盧瑜,向平安

摘要：為探究中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的空間影響機(jī)制，提出了區(qū)域有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的分析框架，然后構(gòu)建空間計(jì)量模型，基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)考察有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的空間效應(yīng)及影響因素，并將空間效應(yīng)進(jìn)一步分解，以確定各影響因素的作用路徑。結(jié)果顯示：① 中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展既存在空間異質(zhì)性也存在空間依賴性，西部處于熱點(diǎn)區(qū)域，冷點(diǎn)區(qū)域在中東部。② 居民收入水平、有機(jī)認(rèn)證企業(yè)數(shù)量、具有高速出口的鄉(xiāng)鎮(zhèn)占比、草地面積占農(nóng)用田面積份額、自然保護(hù)區(qū)面積占轄區(qū)面積份額、鄉(xiāng)村勞動(dòng)力資源總數(shù)、農(nóng)業(yè)合作社數(shù)量和有機(jī)認(rèn)證示范（創(chuàng)建）區(qū)數(shù)量等因子正向影響有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展，而耕地質(zhì)量和勞動(dòng)力文化程度負(fù)向影響有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展。③ 有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展主要源于當(dāng)?shù)貐^(qū)位因素的直接效應(yīng)，但鄰域的空間溢出效應(yīng)不容忽視，居民收入水平、有機(jī)認(rèn)證企業(yè)數(shù)量、有機(jī)認(rèn)證示范（創(chuàng)建）區(qū)數(shù)量和鄉(xiāng)村勞動(dòng)力資源數(shù)量等因子的溢出效應(yīng)顯著。為推進(jìn)有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展，建議公共部門以發(fā)展具有外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)特征的有機(jī)農(nóng)業(yè)集群為導(dǎo)向，設(shè)計(jì)和實(shí)施與有機(jī)農(nóng)業(yè)相關(guān)的基礎(chǔ)平臺(tái)建設(shè)、支持有機(jī)農(nóng)業(yè)合作組織發(fā)展、支持有機(jī)認(rèn)證示范（創(chuàng)建）項(xiàng)目等為重點(diǎn)的支持政策。

關(guān)鍵詞：有機(jī)農(nóng)業(yè);空間效應(yīng);影響因素;空間面板模型

中圖分類號(hào)：S345文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1000-4440（2021）06-1583-09

Spatial effects and influencing factors of organic agriculture in China

LU Yu1，2， XIANG Ping-an1

（1.Business School， Hunan Agricultural University， Changsha 410028， China;2.Changsha Social Work College， Changsha 410004， China）

Abstract：In order to explore the influencing mechanism of organic agriculture development in China， the analytical framework of regional development was proposed， and then a spatial econometric model was constructed. Based on provincial panel data， the spatial effects and influencing factors of organic agriculture were investigated. Moreover， the spatial effect was further decomposed to determine the action path of each influencing factor. The results showed that there were spatial heterogeneity and spatial auto-correlation in the development of organic agriculture. A hot/cold map revealed that the western of China was of very high shares of organic agriculture， whereas the middle-eastern indicated the converse situation. Income level of residents， number of organic certification enterprises， proportion of villages and towns with high-speed export， grassland area shares， area proportion of natural reserve， total rural labor resources， number of agricultural cooperatives and number of organic certification demonstration areas were positive to the development of organic agriculture， whereas the effects of cultivated land quality and educational level of labor force were negative. Direct effect of local location factors was the main explanation of organic agriculture development， but the spatial spillover effect of neighborhood areas could not be ignored， especially income level of residents， the number of organic certification demonstration areas， number of organic certification enterprises and number of rural labor force. Potential policy implications include the formation of organic agriculture cluster， and the key supporting measures include strengthening the construction of infrastructure platform related to organic agriculture， the development of organic agriculture cooperation organization， and the establishment of organic certification demonstration projects.

Key words：organic agriculture;spatial effects;influencing factors;spatial panel model

發(fā)展有機(jī)農(nóng)業(yè)已成為許多國(guó)家可持續(xù)農(nóng)業(yè)政策的重要工具[1-2]，推行有機(jī)農(nóng)業(yè)亦是促進(jìn)中國(guó)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的重要途徑[3]。進(jìn)入21世紀(jì)后，中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展迅速，但因面臨諸多挑戰(zhàn)，有機(jī)農(nóng)地面積還僅占總農(nóng)地面積的1.89% [2-3]，發(fā)展?jié)摿薮?，探究有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的空間動(dòng)力學(xué)機(jī)制，可為政府設(shè)計(jì)推進(jìn)地域性有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的支持政策提供決策依據(jù)。當(dāng)前針對(duì)有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展影響機(jī)制的大多數(shù)文獻(xiàn)主要集中于微觀層面——探討農(nóng)戶采納有機(jī)農(nóng)業(yè)的關(guān)鍵影響因子及其作用路徑。這些文獻(xiàn)表明有機(jī)農(nóng)業(yè)的財(cái)務(wù)績(jī)效、外部環(huán)境（如基礎(chǔ)設(shè)施、公共政策和社會(huì)規(guī)范等）、農(nóng)戶社會(huì)人口學(xué)特征和農(nóng)場(chǎng)特征等對(duì)農(nóng)戶采納有機(jī)農(nóng)業(yè)有重要影響，其研究方法多采用二元Logit、Probit、結(jié)構(gòu)方程等計(jì)量模型[4-12]。然而，這些計(jì)量模型不能分析有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展過程中的空間效應(yīng)[13]。隨著空間分析技術(shù)的發(fā)展，一些研究基于歐美發(fā)達(dá)國(guó)家的州級(jí)、縣域或農(nóng)場(chǎng)數(shù)據(jù)，運(yùn)用空間計(jì)量模型探討了有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展過程中存在的空間效應(yīng)[13-21]，這類研究多基于截面數(shù)據(jù)，所包含的信息有限，變動(dòng)度小易存在多重共線性及未能考慮變量的時(shí)間相關(guān)性，無法分析空間-時(shí)間的交互效應(yīng)。且由于自然和社會(huì)環(huán)境等差異，基于歐美地區(qū)的研究結(jié)論在異地使用時(shí)可能存在局限[10]。中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展地區(qū)差異大且存在空間依賴性[21]，在分析有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展影響因素時(shí)考慮空間效應(yīng)十分必要。鑒于此，本研究基于理性選擇理論構(gòu)建分析有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的理論模型，并在此基礎(chǔ)上采用省級(jí)面板數(shù)據(jù)，將解釋空間異質(zhì)性的傳統(tǒng)區(qū)位因素與空間依賴性相結(jié)合構(gòu)建空間計(jì)量模型探討有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的空間效應(yīng)及影響因素。

1研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.1研究方法

1.1.1理論模型有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵，在于吸引更多農(nóng)戶從常規(guī)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)向有機(jī)農(nóng)業(yè)。根據(jù)理性選擇理論，農(nóng)戶是否轉(zhuǎn)向有機(jī)農(nóng)業(yè)，取決于其對(duì)有機(jī)農(nóng)業(yè)與常規(guī)農(nóng)業(yè)的期望效用的評(píng)價(jià)和比較[22]，即：

當(dāng)且僅當(dāng)：

E{Uoi[πoi，TCi（Ioi），Uadi（A，S）]}-E[Uci（πci）]>0（1）

農(nóng)戶轉(zhuǎn)向有機(jī)農(nóng)業(yè)。其中

παi=pαi（M）qαi（F，Iαi，Lαi）-wαiLαi+prαi（2）

式（1）中，Uoi和Uci分別表示農(nóng)戶i賦予有機(jī)農(nóng)業(yè)和常規(guī)農(nóng)業(yè)的期望效用;πoi和πci和分別表示有機(jī)農(nóng)業(yè)和常規(guī)農(nóng)業(yè)的利潤(rùn);TCi為從常規(guī)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)向有機(jī)農(nóng)業(yè)的交易成本，受有機(jī)農(nóng)業(yè)知識(shí)與信息可得Ioi影響;Uadi為有機(jī)農(nóng)業(yè)相關(guān)的附加效用，受社會(huì)認(rèn)同與依從（A）和感知到的有機(jī)農(nóng)業(yè)外部性（S）影響。式（2）中，α表示可選擇替代方案（ α=o或c，o代表有機(jī)農(nóng)業(yè)，c代表常規(guī)農(nóng)業(yè)）;pαi為產(chǎn)品價(jià)格，受市場(chǎng)可及性（M）影響;qαi為產(chǎn)量水平，受農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)位因素（F）、農(nóng)業(yè)知識(shí)與信息的可得性Iαi和投入品數(shù)量Lαi影響;wαi為投入品價(jià)格;prαi為公共部門支持情況，反映農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)的政策環(huán)境。

轉(zhuǎn)向有機(jī)農(nóng)業(yè)決策的影響因素涉及2種空間效應(yīng)：空間異質(zhì)性和空間依賴性[21-25]?？臻g異質(zhì)性主要表現(xiàn)為不同地區(qū)區(qū)位因素的差異，如生態(tài)環(huán)境、土壤類型、地形和氣候等農(nóng)業(yè)生態(tài)條件以及地理位置，這些異質(zhì)性區(qū)位因素將影響有機(jī)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)系統(tǒng)的成本和效益。空間依賴性是指相鄰地區(qū)間有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的相關(guān)性[25]。空間依賴性源于集聚效應(yīng)、社會(huì)依從和正向外部性[13，20]。集聚區(qū)完善的有機(jī)農(nóng)業(yè)組織機(jī)構(gòu)和市場(chǎng)網(wǎng)絡(luò)帶來了正向溢出效應(yīng)——改善了投入品供給、信息可得性和相關(guān)支持服務(wù)供給[18-19]，降低了轉(zhuǎn)向有機(jī)農(nóng)業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)[16]和生產(chǎn)、營(yíng)銷與交易成本[14-16]。因此，集聚效應(yīng)通過影響pαi、Lαi、Iαi和TCi作用于期望效用。知識(shí)與信息可得性（Iαi）影響交易成本（TCi）及生產(chǎn)力（qαi），有機(jī)農(nóng)戶越多，農(nóng)戶可獲得有機(jī)農(nóng)業(yè)知識(shí)與信息也就越多，可大幅降低學(xué)習(xí)成本[20]。在農(nóng)村遵從社會(huì)期望行為和文化規(guī)范的社會(huì)壓力較大，社會(huì)認(rèn)同與依從能夠給農(nóng)戶帶來更高的效用，對(duì)農(nóng)戶有機(jī)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)向決策的影響甚至超過對(duì)利潤(rùn)的考慮[13，20]。當(dāng)有機(jī)農(nóng)戶更多時(shí)，社會(huì)接受有機(jī)農(nóng)業(yè)的程度可能更高。農(nóng)戶感知到的社會(huì)認(rèn)同與依從（A）通過一致性偏好影響其對(duì)有機(jī)農(nóng)業(yè)的附加效用（Uadi）。有機(jī)農(nóng)業(yè)的正外部性（S）通過利他主義偏好影響Uadi[20]。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)位因素（F）通過影響生產(chǎn)力（qαi）來影響期望效用。市場(chǎng)可及性（M）通過影響產(chǎn)品價(jià)格（pαi）來影響利潤(rùn)（παi）。當(dāng)然，由于不同地區(qū)存在區(qū)位差異，上述變量的空間異質(zhì)性也不可避免，如不同地區(qū)的有機(jī)農(nóng)業(yè)公共政策（prαi）差異明顯[13]。

綜上所述，式（1）和（2）中影響有機(jī)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)向決策的變量均存在空間異質(zhì)性和依賴性，那么，探討地區(qū)有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響機(jī)制時(shí)，應(yīng)考察其空間效應(yīng)。

1.1.2計(jì)量模型為考察有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的空間效應(yīng)，本研究構(gòu)建如下空間面板模型[24]來分析：

yit=ρwi′yt+xit′β+wi′xtδ+μi+γt+εit（i=1，…，n;t=1，…，T）（3）

并有

εit=λwi′εt+vit（4）

式（3）中，yit是被解釋變量，表示i地在時(shí)間t的有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r，用以代理農(nóng)戶對(duì)有機(jī)農(nóng)業(yè)和常規(guī)農(nóng)業(yè)的期望效用差值?？茽柭赋錾鐣?huì)事實(shí)是個(gè)體行為相互作用和聚合的結(jié)果[26]，如果式⑴對(duì)更多農(nóng)戶成立，就有更多農(nóng)戶從事有機(jī)農(nóng)業(yè)，那i地有機(jī)農(nóng)地面積會(huì)增加。由于期望效用無法觀測(cè)，但有機(jī)農(nóng)業(yè)分布可觀測(cè)，因此采用有機(jī)農(nóng)地面積占農(nóng)地面積份額作為yit的代理變量。wi′yt為yt的空間滯后項(xiàng)，反映地區(qū)間有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的空間依賴性。wij為空間權(quán)重矩陣，依據(jù)Lessage的建議，為獲得穩(wěn)健的估計(jì)結(jié)果，采用二值相鄰空間權(quán)重矩陣、逆距離空間權(quán)重矩陣以及k個(gè)最近近鄰空間權(quán)重矩陣[25] 3種不同的空間權(quán)重矩陣對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)。ρ為空間自回歸系數(shù)，反映地區(qū)間的有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的空間依賴程度。xit為轉(zhuǎn)向有機(jī)農(nóng)業(yè)的影響因素向量，β為解釋變量的回歸系數(shù)。wi′xt為解釋變量的空間滯后項(xiàng)，反映鄰近地區(qū)的影響因素與觀測(cè)地i的有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展之間的外生性交互效應(yīng)， δ為待估參數(shù)。為了控制個(gè)體層面無法觀測(cè)的異質(zhì)性、非時(shí)變特征等，模型引入個(gè)體效應(yīng)μi和時(shí)間效應(yīng)γt。εit為空間相關(guān)殘差向量。式⑷中，wi′εt為誤差項(xiàng)交互效應(yīng)，λ為空間自相關(guān)系數(shù)，νit為誤差向量。

1.2變量選取

有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響因素通常都是空間異質(zhì)的，但有些變量是空間依賴的。實(shí)證模型估計(jì)中，空間依賴性可通過空間滯后項(xiàng)wi′yt和wi′xt揭示。影響空間異質(zhì)性的代理變量選取及其影響方向的假設(shè)，來源于文獻(xiàn)[4]～[22]。選取的變量見表1。對(duì)于理論模型中的附加效用，鑒于數(shù)據(jù)可得性，本研究不納入分析范圍。

1.3數(shù)據(jù)來源

已有文獻(xiàn)證實(shí)了基于大尺度數(shù)據(jù)分析的科學(xué)性[13，16.19]，因此本研究采用2013-2019年中國(guó)31個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)）的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。其中，有機(jī)農(nóng)地面積數(shù)據(jù)來源于世界糧農(nóng)組織，有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證數(shù)據(jù)來源于國(guó)家認(rèn)證認(rèn)可監(jiān)督管理委員會(huì)信息中心及中國(guó)食品農(nóng)產(chǎn)品認(rèn)證信息系統(tǒng)，耕地質(zhì)量數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)耕地質(zhì)量等別更新評(píng)價(jià)成果》，生態(tài)環(huán)境狀況指數(shù)和自然保護(hù)區(qū)占轄區(qū)面積比例等數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)生態(tài)環(huán)境狀況公報(bào)》，居民收入和環(huán)境治理支出占GDP比例數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)年鑒》，有電子商務(wù)站點(diǎn)的村占比和有高速公路出口的村鎮(zhèn)占比數(shù)據(jù)來源于歷次《全國(guó)農(nóng)業(yè)普查報(bào)告》和《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》，鄉(xiāng)村勞動(dòng)力資源總數(shù)和高中以上人口占比數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》和歷次《中國(guó)人口普查與抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)》。

2結(jié)果與分析

2.1有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的空間異質(zhì)性

變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表2，被解釋變量有機(jī)農(nóng)地面積占農(nóng)用地面積比例的變異系數(shù)達(dá)1.52，表明中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展地區(qū)差異大。解釋變量中，除生態(tài)環(huán)境指數(shù)的變異系數(shù)低于0.50外，其他解釋變量變異系數(shù)均大于0.50，屬于中等變異程度，其中草地面積占農(nóng)用地面積份額和有機(jī)認(rèn)證示范創(chuàng)建區(qū)數(shù)量的變異系數(shù)均大于1.00，分別為1.94和1.04。由此可見，省域間的空間異質(zhì)性不容忽視。

為了更加直觀反映地區(qū)差異，變異系數(shù)依據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理數(shù)據(jù)計(jì)算。由于篇幅原因，僅匯報(bào)2019年的數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

2.2有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的空間依賴性

2.2.1空間依賴性識(shí)別計(jì)算全局莫蘭指數(shù)（Moran’s I）以檢驗(yàn)空間依賴性，結(jié)果顯示基于不同空間權(quán)重矩陣的全局Moran’s I均大于0.2（表3），顯著拒絕“無空間相關(guān)性”原假設(shè)，表明毗鄰省（自治區(qū)）有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展存在正向空間依賴性。

2.2.2有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的熱冷點(diǎn)計(jì)算局部Getis-Ord Gi*指數(shù)來反映相鄰空間單元之間有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的相關(guān)度與分布差異，得到熱冷點(diǎn)區(qū)域（表4）。結(jié)果顯示中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)分布有顯著的空間差異，整體上呈西高東低。西部地區(qū)形成高值簇，低值簇主要分布在中東部地區(qū)，這再次驗(yàn)證了省域間有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展呈正向相關(guān)的結(jié)論，也為空間計(jì)量模型的應(yīng)用及其結(jié)果有效性提供了支持。

中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展顯著的空間依賴性與歐美發(fā)達(dá)國(guó)家的研究結(jié)果[13-20]類似。熱冷點(diǎn)分析結(jié)果表明中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的空間依賴性可能主要源于集聚效應(yīng)。其一，集聚區(qū)內(nèi)企業(yè)/農(nóng)場(chǎng)的緊密聯(lián)系促進(jìn)競(jìng)爭(zhēng)的同時(shí)也推動(dòng)了合作，尤其是在知識(shí)交流和外部投入上的合作。其二，向同類生產(chǎn)者尋求技術(shù)建議和有機(jī)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)所需的分銷商、加工商和制造商，集聚會(huì)為有機(jī)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者帶來顯而易見的便利。其三，周邊地區(qū)的有機(jī)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者或潛在有機(jī)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者也會(huì)因集聚的外溢效應(yīng)而受益。

2.3有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的空間效應(yīng)及影響因素

2.3.1統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)與模型識(shí)別空間面板模型統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果見表5。拉格朗日乘數(shù)（LM）檢驗(yàn)中針對(duì)空間誤差和空間滯后的檢驗(yàn)均拒絕了原假設(shè)，不支持空間自回歸模型（SAR） 和空間誤差模型（SEM），需要采用更高一級(jí)的空間計(jì)量模型進(jìn)行回歸。似然比（LR）檢驗(yàn)結(jié)果顯示拒絕將空間杜賓模型（SDM）簡(jiǎn)化為空間滯后模型（SLM）或空間誤差模型（SEM），可見統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果支持空間杜賓模型（SDM）。進(jìn)一步進(jìn)行霍斯曼檢驗(yàn)，結(jié)果表明應(yīng)采用隨機(jī)效應(yīng)的空間杜賓模型。

表5列出了基于3種不同空間權(quán)重矩陣對(duì)被解釋變量和對(duì)數(shù)處理后的被解釋變量進(jìn)行空間杜賓模型估計(jì)的結(jié)果。由表6可知，依據(jù)赤池信息準(zhǔn)則（AIC）和貝葉斯信息準(zhǔn)則（BIC），模型（4）具有最小值，且R2值最高，解釋力較優(yōu)。

2.3.2模型估計(jì)結(jié)果與分析由表5可知，所有模型的空間自相關(guān)系數(shù)ρ在0.25和0.90之間變化，且均通過了0.05水平的顯著性檢驗(yàn)，表明一個(gè)省（自治區(qū)）有機(jī)農(nóng)地面積份額對(duì)相鄰?。ㄗ灾螀^(qū)）有機(jī)農(nóng)地面積份額具有正向影響，即有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展存在正向空間依賴性。

價(jià)格相關(guān)因素中，有機(jī)認(rèn)證企業(yè)數(shù)量和有高速公路出口的村鎮(zhèn)占比的回歸系數(shù)為正，且在所有模型中均顯著，說明有機(jī)認(rèn)證企業(yè)數(shù)量和有高速公路出口的村鎮(zhèn)占比正向影響有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展，這與部分學(xué)者研究結(jié)論[13，20]一致。而居民收入水平和具有電子商務(wù)站點(diǎn)的村占比僅在模型（4）中稍顯著，說明居民收入水平和有電子商務(wù)站點(diǎn)的村占比的空間效應(yīng)不明顯?？赡艿慕忉屖?，有機(jī)產(chǎn)品存在高溢價(jià)，而中國(guó)居民收入水平尚處于中等水平，缺乏相應(yīng)的購(gòu)買力，中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展更多依賴于出口市場(chǎng)需求。雖然中國(guó)已經(jīng)在探索和嘗試“有機(jī)農(nóng)業(yè)+電商”的模式，但尚無應(yīng)用廣泛、知名度高、可信度強(qiáng)的線上銷售平臺(tái)，有機(jī)產(chǎn)品銷售仍然以線下模式為主，因此具有電子商務(wù)站點(diǎn)的村占比這一變量對(duì)有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展影響暫不顯著。

值得注意的是，生產(chǎn)相關(guān)變量中的草地面積占農(nóng)用地面積份額在所有模型中對(duì)有機(jī)農(nóng)地面積份額具有顯著的正向影響，而耕地質(zhì)量的回歸系數(shù)為負(fù)值，在模型（4）中通過了顯著性檢驗(yàn)，對(duì)有機(jī)農(nóng)地面積份額存在負(fù)向影響，這與Lpple等[17]和王小楠等[18]的結(jié)論一致。草地面積占農(nóng)用地面積份額高的地區(qū)，農(nóng)藥和化肥使用少，低強(qiáng)度畜牧生產(chǎn)轉(zhuǎn)向有機(jī)農(nóng)業(yè)所需的變化小，轉(zhuǎn)向有機(jī)農(nóng)業(yè)的可能性高。耕地質(zhì)量低的地區(qū)更易發(fā)展有機(jī)農(nóng)業(yè)，這可能源于低地力轉(zhuǎn)化為有機(jī)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的機(jī)會(huì)成本低，此外，低地力地區(qū)的農(nóng)業(yè)增產(chǎn)潛力小，易陷入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率低、投資能力低和貧困的惡性循環(huán)，低外部投入的有機(jī)農(nóng)業(yè)是打破這一循環(huán)、改善土壤條件、提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)量從而改善生計(jì)的一種有效方式。勞動(dòng)力資源和勞動(dòng)力質(zhì)量在解釋yl的所有模型中，對(duì)有機(jī)農(nóng)地面積份額有顯著影響。其中，勞動(dòng)力資源對(duì)有機(jī)農(nóng)地面積份額存在正向影響，這可能源于有機(jī)農(nóng)業(yè)比傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力成本高，充足的勞動(dòng)力利于降低勞動(dòng)力成本[13-16];而勞動(dòng)力質(zhì)量對(duì)有機(jī)農(nóng)地面積份額存在負(fù)向影響，可能的解釋是文化程度較低的農(nóng)民的機(jī)會(huì)成本較低，愿意花更多時(shí)間從事勞動(dòng)密集型生產(chǎn)，更有可能轉(zhuǎn)向有機(jī)農(nóng)業(yè)[20]。

農(nóng)業(yè)合作社數(shù)量在解釋yl的所有模型中顯著正向影響有機(jī)農(nóng)地面積份額?？赡艿慕忉屖?，技術(shù)知識(shí)與信息可得性影響常規(guī)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)向有機(jī)農(nóng)業(yè)的交易成本，而合作社是當(dāng)前中國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)供給的重要主體，擁有信息共享、農(nóng)資集中供應(yīng)、技術(shù)集中指導(dǎo)和統(tǒng)一銷售等特征[24]，改善了技術(shù)、信息和市場(chǎng)銷售等支持服務(wù)，增加了常規(guī)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)向有機(jī)農(nóng)業(yè)的可能性。

政策相關(guān)因素中，自然保護(hù)區(qū)占轄區(qū)面積比例對(duì)有機(jī)農(nóng)地面積份額存在正向影響，這與Schmidtner等的結(jié)論[13]一致。由于環(huán)境管制，自然保護(hù)區(qū)對(duì)不利于生態(tài)環(huán)境的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)和資源采集活動(dòng)等均有所限制，自然保護(hù)區(qū)較多的地區(qū)會(huì)更傾向于推行有機(jī)農(nóng)業(yè)等。有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證示范（創(chuàng)建）區(qū)正向影響有機(jī)農(nóng)地面積份額，表明有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證示范（創(chuàng)建）活動(dòng)具有正向溢出效應(yīng)，其改善了有機(jī)農(nóng)業(yè)的知識(shí)、技術(shù)及信息的可得性，促進(jìn)了有機(jī)農(nóng)業(yè)推廣[21]。

在所有解釋yl的模型中，有機(jī)認(rèn)證企業(yè)數(shù)量、勞動(dòng)力資源和有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證示范（創(chuàng)建）區(qū)數(shù)量等變量的空間滯后系數(shù)均為正值，且通過了顯著性檢驗(yàn)。而居民收入水平、農(nóng)業(yè)合作社數(shù)量和草地面積占農(nóng)用地面積份額等變量的空間滯后項(xiàng)在模型（4）中顯著，表明毗鄰地區(qū)的上述區(qū)位因素對(duì)觀測(cè)地有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展存在顯著影響。

2.3.3空間效應(yīng)分解表7列出了基于優(yōu)選模型（4）的空間效應(yīng)分解結(jié)果?？傂?yīng)較大的變量為居民收入水平、有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證示范（創(chuàng)建）區(qū)數(shù)量、有機(jī)認(rèn)證企業(yè)數(shù)量和農(nóng)業(yè)合作社數(shù)量。所有變量的直接效應(yīng)均大于間接效應(yīng)（空間溢出效應(yīng)），表明一地有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展主要受當(dāng)?shù)靥卣髯兞恐苯佑绊憽＞用袷杖胨?、有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證示范（創(chuàng)建）區(qū)數(shù)量、有機(jī)認(rèn)證企業(yè)數(shù)量以及勞動(dòng)力資源的間接效應(yīng)遠(yuǎn)大于其他變量，其空間溢出效應(yīng)不容忽視。這一結(jié)果不僅為識(shí)別能夠形成集聚效應(yīng)的有機(jī)農(nóng)業(yè)地域提供了參考依據(jù)，也表明國(guó)家有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證示范（創(chuàng)建）項(xiàng)目的成效顯著。

3討論

盡管本研究與Schmidtner等[13]和Parker等[27]的研究類似，都是采用空間計(jì)量方法來探討有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響因子，然而也存在差異。與Schmidtner等[13]和Parker等[27]的研究不同，本研究基于理性選擇理論構(gòu)建理論模型，這不僅為實(shí)證模型提供了微觀經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，也改善了數(shù)據(jù)可用性，在空間計(jì)量模型中引入了更多變量。與Parker等[27]基于負(fù)外部效應(yīng)分析相鄰地塊利用方式對(duì)觀測(cè)地塊的農(nóng)戶采納有機(jī)農(nóng)業(yè)的影響不同，本研究基于鄰近?。ㄗ灾螀^(qū)）間的正向外部性分析有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的空間效應(yīng)，這更契合有機(jī)農(nóng)業(yè)所具備的公共產(chǎn)品屬性[23]。已有研究均采用截面數(shù)據(jù)分析，而本研究使用包含更豐富信息的面板數(shù)據(jù)，可控制個(gè)體層面無法觀測(cè)的異質(zhì)性和非時(shí)變特征等，可避免多重共線性，能夠容納變量的時(shí)期相關(guān)性，使分析空間-時(shí)間的交互效應(yīng)成為可能[25，28]。盡管現(xiàn)有研究結(jié)果證明大尺度（州級(jí)或縣級(jí)）數(shù)據(jù)分析結(jié)果的可靠性，但更高空間分辨率（農(nóng)場(chǎng)和農(nóng)戶層面）分析會(huì)與農(nóng)戶實(shí)際決策過程更一致[13，20]。后續(xù)我們將開展實(shí)地調(diào)查獲取農(nóng)戶層面數(shù)據(jù)，考察農(nóng)戶從事有機(jī)農(nóng)業(yè)的空間效應(yīng)，加深對(duì)因果關(guān)系的討論。

4結(jié)論及啟示

本研究利用2013-2019年中國(guó)省域面板數(shù)據(jù)，采用空間計(jì)量模型探討了中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的空間效應(yīng)及影響因素。主要研究結(jié)論有：⑴中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的地區(qū)異質(zhì)性明顯，但空間依賴性也顯著。居民收入水平、有機(jī)認(rèn)證企業(yè)數(shù)量、具有高速出口的鄉(xiāng)鎮(zhèn)占比、草地面積占農(nóng)用地面積份額、自然保護(hù)區(qū)面積占轄區(qū)面積份額、勞動(dòng)力資源總數(shù)、農(nóng)業(yè)合作社數(shù)量和有機(jī)認(rèn)證示范（創(chuàng)建）區(qū)數(shù)量顯著正向貢獻(xiàn)于有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展，耕地質(zhì)量和勞動(dòng)力文化程度則呈負(fù)向影響。 （2）一個(gè)地區(qū)有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展主要源于本地區(qū)位因素的直接效應(yīng)，但周邊地區(qū)的空間溢出效應(yīng)也不容忽視，尤其是周邊地區(qū)的有機(jī)認(rèn)證示范（創(chuàng)建）區(qū)數(shù)量、有機(jī)認(rèn)證企業(yè)數(shù)量、鄉(xiāng)村勞動(dòng)力資源總數(shù)等因素的空間溢出效應(yīng)顯著。

本研究結(jié)論的政策啟示是：⑴公共部門推進(jìn)有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的政策可向有集聚效應(yīng)特征的地區(qū)傾斜，以形成具有外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)特征的有機(jī)農(nóng)業(yè)集群，并通過集聚區(qū)的外溢效應(yīng)促進(jìn)周邊地區(qū)有機(jī)農(nóng)業(yè)的發(fā)展。這一策略可能比實(shí)施普惠性支持措施的效果更好。⑵公共部門可通過加強(qiáng)與有機(jī)農(nóng)業(yè)相關(guān)的基礎(chǔ)平臺(tái)建設(shè)、支持有機(jī)農(nóng)業(yè)合作組織發(fā)展、支持有機(jī)認(rèn)證示范（創(chuàng)建）項(xiàng)目等措施促進(jìn)有機(jī)農(nóng)業(yè)集群發(fā)展。

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（責(zé)任編輯：張震林）

收稿日期：2021-07-09

基金項(xiàng)目：湖南省自然科學(xué)基金項(xiàng)目（2021JJ30369）;湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)“雙一流”學(xué)科建設(shè)項(xiàng)目（SYL201802017）;湖南省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目（19YBA092）

作者簡(jiǎn)介：盧瑜（1982-），女，江西九江人，博士研究生，主要從事有機(jī)農(nóng)業(yè)和生態(tài)農(nóng)業(yè)研究（E-mail）634279803@qq.com

通訊作者：向平安， （E-mail）xpa830@126.com