食品安全規制的空間效應研究

宋英杰,曹鴻杰,呂璀璀

(1.山東工商學院金融學院，山東 煙臺 264005；2.上海財經大學公共經濟與管理學院,上海 200433；3.山東工商學院外語學院，山東 煙臺 264005)

食品安全規制的空間效應研究

宋英杰1,2,曹鴻杰1,呂璀璀3

(1.山東工商學院金融學院，山東 煙臺 264005；2.上海財經大學公共經濟與管理學院,上海 200433；3.山東工商學院外語學院，山東 煙臺 264005)

在分析中國食品安全規制實踐及歷史演化的基礎上構建了食品安全規制的空間效應假說，并利用空間杜賓面板模型，實證檢驗了29省食品安全規制力度對食品安全狀況的影響，特別是對于跨區域的規制是否存在空間效應分別從直接性溢出、間接性溢出和空間慣性進行了實證檢驗。實證結果表明，地方政府食品安全規制對于食品安全狀況具有顯著的促進作用；地區間食品安全規制具有正向的直接溢出作用和負向間接溢出作用，且存在顯著的空間慣性作用；教育水平和地區經濟發展水平也對食品安全規制具有較為顯著影響。進而針對性提出，繼續完善和強化現有食品安全規制；進行食品安全的跨區域的協同規制；建立地區食品安全規制的長效機制；改善經濟發展結構；加強對食品安全知識和技術的宣傳和培訓等建議。

食品安全規制；空間溢出；空間杜賓模型

1 引言

政府的食品安全規制是食品質量安全的基本保障，規制的有效性及其具體效果決定了規制活動最終的成敗。而食品安全的規制是一個復雜的社會、經濟、技術問題，涉及從“農田到餐桌”的鏈條多環節、多部門與多利益群體,伴隨著社會發展、人民對食品質量安全需求的提高，其規制的難度也日益增大。當前多發的食品安全問題一定程度上反映了中國食品安全規制存在明顯的不足。特別是，食品安全狀況呈現出明顯的空間層面的差異性，部分地區食品安全事件頻發，省份間食品安全規制行為呈現出較強的空間相關性，同一項宏觀規制行為由于地方保護、政績考核壓力、規制政策理解與執行等方面障礙，導致在不同地區效果有大有小，在不同類別產品上效果有強有弱，甚至出現為人詬病的規制政策“按起葫蘆浮起瓢”，“政策無效和滯后”等現象,食品安全規制行為難以滿足規制實踐的需要。

作為長期的研究熱點領域，學術界對食品安全規制從多個方面進行了持續的深入研究。主要涉及食品安全規制制度的研究[1-3]，食品安全規制工具的研究[4-7]，食品安全規制效果評價研究[8-10]等內容。

但是，現有研究特別是諸多對食品安全規制效果的實證研究，較多是在標準的線性范式分析框架下,忽略了食品安全規制在空間上的諸多差異。有限的研究成果僅從全國層面的宏觀政府管制或其他領域的政府規制活動進行了分析。較具代表性的有，肖興志等[11]針對食品安全等行業的非線性規制進行了開創性的研究，提出政府規制波動理論。陳長石[12]基于規制波動理論進行了煤礦安全規制非線性的實證驗證。Ashraf等[13]，閆文娟[14]，沈能[15]，汪澤波[16]針對林業資源、碳排放等環境規制過程中的空間特征進行了實證分析。但是，從跨地區層面分析食品安全規制及其效果所存在的空間效應的文獻，目前尚且未見。

本文在結合中國食品安全規制實踐及歷史演化的基礎上提出了食品安全規制的空間效應假說，通過省級食品安全規制數據的空間計量，基于29省2007—2014年間相關數據，利用空間杜賓面板模型，以考察食品安全規制的地區間規制效果及其空間效應，為有針對性地進行全國性食品安全規制政策制定以及跨地區食品安全規制實踐提供決策依據。

2 理論假說

2008年《食品安全法》正式出臺，其中明確規定了地方政府對縣級以上的食品安全負總責，也正式確立了地方政府對食品安全規制的主導作用。基于此，本文提出以地方政府為主導的地區食品安全規制行為的相關理論假說。

2.1 地方政府的食品安全規制行為對食品安全狀況的總體影響

中國食品安全狀況歷來是社會公眾高度關注的問題，政府的食品安全監管體系也經歷了多次調整，當前的食品安全監管體制下，是以地方政府為主體進行的規制模式，對于食品安全主要涉及的食品生產、加工、流通與銷售等行業和行為主體，地方政府掌握較為及時和準確的信息，便于開展有效的監管和規制。從規制部門構成來看，雖然2010年國務院設立食品安全委員會，力求打破現有的多部門分段規制的狀態，加強多部門間的協調合作，但實踐中，農業部門、工商部門、質監部門、食藥監局等部門的規制行為仍較大體現為當地地方政府的行政決策，因此，地方政府的食品安全規制行為對食品安全狀況應具有主要影響。

命題1:地方政府的食品安全規制行為對于本地區食品安全狀況具有直接且有效的影響。

2.2 地方政府食品安全規制的空間溢出效應

食品安全規制的實踐中，存在大量的跨地區影響，即本地區的食品安全狀況，除了受到本地政府的食品安全規制活動的影響外，還可能受到相鄰地區食品安全規制活動的跨區域影響，這種跨區域的影響本文將其定義為食品安全規制的空間溢出效應。

基于LeSage等人[17]的闡述，溢出效應依據其溢出形式的差異可以進一步分解為直接效應和間接效應，本文將食品安全規制行為對周邊地區食品安全狀況的溢出按其表現形式同樣分為直接性溢出和間接性溢出。

(1)直接性溢出，主要指某地區食品安全規制通過受到周邊地區食品安全規制行為影響進而對本地區食品安全狀態產生的影響。由于地區間政府存在行政決策模仿、經濟競爭等方面的行為特征，地方政府在食品安全規制行為決策時會針對周邊地區食品安全規制狀態進行相應調整。周邊地區食品安全規制力度大，本地區食品安全規制力度隨之變大或變小，從而形成周邊地區食品安全規制對本地區食品安全狀況的溢出性影響。

命題2：本地區食品安全規制狀況，受到周邊地區食品安全規制行為的直接影響，即存在食品安全規制的直接溢出效應。

(2)間接性溢出，指由于地方政府改變了地區食品安全規制行為，進而對地區食品安全狀況乃至整個地區經濟狀況形成影響，地區食品安全狀況又通過對既有市場的生產、加工、流通等多環節形成的經濟影響，進一步對周邊地區的食品安全狀況產生影響。故間接性溢出可以理解為由于周邊地區食品安全規制行為的變動引致的地區經濟狀況變化進而對本地食品安全狀況形成間接的影響。

命題3:本地區食品安全規制狀況，受到周邊地區食品安全規制行為引致的經濟狀況變化及相關因素產生的間接性影響，即存在食品安全規制的間接溢出效應。

食品安全規制對食品安全狀況的兩類溢出效應可以通過圖1加以描述。

圖1 食品安全規制的溢出效應分解圖

2.3 地方政府的食品安全規制行為的空間慣性作用

食品安全規制是一個長期的過程，對食品安全效果的改善也存在可能的滯后性，特別是考察食品生產主體的空間行為特征時。當地區內食品安全規制趨于嚴格，食品生產方有“用腳投票”向規制不嚴格的地區外轉移的傾向(Oates，1999)，反之，當地區內食品安全規制力度較弱，對于追逐利益的食品供給方產生空間上的直接吸引力，而這種影響需要時間的延續和累積，體現為食品安全規制的空間溢出存在時間上的滯后性，本文將其界定為命題4食品安全規制的空間慣性。

3 模型構建與數據說明

3.1 指標選取與數據描述

基于前述理論分析及食品安全規制實踐中的主要宏觀影響因素，本文主要探求地方政府食品安全規制行為對食品安全狀況的空間效應，故實證變量的選取如下：

(1)被解釋變量，食品安全規制效果(CASEPER)，作為食品安全規制的最終的結果，其評價的準確性對于實證研究至關重要，王能(2011)，張肇中(2014)對于食品安全規制的效果評價進行了有益的探索，但是目前研究尚無公認的評價指標。由于食品安全問題的諸多信息多是以新聞的形式，通過平面媒體或電視及新媒體體現。本文選取29個省級地區2007—2014年有媒體報道的食品安全事件發生比例對食品安全規制效果進行評價。為剔除地區間絕對數量的差異影響，以當年該地區食品安全事件占全國總數的比重衡量地區食品安全規制效果，當某一地區食品安全事件頻發，在全國總體水平中所占比重較大，則該地區食品安全規制效果較差；如果該地區食品安全事件在全國總體水平中比重較小，可以理解為該地區在食品安全規制效果相對較好。

食品安全事件數據搜集渠道為，以食品安全網站“擲出窗外”所建立的食品安全事件數據庫為基礎，以百度為主要搜索引擎，剔除跨地區食品安全案件，整理出以省級地區為單位的食品安全新聞報道事件數量。由于擲出窗外網站數據庫建設截止到2011年，近年來社會公眾和政府對食品安全狀況的關注程度不斷提高，食品安全規制狀況也存在明顯變化，故本文對前述數據庫進行了2012—2014年的數據擴展，新聞條件設置和關鍵詞設置與“擲出窗外”相同，與余紅偉(2014)的研究相一致，選取人民網、新華網、中國網3家權威新聞門戶網站，騰訊網、新浪網、網易、搜狐等4家綜合性信息門戶網站，在逐一核對的基礎上與擲出窗外新聞數據庫資料進行比較核對，最終選取2007—2014年發生的各地區食品安全事件數2807件。

(2)解釋變量，食品安全規制力度(JIANGUANPER)。食品安全狀況依賴于諸多因素，無疑政府的食品安全規制是本文要分析的核心要素。在食品安全規制力度的量化衡量上，由于數據可得性以及中國食品安全規制體制不斷變化等方面的原因，難以獲得一個綜合且具有針對性的評價指標，特別是涉及到全國多省份的食品安全規制活動又有很大差異，為此，借鑒余紅偉(2014)的研究，選取省級財政公共安全人均支出作為食品安全規制力度的代理變量，在其研究中，地方財政公共安全支出作為食品安全規制的主要變量與地方食品安全狀況顯著相關。

對于食品安全規制效果的影響因素，除了政府的直接規制以外，還與地方自身經濟發展水平、地區居民的受教育程度及消費支出水平相聯系，故本文選取地區人均GDP衡量地區經濟發展水平(GDP)，以地方大專及以上文化程度人口數占地區人口比重表示地區居民受教育程度(EDU)，以地區平均消費水平衡量地區消費能力(CONSUME)。

(3)空間變量，為考察本文前述食品安全規制過程中可能存在的空間效應。本文在實證模型中添加了食品安全規制力度的空間滯后項(W×JIANGUANPER,W為空間權重矩陣)，該滯后項通過空間權重矩陣W的處理，可以綜合體現食品安全規制力度變量在相鄰省份的情況，并且通過空間計量模型的檢驗，驗證食品安全規制的空間溢出效應的存在與否及其影響力度。

為了考察食品安全規制的間接溢出效應，在實證模型中添加食品安全規制變量與地區人均GDP交乘的空間滯后項(W×(JIANGUANPER×GDP))，以分析食品安全規制行為與地區經濟狀況的共同作用所產生的間接性溢出效應，相關數據具體統計性描述見表1。

表1 實證變量含義及統計性描述

3.2 數據來源

基于食品安全規制區域性的考慮，我們選取全國29個省市進行實證分析，其中由于數據缺失和征管體系不同，沒有包括西藏和港澳臺地區，將重慶合并進四川省；基于數據可得性和數據的統一性，選取2007—2014年數據。

食品安全案件發生數據來源于擲出窗外網站和百度搜索引擎，其他數據來源于中國統計年鑒。由于區域間物價水平不同，涉及的地區人均GDP、消費物價水平等指標均采用地區當年消費物價指數予以剔除通脹因素。計算軟件為STATA12.0。

4 指標變量的探索性空間數據分析

食品安全規制活動是在時間和空間兩個維度中進行的。傳統計量經濟學理論較多的關注了其在時間維度的相關和聯系，但是忽視了其在空間維度的聯系。對于存在空間相關性的實證數據，傳統計量方法的回歸估計結果往往是有偏差的甚至是無效的。

為了克服這種由于空間距離而產生的計量數據擾動，需要對數據的空間特征加以識別和估計，同時，為了更為精確的衡量食品安全規制的空間溢出效應，本文擬采用探索性空間數據分析(ESDA)考察實證數據的空間特征，進而使用空間計量方法進行實證分析，確保數據特征與研究方法的適用性。

對變量空間自相關的判斷有Moran指數、Geary系數等多種指標。其中，Moran指數應用最為廣泛。Moran指數是用以衡量鄰近空間單元間變量相關性的指標。Moran指數 I統計量為：

Moran指數的取值介于-1～1。若Moran檢驗值顯著且大于0，則表示空間單元間存在正向相關性。反之，空間單元存在負向相關性。表2給出了中國省級食品安全規制力度及其滯后一期(L.JIANGUANPER)的全域Moran指數值。

表2 食品安全規制力度及其滯后一期的全域Moran指數值

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著(下同)。

基于上述食品安全規制力度的Moran指數可以看出，主要解釋變量食品安全規制力度具有明顯的空間自相關性，對于存在空間自相關的實證數據，會產生傳統統計理論對樣本數據的高斯—馬爾科夫獨立觀測假定的背離，而傳統計量模型對于變量間的空間相關性的忽視，導致回歸估計模型的錯誤識別和設定，會對估計結果產生較大偏誤。

5 實證分析

5.1 模型的識別與診斷

空間計量方法將空間效應納入到回歸模型中可以較好地克服這一問題，但是現有對空間計量方法的應用研究往往只關注了被解釋變量的空間自相關性，而本研究中所重點關注的變量作為解釋變量的食品安全規制力度存在顯著的空間自相關，一般的空間滯后模型(Spatial Lag Model，SLM)與空間誤差模型(Spatial Error Model，SEM)尚未涉及此類問題。

故本文采用空間杜賓面板模型(Spatial Durbin Panel Model，SDPM)這一空間計量的擴展模型進行回歸估計，在實證分析食品安全規制直接影響的同時，進一步通過食品安全規制的空間滯后項的分析，分析其可能存在的空間溢出效應，為了分析食品安全規制的間接溢出影響，我們還在模型中加入了經濟狀況與食品安全規制的交互項，來檢驗可能存在的間接溢出作用。模型(1)～(3)分別為選擇核心解釋變量食品安全規制力度、食品安全規制與地區GDP交乘的空間滯后項以及同時存在兩個前述兩項的實證模型。為了考察食品安全規制的空間慣性作用，將模型(1)～(3)的核心解釋變量替換為滯后一期的相關變量，進行實證驗證，表示為模型(4)～(6)：

具體的空間杜賓面板模型基本形式為：

本文借鑒Anselin(1988)方法，用極大似然估計法(ML)對模型進行估計,克服空間模型內生性對估計結果的偏誤影響。基于中國省級地區地理空間的設置，對于本文所用空間計量模型的空間權重矩陣的公共邊界的定義，采用“Queen Contiguity”(包括共同頂點)鄰近方式(Berry、Marble，1968)加以確定。

5.2 實證結果

首先通過實證模型(1)～(3)，對不包含食品安全規制空間慣性效應的實證模型進行檢驗，具體估計結果如表3所示。

表3 未包含食品安全規制空間慣性效應的空間杜賓面板模型實證結果

為驗證理論假說中食品安全規制的空間慣性作用，模型(4)～(6)，將空間滯后項分別用相關變量的滯后1期變量進行替代，以檢驗其空間慣性，具體結果見表4。

5.3 實證結果分析

(1)模型整體分析。從模型整體顯著性而言，根據Hausman檢驗的結果，顯著拒絕了隨機效應，而選擇了固定效應估計空間杜賓模型，對被解釋變量有很好的解釋，在一定程度上支持了采用空間計量模型對研究的適用性。對比未包含和包含食品安全規制空間慣性效應的空間杜賓面板模型(1)～(3)和(4)～(6)的實證結果，本文后續結果分析主要是基于涵蓋變量更加全面的固定效應估計的空間杜賓模型(3)和(6)的實證數據進行。

(2)本地區食品安全規制力度對于食品安全狀況具有明顯的正向影響。從模型(3)和模型(6)的食品安全規制力度變量ln_JIANGUANPER和ln_Lag1(JIANGUANPER)的實證結果來看，在控制其他變量不變的前提下，中國當前和上期的食品安全規制均對于食品安全效果在5%的顯著性水平下具有正向作用，即在控制其他變量不變和5%的顯著性水平的前提下，政府當期和上期的食品安全方面的規制力度分別增加1單位，會對當期和上期的食品安全事件的發生水平降低2.10和2.44個單位，促進食品安全狀況的改善，且對于上一期有更高的相關系數，顯示出食品安全規制的影響具有持續性加強的趨勢。因此，實證結果驗證了命題1，伴隨著政府在食品安全方面規制力度的增大，食品安全的違法案件相應減少，食品安全狀況得以改善。

表4 包含食品安全規制空間慣性效應的空間杜賓面板模型實證結果

(3)存在滯后的食品安全規制直接溢出效應。通過考察模型(3)食品安全規制力度的空間滯后項W×dep.var(ln_JIANGUANPER)可以發現，該變量的系數為負值，但并不顯著，說明當期的食品安全規制在地區間的直接溢出效應不明顯。但是，將模型(3)的食品安全規制變量替換為滯后一期相關變量后，模型(6)中的空間滯后項W×dep.var(ln_Lag1 JIANGUANPER)的系數符號保持不變，顯著性概率P值由0.574提高到0.168，雖然仍未達到統計上的顯著性水平，但可以看出其顯著性可能不斷增大，接近10%的顯著性水平，統計上仍未達到顯著的原因可能與我們所采用的面板數據時間較短，滯后一期損失了較多的自由度有關。對比模型(4)和(6)實證結果在一定程度上說明地方政府的食品安全規制存在有效的且滯后的直接溢出效應，其原因可能是食品安全規制行為從某一地區的實施傳導到周邊地區，不能產生即時的效果，需要伴隨著時間推移，逐步顯現。因此，命題2所提出的食品安全規制的直接溢出效應存在，具體來看此類直接性溢出需要伴隨著時間的推移逐步顯現，這也與后文的食品安全規制的空間慣性相聯系。

(4)存在食品安全規制的間接性溢出效應。從模型(3)和模型(6)中食品安全規制力度和經濟水平的交叉乘積空間滯后項來看，在模型(3)中的W×dep.var(ln_JIANGUANPER×GDP)系數為1.06，p值達到了0.287，在模型(6)中的W×dep.var(ln_Lag1 JIANGUANPER×GDP)系數為1.76，p值提高到了0.073，且均顯著，實證結果支持命題3。說明在當前經濟狀況下，存在顯著的食品安全規制的間接性溢出效應且與直接性溢出的作用方向相反，這種間接性溢出效應體現為抑制了相鄰地區的食品安全規制對本地區的影響。其原因可能是在當前的經濟結構下，食品安全規制與當地發展決策存在一定的沖突，為了促進經濟的發展，會以犧牲食品安全為代價，例如考慮到提高GDP的目標，本地區會接受相鄰地區由于當期食品規制力度的加強而轉移食品相關企業，雖然有助于本地區的經濟水平提高，但也惡化了本地的食品狀況。同時，通過對比模型(3)和模型(6)還可以看到，相關變量的滯后項系數均高于當期變量系數，這種間接性溢出效應不僅是連續的，而且也存在不斷強化的滯后性。

(5)食品安全規制的空間慣性作用顯著。結合前述食品安全規制的直接性溢出和間接性溢出效應分析，模型具有顯著的空間慣性作用。即將模型(3)中的當前食品安全規制力度及其交乘項替換為模型(6)中滯后一期的食品安全規制相關變量，包括W×dep.var(ln_Lag1 JIANGUANPER)、W×dep.var(ln_Lag1 JIANGUANPER×GDP)和ln_Lag1(JIANGUANPER)，實證結果顯示其對被解釋變量食品安全效果的系數方向沒有改變，而且相關變量的顯著性大幅提高。也進一步支持了命題4所提出的空間慣性假說。

(6)其他控制變量的影響。就模型控制變量來看，居民消費水平和受教育程度分別對于食品安全狀況具有顯著的促進和抑制的影響，即在當前的狀況下，隨著人們消費水平的提高，居民選擇更加安全的食品，有助于改善食品安全狀況。但與常識相悖，受教育程度的提高不利于食品安全狀況的改善，其原因，可能是受教育程度的提高產生兩方面影響，一方面提升了公眾對食品不安全的風險的認知程度，有利于提高食品安全狀況；另一方面，可能促使相關食品生產加工主體采用更加隱蔽和復雜的技術生產不安全食品。實踐中，兩方面的效應相抵，并且后者占據主導地位，總體表現為負效應。

6 政策啟示

6.1 繼續完善和強化現有食品安全規制投入

中國現有的以地方政府為主體的食品安全規制活動對于食品安全狀況具有顯著的促進作用，故應繼續強化地方政府的食品安全規制活動，增大地方食品安全規制的投入力度和管理權限，并保證政策的持續性，促進食品安全狀況進一步改善。

6.2 進行食品安全的跨區域協同規制

食品安全規制空間溢出效應的存在，為食品安全規制實踐提出了新的要求，食品安全規制活動應注意強化協同機制，包括跨區域的規制政策制定、監管的地區間協調和信息共享、認證的跨區域使用等方面，避免食品生產經營主體為規避監管而進行區域的選擇和流動，確保食品安全規制效果的最終實現。

6.3 建立地區食品安全規制的長效機制

食品安全規制空間慣性作用的存在，為相關政策連續性提出啟示。地方政府在進行食品安全規制政策制定和具體的管理實踐中，不應僅局限于短期目標和規制手段，而應建立地區食品安全規制的長效機制，保證地區性規制政策的連續性，并采用促進規制行為加速產生效果的政策工具，保證食品安全規制效果的持續性。

6.4 改善經濟發展結構

在當前地方政府仍一定程度上重視GDP的背景下，要進一步改善食品安全狀況，可以從改善經濟發展結構入手，采用多種手段促進有利于食品安全的相關產業的加速發展，實現食品安全相關行業的“供給側結構性改革”，促進食品安全規制效果的進一步改善。

6.5 加強對食品安全知識和技術的宣傳和培訓

當前中國居民受教育程度的提高對食品安全狀況沒有明顯幫助，本文認為其原因是公眾所接受教育的內容上并未包含對食品安全知識和技術的宣傳、培訓。故政府在提高地區居民基本文化水平的基礎上，也應同時進一步強化生產者的基本素質要求，并加大對食品安全相關的宣傳和培訓，提高公眾認識、鑒別食品安全的能力，從社會環境上改善地區食品安全狀況。

[1]陳錫文，鄧楠.中國食品安全戰略研究[M].北京：化學工業出版社，2004.

[2]張曉濤，孫長學.我國食品安全監管體制:現狀、問題與對策基于食品安全監管主體角度的分析[J].經濟體制改革，2008(1):45-48.

[3]鄧正華,張俊飚,許志祥.農村生活環境整治中農戶認知與行為響應研究——以洞庭湖濕地保護區水稻主產區為例[J].農業技術經濟,2013(2):72-79.

[4]ERIK Millstone,PATRICKVAN Zwanenherg.The evolution of food safety policy-making institutions in the UK,EU and codex Alinentarius[J].Social policy & administration，2002，36(6).

[5]陳思，羅云波，江樹人.激勵相容:我國食品安全監管的現實選擇[J].中國農業大學學報(社會科學版)，2010,9(3):168-175.

[6]靳曉華.我國農產品質量安全法律制度研究[D].河南師范大學,2013.

[7]宋英杰，李中東.政府管制對農產品質量安全技術擴散影響的實證研究[J].科研管理，2013，34(7)：61-70.

[8]滕月.食品安全規制研究[D].吉林大學，2009，12.

[9]LAIRON D.Nutritional quality and safety of organic food.A review[J].Agronomy for sustainable development,2010,30(1):33-41.

[10]唐曉純.國家食品安全風險監測評估與預警體系建設及其問題思考[J].食品科學,2013,34(15):342-348.

[11]肖興志,陳長石,齊鷹飛.安全規制波動對煤炭生產的非對稱影響研究[J].經濟研究,2011(9):96-107.

[12]陳長石.中國煤礦安全內生性規制效果研究——基于非線性 STAR 模型的實證分析[J].財經論叢,2013(6):108-113.

[13]閆文娟,郭樹龍,史亞東.環境規制,產業結構升級與就業效應:線性還是非線性?[J].經濟科學,2013(6):23-32.

[14]沈能.環境效率,行業異質性與最優規制強度——中國工業行業面板數據的非線性檢驗[J].中國工業經濟,2012(3):56-68.

[15]汪澤波.城鎮化過程中能源消費、環境治理與綠色稅收[J].云南財經大學學報,2016(2)：49-61.

[16]LESAGE J P,PACE R K.Introduction to spatial econometrics.CRC press,boca raton,FL[J].Spatial demography,2009,1(1):143-145.

(責任編輯 劉傳忠)

On Spatial Effect of Food Safety Regulation

Song Yingjie1,2,Cao Hongjie1,Lv Cuicui3

(1.Finance School,Shandong Technology and Business University，Yantai,264005,China；2.School of Public Economics and Administration,Shanghai University of Finance and Economics,Shanghai,200433,China；3.College of Foreign Studies,Shandong Technology and Business University，Yantai,264005,China)

The paper conducted an empirical analysis on the influence of the strength of food safety regulation and its effect in 29 provinces by spatial Durbin model.It attempted to make clear the direct and indirect spatial spillover effect of food safety regulation across the districts and the spatial inertia.The result shows that food safety regulation has significant positive impacts on the food security situation.Food safety regulation in the peripheral areas has positive influence on direct spillover effect and negative influence on indirect spillover effect of the food security situation in local area.The economic development level and education level of the area has a significant effect.Then suggestions and solutions are put forward as follows:the improvement and reinforcement of the investment of food safety regulation should be continued,cooperative regulation in the field of food safety should be carried on,regional long-term mechanism of food safety regulation should be intensified,the propaganda and training in food safety knowledge and technology should be strengthened and the economic structure should as well be optimized.

Food safety regulation;Spatial spillover effect;Spatial Durbin model

國家自然科學基金“基于非線性視角的農產品質量安全技術的擴散規制研究”(71573161)，山東省自然科學基金“農產品質量安全技術擴散的非線性規制研究”(ZR2015GL008)，中國博士后科學基金“基于財政分權視角的技術擴散的政府規制研究”(2016M600303)。

2016-12-07

宋英杰(1979-)，男，山東煙臺人，山東工商學院金融學院副教授，上海財經大學公共經濟與管理學院博士后；研究方向：宏觀經濟政策與政府規制。

F323.3

A