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摘要：城乡一体化进程诱导都市型现代农业的产生，而都市型现代农业的发展又进一步促进了城乡一体化进程。文章构建了都市型现代农业与城乡一体化之间的分析框架，对二者的相关性进行了阐释，并通过实证分析说明了都市型现代农业对城乡一体化发展的影响和作用，提出了以都市型现代农业促进城乡一体化发展的新思路。
关键词：都市型现代农业；城乡一体化；影响与作用
上世纪90年代以来，随着城市化、工业化进程的不断加快，城市经济快速发展，而农村发展面临衰落，城乡差距不断加剧，二元结构矛盾突出。在此背景下，统筹城乡关系，促进城乡一体化发展，成为解决上述问题的必然选择。然而，城乡一体化发展离不开产业支撑，为城乡一体化提供产业支撑，则需要充分发挥城市对农村的幅射和带动作用，发展以城带乡、以工促农的新型产业。都市型现代农业正是应城乡一体化建设的需要，在都市内部及其周边区域，逐渐形成的一种紧密依托并服务于都市的高层次、多形态的现代农业生产体系。都市型现代农业的形成和发展促进了农业产业结构的调整，带动了农村剩余劳动力的转移，推动了生态田园城市的建设步伐，促进了城乡产业的融合以及城乡一体化发展。可见，都市型现代农业是促进城乡一体化发展的有效途径和新动力。本文构建了二者之间的一个分析框架，在对兰州市都市型现代农业与城乡一体化的发展水平进行测度的基础上，对二者之间的关系进行了实证分析，说明了都市型现代农业对城乡一体化发展的影响和作用，并基于实证结果提出了以都市型现代农业促进城乡一体化发展的思路。
一、兰州市都市型现代农业发展水平评价
（一）兰州市都市型现代农业发展水平评价指标体系的构建
本文在借鉴前人研究的成果的基础上，遵循指标体系构建的系统性、全面性、独立性以及可操作性原则，从都市型现代农业的三大基本功能即经济、社会和生态功能的角度出发，构建了能够综合反映其发展水平的评价体系。整个指标体系如表1所示。
（二）兰州市都市型现代农业发展水平的因子分析
1.KMO和球形Bartlett检验。通过检验可知， KMO值为0.738，根据KMO值的判定标准可知，变量比较适合做因子分析。又根据球形Bartlett检验的p值为0.000，即拒绝了原变量的相关系数矩阵与单位矩阵无显著性差异的原假设，故可以实施因子分析。
2.因子分析的总方差解释。因子分析中提取因子和旋转因子解的方差解释显示：总共有两个因子被提取和旋转，它们的特征根都大于1，这两个因子累计方差贡献率达到了87.297%，也就是说，这两个因子全面反映了原来11个指标所代表的大部分信息。我们设F1、F2分别为提取的第一、二个公共因子。
3.旋转后的因子载荷阵。从旋转后的因子载荷阵中可以看出，公共因子1在农民人均纯收入、都市农业劳动生产率、非农业从业人数占总劳动力比重、农业服务业占农业GDP的比重等指标上的载荷值较大，这些指标主要体现了都市型现代农业的经济社会功能的发展水平。公共因子2在都市农业有效灌溉面积比重、城区园林绿化覆盖率、农业成灾面积占受灾面积比等指标上具有较大的载荷，主要说明了都市型现代农业的生态功能发展水平。
4.因子得分的系数矩阵及综合得分。利用回归法，得到系数的最小二乘估计，即因子得分的系数矩阵。根据系数矩阵，可以求出提取的公共因子综合得分的具体数值，然后以各个公共因子的方差贡献率占因子总的累计方差贡献率的比值作为各个公共因子的权重，即公共因子F1的权重为75.41%（65.835/87.297），F2为24.59%（21.462/87.297），则兰州市都市型现代农业发展的综合水平就是公共因子的加权平均数，其计算公式可以表达为：F =0.7541F1+0.2459 F2
二、兰州市城乡一体化发展水平评价
（一）兰州市城乡一体化发展水平评价指标体系的构建
在此，本文构建了城乡一体化发展水平指标评价体系，包含城乡经济一体化发展、社会一体化发展、生态一体化发展水平三个系统层，选取了11个指标，综合体现兰州市城乡一体化发展水平，如表2所示。
（二）兰州市城乡一体化发展水平的因子分析
1.KMO和球形Bartlett检验。由检验可知：KMO值为0.718，变量比较适合做因子分析；球形Bartlett检验的显著水平为0.000，表明样本个数充足，相关系数矩阵R非单位阵，故可以进行因子分析。
2.因子分析的总方差解释。从因子分析的总方差解释可知，总共选取的公因子个数为3，方差累积贡献率达到了90.308%，也就是说，这3个因子能够解释原来11个指标所包含的大部分信息。设F1、F2、F3分别为提取的第一、二、三个公共因子。
3.旋转后的因子载荷阵。从旋转后的因子载荷阵可以看出，公共因子1在城乡人均GDP（Y1）、非农产业产值占GDP比重（Y3）、城市化率（Y5）、人均公共绿地面积（Y10）、城市污水处理率（Y11）等指标上的载荷值较大，这些指标主要体现了城乡经济一体化以及生态一体化的发展水平。公共因子2在城乡人均医保支出比（Y7）、城乡低保覆盖率比（Y8）指标上的载荷值较大，这些指标主要体现了城乡社会事业方面即社会一体化的发展水平。公共因子3在二元对比系数（Y2）、城乡恩格尔系数差异度（Y6）等指标上的载荷值较大，体现了城乡居民生活水平的差距。
4.因子得分的系数矩阵及综合得分。最后我们可以通过spss软件得到因子得分的系数矩阵。根据系数矩阵，可以求出提取的三个公因子F1、F2、F3的综合得分，然后以各个公共因子的方差贡献率占累计方差贡献率的比重作为系数，即公共因子F1的权重为66.27%（59.850/90.308），F2为17.15%（15.486/90.308），F3的权重为16.58%（14.972/90.308），得出兰州市城乡一体化发展水平的综合指数F值，即：F=0.6627F1+0.1715 F2+0.1658F3 三、都市型现代农业对城乡一体化发展影响的回归分析
在此，以都市型现代农业与城乡一体化发展水平的综合因子得分数据进行回归分析，以使二者的关系更加明确和具体。假设自变量为都市型现代农业综合因子水平X，因变量为城乡一体化综合因子水平Y，并且对数据进行对数化处理以使双对数模型中的回归系数能够反映经济弹性。统计分析是利用Eviews5.0软件完成的。
（一）单位根检验
本文采用Dickey-Fuller的ADF单位根检验方法确定变量X和Y的平稳性和单整阶数。变量X和Y及其一阶差分DX和DY的ADF检验结果显示，X和Y均为非平稳序列，DX和DY均为平稳序列。因此，DX和DY均为一阶单整序列。
（二）协整检验
DX和DY均为一阶单整序列，满足协整检验的前提条件。现用EG两步法对DX和DY进行协整检验，即首先对两序列进行OLS回归，然后检验回归残差序列e的平稳性。
1.以Y作为因变量，X作为自变量进行OLS回归，方程如下：
Y=-0.1021030726+1.26100481*X+[AR（1）=0.5876706977]
t=（-0.500793）（3.994290） （2.381893）
R2=0.910764，调整后的R2=0.890933，F=45.92783，DW=1.897563。
2.对以上方程的残差序列e进行平稳性检验。这里依然采用ADF检验，结果显示残差序列e的ADF统计量明显小于显著性水平0.01、0.05、0.1时的临界值，说明残差序列平稳。这表明原序列DX和DY存在协整关系，也就是它们之间具有长期的均衡关系。
四、结论
由以上以上检验和分析显示，都市型现代农业与城乡一体化之间确实存在正相关关系，也存在长期稳定的均衡关系。具体到方程中，可以得到，都市型现代农业发展水平的综合因子得分每增加一个单位，城乡一体化发展水平的综合因子得分将增加1.26个单位。可见，都市型现代农业对城乡一体化发展有明显的带动和影响，发展都市型现代农业是促进城乡一体化发展的有效途径。都市型现代农业以其特有的生产、生活和生态功能对城乡经济、社会、生态环境的一体化起到了有力的促进作用。只有将都市型现代农业的发展纳入到城乡一体化发展的统一规划和建设之中，才能使都市型现代农业成为助推城乡一体化发展的有效途径。
参考文献：
1.San Franisco.On Good Land： TheAutobiography of an Urban Farm.CA[J].Chronicle Books.1998.
2.Chris Lazarus.Urban agriculture： a revolutionary model for economic development[J].New Village Journal. Issue2，2000.
3.方志权，吴方卫.城市化进程与都市农业发展[M].上海财经大学出版社，2007.
4.关海玲，陈建成.都市农业发展理论与实证研究[M].知识产权出版社，2010.
5.史亚军，邓蓉，黄映晖.都市型现代农业发展研究[M].中国农业出版社，2008.
6.刘静.古都西安都市农业发展研究[D].西安理工大学，2008.
7.张学忙.武汉市现代都市农业发展研究[D].华中农业大学，2007.
8.刘兴莉.兰州现代都市农业发展问题研究[D].甘肃农业大学，2007.
9.张德永.面向21世纪的上海都市型现代农业[J].中国农学通报，1997（4）.
10.俞菊生，张占耕.知识经济和上海都市农业创新体系的构筑[J].上海农业学报，1998（3）.
11.党国印.关于都市农业的若干认识问题[J].中国农村经济，1998（3）.
12.任卫娜.浅析北京市都市农业的发展[J].北京农业职业学院学报.2002（2）.
13.昆山市“实施城乡一体化财政政策研究”课题组，郭洁.发展现代都市农业，助推城乡一体化[J].农村财政与财务，2010（9）.
关键词：都市型现代农业；城乡一体化；影响与作用
上世纪90年代以来，随着城市化、工业化进程的不断加快，城市经济快速发展，而农村发展面临衰落，城乡差距不断加剧，二元结构矛盾突出。在此背景下，统筹城乡关系，促进城乡一体化发展，成为解决上述问题的必然选择。然而，城乡一体化发展离不开产业支撑，为城乡一体化提供产业支撑，则需要充分发挥城市对农村的幅射和带动作用，发展以城带乡、以工促农的新型产业。都市型现代农业正是应城乡一体化建设的需要，在都市内部及其周边区域，逐渐形成的一种紧密依托并服务于都市的高层次、多形态的现代农业生产体系。都市型现代农业的形成和发展促进了农业产业结构的调整，带动了农村剩余劳动力的转移，推动了生态田园城市的建设步伐，促进了城乡产业的融合以及城乡一体化发展。可见，都市型现代农业是促进城乡一体化发展的有效途径和新动力。本文构建了二者之间的一个分析框架，在对兰州市都市型现代农业与城乡一体化的发展水平进行测度的基础上，对二者之间的关系进行了实证分析，说明了都市型现代农业对城乡一体化发展的影响和作用，并基于实证结果提出了以都市型现代农业促进城乡一体化发展的思路。
一、兰州市都市型现代农业发展水平评价
（一）兰州市都市型现代农业发展水平评价指标体系的构建
本文在借鉴前人研究的成果的基础上，遵循指标体系构建的系统性、全面性、独立性以及可操作性原则，从都市型现代农业的三大基本功能即经济、社会和生态功能的角度出发，构建了能够综合反映其发展水平的评价体系。整个指标体系如表1所示。
（二）兰州市都市型现代农业发展水平的因子分析
1.KMO和球形Bartlett检验。通过检验可知， KMO值为0.738，根据KMO值的判定标准可知，变量比较适合做因子分析。又根据球形Bartlett检验的p值为0.000，即拒绝了原变量的相关系数矩阵与单位矩阵无显著性差异的原假设，故可以实施因子分析。
2.因子分析的总方差解释。因子分析中提取因子和旋转因子解的方差解释显示：总共有两个因子被提取和旋转，它们的特征根都大于1，这两个因子累计方差贡献率达到了87.297%，也就是说，这两个因子全面反映了原来11个指标所代表的大部分信息。我们设F1、F2分别为提取的第一、二个公共因子。
3.旋转后的因子载荷阵。从旋转后的因子载荷阵中可以看出，公共因子1在农民人均纯收入、都市农业劳动生产率、非农业从业人数占总劳动力比重、农业服务业占农业GDP的比重等指标上的载荷值较大，这些指标主要体现了都市型现代农业的经济社会功能的发展水平。公共因子2在都市农业有效灌溉面积比重、城区园林绿化覆盖率、农业成灾面积占受灾面积比等指标上具有较大的载荷，主要说明了都市型现代农业的生态功能发展水平。
4.因子得分的系数矩阵及综合得分。利用回归法，得到系数的最小二乘估计，即因子得分的系数矩阵。根据系数矩阵，可以求出提取的公共因子综合得分的具体数值，然后以各个公共因子的方差贡献率占因子总的累计方差贡献率的比值作为各个公共因子的权重，即公共因子F1的权重为75.41%（65.835/87.297），F2为24.59%（21.462/87.297），则兰州市都市型现代农业发展的综合水平就是公共因子的加权平均数，其计算公式可以表达为：F =0.7541F1+0.2459 F2
二、兰州市城乡一体化发展水平评价
（一）兰州市城乡一体化发展水平评价指标体系的构建
在此，本文构建了城乡一体化发展水平指标评价体系，包含城乡经济一体化发展、社会一体化发展、生态一体化发展水平三个系统层，选取了11个指标，综合体现兰州市城乡一体化发展水平，如表2所示。
（二）兰州市城乡一体化发展水平的因子分析
1.KMO和球形Bartlett检验。由检验可知：KMO值为0.718，变量比较适合做因子分析；球形Bartlett检验的显著水平为0.000，表明样本个数充足，相关系数矩阵R非单位阵，故可以进行因子分析。
2.因子分析的总方差解释。从因子分析的总方差解释可知，总共选取的公因子个数为3，方差累积贡献率达到了90.308%，也就是说，这3个因子能够解释原来11个指标所包含的大部分信息。设F1、F2、F3分别为提取的第一、二、三个公共因子。
3.旋转后的因子载荷阵。从旋转后的因子载荷阵可以看出，公共因子1在城乡人均GDP（Y1）、非农产业产值占GDP比重（Y3）、城市化率（Y5）、人均公共绿地面积（Y10）、城市污水处理率（Y11）等指标上的载荷值较大，这些指标主要体现了城乡经济一体化以及生态一体化的发展水平。公共因子2在城乡人均医保支出比（Y7）、城乡低保覆盖率比（Y8）指标上的载荷值较大，这些指标主要体现了城乡社会事业方面即社会一体化的发展水平。公共因子3在二元对比系数（Y2）、城乡恩格尔系数差异度（Y6）等指标上的载荷值较大，体现了城乡居民生活水平的差距。
4.因子得分的系数矩阵及综合得分。最后我们可以通过spss软件得到因子得分的系数矩阵。根据系数矩阵，可以求出提取的三个公因子F1、F2、F3的综合得分，然后以各个公共因子的方差贡献率占累计方差贡献率的比重作为系数，即公共因子F1的权重为66.27%（59.850/90.308），F2为17.15%（15.486/90.308），F3的权重为16.58%（14.972/90.308），得出兰州市城乡一体化发展水平的综合指数F值，即：F=0.6627F1+0.1715 F2+0.1658F3 三、都市型现代农业对城乡一体化发展影响的回归分析
在此，以都市型现代农业与城乡一体化发展水平的综合因子得分数据进行回归分析，以使二者的关系更加明确和具体。假设自变量为都市型现代农业综合因子水平X，因变量为城乡一体化综合因子水平Y，并且对数据进行对数化处理以使双对数模型中的回归系数能够反映经济弹性。统计分析是利用Eviews5.0软件完成的。
（一）单位根检验
本文采用Dickey-Fuller的ADF单位根检验方法确定变量X和Y的平稳性和单整阶数。变量X和Y及其一阶差分DX和DY的ADF检验结果显示，X和Y均为非平稳序列，DX和DY均为平稳序列。因此，DX和DY均为一阶单整序列。
（二）协整检验
DX和DY均为一阶单整序列，满足协整检验的前提条件。现用EG两步法对DX和DY进行协整检验，即首先对两序列进行OLS回归，然后检验回归残差序列e的平稳性。
1.以Y作为因变量，X作为自变量进行OLS回归，方程如下：
Y=-0.1021030726+1.26100481*X+[AR（1）=0.5876706977]
t=（-0.500793）（3.994290） （2.381893）
R2=0.910764，调整后的R2=0.890933，F=45.92783，DW=1.897563。
2.对以上方程的残差序列e进行平稳性检验。这里依然采用ADF检验，结果显示残差序列e的ADF统计量明显小于显著性水平0.01、0.05、0.1时的临界值，说明残差序列平稳。这表明原序列DX和DY存在协整关系，也就是它们之间具有长期的均衡关系。
四、结论
由以上以上检验和分析显示，都市型现代农业与城乡一体化之间确实存在正相关关系，也存在长期稳定的均衡关系。具体到方程中，可以得到，都市型现代农业发展水平的综合因子得分每增加一个单位，城乡一体化发展水平的综合因子得分将增加1.26个单位。可见，都市型现代农业对城乡一体化发展有明显的带动和影响，发展都市型现代农业是促进城乡一体化发展的有效途径。都市型现代农业以其特有的生产、生活和生态功能对城乡经济、社会、生态环境的一体化起到了有力的促进作用。只有将都市型现代农业的发展纳入到城乡一体化发展的统一规划和建设之中，才能使都市型现代农业成为助推城乡一体化发展的有效途径。
参考文献：
1.San Franisco.On Good Land： TheAutobiography of an Urban Farm.CA[J].Chronicle Books.1998.
2.Chris Lazarus.Urban agriculture： a revolutionary model for economic development[J].New Village Journal. Issue2，2000.
3.方志权，吴方卫.城市化进程与都市农业发展[M].上海财经大学出版社，2007.
4.关海玲，陈建成.都市农业发展理论与实证研究[M].知识产权出版社，2010.
5.史亚军，邓蓉，黄映晖.都市型现代农业发展研究[M].中国农业出版社，2008.
6.刘静.古都西安都市农业发展研究[D].西安理工大学，2008.
7.张学忙.武汉市现代都市农业发展研究[D].华中农业大学，2007.
8.刘兴莉.兰州现代都市农业发展问题研究[D].甘肃农业大学，2007.
9.张德永.面向21世纪的上海都市型现代农业[J].中国农学通报，1997（4）.
10.俞菊生，张占耕.知识经济和上海都市农业创新体系的构筑[J].上海农业学报，1998（3）.
11.党国印.关于都市农业的若干认识问题[J].中国农村经济，1998（3）.
12.任卫娜.浅析北京市都市农业的发展[J].北京农业职业学院学报.2002（2）.
13.昆山市“实施城乡一体化财政政策研究”课题组，郭洁.发展现代都市农业，助推城乡一体化[J].农村财政与财务，2010（9）.