農產品品牌、市場一體化與農業收入增長

董亞寧，顧 蕓，楊開忠，

(1．中國社會科學院 生態文明研究所，北京 100006；2．首都經濟貿易大學 城市經濟與公共管理學院，北京 100070)

一、問題提出

“十二五”以來中國農業生產持續穩定增長，水稻、小麥、玉米三大谷物自給率超過98%，農產品總體供應充足，農業收入持續增長。隨著人民生活水平的提高，人們對農產品的消費需求開始更多地轉向追求質量安全、品種多樣和特色優質，中國農產品品牌建設也取得積極進展。截至2016年底，中國“三品一標”總數接近10.8萬個，無公害農產品、綠色食品、有機食品和農產品地理標志(1)地理標志是一種特殊的集體知識產權，其設立的初衷是保護一國的名優土特產品。主要的地理標志產品為農產品。分別達到7.8萬個、2.4萬個、3 844個和2 004個。

農產品品牌作為無形資產能夠建立穩定的消費群體、形成穩定的市場份額進而有效促進農業收入增長。然而，中國農產品品牌建設面臨的發展不平衡不充分問題也日益凸顯，逐步成為制約人民日益增長的農產品消費新需求的關鍵因素。不平衡方面，根據農產品地理標志(2)中國地理標志的申報認證工作由工商總局、國家質量監督檢驗檢疫總局和農業部3個部門負責。工商行政管理總局數據來自《中國商標年鑒》，質量監督檢疫總局數據來自地理標志產品保護政府網，農業部數據來自中國農產品質量安全網。考慮到數據質量和統計口徑因素，本文主要采用《中國商標年鑒》中的地理標志數據。分布情況來看，除部分城市數值缺失以外，地級市尺度上農產品地理標志呈現明顯的空間差異。從三大區域(劃分區域時未包括香港、澳門、臺灣)(3)東部包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東以及海南；中部包括山西、吉林、黑龍江、江西、安徽、湖南、湖北以及河南；西部包括四川、廣西、云南、貴州、內蒙古、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、重慶以及西藏。來看，總體上東部區域農產品地理標志分布較多，中、西部地區相對稀疏，以2016年為例，東部、中部和西部地區農產品地理標志占比分別為46%、23.5%和30.5%。從城市層面來看，農產品地理標志多的城市主要集中在長三角、珠三角和環渤海三大經濟圈以及四川、重慶和東北三省。三大經濟圈作為中國經濟發展的核心區，擁有優越的區位優勢、良好的農業基礎，四川、重慶和東北三省作為農業特色資源分布較為集中的區域，農產品地理標志數量分布較多。不充分方面，根據《中國農產品品牌發展研究報告》，中國農產品品牌影響力尚且停留在局部和有限的時期。農產品品牌數量與質量、規模與效益的“不充分”特征比較明顯，農產品滯銷賣難的現象依然常見，農產品品牌建設任務依然艱巨繁重。基于此，2018年中央一號文件提出：“制定和實施國家質量興農戰略規劃，……深入推進農業綠色化、優質化、特色化、品牌化，調整優化農業生產力布局，推動農業由增產導向轉向提質導向。”

圖1 農產品品牌、市場一體化與農業增長差異

農村在中國改革進程中最早引入市場機制，市場一體化對于促進農業收入增長發揮了重要作用[1]。圖1顯示了以泰爾指數刻畫的中國省級農產品品牌、市場一體化程度(4)本文使用王小魯等(2019)[22]的方法測算的國內市場一體化程度。該市場一體化程度包括產品市場的發育程度、要素市場的發育程度、市場中介組織的發育和法律制度環境等多個維度，比較契合農產品市場一體化的范疇。和農業收入增長差異變動特征。從地區間差異的變化趨勢看，以地理標志為代表的農產品品牌與農業收入差異呈現一定相關關系；從時間趨勢看，2012年之前，市場一體化程度組間差異相對穩定，但農產品品牌地區間差異有所擴大，地區間農業增長差異也呈現擴大趨勢；2012年以來，地區間農業增長差異和農產品品牌差異呈現同步縮小趨勢。

本文將基于新經濟地理學理論在空間視角下探討農產品品牌、市場一體化程度影響農業收入增長的理論機理，進而為促進中國農業高質量發展提供一定理論依據。具體來說，本文嘗試將農產品品牌和市場一體化程度納入理論框架，通過構建空間一般均衡模型，分析農產品品牌、市場一體化程度對農業收入增長的影響。

二、文獻綜述

農產品品牌和市場一體化程度是影響農業收入增長和高質量發展的重要因素。農產品品牌方面，推進農產品品牌建設是解決落后地區農業發展滯后問題和農產品滯銷難題的一個重要手段，也是促進農業收入增長的有效方式。地理標志能夠反映一個區域自然稟賦、地理氣候、文化技術等特有屬性，因此常被用作衡量區域農產品品牌。貝拉爾和馬切內(Bérard & Marchenay，1995)認為地理標志可以提升本區域農產品品牌知名度并促進農業產出增加[2]。國內關于地理標志的研究早期主要集中于法律層面[3-4]，近年來陸續有學者從地理標志角度研究農產品品牌的經濟意義。劉華軍(2011)開展了地理標志的空間分布與品牌溢出效應研究[5]。夏龍等(2014)實證研究了地理標志農產品對農業產出的促進作用[6]。崔劍峰(2019)概述了發達國家農產品品牌建設的做法并提出了對中國農產品品牌建設的啟示[7]。

市場一體化方面，已有研究大多從貿易便利化水平、貿易成本、運輸成本和農產品信息化角度進行研究。費利佩和古瑪(Felipe & Kumar，2012)通過引力模型實證發現提高貿易便利化程度可以促進農產品貿易[8]。佩爾松(Persson，2013)研究發現出口時間每下降1%，同質化和差異化農產品出口量將分別提升0.4%和0.7%[9]。國內學者認為貿易便利化可以促進農產品貿易。譚晶榮和潘華曦(2016)測算了中國與“一帶一路”沿線58個國家的貿易便利化水平，發現貿易便利化是影響中國與“一帶一路”沿線國家農產品貿易的重要因素[10]。崔鑫生等(2019)采用引力模型并基于中國省域貿易便利化調查數據檢驗了省域貿易便利化對省級層面農產品貿易的影響[11]。陳秀蘭等(2019)針對中國農產品流通難題，提出了農產品批發市場提檔升級的模式與路徑[12]。總的來看，農產品貿易與物流成本影響農產品市場價格，使得農產品市場競爭力下降，進而影響農業發展的整體水平。農產品信息化方面，韓海彬和張莉(2015)提出農業信息化將先進的信息技術在農業生產過程中進行推廣和應用有助于新技術和新知識在農村地區的傳播與擴散，從而加快農業技術進步[13]。劉德剛(2019)認為在傳統農業模式中融入現代化技術，可以通過產品流通信息把握市場需求，提高產品市場均衡發展[14]。隋博文和譚翔(2019)通過跨境農產品供應鏈脆弱性的分析，也提出要加強政策、價格、供求等市場信息的搜集和研判[15]。

上述研究從農產品品牌和市場一體化程度方面闡述了影響農業發展的影響因素，為促進農業平衡充分發展做出了有益探索，但也存在諸多局限：第一，大量研究探討了農產品品牌對于農業發展的影響，但是多數研究往往側重描述性定量化研究，鮮有理論機制層面的深入探討，相關機制研究開拓空間很大；第二，多數研究從單一維度開展，實際上農產品品牌和市場一體化對于農業發展的影響作用是協同融合的；第三，多數研究基于單區域均衡，鮮有基于一般均衡框架開展多區域研究。實際上，隨著市場一體化條件的完善，跨區域農產品消費將成為常態。因此，如何在多區域空間視角下，將農產品品牌和市場一體化的影響機制納入統一框架系統分析農業收入增長問題成為一個重要理論議題。

三、理論分析

借鑒新經濟地理學理論和已有相關研究[16-19]，在多區域空間視角下將農產品品牌和市場一體化納入統一框架構建理論模型。假設一個多區域經濟體R：由N個區域組成，且N個區域對R構成一個連續性分割(R1，…RN)；在空間關系上農產品消費地與生產地可以分離，每個區域在農產品品牌、市場一體化程度方面存在差異性；農業部門由農民以土地(L)和資本(K)為要素進行農產品生產。

(一)消費者偏好與農產品需求

每個區域內農業部門提供多樣化農產品。以區域r代表性農產品消費者為例，消費者可以選擇多區域農產品消費，其效用函數為CES效用函數：

(1)

其中，n表示消費者消費區域R農產品種類，bR表示消費者面臨的區域R農產品品牌化程度。cAj為消費者對區域R第j種農產品的消費量，ρ表示多樣性偏好，滿足ρ=σ-1/σ，σ表示農產品替代彈性。

對于區域r代表性消費者而言，通過支出最小化，可得代表性消費者對本區域r和其他區域R多樣化農產品消費量分別為：

(2)

其中，Yr為區域r農產品消費總支出，pr、pR分別表示消費者面臨的區域r和其他區域R農產品“地頭”價格。

(二)農產品供給與均衡分析

對于農業部門，假設以規模報酬遞增和不完全競爭為特征，每個區域由農民(農業企業、農業從業者)利用土地資源和物質資本進行農產品種植，種植地方差異化農產品需要單位土地作為固定成本，aS單位資本作為可變成本，單位資本的名義收益為wK，并將其作為計價單位，即wK=1。由此，區域r農業部門生產成本函數為：

cAr=f(Lr，Kr)=Lr+aSrKr

(3)

pr=wraSr/(1-1/σ)

(4)

根據農產品生產函數，區域r和其他區域R農民(農業企業、農戶)收益分別為：

(5)

(6)

進一步地，兩個區域農業部門總收益分別為：

Er=srπr，ER=sRπR

(7)

(三)數理分析

通過上述理論模型可以發現，消費者尋求自身效用最大化的消費決策，農產品品牌和市場一體化程度共同影響農業收入增長。下面分別從直接影響效應和空間溢出效應兩個維度探討農產品品牌和市場一體化程度影響農民(農業企業、農業從業者)和農業產業總收益分析。

(8)

可以看出，區域r農產品品牌化程度br對區域r農民收入水平具有顯著的正向影響，即提高本地區農產品品牌化程度有助于吸引更多消費者，進而提高農民收入水平。同理將式(6)對bR求導可得?πR/?bR>0，這意味著對于其他區域而言，提升區域自身農產品品牌化程度有利于本區域農業收入增長。

接著分析區域r農產品品牌br和其他區域R農產品品牌bR對區域農業收入增長的影響。將式(7)分別對br、bR求導，滿足?Er/?br>0，?ER/?bR>0。可以看出，提升本地農產品品牌化程度能顯著促進本區域農業收入水平，是提升區域農業核心競爭力、實現農業跨越發展的制勝之道。

進一步分析區域r和其他區域R農產品市場一體化程度φrr和φrR對農民(農業企業、農業從業者)收入水平的影響，將式(5)對φrr求導可得：

(9)

由式(9)可以看出，提升區域r本地農產品市場一體化程度φrr能夠明顯促進區域r農業收入增長；將式(6)對φrR求導可得?πR/?φrR>0，意味著提升本區域農產品市場一體化程度能夠有效促進農業收入增長。同樣，將式(7)分別對φrr、φrR求導，滿足?Er/?φrr>0，?ER/?φrR>0，即提升農產品市場一體化程度φrr和φrR能顯著促進本區域農業總體收入水平。

空間溢出效應方面，首先分析區域r農產品品牌br對區域R農民收入水平的影響，通過求導滿足?πR/?br<0、?πr/?bR<0，即提高本地區農產品品牌化程度對其他區域農業收入水平呈現負向影響關系。同理，將式(7)分別對bR、br求導，滿足?Er/?bR<0，?ER/?br<0。可以看出，本地農產品品牌對外地農民收入具有負向空間溢出效應。進一步分析農產品市場一體化程度對于外地農民收入水平的空間溢出效應，可以得到?πr/?φrR<0、?πR/?φr<0、?Er/?φrR<0、?ER/?φr<0。通過上述數理分析發現，得出如下命題：

命題：農產品品牌、市場一體化程度是影響農業收入增長的重要因素；直接效應方面，農產品品牌化程度和市場一體化程度對于農業收入增長具有顯著正向促進效應；空間溢出效應方面，農產品品牌化程度和市場一體化程度對于農業收入增長具有負向空間溢出效應。

完整的圖像信息傳入FIFO中后,從FIFO中讀出到ADV212進行圖像的壓縮。壓縮模塊使用encode模式,壓縮倍數為1∶48。壓縮數據之前,先發送幀頭55AAFAF900,壓縮數據的長度,狀態字,然后再發送壓縮數據。讀取數據之前首先判斷當前幀的壓縮數據是否讀取完畢,壓縮完畢后,發送幀尾F9FA[9]。最后將壓縮完的數據轉化為異步串行數據,通過RS422傳輸協議傳給上位機,最終顯示出圖像信息。

四、實證檢驗

(一)農產品品牌、市場一體化影響農業收入增長的直接效應檢驗

根據命題，農產品品牌化程度和市場一體化程度對農業收入增長具有顯著正向促進效應。為檢驗這一直接效應，設固定效應模型表達式如下：

lnGROWi，t=α+β1lnZi，t+β2lnXi，t+μi+ε

(10)

式(10)中GROW表示被解釋變量，Z和X分別表示核心解釋變量和控制變量，μ和ε分別表示個體固定效應和隨機誤差項。為了更有效地進行實證，本文采用穩健標準誤的固定效應模型。

被解釋變量(GROW)。被解釋變量是農業收入增長水平，本文選取第一產業從業人員人均增加值(記作GDPc)和第一產業增加值(記作GDP)來衡量，并作了不變價處理。其中，第一產業從業人員人均增加值作為基準回歸時的被解釋變量，第一產業增加值(億元)作為穩健性檢驗分析的被解釋變量。

核心解釋變量(Z)。根據分析結果，農產品品牌和市場一體化程度是實證檢驗的核心解釋變量。地理標志農產品認證是農產品的品牌化表現，本文選取區域農產品地理標志(記作geo)來衡量農產品品牌。市場一體化程度方面，巴西利和衛(Parsley & Wei，1996)、陸銘和陳釗(2009)基于各省份商品零售價格分類指數測算中國國內市場一體化程度[20-21]，王小魯等(2019)從產品市場的發育程度、要素市場的發育程度等多維度測算中國國內市場一體化程度[22]。結合本文理論模型，再考慮數據可得性，本文參考王小魯等(2019)[22]的研究測算市場一體化指標(記作segm)。

控制變量(X)。固定資產投資、城鎮化率、對外開放程度以及農業產業結構也是影響農業收入增長的重要因素。其中，農業固定資產投資反映農業資本投入，選取農業固定資產投資由農、林、牧、漁業固定資產投資(百萬元)除以農作物總播種面積(千公頃(5)1千公頃等于10平方千米。)計算所得(記作inv)，并做了不變價處理。根據經驗事實，城鎮化率越高，本地農業收入水平也越高。城鎮化率由城鎮常住人口數(萬人)除以年末人口總數(萬人)計算而得(記作popr)。對外開放程度用進出口總額(千美元)表示(記作open)。農業產業結構用第一產業增加值占GDP比重(%)表示(記作GDPfir)。

具體指標見表1。

表1 指標刻畫與變量定義

所有數據均來自歷年《中國統計年鑒》《中國農業統計年鑒》《中國商標年鑒》。基于數據可得性，選取2010—2016年30個省份(不包括西藏和港澳臺地區)的數據。為保證數據平衡性，對第一產業從業人員指標的個別缺失值進行補缺。此外，為了消除變量間量綱關系，數據經過了對數化處理，表2為變量的描述性統計結果。

表2 變量描述性統計結果

為了進行全面系統的分析，本文分別從全國層面和區域層面進行直接效應檢驗分析(見表3)。經過豪斯曼檢驗，實證模型選擇固定效應模型。表3列(1)顯示了全國層面的結果，可以看出農產品品牌和市場一體化程度顯著促進了農業收入增長，這與理論命題完全一致。農業固定資產投資水平、城鎮化率、對外開放和農業產業結構均顯著促進農業收入增長。列(2)和列(3)分別顯示了東部和中、西部區域回歸結果，發現農產品品牌和市場一體化程度對于東部地區農業發展的促進作用大于中、西部地區，這也解釋了圖1。盡管區域農產品品牌化程度和市場一體化程度差異與區域農業收入差異同步縮小，但是東部和中、西部區域農業收入絕對差異依舊較大。為此，中、西部地區更應強化提升本地區農產品品牌建設和農業市場化體系建設。東部地區農業固定資產投資和中、西部地區城鎮化率與農業收入增長呈顯著正相關關系，而東部地區城鎮化率和中、西部地區農業固定資產投資與農業發展呈負相關關系，但未通過顯著性檢驗。這可能與區域的不同發展階段和農地特征有關。東部地區的城鎮化率已達到較高的水平，而中、西部地區城鎮化率相對較低。西部地區城鎮化水平能夠顯著提升農業收入水平，但由于西部氣候條件和農地特征，農業固定資產投資條件要求也更高。東部地區和中、西部地區對外開放程度與農業發展均呈正相關。盡管東部地區未達到顯著性水平，但中、西部地區則非常顯著。東部地區和中、西部地區的第一產業比重與農業收入增長均具有顯著的正向關系，這體現了農業發展的規模經濟效應。

表3 直接效應檢驗基準回歸結果

為保證回歸結果的穩健性，進一步選取第一產業增加值作為被解釋變量進行穩健性檢驗，從結果來看，與基準回歸結果基本一致，控制變量結果也與基準回歸結果基本一致(6)限于篇幅，穩健性檢驗結果未列，備索。。

(二)農產品品牌、市場一體化影響農業收入增長的空間溢出效應檢驗

根據命題，農產品品牌化程度和市場一體化程度對于農業收入增長具有空間溢出效應。基于農產品品牌和市場一體化程度對農業發展具有時間緯度的增長效應和空間緯度的溢出效應這一理論推斷，借鑒相關研究選擇空間動態面板杜賓模型進行估計分析[23-24]：

Yit=τYit-1+αXit+βWXit+μt+εt

(11)

其中，τ為被解釋變量的時間滯后項系數；α為解釋變量的直接影響系數，衡量解釋變量對經濟增長的影響程度；β為解釋變量的空間滯后項系數，衡量解釋變量對經濟增長的空間溢出作用；W為空間權重矩陣；WXit表示解釋變量的空間溢出項。為了更有效地解決被解釋變量與解釋變量之間的內生性問題，采用系統線性動態面板回歸法進行模型估計。

基于變量選取，設定如下計量模型：

(12)

式(12)中，wij為空間權重矩陣。事實上，不同空間單元農產品之間的相關性除了受距離因素影響之外，可能還會受到經濟因素的影響。基于此，構建經濟特征空間權重矩陣wij，表達式為：

(13)

式(13)中，Ei表示i地區第一產業GDP；dij為i地區與j地區之間的距離；i和j分別表示不同的地區；該矩陣兼顧了地區之間的經濟聯系和空間關系。

表4報告了基于經濟地理矩陣的空間動態面板杜賓模型回歸結果。從檢驗結果看，全國范圍內的空間莫蘭指數值顯著，顯示存在空間相關性關系。以全國為例來具體分析：(1)被解釋變量的時間滯后項系數為0.44，且在1%水平下顯著，這表明農業收入增長受上期基數影響較大；(2)農產品品牌和市場一體化程度對農業收入增長的直接效應顯著為正，相關系數分別為0.065和0.032，符合理論命題預期；(3)城鎮化率、對外開放度和第一產業占比等控制變量對農業收入增長的直接效應與農業收入增長均呈正相關，除農業固定資產投資外，其他控制變量都達到顯著性水平；(4)周邊市場一體化程度對本地農業收入增長產生顯著抑制作用，而周邊農產品品牌對本地農業收入增長的影響未達到顯著性要求，這驗證了市場一體化程度對農業收入增長的空間溢出效應，而農產品品牌化程度的空間溢出效應尚未體現，這從計量理論層面驗證了《中國農產品品牌發展研究報告》中中國農產品品牌影響力相對停留在局部的結論；(5)周邊城鎮化率和第一產業占比對本地農業收入增長存在正向溢出效應。與全國范圍不同，分區域的實證結果呈現出分異特征，這也體現了中國大國特征下農業收入增長的復雜影響機制。

表4 空間溢出效應檢驗回歸結果(經濟地理矩陣)

為保證回歸結果的穩健性，本文采用地理鄰接空間權重矩陣進行穩健性檢驗。表5報告了基于鄰接矩陣的空間動態面板杜賓模型回歸結果。大多計量結果與采用經濟距離矩陣時的基本一致。具體來看：(1)被解釋變量的時間滯后項系數為0.431，且在1%水平下顯著；(2)農產品品牌和市場一體化程度對農業收入的直接增長效應顯著為正，相關系數分別為0.091和0.051，與采用經濟距離矩陣時的結果基本一致；(3)農業收入增長與農業固定資產投資、城鎮化率、對外開放和第一產業占比與采用經濟距離矩陣時的結果基本一致；(4)周邊農產品品牌和市場一體化程度對本地農業收入增長產生抑制作用，但尚未達到顯著性水平；(5)周邊城鎮化率對本地農業收入增長產生顯著促進作用，原因在于周邊越來越多的非農人口需要購買農產品，使得農產品市場總體需求擴大，有利于本地農產品銷售。東部地區和中、西部地區的空間莫蘭指數值并不顯著，未反映出空間相關性特征。

表5 空間溢出效應檢驗回歸結果(鄰接矩陣)

五、結論與建議

本文研究發現提高農產品品牌化程度和市場一體化程度對本地農業收入增長具有正向促進作用，農產品品牌和市場一體化程度對于周邊區域具有負向空間溢出效應。選取省級層面數據進行實證檢驗發現，除農產品品牌的空間溢出效應尚未體現，全國層面的實證分析驗證了理論命題；分區域的檢驗呈現分異特征，農產品品牌和市場一體化程度對于東部地區農業發展的促進作用大于中西部地區。

上述結論的啟示是：第一，要全面推進品牌強農戰略，按照鄉村振興戰略的部署要求，立足資源稟賦，強化種業創新水平，著力塑造品牌特色，提升農產品品質，加快構建現代農業品牌體系，充分釋放農產品品牌的空間溢出競爭力；同時要加強農產品品牌保護、品牌營銷與區域協作，嚴格控制地理標志農產品質量，強化農產品地理標志使用監管，完善地理標志農產品認定體系。第二，要著力提高農產品市場一體化程度，科學規劃農產品流通布局，加大農產品運輸基礎設施投入，大規模發展農產品物流通道與批發市場；要打破農產品區域市場分割，加快農產品區域市場一體化體系建設，不斷擴大農產品市場銷售范圍；建立科學系統的農產品物流成本核算體系，降低農產品物流、人力和技術成本，完善農產品價格形成機制。第三，要加快提升農業信息化水平，推進農業電子商務和農業物聯網建設，提高農產品物流信息化程度，強化對相關技術的開發和人才的培養，構筑全國農產品信息化平臺；要發展數字農業、智慧農業，促進數字經濟與農業深度融合，以數字信息技術推動農業全產業轉型升級，提升全產業鏈效率。

需要說明的是，本文僅在省級層面進行了分析。實際上，農產品品牌、市場一體化的復雜作用在更小區域尺度會更加明顯，開展更加微觀尺度的相關研究至關重要。