范麗霞 李欠男 李谷成

（1.武漢輕工大學經(jīng)濟與管理學院 湖北 武漢 郵編：430023；2.湖北文理學院經(jīng)濟管理學院 湖北 襄陽 郵編：441053；3.華中農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院 湖北 武漢 郵編：430070）

一、引言

撤縣（市）設(shè)區(qū)①撤縣（市）設(shè)區(qū)，指的是地級市通過行政手段將所轄的縣或縣級市調(diào)整為地級市的城市市區(qū)。是政府推進城鎮(zhèn)化的一種重要方式，其目的在于擴大城市規(guī)模，打破地級市與縣域之間的行政區(qū)劃分割，推動地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展[1]。進入21世紀，廣州、南京、無錫、蘇州等城市基本實現(xiàn)“無縣化”[2]。1997—2002年，全國共有50個縣撤縣（市）設(shè)區(qū)②數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（1998—2003）和行政區(qū)劃網(wǎng)（http://www.xzqh.org），下同。。2011—2016年，全國又迎來新一輪撤縣（市）設(shè)區(qū)的熱潮，共有102個縣撤縣（市）設(shè)區(qū)?？h級單位實施撤縣（市）設(shè)區(qū)政策，意味著該地區(qū)向城鄉(xiāng)一體化的發(fā)展道路邁進[3]。縣級單位主要以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主，而區(qū)則更多地依托第二、第三產(chǎn)業(yè)[4]，那么，新一輪撤縣（市）設(shè)區(qū)的熱潮下勢必會對農(nóng)業(yè)增長產(chǎn)生影響。

近年來，全要素生產(chǎn)率（Total Factor Productivity, TFP）框架被廣泛應(yīng)用于分析農(nóng)業(yè)增長問題[5-7]。對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率而言，撤縣（市）設(shè)區(qū)是一把“雙刃劍”。一方面，撤縣（市）設(shè)區(qū)打破地級市與縣域之間的行政區(qū)劃分割[8,9]、顯著改善地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)[10]、加快技術(shù)進步外溢效應(yīng)等[3]，進而促進農(nóng)業(yè)TFP的提高。另一方面，撤縣（市）設(shè)區(qū)后，如果政府以“城市偏向”為導向，將會導致土地、勞動力等生產(chǎn)要素向城市集中，造成農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源的流失[3-11]，從而阻礙農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長。因此，撤縣（市）設(shè)區(qū)對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的影響并不確定，有待于實證的進一步檢驗。

與本文相關(guān)的文獻研究，大致可以分為兩類：第一類，關(guān)于農(nóng)業(yè)TFP增長的影響因素研究。已有研究主要從家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制[12-13]、信息化[14]、基礎(chǔ)設(shè)施[15]、科研投入與要素配置扭曲等方面探究農(nóng)業(yè)TFP增長的影響因素[16,17]，但是鮮有研究從撤縣（市）設(shè)區(qū)的視角來考察其對農(nóng)業(yè)TFP增長的影響。第二類，關(guān)于撤縣（市）設(shè)區(qū)的相關(guān)研究，已有研究主要關(guān)注于撤縣（市）設(shè)區(qū)對城市經(jīng)濟增長的影響。例如，王賢彬和謝小平基于廣東佛山的案例，采用合成控制法評估撤縣（市）設(shè)區(qū)對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的影響，發(fā)現(xiàn)撤縣（市）設(shè)區(qū)能夠?qū)崿F(xiàn)市場整合，加快地方經(jīng)濟增長[10]。唐為和王媛基于2000—2004年的撤縣（市）設(shè)區(qū)實踐，采用雙重差分方法研究撤縣（市）設(shè)區(qū)對人口城市化的影響，認為撤縣（市）設(shè)區(qū)顯著地促進了中心城市人口的集聚[1]。李郇和徐現(xiàn)祥基于1990—2007年撤縣（市）設(shè)區(qū)實踐和廣東佛山市的案例，采用雙重差分方法分析了撤縣（市）設(shè)區(qū)對城市經(jīng)濟增長的影響，發(fā)現(xiàn)撤縣（市）設(shè)區(qū)對于城市經(jīng)濟增長具有5年的促進作用[18]。邵朝等基于1998—2008年撤縣（市）設(shè)區(qū)的實踐，采用雙重差分方法研究了撤縣（市）設(shè)區(qū)的經(jīng)濟增長績效，認為撤縣（市）設(shè)區(qū)在一定程度上促進了城市經(jīng)濟增長，但呈現(xiàn)出“倒U型”的增長軌跡[19]。

綜上所述，已有研究為本文工作的開展提供了借鑒，但仍然存在以下不足：第一，研究視角上，已有研究主要從家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制、信息化等方面探討農(nóng)業(yè)TFP增長的因素，鮮有研究從撤縣（市）設(shè)區(qū)的視角研究農(nóng)業(yè)TFP增長；第二，在具體研究對象上，關(guān)于撤縣（市）設(shè)區(qū)的研究較多地關(guān)注于撤縣（市）設(shè)區(qū)對城市經(jīng)濟增長的影響，而忽視了其對被撤縣（市）農(nóng)業(yè)增長的影響，從而缺乏對撤縣（市）設(shè)區(qū)政策的全面理解；第三，在研究方法上，已有研究較多地采用雙重差分方法對撤縣（市）設(shè)區(qū)的政策效應(yīng)進行評估，但是該方法主要存在以下不足：一是處理組和控制組的選取存在一定主觀性，這將造成估計結(jié)果存在偏誤；二是雙重差分方法可以評估政策實施的平均效應(yīng)，但無法估計出政策實施在特定地區(qū)與年份的效應(yīng)[4]。

基于此，本文基于1996—2016年江蘇省縣域面板數(shù)據(jù)，將2009年通州市撤縣（市）設(shè)區(qū)作為一次“準自然實驗”，運用Abadie and Gardeazabal、Abadie et al.提出的合成控制法（Synthetic Control Methods，SCM）評估撤縣（市）設(shè)區(qū)對農(nóng)業(yè)TFP增長的政策效應(yīng)[20,21]。合成控制法具有一系列優(yōu)勢：一是該方法拓展了雙重差分方法，是一種非參數(shù)方法[8]；二是該方法通過數(shù)據(jù)驅(qū)動來構(gòu)造控制組的權(quán)重，減少了控制組選擇的主觀偏誤，同時權(quán)重的選擇為正數(shù)且權(quán)重之和為1，就避免了過分的外推判斷[4]。

二、一次“準自然實驗”：通州市撤縣（市）設(shè)區(qū)

撤縣（市）設(shè)區(qū)政策最早始于20世紀80年代，當時為配合設(shè)立地級市的要求，各地方政府切出部分土地設(shè)立區(qū)作為地級市所轄區(qū)，即“切塊設(shè)區(qū)”。進入21世紀，撤縣（市）設(shè)區(qū)政策逐漸清晰化。2003年民政部出臺《市轄區(qū)設(shè)置標準》，允許直轄市和地級市設(shè)立市轄區(qū)。2014年民政部對原《市轄區(qū)設(shè)置標準》進行了修訂，提升了設(shè)立市轄區(qū)的原有標準。從撤縣（市）設(shè)區(qū)的空間分布來看，撤縣（市）設(shè)區(qū)大多發(fā)生在東部沿海地區(qū)[22]，其中江蘇省的撤縣（市）設(shè)區(qū)最為典型。2000—2016年江蘇省撤縣（市）設(shè)區(qū)發(fā)生次數(shù)位居全國前列，高達23次，具體如表1所示。

表1 2000—2016年江蘇省撤縣（市）設(shè)區(qū)概況

本文以通州市撤縣（市）設(shè)區(qū)作為一次“準自然實驗”，主要基于以下三點考慮：第一，通州市于2009年實施撤縣（市）設(shè)區(qū)政策，政策實施時間處于1996—2016年的中間，可以比較好地滿足合成控制法的估計條件，即保證政策干預(yù)前的期數(shù)達到一定規(guī)模；第二，通州市實施撤縣（市）設(shè)區(qū)的過程，具體采取的是縣域整體劃為市轄區(qū)的模式，這可以有效避免行政區(qū)劃范圍變化較大所造成的影響；第三，通州市撤縣（市）設(shè)區(qū)后，政府部門公布了該地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)可獲得性較好，研究可行性較強。

三、研究方法與設(shè)計

2009年通州市實施撤縣（市）設(shè)區(qū)政策，該政策引起的農(nóng)業(yè)TFP變化可以視為對通州市實施的一次“準自然實驗”。我們依據(jù)政策評估的思路，2009年以后以通州市為處理組，其他沒有發(fā)生撤縣（市）設(shè)區(qū)的縣域為控制組。但是，通州市與其他縣域在農(nóng)業(yè)TFP增長方面會存在顯著的地區(qū)差異。簡言之，即使沒有撤縣（市）設(shè)區(qū)，兩組之間的農(nóng)業(yè)TFP增長也未必會一致。合成控制法可以通過構(gòu)造處理組的合理對比對象，有效克服處理組和控制組之間的差異問題。其基本思想是，雖然控制組中的縣域與通州市不相似，但可以通過為控制組賦予一定的權(quán)重，然后加權(quán)平均以后構(gòu)造出一個合成的通州市。

假設(shè)有N+1個縣域，其中第1個縣域（通州市）受到撤縣（市）設(shè)區(qū)政策的影響，而其他N個縣域未受到政策影響。T0代表2009年前撤縣 （市）設(shè)區(qū)的年份， 1≤T0＜T。Y1it表示縣域i在t時期受到撤縣（市）設(shè)區(qū)影響的農(nóng)業(yè)TFP，Y0it則為縣域i在t時期沒有發(fā)生撤縣（市）設(shè)區(qū)的農(nóng)業(yè)TFP。那么，撤縣（市）設(shè)區(qū)的政策影響為αit=Y1it-Y0it。合成控制法假設(shè)撤縣（市）設(shè)區(qū)之前該政策對農(nóng)業(yè)TFP增長沒有影響，即當t＜T0時，滿足Y1it=Y0it。而當T≤t≤T0時，滿足Y1it= ?it + Y0it。Dit表示縣域i在t時期是否受到撤縣（市）設(shè)區(qū)影響的虛擬變量，如果縣域i在t時期受到政策影響，則Dit= 1，否則Dit= 0。因此，縣域i在t時期的農(nóng)業(yè)TFP為Yit=DitY1it+ (1-Dit)Y0it=Y0it +?itDit。如果縣域i不受撤縣（市）設(shè)區(qū)的影響，則Yit=Y0it。由于只有通州市在Y0時期開始受到撤縣（市）設(shè)區(qū)的影響，因此估計出?it就能得出政策的影響。為了得到?it的政策影響，需要先估計出無法觀測到的潛在農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率Y0it。假設(shè)Y0it可以用以下模型表示：

其中，δt表示所有縣域相同的影響農(nóng)業(yè)TFP的時間固定效應(yīng)，Zi是K×1維向量，表示縣域i不受撤縣（市）設(shè)區(qū)影響的可觀測變量，βt是1×K維未知系數(shù)向量，ui為F×1維觀測不到的地區(qū)固定效應(yīng)，ηt為1×F維系數(shù)向量，εit則為未觀測到的暫時性沖擊，且滿足在縣域?qū)用婢禐榱愕募僭O(shè)。

為了估計撤縣（市）設(shè)區(qū)對農(nóng)業(yè)TFP增長的影響，首先必須估計出第1個縣域沒有撤縣（市）設(shè)區(qū)時的潛在農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率Y0it。合成控制法提出可以通過控制組的縣域來擬合沒有撤縣（市）設(shè)區(qū)的通州市，即通過權(quán)重向量W來進行加權(quán)合成：

Abadieet al.[21]證明式（5）趨近于零，從而處理組的反事實結(jié)果可以用合成控制組來進行表示，即

式（4）成立需要滿足合成控制組是控制組個體的一個凸組合，也就是說能夠找到滿足條件的合成控制權(quán)重向量W*。本文選擇最小化X1與X0W距離來確定權(quán)重向量：那么，處理組第1個縣域的政策效應(yīng)為

式（6）中，V是一個M×M的對稱半正定矩陣，V的選擇會影響樣本均方誤差。類似Abadieet al.[21]的辦法，選擇事前均方誤差最小的矩陣V，即選擇V最小化。

四、變量界定與數(shù)據(jù)處理

（一）結(jié)果變量

合成控制法中結(jié)果變量為各縣域農(nóng)業(yè)TFP。需要說明的是，本文采用混合距離函數(shù)的全局曼奎斯特指數(shù)①徑向距離函數(shù)假設(shè)投入（產(chǎn)出）變量同比例縮減（增加），往往會高估生產(chǎn)率，而非徑向距離函數(shù)使投入和產(chǎn)出的無效率值最大化，忽視了效率前沿投影值的原始比例信息，兩者均會造成農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率測度存在偏誤，而混合距離函數(shù)可以有效避免徑向與非徑向距離函數(shù)測度的偏差。經(jīng)典DEA-Malmquist指數(shù)不具備循環(huán)性和傳遞性，無法避免“不可能性解”、“技術(shù)倒退”等問題，而全局DEA構(gòu)造基于全部數(shù)據(jù)的前沿面，所有生產(chǎn)點到前沿面的距離都能夠互相比較，這樣既可以避免線性規(guī)劃無解的缺陷，同時又能解決生產(chǎn)前沿面向內(nèi)偏移帶來的“技術(shù)倒退”問題。（EBM-GM）方法對農(nóng)業(yè)TFP進行核算，并將其轉(zhuǎn)化為1996年為100的TFP累積增長指數(shù)。

農(nóng)業(yè)TFP的測算是本文實證分析的前提。本文以農(nóng)業(yè)（狹義）為研究對象，借鑒李谷成等[5]、杜江等[24]的研究，盡量保證農(nóng)業(yè)投入與產(chǎn)出數(shù)據(jù)的一致性。農(nóng)業(yè)產(chǎn)出變量為1996年不變價的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值。投入變量包括土地、勞動力、機械、化肥和灌溉投入。其中，土地投入選取農(nóng)作物總播種面積，相較于耕地面積，其更能反映土地的實際利用效率。勞動投入為農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量，但由于受統(tǒng)計數(shù)據(jù)的限制，我們無法獲得該數(shù)據(jù)。鑒于此，本文借鑒杜江等的做法[24]，以農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值的比重為權(quán)重對農(nóng)林牧漁勞動力進行剝離。農(nóng)業(yè)機械投入采取相同的權(quán)重，對農(nóng)林牧漁業(yè)機械總動力進行剝離?；释度胍员灸甓雀骺h區(qū)用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的化肥施用量（折純量）表示。灌溉投入以每年各縣區(qū)的實際有效灌溉面積進行度量。

（二）預(yù)測變量

根據(jù)已有研究及相關(guān)數(shù)據(jù)的可獲得性，本文預(yù)測變量包括農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整系數(shù)、農(nóng)電基礎(chǔ)設(shè)施、農(nóng)村居民人均純收入、人力資本和金融發(fā)展水平。另外，我們還引入1997年、2003年和2008年的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率作為預(yù)測變量。各預(yù)測變量的具體定義如下。

農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整系數(shù)。農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是農(nóng)業(yè)TFP增長的重要源泉。本文采用各縣區(qū)的糧食作物播種面積占農(nóng)作物總播種面積的比重來反映該地區(qū)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整情況。

農(nóng)電基礎(chǔ)設(shè)施。農(nóng)電基礎(chǔ)設(shè)施是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和居民生活的必需條件[15]。本文采用各縣區(qū)的農(nóng)村用電量來反映農(nóng)電基礎(chǔ)設(shè)施情況。

農(nóng)村居民人均純收入。農(nóng)村居民人均純收入是各縣域經(jīng)濟發(fā)展水平的重要指標，它對農(nóng)業(yè)技術(shù)采納與農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的提升均會產(chǎn)生重要影響。

人力資本。對縣域經(jīng)濟體而言，獲取各縣域勞動者受教育程度的數(shù)據(jù)非常困難。因此，本文借鑒吳玉鳴的研究，選取普通中學和小學在校生人數(shù)作為衡量指標[25]。

金融發(fā)展水平?？h域金融機構(gòu)的貸款余額是縣區(qū)增加農(nóng)業(yè)資本投入的重要資金來源，本文借鑒周腰華等的研究，采用各縣域年末金融機構(gòu)貸款余額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重代表縣域金融發(fā)展水平[26]。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文以1996年為研究起點，這主要是因為江蘇省最新的一個地級市（泰州市）于1996年設(shè)立，因此本文選擇的樣本時間跨度為1996—2016年。同時，為了避免撤縣（市）設(shè)區(qū)等類似政策污染控制組，本文剔除了考察期間出現(xiàn)類似政策的縣域，最終得到42個縣區(qū)作為控制組。本文數(shù)據(jù)來源于《江蘇省統(tǒng)計年鑒》（1997—2017年）、《中國縣域統(tǒng)計年鑒》（2000—2017年）、《江蘇農(nóng)村經(jīng)濟50年》（1949—1999年）以及各地級市統(tǒng)計年鑒等，個別缺失數(shù)據(jù)采用均值或者根據(jù)時間趨勢外推補充。

五、實證分析與討論

（一）撤縣（市）設(shè)區(qū)對通州市農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的影響分析

為了檢驗撤縣（市）設(shè)區(qū)對農(nóng)業(yè)TFP增長的影響，本文以通州市為處理組，樣本中剩余的42個縣域作為控制組，使用合成控制法評估撤縣設(shè)區(qū)政策的影響效應(yīng)。表2匯總了構(gòu)成合成通州市的權(quán)重組合。不難發(fā)現(xiàn)，大多數(shù)縣區(qū)的權(quán)重為0，只有5個縣區(qū)進入了合成控制組。其中，張家港市的合成權(quán)重最大，而新沂市的合成權(quán)重最小。因此，撤縣（市）設(shè)區(qū)發(fā)生之前可以用以下5個縣域進行合成。

表2 合成通州市的權(quán)重組合

表3給出了2009年撤縣（市）設(shè)區(qū)之前真實的通州市、合成的通州市與42個縣域預(yù)測變量之間的對比，由此可以看出42個縣域與真實通州市的預(yù)測變量差距較大，而合成通州市與真實通州市的總體差異非常小。在各預(yù)測變量指標中，無論是農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整系數(shù)，還是農(nóng)電基礎(chǔ)設(shè)施、農(nóng)村居民人均純收入、人力資本和金融發(fā)展程度，真實通州市與合成通州市都非常相似。總體來看，從表3各項指標的擬合與對比可以看出，合成通州市較好地擬合了撤縣（市）設(shè)區(qū)之前通州市的特征。

表3 各預(yù)測變量的擬合與對比

圖1給出了真實通州市與合成通州市的農(nóng)業(yè)TFP增長趨勢圖。由圖1可知，在撤縣（市）設(shè)區(qū)之前，兩者的農(nóng)業(yè)TFP增長趨勢基本上可以完全重合，合成通州市較好地復制了撤縣（市）設(shè)區(qū)之前真實通州市的農(nóng)業(yè)TFP增長路徑。2009年開始，真實通州市與合成通州市的農(nóng)業(yè)TFP增長開始出現(xiàn)分化，真實通州市明顯高于合成通州市的農(nóng)業(yè)TFP增長，這充分說明了撤縣（市）設(shè)區(qū)對農(nóng)業(yè)TFP增長所產(chǎn)生的“立竿見影”的正向政策效應(yīng)。

圖1 農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長：真實通州市與合成通州市

為更直觀地反映撤縣（市）設(shè)區(qū)對農(nóng)業(yè)TFP的影響，圖2描繪了2009年前后真實通州市與合成通州市的農(nóng)業(yè)TFP增長差距。如圖2所示，1996—2008年兩者的差距一直在0附近波動，波動幅度較小。從2009年開始，真實通州市與合成通州市的農(nóng)業(yè)TFP增長差距突破了原有的范圍，差距為正。具體而言，2008年兩者的差距接近于0，2009年上升到0.075 2，2012年高達0.171 3，這是一個難以忽視的差距。由此可見，撤縣（市）設(shè)區(qū)對通州市農(nóng)業(yè)TFP增長產(chǎn)生了顯著的正向政策效應(yīng)。

圖2 政策效應(yīng)：真實通州市與合成通州市的農(nóng)業(yè)TFP增長差距變化示意圖

（二）安慰劑檢驗

借鑒Abadie and Gardeazabal[20]、Abadie et al.[21]的研究，本文采用排序檢驗方法進行地區(qū)安慰劑檢驗。該方法的具體思路是：依次假設(shè)控制組的每個縣區(qū)于2009年實施撤縣（市）設(shè)區(qū)政策，然后使用合成控制法來估計其政策效應(yīng)，比較通州市與控制組假設(shè)的政策效應(yīng)。如果兩者的政策效應(yīng)表現(xiàn)出了較大的差異，則表明撤縣（市）設(shè)區(qū)對提高通州市農(nóng)業(yè)TFP是顯著的，而不是其他隨機性因素，反之亦然。需要補充說明的是，本文借鑒Abadie et al.[21]、王賢彬和聶海峰[27]的處理方式，剔除平均預(yù)測誤差（MSPE）①MSPE的計算公式為：大于通州市（0.001）兩倍的縣區(qū)，這些縣區(qū)的數(shù)量為30。這30個縣區(qū)的MSPE擬合程度較差，那么利用這些縣區(qū)來比較撤縣（市）設(shè)區(qū)的政策效應(yīng)就會比較弱。因此，我們最終保留13②這13個縣區(qū)分別為：江陰市、邳州市、啟東市、通州市、灌南縣、漣水縣、金湖縣、響水縣、濱?？h、寶應(yīng)縣、句容市、興化市和靖江市。個縣區(qū)進行排序檢驗。

圖3顯示了通州市與其他縣區(qū)農(nóng)業(yè)TFP增長預(yù)測變動的程度分布，實線為通州市，虛線為控制組縣區(qū)。由圖3可知，2009年撤縣（市）設(shè)區(qū)之前，通州市和其他縣區(qū)的差距接近于0，說明擬合效果較好。2009年撤縣（市）設(shè)區(qū)之后，通州市與其他縣區(qū)的農(nóng)業(yè)TFP差距呈現(xiàn)出分化現(xiàn)象，通州市撤縣（市）設(shè)區(qū)的政策效應(yīng)大于0，并且位于其他縣區(qū)的外部。這表明撤縣（市）設(shè)區(qū)對通州市農(nóng)業(yè)TFP增長產(chǎn)生了正向影響，其顯著異于0的概率為7.69%（1/13）。因此，通州市撤縣（市）設(shè)區(qū)對農(nóng)業(yè)TFP增長的影響在10%水平上顯著。

圖3 通州市和其他縣區(qū)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長預(yù)測變動的程度分布

（三）進一步的證據(jù)

在2009年實施撤縣（市）設(shè)區(qū)政策以后，通州區(qū)采取了一系列措施，例如，實施城鄉(xiāng)一體化發(fā)展戰(zhàn)略、推進基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)“全托管”模式等，促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的流動、技術(shù)進步的外溢等，從而有效促進了農(nóng)業(yè)TFP的提升。在要素融合方面，通州區(qū)政府實施城鄉(xiāng)一體化發(fā)展戰(zhàn)略，打破原有市區(qū)與縣域之間的“行政區(qū)經(jīng)濟”，減少行政壁壘導致的要素扭曲，促進了要素融合和資源優(yōu)化配置。城市部門先進的技術(shù)、知識與信息等也會外溢到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門。在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面，2009年通州區(qū)4個公路收費站全部被撤除，建成農(nóng)村公路1071.55公里，開通城際60路公交等，使得原來縣區(qū)與市區(qū)之間的相互聯(lián)系更為緊密和便捷，這些都有利于資源配置的優(yōu)化和經(jīng)濟效率的提升。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方面，通州區(qū)實施生產(chǎn)“全托管”模式，截至2016年，通州區(qū)農(nóng)業(yè)“全托管”經(jīng)營主體170家，“全托管”村級覆蓋率接近85%[28]。這有效克服了過去農(nóng)業(yè)種植規(guī)模較小、勞動力老齡化與女性化以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)到位率低等不足，通過擴大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模、提高生產(chǎn)效率等促進農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長。

六、研究結(jié)論與政策啟示

本文研究結(jié)果表明：撤縣（市）設(shè)區(qū)對通州市農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長產(chǎn)生“立竿見影”的正向效應(yīng)，有利于農(nóng)業(yè)技術(shù)進步，這一結(jié)論在進行安慰劑檢驗以后仍然成立。然后，論文從生產(chǎn)要素流動、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、農(nóng)業(yè)耕地流轉(zhuǎn)和生產(chǎn)“全托管”模式等方面進一步提供了相關(guān)證據(jù)。

根據(jù)上述結(jié)論，本文政策建議認為：撤縣（市）設(shè)區(qū)是我國城市化進程中一項重要的行政區(qū)劃調(diào)整政策，有力地促進了我國的城鎮(zhèn)化進程，如果執(zhí)行得當，工業(yè)對農(nóng)業(yè)、城市對農(nóng)村形成有力“反哺”，該項政策能夠顯著促進農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長，具有明顯的制度紅利和政策效應(yīng)。在政策的實施過程中，并不是要進行城市“攤大餅式”的發(fā)展，而是要注意城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的協(xié)調(diào)發(fā)展，包括促進城鄉(xiāng)要素融合和資源優(yōu)化配置、加強農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、促進耕地流轉(zhuǎn)和農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營、發(fā)展農(nóng)業(yè)“全托管”生產(chǎn)模式等社會化服務(wù)體系等，這樣才能促進農(nóng)業(yè)技術(shù)進步和全要素生產(chǎn)率發(fā)展，并最終促進農(nóng)業(yè)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)型。