中國綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域異質(zhì)性及成因研究

朱文濤

（暨南大學(xué) 產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究院，廣東 廣州 510632）

中國綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域異質(zhì)性及成因研究

朱文濤

（暨南大學(xué) 產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究院，廣東 廣州 510632）

文章基于中國省級面板數(shù)據(jù)，采用基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)和對數(shù)離差均值三項互補性指標(biāo)，定量分析了中國綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域異質(zhì)性，并在綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展決定方程基礎(chǔ)上，利用Shaply分解方法，實證估算影響綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域異質(zhì)性各因素貢獻率。研究結(jié)果表明，我國綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域異質(zhì)性主要受到產(chǎn)業(yè)集聚、收入水平、勞動力、資本和土地等要素影響，在異質(zhì)性貢獻方面，產(chǎn)業(yè)集聚是綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域異質(zhì)性的首要原因，其次為收入水平，再次為資本要素，而勞動力及土地等投入要素的貢獻率較低，基于研究結(jié)論，提出了促進綠色食品產(chǎn)業(yè)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的政策建議。

綠色食品；異質(zhì)性；成因；Shaply分解

一、引言及文獻回顧

綠色食品產(chǎn)業(yè)作為融合經(jīng)濟效益、社會效益和生態(tài)效益為一體的新興產(chǎn)業(yè)，適應(yīng)了消費者需求的變化和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的要求。近年來，我國綠色食品產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)出良好的發(fā)展勢頭。根據(jù)農(nóng)業(yè)部綠色食品發(fā)展研究中心統(tǒng)計，2015年我國綠色食品國內(nèi)年銷售額已達到4 383.2億元，出口額達到22.8億美元。但與此同時，綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展也呈現(xiàn)出明顯區(qū)域異質(zhì)性特征，具體表現(xiàn)為，有些區(qū)域綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展程度較高，這些地區(qū)無論是從綠色食品認(rèn)證企業(yè)數(shù)、認(rèn)證產(chǎn)品數(shù)還是綠色食品產(chǎn)出量均呈現(xiàn)較大規(guī)模，綠色食品供應(yīng)充足，甚至出現(xiàn)區(qū)域性過剩，而出現(xiàn)價格下跌和產(chǎn)品滯銷局面；有些地區(qū)綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展程度低，認(rèn)證企業(yè)數(shù)、認(rèn)證產(chǎn)品數(shù)和產(chǎn)出數(shù)量均處于較低水平，不能很好地滿足當(dāng)?shù)厥袌龅男枨?，供需矛盾較為突出。

綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展的區(qū)域異質(zhì)性，是各地區(qū)綠色食品供需失衡的重要原因。因此，開展對綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域異質(zhì)性問題的研究顯得十分必要，只有明確綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域異質(zhì)性的成因，才能更好地促進各區(qū)域綠色食品產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展，以實現(xiàn)各地區(qū)綠色食品的供需平衡。在此背景下，本文以新的視角和研究方法，開展對綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域異質(zhì)性問題的研究，以期為更好地促進我國各區(qū)域綠色食品產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展提供參考。

綠色食品是具有中國特色的概念，在國外與綠色食品相似的是有機食品，因此可將國外的有機食品視為與我國綠色食品相同的一類食品加以考察。近年來，隨著綠色食品產(chǎn)業(yè)的興起，國內(nèi)外學(xué)者對綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響因素開展了諸多研究。Zepeda（2006）采用焦點小組研究方法，考察了影響有機食品購買的因素，其研究發(fā)現(xiàn)認(rèn)知度和價格是阻礙有機食品消費的兩大關(guān)鍵因素［1］。Zepeda（2012）研究發(fā)現(xiàn)對環(huán)境問題、健康的關(guān)注是影響美國有機食品市場發(fā)展的重要原因，家庭結(jié)構(gòu)和收入也是有機食品市場發(fā)展的重要影響因素［2］。Zhu（2013）認(rèn)為教育水平影響了人們的綠色食品消費意愿，而收入水平卻決定了消費意愿能否轉(zhuǎn)化為消費行為［3］。Rous?seau（2013）的研究發(fā)現(xiàn)消費者對帶有有機食品標(biāo)簽的蘋果愿意支付更高的價格，有機食品標(biāo)簽對非素食主義者、有機食品購買?？鸵约白匀槐Ｗo組織成員的影響更為顯著［4］。Nuttavuthisit（2015）的研究發(fā)現(xiàn)信任度影響了消費者再次購買綠色食品的行為選擇，而缺乏消費者信任是有機食品市場發(fā)展的阻礙因素［5］。Larsson（2013）認(rèn)為市場發(fā)展是有機農(nóng)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)，而政府參與與有機農(nóng)業(yè)較高程度的發(fā)展密切相關(guān)［6］。Bjorkhaug（2013）研究了挪威有機農(nóng)業(yè)發(fā)展的相鄰效應(yīng)，其研究發(fā)現(xiàn)在挪威直轄市的某些地區(qū)有機農(nóng)業(yè)發(fā)展的相鄰效應(yīng)十分明顯［7］。Ilbery（2016）對威爾士西南部地區(qū)和英格蘭東南部有機農(nóng)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r進行比較，發(fā)現(xiàn)需求差異是引起兩地有機農(nóng)業(yè)發(fā)展差異的關(guān)鍵性因素［8］。國內(nèi)學(xué)術(shù)界對綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展的研究，主要集中于綠色食品購買行為、綠色食品產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及產(chǎn)業(yè)競爭力方面，在綠色食品購買行為影響因素的研究中，較具代表性的如靳明（2008）［9］、孫劍（2010）［10］、宋亞非（2012）［11］、杜騰（2012）［12］、黃光（2013）［13］等。而在綠色食品產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及產(chǎn)業(yè)競爭力方面，王德章（2009）分析了中國綠色食品產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的特點、問題及原因，并通過構(gòu)建產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級模型，研究了綠色食品產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級問題［14］。宋國宇（2011）通過實證研究發(fā)現(xiàn)綠色食品產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展中存在的結(jié)構(gòu)性障礙和矛盾制約了產(chǎn)業(yè)發(fā)展的質(zhì)量和效率的提高［15］。韓楊（2010）認(rèn)為2003年是中國綠色食品產(chǎn)業(yè)形成期與成長期的“臨界點”，中國綠色食品產(chǎn)業(yè)已經(jīng)成功跨越產(chǎn)業(yè)形成期，處于成長期向成熟期過渡階段［16］。王德章（2011）運用因子聚類方法重點分析了黑龍江省綠色食品產(chǎn)業(yè)在全國市場競爭中的地位變化［17］。關(guān)于綠色食品產(chǎn)業(yè)，國內(nèi)研究多集中于消費者購買行為角度、綠色食品產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化或綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展階段角度去考察綠色食品在我國的發(fā)展，而綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域異質(zhì)性及影響因素實證研究方面文獻較少。

區(qū)域異質(zhì)性原因解釋的研究中，基于回歸方程的夏普利值分解方法，近年來在國內(nèi)外得到日益廣泛的應(yīng)用。李敬（2007）利用夏普利值分解方法對中國區(qū)域金融發(fā)展差異進行解釋，其研究認(rèn)為經(jīng)濟地理條件和國家政策傾斜是區(qū)域金融發(fā)展差異的主要原因［18］。李勇（2010）利用夏普利值分解方法，對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)區(qū)域差異的影響因素進行分解，分解結(jié)果表明省際固有地理因素、制造業(yè)市場的交易效率對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)區(qū)域差異產(chǎn)生非常重要的影響［19］。趙峰（2014）利用基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)和對數(shù)離差均值三項互補性指標(biāo)，從省際和東中西部視角對我國流通產(chǎn)業(yè)區(qū)域差異進行測度［20］。劉維林（2014）利用夏普利值方法對我國保險產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異的影響因素進行分解，其研究認(rèn)為資源稟賦、制度文化和空間成本推動了產(chǎn)業(yè)地區(qū)差異的擴大［21］。祝仲坤（2015）利用基尼系數(shù)測算了農(nóng)業(yè)保險區(qū)域差異，并運用夏普利值分解方法對農(nóng)業(yè)保險區(qū)域差異的影響因素貢獻率進行分解，其分解結(jié)果表明農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展差異是農(nóng)業(yè)保險區(qū)域差異的主要原因，地區(qū)的社會環(huán)境及保險市場差異也是形成區(qū)域差異的重要影響因素［22］。

本文以2010-2015年全國30省份綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，利用基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)和對數(shù)離差均值等區(qū)域差異測度指標(biāo)，對我國綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異進行測度，對影響綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異因素進行定量分析，并利用夏普利值分解方法，對綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異成因進行分解，估算出各因素在差異形成中的貢獻率，進而提出促進綠色食品產(chǎn)業(yè)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的相關(guān)政策建議。

二、綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展的區(qū)域異質(zhì)性分析

（一）綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展異質(zhì)性的可視化描述

無論是從綠色食品產(chǎn)量、認(rèn)證企業(yè)數(shù)、認(rèn)證產(chǎn)品數(shù)，還是從環(huán)境監(jiān)測面積來看，綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展均呈現(xiàn)出明顯的區(qū)域異質(zhì)性特征。本文利用Geoda軟件繪制了綠色食品產(chǎn)量、認(rèn)證企業(yè)數(shù)、認(rèn)證產(chǎn)品數(shù)及環(huán)境監(jiān)測面積的區(qū)域分布圖①。如圖1-圖4所示。

圖1 綠色食品認(rèn)證企業(yè)數(shù)區(qū)域分布（單位：個）

圖2 綠色食品認(rèn)證產(chǎn)品數(shù)區(qū)域分布（單位：個）

圖1可視化分布圖所示的是2015年有效使用綠色食品標(biāo)志的綠色食品企業(yè)數(shù)區(qū)域分布情況。圖中可以看出，有效使用綠色食品標(biāo)志的企業(yè)數(shù)量較多的省份大多位于東部經(jīng)濟較為發(fā)達的地區(qū)或農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)較好省份。2015山東省有效使用綠色食品標(biāo)志企業(yè)數(shù)量最多為1 276家，其次為江蘇948家，另外浙江、黑龍江、安徽、湖北、四川等省份綠色食品標(biāo)志企業(yè)數(shù)量均在400家以上。圖2所示的是綠色食品認(rèn)證產(chǎn)品數(shù)的區(qū)域分布，2015年全國有效使用綠色食品標(biāo)志的產(chǎn)品數(shù)達到21 186個，山東省有效使用綠色食品標(biāo)志產(chǎn)品數(shù)量最多為3 509個，其次為江蘇省和黑龍江省，分別為2 195個和1 738個。另外湖北、安徽、浙江、四川、河北等省份也是綠色食品認(rèn)證產(chǎn)品數(shù)量較多地區(qū)，認(rèn)證產(chǎn)品數(shù)均超過1 000個。

圖3 綠色食品產(chǎn)出量的區(qū)域分布（單位：萬噸）

圖4 綠色食品產(chǎn)地監(jiān)測面積區(qū)域分布（單位：萬畝）

圖3所示的是綠色食品產(chǎn)出量區(qū)域分布情況。從產(chǎn)出量區(qū)域分布來看，綠色食品產(chǎn)出較高的省份，呈現(xiàn)兩方面特點：一是分布于北方的比南方的多；二是傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)較好的省份，綠色食品產(chǎn)出量排序相對靠前。綠色食品產(chǎn)量最大的為山東省，2015年綠色食品產(chǎn)量達到1 551.39萬噸，其次為黑龍江和江蘇省，產(chǎn)量排在前十位的還有湖北、遼寧、北京、四川、天津、甘肅和四川等省份，產(chǎn)量排在后幾位的省份分別為海南、山西、貴州和西藏。圖4所示的是綠色食品環(huán)境監(jiān)測面積區(qū)域分布圖，2015年監(jiān)測面積最大省份為黑龍江，實現(xiàn)環(huán)境監(jiān)測面積7 309萬畝，其次為湖北和寧夏，分別為3 377萬畝和2 547萬畝，環(huán)境監(jiān)測面積前十省份還有山東、內(nèi)蒙古、四川、江西、新疆、廣西、安徽等省份，環(huán)境監(jiān)測面積較大的省份大多分布中西部地區(qū)。

（二）綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域異質(zhì)性測度

利用基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)和對數(shù)離差均值等區(qū)域異質(zhì)性測度指標(biāo)，對綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展異質(zhì)性進行測度，各地區(qū)綠色食品認(rèn)證企業(yè)數(shù)、認(rèn)證產(chǎn)品數(shù)和環(huán)境監(jiān)測面積呈現(xiàn)明顯的差異，而這些差異集中反映于綠色食品產(chǎn)出量差異上，綠色食品產(chǎn)出是綜合反映各地區(qū)綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的關(guān)鍵性指標(biāo)。因此，本文對綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異測度建立于綠色食品產(chǎn)量差異測度基礎(chǔ)上，以綠色食品產(chǎn)量區(qū)域差異來反映綠色食品發(fā)展區(qū)域異質(zhì)性。

由于基尼系數(shù)對變量的較大數(shù)值較為敏感，對數(shù)離差均值對較小的數(shù)值較為敏感，泰爾指數(shù)對中等數(shù)值較為敏感，因此，本文選取基尼系數(shù)（Gini）、泰爾指數(shù)（CE1）和對數(shù)離差均值（CE0）作為測度指標(biāo)，對綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異進行測度，能最大限度地降低差異測度偏差。各測度指標(biāo)描述如下：

（1）基尼系數(shù)（Gini）。基尼系數(shù)是衡量區(qū)域異質(zhì)性的重要指標(biāo)，有很多種不同的算法，本文借鑒萬廣華（2008）的計算方法［23］。將測度綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異的基尼系數(shù)定義為：

其中：P為人口比例向量，P′為人口比例向量的轉(zhuǎn)置，Q為對角線元素為0，對角線以上元素為1的方陣，I為產(chǎn)量比例向量，人口比例向量和產(chǎn)量比例向量均按人均產(chǎn)量升序排列。

（2）對數(shù)離差均值（CE0）。綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域異質(zhì)性的對數(shù)離差均值表示為：

其中，xi為i省份綠色食品產(chǎn)出量，i=1,2,…,N,E(x)為各省份綠色食品平均產(chǎn)出量，N為統(tǒng)計的省份個數(shù)。

（3）泰爾指數(shù)（CE1）。綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域異質(zhì)性的泰爾指數(shù)可以表示為：

其中，xi為i省份綠色食品產(chǎn)出量，i=1,2,…,N,E(x)為各省份綠色食品平均產(chǎn)出量，N為統(tǒng)計的省份個數(shù)。

綠色食品產(chǎn)出區(qū)域異質(zhì)性測度結(jié)果見表1所列，從表1各項測度指標(biāo)值可以看出綠色食品產(chǎn)出呈現(xiàn)明顯的區(qū)域差異，從各項測度指標(biāo)來看，2010-2015年基尼系數(shù)在0.67～0.69之間變動，泰爾指數(shù)最低值為0.92，最高值為1.04，對數(shù)離差均值在0.89～1.23之間變動，雖然三項指標(biāo)測度值有所不同，但數(shù)值均較大，表現(xiàn)出較為明顯的區(qū)域差異特征。

表1 綠色食品產(chǎn)量差異測度值及動態(tài)變化

三、綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域異質(zhì)性影響因素分析

（一）綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展異質(zhì)性影響因素

生產(chǎn)要素投入是產(chǎn)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)。一個產(chǎn)業(yè)發(fā)展所需要的投入大致可分為自然資源和經(jīng)濟資源等兩大要素。自然資源包括各種礦產(chǎn)資源、土地資源、水資源等，而經(jīng)濟資源則包括勞動力、資本、技術(shù)等方面。一直以來土地、勞動力、資本等要素被視為一個產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要因素，在產(chǎn)業(yè)發(fā)展的研究文獻中，不難發(fā)現(xiàn)研究者們均十分重視勞動力、土地、資本等要素對一個產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響，而在各種增長模型中，這些要素投入也通常被認(rèn)為是經(jīng)濟增長的重要源泉。綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展同樣受到生產(chǎn)要素投入的影響，其中資本、勞動力、土地是影響綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要生產(chǎn)要素。除此之外，綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展還受到經(jīng)濟、社會因素等諸多因素的影響。其中，居民的收入水平和綠色食品產(chǎn)業(yè)集聚程度是影響綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要因素。因此本文根據(jù)經(jīng)濟理論及綠色食品產(chǎn)業(yè)特點，選擇構(gòu)建以下影響因素指標(biāo)：

（1）土地要素（land）。根據(jù)2015年《綠色食品統(tǒng)計年報》統(tǒng)計，在綠色食品分類中農(nóng)林及加工品類產(chǎn)品數(shù)在所有產(chǎn)品中占75.4%，產(chǎn)量也占據(jù)絕對優(yōu)勢。農(nóng)林產(chǎn)品的生產(chǎn)與土地要素密切相關(guān)。在技術(shù)水平和其他條件不變的情況下，用于綠色食品生產(chǎn)的土地資源的多寡，將直接影響綠色食品產(chǎn)出量，構(gòu)成影響綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要因素。本文選擇綠色食品產(chǎn)地監(jiān)測面積變量作為綠色食品種植土地投入的代表，并用land表示。

（2）資本要素（asset）。吳玉鳴（2010）［24］、匡遠鳳（2012）［25］、李谷成（2015）［26］的研究發(fā)現(xiàn)資本要素對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長具有重要作用。綠色食品產(chǎn)業(yè)作為農(nóng)業(yè)的延伸，物質(zhì)資本的投入對于綠色食品產(chǎn)出增長同樣具有重要影響。由于目前并沒有對綠色食品生產(chǎn)的資本投入水平進行統(tǒng)計，因此本文選取農(nóng)林牧漁產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資額進行替代，用以衡量綠色食品產(chǎn)業(yè)的資本投入狀況，并用asset表示。

（3）勞動力要素（labor）。綠色食品產(chǎn)業(yè)從根本上說屬于勞動密集型產(chǎn)業(yè)，因此勞動力要素對于綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展至關(guān)重要。在產(chǎn)業(yè)研究中，勞動力通常被作為影響產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要變量而加以考察。不管是在學(xué)術(shù)研究中，還是實際的社會經(jīng)濟實踐上，勞動力資源與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關(guān)系受到極大的關(guān)注。王升（2009）［27］、蓋慶恩（2014）［28］、孫一平（2015）［29］的研究均肯定了勞動力投入對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的貢獻。綠色食品產(chǎn)業(yè)作為勞動密集型產(chǎn)業(yè)，同時作為農(nóng)業(yè)的重要延伸，對勞動力要素投入存在剛性需求。在技術(shù)進步率不變的情況下，綠色食品產(chǎn)業(yè)增長需要勞動力要素的協(xié)調(diào)增長才能實現(xiàn)。從事綠色食品生產(chǎn)環(huán)節(jié)的勞動力大體包括綠色食品產(chǎn)地的農(nóng)業(yè)勞動力，從事綠色食品加工和運輸?shù)某鞘袆?wù)工人員，考慮這些人員大部分來源于農(nóng)村人口，這里用農(nóng)村人口數(shù)作為勞動力要素的替代指標(biāo)，并用labor表示。

（4）產(chǎn)業(yè)集聚度（lq）。產(chǎn)業(yè)集聚理論認(rèn)為，綠色食品產(chǎn)業(yè)的集聚，通過規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)、專業(yè)化分工的加強、區(qū)域品牌的形成、交易費用降低以及合作與競爭機制等，對綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生積極的影響。在很多研究中用區(qū)位熵表示產(chǎn)業(yè)集聚水平，因此本文用區(qū)位熵表示產(chǎn)業(yè)集聚程度，公式為：

（5）收入水平（income）。收入水平直接決定人們的消費層次，進而影響綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展。張小霞（2006）［30］、王兆峰（2008）［31］、靳明（2008）［32］等發(fā)現(xiàn)收入水平、人們對健康的關(guān)注均對綠色食品消費產(chǎn)生重要影響。當(dāng)收入較低時，人們關(guān)注于基本的消費需求，作為一種高質(zhì)量的食品，綠色食品的需求較小，而隨著收入的提高，人們需求層次上移，對消費品有了更高的要求，將更多地考慮消費品的質(zhì)量與消費體驗，此時對于高質(zhì)量食品需求將增加。綠色食品作為高質(zhì)量食品，其生產(chǎn)過程要求嚴(yán)格，對產(chǎn)地要求較高，因此價格也較高，城市居民是綠色食品消費的主要群體。本文用城鎮(zhèn)居民可支配收入作為收入水平的衡量指標(biāo)，并用income表示。

（二）數(shù)據(jù)說明與計量模型構(gòu)建

本文被解釋變量數(shù)據(jù)來源于中國綠色食品發(fā)展中心2011-2016年《綠色食品統(tǒng)計年報》，解釋變量數(shù)據(jù)來源于各年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》，解釋變量中涉及價值的變量均以2010年為基期進行消脹處理。由于西藏地區(qū)綠色食品產(chǎn)量數(shù)據(jù)缺失，因此剔除了西藏地區(qū)數(shù)據(jù)，且在《綠色食品統(tǒng)計年報》中只有2010-2015年分省數(shù)據(jù)，因此本文只選取2010-2015年全國30省市面板數(shù)據(jù)作為實證分析的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)。

為了避免偽回歸問題的出現(xiàn)，采用LLC檢驗方法，對面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。單位根檢驗結(jié)果見表2所列，檢驗結(jié)果表明綠色食品產(chǎn)量變量對數(shù)ln（output）、土地要素變量的對數(shù)ln（land）、資本要素變量asset、勞動力要素變量的對數(shù)ln（labor），城鎮(zhèn)居民可支配收入變量的對數(shù)ln（income）、區(qū)位熵的對數(shù)ln（lq）均為平穩(wěn)序列。利用kao檢驗方法，對變量之間是否存在長期均衡關(guān)系進行檢驗，檢驗結(jié)果顯示統(tǒng)計量t=-19.774 8，對應(yīng)的p值為0.000 0，檢驗結(jié)果在1%水平上拒絕了變量之間不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，表明變量之間存在長期均衡關(guān)系，面板單位根及協(xié)整檢驗結(jié)果表明可以對面板數(shù)據(jù)進行回歸分析。

表2 各變量的面板單位根檢驗

在模型構(gòu)建中，選擇半對數(shù)模型來探討資本、勞動力、土地和收入水平、產(chǎn)業(yè)集聚等因素對綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響，這主要是基于以下兩方面考慮：第一，在對比線性模型、半對數(shù)模型和雙對數(shù)模型中，發(fā)現(xiàn)半對數(shù)模型估計結(jié)果更為顯著，通過聯(lián)合顯著性檢驗，且擬合效果更好；第二，回歸方程的構(gòu)建，也考慮到綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異進行夏普利值分解的需要，夏普利值分解構(gòu)建在回歸方程的基礎(chǔ)之上，如果采用完全線性模型那么常數(shù)項對綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的貢獻將難以處理，采用半對數(shù)模型，常數(shù)項可以轉(zhuǎn)變?yōu)槌?shù)的乘積項，而對因變量的差異沒有影響［33］。因此本文在線性模型、半對數(shù)模型和雙對數(shù)模型中，根據(jù)擬合優(yōu)度并結(jié)合夏普利值分解的需要，選擇構(gòu)建以下半對數(shù)模型：

其中，β0為常數(shù)項，μi為地區(qū)固定效應(yīng)，λt為時間趨勢項，εit為隨機擾動項，下標(biāo)i為各省區(qū)的標(biāo)示，下標(biāo)t為各年份標(biāo)示，βi為各變量的系數(shù)。

（三）內(nèi)生性檢驗及實證結(jié)果解釋

根據(jù)以上設(shè)定的計量模型，運用STATA12.0軟件，利用全國30省份面板數(shù)據(jù)，對模型進行估計。為了在比較中選擇合適的估計方法，通過F統(tǒng)計量、LM檢驗及Hausman檢驗在混合模型、固定效應(yīng)模型和回歸模型中，選擇靜態(tài)面板的估計方法，檢驗結(jié)果表明應(yīng)該用固定效益模型較為合適，也即模型2?？紤]到如果存在組間異方差、同期相關(guān)以及組內(nèi)自相關(guān)情況下，固定效應(yīng)模型不再有效，我們進一步利用LR檢驗法、word檢驗以及pesaran檢驗方法，對是否存在以上三種情況進行檢驗，檢驗結(jié)果表明數(shù)據(jù)同時存在組件同期相關(guān)和組內(nèi)自相關(guān)情況，因此，我們使用同時考慮同期相關(guān)和組內(nèi)自相關(guān)情形下的廣義FGLS進行估計，估計結(jié)果如表3中的模型4。然而，考慮模型解釋變量可能存在的內(nèi)生性問題，以上采用可行廣義FGLS的估計結(jié)果可能是有偏或不一致的。事實上，收入水平和綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展可能具有雙向因果關(guān)系，居民收入水平的提高有利于促進綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展，而綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展也有助于提高居民的收入水平。面板格蘭杰因果關(guān)系檢驗表明，收入水平和綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展確實存在雙向格蘭杰因果關(guān)系，相似的，對其余解釋變量和因變量分別進行面板格蘭杰因果關(guān)系檢驗，均拒絕變量間互為因果的假定。這意味著存在收入水平和綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平互為因果的內(nèi)生性問題。解決內(nèi)生性問題的一個有效方法是尋找一個有效的工具變量。考慮到內(nèi)生變量與其滯后項是顯著相關(guān)的，且滯后變量已經(jīng)發(fā)生，從當(dāng)期來看屬于先定變量，本文借鑒施柄展等（2012）和孫曉華等（2015）的做法，取內(nèi)生解釋變量收入水平的滯后一期作為工具變量。由于“弱工具變量”的Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量為9.566，故拒絕存在弱工具變量問題的原假設(shè)，另外工具變量數(shù)為內(nèi)生變量個數(shù)，因此不存在過度識別問題。從兩階段最小二乘法估計結(jié)果來看，除了資本要素變量系數(shù)在5%水平上顯著之外，其余變量均在1%水平上顯著，且系數(shù)符號也符合本文的理論預(yù)期，通過對比幾種估計方法，可以認(rèn)為估計結(jié)果是較為穩(wěn)健的?？紤]到內(nèi)生性問題，最終選擇模型5作為本文估計的最終結(jié)果和后文進行進一步分析的模型基礎(chǔ)。

在表3模型5中，各變量中系數(shù)均較為顯著，且系數(shù)為正，符合本文的理論預(yù)期。資本要素（asset）的系數(shù)為正，且在5%水平上顯著。系數(shù)為正說明固定資產(chǎn)投資水平對綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有顯著的正向影響。涉農(nóng)產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資，有助于涉農(nóng)基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，對涉農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有積極意義，涉農(nóng)固定資產(chǎn)投資，主要通過以下兩種路徑對綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生影響，一是通過完善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)設(shè)施，提高綠色食品原材料生產(chǎn)效率，節(jié)約生產(chǎn)成本實現(xiàn)的，二是綠色食品生產(chǎn)企業(yè)，作為涉農(nóng)產(chǎn)業(yè)的重要組成部分，固定資產(chǎn)投資有助于其更好地實現(xiàn)加工設(shè)備的更新?lián)Q代和生產(chǎn)技術(shù)的進步，這兩方面均有助于綠色食品產(chǎn)出的增長。

收入水平對數(shù)ln（income）的系數(shù)為正，且在1%水平上顯著，說明收入水平的提高有助于綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展。收入水平?jīng)Q定消費層次，當(dāng)收入水平較低時，人們關(guān)注于基本的食物消費，選擇滿足自身基本消費需要的產(chǎn)品，這時人們在進行食品消費時，更多地考慮食品的價格，也即在收入水平較低時，人們更多的關(guān)注于食品的價格是否符合其自身購買力，而綠色食品作為一種高質(zhì)量食品，其生產(chǎn)過程中往往需要投入更高的生產(chǎn)成本，因為其在生產(chǎn)中要求更高的產(chǎn)地環(huán)境，而在食物加工過程中，也對生產(chǎn)工藝及加工環(huán)境有更高的要求，這些嚴(yán)格的質(zhì)量管控，使得其生產(chǎn)成本比一般食品生產(chǎn)成本要高，這就導(dǎo)致其一般價格較高。在收入水平較低時，人們對價格更為敏感，這就限制了綠色食品產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。隨著收入水平的提高，人們的消費觀念將發(fā)生變化，消費層次也慢慢地上移，從原來更多地關(guān)注食品價格，轉(zhuǎn)為更多地關(guān)注食品質(zhì)量，此時對于食品價格的敏感度下降，提高了綠色食品的消費需求。需求的拉動，刺激了綠色食品產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

表3 回歸估計結(jié)果

產(chǎn)業(yè)集聚對數(shù)ln（lq）系數(shù)在1%水平上顯著，且系數(shù)為正。說明綠色食品產(chǎn)業(yè)集聚有助于提高綠色食品的產(chǎn)出水平，有利于綠色食品產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。產(chǎn)業(yè)集聚對綠色食品產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有顯著的影響。根據(jù)產(chǎn)業(yè)集聚理論，本文認(rèn)為這種影響是通過以下機制產(chǎn)生的：首先，產(chǎn)業(yè)集聚有助于形成區(qū)域?qū)I(yè)化分工與協(xié)作，這是分散化生產(chǎn)所不能實現(xiàn)的。在產(chǎn)業(yè)集群內(nèi)，農(nóng)戶、生產(chǎn)資料提供商、綠色食品生產(chǎn)商、銷售商，構(gòu)成一個完整的綠色食品產(chǎn)業(yè)鏈條，通過細致的分工協(xié)作，不僅可以大幅降低生產(chǎn)費用，而且可以節(jié)約大量的交易費用，這對于綠色食品產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有重要意義；其次，產(chǎn)業(yè)集聚的形成更易于形成區(qū)域性品牌，一般情況下，產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)內(nèi)眾多生產(chǎn)企業(yè)生產(chǎn)相似的同類產(chǎn)品，由于產(chǎn)量巨大，往往在國內(nèi)市場獲國際市場上有一定的影響力，這本身有助于產(chǎn)品影響力的提高，而區(qū)域內(nèi)的眾多企業(yè)由于生產(chǎn)產(chǎn)品較為相似，有著共同的利益基礎(chǔ)，這將促使其結(jié)成聯(lián)盟，共同致力于品牌的塑造。通過更為細致的分工協(xié)作、更為節(jié)約的交易費用以及更好的區(qū)域特色品牌，產(chǎn)業(yè)集聚對綠色食品產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，有積極的正向影響。

勞動力要素ln（labor）的系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明勞動力要素的投入對綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有顯著的正向影響。土地要素變量ln（land）系數(shù)為正，系數(shù)所對應(yīng)的p值為0.003，說明系數(shù)在1%水平上顯著，土地要素投入的提高對于綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有顯著的正向影響。生產(chǎn)要素投入一直以來被視為經(jīng)濟增長的重要條件，同時也是一個產(chǎn)業(yè)得以發(fā)展的基礎(chǔ)，在生產(chǎn)技術(shù)及其他條件不變的條件下，土地投入的多寡，直接影響了農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)出，而綠色農(nóng)產(chǎn)品作為綠色食品生產(chǎn)的原料來源，其產(chǎn)出的多寡也直接影響了綠色食品的最終產(chǎn)出量。通過全國省域?qū)用鏀?shù)據(jù)的實證分析，我們發(fā)現(xiàn)勞動要素、資本要素、土地要素投入的增加均對綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有較為顯著的正向影響，收入水平的提高、產(chǎn)業(yè)集聚的加強均有助于綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

四、綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異影響因素分解

（一）夏普里值分解方法

在區(qū)域差異影響因素實證研究中，基于回歸方程的夏普利值分解方法，近年來得到廣泛的應(yīng)用。夏普利值分析框架的理論基礎(chǔ)建立在合作博弈基礎(chǔ)之上，可以將目標(biāo)變量的不平等分解為決定因素的貢獻［18］。萬廣華（2009）認(rèn)為這種新方法具有以下優(yōu)點：第一，它對不均等指標(biāo)的選擇沒有任何限制；第二，它不要求預(yù)先設(shè)定等式，只要估算出回歸方程即可；第三，對回歸方程也沒有限制，既可以是線性的也可以是非線性的。另外，相對于以前常用的分解方法而言，其結(jié)果更為精確和可靠［34］。利用夏普利值對綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異進行分解。首先，必須估計出綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展的決定方程，那么各因素對綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的貢獻取決于兩個方面：一方面取決于該因素的回歸系數(shù)的大小，也即某個因素對綠色食品產(chǎn)出的偏效應(yīng)；另一方面取決于該因素的分布離散程度，如果該因素分布越不均，那么對綠色食品產(chǎn)出差異的貢獻也就越大。那么如何計算出某個因素對綠色食品差異的貢獻呢？以收入水平為例，介紹收入水平對綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的貢獻份額的計算過程。在估計出綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展的決定方程之后，將各變量樣本值代入估計方程的右邊，由于已知道回歸系數(shù)，可以得出綠色食品產(chǎn)出的估計值，將其記為Y1，相應(yīng)的差異指標(biāo)記為DY1，接著將收入水平樣本平均值和其他變量樣本值再代入決定方程中，得到綠色食品產(chǎn)出的另一個估計值Y2，相應(yīng)的綠色食品產(chǎn)出差異指標(biāo)為DY2，那么DY1-DY2就為收入水平對綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的貢獻，對應(yīng)的貢獻率為(DY1-DY2)/DY1，同理可以計算出其他變量的貢獻率［32］。

（二）夏普利值分解結(jié)果解釋

基于綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展決定方程，利用夏普利值分解方法對綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的成因進行分解，在分解之前必須估算出決定方程具體形式如（6）式所示：

基于以上決定方程，本文利用由聯(lián)合國世界發(fā)展經(jīng)濟學(xué)研究院（UNU-WIDER）開發(fā)的java程序，對各影響因素進行夏普利值分解。由于在半對數(shù)決定方程中，常數(shù)項是否保留不影響分解結(jié)果，因此在分解方程中，采取去掉常數(shù)項處理。利用夏普利值分解原理和方法對中國綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異進行分解。為了便于比較和保證實證結(jié)果的穩(wěn)健性，分別利用基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)和對數(shù)離差均值這三個用于分解的互補性指標(biāo)進行計算，并計算出三項指標(biāo)測度的貢獻率平均值，以下稱為平均貢獻率。分解結(jié)果見表4所列，雖然不同指標(biāo)測度結(jié)果并不完全一致，但基本上顯示了相似的排序，且各變量在各年中排序基本不變。

分解結(jié)果表明，在所有決定因素中，綠色食品產(chǎn)業(yè)集聚的地區(qū)差異是省域間綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的首要原因。2010-2015年間貢獻率平均值為37.95%，也即產(chǎn)業(yè)集聚的地區(qū)差異解釋了37.95%的綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展的區(qū)域差異。產(chǎn)業(yè)集聚理論認(rèn)為綠色食品產(chǎn)業(yè)集聚形成產(chǎn)業(yè)集群，在集群內(nèi)部各企業(yè)通過分工與協(xié)作，能夠最大限度地降低生產(chǎn)成本和交易費用，產(chǎn)業(yè)集聚度較高的地區(qū)，其專業(yè)化分工更為精細，由于更多的企業(yè)集聚在一個區(qū)域，企業(yè)交流將更為頻繁，這更有利于企業(yè)間信息和知識的溢出，形成信息和知識交流的正反饋機制，不僅有助于綠色食品產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率的提高，而且由于規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)的存在，將降低產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)的生產(chǎn)成本。但是產(chǎn)業(yè)集聚度較低的區(qū)域，由于難以享受到集聚所帶來的各種便利和生產(chǎn)、費用降低的好處，因此產(chǎn)業(yè)發(fā)展上落后于其他地區(qū)。

表4 綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的夏普利值分解結(jié)果

收入水平的差異是省域間綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的第二大貢獻因素，5年平均貢獻率的均值為22.40%，也即收入水平解釋了22.40%的綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異。消費理論認(rèn)為收入水平直接影響了居民的消費選擇和消費層次。我國區(qū)域間由于經(jīng)濟發(fā)展差異，收入水平呈現(xiàn)較大差距，這種收入差距也直接造成了消費水平的區(qū)域差異性。而經(jīng)過消費水平差異的傳導(dǎo)效應(yīng)，影響到各省份綠色食品消費，而綠色食品的消費又影響了綠色食品的供給，進而最終影響了各省份綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展。資本要素是省域間綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的第三大貢獻因素，5年平均貢獻率均值為21.55%，資本要素的貢獻率有逐年提高的趨勢，平均貢獻率由2010年的14.31%，提高至2015年的27.59%。土地要素是省域間綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的第四大貢獻因素，5年平均貢獻率均值為10.11%。勞動力要素的貢獻率最小，5年平均貢獻率均值為7.98%。

五、結(jié)論與對策建議

本文基于2010-2015年中國30省份數(shù)據(jù)，運用基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)和對數(shù)離差均值等三項互補性區(qū)域差異測度指標(biāo)，對綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異進行測度，定量分析了綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素，在綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展決定方程基礎(chǔ)上，運用夏普利值分解方法，對綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異成因進行分解。實證研究表明中國綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)明顯的區(qū)域差異特征，綠色食品產(chǎn)業(yè)集聚增強、居民收入水平提高以及勞動力、資本和土地等生產(chǎn)要素的投入增加均有助于綠色食品產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，綠色食品產(chǎn)業(yè)集聚的地區(qū)差異是綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的首要原因，各年平均貢獻率達到37.95%，其次是收入水平，各年平均貢獻率為22.40%，資本要素投入的地區(qū)差異是綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的第三位原因，各年平均貢獻率為21.55%，勞動力和土地要素的地區(qū)差異也是引起綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的原因，但貢獻率處于較低水平。

基于此，本文認(rèn)為必須通過以下措施的實施來促進綠色食品產(chǎn)業(yè)的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展：

（1）加強綠色食品產(chǎn)業(yè)集聚。在我國有些地方綠色食品產(chǎn)業(yè)深入發(fā)展，綠色食品產(chǎn)業(yè)無論是產(chǎn)量、認(rèn)證企業(yè)數(shù)、認(rèn)證產(chǎn)品數(shù)，還是銷售額、出口額等方面均實現(xiàn)了快速增長，而有些地方綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展則相對落后。綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)明顯的區(qū)域差異特征。綠色食品產(chǎn)業(yè)集聚對綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有顯著的正向影響，各省份綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的一個很重要原因在于產(chǎn)業(yè)集聚程度的差異，因此要促進綠色食品產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展，首先應(yīng)該加強各地區(qū)綠色食品產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展，培育綠色食品產(chǎn)業(yè)集群，推進地區(qū)專業(yè)化的深度發(fā)展。綠色食品產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)集聚，將給綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶來諸多積極影響，如交易費用的節(jié)約，運輸成本的下降，品牌效應(yīng)以及規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)的充分發(fā)揮，地區(qū)專業(yè)化的深入發(fā)展，這些都是分散化生產(chǎn)無法達到的。要加快產(chǎn)業(yè)集聚的形成，龍頭企業(yè)的作用不可或缺。在綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展較為落后的地區(qū)，由于缺乏龍頭企業(yè)的帶動，綠色食品產(chǎn)業(yè)集聚程度較低，而阻礙了綠色食品產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和競爭力的提升。因此，在促進綠色食品產(chǎn)業(yè)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展過程中，政府應(yīng)該有選擇的加強對綠色食品產(chǎn)業(yè)欠發(fā)展地區(qū)龍頭企業(yè)的扶持力度，通過稅收優(yōu)惠、財政補貼、獎金激勵等激勵措施，支持綠色食品龍頭企業(yè)做大做強，通過龍頭企業(yè)的帶動和輻射作用，加快形成綠色食品產(chǎn)業(yè)集群。

（2）促進居民收入的協(xié)調(diào)增長。收入的地區(qū)差異是引起綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的重要原因。當(dāng)前，我國不同地區(qū)由于經(jīng)濟社會發(fā)展程度的不同，收入水平呈現(xiàn)很大的差異。在經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，人們的收入水平較高，生活水平也較高，相較于經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)，人們更多的關(guān)注于食品的質(zhì)量，而對食品價格則相對不敏感。綠色食品作為一種高質(zhì)量產(chǎn)品，自然受到人們更多的歡迎。但是在經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)，由于收入水平較低，人們在進行食品消費時，往往更為傾向于購買價廉的商品。綠色食品雖然是一種高質(zhì)量食品，但由于其生產(chǎn)過程更為嚴(yán)格，價格通常要高于傳統(tǒng)食品，在欠發(fā)達地區(qū)人們的消費能力有限，需求受到較大抑制，進而影響了綠色食品產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。要促進綠色食品產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展，必須切實提高欠發(fā)達地區(qū)居民收入水平，縮小地區(qū)收入差距。

（3）加強綠色食品產(chǎn)業(yè)基地建設(shè)。綠色食品產(chǎn)業(yè)基地建設(shè)是綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要一環(huán)，綠色食品產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與當(dāng)?shù)氐漠a(chǎn)業(yè)資源和自然環(huán)境息息相關(guān)，一個地區(qū)綠色食品產(chǎn)業(yè)資源狀況，在一定程度上決定了綠色食品產(chǎn)業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r，因此加強綠色食品產(chǎn)業(yè)基地建設(shè)十分必要，在產(chǎn)業(yè)基地建設(shè)上，應(yīng)該堅持開發(fā)與保護并舉：一是要因地制宜地利用當(dāng)?shù)貎?yōu)勢資源，培育特色產(chǎn)品，以優(yōu)勢綠色食品種養(yǎng)基地建設(shè)為中心，擴大特色綠色食品種養(yǎng)基地規(guī)模，形成具有鮮明特色的區(qū)域性綠色食品產(chǎn)業(yè)集群。二是要保護好綠色食品產(chǎn)業(yè)基地生態(tài)環(huán)境，加強水土保持，防止土壤退化，實現(xiàn)綠色食品產(chǎn)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。

注 釋：

①由于我國臺灣、香港、澳門地區(qū)經(jīng)濟社會制度與大陸地區(qū)有較大差異，且農(nóng)業(yè)部綠色食品發(fā)展研究中心對綠色食品的統(tǒng)計僅涉及大陸地區(qū)31省份，因此本文在可視化表現(xiàn)綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域分布時，僅畫出了考察范圍的31省份的數(shù)據(jù)地圖。

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Abstract:In this paper,indexes are adopted to measure the regional heterogeneity in the development of Chinese green food industry,in?cluding Gini,Theil and Logarithmic mean deviation.and the provincial-level panel data are employed to empirically test the affecting fac?tors.Based on the determining equation of industrial development,the Shapley value decomposition method is applied to decompose the causes of regional heterogeneity in the development of green food industry.The results show that the regional heterogeneity in the develop?ment of Chines green food industry is significant,and the main factors affecting the regional heterogeneity of green food industry are indus?trial agglomeration,income level,labor force,capital and land,etc.The regional differences of industrial agglomeration contribute the most to green food industry development,followed by income level and capital input,whereas the contribution rates of labor and land factor are lower.On the basis of the conclusions,some countermeasures and suggestions are put forward to promote the regional coordinated develop?ment of green food industry.

Keywords:green food；heterogeneity；causes；Shapley value decomposition

［責(zé)任編輯：張 兵］

A Study on Regional Heterogeneity and Causes Decomposition in the Development of Chinese Green Food Industry

ZHU Wen-tao

(Institute of Industrial Economics,Jinan University,Guangzhou 510632,China)

F061.5；F207

A

1007-5097（2017）09-0075-09

10.3969/j.issn.1007-5097.2017.09.010

2016-12-02

朱文濤（1988-），男，福建漳州人，博士研究生，研究方向：產(chǎn)業(yè)布局與產(chǎn)業(yè)發(fā)展。