■朱文濤

（暨南大學(xué)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究院，廣東廣州510632）

中國綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異收斂研究

■朱文濤

（暨南大學(xué)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究院，廣東廣州510632）

我國綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)明顯的區(qū)域差異特征，縮小綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異，促進綠色食品產(chǎn)業(yè)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，是實現(xiàn)綠色食品區(qū)域供需平衡的關(guān)鍵所在。利用2010～2014年全國30省份面板數(shù)據(jù)，對綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異進行測度，在此基礎(chǔ)上運用σ收斂和β條件收斂模型，實證檢驗了綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的收斂性。研究結(jié)果表明，我國綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展的區(qū)域差異十分明顯，綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異呈現(xiàn)絕對差異發(fā)散和相對差異收斂的特征。

綠色食品；區(qū)域差異；泰爾指數(shù)；收斂性

我國綠色食品產(chǎn)業(yè)起步于1990年，綠色食品產(chǎn)業(yè)從起步、成長到日益發(fā)展成熟，已經(jīng)歷20多個歲月。目前，我國綠色食品市場需求持續(xù)擴大，出口額呈現(xiàn)大幅增長，綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)良好勢頭。特別是2003年后，我國綠色食品銷售額和出口額實現(xiàn)快速增長。2003年我國綠色食品實現(xiàn)年銷售額725億元，而到2013年綠色食品銷售額已增長至3 625.2億元，2014年又猛增至5 480.5億元。2003～2014年間綠色食品銷售額增長了5倍，2014年實現(xiàn)增加額1 855.3億元。2003年至今，我國綠色食品年銷售額實現(xiàn)了年均21.45％的增長率。綠色食品銷售額實現(xiàn)快速增長的同時，綠色食品對外貿(mào)易也呈現(xiàn)良好的發(fā)展勢頭，在2003年我國綠色食品出口額僅為1.08億美元，到2014年，主要綠色食品出口額已增長為24.80億美元，2003～2014年間，綠色食品出口額增長了22.96倍。

綠色食品產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展的同時，也呈現(xiàn)出明顯的區(qū)域差異特征。具體表現(xiàn)為有些區(qū)域綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展程度較高，這些地區(qū)無論是從綠色食品認證企業(yè)數(shù)、認證產(chǎn)品數(shù)還是綠色食品產(chǎn)出量均呈現(xiàn)較大規(guī)模，綠色食品供應(yīng)充足，甚至由于區(qū)域性過剩，而出現(xiàn)價格下跌和產(chǎn)品滯銷局面；有些地區(qū)綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展程度低，認證企業(yè)數(shù)、認證產(chǎn)品數(shù)和產(chǎn)出數(shù)量均處于較低水平，不能很好地滿足當?shù)厥袌龅男枨?，供需矛盾較為突出。綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異，是各地區(qū)綠色食品供需失衡的重要原因。因此，開展對綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異問題的研究顯得十分必要。比較遺憾的是國內(nèi)現(xiàn)有的文獻較少對中國綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展的區(qū)域差異問題進行深入的研究。在此背景下，本文利用泰爾指數(shù)對綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異進行測度，并實證檢驗綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的收斂性，以期為更好地促進我國各區(qū)域綠色食品產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展提供參考。

一、相關(guān)文獻回顧

國內(nèi)外關(guān)于區(qū)域差異收斂研究文獻較為豐富。潘文卿（2010）在經(jīng)典的σ收斂、β收斂和俱樂部收斂的分析框架內(nèi)，引入地理空間因素，較為深入地探討了中國省區(qū)間增長收斂的地理空間效應(yīng)［1］。趙崢（2013）利用σ收斂模型和β收斂模型檢驗了區(qū)域創(chuàng)新效率的收斂性［2］。張?zhí)招拢?013）通過構(gòu)建碳排放的σ收斂模型和β收斂模型，對全球碳排放的區(qū)域差異及收斂性進行實證研究［3］。高毅蓉（2014）利用泰爾指數(shù)和σ收斂檢驗，分析了三次產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率的區(qū)域差異及收斂性問題［4］。楊翔（2015）利用σ收斂模型和β收斂模型對中國制造業(yè)碳生產(chǎn)率差異進行收斂性檢驗［5］。陳志建（2015）利用空間滯后絕度β收斂模型對中國區(qū)域人均碳排放的收斂性進行檢驗［6］。卡布拉爾（Cabral R，2012）利用動態(tài)面板方法，考察了墨西哥產(chǎn)出的絕對收斂趨勢，認為墨西哥北部地區(qū)產(chǎn)出的絕對收斂速度較快，而南部地區(qū)絕對收斂速度呈現(xiàn)遞減趨勢［7］。穆格勒（Mugera，2012）研究了農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)率趨同問題［8］。宋德曼（Sondermann，2014）對歐盟國家間生產(chǎn)率收斂進行實證研究，發(fā)現(xiàn)雖然從總體來看，歐盟國家間生產(chǎn)率并沒有呈現(xiàn)收斂，但是某些服務(wù)部門和制造業(yè)部門生產(chǎn)率呈現(xiàn)收斂特征［9］。國內(nèi)外有關(guān)區(qū)域差異收斂研究文獻，為進行綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異收斂研究提供了借鑒。考察綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異收斂，對實現(xiàn)綠色食品產(chǎn)業(yè)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要意義，本文試圖對我國綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異收斂進行實證考察，以期為更好地進行綠色食品產(chǎn)業(yè)規(guī)劃提供參考。

二、中國綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異現(xiàn)狀分析

（一）綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域比較

近年來，綠色食品認證企業(yè)數(shù)大幅提高，2014年全國綠色食品有效認證企業(yè)數(shù)達到8 700家。從綠色食品認證企業(yè)的區(qū)域分布上看，山東省有效使用綠色食品標志企業(yè)數(shù)量最多，為1 235家，其次為江蘇922家，另外浙江、黑龍江、安徽、湖北等省份綠色食品標志企業(yè)數(shù)量均在400家以上。圖1可視化分布圖所示的是2014年有效使用綠色食品標志的綠色食品企業(yè)數(shù)區(qū)域分布情況。①圖中顏色較深部分的省份綠色食品認證企業(yè)數(shù)較多，較淺區(qū)域綠色食品認證企業(yè)數(shù)較少?？梢钥闯?，有效使用綠色食品標志的企業(yè)數(shù)量較多的省份大多位于東部經(jīng)濟較為發(fā)達的地區(qū)或農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)較好省份。2014年全國有效使用綠色食品標志的產(chǎn)品數(shù)達到21 153個。圖2所示的是綠色食品認證產(chǎn)品數(shù)的區(qū)域分布，山東省有效使用綠色食品標志產(chǎn)品數(shù)量最多為3 370個，其次為江蘇省和黑龍江省，分別為2 159個和1 459個。另外湖北、安徽、浙江、四川等省份也是綠色食品認證產(chǎn)品數(shù)量較多地區(qū)，認證產(chǎn)品數(shù)均超過1 000個。

圖1　綠色食品認證企業(yè)數(shù)區(qū)域分布（單位：個）注：由于我國臺灣、香港、澳門地區(qū)經(jīng)濟社會制度與大陸地區(qū)有較大差異，且農(nóng)業(yè)部綠色食品發(fā)展研究中心，對綠色食品的統(tǒng)計僅涉及我國31省份，本文在可視化表現(xiàn)綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域分布時，將臺灣、香港、澳門等地區(qū)綠色食品相關(guān)指標設(shè)為零。

圖2　綠色食品認證產(chǎn)品數(shù)區(qū)域分布（單位：個）注：同圖1　。

從產(chǎn)量分布來看，綠色食品產(chǎn)量最大的為山東，2014年綠色食品產(chǎn)量達到924.5萬噸，其次為黑龍江和江蘇，產(chǎn)量排在前十位的還有湖北、遼寧、北京、四川、天津、甘肅和河北等省份，產(chǎn)量排在后幾位的省份分別為海南、山西、貴州和西藏，其中西藏產(chǎn)量為零。圖3所示的是綠色食品產(chǎn)出量區(qū)域分布情況。從產(chǎn)出量區(qū)域分布來看，綠色食品產(chǎn)出較高的省份，呈現(xiàn)兩方面特點，一是分布于北方的比南方的多，二是傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)較好的省份，綠色食品產(chǎn)出量排序相對靠前。圖4為綠色食品產(chǎn)地監(jiān)測面積區(qū)域分布情況，從綠色食品產(chǎn)地環(huán)境監(jiān)測面積來看，2014年監(jiān)測面積最大省份為內(nèi)蒙古，實現(xiàn)環(huán)境監(jiān)測面積10 043萬畝，其次為黑龍江和吉林，分別為7 209萬畝和3 220萬畝，環(huán)境監(jiān)測面積前十省份還有青海、安徽、四川、湖北、山東、江西、新疆等，環(huán)境監(jiān)測面積較大的省份大多分布于中西部地區(qū)。

（二）綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異測度

1.測度指標的選取與區(qū)域劃分

各地區(qū)綠色食品認證企業(yè)數(shù)、認證產(chǎn)品數(shù)和環(huán)境監(jiān)測面積呈現(xiàn)明顯的差異，而這些差異集中反映于綠色食品產(chǎn)出量差異上，綠色食品產(chǎn)出是綜合反映各地區(qū)綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的關(guān)鍵性指標。因此，本文對綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異測度建立于綠色食品產(chǎn)出量差異測度基礎(chǔ)上，以綠色食品產(chǎn)出量區(qū)域差異來反映綠色食品發(fā)展區(qū)域差異。

為了更為全面地考察綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展的差異，從全國省域?qū)用婧彤a(chǎn)區(qū)分組層面測度綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展的區(qū)域差異。在較多的研究文獻中，對我國的區(qū)域劃分，一般采取東、中、西部劃分或沿海內(nèi)陸劃分，進而考察各地區(qū)經(jīng)濟或產(chǎn)業(yè)發(fā)展的不同特點。但是，綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展狀況并沒有明顯地呈現(xiàn)東部沿海向西北內(nèi)陸層級遞減的態(tài)勢。按照已有文獻中常用的東、中、西部劃分法，或者沿海內(nèi)陸劃分法、南北方劃分法，均不能很好地表現(xiàn)我國綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展的區(qū)域分布特點。本文擬用產(chǎn)區(qū)劃分的方法，將我國綠色食品產(chǎn)業(yè)按產(chǎn)出量的大小劃分為不同產(chǎn)區(qū)，進而對產(chǎn)區(qū)內(nèi)各省份間綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異進行測度和比較。

圖3　綠色食品產(chǎn)出量的區(qū)域分布（單位：萬噸）注：同圖1　。

圖4　綠色食品產(chǎn)地監(jiān)測面積區(qū)域分布（單位：萬畝）注：同圖1　。

依據(jù)2010～2014年中國現(xiàn)代農(nóng)業(yè)示范區(qū)綠色食品產(chǎn)量排序，將中國綠色食品產(chǎn)區(qū)分為高、中、低三個層次。依據(jù)中國綠色食品發(fā)展中心《中國綠色食品統(tǒng)計年報》的統(tǒng)計口徑數(shù)據(jù)，按五年產(chǎn)量平均值的大小進行先后排序，得出我國綠色食品的高產(chǎn)區(qū)、中產(chǎn)區(qū)和低產(chǎn)區(qū)分別為：①高產(chǎn)區(qū)，包括四川、黑龍江、湖南、廣東、甘肅、天津、陜西、河南、北京、山西等；②中產(chǎn)區(qū)，包括安徽、浙江、江西、山東、海南、湖北、青海、云南、寧夏、吉林等；③低產(chǎn)區(qū)，包括江蘇、廣西、上海、貴州、遼寧、內(nèi)蒙古、重慶、新疆、河北、福建等。西藏自治區(qū)由于認證綠色食品產(chǎn)量數(shù)據(jù)缺失，因此沒有納入統(tǒng)計范圍。

利用泰爾指數(shù)對綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異進行測度。泰爾指數(shù)計算公式為：

其中，xi為i省份綠色食品產(chǎn)出量，i=1，2，……，n，E（x）為各省份綠色食品平均產(chǎn)出量，n為統(tǒng)計的省份個數(shù)。

圖5　綠色食品產(chǎn)出區(qū)域差異的泰爾指數(shù)及動態(tài)變化

2.差異測度結(jié)果分析

綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)明顯的區(qū)域差異特征。圖5報告了綠色食品產(chǎn)出量區(qū)域差異的泰爾指數(shù)及動態(tài)變化。從省域?qū)用婵矗?014年全國各省份綠色食品產(chǎn)出差異的泰爾指數(shù)達到1.0430，相比于2013年的0.9564，差異有所擴大，2010～2014年，泰爾指數(shù)穩(wěn)定在0.9以上，且有上升態(tài)勢，說明全國各省份綠色食品產(chǎn)出量存在較大的差異。從產(chǎn)區(qū)分組來看，2014年高產(chǎn)區(qū)內(nèi)各省份綠色食品產(chǎn)出差異的泰爾指數(shù)為0.8515，中產(chǎn)區(qū)為0.8923，低產(chǎn)區(qū)為0.6956。其中低產(chǎn)區(qū)各省份綠色食品產(chǎn)出差異有逐年縮小的特征，泰爾指數(shù)由2010年的0.8098，下降至2014年的0.6956，中產(chǎn)區(qū)各省份間綠色食品產(chǎn)出差異呈現(xiàn)出相反的走勢，產(chǎn)出差異逐年擴大，泰爾指數(shù)由2010年的0.6352，擴大為2014年的0.8923。

三、綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異收斂性檢驗

（一）收斂模型的建立

1.綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展σ收斂模型

綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展σ收斂是指隨著時間的推移，不同省份或區(qū)域綠色食品產(chǎn)出的離散程度隨著時間的推移逐漸減小。離散程度是檢驗是否存在σ收斂的重要指標，如果不同省份或區(qū)域綠色食品產(chǎn)出離散程度逐漸縮小，則認為存在σ收斂。標準差反映了樣本的絕對差異，而對數(shù)標準差則可用于衡量地區(qū)的相對差異，可以消除絕對水平增長對差異衡量的影響［10］。因此，本文選取標準差（σ）和對數(shù)標準差（σ系數(shù)）作為測度綠色食品產(chǎn)出離散程度的指標。

標準差的計算公式為：

其中l(wèi)nxit為i省份t時期的綠色食品產(chǎn)出對數(shù)，lnxˉt為n個省份的綠色食品產(chǎn)出對數(shù)的均值。n為考察的省份總數(shù)。σ系數(shù)越大表明相對離散程度越大。

2.綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展的β收斂模型

綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展的β收斂，是指初始產(chǎn)量低的省份，比初始產(chǎn)量高的省份有更高的綠色食品產(chǎn)出增長率，因而經(jīng)過一定的階段，綠色食品產(chǎn)出較低的省份會趕上產(chǎn)出高的省份，以達到以同樣速度發(fā)展的態(tài)勢。β收斂可分為絕對β收斂和條件β收斂兩種形式。綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展的條件β收斂是指控制了一些其他影響因素后，不同省份呈現(xiàn)一種收斂的趨勢，綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展的絕對β收斂是指，即使不控制條件變量不同省份也呈現(xiàn)收斂的趨勢［1］。本文采用條件β收斂來分析綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異的收斂性。借鑒Martin，X（1996）［11］提出的收斂模型，將綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展的條件β收斂模型表示為：

其中，yi,t表示i省份在t時期的綠色食品產(chǎn)量，yi,t-1表示i省份在t-1時期的綠色食品產(chǎn)量，uit為誤差項，Xit為控制變量，如果β＜0表明隨著時間的推移，綠色食品產(chǎn)出會趨于穩(wěn)態(tài)收斂，也即存在條件收斂［12］。

（二）樣本與數(shù)據(jù)來源說明

在樣本選擇方面，由于中國臺灣、中國香港、中國澳門地區(qū)經(jīng)濟社會與中國大陸存在較大差異，在樣本選擇中將這些地區(qū)排除在外，而西藏地區(qū)由于各年綠色食品產(chǎn)出數(shù)據(jù)缺失較大，因此也被排除在樣本選擇之外。分別選取中國大陸30省份數(shù)據(jù)作為總體樣本和高產(chǎn)區(qū)、中產(chǎn)區(qū)、低產(chǎn)區(qū)等作為區(qū)域樣本，對綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的收斂性進行分析。按2010～2014年各省份國家現(xiàn)代農(nóng)業(yè)示范區(qū)綠色食品產(chǎn)出排行，將綠色食品產(chǎn)區(qū)分為高產(chǎn)區(qū)、中產(chǎn)區(qū)和低產(chǎn)區(qū)三個部分，其中處于高產(chǎn)區(qū)的有四川、黑龍江、湖南、廣東、甘肅、天津、陜西、河南、北京、山西等；中產(chǎn)區(qū)有安徽、浙江、江西、山東、海南、湖北、青海、云南、寧夏、吉林等；低產(chǎn)區(qū)有江蘇、廣西、上海、貴州、遼寧、內(nèi)蒙古、重慶、新疆、河北、福建等。數(shù)據(jù)來源方面，作為因變量的綠色食品產(chǎn)出數(shù)據(jù)來源于農(nóng)業(yè)部綠色食品發(fā)展研究中心發(fā)布的2010～2014年《綠色食品統(tǒng)計年報》，作為控制變量數(shù)據(jù)來源于2011～2014年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計年鑒》。

（三）變量選取

綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展的條件β收斂是指控制了一些其他影響因素后，不同省份呈現(xiàn)一種收斂的趨勢。在以上（4）式模型中，加入了控制變量，以更好地考察綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展的條件β收斂。依據(jù)經(jīng)濟意義和綠色食品產(chǎn)業(yè)特點，選取了收入水平、產(chǎn)業(yè)集聚度以及資本、勞動力、土地等要素作為作為控制變量放入條件β收斂模型中，各控制變量說明如下：

（1）收入水平（income），用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入表示。城鎮(zhèn)居民作為綠色食品消費的主要群體，收入水平的高低直接影響了城鎮(zhèn)居民的食品消費選擇，一般而言，收入水平的提高將有助于綠色食品產(chǎn)業(yè)的發(fā)展；

(3)帶式輸送機在制動器作用下的制動減速度滿載時，az=0.435 m/s2，空載時，az=0.153 m/s2。

（2）產(chǎn)業(yè)集聚（lq），在很多研究中，通常將區(qū)位熵作為衡量地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚的重要指標，這里也用區(qū)位熵作為產(chǎn)業(yè)集聚的指標，公式為：

（3）資本投入（asset），目前并沒有綠色食品產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資額的相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，因此，這里用農(nóng)林牧漁固定資產(chǎn)投資額作資本投入的替代變量加入到控制變量中。綠色食品種類劃分中，產(chǎn)品基本涉及農(nóng)林牧漁業(yè)，因此將農(nóng)林牧漁業(yè)固定資產(chǎn)投資額作為替代變量是可行的，農(nóng)林牧漁業(yè)固定資產(chǎn)投資水平的提高，有助于生產(chǎn)性基礎(chǔ)設(shè)施的進一步完善，對綠色食品生產(chǎn)將有積極的正向影響。

（4）勞動力（labor），從事綠色食品生產(chǎn)的勞動力主體可分為兩類：一類為留在農(nóng)村從事綠色食品原料及初級產(chǎn)品的農(nóng)戶；一類為城鎮(zhèn)從事綠色食品加工的工人，這類工人很大部分為農(nóng)村進城務(wù)工人員。到底有多少勞動力用于綠色食品生產(chǎn)，目前并沒有進行比較全面的統(tǒng)計，綜合考慮數(shù)據(jù)的可得性以及從事綠色食品生產(chǎn)勞動力的來源可能性，選取農(nóng)村人口數(shù)作為勞動力的替代變量，并用labor表示。

（5）土地要素（land），目前對于依賴于土地的綠色食品原料及初級產(chǎn)品種植面積統(tǒng)計不全，這里用綠色食品產(chǎn)地環(huán)境監(jiān)測面積代表綠色食品生產(chǎn)中的土地要素投入，并用land表示。

（四）實證結(jié)果分析

1.σ收斂檢驗

無論是省域?qū)用孢€是高、中、低產(chǎn)區(qū)層面，綠色食品產(chǎn)出標準差均呈逐年變大趨勢。說明無論是全國省域間，還是產(chǎn)區(qū)內(nèi)各省份之間，綠色食品產(chǎn)出量的絕對差異均呈擴大趨勢，不呈現(xiàn)收斂特征。圖6報告了綠色食品產(chǎn)出標準差走勢情況。2010年全國省域?qū)用鏀?shù)據(jù)計算的標準差為60.12，到2014年變?yōu)?03.56，且2010～2015年間標準差逐年變大，說明綠色食品產(chǎn)出量的絕對差異逐年增大。而從全國省域?qū)用媾c產(chǎn)區(qū)分組層面數(shù)據(jù)的標準差比較來看，2014年高產(chǎn)區(qū)標準差為704.75，高于全國的503.56，中產(chǎn)區(qū)和低產(chǎn)區(qū)的標準差低于全國水平。高產(chǎn)區(qū)各省份間綠色食品產(chǎn)出的絕對差異大于全國省域間的絕對差異水平，中、低產(chǎn)區(qū)各省份間綠色食品產(chǎn)出絕對差異較小。

圖62010　～2014年全國和高、中、低產(chǎn)區(qū)綠色食品產(chǎn)出標準差走勢

圖7報告了2010～2014年綠色食品產(chǎn)出的σ系數(shù)的動態(tài)變化趨勢。從圖中可以看出，全國省域間總體差異的σ系數(shù)，呈逐年下降趨勢，由最大時的1.92，下降為1.83，表明全國省域間綠色食品產(chǎn)出的總體相對差異逐年縮小。分產(chǎn)區(qū)來看，高產(chǎn)區(qū)各省份綠色食品產(chǎn)出相對差異整體上高于中低產(chǎn)區(qū)，2014年σ系數(shù)為1.73，中產(chǎn)區(qū)各省份綠色食品產(chǎn)出相對差異呈現(xiàn)逐年擴大趨勢，2010年中產(chǎn)區(qū)的σ系數(shù)僅為1.42，此后逐年擴大，2014年中產(chǎn)區(qū)σ系數(shù)達到1.83。低產(chǎn)區(qū)各省份綠色食品產(chǎn)出相對差異則呈現(xiàn)相反的特征，相對差異逐年縮小，2010年低產(chǎn)區(qū)各省份綠色食品產(chǎn)出的σ系數(shù)為1.50，此后各年份σ系數(shù)逐年縮小，到2014年σ系數(shù)已降至1.36。從2010～2014年σ系數(shù)變動來看，各省份綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展總體相對差異呈現(xiàn)σ收斂特征。

2.β收斂檢驗

以上通過標準差和對數(shù)標準差（σ系數(shù)）對綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的σ收斂進行檢驗，發(fā)現(xiàn)從標準差來看，無論是從全國省域?qū)用孢€是從高、中、低產(chǎn)區(qū)層面來看，各省份間綠色食品產(chǎn)出的絕對差異逐年擴大，并沒有呈現(xiàn)收斂特征，相反呈現(xiàn)出絕對差異日益擴大的趨勢，但從對數(shù)標準差來看，全國各省份相對差異在縮小，說明各省份綠色食品產(chǎn)出的相對差異有逐步收斂的特征。以上僅從存量上考察綠色食品產(chǎn)出的收斂性，那么從增長趨勢來看，各省份綠色食品產(chǎn)出增長是否存在收斂態(tài)勢，通過條件β收斂檢驗，進一步考察。

圖72010　～2014年全國和高、中、低產(chǎn)區(qū)綠色食品產(chǎn)出的σ系數(shù)走勢

（1）省域?qū)用娴摩聴l件收斂檢驗。這里選取收入水平、產(chǎn)業(yè)集聚、資本、勞動力和土地等生產(chǎn)要素作為控制變量，對綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展的條件β收斂進行檢驗。為了便于比較，表1同時列出了幾種估計方法的回歸結(jié)果。但在估計方法的最終選擇上，按照以下步驟進行：模型（1）為混合回歸模型，模型（2）為固定效應(yīng)模型。固定效應(yīng)F統(tǒng)計量所對應(yīng)的p值為0.0000，說明在混合回歸模型和固定效應(yīng)模型之間，應(yīng)該選擇固定效應(yīng)模型較為合適。模型（3）為隨機效應(yīng)模型，通過Hausman檢驗進一步檢驗是否應(yīng)該用固定效應(yīng)模型，檢驗結(jié)果顯示H=74.50，所對應(yīng)的p= 0.0000，說明在固定效應(yīng)模型（2）和隨機效應(yīng)模型（3）中應(yīng)該選擇固定效應(yīng)模型。但是，通過異方差檢驗、組內(nèi)自相關(guān)檢驗和同期相關(guān)檢驗，發(fā)現(xiàn)同時存在異方差、組內(nèi)自相關(guān)和同期相關(guān)情況，檢驗結(jié)果如表1下半部分所示。由于廣義最小二乘法（FGLS）能夠很好的克服這些問題，因此最終選擇廣義最小二乘法進行估計，估計結(jié)果為模型（4）。

表1　省域?qū)用娴臈l件β收斂檢驗

模型（4）通過聯(lián)合顯著性F檢驗，各變量系數(shù)均較為顯著，且符合理論預(yù)期，模型估計較為合理。從模型（4）中可以看出β＜0，符合條件收斂，說明從省域?qū)用婵?，綠色食品產(chǎn)出隨著時間的推移，各省份綠色食品產(chǎn)出增長最終會趨向收斂，也即初始產(chǎn)量低的省份，比初始產(chǎn)量高的省份有更高的綠色食品產(chǎn)出增長率，因而經(jīng)過一定的階段，綠色食品產(chǎn)出較低的省份會趕上產(chǎn)出高的省份，以達到以同樣速度發(fā)展的態(tài)勢?？刂谱兞恐?，收入水平變量系數(shù)顯著為正，說明收入對綠色食品產(chǎn)出具有顯著的正向影響，居民收入的增長有助于綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展；綠色食品產(chǎn)業(yè)集聚水平變量系數(shù)顯著為正，說明當?shù)鼐G色食品產(chǎn)業(yè)集聚程度的提高，對綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有積極意義。

（2）產(chǎn)區(qū)層面β條件收斂檢驗。表2報告了高、中、低產(chǎn)區(qū)的回歸結(jié)果，作為比較，也列出了全國省域?qū)用鏀?shù)據(jù)的回歸結(jié)果。在高產(chǎn)區(qū)估計方法的選擇上，首先在混合回歸和固定效應(yīng)模型中進行選擇，由于固定效應(yīng)的F統(tǒng)計量為6.57，對應(yīng)的p=0.001，因此在混合回歸和固定效應(yīng)模型中，選擇固定效應(yīng)模型較為合適。接著利用LM檢驗，在混合回歸和隨機效應(yīng)模型間進行選擇，檢驗結(jié)果顯示LM檢驗統(tǒng)計量對應(yīng)的p=1.0000，檢驗結(jié)果表明在隨機效應(yīng)與混合回歸效應(yīng)模型之間應(yīng)該選擇混合回歸效應(yīng)模型較為合適，用Hausman檢驗，在固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)模型之間進行選擇，計算結(jié)果H=23.4，所對應(yīng)的p= 0.0001，故拒絕原假設(shè)，認為應(yīng)該用固定效應(yīng)模型。進一步檢驗組間異方差、同期相關(guān)及組內(nèi)自相關(guān)情況，首先利用組間異方差的LR檢驗，考察是否存在組間異方差情況，檢驗結(jié)果顯示統(tǒng)計量所對應(yīng)的p=0.0000，因此存在組間異方差；接著利用組內(nèi)自相關(guān)的wald檢驗，對是否存在組內(nèi)自相關(guān)情況進行檢驗，檢驗結(jié)果顯示F統(tǒng)計量為39.494，對應(yīng)的p=0.0000，因此存在組內(nèi)自相關(guān)，最后利用pesaran檢驗，對是否存在組間同期相關(guān)性進行檢驗，檢驗結(jié)果顯示p=0.0000，也存在組間同期相關(guān)的情況，因此，最終選擇廣義最小二乘法（FGLS）進行估計。中產(chǎn)區(qū)和低產(chǎn)區(qū)回歸方法的選擇過程中，也遵循同樣的步驟，結(jié)果表明中產(chǎn)區(qū)、低產(chǎn)區(qū)數(shù)據(jù)也存在組內(nèi)自相關(guān)、組間同期相關(guān)和組間異方差問題，因此也選擇廣義最小二乘法（FGLS）進行估計。

表2　高、中、低產(chǎn)區(qū)分組數(shù)據(jù)的條件β收斂檢驗

表2列出了全國省域?qū)用婧透摺⒅?、低產(chǎn)區(qū)層面的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示無論是全國省域?qū)用孢€是高、中、低產(chǎn)區(qū)層面回歸結(jié)果均顯示β＜0，也即符合條件收斂，這說明無論是從省域?qū)用孢€是從產(chǎn)區(qū)分組層面來看，綠色食品產(chǎn)出增長均趨于收斂，也即初始產(chǎn)量低的省份，比初始產(chǎn)量高的省份有更高的綠色食品產(chǎn)出增長率，因而經(jīng)過一定的階段，綠色食品產(chǎn)出較低的省份會趕上產(chǎn)出高的省份，以達到以同樣速度發(fā)展的態(tài)勢。但是高、中、低產(chǎn)區(qū)各省份差異的收斂速度并不相同，中產(chǎn)區(qū)收斂速度大于高產(chǎn)區(qū)和低產(chǎn)區(qū)。

四、結(jié)論性評述

本文對綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異收斂性進行分析，對于綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的收斂性研究，主要是通過構(gòu)建σ收斂模型和β收斂模型進行收斂性檢驗，這樣一方面通過構(gòu)建σ收斂模型，也即通過標準差和對數(shù)標準差從全國省域?qū)用婧头之a(chǎn)區(qū)層面，分別考察各省份綠色食品產(chǎn)出存量的絕對差異和相對差異，進而判斷各地區(qū)綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展絕對差異和相對差異的發(fā)展趨勢；另一方面通過構(gòu)建條件β收斂模型，從綠色食品產(chǎn)出增長角度，來考察各省份綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展的收斂性。以此，從產(chǎn)出存量角度和增長收斂角度對各省份綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的收斂性進行了較為全面的分析。

本文研究表明，無論是從全國省域?qū)用孢€是高、中、低產(chǎn)區(qū)層面，各省份綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展的絕對差異逐年擴大并沒有呈現(xiàn)σ收斂，但產(chǎn)業(yè)發(fā)展的相對差異表現(xiàn)出逐年縮小的趨勢，符合σ收斂特征；綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展趨于條件β收斂，也即初始產(chǎn)量低的省份，比初始產(chǎn)量高的省份有更高的綠色食品產(chǎn)出增長率，因而經(jīng)過一定的階段，綠色食品產(chǎn)出較低的省份會趕上產(chǎn)出高的省份，以達到以同樣速度發(fā)展的態(tài)勢。但是高、中、低產(chǎn)區(qū)各省份間條件β收斂速度并不相同，中產(chǎn)區(qū)收斂速度大于高產(chǎn)區(qū)和低產(chǎn)區(qū)。

基于以上的研究結(jié)論，認為要促進綠色食品產(chǎn)業(yè)的區(qū)域協(xié)調(diào)，必須加大對綠色食品產(chǎn)業(yè)的政策扶持力度。我國各地區(qū)綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展階段不同，產(chǎn)業(yè)發(fā)展條件也存在很大差異，有些地區(qū)綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展條件較好，但由于缺乏資金和技術(shù)，使得產(chǎn)業(yè)發(fā)展受到很大的約束，國家應(yīng)該實施差別化的綠色食品產(chǎn)業(yè)扶持政策，加強對這些地區(qū)綠色食品產(chǎn)業(yè)的財政支持力度。一是要加強綠色食品發(fā)展條件較好，但發(fā)展落后地區(qū)綠色食品生產(chǎn)企業(yè)或合作社的財政傾斜力度，通過價格補貼和稅收優(yōu)惠，引導(dǎo)更多企業(yè)和生產(chǎn)組織從事綠色食品生產(chǎn)，這不僅有助于縮小區(qū)域間綠色食品產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異，同時也將從總體上改變我國食品的供給格局，提高我國整體的食品供應(yīng)質(zhì)量；二是要進一步加強農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，通過加強農(nóng)田、水利、交通等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提高綠色食品生產(chǎn)的便利性與產(chǎn)出的穩(wěn)定性。

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A Study on the Regional Differences and Convergence of the Green Food Industry Development in China

Zhu Wentao
（Jinan University，Guangzhou 510632，China）

The development of green food industry in china shows significant regional differences.The key to realize the regional balance between supply and demand of green food lies in narrowing the regional differences in green food industry development and promoting coordinated development of the green food industry.In this article，the panel data of 30 provinces of China in 2010-2014 are used to measure the regional differences of green food industry development in china.On this basis，employing sigma convergence and beta conditional convergence model，the article also empirically tests the convergence of the green food industry development in China.The results show that the regional differences in the development of green food industry in China are significant，and the green food industry development has the characteristics of absolute divergence and relative convergence.

green food；regional differences；Theil index；convergence

F062.1；F269.27

A

1673-0461（2016）10-0071-08

10.13253/j.cnki.ddjjgl.2016.10.012

（責任編輯：李萌）

2016-05-30

http：//www.cnki.net/kcms/detail/13.1356.F.20160929.1415.012.html

時間：2016-9-29 14：15：51

朱文濤（1988-），男，福建漳州人，暨南大學(xué)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究院博士研究生，研究方向：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟。