工業化、城鎮化與農業現代化：基于VAR模型的分析

蘇發金

0 引言

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

1 研究方法與數據來源

1.1 變量的平穩性檢驗

變量的平穩性要求序列沒有隨機趨勢或確定性趨勢，從而避免利用OLS進行估計時產生偽回歸現象。判斷時間序列平穩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性。滯后階數的選擇原則應使回歸式的殘差符合白噪聲狀態，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）是基于數據的統計性質建立模型，它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，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系的時間序列系統和分析隨機擾動對變量系統的動態沖擊，解釋各種經濟沖擊對經濟變量的影響。

VAR的表達式為：yt=A1yt-1+…+ANyt-N+Bxt+εt，這里yt是一個內生變量列向量，xt是外生變量向量，A1，…，AN和B是待估的系數矩陣，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年工業化、城鎮化和農業增長的檢驗，分析三者彼此之間是否存在Granger因果關系，從而判斷它們在發展過程中是否具有協調性。

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聯系，對t期以后各變量產生一連串的交互作用，脈沖響應函數描述系統對沖擊擾動在不同滯后期的動態反應。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模型中的變量產生影響的每個隨機擾動的相對重要性的信息。

1.5 數據來源

本文主要研究工業化、城鎮化與農業現代化之間的關系，說明在統籌背景下如何協調三者的關系。農業現代化水平是一個綜合性指標，決定農業產出能力和產出水平，反過來，農業產出水平的高低也能間接反映一國的農業現代化水平，為簡單起見，我們用一產從業人員人均GDP來表示農業現代化水平，記為gdpt。為了數據的可得性，工業化水平用二產中工業增加值占總GDP的比率來表示，記為it。城鎮化水平用城鎮人口占總人口比重指標來衡量，記為ut。研究數據均來源于1979～2010年的《中國統計年鑒》，樣本抽取時間為1978～2009年。統計年鑒中一產GDP以現價表示，先使用1978年為基礎的農業產出指數進行縮減，消除物價因素的影響，然后用農業GDP除以一產從業人數進行平均化得到gdpt。為了消除數據可能存在的異方差，分別對三個變量取自然對數，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 變量的平穩性檢驗

利用Eviews5.0軟件對lngdpt、lnut和lnit進行平穩性檢驗分析，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為非平穩變量，但是它們的一階差分dlngdpt、dlnut和dlnit都是零階單整，為平穩變量。因此，lngdpt、lnut和lnit為一階單整的非平穩變量。下面將對dlngdpt、dlnut和dlnit三個平穩變量建立時間序列VAR模型。

2.2 工業化(dlnit)、城鎮化(dlnut)與農業現代化(dlngdpt)的VAR模型

VAR模型滯后期p的選擇，要綜合考慮，既要有足夠數目的滯后項，又要有足夠數目的自由度。我們通過試錯，選擇使LR，FPE，AIC，SC，HQ五個信息量中大多數同時認可的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 確定滯后階數的信息量

在VAR（3）中，進行模型的平穩性檢驗，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，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性檢驗的正確性。只有穩定的VAR模型才可以做脈沖響應函數分析，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滯后三期的系數都是負數，說明農業現代化對自身有反向作用，滯后期的農業現代化抑制當期的農業現代化。dlnut的滯后一期、三期前的系數為負數，滯后二期前的系數為正數，當dlnut(-1)、dlnut(-2)dlnut(-3)相等時，它們的系數之和為負數，說明城鎮化對農業現代化有反向作用，即城鎮化影響農業現代化。dlnit滯后三期的系數均為正數，說明我國工業化對農業現代化有促進作用。

從第二個方程看，dlngdpt的滯后一期的系數為0.029，滯后二期的系數為-0.024，滯后三期的系數-0.049，三者系數之和為0.054，農業現代化對城鎮化有正向作用。農業現代化為城鎮化提供生產生活資料，農民可以有足夠的資金作為向城鎮轉移的基本費用。dlnut滯后三期的系數均為正，說明城鎮化對自身具有加強作用。dlnit滯后三期的系數分別為：0.032，-0.155，0.067，其和為-0.056，短期內我國工業化對城鎮化有反向作用。

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

2.3 Granger因果關系檢驗

上面結合我國數據，從方程表達形式上，考察了工業化、城鎮化與農業現代化之間的關系。現在我們結合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，即接受城鎮化不是農業現代化的Granger原因，因為我國城鎮化與農業爭搶資源，城鎮化發展使農業發展受到威脅。拒絕dlnit不是dlngdpt的Granger原因，即接受dlnit是dlngdpt的Granger原因，我國的工業化對農業現代化有帶動作用，工業化向農業提供機械、農藥等節約勞動力的生產資料，促進農村剩余勞動力向城鎮轉移，增強農業的規模經營，提高了農業生產率，從而提高農業現代化水平。工業化還可以通過為農業提供市場等方式促進農業的發展。兩者的聯合檢驗拒絕工業化、城鎮化不是農業現代化的Granger原因，即我國過去的工業化與城鎮化聯合地促進了農業現代化發展。

從dlnut方程看，拒絕dlngdpt不是的dlnut的Granger原因，即農業現代化能促進城鎮化發展，農業現代化為城鎮人口提供糧食保障，為城鎮工業提供原材料，從而促進城鎮化發展。不能拒絕dlnit不是的dlnut的Granger原因，即我國工業化不是城鎮化的Granger原因，說明我國城鎮化不是伴隨工業化發展起來，這與我國城鎮化的政府主導實際相符合。按一般規律，工業化引起人口、資金的集聚，服務業的發展，從而促進城鎮化水平提高。我國的實證與這些規律不符，說明我國城鎮化與工業化的協調發展需要加強。兩者的聯合檢驗拒絕dlnit、dlngdpt不是的dlnut的Granger原因，即我國工業化、農業現代化聯合地對城鎮化有影響。

從dlnit方程來看，無論是獨立地還是聯合檢驗都應該接受dlngdpt、dlnut不是的dlnit的Granger原因，也即我國的農業現代化、城鎮化發展不能引起工業化發展。這與我國工業化發展的政府主導有關，我國工業化不是建立在市場推動基礎上。一般規律顯示，農業發展了，相應的工業漸漸發展起來，工業發展促進城鎮化水平提高，城鎮化水平提高有利于工業在城鎮中的集聚，促進工業產業結構優化，從而促進工業不斷發展。實證結果說明我國的農業現代化、城鎮化沒能與工業化協調發展。

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，農業現代化對其自身的一個標準差有較強的反應，引起農業現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，第六年變為接近于0的正增長，然后在0附近微弱波動。農業現代化對來自城鎮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，城鎮化的波動對農業現代化的累積效應為負，即我國城鎮化對農業現代化有反向影響。農業現代化對來自于工業化的沖擊，開始呈現正的增長，第二年達到最大值5.98%，然后逐漸下降變為負數，到最小值為-1.36%，然后漸漸上升，在第九年接近0，工業化對農業現代化的累積效應為正，即我國的工業化在長期內促進了農業現代化。

圖2 dlngdpt、dlnut和dlnit的脈沖響應曲線

對城鎮化來說，城鎮化對其自身的一個標準差的沖擊，引起城鎮化水平的立即下降，但累積效應為正，即城鎮化有自身加強作用。城鎮化對農業現代化的沖擊，第一年城鎮化率增長到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，農業現代化在長期內是促進了城鎮化的發展。城鎮化對工業化沖擊的反應，一到五期內，城鎮化在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，工業化促進了城鎮化發展。

對工業化來說，工業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，所以工業化有自身加強作用。工業化對農業現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，我國農業現代化對工業化的促進作用沒有體現。工業化對城鎮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，城鎮化的沖擊使工業化受到影響。

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。農業現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，第七年以后穩定在63%的水平。農業現代化對來自城鎮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，到第七年穩定在7.7%的水平。農業現代化對來自工業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，最后穩定在28%的水平。從第六年開始，方差分解結果基本穩定，農業現代化受自身沖擊影響最大，占農業現代化變化率預測誤差的63%，城鎮化的沖擊占7%，工業化的沖擊占28%。可見，農業現代化對自身預測誤差的影響最大，工業化的影響次之，而城鎮化的作用最小。

城鎮化對來自農業現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，從第八年開始穩定在75.8%。對來自工業化的沖擊逐漸上升，從第八期開始穩定在9.4%。農業現代化對城鎮化的影響強于工業化，而城鎮化的自身影響最大。農業現代化和工業化對城鎮化的影響之和為24.1%。工業化對來自農業現代化的偶然性沖擊也是逐漸上升，從第六年開始穩定在10.5%左右。對來工業化的感應逐漸上升，從第七開始穩定在9.5%。而對自身的偶然沖擊的感應逐漸下降，從第七年開始穩定在80%左右。農業現代化和城鎮化對工業化的影響之和為20%。

3 結論

利用我國改革開放以來的數據進行實證分析，可以得到如下基本結論：（1）農業現代化對自身有反向作用，城鎮化、工業化對自身有加強作用。（2）農業現代化對城鎮化有正向促進作用；短期內對工業化有負向影響，長期內對工業化有正向促進作用。（3）城鎮化對農業現代化有反向作用，短期內，城鎮化對工業化有負向作用，長期內有促進作用；四是工業化對農業現代化有促進作用，短期內工業化對城鎮化有反向作用，長期內工業化對城鎮化有正向作用。

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