盧 瑜, 向平安, 余 亮

中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)的集聚與空間依賴性*

盧 瑜1,2, 向平安1**, 余 亮1,3

(1. 湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)商學(xué)院 長(zhǎng)沙 410028; 2. 長(zhǎng)沙民政職業(yè)技術(shù)學(xué)院 長(zhǎng)沙 410004; 3. 湖南第一師范學(xué)院 長(zhǎng)沙 410205)

發(fā)展有機(jī)農(nóng)業(yè)雖是實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的重要途徑, 但需要公共部門政策支持。準(zhǔn)確把握有機(jī)農(nóng)業(yè)空間分布特征, 檢驗(yàn)其集聚及空間依賴性, 為公共部門選擇和設(shè)計(jì)政策提供決策依據(jù)。本文基于2013—2018年中國(guó)有機(jī)生產(chǎn)面積和有機(jī)認(rèn)證數(shù)據(jù), 首先采用Jenks自然間斷點(diǎn)分級(jí)法分析中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)的空間分布; 然后運(yùn)用EG指數(shù)、產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)和區(qū)位熵判別有機(jī)農(nóng)業(yè)集聚程度; 最后采用Moran’s指數(shù)檢驗(yàn)有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的空間依賴性, 結(jié)合局部Getis-OrdG*統(tǒng)計(jì)和標(biāo)準(zhǔn)差橢圓技術(shù)進(jìn)一步探討有機(jī)農(nóng)業(yè)在局域的空間集聚與演化趨勢(shì)。研究結(jié)果表明: 1)中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)空間分布不均勻, 東北和西部地區(qū)有機(jī)生產(chǎn)面積占比和有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證示范(創(chuàng)建區(qū))有優(yōu)勢(shì), 而東部地區(qū)有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證證書和獲證企業(yè)數(shù)量居優(yōu)勢(shì)。2)中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)的EG指數(shù)已超過0.05, 有機(jī)農(nóng)業(yè)集聚程度高; 青海、內(nèi)蒙古、寧夏、新疆和海南產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)和區(qū)位熵均大于1, 顯示這些省份的有機(jī)農(nóng)業(yè)集聚優(yōu)勢(shì)明顯。3)全局Moran’s指數(shù)值大于0且逐年上升, 顯示毗鄰省份的有機(jī)農(nóng)業(yè)存在空間正依賴性; 有機(jī)農(nóng)業(yè)熱點(diǎn)區(qū)主要在西部和東北部地區(qū), 冷點(diǎn)及次冷點(diǎn)在中東部地區(qū)且呈現(xiàn)擴(kuò)展趨勢(shì); 標(biāo)準(zhǔn)差橢圓分析顯示中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)方向分布和重心均呈現(xiàn)先東北再西部的發(fā)展趨勢(shì)。中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)集聚逐年顯著的原因是多方面的, 除適宜于有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的自然資源稟賦外, 公共部門政策、集聚效應(yīng)和空間依賴性亦是重要驅(qū)動(dòng)力。本文的政策啟示是: 支持生態(tài)環(huán)境良好的經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)發(fā)展有機(jī)農(nóng)業(yè)可能更可取; 有機(jī)農(nóng)業(yè)集聚區(qū)的政府可以通過進(jìn)一步的支持政策, 提升區(qū)域內(nèi)有機(jī)農(nóng)業(yè)集中度, 形成集聚與擴(kuò)散的良性循環(huán); 毗鄰有機(jī)農(nóng)業(yè)集聚區(qū)的區(qū)域可以利用集聚區(qū)的外溢效應(yīng), 促進(jìn)發(fā)展有機(jī)農(nóng)業(yè); 公共部門采用瞄準(zhǔn)型政策可能比普惠性政策更能促進(jìn)有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展。

有機(jī)農(nóng)業(yè); 集聚效應(yīng); 空間依賴性; 政策; 中國(guó)

有機(jī)農(nóng)業(yè)遵循生態(tài)學(xué)原理, 禁止使用化學(xué)合成投入品和轉(zhuǎn)基因生物及其產(chǎn)物, 是一種采用可持續(xù)農(nóng)業(yè)技術(shù)的生產(chǎn)方式。鑒于它在諸如食品質(zhì)量安全、生態(tài)環(huán)境保護(hù)和資源可持續(xù)利用等公共物品供給方面明顯優(yōu)于常規(guī)農(nóng)業(yè), 許多國(guó)家將其視為改善農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量、滿足消費(fèi)需求和提升農(nóng)業(yè)發(fā)展水平的重要策略[1]。然而, 發(fā)展有機(jī)農(nóng)業(yè)富有挑戰(zhàn)性, 尤其是在發(fā)展中國(guó)家[2]?；谟袡C(jī)農(nóng)業(yè)提供食品安全和環(huán)境改善等公共物品的事實(shí), 學(xué)者們不僅認(rèn)為公共部門應(yīng)當(dāng)支持其發(fā)展, 而且發(fā)現(xiàn)大多數(shù)國(guó)家的有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展得益于公共政策支持[3-4]。近幾年, 中國(guó)政府多次在政策文件中提出要建立農(nóng)業(yè)綠色開發(fā)機(jī)制, 促進(jìn)發(fā)展有機(jī)農(nóng)業(yè), 這意味著需要設(shè)計(jì)并實(shí)施相應(yīng)的有機(jī)農(nóng)業(yè)支持政策。

已有的文獻(xiàn)表明有機(jī)農(nóng)業(yè)的支持政策有普惠性和瞄準(zhǔn)性兩類。例如, 歐盟國(guó)家和美國(guó)對(duì)所有有機(jī)生產(chǎn)者實(shí)施的財(cái)政補(bǔ)貼就是普惠性政策[5-6], 其支持對(duì)象廣泛, 但所需投入大且投入分散。諸如澳大利亞等一些國(guó)家實(shí)施的有機(jī)農(nóng)業(yè)項(xiàng)目支持計(jì)劃屬于瞄準(zhǔn)性政策[7], 其支持對(duì)象有針對(duì)性, 但惠及范圍有限。盡管歐盟經(jīng)驗(yàn)表明普惠性政策促進(jìn)了其成員國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展, 但究竟是普惠性還是其成員國(guó)各自的瞄準(zhǔn)性政策更有效并不清楚。有文獻(xiàn)表明瞄準(zhǔn)性政策在支持力度受限情形下對(duì)空間外溢性強(qiáng)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展有較好效果, 對(duì)可投入資源緊張的發(fā)展中國(guó)家支持創(chuàng)新活動(dòng)尤為適用[8-9]。產(chǎn)業(yè)集聚程度與空間外溢性的關(guān)系緊密。產(chǎn)業(yè)集聚最大的優(yōu)勢(shì)在于能夠降低生產(chǎn)成本、更方便獲得熟練勞動(dòng)力和信息、改善服務(wù)與投入供應(yīng)和產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟(jì), 這尤其利于新技術(shù)擴(kuò)散或外溢[10-11]。有機(jī)農(nóng)業(yè)是一種基于知識(shí)和信息的創(chuàng)新體系, 如果其發(fā)展存在區(qū)域集聚, 那么, 政府可以集中資源針對(duì)具有集聚優(yōu)勢(shì)的地區(qū)或毗鄰地區(qū)實(shí)施瞄準(zhǔn)性支持政策, 就很可能獲得比普惠性政策更好的效果。已有證據(jù)表明, 發(fā)達(dá)國(guó)家有機(jī)農(nóng)業(yè)存在集聚和空間依賴性。例如, 美國(guó)的有機(jī)農(nóng)業(yè)主要集中在加利福利亞、華盛頓、俄勒岡州和新英格蘭等西部地區(qū)[12]。丹麥有機(jī)農(nóng)業(yè)的集中區(qū)域是日德蘭西南部、哥本哈根和奧胡斯市[13]。德國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)在東北部和中南部集中[14]。有機(jī)農(nóng)業(yè)的空間依賴性主要源于集聚經(jīng)濟(jì)和溢出效應(yīng)等[15-18]。然而, 發(fā)展中國(guó)家有機(jī)農(nóng)業(yè)是否也存在集聚與空間效應(yīng), 還缺乏證據(jù)支持, 這不利于公共部門對(duì)支持政策類別的選擇。

本文借鑒Feldman等[19]和Anselin[20]等的研究思路, 采用Jenks自然間斷點(diǎn)分級(jí)法、產(chǎn)業(yè)集聚分析技術(shù)和空間效應(yīng)分析方法, 分析中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)的集聚和空間依賴性, 以期為中國(guó)政府選擇和設(shè)計(jì)有機(jī)農(nóng)業(yè)支持政策提供決策參考。

1 材料與方法

1.1 研究樣本及數(shù)據(jù)來源

本文以“省份×年份”為觀測(cè)單元的面板數(shù)據(jù)為樣本, 考察中國(guó)各省、市、自治區(qū)(由于香港、澳門和臺(tái)灣的數(shù)據(jù)未能獲取, 故本文不包含這3個(gè)地區(qū))有機(jī)農(nóng)業(yè)的空間分布, 判別有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展過程是否存在產(chǎn)業(yè)集聚和空間依賴性。選取有機(jī)生產(chǎn)面積和有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證數(shù)據(jù)衡量中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)規(guī)模和發(fā)展水平。有機(jī)生產(chǎn)面積是指有機(jī)作物的種植面積, 包括有機(jī)和轉(zhuǎn)換面積。有機(jī)產(chǎn)品指獲得中國(guó)有機(jī)標(biāo)準(zhǔn)認(rèn)證的產(chǎn)品。有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證數(shù)據(jù)包括有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證證書、有機(jī)獲證企業(yè)和有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證示范區(qū)及示范創(chuàng)建區(qū)等信息[21]。

有機(jī)生產(chǎn)面積和有機(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), 耕地面積數(shù)據(jù)和行政區(qū)劃面積來源于《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)年鑒》。

1.2 研究方法

1.2.1 Jenks自然間斷點(diǎn)分級(jí)法

Jenks自然間斷點(diǎn)分級(jí)法是基于地圖展示的數(shù)據(jù)分級(jí)算法, “自然間斷點(diǎn)”類別基于數(shù)據(jù)本身固有自然間斷分組, 在數(shù)據(jù)值差異較大的位置處設(shè)置邊界和識(shí)別分類間隔, 使組間差異最大化而組內(nèi)差異較小, 以實(shí)現(xiàn)最佳分組[22-23]。

1.2.2 產(chǎn)業(yè)集聚分析方法

根據(jù)有機(jī)農(nóng)業(yè)的認(rèn)證標(biāo)準(zhǔn), 農(nóng)業(yè)生態(tài)條件對(duì)其空間分布有重要影響, 那么分析產(chǎn)業(yè)集聚時(shí)需重點(diǎn)考慮行政或自然地理單元內(nèi)的空間分布。為從整體及區(qū)域兩個(gè)層面分析中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)的集聚及其變化趨勢(shì), 選取EG指數(shù)、產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)和區(qū)位熵3種方法。EG指數(shù)是反映國(guó)家尺度上有機(jī)農(nóng)業(yè)集聚最為有效的方法, 產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)則能衡量一定時(shí)間段內(nèi)中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)的集聚和分散趨勢(shì), 區(qū)位熵則能較為有效地衡量省級(jí)空間尺度有機(jī)農(nóng)業(yè)集聚水平[24-26]。

EG指數(shù)(EG)的計(jì)量方法:

式中:為空間基尼系數(shù);為赫芬達(dá)爾指數(shù);和表示某區(qū)域,≠;是x的平均值;為或區(qū)域的有機(jī)生產(chǎn)面積占比;是區(qū)域數(shù)。EG<0.02表明產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)隨機(jī)分布, 不存在集聚; 0.020.05表明產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)高集聚[27]。

產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)()的計(jì)算式為:

區(qū)位熵(LQe)的計(jì)算式為:

1.2.3 空間依賴性分析法

空間依賴性又稱空間相關(guān)性, 是指某一空間單元與其周圍單元就某一特征值的相關(guān)程度, 表現(xiàn)為在不同空間位置的函數(shù)關(guān)系。本文采用全局Moran’s指數(shù)判別中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)是否存在空間依賴性, 并應(yīng)用局部Getis-Ord G指數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差橢圓來探討其在局域空間的集聚與演化趨勢(shì)。全局Moran’s指數(shù)可以描述某現(xiàn)象整體分布, 判斷是否存在空間聚集和空間依賴性, 其識(shí)別和測(cè)量鄰近度的能力突出, 尤其適用于空間集聚研究[29], 但不能說明各局域的特征及方向分布的演變。這一缺陷可通過局部Getis- Ord G指數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差橢圓技術(shù)來彌補(bǔ), 局部Getis-Ord G指數(shù)可識(shí)別聚集的熱/冷點(diǎn)區(qū)域, 標(biāo)準(zhǔn)差橢圓可識(shí)別空間分布演變趨勢(shì)[30]。

Moran’s指數(shù)計(jì)算式如下:

式中:和表示兩個(gè)被比較的區(qū)域,Z和Z分別為區(qū)域和區(qū)域有機(jī)生產(chǎn)面積與中國(guó)有機(jī)生產(chǎn)面積均值的偏差,w是空間權(quán)重矩陣。I>0, 表明存在空間正相關(guān), 某區(qū)域及其鄰域有機(jī)農(nóng)業(yè)呈現(xiàn)在空間上相似值連片, 即集聚;I越接近于1, 空間正依賴性越強(qiáng);I<0, 表明空間負(fù)相關(guān), 某區(qū)域及其鄰域的有機(jī)農(nóng)業(yè)屬性值為相異值, 空間上呈現(xiàn)交錯(cuò)分布;I越接近于?1, 空間負(fù)相關(guān)越強(qiáng), 分散傾向越強(qiáng); 當(dāng)I接近于0時(shí), 有機(jī)農(nóng)業(yè)屬性不存在空間依賴性, 在整個(gè)區(qū)域上呈隨機(jī)分布。

通過計(jì)算局部Getis-Ord G指數(shù)得到的得分和值, 可區(qū)分有機(jī)農(nóng)業(yè)的高高集聚和低低集聚, 識(shí)別區(qū)域單元冷點(diǎn)和熱點(diǎn)地區(qū)分布。局部Getis-Ord統(tǒng)計(jì)計(jì)算式如下:

標(biāo)準(zhǔn)差橢圓通過重心(平均中心點(diǎn))、方位角、軸(長(zhǎng)軸)和軸(短軸)方向的標(biāo)準(zhǔn)差等指標(biāo), 反映區(qū)域有機(jī)農(nóng)業(yè)的分布方向和集散程度。平均中心表示區(qū)域有機(jī)農(nóng)業(yè)空間分布的相對(duì)位置, 其計(jì)算式如下:

方位角表示區(qū)域有機(jī)農(nóng)業(yè)空間分布的主趨勢(shì)方向, 其計(jì)算式為:

軸(長(zhǎng)軸)和軸(短軸)方向的標(biāo)準(zhǔn)差(SED和SDE)分別反映區(qū)域有機(jī)農(nóng)業(yè)在主要及次要趨勢(shì)方向上的集聚或離散程度, 計(jì)算式為:

2 結(jié)果與分析

2.1 有機(jī)農(nóng)業(yè)空間分布

基于自然間斷點(diǎn)分級(jí)法的分級(jí)結(jié)果顯示中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)空間分布不均, 存在局部區(qū)域集中。1)從有機(jī)生產(chǎn)面積占耕地面積比例來看, 中國(guó)東北和西部地區(qū)的占比有優(yōu)勢(shì), 東部和中部地區(qū)不具優(yōu)勢(shì)(表1), 空間分布演變趨勢(shì)顯示近年西部地區(qū)有機(jī)生產(chǎn)面積增長(zhǎng)較快, 尤其是新疆、青海和西藏的增長(zhǎng)幅度較大, 此外, 2016年后海南省有機(jī)生產(chǎn)面積大幅提高。2)有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證證書數(shù)量的分布顯示中國(guó)東北和西南地區(qū)是最多的兩大區(qū)域(表2)。四川、貴州、內(nèi)蒙古和新疆等西部地區(qū), 以及西南腹地的四川和貴州的增長(zhǎng)速度快。2016年后江西和安徽的有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證也出現(xiàn)快速增長(zhǎng), 但山東和浙江有機(jī)認(rèn)證證書數(shù)量的分級(jí)位次下降。3)獲得有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證的企業(yè)數(shù)量與有機(jī)認(rèn)證證書數(shù)量的空間分布及演變趨勢(shì)大體一致(表3)。東北地區(qū)的黑龍江自2013年以來連續(xù)6年有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證書和有機(jī)獲證企業(yè)數(shù)的分級(jí)位次均位列全國(guó)最高。東部沿海的山東、浙江、江蘇雖然獲有機(jī)證的企業(yè)數(shù)較多, 但相較于有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證增長(zhǎng)強(qiáng)勁的四川、江西和安徽等地, 有機(jī)產(chǎn)品獲證企業(yè)數(shù)分級(jí)位次近年來呈現(xiàn)下降趨勢(shì)。4)有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證示范區(qū)及示范創(chuàng)建區(qū)建設(shè)主要在東北、西南方向形成較為顯著的集聚(表4)。

表1 基于Jenks的2013—2018年中國(guó)各省(市、自治區(qū))有機(jī)生產(chǎn)面積占耕地面積比例的分級(jí)

未能獲取香港、澳門和臺(tái)灣數(shù)據(jù), 故不包含這3個(gè)地區(qū)。Hong Kong, Macao, and Taiwan are not included due to unavailable data.

表2 基于Jenks的2013—2018年中國(guó)各省(市、自治區(qū))有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證書數(shù)量的分級(jí)

未能獲取香港、澳門和臺(tái)灣數(shù)據(jù), 故不包含這3個(gè)地區(qū)。Hong Kong, Macao, and Taiwan are not included due to unavailable data.

表3 基于Jenks的2013—2018年中國(guó)省(市、自治區(qū))獲得有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證企業(yè)數(shù)量的分級(jí)

未能獲取香港、澳門和臺(tái)灣數(shù)據(jù), 故不包含這3個(gè)地區(qū)。Hangkang, Macao, and Taiwan are not included due to unavailable data.

表4 基于Jenks的2018年中國(guó)省(市、自治區(qū))有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證示范(創(chuàng)建)區(qū)數(shù)量的分級(jí)

未能獲取香港、澳門和臺(tái)灣數(shù)據(jù), 故不包含這3個(gè)地區(qū)。Hong Kong, Macao, and Taiwan are not included due to unavailable data.

2.2 有機(jī)農(nóng)業(yè)的集聚程度

2.2.1 EG指數(shù)

2013年以來中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)的EG指數(shù)均大于0.02且逐年增加, 表明中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)空間分布不均衡, 存在空間集聚, 且集聚程度呈現(xiàn)增強(qiáng)趨勢(shì)(表5)。2017年EG指數(shù)超過0.05, 有機(jī)農(nóng)業(yè)開始表現(xiàn)高度集聚。

表5 2013—2018年中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)的EG指數(shù)

2.2.2 產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)

產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)結(jié)果顯示(圖1), 青海、內(nèi)蒙古、寧夏、新疆和海南有機(jī)農(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)大于1, 表明這5個(gè)省份的有機(jī)農(nóng)業(yè)增速快于全國(guó)增速, 具有比較優(yōu)勢(shì), 集聚趨勢(shì)明顯; 其他地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)均小于1, 表明雖然這些地區(qū)有機(jī)農(nóng)業(yè)處于增長(zhǎng)態(tài)勢(shì), 但增速低于全國(guó)增速, 產(chǎn)業(yè)集聚態(tài)勢(shì)不明顯。產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)顯示中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)向西部集聚。

未能獲取香港、澳門和臺(tái)灣數(shù)據(jù), 故不包含這3個(gè)地區(qū)。Hong Kong, Macao, and Taiwan are not included due to unavailable data.

2.2.3 區(qū)位熵

借鑒Goetz等的經(jīng)驗(yàn)[31], 傳統(tǒng)LQ分析臨界值(1)和更嚴(yán)格的LQ臨界值(1.25和3)的分析結(jié)果表明, 有11個(gè)省份的有機(jī)農(nóng)業(yè)區(qū)位熵大于1, 其余19個(gè)省份的區(qū)位熵小于1。有機(jī)農(nóng)業(yè)區(qū)位熵大于1.25的省份有9個(gè), 其中新疆和北京的區(qū)位熵均值大于3。由于北京市2013—2016年的有機(jī)生產(chǎn)面積未剔除京外有機(jī)基地, 區(qū)位熵呈現(xiàn)虛高; 2017年剔除京外有機(jī)基地面積后北京市有機(jī)農(nóng)業(yè)區(qū)位熵降至0.6左右, 表明北京市有機(jī)農(nóng)業(yè)的集聚度實(shí)際上還比較低。

區(qū)位熵結(jié)果顯示, 中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)分布主要聚集在黑龍江、遼寧、內(nèi)蒙古、新疆、青海、西藏和貴州等東北、西(南)部省份(表6), 這些省份的區(qū)位熵值近年來穩(wěn)定維持在1以上。其中新疆、寧夏的區(qū)位熵增長(zhǎng)顯著, 表明這2個(gè)自治區(qū)有機(jī)農(nóng)業(yè)集聚趨勢(shì)凸顯。此外, 海南省近兩年有機(jī)生產(chǎn)區(qū)位熵大幅提高, 集聚的比較優(yōu)勢(shì)開始顯現(xiàn)。然而, 部分省份如東部沿海的廣東、福建、江蘇和山東, 中部的安徽、湖北、湖南、河南和陜西, 以及西南的云南和廣西的區(qū)位熵均較低, 尤其是江蘇、山東、安徽、湖北和河南的區(qū)位熵低于0.3且逐年下降, 表明其有機(jī)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚度低且呈減弱態(tài)勢(shì)。

2.3 有機(jī)農(nóng)業(yè)的空間依賴性

2.3.1 Moran’s值

根據(jù)有機(jī)面積占耕地面積比例和有機(jī)認(rèn)證書數(shù)量計(jì)算的全局自相關(guān)的Moran’s值均大于0, 且呈上升趨勢(shì),值均大于顯著性水平下的臨界值(1.98), 表明中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)并非完全隨機(jī)分布, 呈現(xiàn)出相似值間的空間集聚, 毗鄰省份有機(jī)農(nóng)業(yè)存在空間正依賴性且日益顯著(表7)。這意味著一些省份的有機(jī)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)受周邊區(qū)域有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的積極影響, 相同的一些區(qū)位因素如自然資源及生態(tài)環(huán)境條件、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平, 可能導(dǎo)致毗鄰地區(qū)有機(jī)農(nóng)業(yè)采用呈現(xiàn)相似值集聚。

2.3.2 熱/冷點(diǎn)區(qū)域

采用局部Getis-OrdG*統(tǒng)計(jì)有機(jī)農(nóng)業(yè)熱/冷點(diǎn)省(市、自治區(qū)), 結(jié)果見表8。2013—2015年中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)的熱點(diǎn)區(qū)主要分布在東北部并呈現(xiàn)擴(kuò)展態(tài)勢(shì), 這表明東北是有機(jī)農(nóng)業(yè)最具活力的地區(qū)。2016年后有機(jī)農(nóng)業(yè)熱點(diǎn)地區(qū)從東北向西部轉(zhuǎn)變且呈擴(kuò)展態(tài)勢(shì), 新疆、西藏和內(nèi)蒙等地形成高值簇。研究期內(nèi)冷點(diǎn)和次冷點(diǎn)區(qū)域(低值簇)始終分布在中東部地區(qū), 且在中東部地區(qū)擴(kuò)展明顯, 表明該區(qū)域有機(jī)農(nóng)業(yè)的發(fā)展滯后。研究期內(nèi)熱/冷點(diǎn)的擴(kuò)展驗(yàn)證了Moran’s指數(shù)得出的中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)毗鄰地區(qū)呈現(xiàn)正向空間依賴性的結(jié)論。

表6 2013—2018年中國(guó)省(市、自治區(qū))有機(jī)農(nóng)業(yè)的區(qū)位熵

未能獲取香港、澳門和臺(tái)灣數(shù)據(jù), 故不包含這3個(gè)地區(qū)。Hong Kong, Macao, and Taiwan are not included due to unavailable data.

表7 2013—2018年中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)的Moran’s I值

表8 2013—2018年中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的熱/冷點(diǎn)省(市、自治區(qū))

2.3.3 標(biāo)準(zhǔn)差橢圓分析

中國(guó)有機(jī)生產(chǎn)面積占比和有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證示范(創(chuàng)建)區(qū)數(shù)量的標(biāo)準(zhǔn)差橢圓分析結(jié)果(表9)顯示, 2013—2018年中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)方向分布和重心移動(dòng)均呈現(xiàn)東北—西部的擴(kuò)展格局。中國(guó)有機(jī)生產(chǎn)面積占比的標(biāo)準(zhǔn)差橢圓的方位角從66°擴(kuò)大到118°, 表明東北—西部空間格局得到加強(qiáng)。2013—2016年長(zhǎng)短軸標(biāo)準(zhǔn)差均縮小,表明整體上中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)空間分布在東北出現(xiàn)極化現(xiàn)象, 存在較高程度集聚; 但2016年后二者均較大幅度回彈, 表明有機(jī)農(nóng)業(yè)空間分布在東北極化減弱, 而西部極化現(xiàn)象增強(qiáng)。有機(jī)認(rèn)證示范(創(chuàng)建)區(qū)的標(biāo)準(zhǔn)差橢圓呈先東北再向西部的演變趨勢(shì), 表明有機(jī)認(rèn)證示范區(qū)及示范創(chuàng)建區(qū)項(xiàng)目與中國(guó)有機(jī)生產(chǎn)面積占比的空間分布同向相關(guān)。

表9 2013—2018年中國(guó)有機(jī)生產(chǎn)面積占比和有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證示范(創(chuàng)建)區(qū)數(shù)量的標(biāo)準(zhǔn)差橢圓特征分析

3 討論

3.1 有機(jī)農(nóng)業(yè)的空間分布格局

本文采用自然斷點(diǎn)分級(jí)法從有機(jī)生產(chǎn)面積占比、有機(jī)認(rèn)證證書、獲證企業(yè)和認(rèn)證示范(創(chuàng)建)區(qū)4個(gè)指標(biāo), 分析了中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)的空間分布格局。發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的東北和西部地區(qū)的有機(jī)生產(chǎn)面積占比和認(rèn)證示范(創(chuàng)建)區(qū)的分布逐漸占優(yōu)勢(shì), 但有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證證書和獲證企業(yè)仍處劣勢(shì), 這可能是因欠發(fā)達(dá)省份的加工業(yè)較落后。而東部沿海經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份加工業(yè)發(fā)達(dá), 有機(jī)獲證企業(yè)數(shù)較多[21]。

有文獻(xiàn)認(rèn)為經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)難以發(fā)展有機(jī)農(nóng)業(yè)[32], 這與本文分析結(jié)果不符。我們認(rèn)為中國(guó)經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的東北和西部地區(qū)的有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展優(yōu)于發(fā)達(dá)地區(qū)的主要原因可能在于: 1)擁有有機(jī)農(nóng)業(yè)所需要的良好生態(tài)條件, 例如農(nóng)業(yè)集約化程度較低、具有天然緩沖隔離帶等; 2)西部省份的勞動(dòng)力成本相對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)較低, 而這正是降低有機(jī)農(nóng)業(yè)成本和產(chǎn)生比較優(yōu)勢(shì)的有效途徑[33]; 3)政府的政策支持, 例如近年來青海大力創(chuàng)建綠色有機(jī)農(nóng)畜產(chǎn)品示范省和新疆大力發(fā)展綠色有機(jī)循環(huán)農(nóng)牧業(yè)的政策, 國(guó)家有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證示范(創(chuàng)建)區(qū)建設(shè)項(xiàng)目向西部?jī)A斜。但是, 欠發(fā)達(dá)省份的加工業(yè)較落后, 故其有機(jī)認(rèn)證證書和獲證企業(yè)占比不具優(yōu)勢(shì)。相反, 經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份的加工業(yè)發(fā)達(dá), 這可能是其有機(jī)認(rèn)證證書和獲證企業(yè)占比有優(yōu)勢(shì)的重要原因。

3.2 有機(jī)農(nóng)業(yè)集聚

本文利用有機(jī)生產(chǎn)面積占比數(shù)據(jù), 采用EG指數(shù)、產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)和區(qū)位熵探討了中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)集聚程度。EG指數(shù)顯示中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)分布不均衡, 存在集聚且有增強(qiáng)趨勢(shì)。產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)分析表明, 青海、內(nèi)蒙古、寧夏、新疆和海南的有機(jī)生產(chǎn)面積增長(zhǎng)快于全國(guó)平均水平, 有機(jī)農(nóng)業(yè)有向這些省份集聚趨勢(shì)。而區(qū)位熵顯示2017年后青海、遼寧、黑龍江、內(nèi)蒙古、寧夏、新疆、西藏、貴州和海南等省份的有機(jī)生產(chǎn)面積在全國(guó)具有比較優(yōu)勢(shì)。產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)與區(qū)位熵分析結(jié)果都表明, 青海、內(nèi)蒙古、寧夏、新疆和海南的有機(jī)生產(chǎn)有集聚優(yōu)勢(shì)。然而, 區(qū)位熵分析顯示, 遼寧、黑龍江、西藏和貴州的有機(jī)生產(chǎn)有集聚優(yōu)勢(shì), 但產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)卻沒有表明它們有此優(yōu)勢(shì), 其原因在于產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)是通過衡量研究期內(nèi)某區(qū)域有機(jī)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)速度相對(duì)全國(guó)發(fā)展速度來測(cè)算集聚水平, 而區(qū)位熵反映各省份不同年度的有機(jī)農(nóng)業(yè)集聚程度。研究期內(nèi)遼寧、黑龍江、西藏和貴州有機(jī)農(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)不高, 表明其增速相對(duì)放緩。區(qū)位熵顯示遼寧、黑龍江、西藏和貴州的有機(jī)生產(chǎn)集聚優(yōu)勢(shì)仍然存在, 但有隨時(shí)間減弱趨勢(shì), 這與其產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)所得出的結(jié)果一致。

有機(jī)農(nóng)業(yè)集聚分析結(jié)果顯示集聚度高的區(qū)域呈連片發(fā)展, 有機(jī)農(nóng)業(yè)是一種典型的農(nóng)業(yè)創(chuàng)新活動(dòng), 集聚有助于推動(dòng)有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展, 其區(qū)域差異可能源于產(chǎn)業(yè)集聚差異。一方面, 創(chuàng)新擴(kuò)散過程中, 空間上的鄰近帶來了集聚效應(yīng)[34-35]。另一方面, 高度集聚區(qū)強(qiáng)大的有機(jī)組織機(jī)構(gòu)和市場(chǎng)網(wǎng)絡(luò)帶來了正向溢出效應(yīng), 能夠降低常規(guī)生產(chǎn)者轉(zhuǎn)向有機(jī)農(nóng)業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)[36-41]和有機(jī)生產(chǎn)者的生產(chǎn)、營(yíng)銷和交易成本[42-43]。

3.3 有機(jī)農(nóng)業(yè)空間依賴性

全局自相關(guān)的Moran’s值顯示毗鄰省份有機(jī)農(nóng)業(yè)存在空間正依賴性且日益顯著。這一分析結(jié)果與德國(guó)、瑞士、丹麥及美國(guó)等歐美發(fā)達(dá)國(guó)家的研究一致[12-14]。在歐美發(fā)達(dá)國(guó)家, 毗鄰地區(qū)有機(jī)農(nóng)業(yè)份額相似是一種普遍現(xiàn)象。例如德國(guó)西南部有機(jī)農(nóng)業(yè)所占比例較高, 是因該地區(qū)毗鄰瑞士這一全球最重要的有機(jī)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新中心。

局部Getis-OrdG*統(tǒng)計(jì)顯示熱點(diǎn)區(qū)由東北向西部地區(qū)擴(kuò)展, 冷點(diǎn)和次冷點(diǎn)區(qū)在中東部地區(qū)擴(kuò)展。西部有機(jī)農(nóng)業(yè)連片發(fā)展和中東部有機(jī)農(nóng)業(yè)整體上未能形成比較優(yōu)勢(shì)驗(yàn)證了毗鄰地區(qū)有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的正向空間依賴性。空間依賴性可能主要源于正向的鄰近效應(yīng)和集聚效應(yīng)[44-45]。農(nóng)業(yè)生態(tài)條件是有機(jī)農(nóng)業(yè)分布的重要影響因素, 并影響其成本和效益, 雖然生產(chǎn)強(qiáng)度和規(guī)模效益遞增比常規(guī)農(nóng)業(yè)中更加受限制, 但有機(jī)農(nóng)業(yè)集聚效應(yīng)與生產(chǎn)力、知識(shí)和信息方面的正向空間溢出效應(yīng)有關(guān)[3,46]。

標(biāo)準(zhǔn)差橢圓分析顯示有機(jī)農(nóng)業(yè)分布方向在東北極化減弱, 西部極化現(xiàn)象增強(qiáng), 重心向西部轉(zhuǎn)移, 與中國(guó)政府實(shí)施的有機(jī)認(rèn)證示范區(qū)和示范創(chuàng)建區(qū)項(xiàng)目在分布方向和重心演變上趨同, 這隱含著政府的有機(jī)農(nóng)業(yè)支持項(xiàng)目是有機(jī)農(nóng)業(yè)集聚效應(yīng)與空間溢出效應(yīng)的重要驅(qū)動(dòng)力。示范(創(chuàng)建)區(qū)建設(shè)使得有機(jī)農(nóng)業(yè)實(shí)踐成為可觀察和交流的對(duì)象, 毗鄰地區(qū)生產(chǎn)主體之間的非正式信息交流對(duì)于信息普遍匱乏的農(nóng)村地區(qū)發(fā)展有機(jī)農(nóng)業(yè)作用尤為顯著, 鄰里效應(yīng)、正的空間和社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)使得示范區(qū)的空間溢出效應(yīng)顯著[47-48]。從中國(guó)的實(shí)踐來看, 國(guó)家通過開展有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證示范區(qū)創(chuàng)建工作, 引導(dǎo)和推動(dòng)一批早期的創(chuàng)新者, 繼而帶動(dòng)有機(jī)農(nóng)業(yè)這一創(chuàng)新活動(dòng)的傳播和擴(kuò)散, 形成有機(jī)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚, 產(chǎn)業(yè)集聚又進(jìn)一步推動(dòng)創(chuàng)新活動(dòng), 從而形成二者間的良性循環(huán), 帶動(dòng)毗鄰地區(qū)的有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展。

3.4 省級(jí)空間尺度分析的可靠性

本文基于省級(jí)空間尺度分析有機(jī)農(nóng)業(yè)的集聚和空間依賴性, 這和部分學(xué)者[40-43]的做法不同。如Lewis等[44]基于歐美國(guó)家農(nóng)場(chǎng)或地塊數(shù)據(jù)研究了有機(jī)農(nóng)業(yè)空間效應(yīng), 發(fā)現(xiàn)正向的空間和社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)。但已有研究亦證明了基于大空間尺度數(shù)據(jù)研究的可靠性[14,48-49], 如Schmidtner等[48]選取州級(jí)和社區(qū)級(jí)兩個(gè)空間尺度的橫斷面數(shù)據(jù), 對(duì)德國(guó)有機(jī)農(nóng)場(chǎng)集聚的巴伐利亞和巴登-沃特滕堡兩個(gè)州的有機(jī)農(nóng)業(yè)空間集聚及空間依賴性進(jìn)行了分析, 研究表明在兩個(gè)不同空間分辨率的分析產(chǎn)生一致的結(jié)果, 較低空間分辨率的聚合數(shù)據(jù)使用不影響空間分析的結(jié)果。

確實(shí), 使用省級(jí)面板數(shù)據(jù)因未能包含更多的變量信息, 如確切的農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境(地理、氣候、土壤等)、空間結(jié)構(gòu)(是否接近有機(jī)加工企業(yè)和有機(jī)認(rèn)證機(jī)構(gòu))以及農(nóng)民個(gè)人態(tài)度等, 無法解釋區(qū)域內(nèi)的多樣性。一個(gè)有前景的研究途徑是將重點(diǎn)放在與有機(jī)農(nóng)業(yè)高度集聚和正相關(guān)的地區(qū)(如黑龍江、內(nèi)蒙古、新疆、青海等地), 通過獲取更高空間分辨率(縣/村鎮(zhèn)/地塊)的有機(jī)農(nóng)業(yè)數(shù)據(jù), 來分析有機(jī)農(nóng)業(yè)集聚和空間依賴性。

4 結(jié)論與啟示

本文基于有機(jī)生產(chǎn)面積和有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證數(shù)據(jù), 采用Jenks自然間斷點(diǎn)分級(jí)法描述了中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)的空間分布, 然后應(yīng)用EG指數(shù)、產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)和區(qū)位熵等指標(biāo)分析了中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)集聚程度, 最后應(yīng)用全局Moran’s值、局部Getis-Ord G統(tǒng)計(jì)和標(biāo)準(zhǔn)差橢圓技術(shù)探討了中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)的空間依賴性。本文研究結(jié)論如下:

1)中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展不均衡, 經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的東北和西部地區(qū)的有機(jī)生產(chǎn)面積占比和認(rèn)證示范(創(chuàng)建)區(qū)居優(yōu)勢(shì), 但經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份的有機(jī)認(rèn)證證書和獲證企業(yè)居優(yōu)勢(shì)。

2)中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)存在集聚且呈現(xiàn)增強(qiáng)趨勢(shì), 青海、內(nèi)蒙古、寧夏、新疆和海南的有機(jī)生產(chǎn)集聚優(yōu)勢(shì)明顯, 集聚有助于有機(jī)農(nóng)業(yè)的擴(kuò)散和發(fā)展。

3)中國(guó)有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展存在正向空間依賴性, 新疆、西藏、青海和內(nèi)蒙古有機(jī)生產(chǎn)的空間外溢效應(yīng), 有益于毗鄰省份有機(jī)農(nóng)業(yè)的增長(zhǎng)。

4)中國(guó)政府的有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證示范(創(chuàng)建)區(qū)建設(shè)項(xiàng)目是有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要驅(qū)動(dòng)力。

根據(jù)上述結(jié)論, 我們可以獲得幾點(diǎn)政策啟示:

1)推進(jìn)有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展, 首選地區(qū)可能不是經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū), 在生態(tài)環(huán)境良好的經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)發(fā)展有機(jī)農(nóng)業(yè)可能更具優(yōu)勢(shì)。

2)有機(jī)農(nóng)業(yè)有集聚優(yōu)勢(shì)的省份, 政府可以通過支持有機(jī)農(nóng)業(yè)技術(shù)研發(fā)、支持有機(jī)農(nóng)民合作組織和產(chǎn)加銷合作協(xié)議、建設(shè)有機(jī)生產(chǎn)基地等措施[49-51], 穩(wěn)定有機(jī)農(nóng)民生產(chǎn)積極性和帶動(dòng)常規(guī)農(nóng)民進(jìn)行有機(jī)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)換, 進(jìn)一步提升區(qū)域內(nèi)有機(jī)農(nóng)業(yè)集中度, 形成集聚與擴(kuò)散的良性循環(huán)。毗鄰有機(jī)農(nóng)業(yè)集聚區(qū)的區(qū)域則受益于集聚區(qū)的外溢效應(yīng), 實(shí)現(xiàn)有機(jī)農(nóng)業(yè)的發(fā)展。

3)鑒于中央政府實(shí)施的有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證示范(創(chuàng)建)區(qū)項(xiàng)目對(duì)有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的積極貢獻(xiàn), 地方政府也可以設(shè)計(jì)實(shí)施瞄準(zhǔn)性支持政策以促進(jìn)當(dāng)?shù)赜袡C(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展, 尤其是有經(jīng)濟(jì)實(shí)力的發(fā)達(dá)省份, 這些省份的消費(fèi)者對(duì)有機(jī)產(chǎn)品的需求更旺盛[52]且有更多公共資源用于瞄準(zhǔn)性政策實(shí)施[32]。

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Agglomeration and spatial dependence of organic agriculture in China*

LU Yu1,2, XIANG Ping’an1**, YU Liang1,3

(1. Business School, Hunan Agricultural University, Changsha 410028, China; 2. Changsha Social Work College, Changsha 410004, China; 3. Hunan First Normal University, Changsha 410205, China)

Although organic agriculture is an important way to realize the green development of agriculture, the supported policies from the public sectors are necessary. It is important to accurately grasp the spatial distribution of organic agriculture in China as well as test the agglomeration and spatial dependence of organic agriculture in China for the public sectors to design policies. Assuming that agglomeration and spatial dependence do matter in organic agriculture distribution, this paper explored the localization and spatial clusters of organic agriculture in China on a provincial level from 2013 to 2018. Firstly, we use Jenks natural break class to analyze the spatial distribution of organic agriculture in China. Then, we use EG index, location entropy and industrial agglomeration index to analyze the agglomeration of organic agricultural. Finally, Moran’sindex is used to check the spatial dependence, the hot/cold spot analysis based on the local Getis-OrdG*statistics and standard deviation ellipse method are used to discuss the local spatial agglomeration pattern and evolution trend furtherly. The results show that: 1) the organic agriculture has not been expanded evenly across China instead concentrating in certain regions, based on the proportion of organic production area and organic product certification demonstration area, Northeast and western regions have advantages; while based on the organic product certification and organic certified enterprises, the eastern region has advantages. 2) the EG index of organic agriculture in China is greater than 0.02 and has exceeded 0.05 after 2016, which indicates the high degree of agglomeration in China’s organic agriculture. The industrial agglomeration index and location entropy of Qinghai, Inner Mongolia, Ningxia, Xinjiang and Hainan are all greater than 1, which indicates that these provinces have obvious agglomeration advantages in organic agriculture. 3) The global Moran’sis greater than zero and increases year by year, which indicates that there exists the positive spatial dependence among the provinces adjacent to each other. The hot spots of organic agriculture mainly expanded from northeast to west, the cold spots and sub-cold spots spread in the middle and eastern region. The distribution and center of gravity of organic agriculture showed a trend from northeast to west. There are various reasons for the remarkable agglomeration of organic agriculture in China. In addition to the location factors such as the regional favorable climate and policy, agglomeration effect and spatial dependence are also considered important in determining spatial distribution of organic agriculture. Potential policy implication should include a concentration of development measures for organic farming in certain regions. It may be better to support the development of organic agriculture in underdeveloped areas with good ecological environment. Regions with agglomeration advantages in organic agriculture, the government can enhance the concentration degree of organic agriculture through further supporting policies, and form a virtuous circle of agglomeration and diffusion. Places adjacent to the agglomeration regions benefit from the spillover effects to achieve the promotion of organic agriculture. Targeted policies from the public sectors may be more conducive to the development of organic agriculture than inclusive policies.

Organic agriculture; Agglomeration effect; Spatial dependence; Policy; China

10.13930/j.cnki.cjea.200650

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S345

* 國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目(11BJY028)、湖南省社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目(19YBA092)、湖南省自然科學(xué)基金項(xiàng)目(2020JJ5265)和湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)“雙一流”學(xué)科建設(shè)項(xiàng)目(SYL201802017)資助

向平安, 主要從事生態(tài)農(nóng)業(yè)研究。E-mail: xpa830@126.com

盧瑜, 主要從事有機(jī)農(nóng)業(yè)研究。E-mail: 634279803@qq.com

2020-10-08

2021-01-05

* This study was supported by the National Social Science Foundation of China (11BJY028), the Social Science Foundation of Hunan (19YBA092), the Natural Science Foundation of Hunan (2020JJ5265) and the Double First-class Construction Project of Hunan Agricultural University (SYL201802017).

, E-mail: xpa830@126.com

Oct. 8, 2020;

Jan. 5, 2021