董亞寧，顧 蕓，楊開忠，

(1．中國社會科學院 生態(tài)文明研究所，北京 100006；2．首都經(jīng)濟貿(mào)易大學 城市經(jīng)濟與公共管理學院，北京 100070)

一、問題提出

“十二五”以來中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)持續(xù)穩(wěn)定增長，水稻、小麥、玉米三大谷物自給率超過98%，農(nóng)產(chǎn)品總體供應充足，農(nóng)業(yè)收入持續(xù)增長。隨著人民生活水平的提高，人們對農(nóng)產(chǎn)品的消費需求開始更多地轉(zhuǎn)向追求質(zhì)量安全、品種多樣和特色優(yōu)質(zhì)，中國農(nóng)產(chǎn)品品牌建設也取得積極進展。截至2016年底，中國“三品一標”總數(shù)接近10.8萬個，無公害農(nóng)產(chǎn)品、綠色食品、有機食品和農(nóng)產(chǎn)品地理標志(1)地理標志是一種特殊的集體知識產(chǎn)權(quán)，其設立的初衷是保護一國的名優(yōu)土特產(chǎn)品。主要的地理標志產(chǎn)品為農(nóng)產(chǎn)品。分別達到7.8萬個、2.4萬個、3 844個和2 004個。

農(nóng)產(chǎn)品品牌作為無形資產(chǎn)能夠建立穩(wěn)定的消費群體、形成穩(wěn)定的市場份額進而有效促進農(nóng)業(yè)收入增長。然而，中國農(nóng)產(chǎn)品品牌建設面臨的發(fā)展不平衡不充分問題也日益凸顯，逐步成為制約人民日益增長的農(nóng)產(chǎn)品消費新需求的關(guān)鍵因素。不平衡方面，根據(jù)農(nóng)產(chǎn)品地理標志(2)中國地理標志的申報認證工作由工商總局、國家質(zhì)量監(jiān)督檢驗檢疫總局和農(nóng)業(yè)部3個部門負責。工商行政管理總局數(shù)據(jù)來自《中國商標年鑒》，質(zhì)量監(jiān)督檢疫總局數(shù)據(jù)來自地理標志產(chǎn)品保護政府網(wǎng)，農(nóng)業(yè)部數(shù)據(jù)來自中國農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全網(wǎng)。考慮到數(shù)據(jù)質(zhì)量和統(tǒng)計口徑因素，本文主要采用《中國商標年鑒》中的地理標志數(shù)據(jù)。分布情況來看，除部分城市數(shù)值缺失以外，地級市尺度上農(nóng)產(chǎn)品地理標志呈現(xiàn)明顯的空間差異。從三大區(qū)域(劃分區(qū)域時未包括香港、澳門、臺灣)(3)東部包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東以及海南；中部包括山西、吉林、黑龍江、江西、安徽、湖南、湖北以及河南；西部包括四川、廣西、云南、貴州、內(nèi)蒙古、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、重慶以及西藏。來看，總體上東部區(qū)域農(nóng)產(chǎn)品地理標志分布較多，中、西部地區(qū)相對稀疏，以2016年為例，東部、中部和西部地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品地理標志占比分別為46%、23.5%和30.5%。從城市層面來看，農(nóng)產(chǎn)品地理標志多的城市主要集中在長三角、珠三角和環(huán)渤海三大經(jīng)濟圈以及四川、重慶和東北三省。三大經(jīng)濟圈作為中國經(jīng)濟發(fā)展的核心區(qū)，擁有優(yōu)越的區(qū)位優(yōu)勢、良好的農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)，四川、重慶和東北三省作為農(nóng)業(yè)特色資源分布較為集中的區(qū)域，農(nóng)產(chǎn)品地理標志數(shù)量分布較多。不充分方面，根據(jù)《中國農(nóng)產(chǎn)品品牌發(fā)展研究報告》，中國農(nóng)產(chǎn)品品牌影響力尚且停留在局部和有限的時期。農(nóng)產(chǎn)品品牌數(shù)量與質(zhì)量、規(guī)模與效益的“不充分”特征比較明顯，農(nóng)產(chǎn)品滯銷賣難的現(xiàn)象依然常見，農(nóng)產(chǎn)品品牌建設任務依然艱巨繁重?；诖?，2018年中央一號文件提出：“制定和實施國家質(zhì)量興農(nóng)戰(zhàn)略規(guī)劃，……深入推進農(nóng)業(yè)綠色化、優(yōu)質(zhì)化、特色化、品牌化，調(diào)整優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力布局，推動農(nóng)業(yè)由增產(chǎn)導向轉(zhuǎn)向提質(zhì)導向。”

圖1 農(nóng)產(chǎn)品品牌、市場一體化與農(nóng)業(yè)增長差異

農(nóng)村在中國改革進程中最早引入市場機制，市場一體化對于促進農(nóng)業(yè)收入增長發(fā)揮了重要作用[1]。圖1顯示了以泰爾指數(shù)刻畫的中國省級農(nóng)產(chǎn)品品牌、市場一體化程度(4)本文使用王小魯?shù)?2019)[22]的方法測算的國內(nèi)市場一體化程度。該市場一體化程度包括產(chǎn)品市場的發(fā)育程度、要素市場的發(fā)育程度、市場中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境等多個維度，比較契合農(nóng)產(chǎn)品市場一體化的范疇。和農(nóng)業(yè)收入增長差異變動特征。從地區(qū)間差異的變化趨勢看，以地理標志為代表的農(nóng)產(chǎn)品品牌與農(nóng)業(yè)收入差異呈現(xiàn)一定相關(guān)關(guān)系；從時間趨勢看，2012年之前，市場一體化程度組間差異相對穩(wěn)定，但農(nóng)產(chǎn)品品牌地區(qū)間差異有所擴大，地區(qū)間農(nóng)業(yè)增長差異也呈現(xiàn)擴大趨勢；2012年以來，地區(qū)間農(nóng)業(yè)增長差異和農(nóng)產(chǎn)品品牌差異呈現(xiàn)同步縮小趨勢。

本文將基于新經(jīng)濟地理學理論在空間視角下探討農(nóng)產(chǎn)品品牌、市場一體化程度影響農(nóng)業(yè)收入增長的理論機理，進而為促進中國農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供一定理論依據(jù)。具體來說，本文嘗試將農(nóng)產(chǎn)品品牌和市場一體化程度納入理論框架，通過構(gòu)建空間一般均衡模型，分析農(nóng)產(chǎn)品品牌、市場一體化程度對農(nóng)業(yè)收入增長的影響。

二、文獻綜述

農(nóng)產(chǎn)品品牌和市場一體化程度是影響農(nóng)業(yè)收入增長和高質(zhì)量發(fā)展的重要因素。農(nóng)產(chǎn)品品牌方面，推進農(nóng)產(chǎn)品品牌建設是解決落后地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展滯后問題和農(nóng)產(chǎn)品滯銷難題的一個重要手段，也是促進農(nóng)業(yè)收入增長的有效方式。地理標志能夠反映一個區(qū)域自然稟賦、地理氣候、文化技術(shù)等特有屬性，因此常被用作衡量區(qū)域農(nóng)產(chǎn)品品牌。貝拉爾和馬切內(nèi)(Bérard & Marchenay，1995)認為地理標志可以提升本區(qū)域農(nóng)產(chǎn)品品牌知名度并促進農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增加[2]。國內(nèi)關(guān)于地理標志的研究早期主要集中于法律層面[3-4]，近年來陸續(xù)有學者從地理標志角度研究農(nóng)產(chǎn)品品牌的經(jīng)濟意義。劉華軍(2011)開展了地理標志的空間分布與品牌溢出效應研究[5]。夏龍等(2014)實證研究了地理標志農(nóng)產(chǎn)品對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的促進作用[6]。崔劍峰(2019)概述了發(fā)達國家農(nóng)產(chǎn)品品牌建設的做法并提出了對中國農(nóng)產(chǎn)品品牌建設的啟示[7]。

市場一體化方面，已有研究大多從貿(mào)易便利化水平、貿(mào)易成本、運輸成本和農(nóng)產(chǎn)品信息化角度進行研究。費利佩和古瑪(Felipe & Kumar，2012)通過引力模型實證發(fā)現(xiàn)提高貿(mào)易便利化程度可以促進農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易[8]。佩爾松(Persson，2013)研究發(fā)現(xiàn)出口時間每下降1%，同質(zhì)化和差異化農(nóng)產(chǎn)品出口量將分別提升0.4%和0.7%[9]。國內(nèi)學者認為貿(mào)易便利化可以促進農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易。譚晶榮和潘華曦(2016)測算了中國與“一帶一路”沿線58個國家的貿(mào)易便利化水平，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易便利化是影響中國與“一帶一路”沿線國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的重要因素[10]。崔鑫生等(2019)采用引力模型并基于中國省域貿(mào)易便利化調(diào)查數(shù)據(jù)檢驗了省域貿(mào)易便利化對省級層面農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響[11]。陳秀蘭等(2019)針對中國農(nóng)產(chǎn)品流通難題，提出了農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)市場提檔升級的模式與路徑[12]。總的來看，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與物流成本影響農(nóng)產(chǎn)品市場價格，使得農(nóng)產(chǎn)品市場競爭力下降，進而影響農(nóng)業(yè)發(fā)展的整體水平。農(nóng)產(chǎn)品信息化方面，韓海彬和張莉(2015)提出農(nóng)業(yè)信息化將先進的信息技術(shù)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中進行推廣和應用有助于新技術(shù)和新知識在農(nóng)村地區(qū)的傳播與擴散，從而加快農(nóng)業(yè)技術(shù)進步[13]。劉德剛(2019)認為在傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)模式中融入現(xiàn)代化技術(shù)，可以通過產(chǎn)品流通信息把握市場需求，提高產(chǎn)品市場均衡發(fā)展[14]。隋博文和譚翔(2019)通過跨境農(nóng)產(chǎn)品供應鏈脆弱性的分析，也提出要加強政策、價格、供求等市場信息的搜集和研判[15]。

上述研究從農(nóng)產(chǎn)品品牌和市場一體化程度方面闡述了影響農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響因素，為促進農(nóng)業(yè)平衡充分發(fā)展做出了有益探索，但也存在諸多局限：第一，大量研究探討了農(nóng)產(chǎn)品品牌對于農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響，但是多數(shù)研究往往側(cè)重描述性定量化研究，鮮有理論機制層面的深入探討，相關(guān)機制研究開拓空間很大；第二，多數(shù)研究從單一維度開展，實際上農(nóng)產(chǎn)品品牌和市場一體化對于農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響作用是協(xié)同融合的；第三，多數(shù)研究基于單區(qū)域均衡，鮮有基于一般均衡框架開展多區(qū)域研究。實際上，隨著市場一體化條件的完善，跨區(qū)域農(nóng)產(chǎn)品消費將成為常態(tài)。因此，如何在多區(qū)域空間視角下，將農(nóng)產(chǎn)品品牌和市場一體化的影響機制納入統(tǒng)一框架系統(tǒng)分析農(nóng)業(yè)收入增長問題成為一個重要理論議題。

三、理論分析

借鑒新經(jīng)濟地理學理論和已有相關(guān)研究[16-19]，在多區(qū)域空間視角下將農(nóng)產(chǎn)品品牌和市場一體化納入統(tǒng)一框架構(gòu)建理論模型。假設一個多區(qū)域經(jīng)濟體R：由N個區(qū)域組成，且N個區(qū)域?qū)構(gòu)成一個連續(xù)性分割(R1，…RN)；在空間關(guān)系上農(nóng)產(chǎn)品消費地與生產(chǎn)地可以分離，每個區(qū)域在農(nóng)產(chǎn)品品牌、市場一體化程度方面存在差異性；農(nóng)業(yè)部門由農(nóng)民以土地(L)和資本(K)為要素進行農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)。

(一)消費者偏好與農(nóng)產(chǎn)品需求

每個區(qū)域內(nèi)農(nóng)業(yè)部門提供多樣化農(nóng)產(chǎn)品。以區(qū)域r代表性農(nóng)產(chǎn)品消費者為例，消費者可以選擇多區(qū)域農(nóng)產(chǎn)品消費，其效用函數(shù)為CES效用函數(shù)：

(1)

其中，n表示消費者消費區(qū)域R農(nóng)產(chǎn)品種類，bR表示消費者面臨的區(qū)域R農(nóng)產(chǎn)品品牌化程度。cAj為消費者對區(qū)域R第j種農(nóng)產(chǎn)品的消費量，ρ表示多樣性偏好，滿足ρ=σ-1/σ，σ表示農(nóng)產(chǎn)品替代彈性。

對于區(qū)域r代表性消費者而言，通過支出最小化，可得代表性消費者對本區(qū)域r和其他區(qū)域R多樣化農(nóng)產(chǎn)品消費量分別為：

(2)

其中，Yr為區(qū)域r農(nóng)產(chǎn)品消費總支出，pr、pR分別表示消費者面臨的區(qū)域r和其他區(qū)域R農(nóng)產(chǎn)品“地頭”價格。

(二)農(nóng)產(chǎn)品供給與均衡分析

對于農(nóng)業(yè)部門，假設以規(guī)模報酬遞增和不完全競爭為特征，每個區(qū)域由農(nóng)民(農(nóng)業(yè)企業(yè)、農(nóng)業(yè)從業(yè)者)利用土地資源和物質(zhì)資本進行農(nóng)產(chǎn)品種植，種植地方差異化農(nóng)產(chǎn)品需要單位土地作為固定成本，aS單位資本作為可變成本，單位資本的名義收益為wK，并將其作為計價單位，即wK=1。由此，區(qū)域r農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)成本函數(shù)為：

cAr=f(Lr，Kr)=Lr+aSrKr

(3)

pr=wraSr/(1-1/σ)

(4)

根據(jù)農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)函數(shù)，區(qū)域r和其他區(qū)域R農(nóng)民(農(nóng)業(yè)企業(yè)、農(nóng)戶)收益分別為：

(5)

(6)

進一步地，兩個區(qū)域農(nóng)業(yè)部門總收益分別為：

Er=srπr，ER=sRπR

(7)

(三)數(shù)理分析

通過上述理論模型可以發(fā)現(xiàn)，消費者尋求自身效用最大化的消費決策，農(nóng)產(chǎn)品品牌和市場一體化程度共同影響農(nóng)業(yè)收入增長。下面分別從直接影響效應和空間溢出效應兩個維度探討農(nóng)產(chǎn)品品牌和市場一體化程度影響農(nóng)民(農(nóng)業(yè)企業(yè)、農(nóng)業(yè)從業(yè)者)和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)總收益分析。

(8)

可以看出，區(qū)域r農(nóng)產(chǎn)品品牌化程度br對區(qū)域r農(nóng)民收入水平具有顯著的正向影響，即提高本地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品品牌化程度有助于吸引更多消費者，進而提高農(nóng)民收入水平。同理將式(6)對bR求導可得?πR/?bR>0，這意味著對于其他區(qū)域而言，提升區(qū)域自身農(nóng)產(chǎn)品品牌化程度有利于本區(qū)域農(nóng)業(yè)收入增長。

接著分析區(qū)域r農(nóng)產(chǎn)品品牌br和其他區(qū)域R農(nóng)產(chǎn)品品牌bR對區(qū)域農(nóng)業(yè)收入增長的影響。將式(7)分別對br、bR求導，滿足?Er/?br>0，?ER/?bR>0?？梢钥闯?，提升本地農(nóng)產(chǎn)品品牌化程度能顯著促進本區(qū)域農(nóng)業(yè)收入水平，是提升區(qū)域農(nóng)業(yè)核心競爭力、實現(xiàn)農(nóng)業(yè)跨越發(fā)展的制勝之道。

進一步分析區(qū)域r和其他區(qū)域R農(nóng)產(chǎn)品市場一體化程度φrr和φrR對農(nóng)民(農(nóng)業(yè)企業(yè)、農(nóng)業(yè)從業(yè)者)收入水平的影響，將式(5)對φrr求導可得：

(9)

由式(9)可以看出，提升區(qū)域r本地農(nóng)產(chǎn)品市場一體化程度φrr能夠明顯促進區(qū)域r農(nóng)業(yè)收入增長；將式(6)對φrR求導可得?πR/?φrR>0，意味著提升本區(qū)域農(nóng)產(chǎn)品市場一體化程度能夠有效促進農(nóng)業(yè)收入增長。同樣，將式(7)分別對φrr、φrR求導，滿足?Er/?φrr>0，?ER/?φrR>0，即提升農(nóng)產(chǎn)品市場一體化程度φrr和φrR能顯著促進本區(qū)域農(nóng)業(yè)總體收入水平。

空間溢出效應方面，首先分析區(qū)域r農(nóng)產(chǎn)品品牌br對區(qū)域R農(nóng)民收入水平的影響，通過求導滿足?πR/?br<0、?πr/?bR<0，即提高本地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品品牌化程度對其他區(qū)域農(nóng)業(yè)收入水平呈現(xiàn)負向影響關(guān)系。同理，將式(7)分別對bR、br求導，滿足?Er/?bR<0，?ER/?br<0?？梢钥闯觯镜剞r(nóng)產(chǎn)品品牌對外地農(nóng)民收入具有負向空間溢出效應。進一步分析農(nóng)產(chǎn)品市場一體化程度對于外地農(nóng)民收入水平的空間溢出效應，可以得到?πr/?φrR<0、?πR/?φr<0、?Er/?φrR<0、?ER/?φr<0。通過上述數(shù)理分析發(fā)現(xiàn)，得出如下命題：

命題：農(nóng)產(chǎn)品品牌、市場一體化程度是影響農(nóng)業(yè)收入增長的重要因素；直接效應方面，農(nóng)產(chǎn)品品牌化程度和市場一體化程度對于農(nóng)業(yè)收入增長具有顯著正向促進效應；空間溢出效應方面，農(nóng)產(chǎn)品品牌化程度和市場一體化程度對于農(nóng)業(yè)收入增長具有負向空間溢出效應。

完整的圖像信息傳入FIFO中后,從FIFO中讀出到ADV212進行圖像的壓縮。壓縮模塊使用encode模式,壓縮倍數(shù)為1∶48。壓縮數(shù)據(jù)之前,先發(fā)送幀頭55AAFAF900,壓縮數(shù)據(jù)的長度,狀態(tài)字,然后再發(fā)送壓縮數(shù)據(jù)。讀取數(shù)據(jù)之前首先判斷當前幀的壓縮數(shù)據(jù)是否讀取完畢,壓縮完畢后,發(fā)送幀尾F9FA[9]。最后將壓縮完的數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為異步串行數(shù)據(jù),通過RS422傳輸協(xié)議傳給上位機,最終顯示出圖像信息。

四、實證檢驗

(一)農(nóng)產(chǎn)品品牌、市場一體化影響農(nóng)業(yè)收入增長的直接效應檢驗

根據(jù)命題，農(nóng)產(chǎn)品品牌化程度和市場一體化程度對農(nóng)業(yè)收入增長具有顯著正向促進效應。為檢驗這一直接效應，設固定效應模型表達式如下：

lnGROWi，t=α+β1lnZi，t+β2lnXi，t+μi+ε

(10)

式(10)中GROW表示被解釋變量，Z和X分別表示核心解釋變量和控制變量，μ和ε分別表示個體固定效應和隨機誤差項。為了更有效地進行實證，本文采用穩(wěn)健標準誤的固定效應模型。

被解釋變量(GROW)。被解釋變量是農(nóng)業(yè)收入增長水平，本文選取第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員人均增加值(記作GDPc)和第一產(chǎn)業(yè)增加值(記作GDP)來衡量，并作了不變價處理。其中，第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員人均增加值作為基準回歸時的被解釋變量，第一產(chǎn)業(yè)增加值(億元)作為穩(wěn)健性檢驗分析的被解釋變量。

核心解釋變量(Z)。根據(jù)分析結(jié)果，農(nóng)產(chǎn)品品牌和市場一體化程度是實證檢驗的核心解釋變量。地理標志農(nóng)產(chǎn)品認證是農(nóng)產(chǎn)品的品牌化表現(xiàn)，本文選取區(qū)域農(nóng)產(chǎn)品地理標志(記作geo)來衡量農(nóng)產(chǎn)品品牌。市場一體化程度方面，巴西利和衛(wèi)(Parsley & Wei，1996)、陸銘和陳釗(2009)基于各省份商品零售價格分類指數(shù)測算中國國內(nèi)市場一體化程度[20-21]，王小魯?shù)?2019)從產(chǎn)品市場的發(fā)育程度、要素市場的發(fā)育程度等多維度測算中國國內(nèi)市場一體化程度[22]。結(jié)合本文理論模型，再考慮數(shù)據(jù)可得性，本文參考王小魯?shù)?2019)[22]的研究測算市場一體化指標(記作segm)。

控制變量(X)。固定資產(chǎn)投資、城鎮(zhèn)化率、對外開放程度以及農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也是影響農(nóng)業(yè)收入增長的重要因素。其中，農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資反映農(nóng)業(yè)資本投入，選取農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資由農(nóng)、林、牧、漁業(yè)固定資產(chǎn)投資(百萬元)除以農(nóng)作物總播種面積(千公頃(5)1千公頃等于10平方千米。)計算所得(記作inv)，并做了不變價處理。根據(jù)經(jīng)驗事實，城鎮(zhèn)化率越高，本地農(nóng)業(yè)收入水平也越高。城鎮(zhèn)化率由城鎮(zhèn)常住人口數(shù)(萬人)除以年末人口總數(shù)(萬人)計算而得(記作popr)。對外開放程度用進出口總額(千美元)表示(記作open)。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)用第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重(%)表示(記作GDPfir)。

具體指標見表1。

表1 指標刻畫與變量定義

所有數(shù)據(jù)均來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國商標年鑒》?；跀?shù)據(jù)可得性，選取2010—2016年30個省份(不包括西藏和港澳臺地區(qū))的數(shù)據(jù)。為保證數(shù)據(jù)平衡性，對第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員指標的個別缺失值進行補缺。此外，為了消除變量間量綱關(guān)系，數(shù)據(jù)經(jīng)過了對數(shù)化處理，表2為變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表2 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

為了進行全面系統(tǒng)的分析，本文分別從全國層面和區(qū)域?qū)用孢M行直接效應檢驗分析(見表3)。經(jīng)過豪斯曼檢驗，實證模型選擇固定效應模型。表3列(1)顯示了全國層面的結(jié)果，可以看出農(nóng)產(chǎn)品品牌和市場一體化程度顯著促進了農(nóng)業(yè)收入增長，這與理論命題完全一致。農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資水平、城鎮(zhèn)化率、對外開放和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)均顯著促進農(nóng)業(yè)收入增長。列(2)和列(3)分別顯示了東部和中、西部區(qū)域回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品品牌和市場一體化程度對于東部地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展的促進作用大于中、西部地區(qū)，這也解釋了圖1。盡管區(qū)域農(nóng)產(chǎn)品品牌化程度和市場一體化程度差異與區(qū)域農(nóng)業(yè)收入差異同步縮小，但是東部和中、西部區(qū)域農(nóng)業(yè)收入絕對差異依舊較大。為此，中、西部地區(qū)更應強化提升本地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品品牌建設和農(nóng)業(yè)市場化體系建設。東部地區(qū)農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資和中、西部地區(qū)城鎮(zhèn)化率與農(nóng)業(yè)收入增長呈顯著正相關(guān)關(guān)系，而東部地區(qū)城鎮(zhèn)化率和中、西部地區(qū)農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資與農(nóng)業(yè)發(fā)展呈負相關(guān)關(guān)系，但未通過顯著性檢驗。這可能與區(qū)域的不同發(fā)展階段和農(nóng)地特征有關(guān)。東部地區(qū)的城鎮(zhèn)化率已達到較高的水平，而中、西部地區(qū)城鎮(zhèn)化率相對較低。西部地區(qū)城鎮(zhèn)化水平能夠顯著提升農(nóng)業(yè)收入水平，但由于西部氣候條件和農(nóng)地特征，農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資條件要求也更高。東部地區(qū)和中、西部地區(qū)對外開放程度與農(nóng)業(yè)發(fā)展均呈正相關(guān)。盡管東部地區(qū)未達到顯著性水平，但中、西部地區(qū)則非常顯著。東部地區(qū)和中、西部地區(qū)的第一產(chǎn)業(yè)比重與農(nóng)業(yè)收入增長均具有顯著的正向關(guān)系，這體現(xiàn)了農(nóng)業(yè)發(fā)展的規(guī)模經(jīng)濟效應。

表3 直接效應檢驗基準回歸結(jié)果

為保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，進一步選取第一產(chǎn)業(yè)增加值作為被解釋變量進行穩(wěn)健性檢驗，從結(jié)果來看，與基準回歸結(jié)果基本一致，控制變量結(jié)果也與基準回歸結(jié)果基本一致(6)限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果未列，備索。。

(二)農(nóng)產(chǎn)品品牌、市場一體化影響農(nóng)業(yè)收入增長的空間溢出效應檢驗

根據(jù)命題，農(nóng)產(chǎn)品品牌化程度和市場一體化程度對于農(nóng)業(yè)收入增長具有空間溢出效應?；谵r(nóng)產(chǎn)品品牌和市場一體化程度對農(nóng)業(yè)發(fā)展具有時間緯度的增長效應和空間緯度的溢出效應這一理論推斷，借鑒相關(guān)研究選擇空間動態(tài)面板杜賓模型進行估計分析[23-24]：

Yit=τYit-1+αXit+βWXit+μt+εt

(11)

其中，τ為被解釋變量的時間滯后項系數(shù)；α為解釋變量的直接影響系數(shù)，衡量解釋變量對經(jīng)濟增長的影響程度；β為解釋變量的空間滯后項系數(shù)，衡量解釋變量對經(jīng)濟增長的空間溢出作用；W為空間權(quán)重矩陣；WXit表示解釋變量的空間溢出項。為了更有效地解決被解釋變量與解釋變量之間的內(nèi)生性問題，采用系統(tǒng)線性動態(tài)面板回歸法進行模型估計。

基于變量選取，設定如下計量模型：

(12)

式(12)中，wij為空間權(quán)重矩陣。事實上，不同空間單元農(nóng)產(chǎn)品之間的相關(guān)性除了受距離因素影響之外，可能還會受到經(jīng)濟因素的影響?；诖耍瑯?gòu)建經(jīng)濟特征空間權(quán)重矩陣wij，表達式為：

(13)

式(13)中，Ei表示i地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)GDP；dij為i地區(qū)與j地區(qū)之間的距離；i和j分別表示不同的地區(qū)；該矩陣兼顧了地區(qū)之間的經(jīng)濟聯(lián)系和空間關(guān)系。

表4報告了基于經(jīng)濟地理矩陣的空間動態(tài)面板杜賓模型回歸結(jié)果。從檢驗結(jié)果看，全國范圍內(nèi)的空間莫蘭指數(shù)值顯著，顯示存在空間相關(guān)性關(guān)系。以全國為例來具體分析：(1)被解釋變量的時間滯后項系數(shù)為0.44，且在1%水平下顯著，這表明農(nóng)業(yè)收入增長受上期基數(shù)影響較大；(2)農(nóng)產(chǎn)品品牌和市場一體化程度對農(nóng)業(yè)收入增長的直接效應顯著為正，相關(guān)系數(shù)分別為0.065和0.032，符合理論命題預期；(3)城鎮(zhèn)化率、對外開放度和第一產(chǎn)業(yè)占比等控制變量對農(nóng)業(yè)收入增長的直接效應與農(nóng)業(yè)收入增長均呈正相關(guān)，除農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資外，其他控制變量都達到顯著性水平；(4)周邊市場一體化程度對本地農(nóng)業(yè)收入增長產(chǎn)生顯著抑制作用，而周邊農(nóng)產(chǎn)品品牌對本地農(nóng)業(yè)收入增長的影響未達到顯著性要求，這驗證了市場一體化程度對農(nóng)業(yè)收入增長的空間溢出效應，而農(nóng)產(chǎn)品品牌化程度的空間溢出效應尚未體現(xiàn)，這從計量理論層面驗證了《中國農(nóng)產(chǎn)品品牌發(fā)展研究報告》中中國農(nóng)產(chǎn)品品牌影響力相對停留在局部的結(jié)論；(5)周邊城鎮(zhèn)化率和第一產(chǎn)業(yè)占比對本地農(nóng)業(yè)收入增長存在正向溢出效應。與全國范圍不同，分區(qū)域的實證結(jié)果呈現(xiàn)出分異特征，這也體現(xiàn)了中國大國特征下農(nóng)業(yè)收入增長的復雜影響機制。

表4 空間溢出效應檢驗回歸結(jié)果(經(jīng)濟地理矩陣)

為保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用地理鄰接空間權(quán)重矩陣進行穩(wěn)健性檢驗。表5報告了基于鄰接矩陣的空間動態(tài)面板杜賓模型回歸結(jié)果。大多計量結(jié)果與采用經(jīng)濟距離矩陣時的基本一致。具體來看：(1)被解釋變量的時間滯后項系數(shù)為0.431，且在1%水平下顯著；(2)農(nóng)產(chǎn)品品牌和市場一體化程度對農(nóng)業(yè)收入的直接增長效應顯著為正，相關(guān)系數(shù)分別為0.091和0.051，與采用經(jīng)濟距離矩陣時的結(jié)果基本一致；(3)農(nóng)業(yè)收入增長與農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資、城鎮(zhèn)化率、對外開放和第一產(chǎn)業(yè)占比與采用經(jīng)濟距離矩陣時的結(jié)果基本一致；(4)周邊農(nóng)產(chǎn)品品牌和市場一體化程度對本地農(nóng)業(yè)收入增長產(chǎn)生抑制作用，但尚未達到顯著性水平；(5)周邊城鎮(zhèn)化率對本地農(nóng)業(yè)收入增長產(chǎn)生顯著促進作用，原因在于周邊越來越多的非農(nóng)人口需要購買農(nóng)產(chǎn)品，使得農(nóng)產(chǎn)品市場總體需求擴大，有利于本地農(nóng)產(chǎn)品銷售。東部地區(qū)和中、西部地區(qū)的空間莫蘭指數(shù)值并不顯著，未反映出空間相關(guān)性特征。

表5 空間溢出效應檢驗回歸結(jié)果(鄰接矩陣)

五、結(jié)論與建議

本文研究發(fā)現(xiàn)提高農(nóng)產(chǎn)品品牌化程度和市場一體化程度對本地農(nóng)業(yè)收入增長具有正向促進作用，農(nóng)產(chǎn)品品牌和市場一體化程度對于周邊區(qū)域具有負向空間溢出效應。選取省級層面數(shù)據(jù)進行實證檢驗發(fā)現(xiàn)，除農(nóng)產(chǎn)品品牌的空間溢出效應尚未體現(xiàn)，全國層面的實證分析驗證了理論命題；分區(qū)域的檢驗呈現(xiàn)分異特征，農(nóng)產(chǎn)品品牌和市場一體化程度對于東部地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展的促進作用大于中西部地區(qū)。

上述結(jié)論的啟示是：第一，要全面推進品牌強農(nóng)戰(zhàn)略，按照鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的部署要求，立足資源稟賦，強化種業(yè)創(chuàng)新水平，著力塑造品牌特色，提升農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)，加快構(gòu)建現(xiàn)代農(nóng)業(yè)品牌體系，充分釋放農(nóng)產(chǎn)品品牌的空間溢出競爭力；同時要加強農(nóng)產(chǎn)品品牌保護、品牌營銷與區(qū)域協(xié)作，嚴格控制地理標志農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量，強化農(nóng)產(chǎn)品地理標志使用監(jiān)管，完善地理標志農(nóng)產(chǎn)品認定體系。第二，要著力提高農(nóng)產(chǎn)品市場一體化程度，科學規(guī)劃農(nóng)產(chǎn)品流通布局，加大農(nóng)產(chǎn)品運輸基礎(chǔ)設施投入，大規(guī)模發(fā)展農(nóng)產(chǎn)品物流通道與批發(fā)市場；要打破農(nóng)產(chǎn)品區(qū)域市場分割，加快農(nóng)產(chǎn)品區(qū)域市場一體化體系建設，不斷擴大農(nóng)產(chǎn)品市場銷售范圍；建立科學系統(tǒng)的農(nóng)產(chǎn)品物流成本核算體系，降低農(nóng)產(chǎn)品物流、人力和技術(shù)成本，完善農(nóng)產(chǎn)品價格形成機制。第三，要加快提升農(nóng)業(yè)信息化水平，推進農(nóng)業(yè)電子商務和農(nóng)業(yè)物聯(lián)網(wǎng)建設，提高農(nóng)產(chǎn)品物流信息化程度，強化對相關(guān)技術(shù)的開發(fā)和人才的培養(yǎng)，構(gòu)筑全國農(nóng)產(chǎn)品信息化平臺；要發(fā)展數(shù)字農(nóng)業(yè)、智慧農(nóng)業(yè)，促進數(shù)字經(jīng)濟與農(nóng)業(yè)深度融合，以數(shù)字信息技術(shù)推動農(nóng)業(yè)全產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，提升全產(chǎn)業(yè)鏈效率。

需要說明的是，本文僅在省級層面進行了分析。實際上，農(nóng)產(chǎn)品品牌、市場一體化的復雜作用在更小區(qū)域尺度會更加明顯，開展更加微觀尺度的相關(guān)研究至關(guān)重要。