農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的空間效應(yīng)研究

余 茜，蘇 秦，龔彥羽，李冬梅

（四川農(nóng)業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，四川成都 611130）

依據(jù)黨的十九大報(bào)告的重要論斷，“我國(guó)已進(jìn)入以高質(zhì)量發(fā)展為導(dǎo)向的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段”，農(nóng)業(yè)的發(fā)展導(dǎo)向也由“數(shù)量導(dǎo)向”轉(zhuǎn)變?yōu)椤百|(zhì)量目標(biāo)”。近年來(lái)，國(guó)家多個(gè)“一號(hào)文件”持續(xù)強(qiáng)調(diào)建立以“三品一標(biāo)”認(rèn)證為主的農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證體系，這反應(yīng)出國(guó)家對(duì)農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全的高要求和高期待。根據(jù)中國(guó)綠色食品發(fā)展中心的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，截至2018 年，我國(guó)綠色食品產(chǎn)品認(rèn)證數(shù)量和企業(yè)數(shù)量均呈現(xiàn)持續(xù)上升態(tài)勢(shì)：其中綠色產(chǎn)品新認(rèn)證數(shù)量為13 316 個(gè)，較2017 年增長(zhǎng)31.9%；綠色食品企業(yè)新認(rèn)證數(shù)達(dá)5 970 家，較2017 年增長(zhǎng)了35%。從圖1 可看出，2010—2018 年間，我國(guó)綠色食品獲證產(chǎn)品數(shù)量與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)幾乎趨于同步增長(zhǎng)，從客觀上說明農(nóng)產(chǎn)質(zhì)量認(rèn)證與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在一定的相關(guān)性。

圖1 2010—2018 年我國(guó)綠色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)品數(shù)量與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)情況

目前學(xué)界關(guān)于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響因素研究主要集中在新技術(shù)、城鎮(zhèn)化、勞動(dòng)力、政策等方面。姚延婷等［1］認(rèn)為農(nóng)業(yè)技術(shù)水平的提高能促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)實(shí)現(xiàn)綠色生態(tài)可持續(xù)化；王兆君等［2］對(duì)城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的相關(guān)性進(jìn)行了探討，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間具有強(qiáng)烈的相關(guān)性；劉玉銘等［3］認(rèn)為國(guó)家農(nóng)業(yè)政策制度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展息息相關(guān)，如土地制度、稅收制度等對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展有著至關(guān)重要的影響。也有部分學(xué)者農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)農(nóng)民收入存在一定程度的影響，農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)適時(shí)的優(yōu)化升級(jí)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有十分重要的作用［4］。此外，國(guó)內(nèi)外學(xué)者從農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入行為、安全生產(chǎn)行為等方面對(duì)農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量進(jìn)行了研究。農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全問題本質(zhì)上是產(chǎn)品信息不對(duì)稱引起得市場(chǎng)失靈，因此極易導(dǎo)致“劣品驅(qū)除良品”的檸檬市場(chǎng)，從而導(dǎo)致違法添加物和農(nóng)藥超標(biāo)與濫用的出現(xiàn)［5］。Van Ho 等［6］通過對(duì)越南農(nóng)戶的研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全認(rèn)證通過資本、勞動(dòng)力等資源的重置和新技術(shù)的采納規(guī)制和改善農(nóng)戶生產(chǎn)行為。同時(shí)，有部分學(xué)者對(duì)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率等問題進(jìn)行了研究，李晗等［7］通過對(duì)1 388 個(gè)農(nóng)戶的調(diào)研發(fā)現(xiàn)，有機(jī)產(chǎn)品和綠色食品認(rèn)證對(duì)農(nóng)戶技術(shù)效率有明顯的提升作用；Tran 等［8］通過對(duì)越南綠茶農(nóng)戶的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，獲得產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證的茶農(nóng)能獲得更高的平均售價(jià)和利潤(rùn)，說明綠色認(rèn)證的農(nóng)產(chǎn)品在保證產(chǎn)品質(zhì)量和提高產(chǎn)品銷售價(jià)格具有明顯的促進(jìn)作用。

綜上，梳理文獻(xiàn)可知，國(guó)內(nèi)外學(xué)者從不同層面探討了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響因素和農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證作用的相關(guān)研究，但研究農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的并不多見，數(shù)據(jù)研究及代表性還有待提高。農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)影響主要表現(xiàn)在兩點(diǎn)，一是投入品的約束及產(chǎn)量降低所產(chǎn)生的負(fù)面影響，二是安全生產(chǎn)所帶來(lái)的產(chǎn)品價(jià)格提升和銷售渠道拓展的正面影響。那么，農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證是否能從整體上促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)？其作用機(jī)制是什么？農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間是否具有空間關(guān)系？該問題的研究對(duì)于推動(dòng)農(nóng)業(yè)發(fā)展突破瓶頸、促進(jìn)我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展、實(shí)現(xiàn)質(zhì)量興農(nóng)戰(zhàn)略具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

1 理論框架和研究假說

1.1 理論分析

2019 年農(nóng)業(yè)農(nóng)村部在《國(guó)家質(zhì)量興農(nóng)戰(zhàn)略規(guī)劃》中強(qiáng)調(diào)，未來(lái)3 年，我國(guó)的綠色、有機(jī)等規(guī)范農(nóng)產(chǎn)品的認(rèn)證登記數(shù)量的年均增長(zhǎng)率需達(dá)6%，這說明綠色優(yōu)質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品認(rèn)證數(shù)量是農(nóng)業(yè)供給質(zhì)量提升的重要表現(xiàn)形式［9］。鑒于此，本文以我國(guó)各省市每年綠色食品認(rèn)證數(shù)量作為農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證的代理變量，從而探索其對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用機(jī)制。如圖2所示，綠色食品認(rèn)證產(chǎn)品數(shù)量的增加，能從直接和間接兩條路徑影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)［10］。此外，通過前文文獻(xiàn)綜述可知，制度、土地、生產(chǎn)、技術(shù)等因素也會(huì)影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，因此將這些因素作為本研究的控制變量。

圖2 綠色產(chǎn)品認(rèn)證對(duì)農(nóng)機(jī)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的理論分析

1.2 研究假說

農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證能促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，對(duì)本區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有直接影響，即本地效應(yīng)。主要體現(xiàn)在：第一，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的目的是滿足消費(fèi)者對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的需求，然而隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，人們對(duì)農(nóng)產(chǎn)品不再是滿足溫飽，達(dá)到量的需求，而是營(yíng)養(yǎng)健康，轉(zhuǎn)變?yōu)橘|(zhì)的訴求［11］。第二，綠色食品等農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的認(rèn)證是需要農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)者將先進(jìn)的技術(shù)水平、高效的要素利用等應(yīng)用到農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)加工過程中，進(jìn)而提升農(nóng)產(chǎn)品的品質(zhì)。因此，農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證也對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有一定的促進(jìn)作用［12］。因此，本文提出假說1。

假說1：農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證對(duì)當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向作用（本地效應(yīng)）。

農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有空間外部性，這將產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)。主要原因有：（1）農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的擴(kuò)散效應(yīng)，相鄰區(qū)域的地理區(qū)位條件具有相似性［11］，擁有差異不大的氣候、水源、交通等農(nóng)業(yè)區(qū)位因素，可能會(huì)使相鄰區(qū)域生產(chǎn)具有生產(chǎn)同類綠色農(nóng)產(chǎn)品的自然條件，一個(gè)地區(qū)的綠色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)技術(shù)將有助于鄰近區(qū)域提高農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證能力，從而促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。（2）隨著基礎(chǔ)設(shè)施的加快發(fā)展，全國(guó)的交通貨運(yùn)路線逐步完善，加之目前冷鏈物流業(yè)的快速發(fā)展，每個(gè)省市生產(chǎn)的優(yōu)質(zhì)綠色農(nóng)產(chǎn)品勢(shì)必會(huì)通過各種渠道流通到全國(guó)各地［13］。鑒于此，本文提出假說2。

假說2：農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證對(duì)周邊地區(qū)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)產(chǎn)生正向的空間溢出效應(yīng)（溢出效應(yīng)）。

2 變量定義與模型設(shè)計(jì)

2.1 變量定義及數(shù)據(jù)來(lái)源

本文通過構(gòu)建中國(guó)31 個(gè)省市（未含港澳臺(tái)地區(qū)）2010—2018 年的面板數(shù)據(jù)集，分析農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。本文研究數(shù)據(jù)主要來(lái)源于：中國(guó)綠色食品統(tǒng)計(jì)年鑒、中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒、中國(guó)農(nóng)業(yè)機(jī)械工業(yè)年鑒以及各省市的統(tǒng)計(jì)年鑒等。（1）被解釋變量：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平（AGDP），農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值代表了整個(gè)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)體系的總收入和其用于產(chǎn)品、服務(wù)產(chǎn)出的總支出，能體現(xiàn)出一個(gè)區(qū)域第一產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。本文參照現(xiàn)有文獻(xiàn)的通常處理辦法［2,14］，本文選擇農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值作為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的代理變量。為消除異方差，對(duì)變量取對(duì)數(shù)。（2）核心解釋變量：綠色食品認(rèn)證數(shù)量（GREEN），中國(guó)綠色食品發(fā)展中心的綠色食品認(rèn)證按照國(guó)際標(biāo)準(zhǔn)化組織（ISO）和我國(guó)相關(guān)部門制定的基本規(guī)則和規(guī)范來(lái)開展，具備科學(xué)性、公正性和權(quán)威性；因此，本文選取各地區(qū)當(dāng)年認(rèn)證的綠色食品產(chǎn)品數(shù)量作為農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證的衡量指標(biāo)。（3）控制變量：本文根據(jù)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)研究［4,15-17］，選取制度因素（STRU）、人力因素（LABOR）、土地因素（LAND）、生產(chǎn)因素（PROD）、技術(shù)因素（MECH）作為控制變量。其中，國(guó)家政策帶動(dòng)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，2015 年發(fā)布的調(diào)整優(yōu)化農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)的指導(dǎo)意見中提到，“以糧草兼顧、農(nóng)牧結(jié)合、循環(huán)發(fā)展為導(dǎo)向，調(diào)整優(yōu)化種養(yǎng)結(jié)構(gòu)”。因此本文將林業(yè)、牧業(yè)、漁業(yè)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的比值來(lái)反映大農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)部農(nóng)林牧漁的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化（STRU）；勞動(dòng)是基本的生產(chǎn)要素之一，勞動(dòng)的投入對(duì)于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有重要的貢獻(xiàn)，本文用第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)來(lái)表示，并對(duì)其取自然對(duì)數(shù)（LABOR）；土地產(chǎn)出效率表示，每畝耕地的產(chǎn)值越高，越能促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，本文用農(nóng)業(yè)產(chǎn)值與農(nóng)作物播種面積之比來(lái)衡量（LAND）；，化肥農(nóng)藥是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的重要投入品，適當(dāng)使用有利于穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量［18］，因此本文選取農(nóng)藥與化肥的消耗總量來(lái)反映農(nóng)藥化肥使用情況，并對(duì)其取對(duì)數(shù)（PROD）；科技因素（MECH），本文采用農(nóng)業(yè)耕播收綜合機(jī)械化率來(lái)衡量。具體變量定義、計(jì)算方法及描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。

表1 變量的定義與描述統(tǒng)計(jì)

2.2 空間面板計(jì)量模型

為了使空間計(jì)量模型能夠更加準(zhǔn)確地考察綠色食品認(rèn)證對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，本研究采用Durbin 模型，原因在于無(wú)論數(shù)據(jù)在產(chǎn)生過程存在空間滯后或是空間誤差，都能基于杜賓模型得到系數(shù)的無(wú)偏估計(jì)。因此，本文構(gòu)建如下空間杜賓模型：

2.3 空間相關(guān)性檢驗(yàn)

通常在空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量研究中，主要通過加入空間權(quán)重矩陣來(lái)探索空間效應(yīng)?？臻g權(quán)重矩陣的設(shè)定不僅可以從地理距離去考慮，還可以利用經(jīng)濟(jì)、社會(huì)因素等拓展出更復(fù)雜的空間權(quán)重矩陣。本文依據(jù)大多數(shù)研究［19-21］，構(gòu)建兩種常見類型的空間權(quán)重：

3 實(shí)證分析

3.1 空間自相關(guān)分析

本文通過STATA/15MP 對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平變量進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)。如表2 所示，在兩種不同的空間權(quán)重矩陣下，2010—2018 年中國(guó)省份農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值的Moran’s I 值均大于零，除去在空間相鄰權(quán)重矩陣（W1）下的2013、2014、2017 和2018年的值，其余年份在不同的空間權(quán)重矩陣下均能通過顯著性檢驗(yàn)，說明中國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平存在空間相關(guān)性，具有空間依賴性。

表2 2010—2018 年農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的全局Moran’s I指數(shù)

此外，本文還進(jìn)一步報(bào)告了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)自相關(guān)性檢驗(yàn)的LM-error、Robust-LMerror、LMlag、Robust-LMlag 的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量結(jié)果，以確保其穩(wěn)健性。如表3 所示，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均為正，并且在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著拒絕原假設(shè)。從而進(jìn)一步說明農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在正的空間相關(guān)性，本文可采用空間計(jì)量模型進(jìn)行分析。

表3 基于地理距離矩陣的空間自相關(guān)性檢驗(yàn)

3.2 綠色食品認(rèn)證對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間計(jì)量分析

3.2.1 空間面板模型的選擇

通過上文的空間自相關(guān)檢驗(yàn)，定量地驗(yàn)證了中國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有空間依賴性，接下來(lái)需要對(duì)空間面板計(jì)量進(jìn)行評(píng)估，從而探索農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間關(guān)系。（1）首先對(duì)不考慮空間相關(guān)性的普通面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行Hausman 檢驗(yàn)和F 檢驗(yàn)，以判斷選擇混合回歸、隨機(jī)效應(yīng)或固定效應(yīng)模型。結(jié)果顯示，F(xiàn) 檢驗(yàn)F=74.88（P=0.00），Hausman 檢驗(yàn)，均在1%的顯著性水平拒絕原假設(shè)，因此采用固定效應(yīng)模型相對(duì)更佳。（2）結(jié)果見表4，在兩種空間權(quán)重矩陣下，其個(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)的LR 檢驗(yàn)結(jié)構(gòu)均在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，拒絕原假設(shè)，采用時(shí)間個(gè)體雙固定效應(yīng)。（3）根據(jù)學(xué)者們的相關(guān)研究［4,22］，從空間杜賓模型出發(fā)，通過Wald 檢驗(yàn)來(lái)確定模型的最終選擇，選擇空間杜賓模型需要拒絕兩個(gè)假設(shè)：如果接受原假設(shè)，則使用SAR 或SEM 模型。在兩種空間權(quán)重矩陣下，Wald 檢驗(yàn)值均在1%的顯著水平上拒絕原假設(shè)，說明空間杜賓模型SDM 不能簡(jiǎn)化成空間滯后模型或空間誤差模型，結(jié)果是穩(wěn)健的。具體結(jié)果見表4。

表4 LR 檢驗(yàn)結(jié)果和Wald 檢驗(yàn)結(jié)果

3.2.2 空間面板數(shù)據(jù)計(jì)量分析

從前文分析可知，由于模型存在空間滯后項(xiàng)，OLS 回歸結(jié)果是有偏的。因此，使用STATA15/MP對(duì)SDM 模型進(jìn)行MLE 估計(jì)，通過前文相關(guān)檢驗(yàn)，本文采用空間個(gè)體時(shí)期雙向固定效應(yīng)。從表5 的估計(jì)結(jié)果可看出：（1）從具有空間效應(yīng)的兩個(gè)模型來(lái)看，綠色食品認(rèn)證與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)顯著正向相關(guān)。在其他控制變量保持不變的情況下，農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證的回歸系數(shù)為0.034、0.037，說明兩種空間權(quán)重下農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生了相似的正向影響；其次農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證的空間滯后項(xiàng)也顯著為正，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，說明農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證存在一定的溢出效應(yīng)，本地區(qū)的農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證對(duì)周邊地區(qū)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有一定的正向影響。（2）控制變量農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)、土地因素、生產(chǎn)因素、科技因素的符號(hào)基本符合預(yù)期，人力因素的符號(hào)為負(fù)，與李琪等［23］的研究一致，即第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口的增加不能有效促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。綜上，綠色食品認(rèn)證與農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整在整體上促進(jìn)了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。從表5 報(bào)告的結(jié)果來(lái)看,兩種空間權(quán)重矩陣下，綠色食品認(rèn)證對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均有顯著的正向影響。但由于空間杜賓模型的回歸結(jié)果不能直接反映出自變量對(duì)因變量的影響程度，因此有必要對(duì)其直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總體效應(yīng)進(jìn)行計(jì)算和分析［24］。

表5 OLS 模型及SDM 模型估計(jì)結(jié)果

3.3 空間效應(yīng)分解

LeSage 等［25］提出可以通過求解偏微分的方法分解空間直接效應(yīng)與間接效應(yīng)，該方法為測(cè)度和檢驗(yàn)空間溢出效應(yīng)提供了有效的路徑。鑒于此，本文基于SDM 偏微分方法對(duì)兩種權(quán)重矩陣下的溢出效應(yīng)進(jìn)行分析，總效應(yīng)可以分解為兩部分［26］：一是直接效應(yīng)（又稱本地效應(yīng)），表示本區(qū)域自變量對(duì)因變量的影響；另一是間接效應(yīng)（又稱溢出效應(yīng)），表示本區(qū)域自變量對(duì)相鄰區(qū)域因變量的影響。據(jù)相關(guān)研究［4,27］，可總結(jié)出空間分解效應(yīng)如表6。

表6 SDM 模型中自變量的空間效應(yīng)分解

綜合前文分析，從表6 的估計(jì)結(jié)果可知：

（1）在兩種空間權(quán)重矩陣下，綠色食品認(rèn)證對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接效應(yīng)為正，且均在1%的顯著水平上通過了檢驗(yàn)。直接效應(yīng)為正且顯著，說明綠色食品認(rèn)證數(shù)量的增加能有效地推動(dòng)當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。目前，我國(guó)正處于從規(guī)模數(shù)量型農(nóng)業(yè)向質(zhì)量效益型農(nóng)業(yè)加快轉(zhuǎn)變的關(guān)鍵階段，農(nóng)業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)工作重心已從追求高產(chǎn)量，向高質(zhì)量、高效益、可持續(xù)的發(fā)展方向轉(zhuǎn)變。研究結(jié)果與當(dāng)下我國(guó)提出的綠色農(nóng)業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略，把增加綠色優(yōu)質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品的有效供給作為農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的主攻方向，做到提升品質(zhì)與提高產(chǎn)量并舉的指導(dǎo)方針遙相呼應(yīng)。

（2）在兩種空間權(quán)重矩陣下，綠色食品認(rèn)證對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的間接效應(yīng)和總效應(yīng)均為正，并且均通過1%的顯著性檢驗(yàn)（除了空間鄰接矩陣下的間接效應(yīng)在5%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)）。從表5可知，在不加入空間分析時(shí)，傳統(tǒng)的OLS 模型擴(kuò)大了農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證發(fā)展的直接影響力，而忽略了農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證發(fā)展的溢出效應(yīng)。當(dāng)通過空間效應(yīng)分解時(shí)，可看出農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證的空間溢出效應(yīng)明顯大于直接效應(yīng)，說明鄰近省市綠色食品認(rèn)證的變化會(huì)影響本省市的綠色食品認(rèn)證，進(jìn)而影響本區(qū)域的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；同時(shí)，本省市的綠色優(yōu)質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品向鄰近省市外溢，促進(jìn)鄰近省市的農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增長(zhǎng)，進(jìn)而通過反饋效應(yīng)，促進(jìn)本省市農(nóng)業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。

（3）在兩種空間權(quán)重矩陣下，綠色食品認(rèn)證數(shù)量對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間溢出效應(yīng)比直接效應(yīng)更強(qiáng)。具體而言，在相鄰矩陣和距離矩陣下，當(dāng)?shù)鼐G色食品認(rèn)證數(shù)量每提升1%，當(dāng)?shù)氐霓r(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平分別約增長(zhǎng)0.033%和0.029%；如果其他地區(qū)綠色食品認(rèn)證數(shù)量提升1%，當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展分別增長(zhǎng)約0.050%和0.124%。這表明，綠色食品認(rèn)證數(shù)量較多的地區(qū)通過技術(shù)擴(kuò)散、增加采購(gòu)等方式帶動(dòng)了周邊地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，這一溢出效應(yīng)要強(qiáng)于當(dāng)?shù)鼐G色食品認(rèn)證所直接帶來(lái)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)。因此，與傳統(tǒng)的計(jì)量模型相比，的確存在直接效應(yīng)被高估的情況。

3.4 穩(wěn)健性和內(nèi)生性問題處理

本文通過使用各省市當(dāng)年通過的綠色食品企業(yè)認(rèn)證數(shù)量來(lái)代替當(dāng)年認(rèn)證的產(chǎn)品數(shù)進(jìn)行空間回歸分析，從（4）、（5）可以看出，回歸結(jié)果為發(fā)送顯著變化，進(jìn)一步驗(yàn)證了本文實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性和可靠性。另外，考慮本文的自變量供給質(zhì)量可能是內(nèi)生的。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)可能會(huì)給農(nóng)業(yè)供給帶來(lái)更強(qiáng)勁的動(dòng)力，隨著時(shí)間的推移，供給潛力暴露，促使農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證提升，從而推動(dòng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)進(jìn)一步增長(zhǎng)。因此，本文選取滯后一期的綠色食品認(rèn)證數(shù)量作為工具變量。采用GMM 估計(jì)法代替前文中的MLE 估計(jì)法，結(jié)果由（6）、（7）所示。從表7 的回歸結(jié)果可知，納入工具變量是有效的，且估計(jì)結(jié)果與原模型的估計(jì)結(jié)果一致。

表7 模型的穩(wěn)健性及內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果

4 結(jié)論及政策含義

4.1 研究結(jié)論

《國(guó)家質(zhì)量興農(nóng)戰(zhàn)略規(guī)劃》指出，實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，要深化農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，走質(zhì)量興農(nóng)之路。本文著重考察了農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用機(jī)制，農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證的增加能否通過空間溢出效應(yīng)，促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，并在此基礎(chǔ)上對(duì)此空間溢出效應(yīng)做了具體測(cè)度。研究發(fā)現(xiàn)：

（1）中國(guó)31 省市間的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在空間相關(guān)性，具有空間聚集效應(yīng)。各省市間的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為并不是相互獨(dú)立的，會(huì)受到相鄰區(qū)域農(nóng)業(yè)行為的影響，并且由于Moran’s I 指數(shù)在兩種空間權(quán)重矩陣下通過檢驗(yàn)，這也表明本區(qū)域的農(nóng)業(yè)發(fā)展與周邊區(qū)域的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)聯(lián)系起來(lái)將有利于本區(qū)域的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

（2）在兩種空間權(quán)重矩陣下，農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證的直接效應(yīng)均顯著為正，即說明農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證的增加能有效促進(jìn)本區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；更重要的是，農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證在相鄰空間權(quán)重矩陣和地理距離空間權(quán)重矩陣下的空間間接效應(yīng)也顯著為正，說明如果一個(gè)區(qū)域農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證提升，能推動(dòng)相鄰其他區(qū)域的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

4.2 政策含義

（1）以科技創(chuàng)新為支撐，加強(qiáng)農(nóng)產(chǎn)品品牌培育，促進(jìn)農(nóng)業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化、優(yōu)質(zhì)化發(fā)展。隨著我國(guó)社會(huì)主要矛盾的轉(zhuǎn)變，生活水平不斷提高的消費(fèi)者對(duì)優(yōu)質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品的需求不斷增加。因此，提高以綠色優(yōu)質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品為主的農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展具有不可忽視的重要作用。

（2）以共享平臺(tái)為助推，打造特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)帶，促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚化發(fā)展。此通過共建共享農(nóng)業(yè)平臺(tái)，推動(dòng)地區(qū)間的聯(lián)合研發(fā)，破除區(qū)域壁壘、提高農(nóng)業(yè)供給質(zhì)量；同時(shí)進(jìn)一步開放農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)，鼓勵(lì)農(nóng)業(yè)優(yōu)質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品在區(qū)域間的自由流動(dòng)，擴(kuò)大綠色優(yōu)質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品新品種溢出的空間半徑及影響范圍，從而有效促進(jìn)我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)。

（3）以政策制度為保障，明確農(nóng)業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略指導(dǎo)方向，促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)共同發(fā)展。隨著我國(guó)進(jìn)入經(jīng)濟(jì)新常態(tài)，應(yīng)當(dāng)更加注重區(qū)域間的均衡發(fā)展。各省市政府在制定相關(guān)政策時(shí)，要統(tǒng)籌兼顧，通過深入加強(qiáng)交流與合作、積極構(gòu)建區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新平臺(tái)等方式促進(jìn)形成區(qū)域間的密切交流，從而充分有效激活、整合和利用各地區(qū)的資源要素，推動(dòng)農(nóng)業(yè)共同發(fā)展。