蘇發(fā)金

0 引言

隨著我國工業(yè)化和城鎮(zhèn)化深入發(fā)展，農(nóng)產(chǎn)品需求將日益增長，同時，農(nóng)村土地、農(nóng)村勞動力、農(nóng)村資金會加速外流，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展面臨嚴峻的挑戰(zhàn)，正是在這種背景下，“十二五”規(guī)劃提出，堅持工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)、城市支持農(nóng)村和多予少取放活方針，充分發(fā)揮工業(yè)化、城鎮(zhèn)化對發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)、促進農(nóng)民增收、加強農(nóng)村基礎設施和公共服務的輻射帶動作用，夯實農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展基礎，加快現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展步伐。改革開放以來，我國城鎮(zhèn)化、工業(yè)化，建立在農(nóng)村支持城市、農(nóng)業(yè)支持工業(yè)的基礎上，追求速度更快、數(shù)量更多、規(guī)模更大。當前我國城鎮(zhèn)化水平進入快速發(fā)展時期，工業(yè)化水平日益提高，進入中期發(fā)展階段。農(nóng)業(yè)在GDP中的占比下降，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平有一定提升，但與我國亟待擴大農(nóng)村消費市場，創(chuàng)造更多農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)需求，促進產(chǎn)業(yè)結構、社會結構不斷優(yōu)化的要求相比，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化相對滯后。工業(yè)化、城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化協(xié)調發(fā)展，能充分發(fā)揮工業(yè)化、城鎮(zhèn)化對發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)、轉移農(nóng)村勞動力的帶動作用，促進農(nóng)民持續(xù)較快增收，提高農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力、抗風險能力和市場競爭能力，推進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營專業(yè)化、標準化、規(guī)?；?、集約化。已有研究文獻中，沒有人就我國工業(yè)化、城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化三者關系進行動態(tài)定量研究。本文將結合我國1978～2009年的年度數(shù)據(jù)，利用VAR模型對我國工業(yè)化、城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的動態(tài)關系進行研究，實證分析改革開放以來我國工業(yè)化、城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化三者之間相互作用的動態(tài)過程，歸結它們在發(fā)展中存在的問題，并提出政策建議。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 變量的平穩(wěn)性檢驗

變量的平穩(wěn)性要求序列沒有隨機趨勢或確定性趨勢，從而避免利用OLS進行估計時產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象。判斷時間序列平穩(wěn)性的基本方法是單位根檢驗，本文采用ADF檢驗法來檢驗變量的平穩(wěn)性。滯后階數(shù)的選擇原則應使回歸式的殘差符合白噪聲狀態(tài)，本文采取赤池的AIC準則，臨界值采用Mackinnon臨界值。

1.2 VAR模型

向量自回歸（VAR）是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質建立模型，它把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的向量自回歸模型。VAR模型主要預測相互聯(lián)系的時間序列系統(tǒng)和分析隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)沖擊，解釋各種經(jīng)濟沖擊對經(jīng)濟變量的影響。

VAR的表達式為：yt=A1yt-1+…+ANyt-N+Bxt+εt，這里yt是一個內(nèi)生變量列向量，xt是外生變量向量，A1，…，AN和B是待估的系數(shù)矩陣，εt是誤差向量。

1.3 Granger因果關系檢驗

由granger1969年提出，sims1972年推廣的Granger因果關系檢驗可以定性確定變量間相互影響關系，實質上檢驗一個變量的滯后變量是否可以引入到其變量方程中。一個變量如果受到其他變量的滯后影響，則稱它們具有Granger因果關系。本文通過對中國近30年工業(yè)化、城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)增長的檢驗，分析三者彼此之間是否存在Granger因果關系，從而判斷它們在發(fā)展過程中是否具有協(xié)調性。

1.4 脈沖響應和方差分解

在VAR模型中，當某一變量t期的擾動項變動時，會通過變量之間的動態(tài)聯(lián)系，對t期以后各變量產(chǎn)生一連串的交互作用，脈沖響應函數(shù)描述系統(tǒng)對沖擊擾動在不同滯后期的動態(tài)反應。確定一個變量對另一個變量的作用時滯，以衡量來自隨機擾動的一個標準差沖擊對內(nèi)生變量當前和未來取值的影響。方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內(nèi)生變量變化（通常用方差來度量）的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性。方差分解給出對VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個隨機擾動的相對重要性的信息。

1.5 數(shù)據(jù)來源

本文主要研究工業(yè)化、城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化之間的關系，說明在統(tǒng)籌背景下如何協(xié)調三者的關系。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平是一個綜合性指標，決定農(nóng)業(yè)產(chǎn)出能力和產(chǎn)出水平，反過來，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平的高低也能間接反映一國的農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平，為簡單起見，我們用一產(chǎn)從業(yè)人員人均GDP來表示農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平，記為gdpt。為了數(shù)據(jù)的可得性，工業(yè)化水平用二產(chǎn)中工業(yè)增加值占總GDP的比率來表示，記為it。城鎮(zhèn)化水平用城鎮(zhèn)人口占總人口比重指標來衡量，記為ut。研究數(shù)據(jù)均來源于1979～2010年的《中國統(tǒng)計年鑒》，樣本抽取時間為1978～2009年。統(tǒng)計年鑒中一產(chǎn)GDP以現(xiàn)價表示，先使用1978年為基礎的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出指數(shù)進行縮減，消除物價因素的影響，然后用農(nóng)業(yè)GDP除以一產(chǎn)從業(yè)人數(shù)進行平均化得到gdpt。為了消除數(shù)據(jù)可能存在的異方差，分別對三個變量取自然對數(shù)，記為lnit、lnut和lngdpt，相應的差分序列記為dlnit、dlnut和dlngdpt，它們近似于序列{it}、{ut}、{gdpt}的增長率，可以表示其波動狀況。

2 實證分析與結果檢驗

2.1 變量的平穩(wěn)性檢驗

利用Eviews5.0軟件對lngdpt、lnut和lnit進行平穩(wěn)性檢驗分析，其結果如表1所示。

表1 變量的單位檢驗

從表中可以看出，lngdpt、lnut和lnit為非平穩(wěn)變量，但是它們的一階差分dlngdpt、dlnut和dlnit都是零階單整，為平穩(wěn)變量。因此，lngdpt、lnut和lnit為一階單整的非平穩(wěn)變量。下面將對dlngdpt、dlnut和dlnit三個平穩(wěn)變量建立時間序列VAR模型。

2.2 工業(yè)化(dlnit)、城鎮(zhèn)化(dlnut)與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化(dlngdpt)的VAR模型

VAR模型滯后期p的選擇，要綜合考慮，既要有足夠數(shù)目的滯后項，又要有足夠數(shù)目的自由度。我們通過試錯，選擇使LR，F(xiàn)PE，AIC，SC，HQ五個信息量中大多數(shù)同時認可的P值，結果如表2所示。從表中可以看出，當滯后階數(shù)為3時，五個信息量中有四個同時認可，所以確定建立VAR（3）模型。

表2 確定滯后階數(shù)的信息量

在VAR（3）中，進行模型的平穩(wěn)性檢驗，得到該模型的單位根圖，如圖1所示。從圖1可知模型的所有單位根都在單位園內(nèi)，模型中的每一個方程都是收斂的。這也驗證了上面我們所作的變量平穩(wěn)性檢驗的正確性。只有穩(wěn)定的VAR模型才可以做脈沖響應函數(shù)分析，這為后面的脈沖分析做好了準備。

圖1 VAR（3）模型的單位根圖

以方程表示dlngdpt、dlnut和dlnit互動關系的VAR模型如下：

從第一個方程看，dlngdpt滯后三期的系數(shù)都是負數(shù)，說明農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對自身有反向作用，滯后期的農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化抑制當期的農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化。dlnut的滯后一期、三期前的系數(shù)為負數(shù)，滯后二期前的系數(shù)為正數(shù)，當dlnut(-1)、dlnut(-2)dlnut(-3)相等時，它們的系數(shù)之和為負數(shù)，說明城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化有反向作用，即城鎮(zhèn)化影響農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化。dlnit滯后三期的系數(shù)均為正數(shù)，說明我國工業(yè)化對農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化有促進作用。

從第二個方程看，dlngdpt的滯后一期的系數(shù)為0.029，滯后二期的系數(shù)為-0.024，滯后三期的系數(shù)-0.049，三者系數(shù)之和為0.054，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對城鎮(zhèn)化有正向作用。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化為城鎮(zhèn)化提供生產(chǎn)生活資料，農(nóng)民可以有足夠的資金作為向城鎮(zhèn)轉移的基本費用。dlnut滯后三期的系數(shù)均為正，說明城鎮(zhèn)化對自身具有加強作用。dlnit滯后三期的系數(shù)分別為：0.032，-0.155，0.067，其和為-0.056，短期內(nèi)我國工業(yè)化對城鎮(zhèn)化有反向作用。

從第三個方程看，dlngdpt滯后三期的系數(shù)之和為-0.123，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對工業(yè)化有反向作用，原因在于促進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展必須對農(nóng)業(yè)進行更多的資源分配，比較而言，工業(yè)化占用的資源會減少，當我國工業(yè)化發(fā)展依賴的是資源而不是技術的時候，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對工業(yè)化的反向作用就會產(chǎn)生。dlnut滯后三期的系數(shù)之和為-0.655，即短期內(nèi)城鎮(zhèn)化對工業(yè)化具有反向作用。這與我國城鎮(zhèn)化主要靠政府推動，而不是主要靠工業(yè)化帶動有關。被動的城鎮(zhèn)化短期內(nèi)不但不能促進工業(yè)的發(fā)展，反而會對工業(yè)化產(chǎn)生影響。dlnit滯后的系數(shù)之和為0.442，即我國工業(yè)化對自身有正向作用。

2.3 Granger因果關系檢驗

上面結合我國數(shù)據(jù)，從方程表達形式上，考察了工業(yè)化、城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化之間的關系。現(xiàn)在我們結合VAR（3）模型，對這三個變量進行Granger因果關系檢驗。利用計算軟件可以得到如表3的結果。

表3 dlngdpt、dlnut和dlnit的Granger因果關系檢驗

從dlngdpt方程看，不能拒絕dlnut不是dlngdpt的Granger原因，即接受城鎮(zhèn)化不是農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的Granger原因，因為我國城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)爭搶資源，城鎮(zhèn)化發(fā)展使農(nóng)業(yè)發(fā)展受到威脅。拒絕dlnit不是dlngdpt的Granger原因，即接受dlnit是dlngdpt的Granger原因，我國的工業(yè)化對農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化有帶動作用，工業(yè)化向農(nóng)業(yè)提供機械、農(nóng)藥等節(jié)約勞動力的生產(chǎn)資料，促進農(nóng)村剩余勞動力向城鎮(zhèn)轉移，增強農(nóng)業(yè)的規(guī)模經(jīng)營，提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，從而提高農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平。工業(yè)化還可以通過為農(nóng)業(yè)提供市場等方式促進農(nóng)業(yè)的發(fā)展。兩者的聯(lián)合檢驗拒絕工業(yè)化、城鎮(zhèn)化不是農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的Granger原因，即我國過去的工業(yè)化與城鎮(zhèn)化聯(lián)合地促進了農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展。

從dlnut方程看，拒絕dlngdpt不是的dlnut的Granger原因，即農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化能促進城鎮(zhèn)化發(fā)展，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化為城鎮(zhèn)人口提供糧食保障，為城鎮(zhèn)工業(yè)提供原材料，從而促進城鎮(zhèn)化發(fā)展。不能拒絕dlnit不是的dlnut的Granger原因，即我國工業(yè)化不是城鎮(zhèn)化的Granger原因，說明我國城鎮(zhèn)化不是伴隨工業(yè)化發(fā)展起來，這與我國城鎮(zhèn)化的政府主導實際相符合。按一般規(guī)律，工業(yè)化引起人口、資金的集聚，服務業(yè)的發(fā)展，從而促進城鎮(zhèn)化水平提高。我國的實證與這些規(guī)律不符，說明我國城鎮(zhèn)化與工業(yè)化的協(xié)調發(fā)展需要加強。兩者的聯(lián)合檢驗拒絕dlnit、dlngdpt不是的dlnut的Granger原因，即我國工業(yè)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化聯(lián)合地對城鎮(zhèn)化有影響。

從dlnit方程來看，無論是獨立地還是聯(lián)合檢驗都應該接受dlngdpt、dlnut不是的dlnit的Granger原因，也即我國的農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、城鎮(zhèn)化發(fā)展不能引起工業(yè)化發(fā)展。這與我國工業(yè)化發(fā)展的政府主導有關，我國工業(yè)化不是建立在市場推動基礎上。一般規(guī)律顯示，農(nóng)業(yè)發(fā)展了，相應的工業(yè)漸漸發(fā)展起來，工業(yè)發(fā)展促進城鎮(zhèn)化水平提高，城鎮(zhèn)化水平提高有利于工業(yè)在城鎮(zhèn)中的集聚，促進工業(yè)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化，從而促進工業(yè)不斷發(fā)展。實證結果說明我國的農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、城鎮(zhèn)化沒能與工業(yè)化協(xié)調發(fā)展。

2.4 脈沖分析

利用上述VAR模型，我們對變量dlngdpt、dlnut和dlnit進行脈沖分析，有如下結果（見圖2）。從圖2中可以看出，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對其自身的一個標準差有較強的反應，引起農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平增長率迅速下降，第一年為9%，第二年達到最低，為-3%，之后開始逐漸上升，但仍呈負增長，第六年變?yōu)榻咏?的正增長，然后在0附近微弱波動。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對來自城鎮(zhèn)化波動的影響在第一年沒有響應，在第二年下降到最小值-0.9%，第三年上升為正值，然后又下降，一直到第五年最低為-1.97%，接著上升，在第八年開始接近于0，城鎮(zhèn)化的波動對農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的累積效應為負，即我國城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化有反向影響。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對來自于工業(yè)化的沖擊，開始呈現(xiàn)正的增長，第二年達到最大值5.98%，然后逐漸下降變?yōu)樨摂?shù)，到最小值為-1.36%，然后漸漸上升，在第九年接近0，工業(yè)化對農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的累積效應為正，即我國的工業(yè)化在長期內(nèi)促進了農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化。

圖2 dlngdpt、dlnut和dlnit的脈沖響應曲線

對城鎮(zhèn)化來說，城鎮(zhèn)化對其自身的一個標準差的沖擊，引起城鎮(zhèn)化水平的立即下降，但累積效應為正，即城鎮(zhèn)化有自身加強作用。城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的沖擊，第一年城鎮(zhèn)化率增長到0.26%，第三年會下降到-0.16%，第四年又增加到0.39%，然后逐漸下降，第七年為0，最后在0附近波動，從積累效應來看，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化在長期內(nèi)是促進了城鎮(zhèn)化的發(fā)展。城鎮(zhèn)化對工業(yè)化沖擊的反應，一到五期內(nèi)，城鎮(zhèn)化在0上下波動，五期達到最大值2.37%，然后逐漸在橫軸上方下降，最后接近于0，積累效應為正，長期來看，工業(yè)化促進了城鎮(zhèn)化發(fā)展。

對工業(yè)化來說，工業(yè)化對自身的沖擊反應強烈，從第一期一直下降到第五期的-0.43%，然后逐漸上升，第八期接近0后，在0附近波動，積累效應為正，所以工業(yè)化有自身加強作用。工業(yè)化對農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的一個標準差的沖擊，開始下降，到第三期達到最小為-0.55%，然后逐漸上升，在第六期達到最大值0.19%，然后逐漸下降，在0附近波動，積累效應為負，我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對工業(yè)化的促進作用沒有體現(xiàn)。工業(yè)化對城鎮(zhèn)化的一個標準差的沖擊，開始迅速下降，第四期達到最小值-0.46%，然后逐漸上升，第八期接近于0，并維持在0附近。積累效應為負，城鎮(zhèn)化的沖擊使工業(yè)化受到影響。

2.5 方差分解

圖3 dlngdpt、dlnut和 dlnit的方差分解曲線

表4 方差分解表

圖3和表4是上述VAR（3）模型的方差分解結果。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對來自自身當期的偶然因素沖擊的感應最為明顯，第一年為100%，第二年為72.7%，然后緩慢下降，第七年以后穩(wěn)定在63%的水平。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對來自城鎮(zhèn)化的偶然因素沖擊感應較弱，1-4年幾乎沒有反應，第4年開始緩慢增加，到第七年穩(wěn)定在7.7%的水平。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對來自工業(yè)化的偶然因素沖擊反應較明顯，第二年上升到26.6%，第三年達到最高水平29.6%，第四年下降，最后穩(wěn)定在28%的水平。從第六年開始，方差分解結果基本穩(wěn)定，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化受自身沖擊影響最大，占農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化變化率預測誤差的63%，城鎮(zhèn)化的沖擊占7%，工業(yè)化的沖擊占28%。可見，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對自身預測誤差的影響最大，工業(yè)化的影響次之，而城鎮(zhèn)化的作用最小。

城鎮(zhèn)化對來自農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的偶然性沖擊的感應是逐漸上升，到第四年達到最大值15.64%，后略有下降，并從第七年開始穩(wěn)定在14.7%，對來自自身的偶然性沖擊，開始逐漸下降，從第八年開始穩(wěn)定在75.8%。對來自工業(yè)化的沖擊逐漸上升，從第八期開始穩(wěn)定在9.4%。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對城鎮(zhèn)化的影響強于工業(yè)化，而城鎮(zhèn)化的自身影響最大。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和工業(yè)化對城鎮(zhèn)化的影響之和為24.1%。工業(yè)化對來自農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的偶然性沖擊也是逐漸上升，從第六年開始穩(wěn)定在10.5%左右。對來工業(yè)化的感應逐漸上升，從第七開始穩(wěn)定在9.5%。而對自身的偶然沖擊的感應逐漸下降，從第七年開始穩(wěn)定在80%左右。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和城鎮(zhèn)化對工業(yè)化的影響之和為20%。

3 結論

利用我國改革開放以來的數(shù)據(jù)進行實證分析，可以得到如下基本結論：（1）農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對自身有反向作用，城鎮(zhèn)化、工業(yè)化對自身有加強作用。（2）農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對城鎮(zhèn)化有正向促進作用；短期內(nèi)對工業(yè)化有負向影響，長期內(nèi)對工業(yè)化有正向促進作用。（3）城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化有反向作用，短期內(nèi)，城鎮(zhèn)化對工業(yè)化有負向作用，長期內(nèi)有促進作用；四是工業(yè)化對農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化有促進作用，短期內(nèi)工業(yè)化對城鎮(zhèn)化有反向作用，長期內(nèi)工業(yè)化對城鎮(zhèn)化有正向作用。

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