貴州農業現代化發展對城鎮化建設的作用機制分析
——基于1990—2020年度數據的實證研究

吳華敏

（貴州大學經濟學院，貴州 貴陽 550025）

統籌城鄉發展歷來是我國實現國家現代化一以貫之的措施。近年來，伴隨鄉村振興和新型城鎮化發展戰略的提出，農業現代化和城鎮化又得到了學界新的關注。農業現代化作為我國五化資源協同整體發展戰略基礎不可或缺的部分，在研究農業現代化與城鎮化之間的連帶關系時，往往將其置于該框架下思考與探究其內在邏輯性問題。張紅宇等[1]認為農業現代化是必然之勢，政府方面應在其中發揮關鍵作用，以實現借助該方式調節農村經濟發展和農民收入。新型城鎮化建設與農業現代化的穩步發展是相互影響的，當城鎮化水平較低時，城鎮化對農業的使用需求就會減少，從而阻礙農業長足發展；而城鎮化建設對農業發展提出了更高要求，如要求增加勞動力以促進農業現代化發展。城鄉一體化順利推進的前提是農業現代化得到順利發展，我國新型城鎮化與農業現代化的協調發展存在顯著的區域差異，相比東部地區，西部地區城鎮化與農業現代化的協調度最低[2]。

從現有研究成果來看，國內關于農業現代化與城鎮化關系的研究已經進入深入階段，研究結論對于農業現代化與城鎮化協調發展具有重要指導意義。但由于目前的研究文獻偏向于對全國或一些省內局部地區農業現代化和城鎮化發展水平的研究，而對中國西部經濟欠發達區域的研究則還沒觸及。鑒于此，本研究瞄準西部欠發達地區，以貴州省為典型研究對象，基于其特殊環境，構建農業現代化評價指標體系，分析1990—2020年貴州農業現代化和城鎮化發展水平，探討農業現代化對城鎮化發展的作用機制，為貴州城鎮化建設和新農村建設提供持久驅動力。

1 文獻綜述及研究假說

農業現代化發展可以促進土地、資本、勞動力等生產要素的流動，有利于農業產業化發展及農業經營模式創新，進而促進農民市民化、帶動農村經濟發展，增加農民收入、縮小城鄉收入差距，加速城鄉一體化進程[3]。因此，提出研究假說：

H1：貴州農業現代化對促進城鎮化發展水平具有重要的影響力和推動力

農業現代化通過大規模發展農業機械化生產，農業生產效率提高，農產品產量增加、品質提升，為城鎮人口提供了所需的綠色高效農產品[4]；同時，機器代替人力，農業中的大量隱性失業人口得以釋放，為城鎮二三產業提供了勞動力供給。由此，提出研究假說：

H2：貴州農業現代化主要通過提高農業投入水平，提供糧食和勞動力，從而提高城鎮化水平

農業現代化的發展帶動農業經濟結構不斷優化，現代農業的發展促進了農產品商品化，為加深與二三產業的合作奠定了良好產業基礎，為城鎮化提供糧食、工業品銷售市場和工業生產原材料[5]。因此，提出研究假說：

H3：貴州農業現代化通過農業產出水平的提高，增加城市食物和原材料供給，以利于城市人口數量增長和優勢產業發展，進而促進城鎮化發展水平

農業現代化水平的提高伴隨著農村農產品的開發和市場化，農業成為農民的支柱產業，農民收入直線上升，農村居民和城鎮居民一樣具有消費能力，隨之擴大了對生活品質、醫療消費及第三產業的支出比例，為城鎮化開拓了農村消費市場[6—7]。基于此，提出研究假說：

H4：貴州農業現代化通過提高農村居民收入水平及降低恩格爾系數等途徑進一步使得農村社會發展水平得以提高，從而提升農民消費城鎮二三產業產品的能力，促進城鎮經濟發展

農業現代化通過延伸和優化農業產業鏈，既實現了農村二三產業發展，同時促進了農業資源的高效利用，農業可持續發展水平得到進一步提升；另一方面，農業現代化的發展需要對現有資源進行整合重組，倡導綠色生產，提高農產品質量，以提高農業的綜合生產能力。因此，提出研究假說：

H5：貴州農業現代化通過農業可持續發展水平的提高促進貴州的城鎮化發展水平

2 研究設計與數據說明

2.1 數據來源

本文的研究個體單位為貴州省，其數據均來源于1990—2020年《貴州統計年鑒》《貴州農村統計年鑒》，部分缺失數據采用插值法預測得到。

2.2 指標選取

為分析貴州省農業現代化與城鎮化發展水平的作用機制，需要對相關變量進行設定，即對相關影響指標進行回歸分析來判斷二者的相互影響機制。

為此，該研究參考李靜等[8]、吳妍[9]和范輝等[10]研究的基礎上，結合貴州農業發展現狀，從農業投入水平、農業產出水平、農村社會發展水平和農業可持續發展水平4個維度構建了包含15個指標在內的貴州省農業現代化水平評價指標體系（表1）。此外，城鎮化水平以人口城鎮化率來衡量。

表1 貴州省農業現代化發展水平評價體系

2.3 評價指標權重和發展水平計算

采用熵值法，將農業現代化體系的4個維度15個指標合并處理，得到農業現代化發展水平。計算步驟如下：

（1）指標量綱不一致會導致不同指標的數據大小不同，會對計算結果產生一定影響。為了消除量綱產生的影響，采用極差法對數據進行標準化處理。計算方法如下：

式（1）、式（2）中，Zi（i=1,2）表示對數據進行標準化處理后的值，Xmax、Xmin表示各個指標數據的最大值和最小值，Xi表示每個指標的原始數據。

（2）計算標準化后數據的標準差，方法為：

式中，σi表示標準差，i表示平均值。

（3）計算各個指標的權重 ωi，計算公式如下：

（4）根據各指標權重，構建農業現代化發展水平，計算公式如下：

根據計算公式確定的各維度權重，進一步計算貴州農業現代化發展水平(X)。各指標構建及權重得分如表1所示。

2.4 模型構建

為更好地評價貴州農業現代化水平對城鎮化發展水平的影響機制，分別構建農業現代化綜合評價水平及其各維度對城鎮化水平的回歸模型：

式（6）、式（7）中，Yurb表示城鎮化水平，X表示農業現代化水平，α和α1為常數項，β表示自變量的貢獻度，ε為隨機擾動項。

3 模型估計結果分析

3.1 貴州農業現代化水平對貴州城鎮化水平的作用關系

本文采用普通最小二乘法研究貴州農業現代化水平與城鎮化發展水平的影響機制問題。通過熵值法計算得到貴州農業現代化水平（X），并將其作為自變量進行OLS回歸分析，且使用Robust穩健標準誤差回歸方法進行研究。從表2可以看出，模型R2=0.048，意味著農業現代化水平可以解釋貴州城鎮化水平4.8%的變化原因，且模型通過F檢驗（F=4.909，p=0.035＜0.05），也即說明貴州農業現代化水平一定會對貴州城鎮化水平產生影響關系。由此分析可知，貴州農業現代化水平的回歸系數值為31.190，并且呈現出0.05水平顯著性（t=2.216，p=0.027＜0.05），意味著農業現代化水平的發展狀況會對城鎮化產生顯著的正向影響關系，即貴州農業現代化水平每增加1%，城鎮化水平相應增加31.19%。模型結果驗證了貴州農業現代化促進城鎮化發展的判斷，研究假說H1得到了驗證。

表2 OLS估計結果

3.2 貴州農業現代化各維度對城鎮化水平的作用分析

為了進一步檢驗貴州農業現代化對城鎮化水平的作用機制，采用參數估計其回歸分析結果方法，對農業現代化綜合發展水平4個分維度與貴州城鎮化水平的關系開展進一步分析（表3）。為保證結果的一致性，同樣采用普通最小二乘法對模型（7）進行分析，得到R2=0.645，因而通過分析得到模型公式為：

表3 分維度OLS回歸分析結果

（1）農業投入水平（X1）的回歸系數值為37.718，并且呈現出0.01水平顯著性（t=4.216，p=0.000＜0.01），意味著貴州農業投入水平會對城鎮化水平產生顯著的正向影響關系，表明貴州農業投入水平的提高能夠有效促進城鎮化發展水平。換言之，貴州通過加大對農業機械、農業從業人員及農林牧漁業固定資產的投入，農業現代化進程加快，從而有效促進了城鎮化水平的發展。研究假說H2得到了驗證。

（2）農業產出水平（X2）的回歸系數值為32.610，但并沒有呈現出顯著性（t=1.947，p=0.052＞0.05），意味著貴州農業產出水平并不會對城鎮化產生影響關系。這可能是因為貴州的農業產出水平不夠，糧食產量及農林牧漁業產值低，無法釋放出更多的農業勞動力和原材料，大量剩余勞動力還停留在農林牧漁業，無法向城市提供相應勞動力供給。研究假說H3未被驗證。

（3）農村社會發展水平（X3）的回歸系數值為—196.223，并且呈現出0.01水平顯著性（t=—3.015，p=0.003＜0.01），表明了鄉村經濟社會的發展水平將會對新型城鎮化進程形成明顯的負向作用關系。農民經濟社會生活程度的改善將提高農村居民收入水平和降低恩格爾系數，降低農民進城意愿，不利于城鎮化發展。研究假設H4得到了驗證。

（4）農業可持續發展水平（X4）的回歸系數值為146.230，并且呈現出0.01水平顯著性 （t=4.249，p=0.000＜k/＞0.000＜0.01)，意味著農業可持續發展水平會對貴州城鎮化水平產生顯著的正向影響關系，說明貴州農業可持續發展水平的提高能有效促進城鎮化水平的發展。通過提高有效灌溉率、農林牧漁業產值使得農業可持續發展水平表現良好，為城鎮化發展奠定了生態環境需要和產業發展需要。研究假說H5得到了驗證。

3.3 穩健型檢驗

3.3.1 Tobit回歸模型似然比檢驗 首先對模型整體有效性進行分析，從表4可知，此處模型檢驗的原定假設為：是否放入解釋變量（X1，X2，X3，X4）兩種情況時模型質量均一致；檢驗所得p值小于0.05，因而說明拒絕原定假設，即在構建模型期間輸入的解釋變量是有效的，并且模型構建是有意義的。

表4 Tobit回歸模型似然比檢驗

3.3.2 Robust穩定性檢驗 為了考證回歸結論的穩定性，本文選擇使用Robust進行檢驗[11]。對城鎮化作為因變量進行Robust回歸分析，其分析結果見表5第（1）列，從系數估計結果來看，核心解釋變量即城鎮化水平的系數大小及其正負性與回歸模型得到的結果相對應，其估計結果并未發生顯著變化，因此可以證明本研究的結論是穩健有效的。

3.3.3 替換核心解釋變量 為了檢驗模型的有效性，本文選擇對4個解釋變量取對數，回歸結果見表5第（2）列，由此可以得到農業現代化水平四個自變量仍然在5%水平上顯著，其他參數估計沒有發生明顯變化。從判斷結果來看，本研究結論是穩健的。

3.3.4 縮尾處理 通常數據樣本中會存在一些極端值，而這些極端值又可能會影響最后的回歸結果，因此需要對極端值做一些縮尾處理。所謂縮尾就是將超過設定百分位之外的數值用百分位處的數值替代。得到回歸結果表5第（3）列，可以發現縮尾后的系數大小及估計結果仍然是在10%的顯著性水平上顯著，并且與前文所得的結論均無明顯變化，由此可以判斷該結論是穩健可行的。

表5 穩健型檢驗

4 結論與政策啟示

該研究在借鑒前人研究成果基礎上，通過構建農業現代化評價指標體系，統計測算了貴州農業現代化對城鎮化發展水平的作用關系，并得出結論：貴州省農業現代化水平在一定程度上推動了城鎮化發展，但同時也表明單一地提高農村現代化水平對貴州省城鎮化發展的影響有限。分維度的機制檢驗結果表明，貴州農業投入水平、農村社會發展水平和農業可持續發展水平的提升所帶來的食物貢獻、勞動力貢獻、原材料貢獻和市場貢獻是貴州城鎮化發展水平提升的重要機制。農業生產效率和產值較低導致產出水平得不到有效提升，使得農業產出水平促進城鎮化的作用還未凸顯。

為了更好地提高農業現代化以促進貴州城鎮化水平的發展，可以從以下4個方面入手：一是加大貴州農業現代化的農業投入，提高農業機械化、產業化方面的生產效率；二是提高貴州現代農業的市場化，完善農業全產業鏈，以城鎮需求為導向，開展訂單生產，實現高質量農產品加工，提高農業效益，同時精準供給城鎮化水平提高帶來的需求變化，緩解農產品供給對城鎮化發展的制約；三是貫通城鄉要素流動渠道，加快城鄉交通基礎設施建設，健全城鄉交易機制，使農業領域的人、財、物等生產要素在城鄉間實現自由流動；四是盤活農村市場，在實現鄉村振興的過程中，激發農村消費潛力，為城鎮化發展過程中的產品提供消費市場，同時助力農村社會發展。