王婷 張應(yīng)雪 陳思思 田啟會 汪延明

摘要 本文從飲食文化著手，將特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈作為研究樣本，采取問卷調(diào)查的形式收集數(shù)據(jù)，并運用二元Logistic模型，進行實證研究，分析飲食文化對特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈延伸的具體影響。結(jié)果表明，飲食文化對特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈延伸產(chǎn)生明顯正向影響，飲食文化對特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈上、中、下游促進強度有所差異，其中，飲食文化對下游的促進強度最大，上游次之，中游最小。研究提出了促進特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈上、中、下游的建議，為特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈發(fā)展提供參考。

關(guān)鍵詞 特色農(nóng)產(chǎn)品；產(chǎn)業(yè)鏈延伸；飲食文化；農(nóng)民增收

中圖分類號 F327? ?文獻標(biāo)識碼 A

文章編號 1007-7731（2024）09-0126-04

特色農(nóng)產(chǎn)品是指在特定條件下形成的，具有一定規(guī)模性、區(qū)域性和優(yōu)良性的農(nóng)產(chǎn)品[1]。對特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)前、產(chǎn)中和產(chǎn)后的研究主要聚焦農(nóng)業(yè)政策實施情況、新農(nóng)業(yè)科技以及銷售渠道[2]?；趯μ厣r(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)的重視，諸多研究不僅關(guān)注特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)，還關(guān)注特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈。特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈?zhǔn)且粋€由特定地區(qū)的自然環(huán)境、地理狀況和人文因素構(gòu)建的，涵蓋了農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)、加工、儲存和銷售等環(huán)節(jié)的經(jīng)濟增長過程。當(dāng)前，對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈的探討主要是從農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈的定義、組織模型、運營效果及影響因素、延伸構(gòu)建與利用幾個方面開展[3]。王凱[4]對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈經(jīng)營的理論和實務(wù)問題開展了比較系統(tǒng)的研究。趙緒福等[5]研究了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈的增值效應(yīng)與拓寬優(yōu)化。趙緒福[6]對特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈的定義、路徑和準(zhǔn)則進行了深入探討。李杰義[7]也對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈的含義、種類以及其在地區(qū)經(jīng)濟中的影響進行了深入研究。綜上可知，現(xiàn)有研究對飲食文化、特色農(nóng)業(yè)和特色農(nóng)產(chǎn)品相關(guān)內(nèi)容的研究成果較多，但飲食文化帶動特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈延伸方面的研究較少[8-9]。因此，本文從飲食文化著手，通過研究飲食文化對特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈延伸的影響，為特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈發(fā)展提供參考。

1 材料和方法

1.1 理論分析與研究假設(shè)

特色農(nóng)業(yè)是圍繞市場需求，以效益為中心，依據(jù)區(qū)域農(nóng)業(yè)資源優(yōu)勢及特點，突出地域特色，獨具優(yōu)勢的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)體系[10-11]。以飲食文化為核心的特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈見效快、發(fā)展好。飲食文化作為特色農(nóng)產(chǎn)品的載體，為特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈延伸提供了重要的基礎(chǔ)。而特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈的延伸促進了飲食文化的發(fā)展，兩者相輔相成，相互促進。由此，得到本文第一個假設(shè)：

H1：飲食文化對特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈的延伸發(fā)展具有明顯影響，兩者呈正向相關(guān)關(guān)系。

特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈分為上游、中游和下游3個部分[12-13]。在產(chǎn)業(yè)鏈的上游（供應(yīng)端）主要利用地域特色的資源和環(huán)境，生產(chǎn)獨具特色的農(nóng)產(chǎn)品和原材料。中游（轉(zhuǎn)換端）主要提供特色農(nóng)產(chǎn)品的加工處理、儲存和運輸。下游（需求端）是特色農(nóng)產(chǎn)品的銷售環(huán)節(jié)。產(chǎn)業(yè)鏈上游的延伸發(fā)展，主要是特色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)的延伸。產(chǎn)業(yè)鏈中游的延伸發(fā)展，主要體現(xiàn)在對本土農(nóng)產(chǎn)品進行深度加工，并運用傳統(tǒng)技術(shù)來處理特色農(nóng)產(chǎn)品，以獲得更大的經(jīng)濟收益。產(chǎn)業(yè)鏈下游的延伸發(fā)展，主要體現(xiàn)在開拓市場、打造鄉(xiāng)村品牌方面。以飲食文化為核心，引入電商平臺推廣特色品牌，吸引消費者消費，促進經(jīng)濟增長。由此，得到本文的第二個假設(shè)：

H2：飲食文化對特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈的上、中、下游延伸發(fā)展均具有明顯正向影響。

1.2 研究設(shè)計

1.2.1 數(shù)據(jù)來源? 貴州地區(qū)自然資源豐富，農(nóng)業(yè)人口占比大，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展較好，在地理環(huán)境因素影響下形成了較多特色農(nóng)產(chǎn)品。因此，本文以貴州為研究區(qū)域，以研究區(qū)域部分村民為主要調(diào)查對象，根據(jù)調(diào)研目的設(shè)計調(diào)查問卷，通過發(fā)放電子調(diào)研問卷形式開展調(diào)研。共發(fā)放問卷250份，回收有效問卷217份，問卷有效率為86.8%。調(diào)研時間為2023年9—12月。

1.2.2 變量選取? （1）本研究的因變量是特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈延伸。運用李克特五級量表，通過測試語句“本地特色農(nóng)產(chǎn)品的推廣與發(fā)展情況”和“哪些方面對特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈發(fā)展具有重要作用”來測度特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈延伸。在運用李克特五級量表進行測量時，數(shù)字1、2、3、4和5是對測試語句的認(rèn)同進行量化的值，1表示很不認(rèn)同，2表示不認(rèn)同，3表示基本認(rèn)同，4表示認(rèn)同，5表示很認(rèn)同。將問卷數(shù)據(jù)規(guī)范導(dǎo)入SPSS 17.0軟件計算出特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈延伸得分（表1）。（2）本研究的自變量是飲食文化。運用李克特五級量表，通過測試語句“您認(rèn)為飲食文化對特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈發(fā)展的影響”來測度飲食文化。（3）特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈延伸也會受到人口統(tǒng)計特征和當(dāng)?shù)匕l(fā)展環(huán)境特征的影響，為更好地研究飲食文化對特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈延伸的影響，引入人口統(tǒng)計特征及農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)發(fā)展環(huán)境特征作為控制變量進行分析。人口統(tǒng)計特征，主要包括文化程度、年齡、性別、民族4個變量。農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)發(fā)展特征包括購買意愿和發(fā)展環(huán)境，均為數(shù)值型變量，可直接進行分析。

1.2.3 數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計? （1）人口統(tǒng)計特征。217位受訪群眾中，男性和女性分別占48.4%和51.6%，受訪者男女比例較為均衡。受訪群眾中少數(shù)民族占35.3%，漢族占64.7%，可以看出受訪者中漢族較多；受訪者中18～22歲占比41.7%，22～26歲占比21.5%，即受訪者大多數(shù)處于青年階段；受訪者的文化程度，初中文化水平占比19.2%，高中文化水平占比49.0%，本科文化水平占比14.6%，可以看出大部分受訪群眾的受教育程度屬于中等水平；受訪者在研究區(qū)域分布較為均衡。（2）農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)發(fā)展特征。購買意愿得分均值為3.08，其中，得分在3～5分的占比為65.4%。發(fā)展環(huán)境得分均值為3.33，其中，得分在3～5分的占比為64.7%。

1.3 模型構(gòu)建

本研究變量值均通過李克特五級量表測量得出，為連續(xù)型變量，為滿足二元Logistic模型基本設(shè)定，本研究將特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈延伸指標(biāo)根據(jù)得分情況劃為兩類，得分在1～3.5區(qū)間定義為對特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈延伸影響一般，得分在3.5～5區(qū)間定義為影響明顯，將特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈延伸變量轉(zhuǎn)為0、1虛擬變量，分別表示影響一般和影響明顯。將二元處理后的特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈延伸和特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈上、中、下游延伸作為因變量，飲食文化作為自變量，人口統(tǒng)計特征和農(nóng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r作為控制變量，進行兩次二元Logistic回歸，對應(yīng)的模型設(shè)定如下。

式（1）中， β0為常數(shù)項；Xi表示第i個因素對特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈延伸的影響，包括自變量和控制變量；βi代表模型中i個影響因素的回歸系數(shù)；ε為隨機誤差項。

2 結(jié)果與分析

在模型回歸前，對調(diào)查問卷進行了適用性檢驗，KMO檢驗所得數(shù)值是0.801，Bartlett球形度顯著程度低于0.001，說明問卷具備良好的可靠性和有效性。此外，所有回歸模型中各個因素的方差膨脹因子均小于5，表明變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性。二元Logistic回歸的霍斯默—萊梅肖顯著性大于0.05，說明模型運算出的結(jié)果能真實反映出變量間的真實關(guān)系?；羲鼓诸惐砜傮w百分比為77，模型預(yù)測率為77%，表明模型與觀測值能夠很好擬合。

2.1 飲食文化對特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈延伸的影響

表2估計結(jié)果表明，飲食文化對特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈延伸有明顯促進作用，每提高1單位，相對于影響一般，影響明顯發(fā)生的概率提高0.482倍，研究假設(shè)H1成立。購買意愿的估計系數(shù)為0.426，且在0.01的置信水平上有統(tǒng)計學(xué)意義，這說明購買意愿對特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈延伸具有明顯正向影響，購買意愿影響了特色農(nóng)產(chǎn)品的需求量和市場表現(xiàn)，從而影響整個產(chǎn)業(yè)鏈的運作和發(fā)展。發(fā)展環(huán)境的估計系數(shù)為0.378，在0.01的置信水平上有統(tǒng)計學(xué)意義，說明發(fā)展環(huán)境對特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈延伸具有明顯正向影響，發(fā)展環(huán)境中政策支持、市場需求、技術(shù)水平和創(chuàng)新等方面的改善可以促進特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈的延伸和發(fā)展。文化程度的估計參數(shù)在-0.185，影響無統(tǒng)計學(xué)意義，可能是因為特色農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)、加工和包裝以及特色農(nóng)產(chǎn)品的銷售等方面不完全依賴個體的文化程度。

2.2 飲食文化對特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈上、中、下游延伸的影響

由表3可知，飲食文化的估計系數(shù)為0.076，并且在0.05的置信水平上為正值，即飲食文化能夠有效推動特色農(nóng)產(chǎn)品的前端拓展，這種影響主要體現(xiàn)在生產(chǎn)獨特的食物原料和初級產(chǎn)品方面，推動了特色農(nóng)產(chǎn)品種苗技術(shù)的應(yīng)用范圍、農(nóng)業(yè)設(shè)備的技術(shù)水準(zhǔn)、病蟲害防治能力及種植技巧等方面的進步，進一步提高了特色農(nóng)產(chǎn)品的質(zhì)量。飲食文化促進特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈上、中、下游延伸的強度有所差異，其中，下游最強，上游次之，中游最弱，飲食文化對下游的延伸主要是進行文化品牌打造和市場的開拓。整體上看，飲食文化對特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈下游延伸的影響最強。

為確保估計結(jié)果的穩(wěn)健性，更換計量模型，用OLS模型進行全樣本回歸。表4報告了模型回歸結(jié)果，飲食文化估計系數(shù)表明，飲食文化對特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈延伸有明顯促進作用，飲食文化每提高1%，特色農(nóng)產(chǎn)品系數(shù)提高0.121%，自變量系數(shù)與基準(zhǔn)模型估計結(jié)果保持一致。

3 結(jié)論與討論

本文基于飲食文化與特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈延伸的內(nèi)在邏輯關(guān)系，提出理論假設(shè)，設(shè)計問卷并搜集數(shù)據(jù)，運用二元Logistic模型，進行實證檢驗，分析飲食文化對特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈延伸的具體影響，得到以下主要結(jié)論：飲食文化對特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈延伸產(chǎn)生明顯正向影響，在替換估計模型的穩(wěn)健性檢驗后，該結(jié)論仍然成立；飲食文化對特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈上、中、下游促進強度有所差異，其中，飲食文化對下游的促進強度最大，上游次之，中游最小。

基于本文的研究結(jié)果，提出以下建議：（1）特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈的上游遵循“自由種植，自由養(yǎng)殖”的原生態(tài)生產(chǎn)機制，降低對化學(xué)農(nóng)藥和化肥的依賴，逐步采用低農(nóng)藥化肥技術(shù)生產(chǎn)原材料，從原材料的品質(zhì)上滿足消費需求，保證原材料獨特的味道，培育出健康、優(yōu)質(zhì)的幼苗種子。（2）特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈的中游遵循“綠色、環(huán)保、高效”的加工、包裝和倉儲機制。在加工過程，采用綠色加工模式，保證各個加工過程中的干凈與高效，在產(chǎn)品包裝方面，結(jié)合當(dāng)?shù)仫嬍澄幕厣?，設(shè)計出與特色文化有關(guān)的產(chǎn)品包裝，做出符合當(dāng)?shù)仡櫩惋嬍澄幕枨蠛蜐M足外來顧客飲食文化興趣的產(chǎn)品。在倉儲過程中，采用冷鏈物流和傳統(tǒng)倉儲方式相結(jié)合的模式，保證食材的新鮮，保留食物獨特的味道，以此來滿足消費需求。（3）特色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈的下游創(chuàng)新。一方面，創(chuàng)新傳統(tǒng)的特色農(nóng)產(chǎn)品銷售模式，引導(dǎo)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和特色農(nóng)產(chǎn)品銷售企業(yè)、合作社等組織以訂單農(nóng)業(yè)為紐帶，打造產(chǎn)銷聯(lián)盟并結(jié)合消費者需求與上游對接，形成地方飲食文化與外來飲食文化相結(jié)合的營銷模式。另一方面，結(jié)合綠色健康的飲食文化，做好特色農(nóng)產(chǎn)品的對外宣傳工作，加快農(nóng)村電商和物流配送體系建設(shè)，擴大網(wǎng)上宣傳力度，提高特色農(nóng)產(chǎn)品品牌知名度。

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