□文/張映芹 陳文靜
(陜西師范大學國際商學院 陜西·西安)
[提要]依靠政府的著重支持和推動,我國城市群快速發展起來。同時,農業現代化發展也越來越受到重視,而走向農業現代化的重點在于提高農業全要素生產率。本文以關中平原城市群為例,在掌握相關數據的基礎上,通過測算其農業全要素生產率及其構成以及城市群發展水平,研究城市群的發展同農業全要素生產率、農業技術進步以及農業技術效率的關系。結果發現:城市群的發展確實能正向促進農業全要素生產率的提高以及農業技術的進步。
中國進入特色社會主義新時代,經濟發展的質量開始受到重視,我國農業單純依靠投入要素來增加產出的模式也不再具有優勢。推動農業發展在質量、效率以及動力方面的變革逐漸成為我國農業向現代化方向發展的首要任務。而農業現代化發展的關鍵在于提高農業全要素生產率。
與此同時,受國家政策和市場導向的影響,中國城市群迅速發展起來,先后形成了19個國家級城市群。目前,城市群普遍被定義為在經濟較發達地區內以中心城市為核心并與其周邊區縣存在緊密交互作用的都市區。城市群在促進區域產業合理分工以及城市群內各種資源要素的自由流動和優化配置方面具有很大的正面作用。在我國“把城市群作為推動城鎮化發展的主體”這一政策的影響下,城市群的發展也勢必會對農業的發展產生一定的影響。作為農業發展的一個外在變量,城市群的發展是否能夠對農業現代化發展起到帶動作用,這對提升農業現代化發展水平和區域經濟實力具有重要的現實意義。
(一)城市群發展對農業全要素生產率的作用路徑
1、促進農村剩余勞動力的轉移。城市群的發展通過“擴散效應”不斷優化中小城市和城鎮的基礎設施建設,增強其產業集聚、人口集聚、吸納就業等功能,有助于農村的剩余勞動力向城市和城鎮的工業和服務業轉移,使人均土地面積增加,農業資本勞動比逐步提升,為農業生產適度規模經營、專業化發展以及提升農業產生效率提供了條件。
2、加速農業技術和創新的傳播。城市群發展通過帶動城鎮化快速發展,使得區域農業人才、資本、知識等要素加速流動,農業技術和創新快速傳播,從而促進城市群內各區域農業全要素生產率的增長。
3、提高農民科技素質和技術應用能力。勞動力質量逐漸成為提高勞動生產效率的主要因素。人力資本對提高農業全要素生產率也十分重要。城市群的發展會加快教育和文化資源向城鎮及農村地區輻射和延伸的速度,不斷提升農業勞動人員的素質和學習應用能力,為提高農業生產效率創造條件。
(二)城市發展和農業發展的階段性特征。城市發展與農業發展之間的關系并非一直呈現出均衡的狀態,而是隨著區域經濟發展階段的變化呈現出一種長期動態均衡的特征。在發展的初始階段,城市作為區域經濟發展的中心,依靠產業集聚帶來的集聚效益、規模效益不斷吸引著農業部門的勞動、資本、技術等要素資源向城市集聚,這種極化效應使農業的發展速度嚴重滯后于城市發展的速度。隨著城市化發展進程的推進,伴隨而來的人口稠密、交通擁擠、環境污染等大城市病不斷凸顯,再集聚已不經濟,擴散效應使得城市的富余資源開始向城鎮及農村轉移,促進農業技術的進步和農業技術效率的改善。但由于政府政策的滯后性,極化效應現象依然會阻礙要素快速流向農業部門,抑制擴散效應的發揮。隨著政策的逐步落實以及農業部門增長潛力的不斷釋放,擴散效應的影響越來越強,農業部門的邊際增長率逐步提高,發展速度加快。
目前,我國相繼采取了“工業反哺農業”“鄉村振興”以及“城鄉一體化”等發展戰略,由于政策的滯后性,普遍處于第二階段向第三階段過渡的時期。綜上,本文提出假設:城市群的發展對城市群內的農業全要素生產率具有正向的影響。
1、農業全要素生產率。從目前對全要素生產率的研究來看,普遍認為全要素生產率是指在扣除勞動和資本等投入要素之外所有非投入要素帶來的產出增長率。將全要素生產率應用到農業生產的研究上,從而引出農業全要素生產率這一概念。
2、農業全要素生產率的測算方法。由于數據包絡分析方法(DEA)不需要預設生產函數的具體形式,可以避免函數設置帶來誤差,故本文使用DEA-Malmquist非參數法測算農業全要素生產率,并將其分解為技術效率和技術進步。
3、指標選取與測算結果。鑒于數據的可獲得性,本文選取第一產業從業人員數、主要農作物總播種面積、化肥使用量折純量、農用機械總動力、有效灌溉面積作為農業投入變量,選取農林牧漁業總產作為農業產出變量,并以2004年為基期進行平減處理。利用DEAP2.1軟件進行測算,結果如表1所示。(表1)

表1 農業全要素生產率Malmquist指數分解結果一覽表
根據關中平原城市群的范圍,本文選取西安市、寶雞市、咸陽市、銅川市、渭南市、商洛市、運城市、臨汾市、天水市、慶陽市以及平涼市11個樣本進行研究。
從表1可以看出,關中平原城市群農業全要素生產率在近14年內呈現波動式增長,并且技術效率大都接近1或大于1,平均值為0.992;而技術進步基本都大于1,平均值為1.103,技術進步變化的趨勢與農業全要素生產率變化的趨勢相對一致。由此可以得出,城市群內農業全要素生產率的增長主要是因為技術進步的增長。
1、城市群發展水平的測算方法。目前,我國關于城市群發展水平的測度研究主要有城市群功能分工的測度。本文借鑒趙勇和白永秀(2012)對于城市群功能分工的測算方法,計算公式如下:

其中,m、n分別代表管理人員和生產人員,i表示城市,j表示城市中的產業。若FSi(t)大于1,代表該城市的功能專業化程度較高;FSi(t)小于1,代表該城市的功能專業化程度較低;FSi(t)趨于零,則該城市的功能專業化程度非常低。
2、指標選取與測算結果。本文選取各城市2005~2018年“租賃與商務服務業”從業人員來代表管理部門人員,“制造業、采掘業以及電力、燃氣及水的生產和供應業”從業人員的總數來代表生產部門人員。
圖1給出了關中平原城市群發展水平與農業全要素生產率、農業技術進步以及技術效率的關系。由圖1可以看出,農業全要素生產率變化與農業技術進步的增長具有相同的趨勢,并呈現出明顯的階段性特征。2009~2012年,隨著城市群的初步發展,農業發展受到“極化效應”的影響,農業全要素生產率增長及農業技術進步明顯呈下降的趨勢;之后,隨著城市群的進一步發展,擴散效應使農業全要素生產率和農業技術進步迅速增長;2015~2016年,伴隨著城市群的進一步發展,農業全要素生產率卻呈現出下降的趨勢,這可能與2015年北方地區的夏伏旱災有關,造成農作物大幅減產;之后隨著城市群發展步伐的減慢,擴散效應發揮的作用逐漸增強,農業全要素生產率逐步提高。(圖1)

圖1 關中平原城市群發展水平與農業全要素生產率、農業技術進步以及技術效率關系圖
(一)模型設定。本文引入道格拉斯生產函數作為基礎模型。另外,農業全要素生產率上一期對當期會產生重要的影響,因此加入其滯后一期值作為解釋變量,計量模型如下:

其中,F代表被解釋變量,FS表示城市群發展水平,X代表控制變量,i和t分別表示城市和時間變量,ε為隨機干擾項。
(二)變量選取。以農業全要素生產率、技術進步和技術效率的增長情況作為被解釋變量,城市群發展水平作為核心解釋變量。同時,本文選取以下數據作為控制變量:
土地利用效率(LAQA):效灌溉面積/農作物總播種面積
機械化程度(MACH):農用機械總動力/農作物總播種面積
金融發展水平(FIN):地區年末貸款余額/地區GDP
政府干預行為(GOV):地方財政支出/地區GDP
農業勞動投入(LABOR):第一產業從業人口/地區總人口
以上數據均通過標準化處理。
(三)數據來源。本文選取關中城市群11個地級市2005~2018年的數據作為樣本,數據主要來源于EPS數據平臺、城市統計年鑒以及各省統計年鑒。
(一)ADF單位根檢驗。本文采用ADF單位根檢驗法檢驗時間序列的平穩性,檢驗結果顯示,變量FS、MACH、FIN、LABOR存在單位根,故對此做差分再次檢驗,經檢驗,所有變量均二階平穩。
(二)模型估計及結果分析。采用最小二乘法(OLS)對模型進行回歸,從結果可知,模型均有良好的擬合優度。從DW檢驗結果來看,也不存在自相關問題。實證結果證實,當城市群發展到達一定階段,會對農業全要素生產率和農業技術產生正向的促進作用,但同時又會對農業技術效率產生抑制作用;土地利用效率顯著地提高了農業全要素生產率、農業技術進步以及農業技術效率,說明有效灌溉會推動農業全要素生產率的增長;農業機械化程度顯著地提高了農業全要素生產率和技術進步;金融發展水平對農業全要素生產率和技術進步以及技術效率具有顯著的負面影響,這可能是因為地區金融發展水平引起的極化效應較大;政府干預行為降低了農業全要素生產率和農業技術進步,但可以促進農業技術效率的提高;農業勞動投入對農業全要素生產率、農業技術進步以及農業技術效率都產生了負向影響,但檢驗結果并不顯著,這也說明提高農業全要素生產率的關鍵在于勞動力質量的提高。(表2)

表2 模型回歸結果一覽表
實證結果表明,城市群的發展有利于農業全要素生產率的提高和農業技術進步,但會抑制農業技術效率的改善。同時,由于關中平原城市群的發展處于較低水平,從而對提高農業全要素生產率作用有限。
因此,本文提出以下政策建議:一是要繼續實施并推進以核心城市為中心的城市群建設,同時建立起人才、知識、技術、資本和信息等要素向農業部門流動的基本路徑和實現機制,完善農業人才下鄉、農業技術推廣以及農業科技成果轉化的激勵和利益分享機制,更好地發揮中心城市的“擴散效應”。二是要加大政策向農村傾斜的力度。加快完善農村水利、交通、電網以及農產品倉儲物流等設施建設,保障農業生產以及農產品加工、銷售的條件;特別是要注意根據地方實際情況出發,發展特色農業,積極鼓勵和推廣農業與工業、農業與服務業的融合發展,逐步向城鄉一體化發展的目標靠近。