周瑤，李燕

（華中師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，湖北 武漢 430079）

我國城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的關(guān)系研究
——基于省際面板數(shù)據(jù)的隨機(jī)效應(yīng)分析

周瑤，李燕

（華中師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，湖北 武漢 430079）

本文在構(gòu)建我國城鎮(zhèn)化率與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化程度的省際面板數(shù)據(jù)指標(biāo)的基礎(chǔ)上，分析了我國城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化二者在統(tǒng)計數(shù)據(jù)上所顯示的不對稱的關(guān)聯(lián)；利用隨機(jī)效應(yīng)模型分別分析了二者之間的相互影響，得出了我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展有對城鎮(zhèn)化有正向影響，而城鎮(zhèn)化對產(chǎn)業(yè)化的同期影響是負(fù)向的令人驚訝的結(jié)論。此外，本文還計算出各自的省際個體效應(yīng)，得出城鎮(zhèn)化的省際個體效應(yīng)比較明顯，而農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的省際個體效應(yīng)并不明顯，這說明我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的發(fā)展具有地域均衡性。

城鎮(zhèn)化率；農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化程度；省際面板數(shù)據(jù)；隨機(jī)效應(yīng)模型

一、引言

我國農(nóng)村城鎮(zhèn)化是指我國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)與社會活動的諸要素在農(nóng)村城鎮(zhèn)中集聚，勞動生產(chǎn)率水平不斷提高，農(nóng)村城鎮(zhèn)人口增多，城鎮(zhèn)數(shù)量、規(guī)模增大，生活與環(huán)境質(zhì)量不斷提高的動態(tài)過程，其演化水平與農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的極大提高有著必然聯(lián)系，以現(xiàn)代工業(yè)或后工業(yè)時代的技術(shù)水平為特征的產(chǎn)業(yè)化發(fā)展為此提供了前提條件。同時，農(nóng)村城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化水平的進(jìn)一步提高提供了要素基礎(chǔ)。所以，研究農(nóng)村城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)化的關(guān)系，對于理解城鎮(zhèn)化在農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化演進(jìn)的重要性以及產(chǎn)業(yè)化在推進(jìn)城鎮(zhèn)化過程中的重要性均具有理論與現(xiàn)實(shí)意義。

我國理論界基本有幾種觀點(diǎn)，一是認(rèn)為我國農(nóng)村城鎮(zhèn)化是推動農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化或農(nóng)業(yè)工業(yè)化的動力，如陽立高等（2010）通過建立GDP關(guān)于城鎮(zhèn)化、工業(yè)化和產(chǎn)業(yè)化的多元線性回歸模型進(jìn)行研究后認(rèn)為，城鎮(zhèn)化是現(xiàn)階段拉動我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展的核心動力；二是我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化是推動我國農(nóng)村城鎮(zhèn)化的動力，如李鶯莉，王燦（2015）在研究我國鄉(xiāng)村旅游的生態(tài)化轉(zhuǎn)型時認(rèn)為，旅游產(chǎn)業(yè)作為"環(huán)保產(chǎn)業(yè)"和"朝陽產(chǎn)業(yè)"發(fā)揮了其帶動作用和乘數(shù)效應(yīng)，為新農(nóng)村建設(shè)和城鎮(zhèn)化加速起到了積極作用；三是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化與農(nóng)村城鎮(zhèn)化具有互動關(guān)系，如彭妮，姚永鵬（2010）在論文《西部農(nóng)村工業(yè)化和城鎮(zhèn)化耦合發(fā)展的制度建設(shè)》中認(rèn)為我國西部農(nóng)業(yè)工業(yè)化與城鎮(zhèn)化有互動關(guān)系，并萌發(fā)了產(chǎn)業(yè)化與城鎮(zhèn)化耦合發(fā)展的思想。本文將在構(gòu)建我國省際城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化水平綜合指標(biāo)的基礎(chǔ)上，利用面板數(shù)據(jù)向量自回歸模型研究我國城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化水平的互動關(guān)系，從量上分析城鎮(zhèn)化水平綜合指標(biāo)與產(chǎn)業(yè)化水平綜合指標(biāo)之間的即期效應(yīng)滯后效應(yīng)，為我國城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化水平之間的互動或耦合關(guān)系提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、我國城鎮(zhèn)化水平省際綜合指標(biāo)的構(gòu)建

城鎮(zhèn)化也稱為城市化，是指隨著一個國家或地區(qū)社會生產(chǎn)力的發(fā)展、科學(xué)技術(shù)的進(jìn)步以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與升級，其社會生產(chǎn)方式由以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式為主的傳統(tǒng)鄉(xiāng)村型社會向以現(xiàn)代工業(yè)和服務(wù)業(yè)的生產(chǎn)方式為主的現(xiàn)代城市型社會逐漸轉(zhuǎn)變的歷史過程。城鎮(zhèn)化包括農(nóng)業(yè)人口向非農(nóng)業(yè)人口的轉(zhuǎn)變、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式向工業(yè)生產(chǎn)方式的轉(zhuǎn)變、土地與地域空間利用的變化等三個方面。我國學(xué)者從不同角度對我國城鎮(zhèn)化水平提出了有益的指標(biāo)構(gòu)建，如邵川，劉傳哲從居住功能的角度提出了人口因子、基礎(chǔ)建設(shè)因子、污水和垃圾處理因子以及環(huán)境因子等四個方面進(jìn)行評價的觀點(diǎn)。聶颯用因子分析評價方法構(gòu)建因子載荷矩陣表和因子得分系數(shù)矩陣表對我國西部地區(qū)農(nóng)村城鎮(zhèn)化水平進(jìn)行了綜合評價。郭三黨，韓雪山和黃燕剛按一級指標(biāo)、二級指標(biāo)和三級指標(biāo)構(gòu)建指標(biāo)體系，采用主成分方法對河南省農(nóng)村城鎮(zhèn)化水平進(jìn)行了研究，等等。這些學(xué)者均是采用了因子分析方法，通過對各種不同的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)賦予不同權(quán)數(shù)而后進(jìn)行加權(quán)，從而計算出一個綜合得分。然而國家統(tǒng)計局說明非農(nóng)業(yè)人口在總?cè)丝谥兴急壤Q為城鎮(zhèn)化率，也就是說城鎮(zhèn)化率可以作為城鎮(zhèn)水平的綜合指標(biāo)。城鎮(zhèn)化率雖然只是非農(nóng)業(yè)人口與總?cè)丝诘谋壤?，但它所能反映的?nèi)容遠(yuǎn)不止人口比例這么簡單。農(nóng)業(yè)人口向非農(nóng)業(yè)人口的轉(zhuǎn)移需要人口的居住的地域與空間的變化相適應(yīng)，城鎮(zhèn)的公共基礎(chǔ)建設(shè)也要與之相適應(yīng)，社會生產(chǎn)結(jié)構(gòu)從而社會生產(chǎn)方式也會因?yàn)槿丝诘倪@種轉(zhuǎn)移發(fā)生變化，所以本文認(rèn)為非農(nóng)業(yè)人口在總?cè)丝谥兴急壤牟粩嗵岣呔C合反映了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與升級，其社會生產(chǎn)方式由以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式為主的傳統(tǒng)鄉(xiāng)村型社會向以現(xiàn)代工業(yè)和服務(wù)業(yè)的生產(chǎn)方式為主的現(xiàn)代城市型社會逐漸轉(zhuǎn)變的歷史過程，所以稱非農(nóng)業(yè)人口在總?cè)丝谥兴c(diǎn)比例為城鎮(zhèn)化率是合理的。本文利用2005-2014的《中國統(tǒng)計年鑒》，構(gòu)造了我國各省和直轄市的城鎮(zhèn)化率的混合橫截面數(shù)據(jù)。

三、我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化水平省際綜合指標(biāo)的構(gòu)建

如何科學(xué)構(gòu)建農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化水平指標(biāo)，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化實(shí)際是農(nóng)業(yè)工業(yè)化，為了構(gòu)建其水平指標(biāo)應(yīng)該從我國農(nóng)業(yè)和工業(yè)的實(shí)質(zhì)性差異上進(jìn)行分析。農(nóng)業(yè)與工業(yè)的實(shí)質(zhì)性差別主要有兩個方面，一是勞動手段的不同。農(nóng)業(yè)的基本生產(chǎn)資料是土地，由于不能同時構(gòu)建兩塊完全相同的土地，所以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有經(jīng)營壟斷性，但這不是我們考慮的重點(diǎn)，重點(diǎn)是工業(yè)的基本生產(chǎn)資料是機(jī)器設(shè)備，機(jī)器設(shè)備的投入是可以只受限于科學(xué)技術(shù)的發(fā)展而擴(kuò)張，但農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的基本生產(chǎn)資料是土地，土地在量上并不能擴(kuò)張，只能通過改良土地以增強(qiáng)其自然生產(chǎn)率，而這種質(zhì)量上的擴(kuò)張一般來說，其程度與工業(yè)生產(chǎn)的機(jī)器設(shè)備的質(zhì)和量兩個方面的擴(kuò)張相比顯然會低一些。換言之，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的價值一般低于工業(yè)生產(chǎn)資料的價值。二是是勞動對角不同。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的對象是具有生命特征的動植物，所以其生產(chǎn)過程依賴勞動對象的自然過程，這樣勞動時間和形成農(nóng)業(yè)產(chǎn)品的生產(chǎn)時間就會出現(xiàn)較大差異，按照馬克思的價值理論，自然作用的時間并不產(chǎn)生價值，只有人類勞動時間才形成價值，所以農(nóng)業(yè)產(chǎn)品的自然價值遠(yuǎn)超其社會價值，即使是價值，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門因其所生產(chǎn)的產(chǎn)品所得到的只能是決定于生產(chǎn)價格的價格，這個價格一般是大大小于其價值的。這兩個方面的共同作用必然會使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的有機(jī)構(gòu)成低于工業(yè)生產(chǎn)的有機(jī)構(gòu)成。而這種差異就成為我們構(gòu)成農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化水平的第一個理論指標(biāo)：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的有機(jī)構(gòu)成與工業(yè)生產(chǎn)的有機(jī)構(gòu)成的比值。理論分析認(rèn)為：從生產(chǎn)的角度看可用有農(nóng)業(yè)的有機(jī)構(gòu)成與工業(yè)的有構(gòu)成的比值來說明農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化程度。但我國實(shí)際統(tǒng)計數(shù)據(jù)并沒有統(tǒng)計有機(jī)構(gòu)成這個指標(biāo)，所以所選數(shù)據(jù)是運(yùn)用實(shí)際統(tǒng)計數(shù)據(jù)中的農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的比值作為分子，工業(yè)固定資料投產(chǎn)與工業(yè)增加值的比值作為分母計算而得，雖然分子與分母均比有機(jī)構(gòu)成稍大一些，但由于分子與分母都增加了一點(diǎn)，所以其比值與兩類產(chǎn)業(yè)有機(jī)構(gòu)成的比值并沒有顯著差異。此外，所有數(shù)據(jù)均由相關(guān)統(tǒng)計年鑒計算并保留小數(shù)點(diǎn)后面四位數(shù)字而得。

四、基于面板數(shù)據(jù)模型的城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的實(shí)證分析

在利用面板數(shù)據(jù)研究變量之間的關(guān)系時，一般認(rèn)為有兩種情況，一是個體的變化是隨機(jī)的；二是個體的變化與解釋變量有關(guān)。隨機(jī)效應(yīng)模型適應(yīng)第一種情況，固定效應(yīng)模型適應(yīng)第二種情況。但事實(shí)上，還有第三種情況，即個體的變化并不顯著，在這種情況下，橫截面數(shù)據(jù)與時間序列數(shù)據(jù)并用的普通模型可能更合適。我們以上述所提取的數(shù)據(jù)資料為依據(jù)，在進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)（Granger Causality Test）的基礎(chǔ)上，分別利用隨機(jī)效應(yīng)模型和橫截面與時序并用的自回歸分布滯后模型研究城鎮(zhèn)化率與產(chǎn)業(yè)化程度的經(jīng)驗(yàn)關(guān)系。

用y表示城鎮(zhèn)化率，x表示農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化程度（相對于工業(yè)）所謂格蘭杰因果檢驗(yàn)（Granger Causality Test）是基于如下思想：如果x是y的原因，那么x會發(fā)生在y之前，反之亦然?？蓪⒋怂枷朕D(zhuǎn)化為計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的表述。對于Y與X的關(guān)系，我們可以分別做如下回歸：

第一，如果（1）中的滯后X的系數(shù)作為一個整體是統(tǒng)計上異于零的，并且（2）中的滯后Y的系數(shù)作為一個整體不是統(tǒng)計上異于零的，則表明有從X到Y(jié)的單向因果關(guān)系。

第二，如果（1）中的滯后X的系數(shù)作為一個整體不是統(tǒng)計上異于零的，并且（2）中的滯后Y的系數(shù)作為一個整體是統(tǒng)計上異于零的，則表明有從Y到X的單向因果關(guān)系。

第三，如果滯后的X和滯后Y的系數(shù)集在兩個回歸中都是統(tǒng)計上異于零的，則表示反饋的或雙向的因果關(guān)系。

第四，如果滯后的X和滯后Y的系數(shù)集在兩個回歸中都不是統(tǒng)計上異于零的，則表示兩者之間各自的獨(dú)立性。

（1）式和（2）式中的下標(biāo)i代表不同的橫截面，這里代表不同省份；下標(biāo)t代表時間。由于本研究的依據(jù)是我國省際面板數(shù)據(jù)，所以滯后期不宜過長，在本研究中選擇n=2。利用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件EViews8.0，進(jìn)行有關(guān)我國城鎮(zhèn)化率Y和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化程度X的基于省際面板數(shù)據(jù)的格蘭杰因果檢驗(yàn)（Granger Causality Test），結(jié)果如表1。

表1　　我國省際農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化程度X與城鎮(zhèn)化率Y的格蘭杰因果檢驗(yàn)表（滯后：2）

表1說明我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化程度與城鎮(zhèn)化率之間存在格蘭杰意義上的或者說統(tǒng)計意義上的雙向因果關(guān)系，但二者之間具體統(tǒng)計關(guān)系如何并不能簡單地通過估計格蘭杰因果檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）和（2）來說明。本文通過建立隨機(jī)效應(yīng)模型來說明二者之間的雙向關(guān)聯(lián)。

首先考慮城鎮(zhèn)化率關(guān)于產(chǎn)業(yè)化程度的帶有2期滯后的隨機(jī)效應(yīng)模型：

（3）式中ri為橫截面?zhèn)€體隨機(jī)效應(yīng)，以表1和表2的數(shù)據(jù)為依據(jù)，以式（3）為基礎(chǔ)，運(yùn)用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件，得樣本隨機(jī)效應(yīng)模型如下：

（4）式中括號內(nèi)的數(shù)據(jù)是相應(yīng)系數(shù)的t-統(tǒng)計量，用來說明相應(yīng)變量的影響是否顯著。一般來說，如果絕對值大于2，則影響顯著；如果其絕對值小于2，則影響不顯著，可見農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化對城鎮(zhèn)化的即期影響是顯著的。產(chǎn)業(yè)化程度每提高一個百分點(diǎn)，其即期效應(yīng)為0.4233，這說明我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化程度如果提高1個百分點(diǎn)，那么城鎮(zhèn)化率即時感應(yīng)到的大約為0.42個百分點(diǎn)。

表2　　城鎮(zhèn)化的省際隨機(jī)效應(yīng)

從表2中可以得出如下幾點(diǎn)：一是四個直轄市中，個體效應(yīng)最高的是上海，高達(dá)39.7%，其次是北京，高達(dá)33.75%，而最低的是重慶，基本與全國平均水平持平；二是各省自治區(qū)中，個體效應(yīng)比較高的有廣東、遼寧、浙江、江蘇，均在百分之十以上；比較低的有西藏、貴州、甘肅、云南和河南，這幾個地區(qū)的城鎮(zhèn)化率的個體效應(yīng)均在為負(fù)百分之十以下，最低的西藏為負(fù)百分之33.4，其它地區(qū)基本處于中間水平；三是個體效應(yīng)的極差很大，大小為最高的上海減去最低的西藏等于73.11%。

我們再考慮我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化程度關(guān)于城鎮(zhèn)化率的帶有2期滯后的隨機(jī)效應(yīng)模型：

（5）式中si為橫截面?zhèn)€體隨機(jī)效應(yīng)，以表1和表2的數(shù)據(jù)為依據(jù)，以式（5）為基礎(chǔ)，運(yùn)用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件，得樣本隨機(jī)效應(yīng)模型如下：

（5.0393）（-1.6093）（1.6581）（-1.1826）

（6）式中括號內(nèi)的數(shù)據(jù)是相應(yīng)系數(shù)的t-統(tǒng)計量，用來說明相應(yīng)變量的影響是否顯著，t-統(tǒng)計量顯示，在10%的顯著性水平下城鎮(zhèn)化的當(dāng)期與滯后一期對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的影響具有一定的顯著性。令人驚訝的是，城鎮(zhèn)化率即期效應(yīng)是負(fù)數(shù)，這說明城鎮(zhèn)化率的提高，同期會導(dǎo)致農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化程度的下降，其中的原因可能時，當(dāng)農(nóng)業(yè)人口轉(zhuǎn)變?yōu)榉寝r(nóng)業(yè)人口時，這些原農(nóng)業(yè)人口在農(nóng)業(yè)方面的投資會隨著自己身份的變化而抽走在農(nóng)業(yè)方面的投資，這樣在其它條件不變的情況下會使農(nóng)業(yè)有機(jī)構(gòu)成相對于工業(yè)而下降，即產(chǎn)業(yè)化程度下降。長期效應(yīng)（即期效應(yīng)與各滯后期效應(yīng)之和）為-0.0041，幾乎為零，可以忽略不計。

表3中的數(shù)據(jù)顯示，我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化率相對于城鎮(zhèn)化率的隨機(jī)效應(yīng)模型中，其個體效應(yīng)并不突出。

表3　　產(chǎn)業(yè)化的省際隨機(jī)效應(yīng)

五、結(jié)論與政策含義

從本文的實(shí)證研究中可得到如下結(jié)論。一是從統(tǒng)計數(shù)據(jù)來看，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化與城鎮(zhèn)化之間是有一定的雙向因果關(guān)系的，但這種雙向關(guān)系并不簡單，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化對城鎮(zhèn)化有正向影響，而城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的同期影響并不是正向的。二是城鎮(zhèn)化的省際個體效應(yīng)比較明顯，而且極差很大，這說明我國城鎮(zhèn)化的地區(qū)差異很大，發(fā)展極不平衡。三是我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化總體水平還比較低，不同地區(qū)的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化相對于城鎮(zhèn)化而言的個體效應(yīng)并不明顯，這說明我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的發(fā)展具有地域均衡性。上述三點(diǎn)結(jié)論有一些政策含義，即我們應(yīng)大力發(fā)展農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化，加大農(nóng)業(yè)投入和農(nóng)村基本建設(shè)；在制定我國城鎮(zhèn)化發(fā)展戰(zhàn)略時，要考慮其對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的影響，要適宜地推時城鎮(zhèn)化發(fā)展；在推進(jìn)城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中要考慮到我國不同地區(qū)城鎮(zhèn)化的極大差異，將平衡這種地區(qū)差異作為城鎮(zhèn)化發(fā)展的目標(biāo)之一。

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（責(zé)任編輯：郭亞娟）