“三化”發(fā)展與中國經(jīng)濟增長的實證研究

嚴立冬，馬期茂

（中南財經(jīng)政法大學工商管理學院，武漢430073）

全球經(jīng)濟在邁入21世紀之初再次進入低迷期，經(jīng)濟發(fā)展總體特征表現(xiàn)為復蘇態(tài)勢整體增強但速度減緩，經(jīng)濟增長的不確定因素和增長風險將長期存在，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡。中國在后危機時代呈現(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；三是技術創(chuàng)新需要制度扶持；四是利益集團利益分配格局要科學調(diào)整。黨在十七大明確提出“機遇前所未有、挑戰(zhàn)也前所未有，機遇大于挑戰(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”在當前如何走、怎樣走成為關鍵和核心。在改革開放的實踐中優(yōu)先發(fā)展工業(yè)化能促進國力強大，取得世界話語權，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，實現(xiàn)民富，近年城鎮(zhèn)化發(fā)展現(xiàn)實所取得的成就有目共睹；科學發(fā)展、和諧發(fā)展，農(nóng)業(yè)做為基礎產(chǎn)業(yè)長期以來做出了重要貢獻，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。當前，中國經(jīng)濟發(fā)展處于關鍵時期，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，做到科學發(fā)展和諧發(fā)展，在目前中國經(jīng)濟面臨的機遇面前，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)濟增長的影響本身也是一種嘗試和探討，對目前促進社會經(jīng)濟增長究竟以何為本也具有重大理論意義和現(xiàn)實意義。

本文基于后經(jīng)濟危機的背景，結(jié)合眾多已有研究成果的基礎上，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因果檢驗考察“三化”與經(jīng)濟增長之間的關系，進而用脈沖響應函數(shù)檢驗“三化”與經(jīng)濟增長的動態(tài)響應態(tài)勢，以期在當前經(jīng)濟發(fā)展狀況下，找出優(yōu)先發(fā)展方向，為社會經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展提供實證依據(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)濟增長的關系，本研究擬建立3個VAR模型：模型1是城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長關系表達式；模型2是工業(yè)化與經(jīng)濟增長關系表達式；模型3是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)化與經(jīng)濟增長關系表達式。

1.2 研究方法

（1）檢驗單位根。單位根檢驗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））.本文單位根檢驗采用ADF檢驗法對所研究的數(shù)據(jù)進行單位根檢驗?？紤]Y存在P階序列相關，用P階自回歸修正，

在式（1）兩端減去Yt-1,通過添減項得

檢驗的方程為：

Ut是服從獨立白噪聲過程，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。協(xié)整檢驗目的主要是為了判明多個線性增長量之間是否具有穩(wěn)定的動態(tài)均衡關系。步驟是先用單位根檢驗所用時間系列是否平穩(wěn)，如不平穩(wěn)則進行差分，達到平穩(wěn)，再行協(xié)整檢驗，判斷其是否具有協(xié)整關系，最后做回歸分析。本文采用EG協(xié)整檢驗法。

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

（4）脈沖響應分析。在上述三個步驟之后進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)樣本都設定1984～2010年，經(jīng)濟增長指標初始數(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)化指標的選取以其上述內(nèi)涵特征為標準甄別選取，數(shù)據(jù)來源《中國統(tǒng)計年鑒》。

（1）經(jīng)濟增長。在衡量經(jīng)濟增長時，由于指標眾多：如國民生產(chǎn)總值、人均生產(chǎn)總值、收入等，其他學者也選用國內(nèi)生產(chǎn)總值和固定資產(chǎn)投資指標來反映，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，對其進行指數(shù)平減轉(zhuǎn)化為1984年的不變價格的實際GDP，（單位：元人民幣，以下也簡稱GD）。

（2）城鎮(zhèn)化指標：城鎮(zhèn)化指標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?。人口?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 實證分析與結(jié)果

2.1 單位根檢驗

為避免對時間序列數(shù)據(jù)進行回歸導致偽回歸，對其變量運用Eviews5.0軟件進行單位根檢驗，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。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)濟增長與“三化”發(fā)展的趨勢圖

表1 單位根檢驗結(jié)果

檢驗結(jié)果表明：沒有經(jīng)過差分序列 lngdp、lnnongxian、lngongxian、lnchengxian的ADF檢驗統(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，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（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，

圖2 經(jīng)濟增長與“三化”發(fā)展的一階差分趨勢圖

檢驗結(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（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，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)濟增長與“三化”發(fā)展的二階差分趨勢圖

為了驗證ADF的檢驗結(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)（限于篇幅檢驗略）。

2.2 協(xié)整檢驗

在ADF和PP單位根檢驗結(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)整關系，方法有兩種：一是進行殘差檢驗，采用兩步法檢驗；二是對回歸參數(shù)檢驗，適用多變量檢驗，即JJ檢驗。據(jù)本文研究的內(nèi)容適宜殘差檢驗，分別檢驗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檢驗殘差序列平穩(wěn)性，用ADF檢驗估計殘差序列的平穩(wěn)性。分別檢驗三個序列的殘差單整階數(shù)，檢驗結(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檢驗統(tǒng)計量分別小于5%、10%、10%顯著水平下的臨界值，即認為殘差序列是平穩(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兩兩分別進行協(xié)整檢驗，存在協(xié)整關系。因此，“三化”發(fā)展與經(jīng)濟增長之間具有長期穩(wěn)定的均衡關系，是協(xié)整的。

2.3 格蘭杰因果檢驗

協(xié)整檢驗能說明變量之間的長期均衡關系但不能揭示變量之間的發(fā)展方向，經(jīng)濟增長與農(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因果關系檢驗并說明。其基本思想是假如對于變量Y和X之間的關系以估計如下回歸方程：

?0和 ?0為常數(shù)項，μ1t和 μ2t為誤差項對任一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沒有關系；（2）若βp=0,γp≠0,或βp≠0,γp=0且X與Y存在單項關系；（3）若βp≠0,γp≠0，則X與Y存在雙向關系。

表3 經(jīng)濟增長與三化發(fā)展的Granger因果關系檢驗

表3為基于VAR模型最佳滯后期的格蘭杰因果關系檢驗，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，為單向因果關系，其次是工業(yè)現(xiàn)代化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化與經(jīng)濟增長之間的Granger關系，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)濟加快增長的顯著性因素，而經(jīng)濟增長不是工業(yè)化（GO）、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化（NO）增加的格蘭杰原因，即經(jīng)濟增長并不必然促進工業(yè)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的發(fā)展。

2.4 脈沖響應函數(shù)分析

為了進一步研究變量之間的關系，本文采用Sims提出的向量自回歸技術做沖擊響應分析，刻畫“三化”發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系圖，分析各變量的沖擊響應行為。為避免脈沖響應函數(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模型檢驗兩個變量之間關系的一般沖擊反應，規(guī)避正交化反應變量順序的依賴性。

用Eviews6.0軟件對VAR模型各方程參數(shù)進行估計，圖4、5、6中橫軸代表表示脈沖響應函數(shù)的追蹤期數(shù)，縱軸代表因變量對自變量的響應程度，實線為單位脈沖沖擊的脈沖響應函數(shù)的時間路徑，上方虛線為因變量的響應函數(shù)時間路徑，下方為自變量的響應函數(shù)時間路徑，設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期后正面效應增強，而經(jīng)濟增長在滯后2、4期后隨著城鎮(zhèn)化的加快發(fā)展正面效應增強；GDP對城鎮(zhèn)化的一個標準差新息正面沖擊不明顯。

圖5 經(jīng)濟增長與工業(yè)化對相關單一沖擊的動態(tài)響應

圖5表明工業(yè)化對經(jīng)濟增長出現(xiàn)較弱的沖擊響應，基本趨于平坦的正向響應路徑，GDP沖擊效應呈現(xiàn)負向應，在滯后2期后負效應增強。

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

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

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)展負向影響較大，而對城鎮(zhèn)化發(fā)展具有顯著的正面效應；城鎮(zhèn)化、工業(yè)化的發(fā)展對經(jīng)濟增長表現(xiàn)為正向響應?？傮w上，脈沖分析結(jié)論：經(jīng)濟增長與“三化”發(fā)展之間的關系、協(xié)整檢驗、格蘭杰檢驗是基本一致的。

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)濟增長影響做了實證研究，得到以下結(jié)論：（1）協(xié)整檢驗表明，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、工業(yè)化、城鎮(zhèn)化發(fā)展與中國經(jīng)濟存在長期的協(xié)整關系，只不過，相互之間的影響不同；（2）格蘭杰因果關系檢驗表明經(jīng)濟增長是城鎮(zhèn)化的Granger原因，均不具有雙向互動因果關系；（3）脈沖響應分析結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化、工業(yè)化、農(nóng)業(yè)化對經(jīng)濟增長距呈現(xiàn)正向增長關系，但是農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化呈現(xiàn)反向關系；GDP的快速增長對城鎮(zhèn)化發(fā)展貢獻較大，對農(nóng)業(yè)增長的貢獻雖有一定成效，但是成效不是特別顯著，對工業(yè)的影響處于負向影響關系，表明工業(yè)增長在長期中受經(jīng)濟增長貢獻的力度顯著性不強，這也是工業(yè)自身的特點決定受經(jīng)濟增長較少的原因。

基于以上分析，本文認為，“三化”發(fā)展在當前處于一種關鍵時刻，從理論上和實踐上必須重新認識三者對經(jīng)濟增長的關系，長期而言，要全面推進城鎮(zhèn)化、工業(yè)化的發(fā)展，農(nóng)業(yè)做為基礎產(chǎn)業(yè)長期來看將走向衰落，發(fā)展?jié)摿Σ淮?，對?jīng)濟增長貢獻趨緩，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，這和當前國家推進城鎮(zhèn)化的政策相穩(wěn)合。而工業(yè)化在長期處于低位運行后，負向影響關系逐漸減弱，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)展競爭力強的科技型工業(yè)。

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