嚴(yán)立冬，馬期茂

（中南財經(jīng)政法大學(xué)工商管理學(xué)院，武漢430073）

全球經(jīng)濟(jì)在邁入21世紀(jì)之初再次進(jìn)入低迷期，經(jīng)濟(jì)發(fā)展總體特征表現(xiàn)為復(fù)蘇態(tài)勢整體增強(qiáng)但速度減緩，經(jīng)濟(jì)增長的不確定因素和增長風(fēng)險將長期存在，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡。中國在后危機(jī)時代呈現(xiàn)四個方面的特征：一是結(jié)構(gòu)調(diào)整需要付出代價；二是產(chǎn)業(yè)升級需要支持；三是技術(shù)創(chuàng)新需要制度扶持；四是利益集團(tuán)利益分配格局要科學(xué)調(diào)整。黨在十七大明確提出“機(jī)遇前所未有、挑戰(zhàn)也前所未有，機(jī)遇大于挑戰(zhàn)”。在各種利益矛盾凸顯和改革不斷向深層次發(fā)展的過程中，作為推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“三化”即“城鎮(zhèn)化、現(xiàn)代農(nóng)業(yè)化、工業(yè)化”在當(dāng)前如何走、怎樣走成為關(guān)鍵和核心。在改革開放的實(shí)踐中優(yōu)先發(fā)展工業(yè)化能促進(jìn)國力強(qiáng)大，取得世界話語權(quán)，這已經(jīng)被證明；提高人民的生活水平，加快城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展，實(shí)現(xiàn)民富，近年城鎮(zhèn)化發(fā)展現(xiàn)實(shí)所取得的成就有目共睹；科學(xué)發(fā)展、和諧發(fā)展，農(nóng)業(yè)做為基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)長期以來做出了重要貢獻(xiàn)，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的發(fā)展是穩(wěn)農(nóng)、固農(nóng)、興農(nóng)的核心。當(dāng)前，中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于關(guān)鍵時期，各種利益和矛盾不斷涌現(xiàn)，城鎮(zhèn)化、工業(yè)化、現(xiàn)代農(nóng)業(yè)化發(fā)展所帶來的影響超出了最初的設(shè)想和可控范圍，均衡發(fā)展被打破。如何處理“三化”發(fā)展，做到科學(xué)發(fā)展和諧發(fā)展，在目前中國經(jīng)濟(jì)面臨的機(jī)遇面前，究竟如何發(fā)展，是本研究的主題思想。同時把“三化”置于一個系統(tǒng)內(nèi)研究對經(jīng)濟(jì)增長的影響本身也是一種嘗試和探討，對目前促進(jìn)社會經(jīng)濟(jì)增長究竟以何為本也具有重大理論意義和現(xiàn)實(shí)意義。

本文基于后經(jīng)濟(jì)危機(jī)的背景，結(jié)合眾多已有研究成果的基礎(chǔ)上，利用1984～2010年時間序列數(shù)據(jù)，采用動態(tài)計量分析的協(xié)整理論、Granger因果檢驗(yàn)考察“三化”與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，進(jìn)而用脈沖響應(yīng)函數(shù)檢驗(yàn)“三化”與經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)響應(yīng)態(tài)勢，以期在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r下，找出優(yōu)先發(fā)展方向，為社會經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展提供實(shí)證依據(jù)。

1 數(shù)據(jù)、模型與方法

1.1 模型構(gòu)建

為了整體把握城鎮(zhèn)化、工業(yè)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，本研究擬建立3個VAR模型：模型1是城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系表達(dá)式；模型2是工業(yè)化與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系表達(dá)式；模型3是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)化與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系表達(dá)式。

1.2 研究方法

（1）檢驗(yàn)單位根。單位根檢驗(yàn)的目的就是判明研究對象所用數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)，如果序列存在單位根則進(jìn)行差分，在一階差分后平穩(wěn)，稱時間序列為一階單整序列（I(1)），如果非平穩(wěn)時間序列經(jīng)過P次差分后平穩(wěn)，則稱P階單整序列（I（P））.本文單位根檢驗(yàn)采用ADF檢驗(yàn)法對所研究的數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)?？紤]Y存在P階序列相關(guān)，用P階自回歸修正，

在式（1）兩端減去Yt-1,通過添減項(xiàng)得

檢驗(yàn)的方程為：

Ut是服從獨(dú)立白噪聲過程，P是最佳滯后期數(shù)，以保Ut的平穩(wěn)性，且服從赤池信息原則。

（2）協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)康闹饕菫榱伺忻鞫鄠€線性增長量之間是否具有穩(wěn)定的動態(tài)均衡關(guān)系。步驟是先用單位根檢驗(yàn)所用時間系列是否平穩(wěn)，如不平穩(wěn)則進(jìn)行差分，達(dá)到平穩(wěn)，再行協(xié)整檢驗(yàn)，判斷其是否具有協(xié)整關(guān)系，最后做回歸分析。本文采用EG協(xié)整檢驗(yàn)法。

（3）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。經(jīng)過協(xié)整檢驗(yàn)后對因變量、自變量做是否存在長期均衡關(guān)系的分析，判斷變量之間的聯(lián)系和內(nèi)在變動方向。

（4）脈沖響應(yīng)分析。在上述三個步驟之后進(jìn)行自變量和因變量之間相互之間隨時間變化過程分析，即“三化”發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)影響。

1.3 變量選取與數(shù)據(jù)說明

本研究所采用的數(shù)據(jù)樣本都設(shè)定1984～2010年，經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)初始數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，工業(yè)化、現(xiàn)代農(nóng)業(yè)化、城鎮(zhèn)化指標(biāo)的選取以其上述內(nèi)涵特征為標(biāo)準(zhǔn)甄別選取，數(shù)據(jù)來源《中國統(tǒng)計年鑒》。

（1）經(jīng)濟(jì)增長。在衡量經(jīng)濟(jì)增長時，由于指標(biāo)眾多：如國民生產(chǎn)總值、人均生產(chǎn)總值、收入等，其他學(xué)者也選用國內(nèi)生產(chǎn)總值和固定資產(chǎn)投資指標(biāo)來反映，本研究選用國內(nèi)生產(chǎn)總值衡量記為（人均GDP）單位（元/人）。同時為了剔除物價上漲因素的影響，采用1984年為基期的GDP，對其進(jìn)行指數(shù)平減轉(zhuǎn)化為1984年的不變價格的實(shí)際GDP，（單位：元人民幣，以下也簡稱GD）。

（2）城鎮(zhèn)化指標(biāo)：城鎮(zhèn)化指標(biāo)在已有的研究中有一下幾類：城鎮(zhèn)化增長速度、城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資完成額、人均地方財政收入、新增就業(yè)崗位、第二、三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重、人均住房使用面積、城鎮(zhèn)化率，本研究選取的城鎮(zhèn)化指標(biāo)為城鎮(zhèn)化率（CHENGXIAN，也記CH），即城鎮(zhèn)化中的非農(nóng)人口數(shù)規(guī)模（非農(nóng)人口占總?cè)丝诒壤┳鰹檠芯康膶ο蟆Ｈ丝跀?shù)選取年末總?cè)丝?，以城?zhèn)人口和鄉(xiāng)村人口做為區(qū)分非農(nóng)人口數(shù)。

（3）工業(yè)化指標(biāo)選取第二產(chǎn)業(yè)與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比率（GONGXIAN,也記GO）。

（4）農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的表征在于機(jī)械化、勞動生產(chǎn)率(農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值除以農(nóng)林牧副漁業(yè)從業(yè)人員數(shù))，固定資產(chǎn)投向農(nóng)業(yè)比重，農(nóng)產(chǎn)品出口總額占農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值比重，農(nóng)村人均固定資產(chǎn)投資額。本文選取農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)值比率與農(nóng)業(yè)部門就業(yè)人口比率之比來衡量農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平即農(nóng)業(yè)部門比較勞動生產(chǎn)率（NONGXIAN,也記NO）。

2 實(shí)證分析與結(jié)果

2.1 單位根檢驗(yàn)

為避免對時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸導(dǎo)致偽回歸，對其變量運(yùn)用Eviews5.0軟件進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，確保平穩(wěn)性，時序變量只有在同階單整I（d）下才能做協(xié)整檢驗(yàn)。同時為了消除數(shù)據(jù)可能存在的異方差，對變量取自然對數(shù)。做出lngdp、lnnongxian、lngongxian、lnchengxian的圖形（圖1）。序列所示具有時間趨勢和截距特征，為此選（5）做為檢驗(yàn)方程。結(jié)果顯示GDP、CHENGXIAN、NONGXIAN、GOGNXIAN水平值和經(jīng)過一階差分處理的數(shù)據(jù)均為非平穩(wěn)性變量，經(jīng)過二階差分后均在5%的顯著性水平平穩(wěn)并二階單整（表1）。

圖1 經(jīng)濟(jì)增長與“三化”發(fā)展的趨勢圖

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

檢驗(yàn)結(jié)果表明：沒有經(jīng)過差分序列 lngdp、lnnongxian、lngongxian、lnchengxian的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計量大于顯著水平時Mackinnon critical values臨界值，表明㏑CHENGXIAN、㏑GONGXIAN、㏑NONGXIAN和㏑GDP均在95%的置信水平下接受原假設(shè)，為非平穩(wěn)序列，存在單位根。對上述序列一階差分做出新的趨勢圖并做單位根檢驗(yàn)（圖2），圖2表明，序列中工業(yè)現(xiàn)代化與GDP存在時間趨勢，呈無規(guī)則變化選擇式（5）做為方程的檢驗(yàn)式子，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和城鎮(zhèn)化沒有時間趨勢則用式（4）檢驗(yàn)，

圖2 經(jīng)濟(jì)增長與“三化”發(fā)展的一階差分趨勢圖

檢驗(yàn)結(jié)果見表1，一階差分GDP和GOGNXIAN后仍為不平穩(wěn)序列存在單位根，還需將原序列二次差分并做單位根檢驗(yàn)（圖3），結(jié)果表明二次差分后序列平穩(wěn)，且在零均值上下波動，從表1得出所有序列在二階差分后ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計量小于顯著水平5%的Mackinnon。

critical values臨界值，表明DDgdp、DDch、DDgo、Ddno均可以在95%的置信水平下拒絕原假設(shè)，表明DDgdp和DDch、DDgo、Ddno不存在單位根，該序列為二階單整。

圖3 經(jīng)濟(jì)增長與“三化”發(fā)展的二階差分趨勢圖

為了驗(yàn)證ADF的檢驗(yàn)結(jié)論，采用Phillips-Perron對上述各序列變量佐證，結(jié)果表明各變量與ADF檢驗(yàn)結(jié)論一樣，都為5%顯著水平下的二階單整且平穩(wěn)（限于篇幅檢驗(yàn)略）。

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

在ADF和PP單位根檢驗(yàn)結(jié)論中由于各序列都為二階單整，可以分析判斷他們的協(xié)整關(guān)系，方法有兩種：一是進(jìn)行殘差檢驗(yàn)，采用兩步法檢驗(yàn)；二是對回歸參數(shù)檢驗(yàn)，適用多變量檢驗(yàn)，即JJ檢驗(yàn)。據(jù)本文研究的內(nèi)容適宜殘差檢驗(yàn)，分別檢驗(yàn)GDP與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化（no）、工業(yè)現(xiàn)代化(go)、城鎮(zhèn)化(ch)之間的協(xié)整關(guān)系。

第一步，協(xié)整回歸，采用OLS分別對GDP與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化（no）、工業(yè)現(xiàn)代化(go)、城鎮(zhèn)化(ch)進(jìn)行靜態(tài)回歸，并計算回歸方程的殘差，回歸方程為：

第二步，用ADF檢驗(yàn)殘差序列平穩(wěn)性，用ADF檢驗(yàn)估計殘差序列的平穩(wěn)性。分別檢驗(yàn)三個序列的殘差單整階數(shù)，檢驗(yàn)結(jié)論見表2。

表2 GDP與CH、GO、NO協(xié)整方程殘差序列ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表2表明在1984～2009樣本區(qū)間內(nèi)，三回歸方程的殘差序列μ?1t、μ?2t、μ?3t的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計量分別小于5%、10%、10%顯著水平下的臨界值，即認(rèn)為殘差序列是平穩(wěn)的，存在上述序列相互之間的平穩(wěn)性組合，通過對GDP與CH、GDP與GO、GDP與NO兩兩分別進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，存在協(xié)整關(guān)系。因此，“三化”發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，是協(xié)整的。

2.3 格蘭杰因果檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)苷f明變量之間的長期均衡關(guān)系但不能揭示變量之間的發(fā)展方向，經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化（no）、工業(yè)現(xiàn)代化(go)、城鎮(zhèn)化(ch)之間的何為因果？可用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)并說明。其基本思想是假如對于變量Y和X之間的關(guān)系以估計如下回歸方程：

?0和 ?0為常數(shù)項(xiàng)，μ1t和 μ2t為誤差項(xiàng)對任一E(μ1t、μ2t)=0,n為參數(shù)個數(shù)，即滯后期數(shù)。且有（1）若βp=0,γp=0，則變量 X與Y沒有關(guān)系；（2）若βp=0,γp≠0,或βp≠0,γp=0且X與Y存在單項(xiàng)關(guān)系；（3）若βp≠0,γp≠0，則X與Y存在雙向關(guān)系。

表3 經(jīng)濟(jì)增長與三化發(fā)展的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

表3為基于VAR模型最佳滯后期的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，從上述結(jié)論看出，GDP不是CH的格蘭杰原因的概率為0.00644，小于0.01，即至少在99%的置信水平上，經(jīng)濟(jì)增長是城鎮(zhèn)化(CH)快速發(fā)展的原因，且接受CH不是GDP的格蘭杰原因的原假設(shè)，為單向因果關(guān)系，其次是工業(yè)現(xiàn)代化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化與經(jīng)濟(jì)增長之間的Granger關(guān)系，表3顯示，在滯后3、1期后，在1%的置信度水平下，工業(yè)化（GO）、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化（NO）的快速發(fā)展是經(jīng)濟(jì)加快增長的顯著性因素，而經(jīng)濟(jì)增長不是工業(yè)化（GO）、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化（NO）增加的格蘭杰原因，即經(jīng)濟(jì)增長并不必然促進(jìn)工業(yè)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的發(fā)展。

2.4 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

為了進(jìn)一步研究變量之間的關(guān)系，本文采用Sims提出的向量自回歸技術(shù)做沖擊響應(yīng)分析，刻畫“三化”發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系圖，分析各變量的沖擊響應(yīng)行為。為避免脈沖響應(yīng)函數(shù)對VAR模型中因變量的先后次序的敏感性，為此采用Cholesky分解方法，建立GDP與CH、NO、GO的VAR模型檢驗(yàn)兩個變量之間關(guān)系的一般沖擊反應(yīng)，規(guī)避正交化反應(yīng)變量順序的依賴性。

用Eviews6.0軟件對VAR模型各方程參數(shù)進(jìn)行估計，圖4、5、6中橫軸代表表示脈沖響應(yīng)函數(shù)的追蹤期數(shù)，縱軸代表因變量對自變量的響應(yīng)程度，實(shí)線為單位脈沖沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)的時間路徑，上方虛線為因變量的響應(yīng)函數(shù)時間路徑，下方為自變量的響應(yīng)函數(shù)時間路徑，設(shè)定模型中的追蹤期數(shù)為10年。

圖4顯示城鎮(zhèn)化在追蹤期內(nèi)呈現(xiàn)先降后升趨勢，在滯后3期后正面效應(yīng)增強(qiáng)，而經(jīng)濟(jì)增長在滯后2、4期后隨著城鎮(zhèn)化的加快發(fā)展正面效應(yīng)增強(qiáng)；GDP對城鎮(zhèn)化的一個標(biāo)準(zhǔn)差新息正面沖擊不明顯。

圖5 經(jīng)濟(jì)增長與工業(yè)化對相關(guān)單一沖擊的動態(tài)響應(yīng)

圖5表明工業(yè)化對經(jīng)濟(jì)增長出現(xiàn)較弱的沖擊響應(yīng)，基本趨于平坦的正向響應(yīng)路徑，GDP沖擊效應(yīng)呈現(xiàn)負(fù)向應(yīng)，在滯后2期后負(fù)效應(yīng)增強(qiáng)。

圖6 經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對相關(guān)單一沖擊的動態(tài)響應(yīng)

圖6顯示農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長初始呈現(xiàn)正向響應(yīng)沖擊，然后逐漸趨緩，負(fù)效應(yīng)加大；GDP對農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的沖擊響應(yīng)持續(xù)偏低，而且隨著時間的推移負(fù)向彈性系數(shù)逐漸擴(kuò)大。

以上VAR的分析表明，國內(nèi)生產(chǎn)總值對農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展與工業(yè)化發(fā)展負(fù)向影響較大，而對城鎮(zhèn)化發(fā)展具有顯著的正面效應(yīng)；城鎮(zhèn)化、工業(yè)化的發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)為正向響應(yīng)。總體上，脈沖分析結(jié)論：經(jīng)濟(jì)增長與“三化”發(fā)展之間的關(guān)系、協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰檢驗(yàn)是基本一致的。

3 結(jié)論與建議

本文利用1984～2009年數(shù)據(jù)，對城鎮(zhèn)化、工業(yè)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化及國內(nèi)生產(chǎn)總值對中國經(jīng)濟(jì)增長影響做了實(shí)證研究，得到以下結(jié)論：（1）協(xié)整檢驗(yàn)表明，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、工業(yè)化、城鎮(zhèn)化發(fā)展與中國經(jīng)濟(jì)存在長期的協(xié)整關(guān)系，只不過，相互之間的影響不同；（2）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表明經(jīng)濟(jì)增長是城鎮(zhèn)化的Granger原因，均不具有雙向互動因果關(guān)系；（3）脈沖響應(yīng)分析結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化、工業(yè)化、農(nóng)業(yè)化對經(jīng)濟(jì)增長距呈現(xiàn)正向增長關(guān)系，但是農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化呈現(xiàn)反向關(guān)系；GDP的快速增長對城鎮(zhèn)化發(fā)展貢獻(xiàn)較大，對農(nóng)業(yè)增長的貢獻(xiàn)雖有一定成效，但是成效不是特別顯著，對工業(yè)的影響處于負(fù)向影響關(guān)系，表明工業(yè)增長在長期中受經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的力度顯著性不強(qiáng)，這也是工業(yè)自身的特點(diǎn)決定受經(jīng)濟(jì)增長較少的原因。

基于以上分析，本文認(rèn)為，“三化”發(fā)展在當(dāng)前處于一種關(guān)鍵時刻，從理論上和實(shí)踐上必須重新認(rèn)識三者對經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，長期而言，要全面推進(jìn)城鎮(zhèn)化、工業(yè)化的發(fā)展，農(nóng)業(yè)做為基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)長期來看將走向衰落，發(fā)展?jié)摿Σ淮螅瑢?jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)趨緩，因此，農(nóng)業(yè)發(fā)展主要側(cè)重糧食安全，保證“吃飯”問題。工業(yè)化、城鎮(zhèn)化發(fā)展無可避免的犧牲農(nóng)業(yè)發(fā)展，因而，國家要調(diào)整政策，對農(nóng)業(yè)重新定位、重新規(guī)劃。而GDP的增長對“三化”影響主要表現(xiàn)對城鎮(zhèn)化影響較顯著，這和當(dāng)前國家推進(jìn)城鎮(zhèn)化的政策相穩(wěn)合。而工業(yè)化在長期處于低位運(yùn)行后，負(fù)向影響關(guān)系逐漸減弱，這和國家工業(yè)政策的調(diào)整也是穩(wěn)合的，淘汰“三高”污染企業(yè)而發(fā)展競爭力強(qiáng)的科技型工業(yè)。

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