陳雨生 江一帆 陳志敏

摘要：【目的】探究我國牛肉產(chǎn)量的空間關聯(lián)性，明確影響牛肉產(chǎn)量的空間因素，為我國肉牛生產(chǎn)布局規(guī)劃提供決策支持，也為提高我國牛肉自給能力提供理論依據(jù)?！痉椒ā繌目臻g效應角度出發(fā)，基于2010—2019年我國30個省份（不包括西藏和港澳臺）的空間面板數(shù)據(jù)，采用空間杜賓模型考察牛肉產(chǎn)量的空間相關性及影響因素。【結果】2010—2019年我國牛肉產(chǎn)量空間相關特征顯著，莫蘭指數(shù)（Morans I）值均大于0.200，其中，2017—2019年空間相關性逐漸增強，Morans I值由0.229上升至0.256。從區(qū)域?qū)用婵矗覈邶埥?、吉林、遼寧、內(nèi)蒙古、河北、山東、河南和云南等省份牛肉生產(chǎn)呈現(xiàn)高聚集態(tài)勢。考慮牛肉產(chǎn)量的影響因素，本省份的飼料豐富度、草原面積對牛肉生產(chǎn)有顯著的正向促進作用;鄰近省份肉牛出欄率、人均GDP的空間溢出效應對牛肉產(chǎn)量有顯著的正向影響，人均GDP影響程度遠超其他變量，溢出效應系數(shù)為0.752，而非農(nóng)就業(yè)機會、交通通達性的空間溢出效應對牛肉產(chǎn)量起到顯著的抑制作用，交通通達性的抑制作用較大，溢出效應系數(shù)為-0.953;本省份及鄰近省份價格預期、畜牧業(yè)比較優(yōu)勢共同促進牛肉生產(chǎn)?！窘ㄗh】為進一步提高我國牛肉產(chǎn)量，政府應把握肉牛變遷規(guī)律，在穩(wěn)定東北、中原地區(qū)牛肉產(chǎn)量的基礎上，激發(fā)西部地區(qū)肉牛生產(chǎn)潛力;強化區(qū)域技術合作，發(fā)揮高產(chǎn)區(qū)輻射帶動作用，提升全國牛肉供給水平;合理安排運輸路徑，完善牛肉市場機制，實現(xiàn)牛肉產(chǎn)品在區(qū)域間合理調(diào)配;注重環(huán)境聯(lián)合治理，實現(xiàn)肉牛生產(chǎn)的綠色可持續(xù)發(fā)展。

關鍵詞： 牛肉產(chǎn)量;空間效應;空間杜賓模型;影響因素;食物安全

中圖分類號： S8-1;F326.3? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? 文獻標志碼： A 文章編號：2095-1191（2021）07-2025-07

Influential factors of beef production in China based

on spatial effect

CHEN Yu-sheng， JIANG Yi-fan， CHEN Zhi-min

（College of Management， Ocean University of China， Qingdao， Shandong? 266100， China）

Abstract：【Objective】In order to explore the spatial correlation of beef production in China， to clarify the spatial factors affecting beef production， to provide decision support for beef production layout planning in China and provide theoretical basis for improving beef self-sufficiency in China. 【Method】From the perspective of spatial effect， based on the spatial panel data of 30 provinces in China（not included Tibet， Hong Kong， Macao and Taiwan） from 2010 to 2019， the spatial Durbinmodel was used to investigate the spatial correlation and influencing factors of beef production. 【Result】From 2010 to 2019，the spatial correlation characteristics of beef production in China were significant， and Morans I values were all greater than 0.200. From 2017 to 2019， the spatial correlation gradually increased， and the Morans I value increased from 0.229 to 0.256. From the regional perspective， beef production in Heilongjiang， Jilin， Liaoning， Inner Mongolia， Hebei， Shandong， Henan， Yunnan? showed a high concentration trend. Considering the influencing factors of beef production， feed richness and grassland area in theprovince had significant positive effects on beef production. The spatial spillover effects of beef slaughter rate and per capita GDP in neighboring provinces had a significant positive impact on local beef production， with per capita GDP far exceeding other variables， with spillover effect coefficient of 0.752. While the spatial spillover effects of non-agricultural employment opportunities and traffic accessibility had a signi-ficant inhibitory effect on local beef production， with spillover effect coefficient of -0.953. Local and neighboring provin-ces price expectations and comparative advantages of animal husbandry jointly promoted local beef production. 【Suggestion】In order to further improve the beef production in China， the government should grasp the changing law of beef cattle， and stimulate the beef production potential in the western China on the basis of stabilizing the beef production in northeastern China and central plains;strengthen regional technical cooperation， give play to the role of radiation in high-producing areas， and improve the national beef supply level;reasonably arrange the transportation route， improve the beef market mechanism， and realize the rational allocation of beef products among provinces; pay attention to environmental joint management and realize green and sustainable development of beef cattle production.

Key words： beef production; spatial effect; spatial Durbin model; influencing factors; food safety

Foundation item： Soft Science Project of the Rural Revitalization Expert Advisory Committee of the Ministry of Agriculture and Rural Affairs of the Central Agricultural Office（202104）

0 引言

【研究意義】近年來，隨著社會經(jīng)濟的快速發(fā)展及健康膳食理念的普及，牛肉消費需求增速明顯。由于我國牛肉生產(chǎn)成本高、周期長，牛肉供給增長速度緩慢，牛肉供需缺口逐漸擴大（高海秀等，2019）。國內(nèi)牛肉供需不平衡導致牛肉進口量持續(xù)增加，進口量由2012年的7.05萬t增至2019年的165.95萬t，增長23.5倍，引起政府及有關部門重視。國家農(nóng)業(yè)農(nóng)村部明確提出，要優(yōu)化我國肉牛生產(chǎn)布局，保障牛肉等畜產(chǎn)品的市場供應。2020年受新冠肺炎疫情影響，我國牛肉生產(chǎn)運輸受阻，市場價格小幅上升，對我國牛肉產(chǎn)品安全造成不利影響（司偉等，2020;趙春平和昝林森，2020）。在我國牛肉自給受限的情況下，大量進口牛肉會增加疫情輸入風險，危害居民生命健康。因此，研究牛肉產(chǎn)量的影響因素對提高牛肉產(chǎn)量、保障食物自給安全具有重要意義?！厩叭搜芯窟M展】隨著畜牧生產(chǎn)的現(xiàn)代化，我國養(yǎng)殖的肉牛逐步由役用轉為肉用，且牛肉的主要來源為肉牛（楊春和王明利，2013）。因此，穩(wěn)定肉牛生產(chǎn)是提高牛肉產(chǎn)量的基礎。在政策指導下，相關學者針對肉牛生產(chǎn)展開研究。張越杰和田露（2010）認為，改革開放以來，肉牛生產(chǎn)優(yōu)勢區(qū)逐步由傳統(tǒng)牧區(qū)轉移至現(xiàn)代農(nóng)區(qū)，其中自然因素、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力水平、屠宰加工業(yè)的發(fā)展情況及環(huán)境壓力是肉牛生產(chǎn)布局變動的主要驅(qū)動因素。賈茂輝和王桂霞（2012）通過測算自然資源稟賦系數(shù)和比較優(yōu)勢系數(shù)，發(fā)現(xiàn)我國肉牛生產(chǎn)區(qū)域變遷符合肉牛生產(chǎn)比較優(yōu)勢狀況，從側面印證了自然資源影響肉牛生產(chǎn)布局這一結論。相關研究將肉牛生產(chǎn)與牛肉供給聯(lián)系起來，如汪武靜等（2015）基于經(jīng)濟學理論，運用Nerlove模型分析牛肉供給反應，結果表明，牛肉是缺乏彈性的畜產(chǎn)品，牛肉價格和牛肉產(chǎn)量的提升可顯著提高牛肉供給水平;楊春等（2015）綜合考慮牛肉生產(chǎn)、消費和貿(mào)易3個環(huán)節(jié)，探究與草原生態(tài)保護有關的補貼獎勵政策對牛肉生產(chǎn)供給的影響，結果表明，該項政策對于緩解牛肉供求緊平衡格局具有顯著的促進作用;Li等（2018）、熊偲皓等（2020）研究發(fā)現(xiàn)，受肉牛生產(chǎn)布局變遷影響，我國牛肉主要供給區(qū)域由東北、中原地區(qū)向西北、西南地區(qū)擴散。【本研究切入點】現(xiàn)有文獻對牛肉生產(chǎn)的空間聚集研究尚無相關報道，且對牛肉產(chǎn)量影響因素的研究僅局限于直接效應分析，缺乏對影響因素的空間效應分析?！緮M解決的關鍵問題】基于空間效應視角，研判我國牛肉生產(chǎn)的空間相關性，并運用空間計量模型探究影響牛肉產(chǎn)量的空間因素，為保障我國牛肉供給安全提供政策建議。

1 數(shù)據(jù)來源與研究方法

1. 1 研究假設與變量選取

基于要素稟賦、比較優(yōu)勢和生產(chǎn)者行為理論，本研究將影響牛肉產(chǎn)量的空間因素劃分為要素投入、市場條件、比較收益、經(jīng)濟水平及環(huán)境規(guī)制等5個方面，據(jù)此選取變量（表1）。

1. 1. 1 要素投入 牧草和青貯玉米等是肉牛生長和育肥必不可少的飼草資源。創(chuàng)新畜牧養(yǎng)殖技術可提高肉牛生產(chǎn)效率，而畜牧養(yǎng)殖技術的進步最終可反映為肉牛出欄率的提高（王歡和喬娟，2017）。因此，選取某個省份的玉米產(chǎn)量占全國玉米產(chǎn)量的比重表征飼料豐富度（FR），以草原面積（GL）衡量牧草資源擁有量，選取肉牛出欄率（SR）表征技術投入。飼草資源越豐富、技術投入越多，則理論上肉牛產(chǎn)出越多，因此假定上述3個變量對牛肉產(chǎn)量具有正向影響。

1. 1. 2 市場條件 牛肉市場價格影響肉牛養(yǎng)殖戶生產(chǎn)決策，進而影響肉牛養(yǎng)殖數(shù)量和規(guī)模。但養(yǎng)殖戶的行為相比價格變動而言具有一定的滯后性，因此上期牛肉價格影響本期牛肉產(chǎn)量，且上期牛肉價格的提高會促進牛肉增產(chǎn)。此外，借助交通設施可實現(xiàn)牛肉產(chǎn)品及價格信息等要素的傳遞，交通越便利越有利于提高肉牛運輸效率，提高肉牛屠宰量。選取上期牛肉價格表征養(yǎng)殖戶價格預期（BP），以交通通達性（TF）衡量區(qū)域交通情況，具體計算方法借鑒張園園等（2019）的算法，并假定上述2個變量對牛肉產(chǎn)量具有正向影響。

1. 1. 3 比較收益 產(chǎn)業(yè)間及產(chǎn)業(yè)內(nèi)的收益變化會影響?zhàn)B殖戶的行為選擇。肉牛養(yǎng)殖戶考慮是否繼續(xù)從事畜牧養(yǎng)殖時會比較農(nóng)業(yè)與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟效益，也會考慮畜牧業(yè)與其他農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟效益。非農(nóng)就業(yè)機會的增多會吸引養(yǎng)殖戶、畜牧企業(yè)等進入非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，制約牛肉產(chǎn)量的提高。相反，畜牧業(yè)比較優(yōu)勢明顯的省份則會吸引農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體選擇畜牧業(yè)。選取非農(nóng)就業(yè)機會（NAP）和畜牧業(yè)比較優(yōu)勢（CA）衡量比較收益對肉牛養(yǎng)殖戶行為的影響，并假定2個變量對牛肉產(chǎn)量的影響為一負一正。

1. 1. 4 經(jīng)濟水平 地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，一方面可拉動消費者對牛肉的需求，進而促進牛肉生產(chǎn);另一方面，經(jīng)濟越發(fā)達的省份往往會占用更多農(nóng)業(yè)用地，擠占肉牛養(yǎng)殖空間，同時創(chuàng)造更多的非農(nóng)就業(yè)機會從而促使農(nóng)村勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉移，導致畜牧業(yè)的土地、人力等資源投入不足，阻礙牛肉等畜產(chǎn)品的生產(chǎn)。選取人均GDP（AGDP）衡量某個省份的經(jīng)濟發(fā)展水平，該變量對牛肉產(chǎn)量的影響方向不定。

1. 1. 5 環(huán)境規(guī)制 現(xiàn)階段畜禽養(yǎng)殖污染對生態(tài)環(huán)境造成嚴重負面影響，各地政府相繼出臺環(huán)保政策，加大對養(yǎng)殖場污染環(huán)境的處罰力度，關停污染排放不達標的養(yǎng)殖企業(yè)，導致肉牛養(yǎng)殖生產(chǎn)受限，進而阻礙牛肉產(chǎn)量的提升。選取環(huán)境規(guī)制強度（Envir）衡量區(qū)域環(huán)保力度，具體計算方法借鑒周建軍等（2018）的研究，假定該變量對牛肉產(chǎn)量具有負向影響。

1. 2 數(shù)據(jù)來源

選取我國30個省份2010—2019年的面板數(shù)據(jù)，不包括西藏和港澳臺。其中，牛肉產(chǎn)量、糧食產(chǎn)量、草原面積、人均GDP、畜牧業(yè)及農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、公路和鐵路總里程數(shù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（2011—2020年）;肉牛年末出欄量和年末存欄量數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》（2011—2020）;牛肉價格數(shù)據(jù)來源于《中國畜牧獸醫(yī)年鑒》（2010—2018年）;二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員和總就業(yè)人員數(shù)據(jù)來源于30個省份的歷年統(tǒng)計年鑒;部分缺失數(shù)據(jù)采用時間趨勢外推的方式補齊。

1. 3 空間計量分析與構建

應用空間計量模型的前提是被解釋變量通過空間相關性檢驗，即研究牛肉產(chǎn)量的影響因素時需要先檢驗牛肉產(chǎn)量的空間相關性。因此，先構建基于地理位置的鄰接空間矩陣W1（相鄰省份矩陣元素取1，不相鄰取0）和經(jīng)濟權重矩陣W2（矩陣元素取值為2個省份人均GDP差值的倒數(shù)），結合常用的莫蘭指數(shù)（Morans I）檢驗牛肉產(chǎn)量是否存在空間相關性。

為研究牛肉產(chǎn)量影響因素的空間效應，選取空間計量模型分析影響因素的作用機理。空間計量模型中，空間杜賓模型（Spatial dubin model，SDM）可綜合反映被解釋變量、解釋變量及空間誤差項帶來的空間溢出效應。據(jù)此，首先構建某個省份牛肉產(chǎn)量影響因素的SDM模型，后續(xù)再通過檢驗判斷SDM模型是否可簡化為空間誤差模型（SEM）或空間滯后模型（SLM）。SDM模型表達式如下：

y=ρWy+βx+δWx+θ+ε+μ

式中，δ=0、ρ=0且β=0，則該模型可以簡化為SEM模型;ρ≠0且δ=0，則該模型可簡化為SLM模型;W代表空間權重矩陣;x代表影響牛肉產(chǎn)量的各項因素，θ和ε分別代表個體效應和時間效應，μ是誤差項。為消除異方差的影響，并基于數(shù)據(jù)的可操作性對模型中的部分變量取對數(shù)。

1. 4 統(tǒng)計分析

運用Geoda 1.14.0計算全局Morans I指數(shù)，并繪制局部Morans I散點圖;使用Stata 16.0對空間計量模型進行估計，分析空間因素對牛肉產(chǎn)量的影響。

2 我國牛肉產(chǎn)量影響因素實證分析

2. 1 空間相關性分析

2. 1. 1 全局自相關檢驗 由表2可看出，鄰接空間矩陣W1的全局Morans I值均大于0.200，經(jīng)歷增大、減小再增大的變化趨勢，均在1%或5%的水平上顯著。說明各省份牛肉產(chǎn)量有較強的正相關性，2018和2019年相關性逐漸增強，且本省份牛肉產(chǎn)量受自身及相鄰省份空間因素影響。而經(jīng)濟權重矩陣W2在多數(shù)年份均不顯著，僅2017—2019年3個年份在5%水平上顯著，說明我國牛肉產(chǎn)量的空間依賴性取決于各省份地理位置，與其經(jīng)濟發(fā)展水平關系不大。據(jù)此，選擇基于鄰接空間矩陣分析空間因素對牛肉產(chǎn)量的影響，并把廣東和海南看作地理相鄰。

2. 1. 2 局部自相關檢驗 為進一步觀察牛肉產(chǎn)量在本省份的局部聚集特性，在全局自相關檢驗的基礎上，繪制2010、2014和2019年的局部Morans I散點圖。從圖1可看出，2010、2014和2019年位于第一、三象限的省份較多，表明本省份間的牛肉產(chǎn)量存在空間相關性，即牛肉產(chǎn)量呈現(xiàn)明顯的高—高聚集和低—低聚集態(tài)勢。其中，2010和2014年遼寧、黑龍江、吉林、內(nèi)蒙古、河北、山東和河南位于第一象限，2019年第一象限新增云南省，表明東北和中原地區(qū)牛肉生產(chǎn)優(yōu)勢明顯，西南地區(qū)逐漸成為牛肉新興產(chǎn)區(qū)。

2. 2 空間計量結果分析

通過空間相關性分析結果可知，各省份牛肉產(chǎn)量在空間上具有依賴性。因此，應選擇合適的空間計量模型探究空間因素與牛肉產(chǎn)量間的交互效應。根據(jù)Elhorst（2003）提出的Wald檢驗和LR檢驗進行驗證，Wald檢驗和LR檢驗均在1%水平上顯著（表3），證明SDM模型不能簡化SEM和SLM模型，因此，選用SDM模型。此外，Hausman檢驗結果為-0.97，表明應采用隨機效應SDM模型。

借助Stata 16.0對隨機效應SDM模型進行最大似然回歸。如表4所示，空間滯后系數(shù)ρ值為0.261，在1%的水平上顯著，表明30個省份牛肉生產(chǎn)間確實存在空間相關性。但各因素對牛肉產(chǎn)量的空間效應無法由SDM模型回歸結果反映，因此，需要將牛肉產(chǎn)量影響因素產(chǎn)生的空間效應進一步分解為直接效應和空間溢出效應。

2. 3 牛肉產(chǎn)量影響因素分析

在SDM模型回歸結果的基礎上，通過求偏微分的方式將空間效應進行分解（表5），進一步分析可知：

2. 3. 1 要素投入 （1）飼料豐富度（SI）和草原面積（GL）的直接效應系數(shù)均為正，分別在5%和1%的水平上顯著，但兩者的空間溢出效應均不顯著，說明本省份飼草資源對提高牛肉產(chǎn)量具有顯著的正向作用，而鄰近省份飼草資源對本省份牛肉生產(chǎn)影響較小。原因在于耕地和草原等具有空間上的固定性，飼草資源難以運輸至鄰近省份以供肉牛養(yǎng)殖所需。（2）肉牛出欄率（SR）的直接效應和空間溢出效應系數(shù)均為正，但只有后者在1%的水平上顯著，說明本省份肉牛出欄率對牛肉生產(chǎn)影響較小，而鄰近省份肉牛出欄率的提高對本省份牛肉生產(chǎn)具有顯著的促進作用。其中原因可能在于各省份技術發(fā)展水平不一，技術落后的省份難以通過提高出欄率顯著提升牛肉產(chǎn)量;而如果技術落后的省份與技術先進的省份相鄰，鄰近省份科技水平的提高會帶動本省份科技進步，進而顯著促進本省份牛肉產(chǎn)量增加。

2. 3. 2 市場條件 （1）價格預期（BP）的直接效應和空間溢出效應系數(shù)均為正，分別在1%和5%的水平上顯著，表明本省份牛肉產(chǎn)量受本省份及鄰近省份牛肉市場價格的共同影響，與預期相符。究其原因：隨著養(yǎng)殖戶受教育程度的提高和信息傳遞渠道的增加，養(yǎng)殖戶在了解本省份牛肉價格的同時也逐漸開始關注鄰近省份牛肉行情，如果鄰近省份上期牛肉價格上漲，養(yǎng)殖戶也會選擇調(diào)增肉牛養(yǎng)殖規(guī)模、增加肉牛出欄量，牛肉產(chǎn)量便隨之增加。（2）交通通達性（TF）的直接效應系數(shù)為正但不顯著，而其空間溢出效應系數(shù)為負，在5%的水平上顯著，負向溢出效應與預期不符。目前肉牛多養(yǎng)殖在農(nóng)村和城郊，這些省份公路等級低導致運輸效率受限，無法保障肉牛養(yǎng)殖所需物資的快速供應，因而對牛肉生產(chǎn)的促進作用較小。交通便利的鄰近省份更易于融入本省份市場體系，使本省份運往鄰近省份的牛肉增多，一定程度上抑制了本省份牛肉供給能力的提高。

2. 3. 3 比較收益 （1）非農(nóng)就業(yè)機會（NAP）的直接效應和空間溢出效應系數(shù)均為負，分別在5%和10%的水平上顯著，說明非農(nóng)就業(yè)機會對牛肉產(chǎn)量有顯著的負向影響，與預期結果一致。隨著城鎮(zhèn)化和工業(yè)化進程的快速推進，農(nóng)村勞動力越來越傾向于離開農(nóng)業(yè)而選擇經(jīng)濟報酬更多的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，從事肉牛養(yǎng)殖和屠宰的人員也隨之減少，對牛肉的生產(chǎn)和加工帶來不利影響。（2）畜牧業(yè)比較優(yōu)勢（CA）的直接效應和空間溢出效應系數(shù)均為正，在1%和5%的水平上顯著，說明畜牧業(yè)優(yōu)勢明顯的省份牛肉生產(chǎn)能力較強，同時也會帶動鄰近省份牛肉生產(chǎn)能力，與預期相符。如果畜牧業(yè)經(jīng)濟收益逐年增加，將吸引養(yǎng)殖戶和企業(yè)進入畜牧產(chǎn)業(yè)，推動肉牛養(yǎng)殖規(guī)模化、專業(yè)化發(fā)展，進而推動牛肉產(chǎn)量增加。

2. 3. 4 經(jīng)濟水平 人均GDP（AGDP）的直接效應和空間溢出效應系數(shù)一負一正，分別在10%和5%的水平上顯著，說明本省份人均GDP的增長對牛肉產(chǎn)量有顯著的負向影響，但鄰近省份人均GDP的增長對牛肉產(chǎn)量有顯著的正向影響。原因可能在于經(jīng)濟發(fā)展水平的提高對減少肉牛養(yǎng)殖人員、抑制肉牛業(yè)發(fā)展的消極作用要大于拉動牛肉消費量的積極作用，因而導致經(jīng)濟發(fā)展水平的變動與牛肉產(chǎn)量的變動呈現(xiàn)負相關的關系。鄰近省份經(jīng)濟發(fā)展水平越高，畜牧業(yè)發(fā)展?jié)摿υ叫?，就會推動牛肉產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員退出鄰近省份牛肉產(chǎn)業(yè)而向本省份轉移，激發(fā)牛肉生產(chǎn)潛力，進而促進牛肉產(chǎn)量增加。

2. 3. 5 環(huán)境規(guī)制 環(huán)境規(guī)制強度（Envir）的直接效應和空間溢出效應系數(shù)均為正，但不顯著，說明環(huán)境規(guī)制對牛肉產(chǎn)量的正向影響不顯著，與預期不一致。原因可能在于環(huán)境規(guī)制帶來的壓力會促使企業(yè)進行技術革新，使企業(yè)在降低污染治理成本的同時提高經(jīng)營利潤，進一步擴大肉牛養(yǎng)殖規(guī)模，從而提高牛肉產(chǎn)量。鄰近省份環(huán)境規(guī)制強度越大，空氣和水污染的程度越小，越能為本省份肉牛提供安全、綠色的養(yǎng)殖環(huán)境。但目前來看，可能由于各省份環(huán)境規(guī)制力度普遍較小、環(huán)保要求不一等原因，環(huán)境規(guī)制對牛肉產(chǎn)量的影響較小。

3 討論

本研究基于2010—2019年我國30個省份的空間面板數(shù)據(jù)，采用Morans I指數(shù)和SDM模型綜合分析我國牛肉產(chǎn)量的空間關聯(lián)性及影響因素的空間效應。從空間相關性檢驗結果看，我國牛肉產(chǎn)量存在正的空間相關性，與楊春和王明利（2013）的研究結果一致;局部相關性檢驗表明，現(xiàn)階段我國東北和中部地區(qū)是牛肉生產(chǎn)重點區(qū)，西部逐漸成為新興區(qū)，該結果與熊偲皓等（2020）的研究結果相符?；诖?，本研究構建SDM模型探究牛肉產(chǎn)量影響因素的空間效應，在佐證了前人部分研究結果的同時，也有了一些新發(fā)現(xiàn)。本研究認為飼草資源和畜牧技術的提升會促進牛肉產(chǎn)量提升，與張越杰和田露（2010）的研究結果一致;還發(fā)現(xiàn)牛肉價格、交通通達性和畜牧業(yè)比較優(yōu)勢對牛肉產(chǎn)量存在顯著的空間溢出效應，與王歡和喬娟（2017）對生豬生產(chǎn)影響因素的研究結果一致。此外，本研究認為環(huán)境規(guī)制會促使企業(yè)創(chuàng)新技術，有可能促進牛肉產(chǎn)量提高，該結論進一步印證了周建軍等（2018）的研究結果。但該結果與康海琪和肖海峰（2020）、李俊茹等（2020）的理論闡述存在一定差異，原因可能在于本研究基于空間效應視角，綜合考慮了各變量間的空間互動效應。

4 建議

4. 1 把握肉牛變遷規(guī)律，優(yōu)化肉牛生產(chǎn)布局

本研究發(fā)現(xiàn)，我國東北和中原地區(qū)是肉牛主產(chǎn)區(qū)，西北、西南地區(qū)為肉牛新興產(chǎn)區(qū)。目前，東北和中原地區(qū)的土地資源短缺及非農(nóng)經(jīng)濟發(fā)展等因素導致其畜牧產(chǎn)業(yè)擴增空間有限，針對這一現(xiàn)狀，東北和中原牛肉產(chǎn)區(qū)可推進種養(yǎng)結合的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)新模式，實現(xiàn)生態(tài)養(yǎng)殖的可持續(xù)發(fā)展。同時，為激發(fā)西部地區(qū)肉牛生產(chǎn)潛力，可在西部地區(qū)劃分農(nóng)區(qū)、半農(nóng)半牧區(qū)及牧區(qū)，有針對性地利用農(nóng)區(qū)農(nóng)作物秸稈和牧區(qū)的飼草資源，有關金融、技術等配套支持措施也應當適度向西部傾斜，提高飼草資源利用率，進而提高西部地區(qū)牛肉自給能力。

4. 2 強化區(qū)域技術合作，發(fā)揮高產(chǎn)區(qū)帶動作用

我國黑龍江、吉林和遼寧產(chǎn)區(qū)相鄰，且肉牛良種繁育和推廣技術健全，因此，可聯(lián)合研發(fā)創(chuàng)新肉牛飼養(yǎng)技術，推動區(qū)域肉牛生產(chǎn)效率。同時，我國內(nèi)蒙古及中原地區(qū)的山東和河南也屬于牛肉高產(chǎn)區(qū)，與高產(chǎn)區(qū)相鄰的寧夏、山西、安徽和江蘇等屬于肉牛低產(chǎn)區(qū)。針對高—低產(chǎn)區(qū)聚集的情況，可充分發(fā)揮高產(chǎn)區(qū)輻射帶動作用，以高產(chǎn)區(qū)為中心，在適當半徑內(nèi)鼓勵其與周邊低產(chǎn)區(qū)建立區(qū)域技術共享平臺，與低產(chǎn)區(qū)共享人才和技術等資源，以此拉動低產(chǎn)區(qū)牛肉生產(chǎn)水平。

4. 3 合理安排運輸路徑，完善牛肉市場機制

肉牛養(yǎng)殖區(qū)往往處于城郊和農(nóng)村，鄰近相鄰省份的城鎮(zhèn)畜產(chǎn)品市場。鄰近省份的物流運輸網(wǎng)絡越發(fā)達，越有可能搶占本省份牛肉資源。為消減鄰近省份交通通達性給本省份牛肉生產(chǎn)帶來的抑制作用，應積極完善牛肉運輸體系，以實現(xiàn)牛肉產(chǎn)品在區(qū)域間合理調(diào)配。同時，充分利用市場價格的正向溢出效應，鼓勵建立農(nóng)產(chǎn)品信息聯(lián)合數(shù)據(jù)庫，整合、發(fā)布畜產(chǎn)品市場供需信息，引導養(yǎng)殖戶合理安排肉牛生產(chǎn)，保障牛肉供給安全。

4. 4 注重環(huán)境聯(lián)合治理，實現(xiàn)牛肉生產(chǎn)的可持續(xù)發(fā)展

畜禽養(yǎng)殖排放的氣體及污染物等會造成空氣污染和水污染，且污染范圍較廣。因此，政府相關部門在處理自身畜禽污染問題時，也應積極聯(lián)合周邊省份，共同應對區(qū)域性環(huán)境問題。如中原優(yōu)勢產(chǎn)區(qū)的山東和河南同處黃河流域，位置相鄰，所以山東和河南可建立區(qū)域環(huán)境聯(lián)合治理機制，兩地政府聯(lián)合對肉牛養(yǎng)殖區(qū)實施執(zhí)法監(jiān)督，為兩地肉牛養(yǎng)殖共同營造綠色、安全的生態(tài)環(huán)境，實現(xiàn)牛肉生產(chǎn)的可持續(xù)發(fā)展。

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（責任編輯 鄧慧靈）