杜建軍 張軍偉 邵 帥

(1.復(fù)旦大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，上海 200433；2.上海政法學(xué)院 社會(huì)管理學(xué)院，上海 201701；3.上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 財(cái)經(jīng)研究所，上海 200433)

供給側(cè)改革背景下中國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的形成演變研究

杜建軍1，2張軍偉3邵 帥3

(1.復(fù)旦大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，上海 200433；2.上海政法學(xué)院 社會(huì)管理學(xué)院，上海 201701；3.上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 財(cái)經(jīng)研究所，上海 200433)

搜集整理1999—2013年中國(guó)276個(gè)城市的面板數(shù)據(jù)和30個(gè)省市自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用動(dòng)態(tài)OLS、動(dòng)態(tài)FE、SGMM和空間計(jì)量等方法，對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的基本事實(shí)及其影響因素進(jìn)行考察，得出結(jié)論：(1)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量、農(nóng)業(yè)資本數(shù)量、農(nóng)業(yè)技術(shù)水平和農(nóng)業(yè)耕地?cái)?shù)量等資源稟賦是推動(dòng)中國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚形成演變的基礎(chǔ)性因素；外部性因素交通設(shè)施對(duì)推動(dòng)中國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的形成演變具有重要作用，外部性因素農(nóng)業(yè)人力資本和對(duì)外開(kāi)放度對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的影響不明顯。(2)以糧食和蔬菜為代表的經(jīng)濟(jì)作物的特點(diǎn)不同，因而影響其產(chǎn)業(yè)集聚的外部因素也有所不同。(3)各種因素對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的影響并不是線性的，有的起先促進(jìn)后抑制的作用，有的起先抑制后促進(jìn)的作用。

農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚；糧食產(chǎn)業(yè)集聚；經(jīng)濟(jì)作物產(chǎn)業(yè)集聚

一、引言及相關(guān)文獻(xiàn)述評(píng)

從20世紀(jì)70年代末開(kāi)始，中國(guó)農(nóng)村開(kāi)始普遍推行家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制，使農(nóng)業(yè)煥發(fā)出蓬勃生機(jī)，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率大幅提高。然而，家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制也帶來(lái)了一系列棘手的問(wèn)題，如土地分散細(xì)碎、農(nóng)業(yè)機(jī)械化及規(guī)?；潭鹊偷?，由此抑制了農(nóng)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力和農(nóng)業(yè)效益的進(jìn)一步提高，導(dǎo)致中國(guó)農(nóng)業(yè)長(zhǎng)期在較低水平徘徊，向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)邁進(jìn)的步伐受阻。從國(guó)際經(jīng)驗(yàn)來(lái)看，農(nóng)業(yè)區(qū)域的專(zhuān)業(yè)化生產(chǎn)是促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的有效路徑(呂超 等，2011)，Winsberg(1980)的研究也證實(shí)美國(guó)農(nóng)業(yè)的集中化和專(zhuān)業(yè)化趨勢(shì)促進(jìn)了美國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。因此，推動(dòng)農(nóng)業(yè)區(qū)域的專(zhuān)業(yè)化生產(chǎn)，走農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚之路是農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的重要途徑。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚有助于使各個(gè)地區(qū)依據(jù)自己的資源稟賦優(yōu)勢(shì)形成某種農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)業(yè)集聚，走規(guī)?；凹s化之路，進(jìn)而提升農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率，提高農(nóng)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，破解中國(guó)農(nóng)業(yè)面臨的一系列棘手問(wèn)題。基于此，本文圍繞中國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚展開(kāi)深入研究，對(duì)于加大中國(guó)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)力度，推進(jìn)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革，加快轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)發(fā)展方式均具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

現(xiàn)有文獻(xiàn)集中于考察工業(yè)、服務(wù)業(yè)等非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的集聚及其效應(yīng)，而對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的研究較少。針對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚是如何形成的，目前有以下幾種觀點(diǎn)：一是生產(chǎn)、技術(shù)和市場(chǎng)的歷史知識(shí)等人力資本積累推動(dòng)了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的形成(Lee et al.，2002)；二是政策導(dǎo)向在農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚形成中起了重要作用(KREI，2005)；三是強(qiáng)調(diào)資源稟賦的作用，從資源稟賦、產(chǎn)業(yè)環(huán)境、外部環(huán)境和競(jìng)合互動(dòng)的視角，提出資源稟賦的存在促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)環(huán)境和外部環(huán)境的改善，進(jìn)而引起產(chǎn)業(yè)內(nèi)的競(jìng)合互動(dòng)，最終促成農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的形成(王艷榮 等，2011)；四是強(qiáng)調(diào)專(zhuān)業(yè)化分工的深入和農(nóng)戶之間的相互聯(lián)合對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚形成的促進(jìn)作用(王棟，2007)?？傊r(nóng)業(yè)地理集聚格局的演變經(jīng)歷了由自然集聚向社會(huì)集聚進(jìn)而形成完善的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)體系的過(guò)程，其中，自然集聚的作用日益減少，而社會(huì)集聚的作用逐步增加，技術(shù)創(chuàng)新、制度創(chuàng)新等社會(huì)變異步伐的加快也將進(jìn)一步推進(jìn)農(nóng)業(yè)的地理空間集聚(李二玲 等，2012)。

上述研究分別從不同角度分析了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的影響因素，為本文的研究提供了寶貴的借鑒，但仍然存在以下不足：首先，針對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的演變研究，缺乏全面、詳細(xì)地考察中國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的總體演變情況，并且均局限于考察中國(guó)省級(jí)層面的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚問(wèn)題，缺少?gòu)某鞘袑用鎸?duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的實(shí)證研究。然而，如果區(qū)域?qū)哟芜^(guò)高，衡量產(chǎn)業(yè)集聚的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)則無(wú)法準(zhǔn)確地反映集聚狀況(范劍勇 等，2014)，因此，產(chǎn)業(yè)集聚研究的適宜區(qū)域?qū)用鎽?yīng)該是較低的區(qū)域(Rosenthal et al.，2003)。其次，針對(duì)中國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚形成及演變的影響因素有哪些，以及這些因素如何影響中國(guó)的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚，目前的研究以定性方法為主，尚缺乏運(yùn)用經(jīng)濟(jì)學(xué)的計(jì)量方法進(jìn)行具體的實(shí)證考察。

基于以上分析，本文將運(yùn)用城市層面樣本數(shù)據(jù)對(duì)中國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的基本事實(shí)與特征進(jìn)行詳細(xì)的考察，并且深入探討是哪些因素影響了中國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的形成及演變，及其怎樣具體地影響中國(guó)的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚，研究注重理論分析與實(shí)證分析相結(jié)合，實(shí)證分析使用了最小二乘法(OLS)、固定效應(yīng)模型(FE)、系統(tǒng)廣義矩估計(jì)(SGMM)和空間滯后模型(SAR)等多種計(jì)量方法。本文剩余部分的結(jié)構(gòu)安排為：在第二部分，將考察中國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚形成及演變的基本事實(shí)與特征；第三部分是理論模型及假說(shuō)；第四部分為計(jì)量模型的構(gòu)建及研究方法；第五部分是假說(shuō)檢驗(yàn)；第六部分是基本結(jié)論。

二、中國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的形成及演變的基本事實(shí)與特征

(一)基本事實(shí)

圖1 各種農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量前10位城市占全國(guó)比重

數(shù)據(jù)來(lái)源：作者計(jì)算所得。

中國(guó)農(nóng)業(yè)空間基尼系數(shù)、區(qū)位熵呈現(xiàn)波浪型上升趨勢(shì)，說(shuō)明中國(guó)主要農(nóng)作物整體的集聚度呈現(xiàn)波浪型上升變化，但不同農(nóng)作物之間的空間集聚變動(dòng)存在明顯差異(賈興梅 等，2014)。從圖1可以看出：1999—2013年，農(nóng)產(chǎn)品中奶類(lèi)集聚程度最高，產(chǎn)量前10位城市的總產(chǎn)量占全國(guó)比重在40%左右；水產(chǎn)品集聚程度也較高，產(chǎn)量前10位城市的總產(chǎn)量占全國(guó)比重在30%左右；水果和禽蛋的集聚程度也較高，產(chǎn)量前10位城市的總產(chǎn)量占全國(guó)比重都在20%以上；蔬菜產(chǎn)量前10位城市的總產(chǎn)量占全國(guó)比重在18%左右；糧食因?yàn)槟媳辈町惣鄢潭嚷缘?，但產(chǎn)量前10位城市的總產(chǎn)量占全國(guó)比重自2000年之后也穩(wěn)定在16%左右；肉類(lèi)集聚程度也較高，產(chǎn)量前10位城市的總產(chǎn)量占全國(guó)比重在15%左右。從集聚趨勢(shì)看，糧食、油料的集聚基本呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，蔬菜、肉類(lèi)的集聚基本呈現(xiàn)先升后降趨勢(shì)，水果、奶類(lèi)、禽蛋的集聚基本呈現(xiàn)先降后升趨勢(shì)，只有水產(chǎn)品的集聚趨勢(shì)逐步下降。綜上可見(jiàn)，中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品均已出現(xiàn)較為明顯的集聚趨勢(shì)。

(二)城市農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)平均集聚率分析

本文借鑒范劍勇(2004)提出的地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚率的計(jì)算方法，計(jì)算各個(gè)城市的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚特征。公式如下：

(1)

圖2 2013年各種農(nóng)產(chǎn)品集聚前5名城市

數(shù)據(jù)來(lái)源：作者計(jì)算所得。

三、理論模型框架

(一)中國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚形成演變經(jīng)濟(jì)行為分析

1.研究假設(shè)

(2)

生產(chǎn)函數(shù)采用柯布道格拉斯擴(kuò)展形式：

(3)

其中，影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的基礎(chǔ)性資源稟賦主要包括農(nóng)業(yè)技術(shù)Tij、農(nóng)業(yè)資本Kij、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力Lij、農(nóng)業(yè)耕地Hij，影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的外部性因素主要包括農(nóng)業(yè)人力資本Eij、交通設(shè)施Rij、經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度Iij。

2.變量對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚的影響

通過(guò)計(jì)算產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)資本的偏導(dǎo)數(shù)來(lái)判斷資本對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚的影響：

(4)

第一步計(jì)算：

(5)

(6)

(7)

因?yàn)槭?5)分子是倒U型函數(shù)：

第二步計(jì)算：

(8)

綜合前兩步得出結(jié)論：

類(lèi)似于對(duì)農(nóng)業(yè)資本Kij的討論，其他影響農(nóng)業(yè)的因素如農(nóng)業(yè)技術(shù)Tij、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力Lij、農(nóng)業(yè)耕地Hij、農(nóng)業(yè)人力資本Eij、交通設(shè)施Rij和經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度Iij對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚也有類(lèi)似影響。

3.研究啟示

農(nóng)業(yè)資本數(shù)量作為一個(gè)城市重要的資源稟賦對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的形成演變有重要的影響推動(dòng)作用。然而，隨著農(nóng)業(yè)資本投入數(shù)量的越來(lái)越多，農(nóng)業(yè)資本也有可能給農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚帶來(lái)不利影響，這就是擁塞效應(yīng)。產(chǎn)業(yè)集聚的這種擁塞效應(yīng)與集聚效應(yīng)可能同時(shí)發(fā)揮作用，而在不同的時(shí)期兩種效應(yīng)的影響力不同(Henderson，2003)。本文認(rèn)為，在農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚過(guò)程中，大量的農(nóng)業(yè)資源和涉農(nóng)企業(yè)向同一地區(qū)盲目集聚，可能導(dǎo)致資源之間的過(guò)度擁擠、競(jìng)爭(zhēng)和對(duì)基礎(chǔ)設(shè)施及農(nóng)業(yè)資料的過(guò)度爭(zhēng)奪，因此，這種擁塞效應(yīng)也同樣適用于農(nóng)業(yè)。

(二)研究假說(shuō)

通過(guò)以上數(shù)理推導(dǎo)及分析，我們可以得出：

假說(shuō)1：包括農(nóng)業(yè)資本數(shù)量、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量、農(nóng)業(yè)耕地?cái)?shù)量和農(nóng)業(yè)技術(shù)在內(nèi)的資源稟賦對(duì)中國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚有重要的影響作用，是影響中國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚形成演變的基礎(chǔ)性因素。

假說(shuō)2：農(nóng)村人力資本、交通設(shè)施水平和對(duì)外開(kāi)放度影響了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高，是影響中國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚形成演變的重要外部性因素。

以上假說(shuō)主要依據(jù)理論模型推理而得，各種因素對(duì)中國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚及糧食產(chǎn)業(yè)集聚和經(jīng)濟(jì)作物集聚的具體影響如何，是否顯著，需要通過(guò)以下實(shí)證研究加以精確檢驗(yàn)。

四、計(jì)量模型構(gòu)建

(一)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚基準(zhǔn)動(dòng)態(tài)面板模型

依據(jù)以上研究假設(shè)，本文構(gòu)建以下動(dòng)態(tài)面板計(jì)量模型：

(9)

其中:被解釋變量AGit表示城市i在t時(shí)期的農(nóng)業(yè)集聚水平，用各城市的農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量比全國(guó)農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量得出；解釋變量AGi,t-1表示城市i在t-1時(shí)期的農(nóng)業(yè)集聚水平；φi表示城市固定效應(yīng)，φt表示時(shí)間固定效應(yīng)；α0至α12是待估系數(shù)；ηit是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。能取對(duì)數(shù)的變量本文都取對(duì)數(shù)處理。

主要解釋變量包括：(1)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量ALit，用鄉(xiāng)村從業(yè)人員數(shù)代替；農(nóng)業(yè)資本數(shù)量AKit，用農(nóng)業(yè)使用化肥數(shù)量代替；農(nóng)業(yè)技術(shù)水平ATit，用農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力代替；農(nóng)業(yè)耕地?cái)?shù)量AHit，考慮到復(fù)種問(wèn)題用農(nóng)作物總播種面積近似代替。以上4個(gè)變量都屬于城市本身的資源稟賦，資源稟賦是決定產(chǎn)業(yè)在某一地區(qū)集聚的重要因素，而農(nóng)業(yè)更是一個(gè)對(duì)自然資源依賴很強(qiáng)的產(chǎn)業(yè)，農(nóng)業(yè)自然條件和資源因素是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚形成的必要條件和物質(zhì)基礎(chǔ)，也是其可持續(xù)發(fā)展的支撐(王棟，2007)。(2)影響農(nóng)業(yè)集聚的外部重要因素農(nóng)業(yè)人力資本AEit，用城市大學(xué)專(zhuān)任教師數(shù)量近似代替。Lee et al.(2002)說(shuō)明了技術(shù)的歷史知識(shí)對(duì)于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的重要作用，人力資本尤其是專(zhuān)業(yè)化人力資本對(duì)農(nóng)業(yè)的作用趨于增強(qiáng)。(3)影響農(nóng)業(yè)集聚的外部重要因素交通設(shè)施水平RLit，用公路通車(chē)?yán)锍檀?。在新?jīng)濟(jì)地理理論中，四通八達(dá)的運(yùn)輸網(wǎng)絡(luò)、較為完善的交通運(yùn)輸基礎(chǔ)設(shè)施，為各地區(qū)農(nóng)業(yè)自然資源的充分利用、農(nóng)用生產(chǎn)資料及農(nóng)產(chǎn)品的順暢流通、現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的區(qū)域集聚提供了便利條件，進(jìn)而促進(jìn)了種植業(yè)空間布局的合理和優(yōu)化(肖衛(wèi)東，2012)。(4)影響農(nóng)業(yè)集聚的外部重要因素經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度IEit，用進(jìn)出口數(shù)量代替。經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度的加強(qiáng)使得勞動(dòng)密集型的農(nóng)產(chǎn)品出口增加，也使得具有比較優(yōu)勢(shì)的地區(qū)從其出口擴(kuò)張中獲利，從而促進(jìn)此地區(qū)種植業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，引發(fā)與出口相關(guān)的產(chǎn)業(yè)向這些地區(qū)集聚(肖衛(wèi)東，2012)。然而，經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度的加強(qiáng)，也可能使國(guó)外有比較優(yōu)勢(shì)的農(nóng)產(chǎn)品大量涌入中國(guó)，對(duì)中國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的發(fā)展帶來(lái)沖擊。

此外，在數(shù)理模型部分變量基礎(chǔ)上，我們還引入對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚可能有影響的以下變量作為解釋變量：(1)城市化水平CLit，用城市化率代替；(2)城市區(qū)位LOit，把全國(guó)分為東北地區(qū)、秦嶺淮河以北地區(qū)和秦嶺淮河以南地區(qū)，分別設(shè)為0、1、2；(3)城市政府發(fā)展農(nóng)業(yè)集聚的政策CPit，選擇各城市1999—2013年間最主要的促進(jìn)農(nóng)業(yè)集聚的政策，設(shè)定為虛擬變量0和1；(4)城市地形TEit，用該城市的主要地形山地、丘陵高原和平原盆地代替，分別設(shè)為0、1、2。

(二)行業(yè)分類(lèi)模型

McCann(2008)指出，許多研究?jī)A向于采用各種集聚效應(yīng)混合在一起的技術(shù)指標(biāo)來(lái)代表集聚效應(yīng)，而產(chǎn)業(yè)集聚有多種類(lèi)型，這種做法無(wú)法有效區(qū)分各種類(lèi)型集聚的不同作用。因?yàn)橛行┮蛩貙?duì)糧食作物和蔬菜等經(jīng)濟(jì)作物的集聚影響是不同的，基于此，本文分別考察各種因素對(duì)糧食和經(jīng)濟(jì)作物集聚的影響。

1.糧食產(chǎn)業(yè)集聚動(dòng)態(tài)面板模型

(10)

其中:被解釋變量AGGit表示城市i在t時(shí)期的糧食產(chǎn)業(yè)集聚水平，運(yùn)用各城市的糧食產(chǎn)量比全國(guó)的糧食產(chǎn)量得出。解釋變量AGGi,t-1表示城市i在t-1時(shí)期的糧食產(chǎn)業(yè)集聚水平；其他主要解釋變量和控制變量與前文相同；α0至α12是待估系數(shù)。能取對(duì)數(shù)的變量本文都取對(duì)數(shù)處理。

2.經(jīng)濟(jì)作物集聚動(dòng)態(tài)面板模型

(11)

其中:AVGit表示城市i在t時(shí)期的經(jīng)濟(jì)作物集聚水平，本文用蔬菜代替經(jīng)濟(jì)作物，用各城市的蔬菜產(chǎn)量比全國(guó)的蔬菜產(chǎn)量得出；AVGi,t-1表示城市i在t-1時(shí)期的經(jīng)濟(jì)作物集聚水平；其他主要解釋變量和控制變量與前文相同；α0至α12是待估系數(shù)。能取對(duì)數(shù)的變量本文都取對(duì)數(shù)處理。

(三)加入二次項(xiàng)的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的非線性模型

(12)

式(12)中各變量含義與前文相同；α0至α19是待估系數(shù)。能取對(duì)數(shù)的變量本文都取對(duì)數(shù)處理。

因?yàn)楦鞣N要素對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的影響并不是線性的，不同時(shí)期變量數(shù)量的增加既可能帶來(lái)集聚效應(yīng)促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的發(fā)展，也可能引發(fā)擁塞效應(yīng)抑制農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的發(fā)展。所以，本文選擇加入二次項(xiàng)的非線性模型，進(jìn)一步考察各因素對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的影響。如果在加入二次項(xiàng)模型的回歸結(jié)果中，出現(xiàn)一次項(xiàng)負(fù)顯著而二次項(xiàng)正顯著的“U”形結(jié)果，則說(shuō)明模型中解釋變量對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚有先抑制后促進(jìn)作用；如果出現(xiàn)一次項(xiàng)正顯著而二次項(xiàng)負(fù)顯著的倒“U”形結(jié)果，則表明模型中解釋變量對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚有先促進(jìn)后抑制的作用。

(四)數(shù)據(jù)來(lái)源與描述性統(tǒng)計(jì)

本文先搜集了1999—2013年中國(guó)276個(gè)市的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，然后又搜集了中國(guó)30個(gè)省市(西藏和港澳臺(tái)除外)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)區(qū)域統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和省市統(tǒng)計(jì)年鑒。表1為各個(gè)變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

五、假說(shuō)及穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)假說(shuō)檢驗(yàn)

1.農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚基準(zhǔn)模型

表2報(bào)告了主要解釋變量對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的計(jì)量回歸結(jié)果。因?yàn)橄到y(tǒng)廣義矩估計(jì)(SGMM)模型是動(dòng)態(tài)的并且使用了工具變量，其檢驗(yàn)結(jié)果可能更可靠，所以我們主要報(bào)告SGMM檢驗(yàn)結(jié)果。模型(5)中，AR(2)檢驗(yàn)結(jié)果顯示可以接受擾動(dòng)項(xiàng)無(wú)自相關(guān)的原假設(shè)，顯示模型的隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在序列相關(guān)；Sargan過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)的P值為0.109，顯示可以在1%的顯著水平上接受所有工具變量都有效的原假設(shè)，表明應(yīng)用的工具變量不存在過(guò)度識(shí)別問(wèn)題，可以進(jìn)行SGMM估計(jì)。然而，雖然SGMM估計(jì)量具有一致性，但如果SGMM回歸中的工具變量識(shí)別力不夠，則會(huì)在小樣本的情況下造成有偏估計(jì)(Bun et al.，2010)。針對(duì)于此，Bond(2002)提出了一種直觀的方法判斷是否發(fā)生了較大程度的偏倚，即把GMM模型的被解釋變量的滯后項(xiàng)與OLS模型和FE模型的被解釋變量的滯后項(xiàng)進(jìn)行比較。因?yàn)镺LS模型被解釋變量的滯后項(xiàng)與不可觀測(cè)的地區(qū)效應(yīng)正相關(guān)，因此OLS模型估計(jì)量有高估傾向；因?yàn)镕E模型被解釋變量的滯后項(xiàng)與隨即擾動(dòng)項(xiàng)負(fù)相關(guān)，因此FE模型估計(jì)量有低估傾向。所以被解釋變量滯后項(xiàng)的GMM估計(jì)量應(yīng)該介于OLS模型和FE模型估計(jì)量之間。如果SGMM模型回歸得到的自回歸系數(shù)小于OLS模型自回歸系數(shù)且大于FE模型自回歸系數(shù)，就可以認(rèn)為SGMM模型使用的工具變量是合適的。在表2中，SGMM模型的農(nóng)業(yè)集聚水平滯后期系數(shù)0.756，小于OLS模型的系數(shù)0.914且大于FE模型的系數(shù)0.662，這表明SGMM模型的工具變量選擇是合適的。

表2 農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚影響因素回歸結(jié)果

注：*、**、***和a分別代表顯著性水平為1%、5%、10%和15%； 括號(hào)內(nèi)的值為標(biāo)準(zhǔn)差。

基礎(chǔ)性因素對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的影響如下：(1)在控制其他解釋變量后，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的影響系數(shù)是0.033，且顯著，表明農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚有正向影響。這主要是因?yàn)椋r(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚最初的動(dòng)力是資源要素稟賦，像蔬菜、水果等很多農(nóng)產(chǎn)品都是勞動(dòng)密集型產(chǎn)品，需要大量的勞動(dòng)力進(jìn)行生產(chǎn)，所以，很多經(jīng)濟(jì)作物類(lèi)生產(chǎn)初始都會(huì)選擇在勞動(dòng)力要素豐富的地區(qū)集聚，譬如勞動(dòng)力要素豐富的山東濰坊就是蔬菜的一個(gè)重要的集聚區(qū)，因此，勞動(dòng)力數(shù)量對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚有正面影響。(2)農(nóng)業(yè)資本數(shù)量對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的影響系數(shù)是0.037，且顯著，表明農(nóng)業(yè)資本數(shù)量對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚有正向影響。這主要是因?yàn)?，中?guó)農(nóng)業(yè)是依靠化肥等農(nóng)業(yè)資本的高投入維持較高產(chǎn)量的，所以農(nóng)業(yè)是資源要素依賴性很強(qiáng)的行業(yè)，豐富的農(nóng)業(yè)資本不僅是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的初始條件，也是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚持續(xù)發(fā)展的基礎(chǔ)和保障，而且，農(nóng)業(yè)土地的集中、農(nóng)業(yè)規(guī)模化及集約化的發(fā)展都離不開(kāi)大量農(nóng)業(yè)資本的投入，因此，農(nóng)業(yè)資本投入對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出和農(nóng)業(yè)規(guī)?；凹s化均發(fā)揮了重要作用，農(nóng)業(yè)資本數(shù)量對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚起正面作用。(3)農(nóng)業(yè)技術(shù)水平對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的影響系數(shù)是0.009，且顯著，這表明農(nóng)業(yè)技術(shù)能促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的發(fā)展?？赡艿脑蚴牵r(nóng)業(yè)特別是糧食生產(chǎn)需要規(guī)?；c機(jī)械化，但家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制造成中國(guó)農(nóng)業(yè)耕地細(xì)碎化，在農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)開(kāi)始集聚后，細(xì)碎化的耕地在規(guī)?；C(jī)械化過(guò)程中需使用大量的農(nóng)業(yè)機(jī)械，所以，以農(nóng)業(yè)機(jī)械化為代表的農(nóng)業(yè)技術(shù)推動(dòng)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的規(guī)?；图s化生產(chǎn)，提高了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率，從而推動(dòng)了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的發(fā)展。(4)農(nóng)業(yè)耕地?cái)?shù)量對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的影響系數(shù)是0.021，且顯著，表明農(nóng)業(yè)耕地?cái)?shù)量對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚有正向影響。這主要是因?yàn)椋恋厥寝r(nóng)業(yè)生產(chǎn)最基礎(chǔ)的資源要素，充足的土地資源是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的基礎(chǔ)條件，特別是對(duì)糧食作物而言，大量的農(nóng)業(yè)耕地是集聚的前提，譬如土地資源豐富的黑龍江是中國(guó)糧食作物的主要集聚地，因此，農(nóng)業(yè)耕地?cái)?shù)量對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的集聚具有正面作用。因此，假說(shuō)1得到證實(shí)。

外部性因素對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的影響如下：(1)農(nóng)業(yè)人力資本對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的影響不顯著，這表明農(nóng)業(yè)人力資本和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的發(fā)展之間關(guān)聯(lián)不強(qiáng)。可能的原因是，中國(guó)農(nóng)業(yè)的技術(shù)水平不高，耕地細(xì)碎化，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)人力資本無(wú)法有效應(yīng)用到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實(shí)踐中。下文將使用省級(jí)數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)以進(jìn)一步驗(yàn)證。(2)交通設(shè)施水平對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的影響系數(shù)是0.008，且顯著，這說(shuō)明交通設(shè)施水平對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的發(fā)展有正面影響。新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)一個(gè)重要的假定是任何制造業(yè)產(chǎn)品跨地區(qū)銷(xiāo)售都具有運(yùn)輸成本(范劍勇，2004)，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料投入品和初級(jí)農(nóng)產(chǎn)品一般具有質(zhì)量較重和附加值較低的特征，跨地區(qū)長(zhǎng)途運(yùn)輸較之制造業(yè)產(chǎn)品更加不便利、不經(jīng)濟(jì)，運(yùn)輸成本相對(duì)更高，對(duì)交通設(shè)施水平的依賴性更強(qiáng)。另外，農(nóng)業(yè)地域分布顯著，有些農(nóng)產(chǎn)品的跨區(qū)域消費(fèi)需要長(zhǎng)距離的運(yùn)輸，例如，目前中國(guó)東北生產(chǎn)的大米因?yàn)橘|(zhì)優(yōu)價(jià)廉已經(jīng)行銷(xiāo)全國(guó)。因此，交通設(shè)施水平能促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的發(fā)展。(3)經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的影響不顯著，表明經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的發(fā)展之間關(guān)聯(lián)不強(qiáng)。可能的原因是，世界各國(guó)包括中國(guó)對(duì)農(nóng)業(yè)都實(shí)行嚴(yán)格的貿(mào)易保護(hù)政策，限制農(nóng)業(yè)的進(jìn)口貿(mào)易，從而減少了經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的影響。因此，對(duì)于假說(shuō)2，在影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的外部性因素中，只有交通設(shè)施水平對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的影響得到證實(shí)。

其他因素對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的影響如下：(1)城市化水平對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的影響負(fù)顯著?？赡艿脑颍阂皇浅鞘谢舜罅哭r(nóng)業(yè)青壯年進(jìn)入城市務(wù)工，減少了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量；二是城市化擴(kuò)大了城市面積，減少了農(nóng)業(yè)耕地?cái)?shù)量。這都可能對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生不利影響。(2)城市區(qū)位對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的影響負(fù)顯著?？赡艿脑蚴?，本文分別設(shè)定東北、秦嶺淮河以北、秦嶺淮河以南為0、1、2，而中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品主要積聚于東北、秦嶺淮河以北，因此隨著城市區(qū)位的變化，城市區(qū)位對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚顯示是負(fù)面的影響，這也證實(shí)城市區(qū)位對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚具有顯著影響。(3)城市地形對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的影響正顯著。在早期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)中，農(nóng)業(yè)對(duì)區(qū)位和地理?xiàng)l件等自然稟賦因素依賴程度相對(duì)較高，所以，某地區(qū)因?yàn)榈乩韰^(qū)位和地形比較適合某種農(nóng)作物規(guī)?；N植生產(chǎn)，周?chē)霓r(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)者在優(yōu)越地理區(qū)位和地形的吸引下開(kāi)始向此地區(qū)集聚，從而產(chǎn)生集聚效應(yīng)，在集聚效應(yīng)的吸引下，規(guī)模越來(lái)越大，因此，在中國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的初期，地理區(qū)位、地形等自然稟賦因素對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的形成演變至關(guān)重要。(4)城市政策對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的影響正顯著，表明城市政府的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)政策是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的重要推動(dòng)力量。控制變量城市地形對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的影響正顯著，主要因?yàn)檗r(nóng)業(yè)生產(chǎn)嚴(yán)重依賴土地，而可耕作土地面積受地形影響很大。

2.行業(yè)分類(lèi)模型

(1)糧食產(chǎn)業(yè)集聚模型

表3列示了主要解釋變量對(duì)糧食產(chǎn)業(yè)集聚的計(jì)量回歸結(jié)果，主要報(bào)告SGMM模型檢驗(yàn)結(jié)果。在模型(5)中，AR(2)檢驗(yàn)結(jié)果顯示可以接受擾動(dòng)項(xiàng)無(wú)自相關(guān)的原假設(shè)，顯示模型的隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在序列相關(guān)；Sargan過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)的P值為0.294，顯示可以在1%的顯著水平上接受所有工具變量都有效的原假設(shè)，表明應(yīng)用的工具變量不存在過(guò)度識(shí)別問(wèn)題，可以進(jìn)行SGMM估計(jì)。在表3中，SGMM模型的糧食集聚滯后期系數(shù)0.698，小于OLS模型的系數(shù)0.887且大于FE模型的系數(shù)0.592，這表明SGMM模型的工具變量選擇是合適的。

表3 糧食產(chǎn)業(yè)集聚影響因素回歸結(jié)果

注：*、**、***和a分別代表顯著性水平為1%、5%、10%和15%；括號(hào)內(nèi)的值為標(biāo)準(zhǔn)差。

在控制其他解釋變量后，解釋變量農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量、農(nóng)業(yè)資本數(shù)量、農(nóng)業(yè)耕地?cái)?shù)量和農(nóng)業(yè)技術(shù)水平這些資源稟賦對(duì)糧食產(chǎn)業(yè)集聚的影響與對(duì)農(nóng)業(yè)總體產(chǎn)業(yè)集聚一樣，都是正顯著的，表明這些資源稟賦因素對(duì)糧食產(chǎn)業(yè)集聚均起到正面推動(dòng)作用。

在控制其他解釋變量后，交通設(shè)施水平對(duì)糧食產(chǎn)業(yè)集聚的影響與對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)總體集聚一樣呈現(xiàn)正顯著，表明交通設(shè)施水平對(duì)糧食產(chǎn)業(yè)集聚起正面推動(dòng)作用。農(nóng)業(yè)人力資本對(duì)糧食產(chǎn)業(yè)集聚的影響不顯著，可能的原因是，中國(guó)耕地細(xì)碎化，糧食生產(chǎn)規(guī)?；图s化水平不高，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)人力資本無(wú)法應(yīng)用到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實(shí)踐中。經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度對(duì)糧食產(chǎn)業(yè)集聚的影響負(fù)顯著，表明經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度阻礙了糧食產(chǎn)業(yè)集聚的發(fā)展，可能的原因是，中國(guó)的玉米、大豆、小麥等糧食的進(jìn)口相對(duì)于其他農(nóng)產(chǎn)品較多，因?yàn)榘l(fā)達(dá)國(guó)家的糧食生產(chǎn)率普遍高于中國(guó)，進(jìn)口的發(fā)達(dá)國(guó)家的糧食價(jià)格普遍低于國(guó)內(nèi)糧食價(jià)格，從而沖擊了中國(guó)的糧食生產(chǎn)，阻礙了糧食集聚的發(fā)展。因此，對(duì)于假說(shuō)2，在影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的外部性因素中，交通設(shè)施水平和經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度對(duì)糧食產(chǎn)業(yè)集聚的影響作用得到證實(shí)?？傊?，糧食集聚的影響機(jī)制與農(nóng)業(yè)總體產(chǎn)業(yè)集聚差不多，只有經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度因?yàn)榧Z食作物的特殊性而對(duì)糧食產(chǎn)業(yè)集聚有不利的影響。

(2)經(jīng)濟(jì)作物產(chǎn)業(yè)集聚模型

表4列示了主要解釋變量對(duì)蔬菜產(chǎn)業(yè)集聚的計(jì)量回歸結(jié)果，主要報(bào)告SGMM模型檢驗(yàn)結(jié)果。在模型(5)中，AR(2)檢驗(yàn)結(jié)果顯示可以接受擾動(dòng)項(xiàng)無(wú)自相關(guān)的原假設(shè)，顯示模型的隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在序列相關(guān)；Sargan過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)的P值為0.515，顯示可以在1%的顯著水平上接受所有工具變量都有效的原假設(shè)，表明應(yīng)用的工具變量不存在過(guò)度識(shí)別問(wèn)題，可以進(jìn)行SGMM估計(jì)。在表4中，SGMM模型的蔬菜產(chǎn)業(yè)集聚滯后期系數(shù)為0.816，小于OLS模型的系數(shù)0.943且大于FE模型的系數(shù)0.731，這表明SGMM模型的工具變量選擇是合適的。

表4 蔬菜產(chǎn)業(yè)集聚影響因素回歸結(jié)果

注：*、**、***和a分別代表顯著性水平為1%、5%、10%和15%；括號(hào)內(nèi)的值為標(biāo)準(zhǔn)差。

在控制其他解釋變量后，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量、農(nóng)業(yè)資本數(shù)量、農(nóng)業(yè)耕地?cái)?shù)量和農(nóng)業(yè)技術(shù)水平對(duì)蔬菜產(chǎn)業(yè)集聚的影響與對(duì)農(nóng)業(yè)總體產(chǎn)業(yè)集聚一樣，都是正顯著的，表明這些資源稟賦因素對(duì)蔬菜產(chǎn)業(yè)集聚都起正面推動(dòng)作用。

在控制其他解釋變量后，農(nóng)業(yè)人力資本對(duì)蔬菜產(chǎn)業(yè)集聚的影響負(fù)顯著，這表明農(nóng)業(yè)人力資本會(huì)阻礙蔬菜產(chǎn)業(yè)集聚的發(fā)展，可能的原因是農(nóng)村大學(xué)生升學(xué)后基本都離開(kāi)了農(nóng)村，這會(huì)不利于蔬菜產(chǎn)業(yè)集聚的發(fā)展。交通設(shè)施水平對(duì)蔬菜產(chǎn)業(yè)集聚的影響不顯著，可能的原因是，相對(duì)于糧食，蔬菜一般保鮮期較短，消費(fèi)有一定的區(qū)域性，因此，交通設(shè)施水平對(duì)蔬菜產(chǎn)業(yè)集聚的推動(dòng)作用不是很明顯。經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度對(duì)蔬菜產(chǎn)業(yè)集聚的影響系數(shù)是0.005，且顯著，這表明經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度對(duì)蔬菜產(chǎn)業(yè)集聚的發(fā)展有推動(dòng)作用，因?yàn)橄鄬?duì)于糧食，中國(guó)的蔬菜已有一定的出口競(jìng)爭(zhēng)能力，出口日益增多，譬如山東生產(chǎn)的蔬菜經(jīng)過(guò)加工包裝后已經(jīng)大量銷(xiāo)往日本和韓國(guó)市場(chǎng)，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)越開(kāi)放越有利于促進(jìn)蔬菜產(chǎn)業(yè)的集聚發(fā)展。因此，對(duì)于假說(shuō)2，在影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的外部性因素中，農(nóng)業(yè)人力資本和經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度對(duì)蔬菜產(chǎn)業(yè)集聚的作用得到證實(shí)?？傊?，蔬菜產(chǎn)業(yè)集聚的影響機(jī)制與農(nóng)業(yè)總體產(chǎn)業(yè)集聚差異不大，但因?yàn)槭卟松a(chǎn)銷(xiāo)售的特點(diǎn)，導(dǎo)致其與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)總體集聚的影響因素相比有所差別。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

盡管前文運(yùn)用中國(guó)276個(gè)城市的市級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量分析，但是部分變量對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的影響系數(shù)可能不盡合理。另外，考慮到農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚很可能具有空間效應(yīng)，因此，本文再應(yīng)用1999—2013年中國(guó)30個(gè)省市的省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量分析，同時(shí)運(yùn)用空間靜態(tài)滯后面板模型和空間動(dòng)態(tài)滯后面板模型控制了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的空間效應(yīng)，以驗(yàn)證上文市級(jí)層面結(jié)果的穩(wěn)健性。表5報(bào)告了主要解釋變量對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的計(jì)量結(jié)果。在表5中，各個(gè)模型的空間系數(shù)都較為顯著，表明農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚存在空間效應(yīng)；空間靜態(tài)滯后面板模型和空間動(dòng)態(tài)滯后面板模型的計(jì)量結(jié)果差別不大，考慮到空間動(dòng)態(tài)滯后面板模型控制了被解釋變量的滯后一期，結(jié)果可能更為準(zhǔn)確，因此，我們主要分析空間動(dòng)態(tài)面板模型的計(jì)量結(jié)果。

表5 農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚動(dòng)力機(jī)制的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

注：*、**、***和a分別代表顯著性水平為1%、5%、10%和15%；括號(hào)內(nèi)的值為標(biāo)準(zhǔn)差。

表5表明：在模型(1)中，農(nóng)業(yè)資本數(shù)量、農(nóng)業(yè)技術(shù)水平、農(nóng)業(yè)耕地?cái)?shù)量、農(nóng)業(yè)人力資本和經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)總體集聚的影響方向，與表2中的結(jié)果相同；農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量和交通設(shè)施水平對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)總體集聚的影響，與表3中的結(jié)果不同。考慮到采用數(shù)據(jù)及計(jì)量方法的差異，可以認(rèn)為結(jié)果基本是穩(wěn)健的。在模型(2)中，農(nóng)業(yè)資本數(shù)量、農(nóng)業(yè)耕地?cái)?shù)量、農(nóng)業(yè)人力資本和經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度對(duì)糧食產(chǎn)業(yè)集聚的影響方向，與表3中的結(jié)果一致；農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量、農(nóng)業(yè)技術(shù)水平和交通設(shè)施水平對(duì)糧食產(chǎn)業(yè)集聚的影響方向，與表3中有所差別?？紤]到采用數(shù)據(jù)及計(jì)量方法的差異，也可以認(rèn)為結(jié)果基本是穩(wěn)健的。在模型(3)中，農(nóng)業(yè)資本數(shù)量、農(nóng)業(yè)技術(shù)水平、農(nóng)業(yè)耕地?cái)?shù)量和交通設(shè)施水平對(duì)蔬菜產(chǎn)業(yè)集聚的影響方向，與表4中的結(jié)果一致；農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量、農(nóng)業(yè)人力資本和經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度對(duì)蔬菜產(chǎn)業(yè)集聚的影響，與表4中的結(jié)果有所不同。考慮到采用數(shù)據(jù)及計(jì)量方法的差異，可以認(rèn)為結(jié)果基本是穩(wěn)健的。

另外，在控制空間效應(yīng)后，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的影響不再正顯著，說(shuō)明在考慮空間效應(yīng)后，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量不再有利于推動(dòng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的發(fā)展。農(nóng)業(yè)人力資本同樣也不顯著，基本驗(yàn)證了市級(jí)數(shù)據(jù)中的結(jié)果是穩(wěn)健的。

(三)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的二次項(xiàng)影響趨勢(shì)分析

由于各種要素對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的影響并不是線性的，所以本文加入二次項(xiàng)的非線性模型，進(jìn)一步詳細(xì)考察各因素對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的影響。

表6主要報(bào)告SGMM模型檢驗(yàn)結(jié)果。模型(5)中，AR(2)檢驗(yàn)結(jié)果顯示可以接受擾動(dòng)項(xiàng)無(wú)自相關(guān)的原假設(shè)，顯示模型的隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在序列相關(guān)；Sargan過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)的P值為0.065，顯示可以在5%的顯著水平上接受所有工具變量都有效的原假設(shè)，表明應(yīng)用的工具變量不存在過(guò)度識(shí)別問(wèn)題，可以進(jìn)行SGMM估計(jì)。在表6中，SGMM模型的農(nóng)業(yè)集聚滯后期系數(shù)0.756，小于OLS模型的系數(shù)0.911且大于FE模型的系數(shù)0.647，表明SGMM模型的工具變量選擇是合適的。

農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量、農(nóng)業(yè)耕地?cái)?shù)量和農(nóng)業(yè)人力資本對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的影響呈現(xiàn)一次項(xiàng)系數(shù)負(fù)顯著而二次項(xiàng)系數(shù)正顯著的“U”形結(jié)果，由此說(shuō)明農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量、農(nóng)業(yè)耕地?cái)?shù)量和農(nóng)業(yè)人力資本對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚有先抑制后促進(jìn)作用。這主要是因?yàn)檗r(nóng)業(yè)要產(chǎn)生集聚效應(yīng)，需要大量的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、耕地和人力資本進(jìn)行生產(chǎn)，當(dāng)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、耕地和人力資本數(shù)量較少時(shí)，不利于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚；當(dāng)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、耕地和人力資本達(dá)到一定數(shù)量時(shí)，就會(huì)產(chǎn)生集聚效應(yīng)，從而促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的發(fā)展。

農(nóng)業(yè)資本數(shù)量、農(nóng)業(yè)技術(shù)水平對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的影響呈現(xiàn)一次項(xiàng)系數(shù)正顯著而二次項(xiàng)系數(shù)負(fù)顯著的倒“U”形結(jié)果，由此說(shuō)明農(nóng)業(yè)資本數(shù)量、農(nóng)業(yè)技術(shù)水平對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚有先促進(jìn)后抑制的作用。這主要是因?yàn)楫?dāng)農(nóng)業(yè)資本數(shù)量和農(nóng)業(yè)機(jī)械數(shù)量較少時(shí)，增加資本、農(nóng)業(yè)機(jī)械投入會(huì)產(chǎn)生集聚效應(yīng)，推動(dòng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的發(fā)展；但是，當(dāng)過(guò)多的涉農(nóng)企業(yè)及其帶來(lái)的農(nóng)業(yè)資本和農(nóng)業(yè)機(jī)械集聚在同一地方時(shí)，由于過(guò)度競(jìng)爭(zhēng)也會(huì)產(chǎn)生擁塞效應(yīng)，從而阻礙農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的發(fā)展。

基礎(chǔ)設(shè)施水平對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的影響呈現(xiàn)一次項(xiàng)系數(shù)顯著而二次項(xiàng)系數(shù)不顯著的結(jié)果，這說(shuō)明基礎(chǔ)設(shè)施水平最初有利于農(nóng)業(yè)集聚的發(fā)展，但很多農(nóng)產(chǎn)品的長(zhǎng)途運(yùn)輸有一定的限制，隨著交通等基礎(chǔ)設(shè)施水平的持續(xù)提升，基礎(chǔ)設(shè)施水平對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的影響不再顯著。

經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的影響呈現(xiàn)一次項(xiàng)系數(shù)正顯著而二次項(xiàng)系數(shù)負(fù)顯著的倒“U”形結(jié)果，說(shuō)明對(duì)外開(kāi)放度對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚有先促進(jìn)后抑制的作用。這主要是因?yàn)楫?dāng)對(duì)外開(kāi)放度較低時(shí)，提高對(duì)外開(kāi)放度有利于中國(guó)農(nóng)業(yè)利用外資進(jìn)行集聚發(fā)展，并促進(jìn)優(yōu)勢(shì)農(nóng)產(chǎn)品的出口，推動(dòng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的發(fā)展，但是，當(dāng)對(duì)外開(kāi)放度達(dá)到一定水平時(shí)，大量國(guó)外農(nóng)產(chǎn)品涌入國(guó)內(nèi)會(huì)造成過(guò)度競(jìng)爭(zhēng)，進(jìn)而產(chǎn)生擁塞效應(yīng)，阻礙農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的發(fā)展。

表6 農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚影響因素及其二次項(xiàng)回歸結(jié)果

注：*、**、***和a分別代表顯著性水平為1%、5%、10%和15%；括號(hào)內(nèi)的值為標(biāo)準(zhǔn)差。

六、基本結(jié)論及政策含義

本文通過(guò)搜集整理1999—2013年中國(guó)276個(gè)城市面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，同時(shí)運(yùn)用中國(guó)30個(gè)省(市)的省級(jí)層面面板數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，得到以下結(jié)論：(1)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量、農(nóng)業(yè)資本數(shù)量、農(nóng)業(yè)技術(shù)水平和農(nóng)業(yè)耕地?cái)?shù)量等資源稟賦對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚有正向影響，是推動(dòng)中國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚形成演變的基礎(chǔ)性因素；交通設(shè)施對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚有正向影響，是推動(dòng)中國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚形成演變的重要外部性因素；農(nóng)業(yè)人力資本和對(duì)外開(kāi)放度對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的影響不明顯；城市政策、城市化水平、城市區(qū)位和城市地形對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚存有顯著的影響。(2)由于以糧食和蔬菜為代表的經(jīng)濟(jì)作物的特點(diǎn)不一樣，因此，影響其產(chǎn)業(yè)集聚的外部因素也有所不同，經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度對(duì)糧食產(chǎn)業(yè)集聚有負(fù)面影響，但是對(duì)蔬菜產(chǎn)業(yè)集聚有正向影響。(3)各種因素對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的影響并不是線性的，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量、農(nóng)業(yè)耕地?cái)?shù)量和農(nóng)業(yè)人力資本對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚有先抑制后促進(jìn)作用，農(nóng)業(yè)資本數(shù)量、農(nóng)業(yè)技術(shù)水平和經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚有先促進(jìn)后抑制的作用，基礎(chǔ)設(shè)施水平最初有利于農(nóng)業(yè)集聚的發(fā)展，但隨著交通等基礎(chǔ)設(shè)施數(shù)量的增加，其影響不再顯著。

本文的研究具有較為重要的政策含義：(1)農(nóng)業(yè)資源稟賦是推動(dòng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的重要因素，因此，各地政府在推動(dòng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展時(shí)，應(yīng)該重視資源稟賦的作用，包括引導(dǎo)加大農(nóng)業(yè)資本投入，提高以農(nóng)業(yè)機(jī)械化為主的農(nóng)業(yè)技術(shù)水平，推動(dòng)土地流轉(zhuǎn)提升農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)規(guī)模。同時(shí)，各地政府也應(yīng)該重視基礎(chǔ)設(shè)施及農(nóng)業(yè)政策對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的促進(jìn)作用。(2)經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度對(duì)糧食產(chǎn)業(yè)和經(jīng)濟(jì)作物有不同的影響，因此，各地應(yīng)該依據(jù)本地區(qū)重點(diǎn)發(fā)展的農(nóng)產(chǎn)品品種制定不同的進(jìn)出口策略。(3)各種要素的投入數(shù)量多少對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的作用效果不同，各地應(yīng)該依據(jù)本地區(qū)重點(diǎn)發(fā)展的農(nóng)產(chǎn)品品種制定不同的要素投入策略。

范劍勇. 2004. 市場(chǎng)一體化、地區(qū)專(zhuān)業(yè)化與產(chǎn)業(yè)集聚趨勢(shì):兼談對(duì)地區(qū)差距的影響[J]. 中國(guó)社會(huì)科學(xué)(6):39-51.

范劍勇,馮猛,李方文. 2014. 產(chǎn)業(yè)集聚與企業(yè)全要素生產(chǎn)率[J]. 世界經(jīng)濟(jì)(5):51-73.

賈興梅,李平. 2014. 農(nóng)業(yè)集聚度變動(dòng)特征及其與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系[J]. 中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(1):209-217.

李二玲,龐安超,朱紀(jì)廣. 2012. 中國(guó)農(nóng)業(yè)地理集聚格局演化及其機(jī)制[J]. 地理研究(5):886-898.

呂超,周應(yīng)恒. 2011. 我國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證研究:基于蔬菜產(chǎn)業(yè)的檢驗(yàn)和分析[J]. 南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)(2):72-78.

王棟. 2007. 基于專(zhuān)業(yè)化水平分工的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚機(jī)理研究[J]. 科學(xué)學(xué)研究(增刊)：292-298.

王艷榮,劉業(yè)政. 2011. 農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚形成機(jī)制的結(jié)構(gòu)驗(yàn)證[J]. 中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)(10):77-85.

肖衛(wèi)東. 2012. 中國(guó)種植業(yè)地理集聚:時(shí)空特征、變化趨勢(shì)及影響因素[J]. 中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)(5):19-31.

BOND S. 2002. Dynamic panel data models: a guide to micro data methods and practice [R]. CEMMAP Working Paper,CWP09P02.

BUN M J G, WINDMEIJER F. 2010. The weak instrument problem of the system GMM estimator in dynnamic panel data models [J]. The Econometrics Journal, 13(1):95-126.

HENDERSON V J. 2003. Marshall′s scale economies [J]. Journal of Urban Economics, 53(1):1-28.

KREI(Korea Rural Economic Institute). 2005. Agro-industry sector and agro-enterprise cluster development in selected transition economies [Z/OL]. www.unescap.org.

LEE W, SCHROCK G M. 2002. Rural knowledge clusters: the challenge of rural economic prosperity [R]. State and Local Policy Program Staff Working Paper(3).

MCCANN P. 2008. Agglomeration economies [M]//KARLSSON C. Handbook of research on cluster theory. Cheltenham: Edward Elgar:28-28.

ROSENTHAL S S, STRANGE W C. 2003. Geography industrial organization and agglomeration [J]. Review of Economic and Statistic, 85(2):377-393.

WINSBERG M D. 1980. Concentration and specialization in United States agriculture,1939—1978 [J]. Economic Geography, 56(3):183-189.

(責(zé)任編輯 彭 江)

Formation and Development of China′s Agricultural Industry Agglomeration under the Background of Supply Side Reform

DU JianJun1,2ZHANG JunWei3SHAO Shuai3

(1.School of Economics, Fudan University, Shanghai 200433;2.School of Social Management, Shanghai University of Political Science and Law, Shanghai 201701;3.Institute of Finance and Economics Research, Shanghai University of Finance and Economics, Shanghai 200433)

With the panel data of 276 Chinese cities and 30 provinces from 1999 to 2013, using dynamic OLS, dynamic FE, SGMM and spatial econometric methods, this paper studies basic facts about agricultural industrial concentration and its influencing factors. The following conclusions are drawn: (1) The number of agricultural labor force, agricultural capital, agricultural technology and agricultural cultivated land resource endowment are fundamental factors driving China′s agricultural industry cluster formation evolution. External factors play different roles, that is, transport facilities plays an important role in China′s agricultural industry cluster formation and evolution, while the effect of agricultural human capital and foreign openness on agriculture industry agglomeration is not obvious. (2) The economic crops represented by food and vegetables have different characteristics, as a result, the external factors affecting the industry agglomeration are also different. (3) The influence of various factors on the agricultural industry cluster is not linear, some have promotion effect at first and inhibition effect later, while some have suppressing effect at first and promotion effect later.

agricultural industrial agglomeration; food industry agglomeration; cash crop industry agglomeration

2017-04-22

杜建軍(1977--)，男，山東淄博人，復(fù)旦大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士后，上海政法學(xué)院社會(huì)管理學(xué)院講師。 張軍偉(1980--)，男，山東濟(jì)寧人，上海財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)經(jīng)研究所博士生。 邵 帥(1981--)，男，黑龍江七臺(tái)河人，上海財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)經(jīng)研究所副教授，博士生導(dǎo)師。

國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“能源依賴與中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率的關(guān)聯(lián)機(jī)制及其實(shí)證研究”(71373153)；中國(guó)博士后科學(xué)基金項(xiàng)目“中國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率與農(nóng)業(yè)出口貿(mào)易”(2015M571463)。

* 上海政法學(xué)院“一帶一路”戰(zhàn)略下的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整協(xié)同創(chuàng)新研究團(tuán)隊(duì)項(xiàng)目(GH16039)。感謝匿名審稿專(zhuān)家給出的寶貴修改建議，當(dāng)然文責(zé)自負(fù)。

F325.2

A

1001-6260(2017)05-0033-14

10.19337/j.cnki.34-1093/f.2017.05.004