yè)勞動力數量和農村土地資源，促進農村勞動力向城鎮(zhèn)轉移，為城鎮(zhèn)的發(fā)展提供勞動力、土地等生產要素支持；其次，隨著農民收入的改善，消費需求也隨之增加，從而為城鎮(zhèn)化的推進創(chuàng)造了市場條件；最后，農業(yè)勞動生產率的提高可以生產出更多的農業(yè)剩余產品，而農業(yè)剩余產品是促進產業(yè)分工的必要前提[3]。

城鎮(zhèn)化-農業(yè)現代化的耦合協調性與城鄉(xiāng)一體化的互動機制表現為(1)農業(yè)現代化與城鎮(zhèn)化的耦合協調發(fā)展，可以促進城鄉(xiāng)間生產要素的自由流動，推進城鎮(zhèn)集聚與農業(yè)發(fā)展進程，從而改善城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡的狀況，縮小城鄉(xiāng)差距。(2)城鄉(xiāng)一體化的發(fā)展，可以有效解決長期存在的“三農”問題，從而提高城鎮(zhèn)化與農業(yè)現代化的耦合協調性。一方面促進農產品加工業(yè)發(fā)展，延長農業(yè)產業(yè)鏈，提高農業(yè)產業(yè)化經營水平，增加農業(yè)效益；另一方面農村勞動力轉移，分散的農村土地資源就可以被集中，從而提高農業(yè)生產效率，為農業(yè)產業(yè)化、集約化、現代化發(fā)展創(chuàng)造條件；此外，推進城鄉(xiāng)發(fā)展一體化，可以打破城鄉(xiāng)二元結構，推動城鄉(xiāng)間統(tǒng)籌發(fā)展，促進人口與經濟社會要素向城鎮(zhèn)集聚，使城鎮(zhèn)不斷發(fā)展擴大，全面優(yōu)化經濟社會結構和提高居民生活水平。

1.2.2 城鎮(zhèn)化-農業(yè)現代化的耦合模型 借助物理學的耦合概念及模型[16]，建立城鎮(zhèn)化與農業(yè)現代化的耦合模型，即：

C={(U×A)×[(U+A)(U+A)]}1/2；

(1)

(2)

式中：C為耦合度；U、A分別為城鎮(zhèn)化指數、農業(yè)現代化指數；D為耦合協調度；T為城鎮(zhèn)化與農業(yè)現代化系統(tǒng)總和協調指數，反映二者的整體發(fā)展水平對協調度的貢獻[17]；α、β為待定系數，由于城鎮(zhèn)化與農業(yè)現代化被視為同等重要，故α=β=0.5；在實際應用中，考慮到城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化耦合度的2個極限值，借用模糊數學思想，參照已有研究[18-19]，把一定區(qū)間耦合協調度隸屬為同一等級，得出耦合協調度等級標準(表1)。

表1耦合協調度等級劃分標準

1.2.3 城鄉(xiāng)一體化測度模型 城鄉(xiāng)一體化評價指標體系。在構建城鄉(xiāng)一體化指標體系時，需要清晰地認識總系統(tǒng)與其各個子系統(tǒng)以及各個子系統(tǒng)之間的關系[19]。因此，在參考已有文獻[9]和征詢有關專家意見的基礎上，采用頻度統(tǒng)計法(即從有關城鄉(xiāng)一體化的文獻中選擇頻度較高的指標)、理論分析法(即對城鄉(xiāng)一體化的內涵、特征等方面進行分析后選擇能夠準確把握城鄉(xiāng)一體化的指標)以及綜合分析法(即對初步提出的指標體系進行綜合分析后調整)，從數據可獲取性和便于量化的角度，按照科學性、系統(tǒng)性、可比性、層次性等原則，來構建既包含“城鄉(xiāng)差別化”(即對比類指標)，又有“城鄉(xiāng)一體化”(即狀態(tài)類、動力類指標)兩大屬性的城鄉(xiāng)一體化指標體系(表2)。

表2城鄉(xiāng)一體化水平評價指標體系

注：屬性欄內“+”“-”分別表示正向、逆向指標，“P、S、D”分別表示指標類型為對比類、狀態(tài)類、動力類。

城鄉(xiāng)一體化水平測度方法。運用兩步主成分分析法[20]來測度江蘇城鄉(xiāng)一體化水平：第一步是將城鄉(xiāng)一體化各子系統(tǒng)的基礎數據經過處理后，用主成分分析法賦予相應權重，并據此來計算城鄉(xiāng)一體化各子系統(tǒng)的綜合指數；第二步是將第一步計算出的城鄉(xiāng)一體化各子系統(tǒng)的綜合指數作為基礎數據，同理運用主成分分析法，計算出城鄉(xiāng)一體化各指數的權重，最后以加權求和方法計算城鄉(xiāng)一體化指數。

1.2.4 VAR模型 選擇適合處理變量之間內生關系的非結構性方法VAR模型來反映城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化的耦合與城鄉(xiāng)一體化之間的雙向動態(tài)影響關系[21]。本研究構建的VAR模型如下：

(3)

式中：yt表示時間序列構成的向量；C為常數項；Aj為時間序列矩陣；εit為隨機擾動項。

1.3 數據來源與指標處理

1.3.1 數據來源 城鎮(zhèn)化、農業(yè)現代化及城鄉(xiāng)一體化的指標數據均在1996—2015年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國農村統(tǒng)計年鑒》《中國水資源公報》《江蘇統(tǒng)計年鑒》及相關文獻和實地調研的基礎上進行的統(tǒng)計與計算，并采用移動平均法、指數平滑法、GM(1，1)灰度預測等方法填充個別缺失的歷史數據。

1.3.2 指標處理 由于城鄉(xiāng)一體化指標體系是由若干個指標構成的，且各指標間存在量綱差異，故需進行指標數據的標準化處理：(1)逆向指標正向化，由于本研究逆向指標結果多數是比值或比率形式，取倒數形式相對合理，即xij′=1/xij；(2)標準化處理，采用均值法，即xij′=xij/xj。

2 結果與分析

2.1 城鎮(zhèn)化與農業(yè)現代化的耦合分析

對城鎮(zhèn)化與農業(yè)現代化耦合研究的指標體系較多，但多與城鄉(xiāng)一體化指標體系存在交叉信息，鑒于此，采用國際和國內通用的城鎮(zhèn)化率(即城鎮(zhèn)人口占總人口比重)、農業(yè)部門勞動生產率(即農業(yè)部門產值比重與農業(yè)部門就業(yè)人口比重之比)來衡量城鎮(zhèn)化、農業(yè)現代化。運用上述研究方法對1995—2014年江蘇省城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化的評價指數、耦合協調度進行計算，結果見表3。

表31995—2014年江蘇省城鎮(zhèn)化與農業(yè)現代化的耦合評價指數

注：字母含義同“1.2.2”節(jié)。

2.1.1 城鎮(zhèn)化與農業(yè)現代化指數變化特征 從表3可以看出，在研究時段內，江蘇省城鎮(zhèn)化水平呈持續(xù)增長的趨勢，由研究期基點1995年的0.273增長到研究期終點2014年的0.652，增幅達到138.83%，表明近10年來江蘇省隨著工業(yè)化和經濟的快速增長，其城鎮(zhèn)化水平提升明顯。從農業(yè)現代化水平指數的變化看，江蘇省1995—2014年農業(yè)現代化水平指數呈現先平穩(wěn)增長后快速增長的變化特征，由研究期基點的0.321增長到研究期終點的3.955，1995—2005年處于平穩(wěn)增長階段，而2006—2014年處于快速增長階段，且增長趨勢明顯，這是由于我國從2006年開始連續(xù)出臺各種惠農政策(2006年取消農業(yè)稅、種糧直補政策、現代種業(yè)發(fā)展支持政策等以及連續(xù)多年中央一號文件以“三農”為主題)，開始調整工農關系和城鄉(xiāng)關系，實施“工業(yè)反哺農業(yè)、城市支持農村”戰(zhàn)略，農業(yè)現代化水平穩(wěn)步提升。

2.1.2 城鎮(zhèn)化與農業(yè)現代化的耦合 由表3可以看出，1995—2014年江蘇省城鎮(zhèn)化與農業(yè)現代化耦合協調度呈波動上升的趨勢，由基點的0.313上升到0.681，增幅為117.57%。根據耦合協調度大小劃分的等級標準可知，江蘇省在研究期內整體經歷了輕度失調—瀕臨失調—勉強協調—初級協調4個階段，表明江蘇省城鎮(zhèn)化與農業(yè)現代化的耦合協調度向良性發(fā)展，具有一定的協調發(fā)展關系：(1)江蘇省城鎮(zhèn)化過程就是農業(yè)現代化不斷發(fā)展的過程，城鎮(zhèn)人口比重的增加增強了江蘇省經濟擴散效應[22]，中小企業(yè)和人口在空間上的聚集，降低了土地集中成本，從而降低了農業(yè)現代化的成本，為農業(yè)現代化的發(fā)展提供了市場需求條件和基礎支撐；(2)江蘇省農業(yè)現代化發(fā)展過程中，減少了農業(yè)勞動力數量，促進農村富余勞動力向城鎮(zhèn)轉移，增加了消費需求，為城鎮(zhèn)化的推進提供了經濟基礎，合理推進了城鎮(zhèn)化進程。

2.2 城鄉(xiāng)一體化測度與分析

采用兩步主成分分析法將處理后的基礎指標數據代入SPSS 23.0，在進行主成分分析時，選擇使用協方差矩陣，并根據KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)>0.7和方差貢獻率≥85%為準則來確定主成分的數量。第一步主成分分析時，求算出城鄉(xiāng)一體化各個子系統(tǒng)基礎指標數據的權重并據此計算出各子系統(tǒng)的指數；第二步主成分分析時，在第一步得到的指數基礎上，求算出各子系統(tǒng)在城鄉(xiāng)一體化系統(tǒng)中的權重，并據此計算出江蘇省1995—2014年城鄉(xiāng)一體化指數(圖2)。

從圖2可以看出，江蘇省城鄉(xiāng)一體化指數呈現出波動變化態(tài)勢，階段性特征明顯，且城鄉(xiāng)一體化4個子系統(tǒng)指數的貢獻均為正效應，但變化差異明顯。(1)城鄉(xiāng)一體化指數表征為1條波動性增長的曲線。指數最大年份為2014年，最小年份為1996年，最大年份是最小年份的2.68倍，1995—2000年處于波浪式的上升階段，而2001—2010年呈現出持續(xù)增長趨勢，由基點的2.216增長到終點的4.540，增幅明顯(104.87%)，在研究期的末期(2011—2014年)為波浪式的上升階段。(2)城鄉(xiāng)社會一體化指數呈現出波動增長的趨勢。2005—2010年為持續(xù)增長階段，由基點的2.280增長到終點的3.229，增幅明顯(41.62%)，2011—2014年為波動增長階段，城鄉(xiāng)社會一體化水平隨著一系列優(yōu)惠政策(“惠農”補貼、城鄉(xiāng)義務教育“兩免一補”政策、合并現行新型農村社會養(yǎng)老保險制度與城鎮(zhèn)居民社會養(yǎng)老保險制度)的實施有所提高。(3)城鄉(xiāng)經濟一體化指數呈現出“V”形波動式增長的趨勢，且階段性特征明顯。指數由基點的1.139增長到終點的3.055，整體上呈現波浪式上升趨勢，1998—2001年處于谷底期，主要是受亞洲金融危機的影響。江蘇省城鄉(xiāng)總量規(guī)模擴大趨勢明顯，但在居民就業(yè)工資、生活消費等方面差距依舊較大，城鄉(xiāng)居民收入比、城鄉(xiāng)恩格爾系數比均呈現明顯的上升趨勢(增幅分別為50.29%、22.96%)，財政支農比呈現波動變化，財政金融對農村支撐力度仍較小，城鄉(xiāng)固定資產投資比呈現波動上升趨勢，城鄉(xiāng)二元對比系數總體呈現“V”形波動式增長的趨勢，研究期內年平均值為0.215，仍低于發(fā)展中國家0.31的閾值(參照李穎依據二元對比系數劃分產業(yè)結構[23]：發(fā)展中國家，0.31≤二元對比系數≤0.45；發(fā)達國家，0.52≤城市化水平≤0.86)，城鄉(xiāng)產業(yè)結構得到一定的優(yōu)化，但城鄉(xiāng)二元經濟結構仍不合理。(4)城鄉(xiāng)生態(tài)一體化指數呈現出1條平穩(wěn)增長曲線，指數由基點的0.416增長到終點的0.700，增幅為68.27%，城鄉(xiāng)生態(tài)環(huán)境二元結構明顯，但城市和農村的生態(tài)環(huán)境在結構、功能以及本底值等方面的不平衡狀態(tài)仍然存在。(5)城鄉(xiāng)空間一體化呈現波動式下降增長趨勢。1995—2014年指數由基點的0.999增長到終點的2.984，隨著城市化進程的推進，城鄉(xiāng)客運量指標增幅明顯(217.86%)，交通通達度增長趨勢明顯(交通網密度最大年份是最小年份的6.1倍)，城鄉(xiāng)往來時間縮短，城鄉(xiāng)一體化水平提高，城鄉(xiāng)生產要素(勞動力、資本、技術等)逐步從城市擴散至農村，城鄉(xiāng)空間集聚程度大幅提高，基礎設施建設得到加強，城鎮(zhèn)體系增強，網絡化結構規(guī)模擴大，大大提高了城鄉(xiāng)一體化水平[9]。

2.3 城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化的耦合與城鄉(xiāng)發(fā)展一體化的關系分析

2.3.1 VAR模型的建立 建立江蘇省城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化的耦合協調度與城鄉(xiāng)一體化水平的雙變量VAR模型來分析兩者的雙變量系統(tǒng)。利用Eviews 6.0對動態(tài)方程的參數進行估計(表4)。模型中的變量均經過取對數處理(變量LNCCD為城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化的耦合協調度取對數，變量LNURI為城鄉(xiāng)一體化水平取對數)，并從系數的顯著性、AC準則以及SC準則等方面考慮，選擇變量的最大滯后階數為1。

表4耦合協調度、城鄉(xiāng)一體化向量自回歸方程參數估計

對于VAR模型而言，若VAR模型的所有根模的倒數小于1，即AR特征多項式的倒數都為單位圓內，表明所估計的VAR模型是穩(wěn)定的。通過檢驗，由表5和圖3可判定江蘇省城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化的耦合協調度與城鄉(xiāng)一體化水平的雙變量VAR模型是穩(wěn)定的，可進行VAR模型的一般分析。

2.3.2 ADF檢驗和協整檢驗 選用目前普遍應用的ADF(Augmented Dickey-Fuller)檢驗法對城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化的耦合協調度與城鄉(xiāng)一體化水平變量時間序列的平穩(wěn)性進行檢驗。檢驗結果顯示，樣本區(qū)間在5%的顯著水平下，接受變量時間序列值有單位根的假設，拒絕二階差分存在單位根的假設，1995—2014年LNCCD、LNURI為二階單整I(2)變量，且均是平穩(wěn)的。

在單位根檢驗的基礎上，對LNCCD與LNURI變量間進行了EG兩步法[24]協整檢驗：第一步，用最小二乘法(ordinary least square，簡稱OLS)進行LNCDD與LNURI之間靜態(tài)回歸，回歸方程為LNURI=1.362 819LNCCD+2.174 128(r2=0.984 462)；第二步，檢驗殘差的單整階數，方法同檢驗序列的平穩(wěn)性，由檢驗結果可知，OLS方程的殘差序列的ADF檢驗值為-2.546 622，小于5%顯著水平的臨界值-1.960 171，即殘差系列是平穩(wěn)的。結果表明，江蘇省城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化的耦合協調與城鄉(xiāng)一體化水平之間存在協整關系，這與本研究的內容相符，江蘇省城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化的耦合協調與城鄉(xiāng)一體化水平之間具有長期的均衡關系。

2.3.3 基于VAR模型的廣義脈沖響應分析 為了分析江蘇省城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化的耦合協調與城鄉(xiāng)一體化水平之間的動態(tài)響應關系，在VAR模型估計的基礎上，運用廣義脈沖響應函數[25]分析變量間的沖擊影響(沖擊響應期設定為20期)，分析結果如圖4所示。

從城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化的耦合協調對城鄉(xiāng)一體化的響應來看(圖4-a)，城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化的耦合協調度對城鄉(xiāng)一體化一個標準差的沖擊，從開始就呈現出正向效應，且正向響應影響越來越顯著，即隨著城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化的耦合協調度的提高，城鄉(xiāng)一體化水平會隨之增長，且具有持續(xù)性和長期性的趨勢，并在第6期時正效應達到最大值(0.034 624)，隨后呈現緩慢下降的趨勢，但一直保持穩(wěn)定的正效應。在前5年、前10年的累積效應分別為0.120 241、0.290 69，表明城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化的耦合協調度每提高1百分點，城鄉(xiāng)一體化水平會隨之在前5年、前10年分別提高0.120 241、0.290 69百分點。這些特征說明江蘇省城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化的耦合協調對城鄉(xiāng)一體化具有明顯的正向作用，農業(yè)現代化水平的提高使得農業(yè)生產效率不斷提高，可以促進城鄉(xiāng)間生產要素(土地、勞動力等)的自由流動，并在城鎮(zhèn)化進程推動下，城市對農村的涓流效應開始顯現，即土地、勞動力及技術等要素從城市向農村擴散，從而改善城鄉(xiāng)發(fā)展的不平衡，縮小城鄉(xiāng)間差距。

從江蘇省城鄉(xiāng)一體化對城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化的耦合協調的響應來看(圖4-b)，城鄉(xiāng)一體化對城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化的耦合協調一個標準差正向的沖擊后，一直保持持續(xù)平穩(wěn)的正向效應。在前5年、前10年的累積效應分別為0.135 814、0.262 812，表明城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化的耦合協調度每提高1百分點，城鄉(xiāng)一體化水平會隨之在前5年、前10年分別提高 0.135 814、0.262 812百分點，前期高于城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化的耦合協調對城鄉(xiāng)一體化的累積效應，后期低于城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化的耦合協調對城鄉(xiāng)一體化的累積效應。這些特征說明，江蘇省城鄉(xiāng)一體化對城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化的耦合協調具有明顯的正向作用，且正向作用影響處于平穩(wěn)的常數水平，但從長期趨勢看，作用影響略有下降，隨著城鄉(xiāng)一體化發(fā)展階段的影響，城鄉(xiāng)一體化對城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化的耦合協調累積效應也會“脫節(jié)”，并不是持續(xù)增長，據根周江燕等歸納的錢納里“發(fā)展型式”模型[9]可知，1995—2014年江蘇省城鄉(xiāng)關系處于對立與融合的交叉時期，不僅存在多重城鄉(xiāng)二元結構(經濟、社會、文化、空間等)，還存在城鄉(xiāng)“倒二元”結構(生態(tài)環(huán)境)，這也就影響了城鄉(xiāng)一體化對城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化的耦合協調的正向作用程度，導致其累積效應與城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化的耦合協調對城鄉(xiāng)一體化的累積效應相比，前期高而后期低。

2.3.4 基于VAR模型的方差分解分析 為研究江蘇省城鄉(xiāng)一體化與城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化的耦合協調的相互影響關系，采用方差分解分析，從而獲得不同程度的沖擊反應變量間波動的方差貢獻率構成，方差分析結果見圖5(由于方差分解結果在10期以后趨于穩(wěn)定，故只列出10期)。

從圖5可以看出，(1)城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化的耦合協調對城鄉(xiāng)一體化的沖擊隨著時間推移具有明顯影響，在初期，貢獻率尚且最小，隨后緩慢持續(xù)增長，基本穩(wěn)定在29.57%左右，即城鄉(xiāng)一體化的預測方差的29.57%可由城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化的耦合協調的變動來解釋，說明城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化的耦合協調對城鄉(xiāng)一體化發(fā)展具有一定的影響；(2)城鄉(xiāng)一體化的波動主要受自身沖擊影響顯著，基本平穩(wěn)地保持在70.443%左右，而城鄉(xiāng)一體化對城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化的耦合協調的預測方差在初期的貢獻率較小，前5期呈現快速增長，隨后保持平穩(wěn)增長。這與江蘇省的發(fā)展現狀相符，隨著江蘇省經歷的城鄉(xiāng)關系階段發(fā)生變化(據根周江燕等歸納的錢納里“發(fā)展型式”模型[9])，城鄉(xiāng)一體化對城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化的耦合協調發(fā)展的互動反饋作用也發(fā)生相應變化。

3 結論與建議

本研究基于1995—2014年江蘇省城鎮(zhèn)化-農業(yè)現代化的耦合度與城鄉(xiāng)一體化水平測算結果，建立了江蘇省城鎮(zhèn)化-農業(yè)現代化的耦合與城鄉(xiāng)一體化之間的VAR模型，檢驗了二者之間的協整關系，運用廣義脈沖響應函數和預測方差分析了江蘇省城鎮(zhèn)化-農業(yè)現代化的耦合與城鄉(xiāng)一體化之間的動態(tài)響應關系，得到以下結論：

(1)1995—2014年江蘇省城鎮(zhèn)化與農業(yè)現代化經歷輕度失調—瀕臨失調—勉強協調—初級協調，兩者的耦合協調度朝著良性方向發(fā)展，具有一定的協調發(fā)展關系，相比而言，城鄉(xiāng)一體化指數呈現出波動變化態(tài)勢，階段性特征顯著，且城鄉(xiāng)一體化4個子系統(tǒng)指數的貢獻均為正效應，但變化差異明顯。

(2)研究期間的脈沖響應結果表明，江蘇省城鎮(zhèn)化與農業(yè)現代化的耦合協調與城鄉(xiāng)一體化之間存在長期協整關系，相互間具有明顯的正效應，且具有持續(xù)性和長期性的趨勢，反映長期內，城鎮(zhèn)化與農業(yè)現代化的耦合協調與城鄉(xiāng)一體化之間存在著雙向作用機制的長期穩(wěn)定關系。

(3)整個分析期內的預測方差結果表明，城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化的耦合協調解釋了城鄉(xiāng)一體化發(fā)展29.57%左右的方差，而城鄉(xiāng)一體化的波動主要來自自身，自身波動貢獻率均在70%以上，說明城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化的耦合協調對城鄉(xiāng)一體化發(fā)展具有一定影響，而城鄉(xiāng)一體化水平波動變化的原因是多方面的，城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化對目前江蘇省城鄉(xiāng)一體化的影響作用僅是其中一部分，城鄉(xiāng)一體化對城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化的耦合協調的互動反饋作用是隨著江蘇省經歷的城鄉(xiāng)關系階段發(fā)生變化的，這與江蘇省當前發(fā)展階段與實際現狀是完全相符的。

基于此，為實現城鎮(zhèn)化-農業(yè)現代化的耦合協調發(fā)展，形成與城鄉(xiāng)發(fā)展一體化的動態(tài)響應，未來江蘇省宏觀政策應關注于以下幾個方面：(1)促進城鎮(zhèn)化與農業(yè)現代化的耦合協調發(fā)展?；诮Y果分析，江蘇省城鎮(zhèn)化與農業(yè)現代化的耦合協調良性發(fā)展，尚處于初級協調階段，結合當前江蘇城鎮(zhèn)化與農業(yè)現代化面臨的人地關系緊張、農業(yè)科技服務體系薄弱、生態(tài)環(huán)境壓力顯著等問題，應從統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展、促進生產要素合理流動與配置、推進農業(yè)產業(yè)化經營、建立和完善現代農業(yè)科技化社會化服務體系和重視城鄉(xiāng)生態(tài)環(huán)境建設等方面著手解決。(2)基于城鎮(zhèn)化-農業(yè)現代化的耦合發(fā)展階段與趨勢，推進城鄉(xiāng)一體化的集約化內涵式發(fā)展。一方面，大力發(fā)展農村非農產業(yè)，重點增強農民就業(yè)技能培訓，吸納農村剩余勞動力，著力提高農村經濟總量，在提高農業(yè)部門勞動生產率的同時，推進城鎮(zhèn)化進程，加強城鄉(xiāng)交流，使之發(fā)揮溢出效應，促進城鎮(zhèn)化與農業(yè)現代化由現階段的初級協調狀態(tài)轉向優(yōu)質協調狀態(tài)發(fā)展；另一方面，城鄉(xiāng)一體化發(fā)展是由人口、土地、資金等要素的優(yōu)化組合，本研究顯示，現階段城鄉(xiāng)一體化發(fā)展受自身波動的貢獻度均在70%以上，城鄉(xiāng)一體化的推進主要是來自城鄉(xiāng)一體化的子系統(tǒng)合力作用，應從建設城鄉(xiāng)基礎設施和公共服務良好鏈接與均衡發(fā)展的社會一體化、城鄉(xiāng)生產要素合理流動與正確配置的經濟一體化、城鄉(xiāng)資源利用與環(huán)境保護協調的生態(tài)一體化以及城鄉(xiāng)高集群密度與網絡化布局的空間一體化等方面著手提高城鄉(xiāng)一體化水平。

參考文獻：

[1]柯福艷. 統(tǒng)籌城鄉(xiāng)背景下城鎮(zhèn)化與農業(yè)現代化互促共進長效機制研究[J]. 農村經濟，2011(5)：36-39.

[2]謝天成，施祖麟. 城鎮(zhèn)化與農業(yè)現代化協調發(fā)展研究——以昆山市為例[J]. 農業(yè)現代化研究，2015，36(6)：921-926.

[3]霍志和. 城鎮(zhèn)化與農業(yè)現代化協調發(fā)展研究[D]. 晉中：山西農業(yè)大學，2014.

[4]衡 杰. 安徽省新型城鎮(zhèn)化與農業(yè)現代化關系研究[D]. 蚌埠：安徽財經大學，2014.

[5]劉 正. 城鄉(xiāng)一體化程度評價指標體系初探[D]. 濟南：山東大學，2007.

[6]景普秋，張復明. 城鄉(xiāng)一體化研究的進展與動態(tài)[J]. 城市規(guī)劃，2003，27(6)：30-35.

[7]劉紅梅，張忠杰，王克強. 中國城鄉(xiāng)一體化影響因素分析——基于省級面板數據的引力模型[J]. 中國農村經濟，2012(8)：4-15.

[8]羅雅麗，張常新. 城鄉(xiāng)一體化發(fā)展評價指標體系構建與階段劃分——以大西安為例[J]. 江西農業(yè)學報，2007，19(7)：141-143.

[9]周江燕，白永秀. 中國城鄉(xiāng)發(fā)展一體化水平的時序變化與地區(qū)差異分析[J]. 中國工業(yè)經濟，2014(2)：5-17.

[10]李志杰. 我國城鄉(xiāng)一體化評價體系設計及實證分析——基于時間序列數據和截面數據的綜合考察[J]. 經濟與管理研究，2009(12)：95-101.

[11]蘇春江. 河南省城鄉(xiāng)一體化評價指標體系研究[J]. 農業(yè)經濟問題，2009(7)：96-100.

[12]劉 偉，張士運，孫久文. 我國四個直轄市城鄉(xiāng)一體化進程比較與評價[J]. 北京社會科學，2010(4)：28-36.

[13]焦必方，林 娣，彭婧妮. 城鄉(xiāng)一體化評價體系的全新構建及其應用——長三角地區(qū)城鄉(xiāng)一體化評價[J]. 復旦學報(社會科學版)，2011，53(4)：75-83.

[14]陳國生，向澤映，陳春泉. 基于因子分析的湖南省城鄉(xiāng)一體化發(fā)展研究[J]. 經濟地理，2009，29(6)：925-928.

[15]姚於康. 江蘇農業(yè)現代化過程中出現的新趨勢、新問題及對策[J]. 江蘇農業(yè)科學，2012，40(2)：322-324.

[16]方葉林，黃震方，段忠賢，等. 中國旅游業(yè)發(fā)展與生態(tài)環(huán)境耦合協調研究[J]. 經濟地理，2013，33(12)：195-201.

[17]王 毅，丁正山，余茂軍，等. 基于耦合模型的現代服務業(yè)與城市化協調關系量化分析[J]. 地理研究，2015，34(1)：97-108.

[18]吳玉鳴，柏 玲. 廣西城市化與環(huán)境系統(tǒng)的耦合協調測度與互動分析[J]. 地理科學，2011，31(12)：1474-1479.

[19]完世偉. 城鄉(xiāng)一體化評價指標體系的構建及應用——以河南省為例[J]. 經濟經緯，2008(4)：60-63.

[20]鈔小靜，任保平. 中國經濟增長質量的時序變化與地區(qū)差異分析[J]. 經濟研究，2011(4)：26-40.

[21]韓永強. 淮河流域新型城鎮(zhèn)化與農業(yè)現代化協調發(fā)展研究[D]. 蚌埠：安徽財經大學，2015.

[22]陳江龍，高金龍，衛(wèi)云龍. 工業(yè)化、城鎮(zhèn)化和農業(yè)現代化“三化融合”的內涵與機制——以江蘇省為例[J]. 農業(yè)現代化研究，2013，34(3)：274-278.

[23]李 穎. 中國二元經濟結構：特征、演進及其調整[J]. 農村經濟，2011(9)：83-87.

[24]Engle R F，Yoo B S. Forecasting and testing in co-integrated systems[J]. Journal of Econometrics，1987，35(1)：143-159.

[25]Koop G，Pesaran M H，Potter S M. Impulse response analysis in nonlinear multivariate models[J]. Journal of Econometrics，1996，74(1)：119-147.