“三化”互動關系的統計實證：以陜西咸陽市為例

趙強社，樊志民

（西北農林科技大學人文學院，陜西楊凌712000）

0 引言

工業化、城鎮化和農業現代化（文中簡稱“三化”）同步發展是黨中央作出的與時俱進的戰略決策。“三化”同步發展的本質就是要在工業化、城鎮化進程中處理好工農關系、城鄉關系，縮小工農業發展差距和城鄉區域發展差距。“三化”同步發展的關鍵在于改變農業現代化滯后于工業化和城鎮化的局面。本文以陜西咸陽為例，通過建立模型分析工業化、城鎮化和農業現代化發展三者之間的關系，從而得出相關結論。

國內關于三者之間關系的實證研究以工業結構和農業經濟發展為變量展開的比較多。楊萬江、吳囡（2011）以統計學常用的三種分析比較時間序列數據的絕對值、定基發展速度、環比發展速度方法為基礎，確立了三種差異度指標，進而對“三化”同步性程度進行測算。李志萌、楊志誠（2011）以勞動生產率比較法、產業結構與就業結構偏離度比較法、城鄉居民收入水平比較法三個方法測定“三化”同步發展程度，這三種測定方法相互聯系又相互補充，能較好地反映工業化、城鎮化和農業現代化之間的同步、協調程度。馬遠、龔新蜀（2010）在建立Var模型的基礎上，采用協整分析、脈沖響應、方差分解的方法對“三化”關系進行實證研究。改革開放以來，在工業化、城鎮化、農業現代化的推動下，我國經濟高速增長，GDP持續增加，人民收入水平不斷提高，經濟結構、產業結構、就業結構不斷優化。但另一方面，經濟發展中結構不平衡性矛盾凸出，農業發展緩慢。城鄉發展不協調、產業結構不合理、就業壓力大等問題依然存在。同時，隨著現代化的不斷推進，出現新的經濟社會問題：未來20年將有3億多人從農村進入城鎮，我國正經歷有史以來最大規模的城鎮化；農村勞動力結構發生明顯改變，農村勞動力已經進入總量過剩和結構性短缺并存階段；我國工農城鄉之間互動關系增強，“三農”的發展對工業和城市的支撐或制約作用和城鄉基本公共服務不均等對“三農”發展的制約作用日益凸顯；工業反哺農業、城市支持對“三農”的拉動作用日益明朗。面對這些問題，究其最終原因，就是我國農業現代化進程遠遠落后于工業化和城鎮化，“三化”間發展不平衡造成的。本文根據陜西省咸陽市的“三化”發展相關數據建立向量自回歸模型（Vector Auto regression,VAR）以及向量誤差修正模型（Vector Error Correction,VEC）來估計與分析，采用單位根和格蘭杰因果檢驗，通過脈沖響應分析和方差分解等經濟分析手段研究1990～2011年該區域的工業化、城鎮化和農業現代化同步發展的關系。

1 指標選取、數據來源及其統計性描述

本文選取陜西省咸陽市1990～2011年的工業化、城鎮化和農業現代化的統計數據為研究樣本。

1.1 指標選取

本文結合陜西省咸陽市的實際，設定工業化水平指標為IR，采用工業化率，即工業增加值占全部生產總值的比重來衡量其工業化水平。設定城鎮化水平指標為UR，采用城鎮化率，即城鎮人口占總人口比重來表示城鎮化水平。假設農業現代化水平為AG，本文根據相關學者的研究成果并綜合有關統計數據，考慮到數據的可獲得性，采用農業機械總動力來衡量咸陽市的農業現代化水平。

圖1

1.2 數據來源及其統計性描述

由圖1可知，從1990～2011年，咸陽市工業化水平、城鎮化水平和農業現代化水平不斷提高。其中城鎮化發展較為明顯，城鎮化水平由1990年的26.42%提高到2011年的42.56%，年均增長0.73個百分點；特別是2009年以后，咸陽市的城鎮化進程飛速發展，城鎮化速度突然加快。工業化水平從1990年的34.64%增長提高到2011年的45.77%，年均增長0.51個百分點，發展呈螺旋上升的態勢。咸陽市農業現代化水平總體上處于平穩式增長的趨勢，年均增長0.17個百分點，相對于城鎮化和工業化發展水平還是相對比較滯后。

2 實證分析

2.1 時間序列的平穩性檢驗

2.1.1 時間序列的平穩性檢驗

1987年Engle和Granger提出了協整理論，認為一些同階的非平穩經濟變量的線性組合如果屬于平穩序列，那么這些變量之間就存在一種長期而穩定的均衡關系，也叫協整關系，這種協整關系的存在，在經濟意義上意味著可以通過一個（些）變量來影響另一個（些）變量的變化.雖然一些經濟變量的本身是非平穩序列，但是它們的線性組合卻有可能是平穩序列。由于源數據易受經濟波動影響，會造成指標數據的平穩性變差、異方差等問題。為避免以上問題的出現，文中對AG、IR、UR分別取對數，InAG、InIR和InUR形式進行研究，經處理后的指標并不影響原序列的協整性。

單位根檢驗。由圖1可以定性的判斷AG、IR、UR不是平穩序列。為避免非平穩序列可能產生的虛假回歸現象，本文采用增廣DF(ADF)單位根法來檢驗時間序列數據的平穩水平，通過的變量實行一階差分進行ADF檢驗，滯后階數的確定采用SC準則。檢驗結果（本文計算采用Eviews6.0軟件）如表1所示。

表1 平穩性檢驗結果

從表1可以看出，各序列在5%的水平下均為不平穩序列，一階差分后在置信度為95%的置信區間內平穩，所以這些對數序列都是一階單整序列。由此表明，三者之間可能存在協整關系。

2.1.2 建立VAR（2）模型

向量自回歸（VAR）常用于預測相互聯系的時間序列系統以及分析隨機擾動對變量系統的動態影響。該方法通過把系統中每一個內生變量作為系統中所有內生變量的滯后值的函數來構造模型，因而回避了結構化模型的需要。本文根據實際采用Johansen協整檢驗，且使用LR統計量（5%的顯著水平）、FPE最終預測誤差、AIC信息準則、SC信息準則和HQ（Harman-Quinn）準則等5個指標做判斷，選取“三化”關系模型滯后階數為2，對無約束的VAR(2)模型進行協整約束后，根據咸陽的相關數據建立VAR（2）方程，使用Eviews6.0軟件計算整理后得到var模型如下：

其中，（1）～（3）式滯后期為無約束VAR（2）模型一階差分變量的滯后期為1，由Var(2)模型的個方程檢驗結果表明（1）式的擬合度為0.9820、（2）式的擬合度為0.6849、（3）式的擬合度為0.9948。這里我們選擇具有最優擬合度的式（3）為研究模型。從協整檢驗結果可得，在1%的顯著水平上變量之間存在1個協整關系，即三者之間存在正長期的穩定關系。

表2 協整檢驗結果

從（3）式可得：從1990年到2011年，咸陽市的城鎮化、工業化和農業現代化是同步推進的，工業化和農業現代化對城鎮化水平的提高有正向的影響。“三化”關系協整方程系數表明：在其他條件不變的情況下，咸陽的工業化水平每提高1個百分點，城鎮化水平提高1.03個百分點，而農業現代化水平每提高1個百分點，其城鎮化水平提高0.31個百分點；農業現代化水平每提高1個百分點，其工業化水平提高0.35個百分點。說明工業化比農業現代化推進城鎮化速度快，同時農業現代化的發展對于推進城鎮化和工業化的作用不可低估。

2.1.3 向量誤差修正模型

由以上分析可知，咸陽市的“三化”之間具有長期的協整關系。但是，為了研究短時期內農業現代化水平與工業化水平、城鎮化水平是否存在同向作用關系，及當城鎮化水平的短期波動偏離長期均衡時，其回調速度的情況，本文構建其誤差修正模型來進行檢驗。向量誤差修正模型如下：

該模型的R2為0.8765，AIC為-7.7566，SC為-7.4023，模型的整體效果較好。由該模型可知，城鎮化水平的短期變動可分為四部分，分別為：工業化的短期影響、城鎮化自身的短期影響、農業現代化的短期影響及城鎮化偏離長期均衡的影響。ECMt-1反映了“三化”之間長期均衡關系，也是誤差修正向量。其中模型的均衡調整系數為-0.093，表明當城鎮化水平的短期波動偏離長期均衡時，將以-0.093的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。此外，短期內工業化水平和農業現代化水平對城鎮化水平的彈性為負數，即-0.187和-0.051，與長期協整方程的彈性系數相反，這說明在短期內農業現代化水平和工業化水平的提升對城鎮化水平的提升具有阻滯效應。

2.2 格蘭杰因果檢驗

格蘭杰（Granger）因果檢驗是檢驗某個內生變量對于目標變量來說是否可以看作是外生的。假如某個內生變量有助于預測目標變量不能有助于解釋次內生變量，就認為此內生變量是目標變量的格蘭杰原因。對咸陽市的工業化、城鎮化與農業現代化進行格蘭杰因果檢驗，滯后期為2，結果見表3：

表3 咸陽市“三化”格蘭杰因果檢驗結果

從表3中可知：（1）農業現代化不是工業化的格蘭杰原因，主要原因咸陽市輕重工業結構不平衡，局部區域主要以重工業為主，工業與農業關聯度不是很密切；工業化不是農業現代化的格蘭杰原因，煤炭等資源工業的快速發展需要使用該地區大量的土地，產生了大量農村剩余勞動力問題，而工業的發展需要技術工人，對于文化水平較低的農民提高收入水平更加困難。（2）農業現代化是城鎮化建設的格蘭杰原因；農業現代化為城鎮化建設提供了必要的勞動力和生活必需品基礎，同時創造了消費市場；城鎮化不是農業現代化的格蘭杰原因，近幾年的城鎮化發展速度過快，使得部分農民進城，農村的優勢資源（包括人力、財力）無法有效地在農業方面發揮，因此，城鎮化對拉動農業現代化的發展作用不明顯。（3）工業化是城鎮化的格蘭杰原因，城鎮化不是工業化的格蘭杰原因。

2.3 lnAG、lnIR和lnUR的脈沖響應分析和差分分解

2.3.1 脈沖響應分析

脈沖響應函數刻畫的是在擾動向上加上一個標準差大小的沖擊，對內生變量當前值和滯后值的影響，對一個變量沖擊直接影響這個變量，并通過VAR模型的動態結構傳遞給其他所有的內生變量。利用性質良好的VAR（2）模型，分別給lnAG，lnIR，lnUR一個Cholesky標準差沖擊，我們可以通過EVIEW6.0軟件計算一個標準差大小的lnAG、lnIR、lnUR沖擊對lnAG的影響。脈沖響應圖（見圖3，圖4，圖5）

圖2 農業現代化對自身的響應路徑

圖3 農業現代化對工業化的路徑響應圖

圖4 農業現代化對城鎮化的響應路徑

表4 lnAG對lnAG、lnIR和lnUR累積脈沖響應表

從圖2可知，農業現代化水平受自身影響較大，對其自身一個標準差的沖擊，開始呈現出正負向交替效應，影響效果逐步增強。前5年、10年、21年累計效應約為：-0.00143、0.12915、-0.1021。這說明農業現代水平受自身及往期影響波動較大，意味著農業現代化是一個逐年緩慢變化的過程。

從圖3可以看出，農業現代化對工業化的響應，其脈沖響應模式圖相反。農業現代化對工業化一個標準差正向的沖擊效應。在前5年、10年、21年的累計效應分別為0.05、0.09和0.25。這表明工業化每提高1個百分點，將使農業現代化水平累積上升5.83%、9.72%和15.13%。這可能由于工業化水平提高，導致第二產業增長，從而拉動第一產業農業投入的增加，農業現代化水平有所上升。本文研究認為，在工業發展過程中工業化對農業的補償效應逐年提升。

圖4可得，農業現代化對城鎮化一個標準正向沖擊后呈現負向效應，前2期效果不明顯，從第3期開始負向效應增強。前5年、10年、21年累積效益分別為0.04，-0.12和-0.27，可以看出過快城鎮化對農業現代化長期看來有一定的阻滯效應。城鎮化有利于傳統農業向現代農業的發展模式的改變，但是大量農民轉變為城市居民，導致農村大量優勢資源流失，對傳統農業的投入降低，從事農業勞作的強健勞動力大量流失，對農業現代化的發展極為不利。

2.3.2 差分分解

方差分解分析是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化（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。

圖5 lnAG方差分解圖

從圖5可知，lnAG的預測方差主要來自與自身的沖擊，第3期開始下降變化趨緩，基本保持在40%到20%的范圍。lnIR的沖擊對lnAG從開始直到第2期開始一直是呈現上升的趨勢，上升速度基本保持。lnUR的沖擊對lnAG影響也很大，直到第4期都一直處于上升，而后下降，隨著預測的延長而逐漸呈逐漸下降趨勢。分析結果得出咸陽市在城鎮化帶動農業化方面仍然不足。

總結以上分析，從1990年到2011年，咸陽市的工業化、城鎮化和農業現代化之間存在長期的協整且呈同向發展趨勢，城鎮化對工業化和農業現代化的發展起一定的促進作用，且在未來一段時間內，仍然繼續推動工業化，尤其是農業現代化的進一步發展，且對兩者發展的貢獻率會不斷增加。根據以上研究結論，推進“三化”協調發展，要遵循工業化、城鎮化和農業現代化之間的內在規律，從關鍵點和薄弱環節出發，制定相應的發展策略和支持政策體系。

3 結論

(1)“三化同步”發展體現了中國社會主義現代化建設理論創新和實踐創新的最新成果。國內外正反兩方面的經驗教訓揭示，農業現代化是整個國家現代化建設的重要內容，“三化同步”是推進現代化建設必須遵循的普遍準則。

(2)工業化、城鎮化和農業現代化相互影響、相輔相成，工業化、城鎮化帶動和裝備農業現代化，工業化、城鎮化不發展，農業現代化就缺乏動力；而農業現代化則為工業化、城鎮化提供支撐和保障，如果農業現代化跟不上工業化、城鎮化發展步伐，也會導致工業化、城鎮化發展受阻，影響整個現代化建設進程。

(3)對咸陽的實證研究表明，從長期來看，工業化、城鎮化對農業現代化的影響具有正效應；短期工業化對農業現代化具有負效應，短期內由于將資本要素過多投入工業將會導致對農業投入的減少。

(4)關于“三化”發展的現狀評價，我國的“三化”發展正處于關鍵時期，逐漸向“三化同步”發展演變。當前，解決2億農民工真正在城鎮落戶并落地問題是推進“三化同步”發展的關鍵步驟。我國的“三化”發展雖然取得了長足進步，且處于上升趨勢，但整體協調度低，“三化同步”發展形勢依然嚴峻。

(5)通過上述實證分析，證實了我國農業現代化的發展遠遠落后于工業化及城鎮化，現代化建設過程中應著重加強農業現代化。無論長期或短期，工業化將對農業現代化產生一定的推力作用，而城鎮化則對農業現代化產生一定的拉力作用。

[1]崔慧霞.“三化”同步發展的內在機制與相互關系[J].現代經濟探討,2012,（6）.

[2]尹成杰.“三化”同步發展：在工業化、城鎮化深入發展中同步推進農業現代化[M].北京：中國農業出版社,2012.

[3]H.哈肯.協同學引論[M].北京：原子能出版社,1984.

[4]徐大偉，段姍姍，劉春燕.“三化”同步發展的內在機制與互動關系研究——基于協同學和機制設計理論[J].農業經濟問題,2012,(2).

[5]夏春萍.工業化、城鎮化與農業現代化的互動關系研究[J].統計與決策,2010,(10).