柳 鵬 ， 黃祥芳 ， 趙麗芳

（吉首大學(xué)商學(xué)院，湖南 吉首 416000）

0 引言

黨的十九大報(bào)告提出，我國(guó)社會(huì)主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長(zhǎng)的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾，城鄉(xiāng)之間的收入差距問(wèn)題尤為突出和關(guān)鍵，不僅關(guān)系到區(qū)域整體的均衡發(fā)展，也會(huì)影響到社會(huì)的穩(wěn)定。2020 年黨的十九屆五中全會(huì)指出我國(guó)城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展和收入分配差距較大，明確將“居民收入增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)基本同步，分配結(jié)構(gòu)明顯改善”作為“十四五”時(shí)期經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的主要目標(biāo)[1]，這就要求優(yōu)先發(fā)展農(nóng)業(yè)農(nóng)村，全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興，加快實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化。

學(xué)術(shù)界關(guān)于城鄉(xiāng)收入差距影響的研究成果頗豐，大致分為要素類和非要素類兩類影響因素。其中，土地、信息和勞動(dòng)力等要素類因素對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生影響。錢忠好和牟燕（2013）重點(diǎn)考察了土地市場(chǎng)化水平與城鄉(xiāng)居民收入差距的關(guān)系，研究表明兩者之間存在倒U 形關(guān)系[2]。郭家堂和章玉貴（2019）研究發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)對(duì)中國(guó)城鄉(xiāng)居民的收入差距具有顯著的阻滯作用[3]。劉劭睿等（2021）認(rèn)為勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移可以縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，且該影響具有單一的門檻效應(yīng)[4]。此外，城鎮(zhèn)化、市場(chǎng)和政策等非要素類因素也引起眾多學(xué)者的關(guān)注。例如，曾珠和胡通偉（2018）認(rèn)為城鎮(zhèn)化有利于縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，但其影響存在區(qū)域差異性[5]。史曉紅等（2012）通過(guò)實(shí)證分析證實(shí)了中國(guó)持續(xù)擴(kuò)大的城鄉(xiāng)收入差距與城市傾向的經(jīng)濟(jì)政策（農(nóng)林水支出、城鄉(xiāng)社區(qū)事務(wù)支出等）有關(guān)[6]。

然而，振興鄉(xiāng)村、農(nóng)民收入得到提高才是縮小城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)鍵。時(shí)至今日，農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志已成為推動(dòng)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展、鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的重要抓手。已有研究主要是以定量的方法分析農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響[7-8]，且定量研究中大多數(shù)聚焦于宏觀、中觀層面。宏觀層面，劉華軍（2011）通過(guò)省際截面數(shù)據(jù)表明地理標(biāo)志對(duì)區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)民收入具有較強(qiáng)的正向效應(yīng)[9]，廖翼（2021）通過(guò)30 個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)實(shí)證得到地理標(biāo)志農(nóng)產(chǎn)品不僅帶動(dòng)了本地農(nóng)民增收，還通過(guò)經(jīng)驗(yàn)、技術(shù)外溢等帶動(dòng)周邊農(nóng)民收入增長(zhǎng)[10]。中觀層面，各學(xué)者從某個(gè)省份入手，研究結(jié)論略有差異。邰秀軍等（2017）基于山西省的縣級(jí)數(shù)據(jù)和計(jì)量模型，證實(shí)只有農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志形成一定聚集程度才會(huì)對(duì)農(nóng)民有減貧增收效應(yīng)[11]。趙金麗等（2014）對(duì)江蘇省的地理標(biāo)志資源進(jìn)行實(shí)證分析，并未發(fā)現(xiàn)地理標(biāo)志資源對(duì)農(nóng)民收入的正向促進(jìn)作用[12]。

綜上可知，目前學(xué)者們對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的研究頗豐，且主要集中在要素類影響因素研究，而關(guān)于地理標(biāo)志的研究，主要認(rèn)為地理標(biāo)志能夠?qū)r(nóng)民的收入起到正向促進(jìn)作用，但并未對(duì)城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)行深入研究。民族區(qū)域作為欠發(fā)達(dá)地區(qū)，擁有著豐富的地理標(biāo)志農(nóng)產(chǎn)品，但同時(shí)也由于地理區(qū)位因素導(dǎo)致其經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為緩慢，那么在農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志資源豐富的民族區(qū)域內(nèi)，農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志能否促進(jìn)農(nóng)民增收，縮小貧富差距呢？對(duì)此，課題組通過(guò)構(gòu)建計(jì)量模型，運(yùn)用2008—2020 年民族8 ?。▍^(qū)）數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，為更好地助力民族地區(qū)運(yùn)用農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志資源縮小貧富差距提供相關(guān)建議。

1 數(shù)據(jù)來(lái)源與變量選取

1.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文研究農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志對(duì)民族區(qū)域城鄉(xiāng)收入差距的影響，由于農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志數(shù)據(jù)從2008 年開始公布，因此選擇2008—2020 年共13 年民族8 省（區(qū)）的數(shù)據(jù)來(lái)探究農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志對(duì)民族區(qū)域城鄉(xiāng)收入差距的影響。農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志數(shù)據(jù)來(lái)自全國(guó)農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志查詢系統(tǒng)，其余變量的數(shù)據(jù)均來(lái)自各?。▍^(qū)）統(tǒng)計(jì)年鑒。

1.2 變量選取

1）被解釋變量：城鄉(xiāng)收入差距（disparity）。借鑒陸銘等（2004）的研究[13]，用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入的比值進(jìn)行衡量，當(dāng)兩者比值增大時(shí)，說(shuō)明城鄉(xiāng)收入差距在不斷擴(kuò)大。

2）解釋變量：農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志（landmark）。參考陳喜等（2020）的研究成果[14]，本文地理標(biāo)志采用數(shù)量累加的方式，即本年度地理標(biāo)志數(shù)量為上年度末數(shù)量與本年度新增數(shù)量之和，由于本文的地理標(biāo)志數(shù)據(jù)源自農(nóng)業(yè)部數(shù)據(jù)，故不存在重復(fù)累加現(xiàn)象。

3）控制變量。在參考相關(guān)學(xué)者研究的基礎(chǔ)上，本文基于數(shù)據(jù)可獲得性背景最終選擇了如下控制變量：①經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（economy），用人均GDP 進(jìn)行衡量；②城鎮(zhèn)化水平（urban），用該地區(qū)城鎮(zhèn)人口數(shù)量占總?cè)丝跀?shù)量的比值來(lái)進(jìn)行衡量；③財(cái)政干預(yù)（finance），用公共預(yù)算支出占GDP 比重衡量；④產(chǎn)業(yè)升級(jí)（structure），用第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)的比值衡量；⑤對(duì)外開放程度（open），用進(jìn)出口總額占該地生產(chǎn)總值的比值來(lái)進(jìn)行衡量。

2 實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

2.1 模型構(gòu)建

參考已有文獻(xiàn)（詹新宇和崔培培，2017；劉榮增和陳燦，2019；劉華珂和何春，2021），本文構(gòu)建固定效應(yīng)模型驗(yàn)證農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志對(duì)民族區(qū)域城鄉(xiāng)收入差距的影響：

其中，被解釋變量為城鄉(xiāng)收入差距（disparity）；解釋變量為農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志（landmark）；控制變量包括經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（economy）、城鎮(zhèn)化水平（urban）、財(cái)政干預(yù)（finance）、產(chǎn)業(yè)升級(jí)（structure）和對(duì)外開放程度（open）。本文的模型采用固定效應(yīng)回歸，控制了省份固定效應(yīng)μ，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2.2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。被解釋變量disparity 的均值為316.6，標(biāo)準(zhǔn)差為45.26，最小值為242.0，最大值為428.1，說(shuō)明整體上來(lái)看我國(guó)民族8 ?。▍^(qū)）城鄉(xiāng)收入差距較大，并且內(nèi)部個(gè)體間城鄉(xiāng)收入差距的差異較大，城鄉(xiāng)收入差距最大的省區(qū)是城鄉(xiāng)收入差距最小省區(qū)的兩倍。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

2.3 多元線性回歸結(jié)果分析

表2報(bào)告了農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志對(duì)民族區(qū)域城鄉(xiāng)收入差距影響的回歸結(jié)果，其中列（1）為未加入控制變量的回歸結(jié)果，列（2）為加入控制變量的回歸結(jié)果。列（1）顯示，農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志（landmark）對(duì)城鄉(xiāng)收入差距（disparity）的影響在1%的顯著水平上為負(fù)，系數(shù)為-0.873，表明農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的縮小有積極作用。列（2）顯示，農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志（landmark）對(duì)城鄉(xiāng)收入差距（disparity）的影響在1%的顯著水平上為負(fù)，系數(shù)為-0.334，同樣表明農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的縮小有積極作用。列（1）與列（2）的結(jié)果說(shuō)明，無(wú)論是否加入控制變量，農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志均對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的縮小有積極作用。

表2 多元回歸結(jié)果

2.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

2.4.1 替換因變量

考慮到對(duì)于城鄉(xiāng)收入差距，除了可以用其收入比度量外，還能用其消費(fèi)支出比值進(jìn)行衡量，因此本文將因變量替換為城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出與農(nóng)村居民消費(fèi)支出的比值（gap），重新對(duì)模型進(jìn)行回歸，具體的回歸結(jié)果見表3。由結(jié)果可知，農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志（landmark）的系數(shù)無(wú)論是在未加入控制變量的回歸方程還是在加入了控制變量的回歸方程中均為負(fù)數(shù)，且在1%顯著性水平上顯著，結(jié)論與上文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，即農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志均對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的縮小有積極作用。

表3 穩(wěn)健性回歸結(jié)果

2.4.2 工具變量法

為進(jìn)一步解決遺漏變量和測(cè)量誤差導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，本文采取工具變量回歸對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。本文以滯后一期的解釋變量（L.landmark）作為工具變量，采用兩階段最小二乘法（2SLS）控制可能的回歸偏誤，回歸結(jié)果見表4。作為參照，表4 列（1）報(bào)告了原模型的回歸結(jié)果，即同表3 的列（1）、列（2）為第一階段的估計(jì)結(jié)果，列（3）為第二階段的估計(jì)結(jié)果。列（2）中工具變量L.landmark 的估計(jì)系數(shù)為1.118，在1%的顯著水平上為正，即滯后一期的農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志正向影響當(dāng)期的農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志，該方向和預(yù)期相符。列（3）中l(wèi)andmark 系數(shù)在1%的顯著水平上為負(fù)，和原模型估計(jì)結(jié)果一致，即農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志均對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的縮小有積極作用，前文結(jié)論是穩(wěn)健的。此外，在工具變量的選擇上，Anderson LM 檢驗(yàn)顯著拒絕原假設(shè)，說(shuō)明所選取的工具變量L.landmark和內(nèi)生解釋變量landmark 相關(guān)，不存在識(shí)別不足的問(wèn)題；同時(shí)Cragg-Donald Wald F 值為397.103，明顯大于Stock-Yoga 弱工具變量檢驗(yàn)的臨界值16.38，拒絕了弱工具變量的原假設(shè)，說(shuō)明不存在弱工具變量問(wèn)題，工具變量的選取是合適的。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)-內(nèi)生性問(wèn)題處理（工具變量法）

3 結(jié)論與啟示

本文基于2008—2020 年民族8 省（區(qū)）的面板數(shù)據(jù)分析，實(shí)證研究了農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志對(duì)民族區(qū)域城鄉(xiāng)收入差距的影響。上述研究表明：農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的縮小有積極作用。

農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志作為農(nóng)民致富的“金鑰匙”，成為推動(dòng)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展、鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的重要抓手。為更好發(fā)揮農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志的作用，本文提出以下對(duì)策建議：1）立足特色資源優(yōu)勢(shì)，打造優(yōu)質(zhì)地標(biāo)農(nóng)產(chǎn)品?！耙环剿琉B(yǎng)一方人”，農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志來(lái)自特定地域，是當(dāng)?shù)氐霓r(nóng)業(yè)“名片”和區(qū)域公用品牌，具有顯著的地域差異性。因此，各地政府要對(duì)中央地理標(biāo)志農(nóng)產(chǎn)品扶持政策梳理總結(jié)，引導(dǎo)地方因地制宜地出臺(tái)支持地理標(biāo)志農(nóng)產(chǎn)品發(fā)展的政策，積極挖掘當(dāng)?shù)氐膬?yōu)勢(shì)資源，打造鄉(xiāng)村振興的特色板塊，提高農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志的競(jìng)爭(zhēng)力和附加值，促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)。2）做好農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志可持續(xù)機(jī)制建設(shè)。其一，是要做好相關(guān)的引導(dǎo)支持。各級(jí)工商行政管理機(jī)關(guān)和農(nóng)業(yè)主管部門要積極鼓勵(lì)、引導(dǎo)農(nóng)產(chǎn)品行業(yè)協(xié)會(huì)、農(nóng)民專業(yè)合作社等申請(qǐng)注冊(cè)地理標(biāo)志，加強(qiáng)申請(qǐng)注冊(cè)指導(dǎo)工作；其二，是各級(jí)工商行政管理機(jī)關(guān)和農(nóng)業(yè)相關(guān)部門要加強(qiáng)聯(lián)系與協(xié)作，形成多渠道、多元化的資金投入機(jī)制，完善地標(biāo)農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)、研發(fā)、加工、銷售等環(huán)節(jié)的配套服務(wù)，合力推進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志的可持續(xù)發(fā)展。3）推動(dòng)產(chǎn)業(yè)鏈延伸。當(dāng)前農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)不再是初級(jí)產(chǎn)品的直接競(jìng)爭(zhēng)，可通過(guò)對(duì)地理標(biāo)志農(nóng)產(chǎn)品的延伸開發(fā)，通過(guò)全產(chǎn)業(yè)鏈向農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、產(chǎn)品加工和銷售、餐飲、旅游等一二三產(chǎn)業(yè)融合拓展，提升整體效應(yīng)。