生產(chǎn)供給還是市場需求：山東省農(nóng)業(yè)格局空間分異研究

王藝

摘要：區(qū)域產(chǎn)業(yè)格局的特征及決定因素是學(xué)者們關(guān)注的重要議題。近些年，學(xué)者們分別考察了自然稟賦、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)業(yè)技術(shù)、勞動力等方面對區(qū)域農(nóng)業(yè)格局空間分異的影響。這些研究均在供給側(cè)的范疇內(nèi)展開，忽略了市場需求因素的重要性。論文利用2004年、2014年山東省各縣域第一產(chǎn)業(yè)增加值，分析了山東省農(nóng)業(yè)格局時空演化特征，建立了融合市場需求和生產(chǎn)供給的農(nóng)業(yè)格局空間分異影響模型。研究發(fā)現(xiàn)：①山東省形成了“半島高，內(nèi)陸低”的農(nóng)業(yè)格局。②山東省農(nóng)業(yè)格局具有顯著的集聚穩(wěn)定性特征，隨時間推移，半島地區(qū)地位下降，內(nèi)陸地區(qū)地位趨于強(qiáng)化。③市場需求變量的引入提升了對農(nóng)業(yè)格局空間分異的解釋力度。不同層級市場需求的作用不同，縣域市場起負(fù)向作用，市域市場起正向作用，但二者均不顯著;省域市場中，濟(jì)南市場比青島市場更為重要;外部市場中，北京市場、天津市場影響較大。④生產(chǎn)供給因素中，蔬菜產(chǎn)量、政策、老年人口起到正向影響，地形地貌限制農(nóng)業(yè)發(fā)展，糧食產(chǎn)量、農(nóng)機(jī)動力、勞動力人口和工業(yè)發(fā)展水平的作用不顯著。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)格局;市場需求;影響因素;山東省

農(nóng)業(yè)是國民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)，經(jīng)過長時間的演化，諸多區(qū)域形成了差異化的農(nóng)業(yè)格局[1-4]。區(qū)域農(nóng)業(yè)格局的實質(zhì)，是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)在空間集聚，產(chǎn)生專業(yè)化農(nóng)業(yè)區(qū)域的最終結(jié)果。大量的研究關(guān)注了農(nóng)業(yè)格局的時空特征、演化機(jī)制和影響因素[5-7]，認(rèn)為農(nóng)業(yè)格局存在明顯的集聚特征，受自然、社會、經(jīng)濟(jì)等多方面因素影響。自然資源、技術(shù)水平、勞動力、市場需求、區(qū)位條件、政策等均是影響農(nóng)業(yè)格局空間分異的重要因素 。其中，市場需求通過帶動產(chǎn)業(yè)空間集聚對產(chǎn)業(yè)空間格局產(chǎn)生影響。市場需求對制造業(yè)、服務(wù)業(yè)等空間集聚的帶動作用，已經(jīng)得到公認(rèn)[8]。雖然對農(nóng)業(yè)增長、農(nóng)村發(fā)展同樣重要[9]，但區(qū)域農(nóng)業(yè)格局中市場作用的研究相對較少。

山東省自古以來即為農(nóng)業(yè)大省，多項統(tǒng)計數(shù)據(jù)位居全國首位。山東所處的京津冀魯豫區(qū)域水熱充足，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件良好，是我國重要的糧食生產(chǎn)基地、蔬菜供應(yīng)地，對國家糧食安全發(fā)揮著重要的支撐作用。根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》，1996-2015年，京津冀魯豫區(qū)域內(nèi)各省市農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值比重較為穩(wěn)定，山東省以40%左右的占比，常年位居第一位。京津人口規(guī)模大，糧食和蔬菜生產(chǎn)規(guī)模小，市場缺額較大，是區(qū)域農(nóng)產(chǎn)品的市場消費地，其余三省份為生產(chǎn)供應(yīng)地。其中，山東省蔬菜產(chǎn)量位居區(qū)域首位，且在2015年超過1億噸，糧食產(chǎn)量雖被河南省趕超，仍占據(jù)區(qū)域30%以上。

《山東統(tǒng)計年鑒2016》顯示，2015年山東省人均糧食、蔬菜消費量分別為127.4千克、88.9千克。以常住人口9 847.16萬人為基準(zhǔn)推算，2015年糧食、蔬菜總消費量應(yīng)分別為1 254.5萬噸、875.4萬噸。而同年山東省糧食、蔬菜產(chǎn)量分別為4 712.7萬噸、10 272.9萬噸，分別是理論糧食、蔬菜消費量的4倍、12倍。也就是說，73.38%的糧食產(chǎn)量、91.48%的蔬菜產(chǎn)量服務(wù)于山東省省外。顯然，省外的市場需求對山東省農(nóng)業(yè)有著重要的影響。

論文試圖通過數(shù)據(jù)分析，回答在農(nóng)業(yè)供給因素的約束下，不同層級市場需求對山東省縣域農(nóng)業(yè)格局空間分異所起的作用。

一 、農(nóng)業(yè)市場劃分

市場的作用，主要體現(xiàn)在兩個方面。第一，市場規(guī)模是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的動力。城市規(guī)模增長為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者提供了廣大的市場[10]，并產(chǎn)生大量各具特色的專業(yè)市場。當(dāng)市場規(guī)模達(dá)到一定程度時，以市場為導(dǎo)向的專業(yè)化農(nóng)業(yè)區(qū)域逐漸形成[11]。第二，生產(chǎn)地與市場的距離是專業(yè)化農(nóng)業(yè)區(qū)域形成的限制因素，主要表現(xiàn)在有形運輸成本、貿(mào)易壁壘等無形運輸成本[12]。高市場運輸成本區(qū)域，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力難以有效提升，銷售市場范圍擴(kuò)展受限。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)地對目標(biāo)市場地域的選擇，最終表現(xiàn)為市場規(guī)模與市場距離相互妥協(xié)的結(jié)果。

市場空間具有多重性。杜能的農(nóng)業(yè)區(qū)位論，假定各農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)地的生產(chǎn)條件相同，農(nóng)產(chǎn)品的銷售市場唯一，距離決定運費，這樣，各地的生產(chǎn)類型取決于其與目標(biāo)市場的空間距離。唯一的市場，決定了無法考察市場規(guī)模的影響;自然條件的均一性，決定了無法考察農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件的深刻影響?？死锼顾盏闹行牡乩碚?，基于距離衰減的前提下引入市場、交通、行政等因素，提出中心嵌套的市場等級體系，市場的服務(wù)范圍與層級成正比，每個低級中心地受多個等距離的高級中心地影響，且同等級的高級中心地作用相同。等同的距離，導(dǎo)致市場分布的理想化;相同的作用，決定了無法考察不同市場的影響。相比農(nóng)業(yè)區(qū)位論，中心地理論的闡述更適用于開放的多個市場空間。然而，農(nóng)產(chǎn)品銷售市場，具有多重性特征，表現(xiàn)為多層級嵌套的多個市場地域，各市場地域?qū)r(nóng)業(yè)產(chǎn)地的作用并不相同，研究不同市場地域的作用，對于指導(dǎo)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)更有意義。

根據(jù)不同區(qū)位，GEM模型（基于波特鉆石理論模型改進(jìn)的“基礎(chǔ)-企業(yè)-市場模型”）將市場劃分為本地市場和外部市場[13]。本地市場是產(chǎn)地的自身需求，可以是一個?。ɑ虻貐^(qū)）的市場，也可是本國市場。外部市場則是本地以外更廣闊的市場，是專業(yè)化農(nóng)業(yè)區(qū)域農(nóng)產(chǎn)品流動的主要方向，如省外市場和國外市場。學(xué)者們多將國外市場作為外部市場，鑒于大部分專業(yè)化農(nóng)業(yè)區(qū)域目前仍以服務(wù)國內(nèi)市場為主，以省來界定市場更為合理，即省內(nèi)為本地市場，省外為外部市場。根據(jù)不同市場所占份額，還可分為主導(dǎo)市場與輔助市場。主導(dǎo)市場所占份額多，需求量大，對農(nóng)業(yè)格局形成具有強(qiáng)烈的帶動作用。輔助市場份額較小，是農(nóng)產(chǎn)品銷售網(wǎng)絡(luò)的重要組成部分。故以主導(dǎo)市場研究不同市場地域?qū)^(qū)域農(nóng)業(yè)格局的影響，具有科學(xué)性與可行性。

市場需求有很多測度指標(biāo)，其中，農(nóng)產(chǎn)品在市場地域的銷售總量或銷售總額，能較好的表達(dá)市場規(guī)模與市場距離兩個因素，是衡量市場需求較為準(zhǔn)確且直觀的指標(biāo)，但數(shù)據(jù)獲取存在較大難度。以往研究多是選取某一指標(biāo)衡量市場對農(nóng)業(yè)格局的影響，如采用地區(qū)生產(chǎn)總值[15]、對市場行情設(shè)置分類變量 [16]、地區(qū)人口總量[17]等。其中，以人口總量測度市場較為準(zhǔn)確、便捷，需要注意的是，用其測度外部市場需求時，不應(yīng)忽略市場距離對地理要素間相互作用的影響。

論文提出對區(qū)域農(nóng)業(yè)市場的選擇及劃分方式為，將市場需求劃分為縣域市場、市域市場、省域市場和外部市場等不同層級?？h域市場為本縣，市域市場為該縣所在地級市市區(qū)，分別以人口規(guī)模表示市場需求;省域市場選取省內(nèi)中心城市，外部市場選取農(nóng)產(chǎn)品銷往的省外城市。對含有多個市場地域的省域市場和外部市場，選取某一主導(dǎo)市場代替。處理方式為，計算出某層級各市場地域?qū)r(nóng)業(yè)生產(chǎn)地的市場吸引力，將市場吸引力值最大的市場地域作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)地在該層級的主導(dǎo)市場。并設(shè)置虛擬變量，將各產(chǎn)地對應(yīng)的同一層級市場地域中，主導(dǎo)市場定義為1，非主導(dǎo)市場定義為0，最終，每一市場層級均以單一市場地域表示：

式中，i為同一層級的不同市場地域，j為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)地，Rij為市場i對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)地j的吸引力，Pi為市場i的人口規(guī)模，Dij為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)地j與市場i的距離（以兩地政府駐地間的距離表示）， Mj為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)地j所對應(yīng)的該層級主導(dǎo)市場。

山東省農(nóng)業(yè)市場具有顯著的多元化特征。在縣域市場和市域市場以外，形成了濟(jì)南-青島雙中心的省域市場結(jié)構(gòu);京滬高速貫穿南北，連接起北京-天津-上海等主要外部市場，為山東農(nóng)業(yè)打開了更廣闊的市場空間，使農(nóng)產(chǎn)品可北達(dá)京津，南至長三角。西南方向的鄭州，2015年常住人口規(guī)模957萬，與青島市大致相當(dāng)，市場規(guī)模小于京津滬;且河南同樣為農(nóng)業(yè)大省，山東農(nóng)產(chǎn)品在鄭州市場面臨較大競爭，故鄭州市場對山東省農(nóng)業(yè)格局的影響有限。由此，論文選取濟(jì)南、青島作為省域市場，北京、上海、天津為外部市場，根據(jù)公式（1）（2），將山東省各縣域?qū)?yīng)的市場地域劃分如圖1。

最早確立的市轄區(qū)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比例較高，而2000年后山東省經(jīng)歷了一波縣改區(qū)的熱潮，這類后設(shè)立的市轄區(qū)農(nóng)業(yè)仍占據(jù)重要地位。故論文選取山東省所有縣、縣級市（膠南市已并入黃島區(qū)，為方便數(shù)據(jù)獲取予以剔除），以及2000年后撤縣（市）設(shè)區(qū)的市轄區(qū)共計91個縣市區(qū)作為研究區(qū)域。

二、農(nóng)業(yè)格局時空演化特征

（一）測度指標(biāo)

農(nóng)業(yè)產(chǎn)值與農(nóng)業(yè)產(chǎn)品的綜合產(chǎn)量均能較合理的表現(xiàn)區(qū)域農(nóng)業(yè)空間格局。但綜合產(chǎn)量需要對所有產(chǎn)品產(chǎn)量依據(jù)一定比例加權(quán)，并非簡單地將各種產(chǎn)品產(chǎn)量累加求和，數(shù)據(jù)獲取難度較大。故論文選取第一產(chǎn)業(yè)增加值勾畫山東省縣域農(nóng)業(yè)空間格局，數(shù)據(jù)來源于2005及2015年《中國縣域統(tǒng)計年鑒》。

基于數(shù)據(jù)的可獲取性及適應(yīng)性，選取赫芬達(dá)爾指數(shù)、區(qū)位基尼系數(shù)、首位度等指標(biāo)分別測算山東省第一產(chǎn)業(yè)增加值的地理集聚，以此反映山東省農(nóng)業(yè)格局的空間集聚程度，分析時空特征。

赫芬達(dá)爾指數(shù)（H）可表示區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的離散程度，它是指區(qū)域內(nèi)所有企業(yè)所占市場份額的平方和，是測量產(chǎn)業(yè)集中度的重要指標(biāo)。公式如下：

其中，H代表赫芬達(dá)爾指數(shù)，X代表研究區(qū)域第一產(chǎn)業(yè)增加值總額，Xj表示縣域j的增加值，N代表縣級單位總數(shù)。當(dāng)某產(chǎn)業(yè)由單一縣域壟斷時，赫芬達(dá)爾指數(shù)為1，所有縣域所占份額相同時，赫芬達(dá)爾指數(shù)為1/N。即赫芬達(dá)爾指數(shù)的變化范圍為1/N～1，數(shù)值越大，產(chǎn)業(yè)的集中度越高，壟斷程度也越高。

區(qū)位基尼系數(shù)（G）最初用于衡量收入的不均等程度，后被應(yīng)用于產(chǎn)業(yè)地理集聚研究，這里采用張建華[18]推導(dǎo)的一種簡便公式：

式中，j為第一產(chǎn)業(yè)增加值，Gj表示區(qū)位基尼系數(shù)，n為全省各縣域均等分組的組數(shù)，論文將山東省所有的共計91個縣域單元（不含2000年前設(shè)立的區(qū)）按照第一產(chǎn)業(yè)增加值從小到大的順序分為5組（第一組包含19個縣域），即式中n=5，為k組第一產(chǎn)業(yè)增加值在全省的比重。區(qū)位基尼系數(shù)的數(shù)值一般為0～1之間，數(shù)值越高，說明產(chǎn)業(yè)的地理集聚程度越高。

首位度是測度城市在區(qū)域主導(dǎo)性的指標(biāo)，反映區(qū)域中農(nóng)業(yè)格局的集中程度?？梢杂玫谝划a(chǎn)業(yè)增加值前兩位縣域的比值表示。首位度小于2，說明集中度適當(dāng)，大于2，則存在過度集中的趨勢。

（二）農(nóng)業(yè)格局的集聚、穩(wěn)定性

從空間分布來看（圖2），2004與2014年，高增加值區(qū)域均集中于山東半島地區(qū)，出現(xiàn)壽光市、平度市和榮成市三個中心，形成“半島高，內(nèi)陸低”的農(nóng)業(yè)格局，內(nèi)陸形成以章丘市、滕州市為代表的副中心。隨時間推移，半島地區(qū)各縣域省內(nèi)地位出現(xiàn)不同程度的下降，其中，榮成市、龍口市、乳山市分別下降0.316、0.355、0.301個百分點，安丘市下降幅度高達(dá)0.459個百分點;章丘市、滕州市省內(nèi)地位趨于強(qiáng)化，占比分別由2.025%、1.785%提升至2.228%、1.943%;魯西南、魯北地區(qū)一直處于低值區(qū)。

結(jié)合表2可知，第一產(chǎn)業(yè)增加值前20位城市十年間位序變化平緩，對比2004年，2014年新增新泰市、寧陽縣、濟(jì)陽縣、鄒城市、金鄉(xiāng)縣、肥城市等六縣市，大致可分為兩類：魯南（鄒城市、金鄉(xiāng)縣）及濟(jì)南周邊（新泰市、寧陽縣、濟(jì)陽縣、肥城市），反映出省會城市的空間帶動效應(yīng)。

從相關(guān)指標(biāo)來看，計算得出，2004年與2014年，山東省縣域第一產(chǎn)業(yè)增加值的赫芬達(dá)爾指數(shù)均為0.013，區(qū)位基尼系數(shù)十年間僅變化0.001，說明十年間山東省農(nóng)業(yè)格局呈現(xiàn)出較強(qiáng)的穩(wěn)定性。首位城市（平度市）未發(fā)生改變，首位度由1.078增至1.118，表明首位城市（平度市）的地位得到加強(qiáng)。

三、市場需求對農(nóng)業(yè)格局的影響

農(nóng)業(yè)格局集聚、穩(wěn)定性的背后，是多種因素的共同作用。半島地區(qū)地形地貌多元化，適宜多種農(nóng)業(yè)部門的發(fā)展;同時，區(qū)域人口眾多，為農(nóng)業(yè)發(fā)展提供了勞動力保障。良好的生產(chǎn)條件導(dǎo)致農(nóng)業(yè)的地理集聚，適度集聚帶來規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，將半島地區(qū)農(nóng)業(yè)水平帶到新的高度。然而，比較農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件發(fā)現(xiàn)，魯南、魯西等區(qū)域同樣具有適宜農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)活動的環(huán)境，地形地貌等個別要素更優(yōu)于山東半島，省內(nèi)卻形成了差異化的農(nóng)業(yè)格局。這意味著，除了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件之外，還有其他外部因素影響農(nóng)業(yè)格局。

（一）模型構(gòu)建

農(nóng)業(yè)格局形成的出發(fā)點是農(nóng)民利用有限的資源條件獲得最大的收益效果，引入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)能較好的分析這一問題[19]。生產(chǎn)函數(shù)表達(dá)生產(chǎn)要素投入與產(chǎn)出量間的關(guān)系，是一種生產(chǎn)技術(shù)的制約，將其運用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，便成了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)的概念。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)可用下式（5）表示，式中Y表示農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，x1， x2……xi表示農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的全部n項投入要素，f為投入要素與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出間的轉(zhuǎn)換函數(shù)。

論文主要探究市場需求對山東省農(nóng)業(yè)格局的影響，為達(dá)到此研究目的，引入包含生產(chǎn)供給變量、區(qū)位變量和本文所關(guān)注的市場需求變量的分層回歸分析的方法?；谵r(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)，構(gòu)建模型如下：

其中，Y代表各縣域農(nóng)業(yè)發(fā)展水平，用第一產(chǎn)業(yè)增加值表示，增加值的差異表示農(nóng)業(yè)格局的空間分異。X1-X16的含義見表4，α為各影響因素的系數(shù)，ε是殘差項。

（二）變量選擇及處理

表4列出了模型中的變量及數(shù)據(jù)來源。市場需求作為自變量，縣域市場以縣域常住人口規(guī)模衡量，市域市場以所屬地級市市區(qū)的人口規(guī)模表征，省域市場、外部市場分別以青島、天津為參照設(shè)置虛擬變量，具體處理結(jié)果參照圖2。預(yù)期縣域市場方向為負(fù)，市域市場方向為正，濟(jì)南市場相比青島市場方向為正，北京、上海市場相比天津市場方向為正。

控制變量的選取如下：

區(qū)域生產(chǎn)結(jié)構(gòu)，選取糧食產(chǎn)量、蔬菜產(chǎn)量兩個指標(biāo)。產(chǎn)量為種植面積乘以單產(chǎn)，既能較好的說明農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)，又對區(qū)域土壤條件有一定的表現(xiàn)。預(yù)期符號均為正。

自然基礎(chǔ)。選擇地貌類型這一指標(biāo)。運用ArcGIS軟件將山東省地貌圖與行政區(qū)劃圖進(jìn)行配準(zhǔn)疊加，識別各縣域地貌類型，設(shè)置分類變量，依據(jù)海拔高度將平原賦值為1，臺地賦值2，丘陵賦值3，山地賦值4。 預(yù)期方向為負(fù)。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的技術(shù)水平用農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力表示。預(yù)期方向為正。

工業(yè)發(fā)展水平選取第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量在縣域常住人口的比重來表示。預(yù)期方向為負(fù)

勞動力供給。以15-59歲人口表征勞動力人口，60歲以上人口作為老年人口。預(yù)期勞動力人口方向為正，老年人口方向為負(fù)。

集聚水平?？紤]各縣域的農(nóng)業(yè)發(fā)展受周邊縣域發(fā)展水平的影響。對集聚水平的處理，以周邊縣域第一產(chǎn)業(yè)增加值的平均值來表示。預(yù)期方向為正。

政策因素以農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志數(shù)量表示，數(shù)量越多，表示政策扶持力度越大。此外，還能對農(nóng)產(chǎn)品的質(zhì)量及市場聲譽(yù)有所表現(xiàn)。預(yù)期符號為正。

省內(nèi)區(qū)位。將山東省劃分為魯北平原區(qū)、魯西平原區(qū)、魯中南山地丘陵區(qū)、魯東低山丘陵區(qū)，以魯北平原區(qū)為參照設(shè)置虛擬變量，將各縣域所屬區(qū)位定義為1，其他區(qū)位定義為0，區(qū)位歸屬來源于《山東省生態(tài)保護(hù)與建設(shè)規(guī)劃（2014-2020年）》，具體歸屬如圖3。預(yù)期魯西平原區(qū)、魯中南山地丘陵區(qū)、魯東低山丘陵區(qū)相比魯北平原區(qū)方向均為正。

（三）結(jié)果分析

表5提供了模型匯總信息。層1和層2的Sig.值為0.000，均通過了顯著性檢驗，說明模型可以用來解釋這一問題。只考慮生產(chǎn)供給和區(qū)位變量的情況下，層1的調(diào)整R方為0.738，擬合度較好。當(dāng)引入集聚和市場需求因素時，層2的調(diào)整R方增至0.810，對農(nóng)業(yè)格局空間分異的解釋力度增加了7.2%，反映出市場需求對山東省農(nóng)業(yè)格局空間分異存在不可忽視的影響。模型的檢驗結(jié)果說明，只有同步考慮生產(chǎn)供給因素和區(qū)位、市場需求因素，才能較為清晰完整的回答市場需求因素對山東省農(nóng)業(yè)格局的影響?；貧w結(jié)果列入表6。

1.市場需求

根據(jù)表6的回歸結(jié)果，縣域市場系數(shù)為負(fù)，與預(yù)期符號相符，未通過顯著性水平檢驗，表明縣域市場對山東省農(nóng)業(yè)格局空間分異起負(fù)向作用，但影響不顯著，即山東省的農(nóng)業(yè)市場不以本縣市場為主要服務(wù)對象。市域市場系數(shù)為正，未通過檢驗，說明市域市場可能有正向作用，符合預(yù)期。濟(jì)南市場在5%顯著性水平上統(tǒng)計顯著，且系數(shù)為正，符合預(yù)期，反映出相比青島市場，山東縣域農(nóng)業(yè)的提升更多受濟(jì)南市場的影響，與內(nèi)陸區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值在省內(nèi)比重提升的事實相吻合。并且，根據(jù)公式（1），可得出濟(jì)南、青島兩大市場對每個縣域單元的平均市場吸引力分別為4.903、3.539，青島市場低于濟(jì)南市場1.364。

北京市場系數(shù)為正，在5%顯著性水平上統(tǒng)計顯著，符合預(yù)期，上海市場系數(shù)為負(fù)，未通過檢驗，與預(yù)期相反，表明與天津市場相比，上海市場對山東省縣域農(nóng)業(yè)的作用不顯著，北京市場更為重要。這是因為，省內(nèi)服務(wù)上海市場的區(qū)域，集中在日照、臨沂、棗莊、菏澤等地區(qū)，而山東省的主體區(qū)域主要對接北京、天津市場（圖1）。北京、上海、天津三大市場對每個縣域單元的平均市場吸引力，分別為4.234、3.098、4.051，北京市場平均吸引力高出天津0.183，而上海市場的平均吸引力最低，比天津市場低0.953，從而造成相異的市場作用。

2.生產(chǎn)供給和區(qū)位

生產(chǎn)供給變量中，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的影響具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性，糧食生產(chǎn)在層1和層2中均未通過檢驗，系數(shù)為正，方向無變化，蔬菜生產(chǎn)均通過檢驗，系數(shù)為正，符合預(yù)期。表明蔬菜生產(chǎn)對區(qū)域農(nóng)業(yè)發(fā)展具有顯著的正向影響，且作用較為穩(wěn)定，糧食生產(chǎn)的影響則不顯著。這是由于，蔬菜具有高附加值特點，蔬菜產(chǎn)量越大，區(qū)域農(nóng)業(yè)發(fā)展水平越高;糧食作為剛性需求，更多的是起到安全保障作用，對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出影響較小。表7提供了批發(fā)市場某一周成交量前6位的蔬菜及糧食產(chǎn)品日平均成交量和價格，山東省糧食作物以小麥、玉米為主，未經(jīng)加工的糧食均價低于大部分蔬菜，糧食加工制成品的價格提升較大，但市場需求量遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于蔬菜，其中，玉米的需求量僅為30噸，反觀蔬菜，均超過1000噸，二者差距明顯。這樣，就造成了成交總額的較大差異。

此外，生產(chǎn)結(jié)構(gòu)對農(nóng)業(yè)機(jī)械的應(yīng)用存在一定影響。農(nóng)業(yè)機(jī)械主要用于大規(guī)模糧食作物的生產(chǎn)，由圖5可知，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力與糧食產(chǎn)量、蔬菜產(chǎn)量均呈正相關(guān)，皮爾遜相關(guān)系數(shù)分別為0.652、0.420，與糧食產(chǎn)量的相關(guān)性更強(qiáng)。蔬菜的生產(chǎn)更傾向人工作業(yè)，與老年人口、勞動力人口的相關(guān)系數(shù)分別達(dá)到0.499、0.577，均大于農(nóng)機(jī)動力。故農(nóng)機(jī)動力對農(nóng)業(yè)產(chǎn)值雖呈正向影響，但影響并不顯著，與武金金等人[28]的發(fā)現(xiàn)一致。

自然基礎(chǔ)限制農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)活動。相比二三產(chǎn)業(yè)，第一產(chǎn)業(yè)的獨特性在于受自然基礎(chǔ)的影響較大。層1、層2中，地貌類型系數(shù)為負(fù)，且均在1%顯著性水平統(tǒng)計顯著，符合預(yù)期。主要因為，地形地貌與第一產(chǎn)業(yè)增加值的相關(guān)系數(shù)為-0.089，存在較弱的負(fù)相關(guān)關(guān)系，加入其它變量后，負(fù)向作用呈現(xiàn)出較強(qiáng)的穩(wěn)定性，即平原地區(qū)更適宜農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)活動展開，隨著海拔的提升，丘陵與山地的農(nóng)業(yè)發(fā)展限制因素增多，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值總體呈下降趨勢。驗證了杜建軍[23]的結(jié)論。

農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志在層1、層2中均通過5%顯著性水平檢驗，符號為正，符合預(yù)期。表明政策因素對農(nóng)業(yè)格局空間分異具有顯著的正向作用。農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志的申請條件要求，產(chǎn)品具有獨特性、地域性，或特定的生產(chǎn)方式，是一種制度賦予的特定權(quán)利，是區(qū)域自然生態(tài)環(huán)境與人文歷史因素的體現(xiàn)。地理標(biāo)志引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的地理集聚[20]，形成分工合作，產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟(jì)。

不考慮市場需求時，老年人口通過檢驗，勞動力未通過檢驗，二者系數(shù)方向相異，與預(yù)期相反;工業(yè)發(fā)展水平呈負(fù)向影響，符合預(yù)期，未通過檢驗。這是因為，工業(yè)的發(fā)展擠壓了農(nóng)業(yè)空間，掠奪了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源，以勞動人口為例，圖5所示，工業(yè)發(fā)展水平與勞動力人口呈正相關(guān)，與老年人口的相關(guān)系數(shù)為-0.053，呈負(fù)相關(guān)。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，山東省青壯年勞動力人口轉(zhuǎn)向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，農(nóng)業(yè)勞動力趨于老齡化，一定程度上驗證了配第-克拉克定律，呼應(yīng)了李瀾等人[29]的研究。加入市場因素后，勞動力人口的影響轉(zhuǎn)為正向，但不顯著。這是因為，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的提升主要依靠蔬菜生產(chǎn)，而蔬菜產(chǎn)量與勞動力人口的正相關(guān)性高出老年人口0.078，農(nóng)產(chǎn)品市場需求量擴(kuò)大時，僅僅依靠老年人口從事生產(chǎn)，無法填補(bǔ)市場缺額。

事實上，農(nóng)業(yè)格局空間分異的影響因素復(fù)雜多樣，綜合上述所有因素，仍不能完整的解釋農(nóng)業(yè)格局空間分異。為此，論文引入?yún)^(qū)位變量表示模型中未考慮到的因素，使解釋結(jié)果更加科學(xué)、準(zhǔn)確。

區(qū)位變量中，周邊集聚水平系數(shù)為正，符合預(yù)期，未通過檢驗，說明集聚水平對縣域農(nóng)業(yè)發(fā)展起到促進(jìn)作用，但作用不顯著，集聚一般發(fā)生在資源、要素優(yōu)勢明顯的區(qū)域，產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟(jì)效果，一定程度上體現(xiàn)了山東省農(nóng)業(yè)空間格局的集聚性特征。

相比魯北平原區(qū)，魯中南山地丘陵區(qū)、魯東低山丘陵區(qū)的作用更為重要，符合預(yù)期，但魯中南山地丘陵區(qū)的影響并不顯著，與魯中南地區(qū)以山地丘陵為主，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)限制條件較多有關(guān);魯西平原區(qū)的作用弱于魯北平原區(qū)，與預(yù)期相反，這是由于魯北平原區(qū)中，壽光市強(qiáng)烈的帶動作用。

四、結(jié)論與討論

（一）結(jié)論

第一，山東省以平度、壽光、榮成為中心，形成“半島高、內(nèi)陸低”的農(nóng)業(yè)空間格局，呈現(xiàn)出較強(qiáng)的穩(wěn)定性、集聚性特征，隨著時間推移，半島地區(qū)地位下降，章丘、滕州等內(nèi)陸中心的地位趨于強(qiáng)化。

第二，市場需求變量的引入，提升了山東省農(nóng)業(yè)空間格局分異的解釋力度。研究發(fā)現(xiàn)，不同層級市場需求對山東省農(nóng)業(yè)格局空間分異的影響不同，縣域市場起負(fù)向作用，市域市場起正向作用，但不顯著;省域市場中，濟(jì)南市場較青島市場影響更大;外部市場中，北京市場、天津市場起主要作用。

第三，生產(chǎn)結(jié)構(gòu)對農(nóng)業(yè)空間格局的影響較為穩(wěn)健;政策因素具有顯著的正向作用;地貌類型限制農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，具體表現(xiàn)為平原地區(qū)適宜農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)活動，丘陵山地阻礙農(nóng)業(yè)發(fā)展;工業(yè)發(fā)展擠壓了農(nóng)業(yè)空間，造成農(nóng)業(yè)勞動力老齡化，考慮市場需求時，僅靠老年人口從事生產(chǎn)無法滿足市場缺額;此外，縣域所屬區(qū)位對農(nóng)業(yè)格局也有一定影響。

（二）討論

論文以山東省農(nóng)業(yè)格局時空特征為出發(fā)點，重點分析了生產(chǎn)供給變量約束下，不同層級市場需求對山東省農(nóng)業(yè)格局空間分異的內(nèi)在影響，這在一定程度上豐富了相關(guān)研究內(nèi)容，是對現(xiàn)有研究的突破。未來，仍需對以下幾個方面進(jìn)行深入探索：①山東省農(nóng)產(chǎn)品銷售的外部市場遍及國內(nèi)外，論文選取北京、上海、天津作為代表，以及主導(dǎo)市場的確定，難以全面反映外部市場需求。②受數(shù)據(jù)獲取限制，論文因變量選取了2014年的截面數(shù)據(jù)，后續(xù)應(yīng)選擇面板數(shù)據(jù)對某一時間段內(nèi)農(nóng)業(yè)格局進(jìn)行研究。③魯西北、魯中、魯南和半島地區(qū)農(nóng)業(yè)格局空間分異的原因可能不同，需要分別進(jìn)行討論。④論文以第一產(chǎn)業(yè)增加值表征山東省農(nóng)業(yè)格局，而不同農(nóng)產(chǎn)品類別，具有各異的生產(chǎn)格局，未來需對各類農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)格局空間分異的決定因素予以討論。

參考文獻(xiàn)

[1] Kurosaki T. Specialization and Diversification in Agricultural Transformation： The Case of West Punjab， 1903-1992[J]. American Journal of Agricultural Economics， 2003， 85（2）：373-387.

[2] Aciksoz S. The cluster of urban agriculture： Case of Bartin-Turkey[J]. Tarim Bilimleri Dergisi—Journal of Agricultural Sciences， 2009， 15（4）： 348-357.

[3] 柏林川， 武蘭芳， 宋小青. 1995-2010年山東省糧食單產(chǎn)變化空間分異及均衡增產(chǎn)潛力[J]. 地理科學(xué)進(jìn)展， 2013， 32（8）：1257-1265.

[4] Deng W， Yang Y. Study on Agglomeration and Fluctuation Situation and Development Countermeasures of Economic Crop Production in Hunan Province[J]. Agricultural Science & Technology， 2013， 14（5）：797-802.

[5] Hyeon C， Byung-Joon W. Agro-industry cluster development in five transition economies[J]. Journal of Rural Development， 2006， 29（6）：85-119.

[6] 李二玲， 龐安超， 朱紀(jì)廣. 中國農(nóng)業(yè)地理集聚格局演化及其機(jī)制[J]. 地理研究， 2012， 31（5）： 885-898.

[7] 林正雨， 何鵬， 李曉，等. 四川省農(nóng)業(yè)地理集聚格局及演化機(jī)制研究[J]. 中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃， 2017， 38（1）： 207-215.

[8] 田山川， 張文忠. 中國鋼鐵工業(yè)空間格局的演化及影響機(jī)制[J]. 地理科學(xué)進(jìn)展， 2009， 28（4）： 537-545.

[9] Murray-Prior R， Israel F T， Bacus R G， et al. Reducing poverty through participatory action learning and action research processes with smallholder vegetable farmers in Mindanao[J]. Extension Farming Systems Journal， 2011， 7（2）： 109-114.

[10] Gruber S， Soci A. Agglomeration， Agriculture， and the Perspective of the Periphery[J]. Spatial Economic Analysis， 2010， 5（1）： 43-72.

[11] Emran M S， Shilpi F. The extent of the market and stages of agricultural specialization[J]. Policy Research Working Paper， 2012， 45（3）： 1125-1153.

[12] 范劍勇. 市場一體化、地區(qū)專業(yè)化與產(chǎn)業(yè)集聚趨勢——兼談對地區(qū)差距的影響[J]. 中國社會科學(xué)， 2004（6）： 39-51.

[13] Padmore T， Gibson H. Modelling systems of innovation： II. A framework for industrial cluster analysis in regions[J]. Research Policy， 1998， 26（6）： 625-641.

[14] 郭欣旺， 李瑩， 陳偉維，等. 基于GEM模型的甘肅省定西馬鈴薯農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集群競爭力研究[J]. 中國科技論壇， 2011（3）： 127-132.

[15] 桑瑞聰， 王洪亮. 本地市場需求、產(chǎn)業(yè)集聚與地區(qū)工資差異[J]. 產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究， 2011（6）：28-36.

[16] 周應(yīng)恒， 呂超， 周德. 我國蔬菜主產(chǎn)地形成的影響因素——以山東壽光為例[J]. 地理研究， 2012， 31（4）：687-700.

[17] 田維波. 我國農(nóng)業(yè)發(fā)展的空間結(jié)構(gòu)演化及其影響因素研究[D]. 重慶：西南大學(xué)， 2012： 76-80.

[18] 張建華. 一種簡便易用的基尼系數(shù)計算方法[J]. 山西農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版）， 2007， 6（3）： 275-278.

[19] Mundlak Y， Butzer R， Larson D F. Heterogeneous technology and panel data： The case of the agricultural production function[J]. Journal of Development Economics， 2012， 99（1）：139-149.

[20] 胡銘. 基于產(chǎn)業(yè)集群理論的農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志保護(hù)與發(fā)展[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題， 2008（5）：26-31.