劉春 黃旭東

摘要：以工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的替代指標，選取1980—2012年湖北省“新四化”指標變量的時間序列數(shù)據(jù)，對“新四化”變量發(fā)展水平時間序列進行ADF單位根檢驗、Johansen協(xié)整檢驗及Granger因果關系檢驗分析。結(jié)果表明，1980—2012年湖北省工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的指標變量對數(shù)一階差分是平穩(wěn)的，且在兩個階段存在長期協(xié)整關系;Granger因果關系檢驗隨著湖北省社會經(jīng)濟發(fā)展，城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化呈現(xiàn)出良好的互動關系，工業(yè)化對城鎮(zhèn)化發(fā)展產(chǎn)生了較好的促進作用，信息化建設較為薄弱。

關鍵詞：“四化”;ADF單位根檢驗;Johansen協(xié)整檢驗;Granger因果關系檢驗;湖北省

中圖分類號：F211 ? ? ? ?文獻標識碼：A ? ? ? ?文章編號：0439-8114（2015）23-6092-04

DOI：10.14088/j.cnki.issn0439-8114.2015.23.074

A Study on the Coordinated Development among Industrialization，Informationization，Urbanization and Agricultural Modernization in Hubei Province

LIU Chun1，2，HUANG Xu-dong1

（1. Department of Management， Wuhan Technology and Business University， Wuhan 430065，China;

2. Hubei Business Service Development Research Center， Wuhan 430065，China）

Abstract： With industrialization， informatization， urbanization and agricultural modernization interactive coordinated development， sustainable leapfrog development of social economy is to achieve. Select the alternative indicators of industrialization， informatization， urbanization and agricultural modernization，“four modernizations” indicator variables of time series data during 1980-2012 in Hubei province. By unit root test， Johansen co-integration test and Granger causality test analysis， the development of the variable time series of the development level “four modernizations” was analyzed. The test result showed that during the study period， first difference of "four modernizations" indicator variables logarithmic was smooth， and there was a long-term co-integration relationship between two time phase. Granger causality test showed that with the development of society and economy in Hubei province， urbanization and agricultural modernization promoted each other; industrialization played a better role in promoting urbanization， while informatization construction was weak.

Key words： industrialization;informationization;urbanization and agricultural modernization;ADF unit root test; Johansen co-integration test; Granger causality test; Hubei province

新型工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的發(fā)展具有重要的經(jīng)濟意義，可以促進經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、增強企業(yè)競爭力、提高信息化普及率、破解城鄉(xiāng)發(fā)展瓶頸以及解決“三農(nóng)”難題[1]。對“四化”內(nèi)涵的認識經(jīng)歷了一個不斷深化與復雜發(fā)展的過程。1964年12月第三屆全國人民代表大會第一次會議首次提出了現(xiàn)代農(nóng)業(yè)、現(xiàn)代工業(yè)、現(xiàn)代國防和現(xiàn)代科學技術(shù)的“四個現(xiàn)代化”;1997年9月黨的十五大報告提出了實現(xiàn)工業(yè)化和經(jīng)濟的社會化、市場化、現(xiàn)代化的“四化”;2005年10月黨的十六屆五中全會使用“工業(yè)化、城鎮(zhèn)化、市場化、國際化”概念，被稱為“新四化”;2007年10月黨的十七大報告中指出要全面認識工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化、市場化、國際化深入發(fā)展的新形勢新任務，更加自覺地走科學發(fā)展道路;2012年11月黨的十八大報告和2013年11月黨的十八屆三中全會堅持走中國特色新型工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化道路，推動信息化和工業(yè)化深度融合、工業(yè)化和城鎮(zhèn)化良性互動、城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化相互協(xié)調(diào)，促進工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化同步發(fā)展，形成新型工農(nóng)城鄉(xiāng)關系。

2010年11月《中共湖北省委湖北省人民政府關于加快推進新型城鎮(zhèn)化的意見》（鄂發(fā)[2010]25號）堅持城鎮(zhèn)帶動，產(chǎn)業(yè)驅(qū)動，努力實現(xiàn)工業(yè)化與城鎮(zhèn)化相互促進;堅持城鄉(xiāng)統(tǒng)籌，優(yōu)化結(jié)構(gòu)，著力構(gòu)建新型工農(nóng)關系和城鄉(xiāng)關系。2012年6月湖北省第十次黨代會報告指出協(xié)調(diào)推進工業(yè)化、城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化是湖北科學發(fā)展、跨越式發(fā)展的必由之路，推進“三化”協(xié)調(diào)發(fā)展走在全國前列，促進全省綜合經(jīng)濟實力再上新臺階。

本研究將主要利用湖北省“四化”替代指標的時間序列數(shù)據(jù)，建立檢驗與分析模型，研判湖北省“四化”發(fā)展的歷程與協(xié)調(diào)關系。

1 ?文獻綜述

徐君等[2]界定了新型工業(yè)化、信息化、新型城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的基本內(nèi)涵，系統(tǒng)探究了四者之間的耦合互動機理和規(guī)律，建立了四者之間耦合關系模型;崔慧霞[3]嘗試提供了一個邏輯一致的工業(yè)化、城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展的理論分析框架;崔凱等[4]認為“四化”的同步協(xié)調(diào)發(fā)展具有規(guī)律性、階段性和趨勢性，是中國現(xiàn)代化建設的必要過程;藍慶新等[5]和王成吉等[6]指出我國“新四化”發(fā)展中存在的矛盾和問題，提出了發(fā)揮工業(yè)化、城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的長效機制，實現(xiàn)城鄉(xiāng)發(fā)展一體化，深化信息化與工業(yè)化、城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的融合等“新四化”同步發(fā)展的對策和路徑;毛智勇等[7]堅持必須以新型工業(yè)化為支撐，以信息化為引領，以城鎮(zhèn)化為承載，以農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化為基礎，在“四化”同步發(fā)展的基礎上實現(xiàn)中部崛起。部分學者運用錢納里發(fā)展模型，分析工業(yè)化和城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展關系[8-10];還有學者構(gòu)建了工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化協(xié)調(diào)發(fā)展評價指標體系，采用因子分析法、耦合度模型定量評價其“四化”協(xié)調(diào)發(fā)展水平及變化趨勢[11-15];還有運用單位根檢驗、協(xié)整檢驗、回歸模型和Granger因果檢驗等統(tǒng)計方法，定量化探索“四化”協(xié)調(diào)發(fā)展之間的相互影響關系、協(xié)調(diào)關系及因果關系的研究[16-20]。

基于此，本研究將利用Eviews 6.0軟件，結(jié)合湖北省1980—2012年工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的替代指標年度數(shù)據(jù)，采用ADF單位根檢驗、Granger因果關系檢驗和相關分析等方法對湖北省“四化”協(xié)調(diào)發(fā)展關系進行實證檢驗與分析，歸納湖北省在“四化”發(fā)展中存在的問題，并提出了有針對性的政策建議。

2 ?“四化”協(xié)調(diào)發(fā)展模型

2.1 ?ADF單位根檢驗

單位根檢驗是用來檢驗一個時間序列數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)的，常用的是ADF檢驗方法。ADF檢驗模型如下：

Δyt=？啄yt-1+■？茁iΔyt-1+？著t ?（1）

模型（1）中，y代表時間序列數(shù)據(jù)，t代表時間變量，零假設為δ=0，備擇假設為δ<0。如果接受零假設，說明x存在一個單位根，為非平穩(wěn)序列;反之為平穩(wěn)序列。對于非平穩(wěn)序列，如果進行完d階差分后成為平穩(wěn)序列，則稱該序列為d階單整序列，記為I（d）。

模型拒絕零假設的檢驗結(jié)果，則可認為該序列為平穩(wěn)序列;模型接受零假設的判別時，則可認為該序列為非平穩(wěn)序列。

2.2 ?Johansen協(xié)整檢驗

協(xié)整是指多個非平穩(wěn)經(jīng)濟變量的某種線性組合是平穩(wěn)的，如果多個非平穩(wěn)變量具有協(xié)整性，則這些變量可以合成一個平穩(wěn)序列，這個平穩(wěn)序列就可以用來描述變量之間的均衡關系。當且僅當多個非平穩(wěn)變量之間具有協(xié)整性時，根據(jù)這些變量建立的回歸模型才有意義，Johansen協(xié)整檢驗法主要應用于向量間的協(xié)整檢驗，檢驗模型為：

yt=■aiyt-1+？著t ?（2）

模型（2）中，y表示t維的內(nèi)生變量的矢量，a表示相應的系數(shù)矩陣，P表示內(nèi)生變量滯后的階數(shù)。

2.3 ?Granger因果關系檢驗

格蘭杰因果關系檢驗是考察時間序列x是否是時間序列y產(chǎn)生的原因時采用的方法：估計當前的y值被其自身滯后期取值所能解釋的程度，驗證通過引入序列x的滯后值是否可以提高y的被解釋程度。如果是，則稱序列x是y的格蘭杰成因（Granger cause），此時x的滯后期系數(shù)具有統(tǒng)計顯著性。一般還應該考慮問題的另一方面，即序列y是否是x的格蘭杰成因。對下列兩個回歸模型進行估計：

無限制條件回歸：yt=■atyt-1+■btxt-1+？著t ?（3）

有限制條件回歸：yt=■atyt-1+？著t ?（4）

模型（3）和模型（4）中，如果檢驗系數(shù)b1…bm顯著地不為0，就拒絕零假設，表明x是引起y變化的Granger原因;當零假設為“y不是引起x變化的Granger原因”時，只需將上述兩個回歸模型中的x與y互換即可。

3 ?湖北省“四化”協(xié)調(diào)發(fā)展實證分析

3.1 ?數(shù)據(jù)來源與處理

本研究涉及1980-2012年湖北省“四化”時間序列數(shù)據(jù)。以工業(yè)總產(chǎn)值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重作為工業(yè)化水平指標，用IND表示;郵電業(yè)務總量占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重作為信息化水平指標，用INF表示;城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎刈鳛槌擎?zhèn)化水平指標，用COU表示;以第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員的比率說明服務業(yè)發(fā)展狀況，用AGR表示。原始數(shù)據(jù)來源于《湖北省統(tǒng)計年鑒》（2013）。

計算湖北省1980—2012年工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化指標數(shù)據(jù)，得出IND、INF、COU和AGR數(shù)據(jù)，如圖1所示。從圖1可以看出，AGR具有緩慢增長的變化趨勢，COU具有起伏變化的增長趨勢，IND具有先降后增的變化趨勢，INF具有緩慢增長的變化趨勢，近年來震蕩變化。且COU與AGR具有較強相關，計算可得出兩者具有較高的相關系數(shù)，為0.887;COU與IND在1998—2012年間具有強相關，相關系數(shù)達0.917;COU與INF的相關系數(shù)也達到了0.789。

3.2 ?ADF單位根檢驗

采用ADF檢驗法對變量IND、INF、COU與AGR進行單位根檢驗，為消除由于數(shù)據(jù)劇烈波動帶來的異方差，將IND、INF、COU與AGR取對數(shù)，分別用LnIND、LnINF、LnCOU和LnAGR表示，檢驗結(jié)果如表1所示。在5%的顯著性水平下，LnIND、LnINF、LnCOU和LnAGR時間序列的單位根檢驗都不拒絕零假設，即不拒絕存在單位根的假設，說明LnIND、LnINF、LnCOU和LnAGR都是非平穩(wěn)的時間序列;而LnIND-1、LnINF-1、LnCOU-1和LnAGR-1的單位根檢驗都拒絕零假設，即拒絕存在單位根的假設，表明LnIND-1、LnINF-1、LnCOU-1和LnAGR-1都是平穩(wěn)序列。因此，IND、INF、COU和AGR對數(shù)的一階差分是平穩(wěn)的，即I（1）。

3.3 ?Johansen協(xié)整檢驗

圖1中顯示湖北省工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的發(fā)展具有階段性，可將其分為兩個發(fā)展階段，即1980—1997和1997—2012年。分別對其進行Johansen協(xié)整檢驗，則湖北省工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的Johansen檢驗跡統(tǒng)計量檢驗結(jié)果見表2。

由表2可知，①1980—1997年湖北省工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化原假設None表示沒有協(xié)整關系，該假設下計算的跡統(tǒng)計量值為54.181 770，大于5%的臨界值47.856 130，且概率值0.011 3小于0.05，可以拒絕原假設，亦即4個變量存在協(xié)整方程。②1997—2012年湖北省工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化原假設None*表示沒有協(xié)整關系，該假設下計算的跡統(tǒng)計量值為48.951 670，大于5%的臨界值47.856 130，且概率值0.039 3小于0.05，可以拒絕原假設，即4個變量存在協(xié)整方程。由此可見，在1980-1997和1997-2012年兩個發(fā)展階段，湖北省工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化4個變量存在協(xié)整關系。

3.4 ?Granger因果關系檢驗

單位根檢驗的結(jié)果顯示LnIND、LnINF、LnCOU和LnAGR都是I（1），說明4變量是平穩(wěn)序列，Johansen協(xié)整檢驗顯示湖北省工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化之間在兩個發(fā)展階段有長期協(xié)整關系，但是不能說明4變量之間的因果關系。本研究進一步采用Granger因果關系檢驗方法說明四者之間兩個發(fā)展階段的邏輯關系，如表3所示。

在5%的顯著性水平下，在滯后期為2期時，Granger因果關系檢驗的結(jié)果如下。

1）1980-1997年Granger因果關系檢驗：IND和AGR之間存在著從AGR到IND的單向因果關系，INF和IND之間也存在著從INF到IND的單向因果關系，即工業(yè)化的發(fā)展水平對農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平具有正向促進作用，信息化程度的提高對工業(yè)化水平具有正向促進作用;INF不是AGR的原因，AGR也不是INF的原因，INF與AGR之間不存在因果邏輯關系;同理，COU與AGR之間，COU與IND之間，COU與INF之間都不存在因果邏輯關系，這說明湖北省城鎮(zhèn)化發(fā)展對信息化、工業(yè)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的帶動和提升作用不夠，信息化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化之間的互促關系不夠。

2）1997—2012年Granger因果關系檢驗：IND和AGR之間存在著從AGR到IND的單向因果關系，COU和AGR之間存在著雙向因果關系，COU和IND之間存在著從IND到COU的單向因果關系，即農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平對工業(yè)化的發(fā)展水平具有正向促進作用，工業(yè)化程度對城鎮(zhèn)化水平具有正向促進作用，城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化之間具有良好的相互促進作用;INF不是AGR的原因，AGR也不是INF的原因，INF與AGR之間不存在因果邏輯關系;同理，INF與IND之間、COU與INF之間都不存在因果邏輯關系，這說明湖北省信息化發(fā)展對城鎮(zhèn)化、工業(yè)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的帶動和提升作用不夠。

4 ?結(jié)論

分析結(jié)果表明，湖北省工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化4個變量的對數(shù)都為一階差分變量的平穩(wěn)時間序列;1980—2012年湖北省工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的發(fā)展具有階段性;湖北省工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化在兩個階段的Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果是4個變量存在協(xié)整關系;1980—1997年Granger因果關系檢驗是工業(yè)化的發(fā)展水平對農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平具有正向促進作用，信息化程度的提高對于工業(yè)化水平具有正向促進作用，但城鎮(zhèn)化發(fā)展對信息化、工業(yè)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的帶動和提升作用不夠，信息化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化之間的互促關系不夠;1997—2012年Granger因果關系檢驗是農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平對工業(yè)化的發(fā)展水平具有正向促進作用，工業(yè)化程度對城鎮(zhèn)化水平具有正向促進作用，城鎮(zhèn)化發(fā)展與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化之間具有良好的互動促進作用，然而信息化發(fā)展對城鎮(zhèn)化、工業(yè)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的帶動和提升作用不夠。隨著湖北省社會經(jīng)濟的發(fā)展，城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化呈現(xiàn)出良好的互動關系，工業(yè)化對城鎮(zhèn)化發(fā)展產(chǎn)生了較好的促進作用。湖北省應加強信息化建設，為工業(yè)化、城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展提供良好的信息平臺。

參考文獻：

[1] 張 ?琳，邱少華.新型工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化協(xié)調(diào)發(fā)展評價研究[J].山東社會科學，2014（4）：124-129.

[2] 徐 ?君，高厚賓，王育紅.新型工業(yè)化、信急化、新型城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化互動耦合機理研究[J].現(xiàn)代管理科學，2013（9）：85-88.

[3] 崔慧霞.工業(yè)化、城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化同步發(fā)展研究[J].調(diào)研世界，2012（6）：45-49.

[4] 崔 ?凱，馮 ?獻.建國以來工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化同步推進的歷史進程與發(fā)展趨勢探析[J].廣東農(nóng)業(yè)科學，2013（16）：201-206.

[5] 藍慶新，彭一然.論“工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化”的關聯(lián)機制和發(fā)展策略[J].理論學刊，2013（5）：35-39.

[6] 王成吉，王 ?娟，王 ?菁.促進工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化同步發(fā)展[J].理論建設，2013（4）：60-64.

[7] 毛智勇，李志萌，張宜紅.工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化同步發(fā)展研究——基于中部地區(qū)“四化”發(fā)展的分析[J].農(nóng)業(yè)考古，2013（4）：312-318.

[8] 李國平.我國工業(yè)化與城鎮(zhèn)化的協(xié)調(diào)關系分析與評估[J].地域研究與開發(fā)，2008，27（5）：6-11.

[9] 段祿峰，張 ?沛.我國城鎮(zhèn)化與工業(yè)化協(xié)調(diào)發(fā)展問題研究[J].城市發(fā)展研究，2009，16（7）：12-17.

[10] 王建鋒，雷 ?軍，段祖亮.新疆工業(yè)化和城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展研究[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境，2013，27（9）：1-6.

[11] 黃安勝，許佳賢.工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展水平評價研究[J].福州大學學報（哲學社會科學版），2013（6）：28-35.

[12] 朱寬樊，楊永春，陳春宇.我國西部地區(qū)城鎮(zhèn)化-工業(yè)化-信息化耦合協(xié)調(diào)發(fā)展研究——以甘肅省為例[A].城市時代，協(xié)同規(guī)劃——2013中國城市規(guī)劃年會論文集（10-區(qū)域規(guī)劃與城市經(jīng)濟）[C]，北京：中國城市規(guī)劃學會，2013.

[13] 郭麗娟.新型工業(yè)化與新型城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展評價[J].統(tǒng)計與決策，2013（11）：64-66.

[14] 董梅生，楊德才.工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化互動關系研究——基于VAR模型[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2014（4）：14-24.

[15] 張 ?琳，邱少華.新型工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化協(xié)調(diào)發(fā)展評價研究[J].山東社會科學，2014（4）：124-129.

[16] 張?zhí)m婷，洪功翔.信息化推動工業(yè)化城鎮(zhèn)化農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展實證研究[J].安徽工業(yè)大學學報（社會科學版），2013，30（3）：3-6.

[17] 李向陽.信息化對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長影響的回歸分析[J].統(tǒng)計與決策，2014（4）：147-150.

[18] 王春麗.城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化協(xié)調(diào)發(fā)展的機理與實證檢驗[J].江漢論壇，2013（11）：60-64.

[19] 杜傳忠，劉英基，鄭 ?麗.基于系統(tǒng)耦合視角的中國工業(yè)化與城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展實證研究[J].江淮論壇，2013（1）：33-40.

[20] 李曉鴻.中國信息產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長的協(xié)整檢驗[J].科技管理研究，2013（19）：111-114.