盧瑜向平安

(1.長沙民政職業(yè)技術(shù)學(xué)院，湖南 長沙 410004；2.湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)商學(xué)院，湖南 長沙 410028)

有機(jī)農(nóng)業(yè)在落實(shí)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略、推進(jìn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展、改善農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量和促進(jìn)農(nóng)民增收等方面意義重大，我國政府在歷年政策文件中均大力提倡推廣和發(fā)展有機(jī)農(nóng)業(yè)[1,2]。然而，盡管發(fā)展迅速，但有機(jī)農(nóng)地面積仍然僅占農(nóng)地面積的很小部分(1.89%)[3,4]，有機(jī)農(nóng)業(yè)大規(guī)模發(fā)展仍富挑戰(zhàn)性。學(xué)者們基于地區(qū)層面的數(shù)據(jù)分析了區(qū)域有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響因子，發(fā)現(xiàn)區(qū)域有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展差異受到了農(nóng)業(yè)生態(tài)因子、農(nóng)場結(jié)構(gòu)因子、社會經(jīng)濟(jì)因子和政策因子等的影響[5-11]?，F(xiàn)有研究雖然做出有益探索，但基于理論分析和文獻(xiàn)研究構(gòu)建的結(jié)構(gòu)化模型并不足以對有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展及其影響因子間的動態(tài)關(guān)系提供嚴(yán)密的說明；變量內(nèi)生性問題也將導(dǎo)致有機(jī)農(nóng)業(yè)及其影響因子間關(guān)系的估計和推斷復(fù)雜化，而向量誤差模型(VECM)作為非結(jié)構(gòu)化的多方程模型可以很好地解決上述問題。

基于此，本文基于2004—2019年的時間序列數(shù)據(jù)，在向量誤差模型的基礎(chǔ)上運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解方法分析有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展及其影響因子間長期動態(tài)關(guān)系，力圖從宏觀角度考察我國有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展規(guī)模與社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)生態(tài)條件、政策環(huán)境等影響因子間的作用機(jī)制與定量關(guān)系，以期為促進(jìn)我國有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的政策制定提供參考。

1 材料與方法

1.1 研究方法

脈沖響應(yīng)函數(shù)分析VECM既可以刻畫有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展及其影響因子之間的長期均衡關(guān)系，又能同時觀測各影響因子沖擊對有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響效應(yīng)，因此采用VECM模型：

(1)

依據(jù)向量移動平均模型(VMA):

(2)

可得，由yj的脈沖引起的yj脈沖響應(yīng)函數(shù)的矩陣形式：

(3)

1.2 變量選取及數(shù)據(jù)來源

本文重點(diǎn)從宏觀角度探討有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展與其關(guān)鍵影響因子之間的動態(tài)關(guān)系及相互作用機(jī)理，借鑒國內(nèi)外有機(jī)農(nóng)業(yè)相關(guān)研究成果，同時考慮我國有機(jī)農(nóng)業(yè)的發(fā)展特點(diǎn)，重點(diǎn)從市場需求、生產(chǎn)供給、產(chǎn)業(yè)化組織、認(rèn)證帶動、技術(shù)創(chuàng)新、風(fēng)險保障和政策環(huán)境幾個角度研究有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展及其影響因子間動態(tài)驅(qū)動響應(yīng)機(jī)理。表1歸納了相關(guān)影響因子變量與有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的關(guān)系。

表1 用于實(shí)證分析的變量說明和描述

鑒于有機(jī)農(nóng)業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)的可得性，采用我國2004—2019年時間序列數(shù)據(jù)展開分析。有機(jī)農(nóng)業(yè)總面積及有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證數(shù)據(jù)來源于國家認(rèn)證認(rèn)可監(jiān)督管理委員會信息中心及我國食品農(nóng)產(chǎn)品認(rèn)證信息系統(tǒng),生態(tài)環(huán)境數(shù)據(jù)來源于歷年《中國生態(tài)環(huán)境狀況公報》；勞動力資源數(shù)據(jù)來源于歷年《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》；有機(jī)產(chǎn)品加工和貿(mào)易數(shù)據(jù)來源于歷年國家市場監(jiān)督管理總局發(fā)布的《中國有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證與有機(jī)產(chǎn)業(yè)發(fā)展》報告；農(nóng)業(yè)合作社數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》；居民收入水平和自然保護(hù)區(qū)占轄區(qū)面積的比例等數(shù)據(jù)來源于《中國國家統(tǒng)計年鑒》，農(nóng)業(yè)保險費(fèi)收入數(shù)據(jù)來源于歷年你的《中國保險統(tǒng)計年鑒》。

2 結(jié)果與分析

2.1 模型識別和檢驗(yàn)

2.1.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

表2列出了我國有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展及其影響因子各變量序列對數(shù)處理后的ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果，原序列ADF統(tǒng)計量均大于1%、5%和10%置信水平下的臨界值，P值大于0.05，接受原序列非平穩(wěn)的原假設(shè)。而二階差分序列均通過了1%或5%的顯著性檢驗(yàn)，表明我國有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展及其影響因子各變量序列均為二階單整序列，符合協(xié)整分析條件。

2.1.2 協(xié)整檢驗(yàn)

表3列出了我國有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展與其影響因子的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，結(jié)果顯示，我國有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展與其影響因子間存在長期均衡關(guān)系。其中，有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展與市場需求因子之間具有至少存在2個協(xié)整關(guān)系。有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展分別與農(nóng)業(yè)生態(tài)因子、技術(shù)因子、認(rèn)證帶動因子及風(fēng)險補(bǔ)償因子間至少存在1個協(xié)整關(guān)系，有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展分別與勞動力因子、資本投入因子及產(chǎn)業(yè)化組織因子間至少存在2個協(xié)整關(guān)系，有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展與政策環(huán)境因子間至少存在3個協(xié)整關(guān)系，有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展至少存在1個協(xié)整關(guān)系。

表2 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

2.1.3 格蘭杰檢驗(yàn)

表4列出了我國有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展與其影響因子間的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果。有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展各影響因子變量的Granger因果檢驗(yàn)以及聯(lián)合檢驗(yàn)均通過顯著性檢驗(yàn)，拒絕原假設(shè)，說明各影響因子均是有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的格蘭杰原因。

2.2 脈沖響應(yīng)分析

選擇10期的沖擊響應(yīng)，運(yùn)用Eviews 12.0軟件生成有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展與影響因子之間的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖，見圖1～6，橫軸為響應(yīng)期，縱軸為有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的響應(yīng)值，實(shí)線表示有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展對各影響因子沖擊的脈沖響應(yīng)或累計脈沖響應(yīng)，虛線為±2倍的標(biāo)準(zhǔn)差偏離值。

2.2.1 有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展對市場需求因子的脈沖響應(yīng)

分別給居民消費(fèi)水平和有機(jī)產(chǎn)品出口貿(mào)易量一個正的沖擊，圖1給出了采用廣義脈沖法得到有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展對于市場需求的脈沖響應(yīng)結(jié)果。反應(yīng)期內(nèi),居民收入水平對有機(jī)產(chǎn)品出口貿(mào)易量的脈沖響應(yīng)均表現(xiàn)為小幅上下波動，見圖1a、圖1b，1～10期的累計沖擊反應(yīng)值分別為0.16和0.14，見圖1c、圖1d，表明居民收入水平和有機(jī)產(chǎn)品出口貿(mào)易量對有機(jī)農(nóng)業(yè)總面積的動態(tài)沖擊響應(yīng)效果整體上表現(xiàn)為遞增促進(jìn)作用，且整體效果并不顯著。

表3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

2.2.2 有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展對生產(chǎn)供給因子的脈沖響應(yīng)

圖2匯報了基于廣義脈沖法的有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展對于生產(chǎn)供給因子的脈沖響應(yīng)結(jié)果。有機(jī)農(nóng)業(yè)面積對生態(tài)環(huán)境質(zhì)量的脈沖響應(yīng)第2期為負(fù)值，而3～10期為正值，見圖2a；1～10期的累計脈沖響應(yīng)值為0.13，見圖2b，表明生態(tài)環(huán)境質(zhì)量對有機(jī)農(nóng)業(yè)面積具有正向影響且具有較長的持續(xù)效應(yīng)，但長期持續(xù)效應(yīng)并不顯著。有機(jī)農(nóng)業(yè)面積對勞動力資源數(shù)量的脈沖響應(yīng)在反映期內(nèi)小幅上下波動，見圖2c；1～10期的累計脈沖響應(yīng)值為0.85，見圖2d；表明勞動力資源數(shù)量對有機(jī)農(nóng)業(yè)面積具有遞增促進(jìn)作用。

對有機(jī)產(chǎn)品加工量施加一個單位的沖擊，有機(jī)農(nóng)業(yè)面積的脈沖響應(yīng)表現(xiàn)為先升后降并逐步收斂的趨勢，見圖2e，反映期內(nèi)的累計沖擊反應(yīng)值為0.46，見圖2f，表明有機(jī)加工對有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展整體上具有較為顯著正向促進(jìn)作用，但響應(yīng)持續(xù)性在第6期后逐步收斂。

表4 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

圖1 有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展規(guī)模對市場需求因子的脈沖響應(yīng)

2.2.3 有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展對產(chǎn)業(yè)化組織因子的脈沖響應(yīng)

圖3給出了有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展對于產(chǎn)業(yè)化組織的脈沖響應(yīng)結(jié)果。反應(yīng)期內(nèi)有機(jī)農(nóng)業(yè)面積對農(nóng)業(yè)合作社數(shù)量的脈沖響應(yīng)先升后降并于第7期后趨于平穩(wěn)，見圖3a；1～10期的累計沖擊反應(yīng)值為0.65，見圖3b；表明農(nóng)業(yè)合作社對有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的動態(tài)沖擊響應(yīng)效果整體上表現(xiàn)出較為顯著促進(jìn)作用。

2.2.4 有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展對認(rèn)證帶動因子的脈沖響應(yīng)

圖4給出了有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展對于認(rèn)證帶動因子的脈沖響應(yīng)結(jié)果。反應(yīng)期內(nèi)有機(jī)農(nóng)業(yè)面積對產(chǎn)品認(rèn)證的脈沖響應(yīng)先升后降并于第3～4期達(dá)到最大值，隨后于第6期開始趨于平穩(wěn)，見圖4a；1～10期的累計沖擊反應(yīng)值為0.61，見圖4b；表明有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證對有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的具有較為顯著的正向影響。

圖2 有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展規(guī)模對生產(chǎn)供給因子的脈沖響應(yīng)

圖3 有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展規(guī)模對產(chǎn)業(yè)化組織因子的脈沖響應(yīng)

2.2.5 有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展對政策環(huán)境因子的脈沖響應(yīng)

圖5給出了有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展對于政策環(huán)境的脈沖響應(yīng)結(jié)果。有機(jī)農(nóng)業(yè)面積對自然保護(hù)區(qū)的脈沖響應(yīng)也呈現(xiàn)先升后降趨勢,并于第5期開始趨于穩(wěn)定，第8期逐步收斂，1～10期累計響應(yīng)值為0.16，表明自然保護(hù)區(qū)面積份額雖然對有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展具有正向沖擊，但沖擊效果并不顯著。

圖5 有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展規(guī)模對政策環(huán)境因子的脈沖響應(yīng)

2.2.6 有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展對風(fēng)險保障因子的脈沖響應(yīng)

給風(fēng)險保障因子施加1個單位的沖擊擾動，有機(jī)農(nóng)業(yè)面積的脈沖響應(yīng)先升后降，隨后小幅回升并于第8期后趨于穩(wěn)定，見圖6a；1～10期累計響應(yīng)值為0.59，見圖6b；說明農(nóng)業(yè)保險對于有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展具有正向作用，且較為顯著。

圖6 有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展規(guī)模對風(fēng)險保障因子的脈沖響應(yīng)

3 討論

3.1 市場需求因子對有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響

本文發(fā)現(xiàn)居民收入水平和有機(jī)產(chǎn)品出口貿(mào)易量對我國有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展具有正向促進(jìn)作用，但整體市場需求因子帶動效果并不顯著，且我國有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展更多依賴于出口。市場需求是有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要推動力，有機(jī)產(chǎn)品上的預(yù)算份額隨著收入的增加而增加[10]，高收入將增加有機(jī)產(chǎn)品的需求，從而帶動有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展。歐洲和北美市場居民收入高，有機(jī)食品市場需求巨大，有機(jī)產(chǎn)品出口歐美市場能夠?qū)崿F(xiàn)優(yōu)質(zhì)優(yōu)價，從而提高農(nóng)戶有機(jī)生產(chǎn)積極性，帶動有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展，因此我國有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展得益于出口需求帶動，然而我國有機(jī)產(chǎn)品在國際市場的占比仍然較低，且國內(nèi)市場需求受制于購買力限制，因此整體市場需求帶動效果并不顯著。

3.2 生產(chǎn)供給因子對有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響

本文研究結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)生態(tài)條件和勞動力供給對有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展變化的解釋貢獻(xiàn)度最大，這和部分學(xué)者的研究結(jié)論一致[7,8]。由于有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的前提是區(qū)域自然生態(tài)環(huán)境達(dá)到有機(jī)生產(chǎn)的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)，因此有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展受制于自然生態(tài)條件約束；此外有機(jī)農(nóng)業(yè)所需勞動力成本明顯高于常規(guī)農(nóng)業(yè)，勞動力供給對有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展具有顯著影響[4,5,7,8]。本文發(fā)現(xiàn)有機(jī)產(chǎn)品加工對有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展具有一定帶動效果。這可能源于有機(jī)加工可提高有機(jī)產(chǎn)品的附加值，促進(jìn)銷量和經(jīng)濟(jì)效益提升，從而帶動生產(chǎn)者轉(zhuǎn)型有機(jī)農(nóng)業(yè)。

3.3 產(chǎn)業(yè)化組織對有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響

本文發(fā)現(xiàn)我國有機(jī)農(nóng)業(yè)的發(fā)展依賴于產(chǎn)業(yè)化組織驅(qū)動，這部分學(xué)者的研究結(jié)論一致[14]。我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體主要為分散化的小規(guī)模農(nóng)戶，各類農(nóng)業(yè)組織可通過利益、合作和產(chǎn)業(yè)化機(jī)制等將分散農(nóng)戶有機(jī)整合，實(shí)現(xiàn)規(guī)?；?jīng)營，提高生產(chǎn)銷售效率，從而推進(jìn)有機(jī)農(nóng)業(yè)的發(fā)展。

3.4 有機(jī)認(rèn)證對有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響

信息不對稱條件下有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證通過形成約束和激勵機(jī)制來促進(jìn)有機(jī)市場健康有序發(fā)展進(jìn)而帶動有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展[15]，這與本研究得出結(jié)論一致。通過建立國家標(biāo)準(zhǔn)對有機(jī)農(nóng)業(yè)進(jìn)行認(rèn)證，可規(guī)范市場準(zhǔn)入、帶來溢價、提高有機(jī)產(chǎn)品市場認(rèn)可度和市場競爭力，從而促進(jìn)有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展。

3.5 政策制度對有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響

現(xiàn)有研究表明，政策和制度因子是有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要因素之一[4-7]，這和本研究結(jié)論一致。政策和制度通過正向激勵(農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼、信貸支持和技術(shù)培訓(xùn)等)或反向抑制(農(nóng)業(yè)環(huán)境規(guī)制：化肥農(nóng)藥使用量零增長和農(nóng)業(yè)農(nóng)村污染治理等)來引導(dǎo)生產(chǎn)主體轉(zhuǎn)型有機(jī)農(nóng)業(yè)，從而實(shí)現(xiàn)有機(jī)農(nóng)業(yè)的發(fā)展。

3.6 風(fēng)險保障對有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響

本研究發(fā)現(xiàn),風(fēng)險保障對于有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展具有較為顯著的帶動效果，這可能源于有機(jī)農(nóng)業(yè)相比常規(guī)農(nóng)業(yè)面臨更大的不確定性(如產(chǎn)量低、易受病蟲害及自然災(zāi)害影響)，限制使用農(nóng)藥、化肥和合成藥物將增大風(fēng)險，同時在我國大量小規(guī)模生產(chǎn)農(nóng)戶的市場風(fēng)險承擔(dān)的能力弱，因此有機(jī)生產(chǎn)環(huán)節(jié)的風(fēng)險保障支撐尤為重要。

4 結(jié)論與啟示

基于2004—2019年我國有機(jī)農(nóng)業(yè)的時間序列數(shù)據(jù)，在向量誤差修正模型的基礎(chǔ)上利用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解法探究有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展與各影響因子之間的動態(tài)沖擊效果和相互作用機(jī)理。得出如下結(jié)論。

有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展與市場需求、農(nóng)業(yè)生態(tài)、勞動力供給、農(nóng)業(yè)科技投入、資本性投入、產(chǎn)業(yè)化組織、認(rèn)證帶動、政策環(huán)境和風(fēng)險保障等影響因子間存在長期均衡關(guān)系，且各影響因子均是有機(jī)農(nóng)業(yè)面積Granger變動的原因，適宜于在向量誤差修正模型基礎(chǔ)上進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解分析脈沖響應(yīng)分析表明，有機(jī)產(chǎn)品出口貿(mào)易、農(nóng)業(yè)合作社、有機(jī)產(chǎn)品加工、有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證、勞動力資源數(shù)量以及農(nóng)業(yè)保險對有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的帶動效果較強(qiáng)，居民收入水平、生態(tài)環(huán)境質(zhì)量和自然保護(hù)區(qū)占比的帶動效果較弱。

據(jù)此，本文建議公共部門推進(jìn)有機(jī)農(nóng)業(yè)發(fā)展的政策可以促進(jìn)有機(jī)產(chǎn)品出口貿(mào)易、支持有機(jī)農(nóng)業(yè)合作組織發(fā)展、支持有機(jī)產(chǎn)品認(rèn)證示范創(chuàng)建項目、擴(kuò)大有機(jī)農(nóng)業(yè)保險覆蓋面和提高有機(jī)農(nóng)業(yè)相關(guān)的政策性補(bǔ)貼等為重點(diǎn)支持措施。