陳亞杰，朱選功

(河南科技大學管理學院，洛陽　471023)

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我國農(nóng)業(yè)大省三大產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度測算*
——以河南省為例

陳亞杰※，朱選功

(河南科技大學管理學院，洛陽471023)

農(nóng)業(yè)大省是新常態(tài)下三大產(chǎn)業(yè)共同發(fā)展，傳統(tǒng)與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)相互促進的省份。對我國農(nóng)業(yè)大省三大產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度的測算有助于找準產(chǎn)業(yè)發(fā)展的突破點，為相關決策提供參考。河南省社會發(fā)展處于中國農(nóng)業(yè)大省的平均水平，能夠較全面、準確地代表我國農(nóng)業(yè)大省的三大產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況。故以河南省為例，選取該省1978～2013年的三大產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總指數(shù)建構VAR模型，利用單位根檢驗、Johansen協(xié)整關系檢驗、VEC誤差修正模型、廣義脈沖響應的方法對三大產(chǎn)業(yè)之間的長期動態(tài)關系進行了追蹤、分析及預測。結果發(fā)現(xiàn)：(1)第一產(chǎn)業(yè)能為第二產(chǎn)業(yè)提供原材料等物質基礎，在前期正向影響第二產(chǎn)業(yè)幅度較大，但未來并不及技術進步對第二產(chǎn)業(yè)的推動力大，因而后期這種正向影響會逐漸減弱； 同時，第一產(chǎn)業(yè)因為不能提供相關市場、技術及其他資源要素，對第三產(chǎn)業(yè)影響雖然是正向的，但是并不顯著。(2)第二產(chǎn)業(yè)會因占用耕地等問題先負向影響第一產(chǎn)業(yè)，但隨著經(jīng)濟發(fā)展方式轉變，第二產(chǎn)業(yè)會正向影響第一產(chǎn)業(yè)； 第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)相輔相成，對第三產(chǎn)業(yè)有穩(wěn)定的正向影響。(3)第三產(chǎn)業(yè)對第一產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)培養(yǎng)相關的專業(yè)人才及相關的技術設備，因而能對第一產(chǎn)業(yè)及第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生正向且持續(xù)的影響，對第二產(chǎn)業(yè)的影響更加顯著?？梢?，我國農(nóng)業(yè)大省三大產(chǎn)業(yè)是動態(tài)的互動關聯(lián)，因而農(nóng)業(yè)大省應該結合社會經(jīng)濟發(fā)展階段，順應產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度變化來發(fā)展各產(chǎn)業(yè)。

農(nóng)業(yè)大省三大產(chǎn)業(yè)VAR VAC關聯(lián)度

0　引言

改革開放以來，我國的社會主義市場經(jīng)濟經(jīng)歷了探索建立、完善發(fā)展、全面開放的階段。產(chǎn)業(yè)結構也隨之出現(xiàn)了從第一產(chǎn)業(yè)比重逐漸下降，第二產(chǎn)業(yè)比重飛速上升，第三產(chǎn)業(yè)比重緩慢發(fā)展到第一產(chǎn)業(yè)比重大幅下降，第二產(chǎn)業(yè)比重相對穩(wěn)定，第三產(chǎn)業(yè)比重由穩(wěn)定到快速上升的轉變。然而，這并不意味著未來可以忽視第一產(chǎn)業(yè)，僅發(fā)展第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)就可以順利實現(xiàn)我國社會主義市場經(jīng)濟向更高階段的演進。事實上，我國作為農(nóng)業(yè)大國，更應該重視與發(fā)展第一產(chǎn)業(yè)，協(xié)調處理好新常態(tài)經(jīng)濟形勢下的三大產(chǎn)業(yè)關系，特別是處理好我國農(nóng)業(yè)大省的三大產(chǎn)業(yè)關系，才能鞏固農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的基礎地位，保障糧食安全，為第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)以及區(qū)域經(jīng)濟的和諧發(fā)展打下堅實、穩(wěn)健的基礎。農(nóng)業(yè)大省是指一個省份的農(nóng)林牧副漁相關產(chǎn)出(包括農(nóng)業(yè)剩余產(chǎn)品與農(nóng)業(yè)剩余勞動)不僅能滿足該省需求，而且能對國家其他地區(qū)居民的生存需要給予支持，并滿足非農(nóng)業(yè)生存部門對生產(chǎn)要素的需要，還在一定程度上對國家的生態(tài)環(huán)境能起到保護作用[1]?？梢姡r(nóng)業(yè)大省在我國經(jīng)濟發(fā)展中扮演著十分重要的角色。

在產(chǎn)業(yè)結構的研究上，學者們主要是從三大產(chǎn)業(yè)自身出發(fā)，研究其特征、變化規(guī)律，以及對經(jīng)濟增長等方面的影響，且多基于全國的視閾。對三大產(chǎn)業(yè)內(nèi)在聯(lián)系的研究比較少，針對農(nóng)業(yè)大省的更少。杜國明，周圓，劉閣等(2013)認為我國應該跟隨世界農(nóng)業(yè)發(fā)展先進地區(qū)努力實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，滿足不斷增長的人口需求與經(jīng)濟發(fā)展需求[2]。李秀芬，張平(2013)提出在廣大農(nóng)村地區(qū)，盲目將第一產(chǎn)業(yè)的資源向二、三產(chǎn)業(yè)轉移是欠科學的，應該繼續(xù)調整農(nóng)業(yè)結構，改善相關基礎設施，才能更好地發(fā)展[3]。郭佩穎(2013)建立二元經(jīng)濟模型來分析產(chǎn)業(yè)結構變動對區(qū)域經(jīng)濟增長的收斂效用，結果發(fā)現(xiàn)：第一、第三產(chǎn)業(yè)收斂趨勢較弱，第二產(chǎn)業(yè)收斂趨勢較強[4]。羅其友，米健，高明杰(2014)指出，在我國城鄉(xiāng)結構急速變化的情況下，糧食及其他農(nóng)產(chǎn)品的需求將發(fā)生較大改變，應該協(xié)調好產(chǎn)業(yè)的發(fā)展[5]。同時，國內(nèi)學者凌亞君、陳浩(2014)從宏觀的角度對我國的三大產(chǎn)業(yè)內(nèi)在經(jīng)濟聯(lián)系做了一定的研究，找出了基于全國視角的三大產(chǎn)業(yè)關聯(lián)性[6]，但得出的結論未必符合我國農(nóng)業(yè)大省的實際情況。

在河南省產(chǎn)業(yè)發(fā)展特別是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的問題上，劉道興、吳海峰、陳明星(2008)指明，自改革開放以來，河南省秉承了優(yōu)秀的歷史傳統(tǒng)，在黨農(nóng)業(yè)政策的引導下，堅定地將農(nóng)業(yè)放在全省經(jīng)濟發(fā)展的重要位置，并順應市場經(jīng)濟的發(fā)展潮流，加快建設產(chǎn)業(yè)化現(xiàn)代農(nóng)業(yè)[7]。鄭云(2010)指出河南省的產(chǎn)業(yè)結構有了一定的改善，三大產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值也基本符合我國經(jīng)濟發(fā)展趨勢[8]。同時，張偉(2011)指出，河南省的糧食產(chǎn)量相對穩(wěn)定，河南省糧食增長具有很大的潛力[9]。而且，李素琴、李烆一(2012)認為河南省雖然被國家相關部門確定為糧食生產(chǎn)核心區(qū)，但在產(chǎn)業(yè)結構配置上還有所不足，具有一定的代表性[10]。因此，文章以河南省為列，用全新的視角認識新常態(tài)下我國的農(nóng)業(yè)大省，結合實際情況研究農(nóng)業(yè)大省三大產(chǎn)業(yè)的關聯(lián)度，希望對調整農(nóng)業(yè)大省產(chǎn)業(yè)結構提供參考。

1　模型構建及數(shù)據(jù)預處理

1.1模型構建

1980年sim提出了自向量回歸模型(vector auto-regression model，VAR)，VAR模型把系統(tǒng)中的內(nèi)生變量作為所有內(nèi)生變量的滯后項的函數(shù)來構造模型。模型可以表示為：

Yt=A1Yt-1+A2Yt-2+...+APYt-p+εt

(1)

式中，Y是K維的內(nèi)生變量矢量，A表示相應的系數(shù)矩陣，P表示內(nèi)生變量滯后的階數(shù)，A1...Ap是要被估計的系數(shù)矩陣，εt是擾動向量。

1.2數(shù)據(jù)預處理

該研究利用VAR模型對河南省三大產(chǎn)業(yè)之間關聯(lián)度進行實證分析，根據(jù)AIC與SC最小原則，選取河南省1978～2013年三大產(chǎn)業(yè)增加值產(chǎn)出指數(shù)的對數(shù)為研究對象，建立了一個滯后階數(shù)為2的VAR模型。其中，y1表示第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值指數(shù)序列，y2表示第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值指數(shù)序列，y3表示第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值指數(shù)序列。同時，設定1978年的水平位為100，將各年三大產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值與1978年相比，得到三次產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)總值指數(shù)序列，來增加數(shù)據(jù)之間的可比性。隨后對選取數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理，得到lny1、lny2、lny3的新序列，在不改變原有協(xié)整關系的前提下，消除異方差，加強趨勢的線性化。

表1　1978～2013年河南省三大產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)總值指數(shù)及預處理后數(shù)據(jù)

2　結果分析

2.1單位根檢驗

序列的平穩(wěn)性是VAR模型估計的前提，只有平穩(wěn)的序列才能建立無約束的VAR模型。當序列不平穩(wěn)時，要進行協(xié)整關系檢驗，如果至少存在一個協(xié)整關系，就要構建向量的修正誤差模型(Vector error correction model，VEC)來進行修正。所以為了避免為回歸的現(xiàn)象，首先運用Eviews6.0對序列進行單位根檢驗來確定序列是否平穩(wěn)，結果如表2。

表2　平穩(wěn)性檢驗結果

序列ADF值1%的臨界值5%的臨界值10的臨界值結論lny1-3.133021-4.243644-3.544284-3.204699不平穩(wěn)lny2-3.008004-4.252879-3.54849-3.207094不平穩(wěn)lny3-2.294062-4.262735-3.552973-3.209642不平穩(wěn)d(lny1)-7.471471-4.252879-3.53849-3.207094平穩(wěn)d(lny2)-3.72324-4.252735-3.552973-3.209642平穩(wěn)d(lny3)-3.227929-4.262735-3.552973-3.209642平穩(wěn)

從結果可以看出，第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)的檢驗統(tǒng)計量大于10%檢驗水平下的臨界值，即表明這三個序列都包含單位根，是非平穩(wěn)序列。進行一階差分之后，檢驗統(tǒng)計量都小于10%檢驗水平下的臨界值。因此差分序列不包含單位根，從而表明差分序列是平穩(wěn)的。

2.2Johansen協(xié)整檢驗

三大產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值指數(shù)的對數(shù)是非平穩(wěn)的一階單整序列，這些變量在短期內(nèi)由于隨機干擾會使變量偏離均值，但隨著時間的推移最終會回到均衡狀態(tài)，在長期實現(xiàn)某種均衡關系，而協(xié)整即是這種均衡關系的統(tǒng)計表示。由上述分析可知，三大產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總指數(shù)的自然對數(shù)序列l(wèi)ny1、lny2、lny3都是I(1)序列，滿足Johansen協(xié)整檢驗條件。結果見表3、表4。

表3Johansen協(xié)整檢驗的跡統(tǒng)計量檢驗

協(xié)整向量原假設特征根跡統(tǒng)計量5%的臨界值概率P值None0.73391156.9788129.797070Atmost10.28815111.9653315.494710.1586Atmost20.011960.4090793.8414660.5224

表4Johansen協(xié)整檢驗中的最大特征根檢驗

協(xié)整向量原假設特征根最大特征根5%的臨界值概率P值None0.73391145.0134821.131620Atmost10.28815111.5562514.26460.1284Atmost20.011960.4090793.8414660.5224

從表3、表4中可以看出，三次產(chǎn)業(yè)指數(shù)的對數(shù)在5%的水平下拒絕沒有協(xié)整的原假設，又因為在至多存在一個協(xié)整關系的假設下，跡統(tǒng)計量、最大特征根均大于其5%的臨界值，且概率P值大于0.05。因此，拒絕沒有協(xié)整關系，接受最多有一個協(xié)整關系，即說明三者存在一個協(xié)整關系。協(xié)整關系式為：

(2)

標準誤差=(0.08596)(0.09879)

從估計的方程可以看出，河南省第三產(chǎn)業(yè)對該省第一產(chǎn)業(yè)有明顯的促進作用，第三產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)總指數(shù)增加1%，第一產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)總指數(shù)就會相應增加0.91%，河南省第二產(chǎn)業(yè)對該省第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是負向的，第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總指數(shù)每增加1%，第一產(chǎn)業(yè)就會減少0.29%。相對第三產(chǎn)業(yè)，河南省第二產(chǎn)業(yè)對該省第一產(chǎn)業(yè)的影響較小。這可能是因為，在社會主義市場經(jīng)濟探索建立階段，河南省作為農(nóng)業(yè)大省為了追趕我國發(fā)達省市的產(chǎn)業(yè)結構比例以及國民生產(chǎn)總值，往往采取了以犧牲農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)為代價的工業(yè)傾斜舉措，從而致使第二產(chǎn)業(yè)對第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生了負向的影響，未來隨著經(jīng)濟向更高層次發(fā)展，這種負向影響會有所改觀。而隨著我國經(jīng)濟發(fā)展進入全面開放的階段，第三產(chǎn)業(yè)迅速發(fā)展，特別是與農(nóng)業(yè)相關的第三產(chǎn)業(yè)，如農(nóng)村旅游觀光業(yè)、農(nóng)村金融業(yè)以及農(nóng)業(yè)人才教育培訓行業(yè)等得到相對充分的發(fā)展，從而對第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生了正向的影響。

2.3VEC模型

在證明存在一個協(xié)整關系之后，該研究接下來將在差分序列建立的VAR模型中加入一個誤差修正項，來建立VEC模型，使誤差修正項反映變量之間偏離長期均衡關系的非均衡誤差。該研究的VEC模型中協(xié)整關系表達成誤差修正項的形式為：

CointEQ1=LNY1-1.747798LNY2+1.687564LNY3-5.673533

(3)

VEC矢量誤差修正模型為：

(4)

由誤差修正項系數(shù)可以得出，在lny2、lny3不變的情況下，lny1在t期的變化(dlny1=lny1-lny1(-1))可以消除前一期17.7%的非均衡誤差； 在lny1、lny3不變的情況下，lny2在第t期的變化可以增加前一期3.8%的非均衡誤差； 在lny1、lny2不變的情況下，lny3在第t期的變化減少前一期5.3%。其具體的協(xié)整關系如圖1。

圖1　VEC模型的協(xié)整關系

圖2　AR多項式特征逆向式根

從圖1可以看出，零值均線代表了變量的長期均衡穩(wěn)定關系。在1985年之前，誤差修正項的絕對值比較大，表明該時期短期波動偏離長期均衡關系比較大，大約從1978年到1985年之間經(jīng)歷了7年時間的調整，在1986年會逐漸出現(xiàn)長期均衡穩(wěn)定狀態(tài)。之后，誤差修正項的數(shù)值比較小，表明這些時期短期波動偏離長期均衡關系的幅度比較小。總體而言，誤差在逐步減少并趨于平穩(wěn)，協(xié)整方程與河南省三次產(chǎn)業(yè)的相互關系擬合度較高，具有較強的解釋性。

2.4廣義脈沖響應函數(shù)

2.4.1VAR模型穩(wěn)定性檢驗

從圖2中可以看出，這些根倒數(shù)的模都小于1，沒有位于單位圓外，意味著所估計的模型滿足穩(wěn)定性條件，具有有效性，可以進行廣義脈沖響應函數(shù)分析來分析各變量之間的動態(tài)關系，該研究選擇20期作為追蹤期。

2.4.2廣義脈沖響應函數(shù)

從圖3可以看出，當本期給第一產(chǎn)業(yè)(lny1)一個反向的沖擊后，對自身造成5%的反向沖擊，對第二產(chǎn)業(yè)在第5期之前產(chǎn)生正向2.5%的沖擊，對第三產(chǎn)業(yè)的擾動在前7期都比較不穩(wěn)定，呈現(xiàn)上下波動的趨勢。造成這一現(xiàn)象的原因可能是，改革開放以來，特別是社會主義市場經(jīng)濟逐步完善，河南省的科技投入產(chǎn)出迅猛提升，農(nóng)業(yè)發(fā)展改寫了“靠天發(fā)展”的歷史，轉而更多地依賴于完善的農(nóng)業(yè)基礎設施與農(nóng)業(yè)科學技術。同時，雖然第一產(chǎn)業(yè)在第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展先期提供了生產(chǎn)資料等物質保障，但隨著我國經(jīng)濟發(fā)展水平不斷提升，第二產(chǎn)業(yè)對第一產(chǎn)業(yè)的邊際需求效應遞減，因而第一產(chǎn)業(yè)對第二產(chǎn)業(yè)的影響呈現(xiàn)出先快速增加，達到臨界點后逐漸穩(wěn)定，甚至會稍有下降的情況。這種情況也表現(xiàn)在第三產(chǎn)業(yè)上。第三產(chǎn)業(yè)是現(xiàn)代經(jīng)濟發(fā)展的體現(xiàn)，第一產(chǎn)業(yè)能為其奠定物質基礎，但第一產(chǎn)業(yè)對第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)生的效用并不大，其更多地需要其他因素，如技術、市場環(huán)境等。因此，第一產(chǎn)業(yè)對第三產(chǎn)業(yè)的影響雖然是正向的，卻并不顯著。

當本期給第二產(chǎn)業(yè)(lny2)一個正的沖擊后，對自身產(chǎn)生一個6.8%的正向沖擊，而對第一、第三產(chǎn)業(yè)的擾動都是正向的，且擾動力比較平緩。出現(xiàn)該情況的原因可能為，第二產(chǎn)業(yè)自身實力增強為其后續(xù)發(fā)展提供可持續(xù)的動力，雖然可能在社會主義市場經(jīng)濟發(fā)展初期，因盲目發(fā)展、缺乏對產(chǎn)業(yè)之間關聯(lián)性的科學認識，對第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生一定的負面效應，但進入社會主義市場經(jīng)濟完善及全面開放的時期，第二產(chǎn)業(yè)的技術、資金、人才等資源溢出效應能加速農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的機械化進程，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，也能為第三產(chǎn)業(yè)注入資本，拓展市場空間，推動其發(fā)展。

當本期給第三業(yè)(lny3)一個正的沖擊，在8期前也是比較不穩(wěn)定，波動比較明顯，隨后在9期穩(wěn)定在2.7%，對第一產(chǎn)業(yè)擾動較大，前8期都比較不穩(wěn)定，隨后穩(wěn)定在1.5%周圍，對第二產(chǎn)業(yè)的沖擊為正向沖擊，之后呈上升趨勢，并分別在第11期趨于穩(wěn)定。該現(xiàn)象產(chǎn)生的原因可能是，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展對自身的影響在社會主義市場經(jīng)濟初級階段相對不穩(wěn)定，但經(jīng)過一定時間的積累，在隨著市場經(jīng)濟的完善與開放能夠產(chǎn)生持續(xù)的正向影響； 對第一產(chǎn)業(yè)的影響小于對第二產(chǎn)業(yè)的影響，這是因為第三產(chǎn)業(yè)與第一產(chǎn)業(yè)之間的關系相對較弱，但第三產(chǎn)業(yè)能擴大就業(yè)，提供專業(yè)化服務，培養(yǎng)專業(yè)人才，從而更有利于實現(xiàn)第二產(chǎn)業(yè)的現(xiàn)代化。

圖3　三大產(chǎn)業(yè)脈沖響應結果

3　結論

研究表明，河南省第一產(chǎn)業(yè)的變動在前期對該省第二產(chǎn)業(yè)的擾動是逆向的，而后是持續(xù)穩(wěn)定的，對第三產(chǎn)業(yè)的影響在前期較大，最終趨于平穩(wěn)； 第二產(chǎn)業(yè)的變動對第一產(chǎn)業(yè)的擾動呈現(xiàn)出由負向正的轉變，對第三產(chǎn)業(yè)的擾動都是正向的，且相對穩(wěn)定； 第三產(chǎn)業(yè)的變動對第一產(chǎn)業(yè)的影響在前期相對劇烈，但持續(xù)周期較短，之后緩速下降并逐漸穩(wěn)定，對第二產(chǎn)業(yè)的影響始終是正向的且前期沖擊較大。

可以看出，河南省三大產(chǎn)業(yè)之間存在著動態(tài)互動的關系，因而在產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級過程中，要根據(jù)所處經(jīng)濟發(fā)展階段的不同，動態(tài)科學地引導三大產(chǎn)業(yè)的合理調整。同時，應該注意到農(nóng)業(yè)大省普遍存在農(nóng)業(yè)基礎設施薄弱，工業(yè)結構尚不完善以及第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展與發(fā)達省市差距較大的現(xiàn)實。隨著我國經(jīng)濟發(fā)展向新常態(tài)轉變，農(nóng)業(yè)大省既要保障農(nóng)業(yè)的基礎性地位，又要加強對第二、第三產(chǎn)業(yè)的建設，實現(xiàn)國民經(jīng)濟信息化，提升農(nóng)業(yè)大省第二產(chǎn)業(yè)改造力度，積極培育新的經(jīng)濟增長點，適時適勢引導農(nóng)業(yè)大省第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，合理布局產(chǎn)業(yè)結構以適應時代發(fā)展潮流，促進國民經(jīng)濟的協(xié)調發(fā)展。

[1]陳文科. 論農(nóng)業(yè)大省.江漢論壇, 2008，(3)： 5～13

[2]杜國明， 周圓，劉閣，等.黑龍江省農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化評價.中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃， 2013, 34(5): 55～61

[3]李秀芬， 張平.農(nóng)業(yè)綜合資源優(yōu)化的減貧效應研究——以甘肅省貧困縣(區(qū))為例.中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃， 2012, 34(2): 63～68

[4]郭佩穎. 產(chǎn)業(yè)結構變動與經(jīng)濟增長的收斂性.長春：吉林大學， 2013： 1～3

[5]羅其友， 米健，高明杰.中國糧食中長期消費需求預測研究.中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃， 2014, 35(5): 1～7

[6]凌亞君， 陳浩.基于var模型的我國三大產(chǎn)業(yè)內(nèi)在經(jīng)濟聯(lián)系研究.經(jīng)濟問題探索, 2014，(9)： 84～88

[7]劉道興， 吳海峰，陳明星.改革開放以來河南農(nóng)業(yè)的歷史性巨變.中州學刊, 2008，(6)： 31～36

[8]鄭云. 改革開放以來河南省產(chǎn)業(yè)結構演進的特征與現(xiàn)實問題.河南師范大學學報(哲學社會科學版)， 2010, 37(2): 154～157

[9]張偉. 河南省糧食增長態(tài)勢、潛力與戰(zhàn)略對策.中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃， 2011, 32(2): 22～26

[10]李素琴， 李烆一.河南糧食核心區(qū)建設中資源稟賦優(yōu)勢逆轉與對策——基于糧食綜合生產(chǎn)能力視角.中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃， 2012, 33(3): 39～44

THE CALCULATION OF THREE MAJOR INDUSTRIAL RELATED DEDREE INWELL-DEVELOPED AGRICULTURAL PROVINCES IN CHINA*——TAKING HENAN PROVINCE AS AN EXAMPLE

Chen Yajie※，Zhu Xuangong

(School of Management，Henan University of Science and Technology，Luoyang 471023，China)

The province with well-developed agriculturepromotes the development of the three industries as well as thetraditional and modern agricultureunder the new normal. Estimating the three major industrial correlation degree of well-developed agriculture provinces in China is helpful for finding out the breakthrough point of the industry development, and providing a reference for the relevant policy decision. The social development of Henan province is in the average level of the well-developed agricultural provinces in China, which can represent the development of the three major industries of these provinces in a more comprehensive and accurate way. Therefore, in this study, the VAR model of the three major industrial production index in Henan province of 1978-2013 was selected, and the long-term dynamic relationship among the three industries was tracked, analyzed and predicted by using unit root test, Johansen cointegration test, VEC error correction model and generalized impulse response method. The results found that (1) The first industry had a positive impact on the second industry at first, because it can provide raw material and other material basis for the second industry′s development, but this positive impact will be gradually weaken when technological progress had a stronger driving force on the second industry in the future; The first industry′s impact on the third industry was positive but not significant, because it can not provide the market, technology and other resources for the third industry. (2) The second industry had a negative impact on the first industry because of the occupation of arable land, but with the economic development mode′s changing towards the more advanced stage, the second industry will have a positive impact on the first industry at last; Meanwhile, the second industry and the third industry supplemented each other so that the second industry also had a positive impact on the third industry for a long time. (3)And the third industry had a positive and sustainable impact on the first industry and the second industry because of its cultivation for the related and professional personnel, technology and technical equipment, and the third industry′s impact on the second industry was more significant.Therefore, the three major industries of well-developed agricultural provinces in China showed a dynamic relationship, so it should develop the three major industriesbased on the change of the industrial relationship on the social and economic development stages.

the well-developed agricultural provinces； three major industries； VAR； VAC； the correlation degree

10.7621/cjarrp.1005-9121.20160526

2015-03-26

陳亞杰(1990—)，女，河南安陽人，碩士研究生。研究方向：企業(yè)管理，產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟。Email：chenyajie1990@yeah.net

F062.9；F224；F269.24

A

1005-9121[2016]05-0164-07

*資助項目：河南省科技廳軟科學研究項目“河南省經(jīng)濟增長動因與經(jīng)濟發(fā)展方式研究”(132400410321)； 河南省教育廳軟科學項目“河南省經(jīng)濟增長方式轉型中科技進步的貢獻率、動力機制與對策研究”(12A630070)