何 強，鄧 鑫，李 川，嚴(yán)中成，漆雁斌

（四川農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，成都 611130）

0 引言

自2018年以來，“中央一號文件”提出要大力發(fā)展農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志，打造知名農(nóng)產(chǎn)品品牌，推動農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。我國的農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志最早可追溯到在1999年出臺的《原產(chǎn)地域產(chǎn)品保護(hù)規(guī)定》。2007年原農(nóng)業(yè)部頒布實施的《農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志管理辦法》，標(biāo)志著我國農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志正式邁入農(nóng)業(yè)發(fā)展的范疇。自此，農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志的數(shù)量逐漸增多、種類豐富，品牌效應(yīng)日漸凸顯。截止2020年4月30日，我國農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志總數(shù)已達(dá)到3 090個，產(chǎn)品類別以果品和蔬菜居多，分別為853和532個，總數(shù)擁有量以山東和四川最多，分別為285和184個①數(shù)據(jù)來源于中華人民共和國農(nóng)業(yè)農(nóng)村部網(wǎng)站的整理統(tǒng)計（http://www.moa.gov.cn/），農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志所帶來的品牌效應(yīng)正逐漸成為推動當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)發(fā)展的重要力量。

黨的十九大報告提出要實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，而“產(chǎn)業(yè)振興”作為鄉(xiāng)村振興的關(guān)鍵一環(huán)，是持續(xù)鞏固脫貧攻堅成果、推進(jìn)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合和實現(xiàn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的基礎(chǔ)。農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志作為實現(xiàn)“產(chǎn)業(yè)振興”的重要抓手，是否通過自身的品牌效應(yīng)有效提高了當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)競爭力？其品牌效應(yīng)又是通過怎樣的機制來影響農(nóng)業(yè)競爭力？處于不同發(fā)展水平的地區(qū)，其品牌效應(yīng)是否得到了充分的發(fā)揮？文章著重通過上述問題來探尋提高農(nóng)業(yè)競爭力的有效路徑，盼其對促進(jìn)農(nóng)業(yè)質(zhì)量和競爭力提供幾許有益的政策建議。

1 文獻(xiàn)綜述

農(nóng)產(chǎn)品品牌是推動農(nóng)戶增收和農(nóng)業(yè)增質(zhì)提效的關(guān)鍵因素。學(xué)術(shù)界關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品品牌的建設(shè)[1-2]、測度水平[3-4]、作用路徑[5-6]進(jìn)行了廣泛的研究。在這樣的基礎(chǔ)上，學(xué)者們對農(nóng)產(chǎn)品品牌的影響因素和發(fā)展路徑展開了深入的探討研究。張傳統(tǒng)和陸娟[7]認(rèn)為，品牌知名度、原產(chǎn)地和溢價等均對農(nóng)產(chǎn)品區(qū)域品牌的打造具有明顯的正向影響；張耘堂和李東[8]發(fā)現(xiàn)在電子商務(wù)領(lǐng)域影響農(nóng)產(chǎn)品品牌的因素主要有原產(chǎn)地形象的象征性價值和體驗性價值等；慕靜[9]等發(fā)現(xiàn)電商結(jié)構(gòu)賦能和資源賦能加快農(nóng)產(chǎn)品品牌成長；Bilkey和Nes[10]發(fā)現(xiàn)消費者可以通過原產(chǎn)地來推斷不熟悉的外國品牌質(zhì)量；陳麗莉等和盧黎歌[11-13]等從競爭力和傳播力的視角下探討了農(nóng)產(chǎn)品品牌的提升路徑；林孔團(tuán)和蔣耀輝[14]通過案例研究分析，發(fā)現(xiàn)品牌和企業(yè)生態(tài)位調(diào)整之間的協(xié)同機制能夠有效促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品品牌升級。通過上述文獻(xiàn)的梳理發(fā)現(xiàn)，已有文獻(xiàn)對農(nóng)產(chǎn)品品牌的量化評價多集中在農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志上，主要通過區(qū)域內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志數(shù)量來進(jìn)行衡量，未將保護(hù)范圍這一關(guān)鍵因素納入到量化研究中。

農(nóng)業(yè)競爭力的概念最先起源于國家之間的競爭[15]，后邁克爾·波特[16]提出具有代表性的產(chǎn)業(yè)競爭力理論范式，將國際競爭力理論拉置到產(chǎn)業(yè)競爭力理論中。目前，學(xué)術(shù)界對于該問題的研究主要集中在兩個方面：第一，農(nóng)業(yè)競爭力的理論延伸。Mosoma，K[17]發(fā)現(xiàn)提高農(nóng)業(yè)競爭力的關(guān)鍵是釋放農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈的潛能；趙樹寬和劉冠宏[18]認(rèn)為可以通過國家安全保障力、國際市場競爭力和可持續(xù)發(fā)展力來提高農(nóng)業(yè)競爭力；其他學(xué)者則從農(nóng)業(yè)科技競爭力[19-20]、農(nóng)業(yè)企業(yè)競爭力[21-22]以及農(nóng)旅競爭力[23-24]等展開研究。第二，農(nóng)業(yè)競爭力的評價研究。姚愛萍[25]借助因子分析法對省域農(nóng)業(yè)競爭力進(jìn)行測度分析；朱侃[26]等通過主成分和聚類分析對西部地區(qū)農(nóng)業(yè)競爭力進(jìn)行量化測評；許堯等[27]從生態(tài)位理論來構(gòu)建農(nóng)業(yè)競爭力綜合評價指標(biāo)體系并進(jìn)行測度。目前，學(xué)術(shù)界對于農(nóng)業(yè)競爭力的評價已經(jīng)相對成熟，這也為該文構(gòu)建和測度縣域農(nóng)業(yè)競爭力提供一定的文獻(xiàn)參考。

通過梳理上述農(nóng)產(chǎn)品品牌和農(nóng)業(yè)競爭力的相關(guān)文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，從農(nóng)產(chǎn)品品牌的視角研究農(nóng)業(yè)競爭力的文獻(xiàn)仍然較少，特別是農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志發(fā)揮的品牌效應(yīng)越來越強。因此，該文嘗試構(gòu)建理論模型解析農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的作用機制，明晰背后影響的內(nèi)在機理并進(jìn)行解讀，豐富已有的農(nóng)產(chǎn)品品牌研究。

2 理論分析與假設(shè)

具有品牌的農(nóng)產(chǎn)品相較于其他無品牌的農(nóng)產(chǎn)品，擁有生產(chǎn)區(qū)域性、產(chǎn)品獨特性、品種稀缺性、品質(zhì)差異性等多個特征特性。尤其是地理標(biāo)志農(nóng)產(chǎn)品市場屬于壟斷競爭市場，相較于普通農(nóng)產(chǎn)品擁有更大的市場份額[28]，其品牌影響力和市場競爭力更具有優(yōu)勢。

2.1 縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的線性影響

縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的直接作用機理。農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志作為享有“特殊權(quán)利”的產(chǎn)業(yè)品牌，其所具有的外溢性和正向引導(dǎo)性已被相關(guān)學(xué)者所證實[29]。農(nóng)業(yè)競爭力是農(nóng)業(yè)在發(fā)展過程中的體現(xiàn)和映射，是農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展和鄉(xiāng)村振興的根基，農(nóng)業(yè)競爭力具體表現(xiàn)在農(nóng)業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)、經(jīng)濟效益以及生產(chǎn)力水平等多個方面。農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)戶增收效應(yīng)[30-31]、農(nóng)戶生計行為[32]、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長[33]等農(nóng)業(yè)競爭力內(nèi)容具有重要推動。特別是農(nóng)產(chǎn)品品牌在溢價效應(yīng)、點式效應(yīng)以及示范效應(yīng)上的發(fā)揮上，更有助于提高農(nóng)業(yè)科技服務(wù)、提升農(nóng)業(yè)土壤質(zhì)量、加快農(nóng)村產(chǎn)業(yè)深度融合等，進(jìn)而提高農(nóng)業(yè)競爭力水平。因此，該文提出以下研究假設(shè)。

H1：縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力影響具有積極的正向作用。

2.2 縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的非線性影響

縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的影響存在門檻效應(yīng)。農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的影響可能還受當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化水平的影響。當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展水平低于某一程度時，由于缺乏基本發(fā)揮條件，農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的作用難以發(fā)揮，而當(dāng)?shù)貐^(qū)經(jīng)濟發(fā)展處于一定水平時，農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的作用影響開始發(fā)揮；而當(dāng)城鎮(zhèn)化水平低于某一程度時，農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，產(chǎn)生的人口紅利也主要在城鎮(zhèn)釋放，隨著城鎮(zhèn)化水平的發(fā)展，城鎮(zhèn)集聚產(chǎn)生的人口紅利開始反哺農(nóng)村，農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的影響開始呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，呈現(xiàn)正“U”形關(guān)系。因此，該文提出以下研究假設(shè)。

H2：縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的影響具有門檻效應(yīng)。

2.3 縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌對不同階段農(nóng)業(yè)競爭力的影響

縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的作用可能還受各個地區(qū)農(nóng)業(yè)競爭力水平差異的影響。農(nóng)業(yè)競爭力水平高的地區(qū)生產(chǎn)基礎(chǔ)、經(jīng)濟效應(yīng)以及產(chǎn)業(yè)融合等都要優(yōu)于競爭力水平低的地區(qū)，這可能會產(chǎn)生兩種效應(yīng)。第一種是邊際效應(yīng)遞減，農(nóng)產(chǎn)品品牌對處于低階段農(nóng)業(yè)競爭力的地區(qū)可能具有較強的促進(jìn)作用，并隨農(nóng)業(yè)競爭力水平的提高而不斷衰減；第二種是規(guī)模效應(yīng)遞增，農(nóng)產(chǎn)品品牌對處于高階段農(nóng)業(yè)競爭力的地區(qū)可能一樣具有較強的促進(jìn)作用，且隨農(nóng)業(yè)競爭力水平的提高而不斷加強。然而，由于四川的農(nóng)業(yè)競爭力水平在全國還處于較低階段[34]，且進(jìn)一步提高農(nóng)業(yè)競爭力僅靠農(nóng)產(chǎn)品品牌的力量還遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠，這就使得農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的提升影響可能存在一個極限值，越靠近這個極限值，農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的提升作用就越?。ㄟ呺H效應(yīng)遞減法則）。因此，該文提出以下研究假設(shè)。

H3：隨著農(nóng)業(yè)競爭力水平的不斷提高，縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌的作用影響也在不斷減弱。

3 研究方法與數(shù)據(jù)來源

3.1 模型設(shè)計

基準(zhǔn)模型。為驗證上述研究假設(shè)，首先通過設(shè)定基準(zhǔn)回歸模型來分析縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的影響，模型為：

式（1）中，i代表地區(qū)，t代表時間，ACi,t為農(nóng)業(yè)競爭力，BAPi,t為縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌，Xi,t為控制變量，μi為個體效應(yīng)，γt為時間效應(yīng)，εi,t為隨機擾動項。

（1）面板門檻模型：根據(jù)上文分析，處于不同經(jīng)濟發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化水平的地區(qū)，縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的影響存在區(qū)間差異。因此，該文采用Hansen發(fā)展的面板門限模型研究在不同經(jīng)濟發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化水平區(qū)間內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的異質(zhì)性影響。模型設(shè)置為：

式（2）（3）中，PGDP為經(jīng)濟發(fā)展水平，URB為城鎮(zhèn)化水平，α是待估計的門限值，I(·)為示性函數(shù)，當(dāng)相應(yīng)條件為真時，取值1，反之，取值0，其余變量同式（1）。

（2）分位數(shù)回歸模型：因上述估計極易受異常值的影響，為此按照Koenker[35]的做法構(gòu)建面板分位數(shù)回歸，明晰ACi,t條件分布的全貌。因此，構(gòu)建面板分位數(shù)回歸模型為：

式（4）中，Qτ(ACi,t)為農(nóng)業(yè)競爭力的τ分位數(shù)，β2τ為核心解釋變量的τ分位數(shù)回歸系數(shù)，β3τ為控制變量的τ分位數(shù)回歸系數(shù)，β4τ為交互項的τ分位數(shù)回歸系數(shù)，其余變量同上述一致。

3.2 變量測度與說明

3.2.1 縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌的測算

農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志與國家地理標(biāo)志產(chǎn)品的不同之處在于農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志的命名是由地區(qū)名稱和農(nóng)產(chǎn)品一般性名稱構(gòu)成，有其限定的生產(chǎn)區(qū)域范圍。因該文測算的是縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌指數(shù)，而農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志稱謂的獨特性和生產(chǎn)的有限性恰好符合該文研究縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌的特性。該文將區(qū)縣農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志的數(shù)量以及保護(hù)范圍作為測算農(nóng)產(chǎn)品品牌指數(shù)的核心變量，因不同區(qū)縣的規(guī)模大小存在差異，該文以入選農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志①剔除天府龍芽、四川泡菜等保護(hù)范圍較廣的農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志，對于宜賓早茶、內(nèi)江豬、唐家河蜂蜜和瀘州桂圓等保護(hù)范圍涵蓋若干區(qū)縣以及未明確具體保護(hù)鄉(xiāng)鎮(zhèn)（街道）個數(shù)的農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志，按照各區(qū)縣的鄉(xiāng)鎮(zhèn)（街道）的個數(shù)占總區(qū)縣鄉(xiāng)鎮(zhèn)（街道）個數(shù)的比重進(jìn)行加權(quán)平均受保護(hù)的鄉(xiāng)鎮(zhèn)（街道）個數(shù)占該區(qū)縣②剔除沒有農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志的區(qū)縣和研究期內(nèi)合并或拆分的區(qū)縣，共保留91個區(qū)縣的全部鄉(xiāng)鎮(zhèn)（街道）個數(shù)的比例③以農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志最早確立時鄉(xiāng)鎮(zhèn)（街道）的個數(shù)作為基期，考慮到區(qū)縣內(nèi)鄉(xiāng)鎮(zhèn)（街道）的合并或者劃分，其實際農(nóng)產(chǎn)品品牌指數(shù)未變。因此，測算過程中只考慮鄉(xiāng)鎮(zhèn)（街道）劃分到其他區(qū)縣的情況來構(gòu)造核心解釋變量來量化縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌，同時采用逐年累加法進(jìn)行處理，并根據(jù)上述方法測算四川省各區(qū)縣 的農(nóng)產(chǎn)品品牌指數(shù)，記作BAP。

3.2.2 縣域農(nóng)業(yè)競爭力的測度

目前，學(xué)術(shù)界關(guān)于農(nóng)業(yè)競爭力的衡量，基本上是通過建立多維評價指標(biāo)體系的方式對農(nóng)業(yè)競爭力進(jìn)行測度，但是多集中在省域和市域上進(jìn)行構(gòu)建評價指標(biāo)體系進(jìn)行評價。因此，在參考相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，借鑒曹明霞[36]和張磊等[37]的做法，結(jié)合縣域數(shù)據(jù)的可獲得性，該文設(shè)定縣域農(nóng)業(yè)競爭力由農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)競爭力、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟效益競爭力以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平競爭力3個二級指標(biāo)來構(gòu)建的評價指標(biāo)體系。通過熵權(quán)法對以上3個二級指標(biāo)進(jìn)行測算，得到縣域農(nóng)業(yè)競爭力指數(shù)，記為AC。

（1）農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)競爭力：“土地—人口—環(huán)境”作為農(nóng)業(yè)的基本要素，土地情況直接影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出效益，人口參與度關(guān)系到農(nóng)業(yè)的“主觀能動性”，環(huán)境條件是否適宜關(guān)乎農(nóng)業(yè)的發(fā)展安全。因此，土地情況、人口參與度和環(huán)境條件共同構(gòu)成農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)競爭力的三級指標(biāo)。土地情況采用人均耕地面積來表示，人口參與度采用第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占總從業(yè)人員的比重來衡量，環(huán)境條件采用自然環(huán)境和經(jīng)濟環(huán)境來表示，分別用縣域所在地的平均坡度和經(jīng)濟基礎(chǔ)水平來表示，坡度數(shù)據(jù)通過ArcGIS12.0軟件在地圖上抓取獲得，經(jīng)濟基礎(chǔ)水平采用區(qū)縣GDP占地級市GDP的比重來衡量。

（2）農(nóng)業(yè)經(jīng)濟效益競爭力：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟效益競爭力是推動農(nóng)業(yè)競爭力發(fā)展的重點，在該動態(tài)過程中，主要考察的是農(nóng)業(yè)的投入、產(chǎn)出以及最終價值的關(guān)系，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平在一定程度上反映農(nóng)業(yè)經(jīng)濟效益競爭力的高低。因此，人均農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值、農(nóng)業(yè)集中度和第一產(chǎn)業(yè)占比共同構(gòu)成農(nóng)業(yè)經(jīng)濟效益競爭力的三級指標(biāo)。其中，農(nóng)業(yè)集中度借鑒杜建軍等[38]的做法，采用縣域農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值與地級市農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值比重來表示。

（3）農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平競爭力：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平競爭力既是農(nóng)業(yè)競爭力的主體部分，又是其集中體現(xiàn)。提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力水平，已成為當(dāng)下乃至未來農(nóng)業(yè)發(fā)展的共識，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平的橫縱向比較能直觀地看出其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)競爭力水平的高低。因此，化肥使用強度、人均耕地灌溉面積、勞動生產(chǎn)率和土地生產(chǎn)率共同構(gòu)成農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平競爭力的三級指標(biāo)。其中，勞動生產(chǎn)率采用第一產(chǎn)業(yè)GDP與第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量之比來表示，土地生產(chǎn)率采用人均糧食產(chǎn)量來表示。

3.2.3 門檻變量

該文選擇的門檻變量是縣域城鎮(zhèn)化水平和經(jīng)濟發(fā)展水平。關(guān)于城鎮(zhèn)化的衡量有土地城鎮(zhèn)化、經(jīng)濟城鎮(zhèn)化、人口城鎮(zhèn)化等，考慮到人口城鎮(zhèn)化更能反映縣域的城鎮(zhèn)化的實際情況。因此，該文選擇人口城鎮(zhèn)化（URB），即城鎮(zhèn)常住人口占地區(qū)總?cè)丝诘谋戎貋矸从吵擎?zhèn)化發(fā)展水平?？h域經(jīng)濟發(fā)展水平（PGDP）則采用目前學(xué)術(shù)界通用的人均GDP來衡量。

3.2.4 控制變量

①財政支出占比（GOV）。采用縣域財政支出與縣域生產(chǎn)總值之比量化。②工業(yè)規(guī)模（INSC）。采用規(guī)模以上工業(yè)總產(chǎn)值與縣域生產(chǎn)總值之比量化。③信息化水平（INF）。采用年末移動電話用戶數(shù)與縣域人口之比量化。④產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（INST）。采用第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)之比量化。同時也將門檻變量，即城鎮(zhèn)化水平（URB）和經(jīng)濟發(fā)展水平（PGDP）納入到該文模型的控制變量中。

表1是縣域農(nóng)業(yè)競爭力的評價指標(biāo)體系的構(gòu)建指標(biāo)、指標(biāo)屬性和構(gòu)建過程。

表1 農(nóng)業(yè)競爭力的評價指標(biāo)體系

3.3 數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

該文針對2011—2019年四川省91個縣域及以上區(qū)縣展開研究，因阿壩州、涼山州和甘孜州的縣域數(shù)據(jù)獲得性較差，故將其剔除，最終形成819個縣域—年的平衡面板數(shù)據(jù)，農(nóng)業(yè)競爭力、城鎮(zhèn)化、經(jīng)濟發(fā)展水平、財政支出占比、工業(yè)規(guī)模、信息化水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)來源于2012—2020年的《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》、各區(qū)縣統(tǒng)計年鑒以及國民經(jīng)濟與社會發(fā)展統(tǒng)計公報，測算農(nóng)產(chǎn)品品牌指數(shù)的農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志個數(shù)和保護(hù)范圍來源于中國農(nóng)業(yè)農(nóng)村部網(wǎng)站，各區(qū)縣的鄉(xiāng)鎮(zhèn)（街道）個數(shù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。變量描述性統(tǒng)計如表2所示。

表2 變量描述性統(tǒng)計

4 實證模型結(jié)果及分析

4.1 四川省縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌和農(nóng)業(yè)競爭力指數(shù)分析

基于構(gòu)建農(nóng)業(yè)競爭力評價指標(biāo)體系的基礎(chǔ)上，運用熵權(quán)法測算2011—2019年的農(nóng)業(yè)競爭力指數(shù)，以及運用上文方法測算縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌指數(shù)。利用ArcGIS軟件的“趨勢分析”工具，限于篇幅，繪制了2011年和2019年的縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌指數(shù)與農(nóng)業(yè)競爭力指數(shù)的三維透視圖。由圖1可知，從X和Y的方向看，2011年和2019年的縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌指數(shù)均呈現(xiàn)正“U形”特征，自西向東和由南向北均呈現(xiàn)先遞減后遞增的趨勢。說明四川的農(nóng)產(chǎn)品品牌效應(yīng)在地理上呈現(xiàn)四周不斷向中心凹陷的“盆地”狀態(tài)，且變化趨勢相對固化。而由圖2可知，從X和Y的方向看，2011年四川的農(nóng)業(yè)競爭力指數(shù)均呈現(xiàn)“倒U”的特征，自西向東和由南向北均呈現(xiàn)先遞增后遞減的趨勢；從X的方向看，2019年四川的農(nóng)業(yè)競爭力指數(shù)自西向東不斷遞增，從Y方向來看，農(nóng)業(yè)競爭力指數(shù)由南到北不斷遞減。說明川東南地區(qū)的農(nóng)業(yè)競爭力要高于其他地區(qū)。

圖1 2011年和2019年縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌指數(shù)空間趨勢分析

圖2 2011年和2019年縣域農(nóng)業(yè)競爭力指數(shù)空間趨勢分析

4.2 縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表3呈現(xiàn)的是縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。其中，回歸（1）中是沒有加入控制變量的回歸結(jié)果，回歸（2）中是加入控制變量的回歸結(jié)果。回歸（1）和（2）的結(jié)果表示，核心解釋變量縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌指數(shù)（BAP）的估計系數(shù)顯著為正，縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌提高了縣域?qū)用娴霓r(nóng)業(yè)競爭力水平,該實證結(jié)果支持了研究假設(shè)1。此外，在加入控制變量的模型（2）中，各縣域的財政支出占比（GOV）對農(nóng)業(yè)競爭力的估計系數(shù)為正，在10%的水平下通過了顯著性檢驗，說明財政支出的加大有利于提高當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)競爭力水平；工業(yè)規(guī)模（INSC）對農(nóng)業(yè)競爭力的估計系數(shù)為負(fù)，在5%的水平下通過了顯著性檢驗，說明縣域?qū)用娴墓I(yè)對農(nóng)業(yè)表現(xiàn)是虹吸大于反哺，阻礙了農(nóng)業(yè)競爭力水平的提高[39]；信息化水平（INF）對農(nóng)業(yè)競爭力的估計系數(shù)為負(fù)，且沒有通過10%水平下的顯著性檢驗，意味著信息化水平并沒有提高農(nóng)業(yè)競爭力水平，可能是因為該文的信息化衡量方式主要體現(xiàn)在對社會網(wǎng)絡(luò)信息資源的獲取上，進(jìn)而加劇農(nóng)村勞動力和資本外流[40]；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（INST）和經(jīng)濟發(fā)展水平（PGDP）對農(nóng)業(yè)競爭力的估計系數(shù)均為正，分別在10%和5%的水平下通過了顯著性檢驗，說明優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和提高經(jīng)濟發(fā)展水平對于提高農(nóng)業(yè)競爭力水平的重要性；城鎮(zhèn)化水平（URB）對農(nóng)業(yè)競爭力的估計系數(shù)均為負(fù)，且在1%的水平下通過了顯著性檢驗，說明在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，因農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入高、周期慢的等因素使得短期內(nèi)的規(guī)模效應(yīng)難以發(fā)揮，抑制了農(nóng)業(yè)競爭力的提高[41-42]。

表3 基準(zhǔn)回歸

4.3 縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的非線性影響

為了準(zhǔn)確描述縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的影響，該文將經(jīng)濟發(fā)展水平（PGDP）和城鎮(zhèn)化水平（URB）設(shè)定為門檻變量，以縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌為核心解釋變量對式（2）（3）進(jìn)行估計。在進(jìn)行門檻估計前，需要對是否存在門檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗，分別選擇單一和雙重門檻假設(shè)，由表4的估計結(jié)果可知，經(jīng)濟發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化水平的F統(tǒng)計量分別為94.58和38.82，且在1%和10%的水平下通過了顯著性檢驗，而雙重門檻下未通過顯著性檢驗，故門檻數(shù)為1，經(jīng)濟發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化水平的單一門檻估計值分別為5.559 6和27.500 0，95%的置信區(qū)間分別為 [5.450 7，5.573 5]和 [26.923 9，27.600 0]。因此，縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的影響存在門檻效應(yīng)，即存在非線性影響關(guān)系。

表4 門檻效應(yīng)檢驗

表5報告了縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的門檻估計結(jié)果。從估計結(jié)果來看，當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展水平在5.559 6以下時，縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的影響并不顯著，而當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展水平在5.559 6以上時，縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的影響系數(shù)為正，且在1%的水平通過了顯著性檢驗，說明當(dāng)?shù)貐^(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平低于某個門檻值（5.559 6）時，由于缺乏基本條件的發(fā)揮，縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的作用難以發(fā)揮，而隨著地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌發(fā)揮的配套條件不斷被完善，配置的資源持續(xù)增加，“涓滴效應(yīng)”和“溢出效應(yīng)”不斷加大，縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌推動農(nóng)業(yè)競爭力的效果日漸明顯。而當(dāng)城鎮(zhèn)化水平在27.500 0以下時，農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的影響系數(shù)為負(fù)，且在1%的水平下通過了顯著性檢驗，說明城鎮(zhèn)化水平低于某個門檻值（27.500 0）時，農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，產(chǎn)生的人口紅利也主要在城鎮(zhèn)釋放，抑制了農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的作用；當(dāng)城鎮(zhèn)化水平超過27.500 0時，農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的影響系數(shù)為正，且在10%的水平下通過了顯著性檢驗，說明隨著城鎮(zhèn)化水平的發(fā)展，城鎮(zhèn)集聚產(chǎn)生的人口紅利開始反哺農(nóng)村，縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的影響開始呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，這一結(jié)論論證了縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌與農(nóng)業(yè)競爭力的正“U”形關(guān)系。上述實證結(jié)果驗證了研究假設(shè)2。

表5 門檻效應(yīng)估計

4.4 縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的分位數(shù)回歸結(jié)果

在對進(jìn)行面板分位數(shù)回歸之前，需要考察面板數(shù)據(jù)是否存在非平穩(wěn)性，即對所有自變量和因變量進(jìn)行單位根檢驗。該文采用Breitung和LLC進(jìn)行變量的同根檢驗以及Fisher-PP進(jìn)行變量的異根檢驗。檢驗結(jié)果均拒絕了含了單位根的原假設(shè)，可以認(rèn)為面板所有序列是平穩(wěn)的，進(jìn)行面板分位數(shù)回歸時不會導(dǎo)致偽回歸情況的發(fā)生（限于篇幅未顯示）。

該文選擇5個代表性分位點（10%、25%、50%、75%和90%）給出了縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的影響效應(yīng)，具體估計結(jié)果見表6。由表6可知，縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的影響系數(shù)均為正，但在75%和90%的分位點上，沒有通過顯著性檢驗，表明隨著農(nóng)業(yè)競爭力水平的提高，縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的作用影響逐漸下降，符合“邊際效用遞減法則”。該實證結(jié)果支持了研究假設(shè)3。從控制變量來看，隨著農(nóng)業(yè)競爭力水平的提高，財政支出占比對農(nóng)業(yè)競爭力的作用影響呈現(xiàn)先上升后下降的倒“U”形關(guān)系；工業(yè)規(guī)模和信息化水平對農(nóng)業(yè)競爭力的影響為負(fù)，且未通過顯著性檢驗；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟發(fā)展水平對農(nóng)業(yè)競爭力的影響顯著為正，且促進(jìn)作用隨著農(nóng)業(yè)競爭力水平的提高而提高；城鎮(zhèn)化水平對處于50%分位點之后的農(nóng)業(yè)競爭力影響顯著為負(fù)，且抑制作用在不斷提高。

表6 分位數(shù)回歸

4.5 穩(wěn)健性檢驗

在基準(zhǔn)回歸中，縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌能夠顯著促進(jìn)農(nóng)業(yè)競爭力，為了確保研究結(jié)論的準(zhǔn)確性，本部分將進(jìn)行進(jìn)一步的穩(wěn)健性檢驗。為此，采用以下方法進(jìn)行檢驗：一是參考趙濤等[43]方法，為避免農(nóng)業(yè)競爭力水平較高的區(qū)縣在農(nóng)產(chǎn)品品牌的應(yīng)用上存在“先發(fā)優(yōu)勢”，通過設(shè)定城市固定效應(yīng)、城市與年份交互效應(yīng)，以排除農(nóng)產(chǎn)品品牌廣泛發(fā)展帶來宏觀系統(tǒng)性環(huán)境的變化；二是參考陳仕華等[44]方法，對自變量的選擇條件進(jìn)行放寬，以縣域農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志個數(shù)與縣域鄉(xiāng)鎮(zhèn)（街道）總個數(shù)的比值和縣域農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志個數(shù)來來替換原有縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌指數(shù)的算法；三是以縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌指數(shù)滯后期作為工具變量，采用兩階段最小二乘法（2SLS）進(jìn)行估計檢驗。選擇第一種和第二種方法作為穩(wěn)健性檢驗的原因在于：通過嚴(yán)格控制宏觀環(huán)境的變化和放寬自變量條件來驗證該文得出的結(jié)論不會因為現(xiàn)在使用的數(shù)據(jù)的變化而發(fā)生巨大的變化，以此來驗證結(jié)論的可靠性。選擇第三種方法作為穩(wěn)健性檢驗的原因在于：農(nóng)產(chǎn)品品牌效應(yīng)的發(fā)揮具有明顯的滯后性，以及滯后變量已經(jīng)發(fā)生，與當(dāng)期的擾動項不相關(guān)，滿足了工具變量的外生性和相關(guān)性條件。

根據(jù)表7的估計結(jié)果，第一，通過設(shè)定城市固定效應(yīng)、城市與年份交互效應(yīng)，縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌指數(shù)對農(nóng)業(yè)競爭力的估計系數(shù)顯著為正，與前文估計系數(shù)基本一致，因此，在考慮宏觀因素系統(tǒng)性變化之后估計結(jié)果保持基本穩(wěn)健。第二，從放寬主要解釋變量的計算對農(nóng)業(yè)競爭力的估計結(jié)果看，放寬的農(nóng)產(chǎn)品品牌指數(shù)對農(nóng)業(yè)競爭力的估計系數(shù)顯著為正，說明兩種縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌指數(shù)的計算方法都能夠提高農(nóng)業(yè)競爭力，一定程度上確認(rèn)了基準(zhǔn)估計結(jié)果的穩(wěn)健性，同時，也印證了該文選擇的縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌指數(shù)計算更加具有合理性和客觀性。第三，在以縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌指數(shù)滯后期作為工具變量的2SLS估計結(jié)果中，縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的影響效應(yīng)依舊成立，估計系數(shù)在1%的水平下顯著，并且Kleibergen-Paap rk的LM統(tǒng)計量P值均為0.000，顯著拒絕“工具變量識別不足”的原假設(shè)；Kleibergen-Paap rk 的Wald F統(tǒng)計量大于Stock-Yogo弱識別檢驗在10%水平的臨界值，表明選取縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌指數(shù)滯后項作為工具變量的合理性。

表7 穩(wěn)健性檢驗

4.6 進(jìn)一步擴展：區(qū)域異質(zhì)性分析

鑒于地區(qū)資源稟賦、經(jīng)濟發(fā)展程度等不同，縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的影響可能存在區(qū)域和經(jīng)濟區(qū)上的異質(zhì)性現(xiàn)象。為此，該文將91個樣本分為成都平原經(jīng)濟區(qū)、川南經(jīng)濟區(qū)、川東北經(jīng)濟區(qū)①因攀西經(jīng)濟區(qū)樣本量較小，因此不列入本文區(qū)域異質(zhì)性的考察范圍之內(nèi)進(jìn)行區(qū)域異質(zhì)性談?wù)摗?/p>

根據(jù)表8的區(qū)域異質(zhì)性回歸結(jié)果，第（1）、（2）和（3）列顯示，成都平原經(jīng)濟區(qū)的縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的估計系數(shù)為正，但未通過顯著性檢驗，從圖1、2可以明顯得出，雖然成都平原經(jīng)濟區(qū)的農(nóng)業(yè)競爭力水平具有“先發(fā)優(yōu)勢”，但縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌指數(shù)相較于其他地區(qū)處于低位，縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌的規(guī)模效應(yīng)得不到有效發(fā)揮，其作用影響較?。淮辖?jīng)濟區(qū)的縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的估計系數(shù)為正，且在1%的水平下通過了顯著性檢驗，川南經(jīng)濟區(qū)無論是縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌指數(shù)還是農(nóng)業(yè)競爭力水平都處于高位，兩者之間的適配性均處于最佳，同時，此結(jié)果也與上文的實證結(jié)果相互印證；而川東北經(jīng)濟區(qū)的縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的估計系數(shù)為負(fù)，且沒有通過顯著性檢驗，這可能是由于川東北經(jīng)濟區(qū)的農(nóng)村綜合發(fā)展水平要低于其他地區(qū)，雖然農(nóng)業(yè)競爭力和縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌處于較高的水平，但城鎮(zhèn)化率、經(jīng)濟發(fā)展水平、資源要素配置等低于成都平原經(jīng)濟區(qū)和川南經(jīng)濟區(qū)[45]，縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌缺乏基本的發(fā)揮環(huán)境，甚至由于外部環(huán)境的干擾，出現(xiàn)了負(fù)作用，盡管它并不顯著。

表8 區(qū)域異質(zhì)性檢驗

5 結(jié)論與啟示

5.1 結(jié)論

立足于農(nóng)產(chǎn)品品牌影響農(nóng)業(yè)發(fā)展這一典型事實，驗證了農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的促進(jìn)作用，并檢驗了農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的內(nèi)在傳導(dǎo)機制以及不同階段下農(nóng)產(chǎn)品品牌的影響差異性。得出如下研究結(jié)論。

（1）農(nóng)產(chǎn)品品牌的提升能有效提高農(nóng)業(yè)競爭力水平。川南經(jīng)濟區(qū)的農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力促進(jìn)效果顯著，而成都平原經(jīng)濟區(qū)和川東北經(jīng)濟區(qū)不能夠有效促進(jìn)農(nóng)業(yè)競爭力水平。

（2）農(nóng)產(chǎn)品品牌與農(nóng)業(yè)競爭力之間呈現(xiàn)非線性關(guān)系。具體而言，農(nóng)產(chǎn)品品牌與農(nóng)業(yè)競爭力之間存在經(jīng)濟發(fā)展和城鎮(zhèn)化門檻效應(yīng)，以經(jīng)濟發(fā)展水平為門檻變量時，農(nóng)產(chǎn)品品牌與農(nóng)業(yè)競爭力之間呈現(xiàn)非線性增長；以城鎮(zhèn)化水平為門檻變量時，農(nóng)產(chǎn)品品牌與農(nóng)業(yè)競爭力之間呈現(xiàn)正“U”形關(guān)系。

（3）隨著農(nóng)業(yè)競爭力水平的不斷提高，農(nóng)產(chǎn)品品牌對其的作用影響也在不斷減弱。在低分位點上，農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力呈現(xiàn)顯著的正向影響，在高分位點上，農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力呈現(xiàn)不顯著的正向影響。

5.2 啟示

（1）因地制策，充分發(fā)揮農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的促進(jìn)作用?；谵r(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力影響的區(qū)域差異，各級政府應(yīng)立足自身實際情況制定有關(guān)政策，以便更好發(fā)揮農(nóng)產(chǎn)品品牌對農(nóng)業(yè)競爭力的促進(jìn)作用。成都平原經(jīng)濟區(qū)應(yīng)加快引導(dǎo)相關(guān)機構(gòu)申請注冊農(nóng)產(chǎn)品商標(biāo)和地理標(biāo)志，充分發(fā)揮區(qū)位優(yōu)勢借助農(nóng)產(chǎn)品品牌促進(jìn)其農(nóng)業(yè)競爭力的提升；川東北經(jīng)濟區(qū)應(yīng)加快優(yōu)化與農(nóng)產(chǎn)品品牌相關(guān)的外部環(huán)境，使農(nóng)產(chǎn)品品牌在促進(jìn)農(nóng)業(yè)競爭力過程中得到充分發(fā)揮；川南經(jīng)濟區(qū)應(yīng)加快農(nóng)產(chǎn)品品牌與農(nóng)業(yè)競爭力的適配性，在現(xiàn)有的基礎(chǔ)上“提質(zhì)增效”。

（2）量體裁衣，創(chuàng)新農(nóng)產(chǎn)品品牌與經(jīng)濟發(fā)展和城鎮(zhèn)化的協(xié)同發(fā)展機制。一定程度上的經(jīng)濟發(fā)展和城鎮(zhèn)化水平才能確保農(nóng)產(chǎn)品品牌發(fā)揮顯著的促進(jìn)作用，經(jīng)濟發(fā)展和城鎮(zhèn)化水平低的地區(qū)要加速推進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品品牌與相關(guān)領(lǐng)域的深度融合，擴大地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平對農(nóng)業(yè)競爭力的“涓滴效應(yīng)”，凝聚城鎮(zhèn)對農(nóng)業(yè)競爭力的平臺支撐作用。

（3）因勢制導(dǎo)，推動農(nóng)產(chǎn)品品牌從政策化邁入市場化。以市場化、多元化的農(nóng)產(chǎn)品品牌可持續(xù)機制建設(shè)為重心，制定符合縣域市場化路線的長久規(guī)劃，邀請相關(guān)企業(yè)參與到農(nóng)產(chǎn)品品牌的打造發(fā)展過程中，構(gòu)建多方參與、合作共贏農(nóng)產(chǎn)品品牌的發(fā)展格局，加快農(nóng)產(chǎn)品品牌市場化融合度，進(jìn)而提高農(nóng)業(yè)競爭力水平。

該文將農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志的保護(hù)范圍納入到縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌的測算中，拓展了縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌的研究范疇，并得到了一些有益的結(jié)論。但研究的樣本還是較少，且只適用于農(nóng)產(chǎn)品地理標(biāo)志，無法將國家地理標(biāo)志等產(chǎn)品納入到縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌的測算中。未來的研究可擴大研究的范圍，全面地探討縣域農(nóng)產(chǎn)品品牌的影響因素和分析其在空間上的相互影響，將更多的影響因素和機制路徑等都納入到分析框架中。