“三化”互动关系的统计实证：以陕西咸阳市为例

2012-02-21赵强社樊志民

统计与决策 2012年23期

赵强社，樊志民

（西北农林科技大学人文学院，陕西杨凌712000）

0 引言

工业化、城镇化和农业现代化（文中简称“三化”）同步发展是党中央作出的与时俱进的战略决策。“三化”同步发展的本质就是要在工业化、城镇化进程中处理好工农关系、城乡关系，缩小工农业发展差距和城乡区域发展差距。“三化”同步发展的关键在于改变农业现代化滞后于工业化和城镇化的局面。本文以陕西咸阳为例，通过建立模型分析工业化、城镇化和农业现代化发展三者之间的关系，从而得出相关结论。

国内关于三者之间关系的实证研究以工业结构和农业经济发展为变量展开的比较多。杨万江、吴囡（2011）以统计学常用的三种分析比较时间序列数据的绝对值、定基发展速度、环比发展速度方法为基础，确立了三种差异度指标，进而对“三化”同步性程度进行测算。李志萌、杨志诚（2011）以劳动生产率比较法、产业结构与就业结构偏离度比较法、城乡居民收入水平比较法三个方法测定“三化”同步发展程度，这三种测定方法相互联系又相互补充，能较好地反映工业化、城镇化和农业现代化之间的同步、协调程度。马远、龚新蜀（2010）在建立Var模型的基础上，采用协整分析、脉冲响应、方差分解的方法对“三化”关系进行实证研究。改革开放以来，在工业化、城镇化、农业现代化的推动下，我国经济高速增长，GDP持续增加，人民收入水平不断提高，经济结构、产业结构、就业结构不断优化。但另一方面，经济发展中结构不平衡性矛盾凸出，农业发展缓慢。城乡发展不协调、产业结构不合理、就业压力大等问题依然存在。同时，随着现代化的不断推进，出现新的经济社会问题：未来20年将有3亿多人从农村进入城镇，我国正经历有史以来最大规模的城镇化；农村劳动力结构发生明显改变，农村劳动力已经进入总量过剩和结构性短缺并存阶段；我国工农城乡之间互动关系增强，“三农”的发展对工业和城市的支撑或制约作用和城乡基本公共服务不均等对“三农”发展的制约作用日益凸显；工业反哺农业、城市支持对“三农”的拉动作用日益明朗。面对这些问题，究其最终原因，就是我国农业现代化进程远远落后于工业化和城镇化，“三化”间发展不平衡造成的。本文根据陕西省咸阳市的“三化”发展相关数据建立向量自回归模型（Vector Auto regression,VAR）以及向量误差修正模型（Vector Error Correction,VEC）来估计与分析，采用单位根和格兰杰因果检验，通过脉冲响应分析和方差分解等经济分析手段研究1990～2011年该区域的工业化、城镇化和农业现代化同步发展的关系。

1 指标选取、数据来源及其统计性描述

本文选取陕西省咸阳市1990～2011年的工业化、城镇化和农业现代化的统计数据为研究样本。

1.1 指标选取

本文结合陕西省咸阳市的实际，设定工业化水平指标为IR，采用工业化率，即工业增加值占全部生产总值的比重来衡量其工业化水平。设定城镇化水平指标为UR，采用城镇化率，即城镇人口占总人口比重来表示城镇化水平。假设农业现代化水平为AG，本文根据相关学者的研究成果并综合有关统计数据，考虑到数据的可获得性，采用农业机械总动力来衡量咸阳市的农业现代化水平。

图1

1.2 数据来源及其统计性描述

由图1可知，从1990～2011年，咸阳市工业化水平、城镇化水平和农业现代化水平不断提高。其中城镇化发展较为明显，城镇化水平由1990年的26.42%提高到2011年的42.56%，年均增长0.73个百分点；特别是2009年以后，咸阳市的城镇化进程飞速发展，城镇化速度突然加快。工业化水平从1990年的34.64%增长提高到2011年的45.77%，年均增长0.51个百分点，发展呈螺旋上升的态势。咸阳市农业现代化水平总体上处于平稳式增长的趋势，年均增长0.17个百分点，相对于城镇化和工业化发展水平还是相对比较滞后。

2 实证分析

2.1 时间序列的平稳性检验

2.1.1 时间序列的平稳性检验

1987年Engle和Granger提出了协整理论，认为一些同阶的非平稳经济变量的线性组合如果属于平稳序列，那么这些变量之间就存在一种长期而稳定的均衡关系，也叫协整关系，这种协整关系的存在，在经济意义上意味着可以通过一个（些）变量来影响另一个（些）变量的变化.虽然一些经济变量的本身是非平稳序列，但是它们的线性组合却有可能是平稳序列。由于源数据易受经济波动影响，会造成指标数据的平稳性变差、异方差等问题。为避免以上问题的出现，文中对AG、IR、UR分别取对数，InAG、InIR和InUR形式进行研究，经处理后的指标并不影响原序列的协整性。

单位根检验。由图1可以定性的判断AG、IR、UR不是平稳序列。为避免非平稳序列可能产生的虚假回归现象，本文采用增广DF(ADF)单位根法来检验时间序列数据的平稳水平，通过的变量实行一阶差分进行ADF检验，滞后阶数的确定采用SC准则。检验结果（本文计算采用Eviews6.0软件）如表1所示。

表1 平稳性检验结果

从表1可以看出，各序列在5%的水平下均为不平稳序列，一阶差分后在置信度为95%的置信区间内平稳，所以这些对数序列都是一阶单整序列。由此表明，三者之间可能存在协整关系。

2.1.2 建立VAR（2）模型

向量自回归（VAR）常用于预测相互联系的时间序列系统以及分析随机扰动对变量系统的动态影响。该方法通过把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型，因而回避了结构化模型的需要。本文根据实际采用Johansen协整检验，且使用LR统计量（5%的显著水平）、FPE最终预测误差、AIC信息准则、SC信息准则和HQ（Harman-Quinn）准则等5个指标做判断，选取“三化”关系模型滞后阶数为2，对无约束的VAR(2)模型进行协整约束后，根据咸阳的相关数据建立VAR（2）方程，使用Eviews6.0软件计算整理后得到var模型如下：

其中，（1）～（3）式滞后期为无约束VAR（2）模型一阶差分变量的滞后期为1，由Var(2)模型的个方程检验结果表明（1）式的拟合度为0.9820、（2）式的拟合度为0.6849、（3）式的拟合度为0.9948。这里我们选择具有最优拟合度的式（3）为研究模型。从协整检验结果可得，在1%的显著水平上变量之间存在1个协整关系，即三者之间存在正长期的稳定关系。

表2 协整检验结果

从（3）式可得：从1990年到2011年，咸阳市的城镇化、工业化和农业现代化是同步推进的，工业化和农业现代化对城镇化水平的提高有正向的影响。“三化”关系协整方程系数表明：在其他条件不变的情况下，咸阳的工业化水平每提高1个百分点，城镇化水平提高1.03个百分点，而农业现代化水平每提高1个百分点，其城镇化水平提高0.31个百分点；农业现代化水平每提高1个百分点，其工业化水平提高0.35个百分点。说明工业化比农业现代化推进城镇化速度快，同时农业现代化的发展对于推进城镇化和工业化的作用不可低估。

2.1.3 向量误差修正模型

由以上分析可知，咸阳市的“三化”之间具有长期的协整关系。但是，为了研究短时期内农业现代化水平与工业化水平、城镇化水平是否存在同向作用关系，及当城镇化水平的短期波动偏离长期均衡时，其回调速度的情况，本文构建其误差修正模型来进行检验。向量误差修正模型如下：

该模型的R2为0.8765，AIC为-7.7566，SC为-7.4023，模型的整体效果较好。由该模型可知，城镇化水平的短期变动可分为四部分，分别为：工业化的短期影响、城镇化自身的短期影响、农业现代化的短期影响及城镇化偏离长期均衡的影响。ECMt-1反映了“三化”之间长期均衡关系，也是误差修正向量。其中模型的均衡调整系数为-0.093，表明当城镇化水平的短期波动偏离长期均衡时，将以-0.093的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。此外，短期内工业化水平和农业现代化水平对城镇化水平的弹性为负数，即-0.187和-0.051，与长期协整方程的弹性系数相反，这说明在短期内农业现代化水平和工业化水平的提升对城镇化水平的提升具有阻滞效应。

2.2 格兰杰因果检验

格兰杰（Granger）因果检验是检验某个内生变量对于目标变量来说是否可以看作是外生的。假如某个内生变量有助于预测目标变量不能有助于解释次内生变量，就认为此内生变量是目标变量的格兰杰原因。对咸阳市的工业化、城镇化与农业现代化进行格兰杰因果检验，滞后期为2，结果见表3：

表3 咸阳市“三化”格兰杰因果检验结果

从表3中可知：（1）农业现代化不是工业化的格兰杰原因，主要原因咸阳市轻重工业结构不平衡，局部区域主要以重工业为主，工业与农业关联度不是很密切；工业化不是农业现代化的格兰杰原因，煤炭等资源工业的快速发展需要使用该地区大量的土地，产生了大量农村剩余劳动力问题，而工业的发展需要技术工人，对于文化水平较低的农民提高收入水平更加困难。（2）农业现代化是城镇化建设的格兰杰原因；农业现代化为城镇化建设提供了必要的劳动力和生活必需品基础，同时创造了消费市场；城镇化不是农业现代化的格兰杰原因，近几年的城镇化发展速度过快，使得部分农民进城，农村的优势资源（包括人力、财力）无法有效地在农业方面发挥，因此，城镇化对拉动农业现代化的发展作用不明显。（3）工业化是城镇化的格兰杰原因，城镇化不是工业化的格兰杰原因。

2.3 lnAG、lnIR和lnUR的脉冲响应分析和差分分解

2.3.1 脉冲响应分析

脉冲响应函数刻画的是在扰动向上加上一个标准差大小的冲击，对内生变量当前值和滞后值的影响，对一个变量冲击直接影响这个变量，并通过VAR模型的动态结构传递给其他所有的内生变量。利用性质良好的VAR（2）模型，分别给lnAG，lnIR，lnUR一个Cholesky标准差冲击，我们可以通过EVIEW6.0软件计算一个标准差大小的lnAG、lnIR、lnUR冲击对lnAG的影响。脉冲响应图（见图3，图4，图5）

图2 农业现代化对自身的响应路径

图3 农业现代化对工业化的路径响应图

图4 农业现代化对城镇化的响应路径

表4 lnAG对lnAG、lnIR和lnUR累积脉冲响应表

从图2可知，农业现代化水平受自身影响较大，对其自身一个标准差的冲击，开始呈现出正负向交替效应，影响效果逐步增强。前5年、10年、21年累计效应约为：-0.00143、0.12915、-0.1021。这说明农业现代水平受自身及往期影响波动较大，意味着农业现代化是一个逐年缓慢变化的过程。

从图3可以看出，农业现代化对工业化的响应，其脉冲响应模式图相反。农业现代化对工业化一个标准差正向的冲击效应。在前5年、10年、21年的累计效应分别为0.05、0.09和0.25。这表明工业化每提高1个百分点，将使农业现代化水平累积上升5.83%、9.72%和15.13%。这可能由于工业化水平提高，导致第二产业增长，从而拉动第一产业农业投入的增加，农业现代化水平有所上升。本文研究认为，在工业发展过程中工业化对农业的补偿效应逐年提升。

图4可得，农业现代化对城镇化一个标准正向冲击后呈现负向效应，前2期效果不明显，从第3期开始负向效应增强。前5年、10年、21年累积效益分别为0.04，-0.12和-0.27，可以看出过快城镇化对农业现代化长期看来有一定的阻滞效应。城镇化有利于传统农业向现代农业的发展模式的改变，但是大量农民转变为城市居民，导致农村大量优势资源流失，对传统农业的投入降低，从事农业劳作的强健劳动力大量流失，对农业现代化的发展极为不利。

2.3.2 差分分解

方差分解分析是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化（通常用方差来度量）的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性。

图5 lnAG方差分解图

从图5可知，lnAG的预测方差主要来自与自身的冲击，第3期开始下降变化趋缓，基本保持在40%到20%的范围。lnIR的冲击对lnAG从开始直到第2期开始一直是呈现上升的趋势，上升速度基本保持。lnUR的冲击对lnAG影响也很大，直到第4期都一直处于上升，而后下降，随着预测的延长而逐渐呈逐渐下降趋势。分析结果得出咸阳市在城镇化带动农业化方面仍然不足。

总结以上分析，从1990年到2011年，咸阳市的工业化、城镇化和农业现代化之间存在长期的协整且呈同向发展趋势，城镇化对工业化和农业现代化的发展起一定的促进作用，且在未来一段时间内，仍然继续推动工业化，尤其是农业现代化的进一步发展，且对两者发展的贡献率会不断增加。根据以上研究结论，推进“三化”协调发展，要遵循工业化、城镇化和农业现代化之间的内在规律，从关键点和薄弱环节出发，制定相应的发展策略和支持政策体系。