中國生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的增長效應研究

鐘搏，趙連閣

（1. 衡陽師范學院經(jīng)濟與管理學院，湖南 衡陽 421002；2. 浙江工商大學經(jīng)濟學院，浙江 杭州 310018）

集聚經(jīng)濟是提高生產(chǎn)效率的重要因素。各地區(qū)基于資源稟賦優(yōu)勢形成的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚，有助于提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率和農(nóng)業(yè)競爭力，是農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的重要途徑[1]。隨著城鎮(zhèn)化和工業(yè)化進程不斷深入，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的作用日益凸顯[2]。近年來，中國涌現(xiàn)出斗南花卉、金鄉(xiāng)大蒜、壽光蔬菜等不少成功的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)[3]。中國是世界上最大的生豬養(yǎng)殖國，改革開放以來，中國生豬養(yǎng)殖總量和規(guī)?；潭炔粩嗵岣?。由《新中國農(nóng)業(yè)60年統(tǒng)計資料》和《中國畜牧獸醫(yī)年鑒》相關數(shù)據(jù)可知，中國豬肉產(chǎn)量由1979年的1001.4萬t增長至2017年的5451.8萬t，增長了5.44倍；2017年，中國年出欄500頭以上的規(guī)?；B(yǎng)殖場總數(shù)約21.55萬個，較2001年增長了8.13倍。然而，中國生豬養(yǎng)殖業(yè)國際競爭力依然不強，2008年以來豬肉呈遞增的凈進口態(tài)勢[4]，重要原因是養(yǎng)殖效率低下。由《全國生豬生產(chǎn)發(fā)展規(guī)劃（2016—2020年）》可知，目前中國生豬養(yǎng)殖成本比美國高40%左右、每千克增重比歐盟多消耗飼料0.5 kg左右、母豬年提供商品豬比國際先進水平低8-10頭。中國生豬養(yǎng)殖業(yè)的空間集聚特征明顯[5]，產(chǎn)業(yè)集聚能否提升生豬養(yǎng)殖業(yè)生產(chǎn)效率，即產(chǎn)生增長效應，這是值得研究的問題。本研究深入考察了中國生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的增長效應，對提高生豬養(yǎng)殖效率、提升生豬養(yǎng)殖業(yè)競爭力具有重要現(xiàn)實意義。

目前國內(nèi)外針對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚增長效應的研究多集中于種植業(yè)、畜禽養(yǎng)殖業(yè)、水產(chǎn)業(yè)等，針對生豬養(yǎng)殖業(yè)的研究尚不多見。許多研究表明，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚能產(chǎn)生顯著的增長效應。Laure等[6]研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)集聚對波蘭種植業(yè)農(nóng)戶和畜禽養(yǎng)殖戶的規(guī)模效率有顯著正向影響。Ragnar[7]的研究表明，生產(chǎn)專業(yè)化能提高三文魚產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率。賈興梅和李平[8]對中國12類農(nóng)作物的研究表明，產(chǎn)業(yè)集聚能提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率并促進各區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長。鄭風田和程郁[9]認為產(chǎn)業(yè)集聚對農(nóng)村經(jīng)濟增長有降低生產(chǎn)成本、降低交易風險和交易成本、促進配套產(chǎn)業(yè)發(fā)展、促進公共服務共享以及促進技術與知識溢出等五方面的積極作用。徐銳釗[10]的分析表明，提高區(qū)域?qū)I(yè)化程度能顯著提升油料作物產(chǎn)業(yè)的技術效率。王艷榮和劉業(yè)政[11]認為種植業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與農(nóng)業(yè)加工企業(yè)集聚能夠形成“循環(huán)累積效應”，提高農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)值和產(chǎn)量。呂超和周應恒[12]認為，蔬菜產(chǎn)業(yè)集聚能產(chǎn)生集聚經(jīng)濟，吸引土地、勞動力、資本等生產(chǎn)要素集中，并促進農(nóng)業(yè)技術外溢，對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長有顯著的正向作用。張哲晰和穆月英[13]對306個蔬菜專業(yè)村的調(diào)研表明，產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生了馬歇爾外部性，提升了土地生產(chǎn)率和勞動生產(chǎn)率。衛(wèi)龍寶和李靜[14]對安徽茶農(nóng)的調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)集群促進了農(nóng)戶之間以及農(nóng)戶與合作社之間信息、知識、技術等交流，提高了農(nóng)戶社會資本和人力資本，促進了農(nóng)戶增收。張哲晰和穆月英[15]對蔬菜種植戶的調(diào)研表明，產(chǎn)業(yè)集聚通過馬歇爾外部性對本地農(nóng)戶產(chǎn)生了增收效應，且周邊村莊的產(chǎn)業(yè)集聚對本村農(nóng)戶增收存在空間溢出。

但也有許多研究表明，產(chǎn)業(yè)集聚并不必然帶來經(jīng)濟增長或效率提升。威廉姆森假說認為，產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟增長的作用呈“倒U型”曲線[16]。在發(fā)展初期，由于基礎設施不健全，要素將向具有區(qū)位優(yōu)勢的地區(qū)集聚，帶動這些地區(qū)經(jīng)濟增長，并吸引更多要素集聚；當經(jīng)濟發(fā)展達到某一臨界水平時，集聚經(jīng)濟的作用會越來越小，過度集聚甚至會帶來要素價格高企、擁擠、過度競爭、環(huán)境污染、公共服務不足等負外部性，從而抑制經(jīng)濟增長。Fujita和Thisse[17]通過構建包含傳統(tǒng)部門、現(xiàn)代工業(yè)部門和研發(fā)部門的三部門模型，證明了威廉姆森假說。程琳琳等[18]的研究表明，隨著農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的提高，中國農(nóng)業(yè)碳效率呈先改善、后惡化的趨勢，但在農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚較低的東部地區(qū)，提高產(chǎn)業(yè)集聚將顯著提高農(nóng)業(yè)碳效率。于斌斌等[19]的研究發(fā)現(xiàn)，隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，制造業(yè)集聚對地區(qū)經(jīng)濟效率的影響呈“N”型曲線，修正了威廉姆森假說。張哲晰和穆月英[20]的研究發(fā)現(xiàn)，基礎設施建設與技術溢出對農(nóng)業(yè)碳生產(chǎn)率的影響受產(chǎn)業(yè)集聚的提高而呈“W”型曲線。

綜上所述，相關研究尚未就產(chǎn)業(yè)集聚增長效應的存在性和形態(tài)達成一致觀點，并且絕大多數(shù)研究在分析產(chǎn)業(yè)集聚增長效應時忽視了區(qū)域差異性和空間關聯(lián)性。目前中國生豬養(yǎng)殖業(yè)地區(qū)專業(yè)化態(tài)勢明顯，需要在判斷生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚增長效應的存在性和形態(tài)的基礎上進一步考察其區(qū)域差異和空間關聯(lián)。因此，本研究結合中國生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚特征，考察了生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚增長效應的存在性和形態(tài)、增長效應的區(qū)域差異性和增長效應的空間溢出等問題，并給出提升中國生豬養(yǎng)殖業(yè)競爭力的相關政策建議。

1 研究方法

1.1 模型選擇

參考王艷榮和劉業(yè)政[11]構建的反映農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與產(chǎn)出關系的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)，本研究在生豬養(yǎng)殖業(yè)生產(chǎn)函數(shù)中納入產(chǎn)業(yè)集聚變量，構建如下模型：

式中：p為產(chǎn)出量；a為產(chǎn)業(yè)集聚；k為資本投入量；l為勞動投入量；θ為影響產(chǎn)出量的其他因素。由（1）式可計算產(chǎn)業(yè)集聚對產(chǎn)出量的影響，即產(chǎn)業(yè)集聚帶來的增長效應。參考鄧宗兵等[21]、吳建寨等[22]關于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)的研究，將（1）式變換為C-D生產(chǎn)函數(shù)形式：

式中：β為待估計參數(shù)，角標代表序號。函數(shù)z(·)反映其他因素對產(chǎn)出量的影響。沈鑫琪等[23]的研究表明，提高養(yǎng)殖戶受教育水平，提高生豬養(yǎng)殖規(guī)?；侥茱@著提升生豬生產(chǎn)效率。因此，考慮人力資本h對生豬養(yǎng)殖技術和勞動者熟練程度的影響、生豬養(yǎng)殖規(guī)?；痵可能帶來的規(guī)模效應。此外，考慮飼料資源f對資源稟賦的影響以及交通條件r造成的運輸成本差異，將上述因素作為影響生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)出量的其他因素。將（2）式變換如下：

式中：A為常數(shù)。將（3）式等號兩邊取自然對數(shù)，加入a的平方項以驗證威廉姆森假說，加入r的平方項以考察交通條件對產(chǎn)出量的非線性影響，得回歸方程（4）式：

式中：η為截距項，ε為隨機擾動項，i和t分別為省份和年份。

為考察產(chǎn)業(yè)集聚對產(chǎn)出量影響的門檻效應，進一步驗證威廉姆森假說，采用Hansen[24]提出的門檻回歸方法，構建門檻回歸模型（（5）式以雙門檻回歸為例）：

式中：γ為待估計的門檻值，角標代表序號，γ1小于γ2。1(·)為示性函數(shù)，即括號內(nèi)表達式為真，取值為1，否則為0。

1.2 變量選擇

反映產(chǎn)出量的指標有生豬出欄量、生豬存欄量和豬肉產(chǎn)量等，與前兩者相比，豬肉產(chǎn)量克服了生豬品種、養(yǎng)殖條件等因素帶來的差異性。因此，本研究選擇豬肉產(chǎn)量作為產(chǎn)出量的衡量指標。

區(qū)位商指標廣泛應用于評估地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚程度，本研究運用區(qū)位商度量產(chǎn)業(yè)集聚。區(qū)位商越大則產(chǎn)業(yè)集聚程度越高，區(qū)位商大于1表明產(chǎn)業(yè)集聚程度高于全國平均水平，區(qū)位商等于1表明產(chǎn)業(yè)集聚程度與全國持平，區(qū)位商小于1表明產(chǎn)業(yè)集聚程度低于全國平均水平。然而，區(qū)位商沒有考慮產(chǎn)業(yè)規(guī)模，會出現(xiàn)產(chǎn)業(yè)規(guī)模小而區(qū)位商大的問題。為此本研究借鑒Flegg和Webber[25]的區(qū)位商計算改進方法，如下：

式中：P代表全國豬肉產(chǎn)量，m代表某省份肉類產(chǎn)量，M代表全國肉類產(chǎn)量，δ為敏感度。參考紀龍和吳文劼[26]的研究，取中等敏感度，δ等于0.3。

基于生豬養(yǎng)殖業(yè)生產(chǎn)技術特點，本研究以能繁母豬年末存欄量衡量資本投入量k，以各省份生豬養(yǎng)殖業(yè)勞動者數(shù)量衡量勞動投入量l。估算方法為：

式中：v代表農(nóng)村人口數(shù)，d代表總撫養(yǎng)比，go代表人均經(jīng)營性收入，gn代表人均純收入，ga代表人均牧業(yè)收入占經(jīng)營收入比，op代表生豬產(chǎn)值，oa代表牧業(yè)產(chǎn)值。

參考Barro和Lee[27]的研究，人力資本h以各省份就業(yè)人員受教育程度衡量，用加權平均受教育年限估算，即各受教育層次就業(yè)人員占比乘以對應的教育層次年限后加總，各教育層次年限設定為：未上過學0年、小學6年、初中9年、高中12年、大專15年、本科16年、研究生19年。本研究以年出欄超500頭生豬的養(yǎng)殖場數(shù)占年出欄超50頭生豬的養(yǎng)殖場數(shù)之比評估生豬養(yǎng)殖規(guī)模化s?？紤]到玉米是重要的生豬飼料原料，本研究以各省份玉米產(chǎn)量占全國玉米產(chǎn)量之比衡量飼料資源f。本研究以各省份交通密度衡量交通條件r，計算方法為：各省份鐵路里程與等級公路里程之和除以各省份面積。

1.3 數(shù)據(jù)來源

本研究對中國31個省份（不含港、澳、臺地區(qū)）2003—2017年的465個觀測值進行了實證分析。各省份豬肉產(chǎn)量、肉類產(chǎn)量、玉米產(chǎn)量、生豬產(chǎn)值、牧業(yè)產(chǎn)值、農(nóng)林牧漁業(yè)產(chǎn)值、農(nóng)村人口、農(nóng)村人均純收入及其構成等數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》；各省份能繁母豬年末存欄量、生豬養(yǎng)殖場數(shù)量等數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國畜牧獸醫(yī)年鑒》和《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計資料》；各省份就業(yè)人員受教育程度數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國勞動統(tǒng)計年鑒》；總撫養(yǎng)比、鐵路里程、等級公路里程數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》，極個別缺失數(shù)據(jù)采用外推法補齊。各變量名稱、單位及統(tǒng)計描述見表1。

表1 變量定義與統(tǒng)計描述Table 1 Variable def nition and descriptive statistics

2 結果與分析

2.1 中國生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚特征分析

生豬養(yǎng)殖業(yè)空間集聚受資源、經(jīng)濟、技術等因素綜合影響[5]?！度珖i生產(chǎn)發(fā)展規(guī)劃（2016—2020年）》將中國生豬養(yǎng)殖區(qū)域劃分為重點發(fā)展區(qū)、約束發(fā)展區(qū)、潛力增長區(qū)和適度發(fā)展區(qū)。重點發(fā)展區(qū)包括河北、山東、河南、重慶、廣西、四川、海南7個省份，屬于中國生豬養(yǎng)殖傳統(tǒng)核心產(chǎn)區(qū)，生豬養(yǎng)殖總量和調(diào)出量大。2017年重點發(fā)展區(qū)豬肉產(chǎn)量達2087.4萬t，占全國的38.29%。約束發(fā)展區(qū)包括北京、天津、上海等直轄市，以及江蘇、浙江、福建、安徽、江西、湖北、湖南、廣東等南方水網(wǎng)地區(qū)，該地區(qū)人口密集，生豬需求量大，但資源約束緊、環(huán)境承載能力非常有限，特別是南方水網(wǎng)地區(qū)還面臨水環(huán)境整治等任務。2017年約束發(fā)展區(qū)豬肉產(chǎn)量為2041.5萬t，占全國的37.45%，與重點發(fā)展區(qū)較接近。潛力增長區(qū)包括遼寧、吉林、黑龍江、內(nèi)蒙古等東北地區(qū)以及云南、貴州，具備發(fā)展生豬養(yǎng)殖業(yè)的生態(tài)環(huán)境、飼料資源、特色品種等方面的優(yōu)勢。2017年潛力增長區(qū)豬肉產(chǎn)量為1070.1萬t，占全國的19.63%，有很大的增長空間。適度發(fā)展區(qū)包括山西、陜西、甘肅、新疆、西藏、青海、寧夏等省份，該地區(qū)土地資源豐富，但部分省份水資源匱乏、生態(tài)環(huán)境惡劣，因此生豬養(yǎng)殖總量不大。2017年適度發(fā)展區(qū)豬肉產(chǎn)量僅為252.9萬t，僅占全國的4.64%。

圖1反映了2003—2017年中國各區(qū)域生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的情況。第一，各區(qū)域的生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚存在顯著差異，由高到低依次為約束發(fā)展區(qū)、重點發(fā)展區(qū)、潛力增長區(qū)和適度發(fā)展區(qū)，約束發(fā)展區(qū)的生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚程度接近0.9，適度發(fā)展區(qū)的生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚程度僅為0.3左右。第二，2003—2017年各區(qū)域生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚始終較為平穩(wěn)，不存在收斂或發(fā)散趨勢，說明中國近年來生豬養(yǎng)殖業(yè)區(qū)域布局相對穩(wěn)定。第三，2016年以來，約束發(fā)展區(qū)生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚略有下降，潛力增長區(qū)生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚有所上升，表明中國生豬養(yǎng)殖業(yè)的區(qū)域布局有優(yōu)化的趨勢，約束發(fā)展區(qū)的生豬養(yǎng)殖業(yè)正加速轉(zhuǎn)移，潛力增長區(qū)將成為中國生豬養(yǎng)殖業(yè)未來的增長點。

圖1 2003—2017年各區(qū)域生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚Fig. 1 Hog industrial agglomerations in different regions from 2003 to 2017

表2列示了2003—2017年中國各省份生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚及其變化情況，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚存在以下特征：第一，不同省份生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚差異明顯。湖南、四川、河南、湖北、云南等省份的產(chǎn)業(yè)集聚最高，其中2017年湖南生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚達0.685，這些省份多為生豬傳統(tǒng)養(yǎng)殖大省且處于生豬養(yǎng)殖業(yè)重點發(fā)展區(qū)、約束發(fā)展區(qū)或潛力增長區(qū)；西藏、寧夏、青海、新疆等省份的產(chǎn)業(yè)集聚最低，其中2017年西藏生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚僅為0.005，這些省份均為生豬適度發(fā)展區(qū)，屬于生豬產(chǎn)業(yè)薄弱或水資源缺乏的西部省份。第二，生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的區(qū)域梯度特征明顯。東南沿海地區(qū)、華北糧食主產(chǎn)區(qū)、中部地區(qū)以及西南地區(qū)的生豬養(yǎng)殖集聚明顯高于西北地區(qū)和東北地區(qū)，即生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚由南往北逐漸降低。第三，生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)域呈現(xiàn)出連片化態(tài)勢，產(chǎn)業(yè)集聚高的省份在地理上接近，集聚程度低的省份也在地理上接近。例如，四川、云南等地理上接近的西南省份以及河南、湖南、湖北、江西等地理上接近的中部省份生豬養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)集聚度均偏高，內(nèi)蒙古、寧夏、甘肅、青海、西藏、新疆等地理上接近的西部省份的生豬養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)集聚度均偏低，而東北省份以及東南沿海省份的生豬養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)集聚度均處于中等水平。第四，各區(qū)域內(nèi)部產(chǎn)業(yè)集聚分化態(tài)勢明顯。重點發(fā)展區(qū)中，河南、海南、河北、山東2017年產(chǎn)業(yè)集聚較2003年上升，四川、重慶、廣西則有所下降，但升降幅度均未超過20%。約束發(fā)展區(qū)中，上海、北京、江西、湖北2017年產(chǎn)業(yè)集聚較2003年上升，其中上海、北京的上升幅度均超過30%，其余省份有所下降，其中福建下降幅度達38.63%。潛力增長區(qū)中，除貴州和內(nèi)蒙古外，其余省份2017年產(chǎn)業(yè)集聚較2003年均有上升，其中吉林上升幅度達55%。適度發(fā)展區(qū)的分化最明顯，新疆2017年產(chǎn)業(yè)集聚較2003年上升了72.55%，但寧夏2017年產(chǎn)業(yè)集聚較2003年下降了46.09%。

表2 中國各省份歷年生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚情況Table 2 Hog industrial agglomeration in different provinces over the years

2.2 產(chǎn)業(yè)集聚增長效應的存在性和形態(tài)分析

為考察產(chǎn)業(yè)集聚增長效應的存在性和形態(tài)，本研究采用固定效應估計和兩階段最小二乘估計對（4）式進行了估計，采用門檻回歸對（5）式進行了估計，并進行了穩(wěn)健性檢驗。結果見表3。

由固定效應估計結果可知：產(chǎn)業(yè)集聚一次項回歸系數(shù)顯著為正，產(chǎn)業(yè)集聚平方項回歸系數(shù)顯著為負，表明在其他因素不變的情況下，提高產(chǎn)業(yè)集聚對產(chǎn)出量產(chǎn)生了先促進、后抑制的作用，即產(chǎn)業(yè)集聚對生豬養(yǎng)殖業(yè)效率的影響為顯著的“倒U型”，驗證了威廉姆森假說。當產(chǎn)業(yè)集聚等于0.551時，增長效應達到最大值，此時產(chǎn)業(yè)集聚增加0.01將平均提高地區(qū)豬肉產(chǎn)量1.64%。2017年中國絕大多數(shù)省份生豬養(yǎng)殖業(yè)的產(chǎn)業(yè)集聚程度低于0.551，表明現(xiàn)階段提升產(chǎn)業(yè)集聚能夠帶來集聚經(jīng)濟，有利于提高生豬養(yǎng)殖效率。

Ottaviano和Martin[28]認為，產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟增長互為內(nèi)生關系，兩者相互增強、存在循環(huán)因果關系。因此，為克服模型可能存在的內(nèi)生性問題，本文以滯后一期的產(chǎn)業(yè)集聚變量作為工具變量，對（4）式進行了兩階段最小二乘估計。估計結果表明，產(chǎn)業(yè)集聚及其平方項的回歸系數(shù)方向與顯著性與固定效應估計的結果相同，表明估計結果是穩(wěn)健可靠的。

通過自抽樣1000次，對門檻回歸（5）式進行了估計，搜索到兩個門檻值：0.389和0.462，將產(chǎn)業(yè)集聚變量的取值劃分為三個區(qū)間，產(chǎn)業(yè)集聚（區(qū)間1）對應于產(chǎn)業(yè)集聚小于0.389的區(qū)間，產(chǎn)業(yè)集聚（區(qū)間2）對應于產(chǎn)業(yè)集聚大于等于0.389且小于0.462的區(qū)間，產(chǎn)業(yè)集聚（區(qū)間3）對應于產(chǎn)業(yè)集聚大于等于0.462的區(qū)間。由門檻回歸結果可知：產(chǎn)業(yè)集聚的增長效應存在顯著的雙重門檻，不同區(qū)間的產(chǎn)業(yè)集聚對豬肉產(chǎn)量的影響存在顯著差異。產(chǎn)業(yè)集聚低于0.389時，其估計系數(shù)為1.822；產(chǎn)業(yè)集聚介于0.389至0.462之間時，其估計系數(shù)上升至2.303；產(chǎn)業(yè)集聚高于0.462時，其估計系數(shù)下降至1.911。估計結果表明產(chǎn)業(yè)集聚的增長效應始終顯著為正，但隨著產(chǎn)業(yè)集聚的提升，其對產(chǎn)出量的影響先增加后減少，這進一步驗證了威廉姆森假說。

表3 生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚增長效應的存在性和形態(tài)估計結果Table 3 Existence and form estimation results of the growth effect of hot industrial agglomeration

其他解釋變量估計系數(shù)的方向和顯著性也基本符合預期。資本投入量對產(chǎn)出量有顯著的正向影響，表明在其他條件不變的情況下，增加能繁母豬存欄量有助于提高豬肉產(chǎn)量。固定效應估計和兩階段最小二乘估計表明，勞動投入量對產(chǎn)出量有顯著的負向影響，表明中國生豬養(yǎng)殖業(yè)勞動力冗余，勞動力投入過多反而降低了生豬養(yǎng)殖效率。人力資本對產(chǎn)出量有顯著正向影響，表明提高人力資本能促進生豬養(yǎng)殖先進技術開發(fā)和推廣、提升生豬養(yǎng)殖技能水平，從而利于提高養(yǎng)殖效率。固定效應估計和兩階段最小二乘估計表明，生豬養(yǎng)殖規(guī)?；瘜Ξa(chǎn)出量影響不顯著，可能的原因是中國生豬養(yǎng)殖業(yè)規(guī)?；潭炔桓?，規(guī)模經(jīng)濟尚未顯現(xiàn)。飼料資源對豬肉產(chǎn)量有顯著的正向影響，表明玉米等生豬飼料資源稟賦豐富的地區(qū)能夠降低生豬飼料采購成本和飼料運輸成本，提高了生豬養(yǎng)殖總量。交通條件一次項對產(chǎn)出量的影響不顯著，但在固定效應估計中，交通條件平方項顯著為負，可能的原因是：隨著地區(qū)交通條件日益完善，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展，對生豬養(yǎng)殖業(yè)形成了“擠出效應”，制約了生豬養(yǎng)殖業(yè)的發(fā)展空間。

為保證估計結果穩(wěn)健可靠，本研究采用了變更估計方法（運用最大似然估計，自抽樣300次）和變量替換法（將產(chǎn)業(yè)集聚指標替換為基于生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)值和農(nóng)林牧漁業(yè)產(chǎn)值計算的區(qū)位商、將產(chǎn)出量的衡量由豬肉產(chǎn)量替換為生豬年出欄量，運用固定效應估計），對（4）式進行了估計。結果表明：產(chǎn)業(yè)集聚的一次項和平方項估計系數(shù)方向和顯著性沒有改變，其余控制變量的估計系數(shù)和顯著性也基本沒有改變。因此，本研究的實證結果是穩(wěn)健可靠的。

2.3 產(chǎn)業(yè)集聚增長效應的地區(qū)差異性分析

鑒于重點發(fā)展區(qū)、約束發(fā)展區(qū)、潛力增長區(qū)和適度發(fā)展區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚存在明顯差異，本研究將全國31個省份劃分為這四大區(qū)域，對（4）式進行了固定效應估計，考察生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚增長效應的地區(qū)差異性。

由估計結果可知，不同區(qū)域生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的增長效應存在顯著差異性。重點發(fā)展區(qū)和約束發(fā)展區(qū)的估計表明，產(chǎn)業(yè)集聚一次項回歸系數(shù)和平方項回歸系數(shù)均不顯著，表明提高生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對重點發(fā)展區(qū)和約束發(fā)展區(qū)的增長效應不明顯，可能的原因是這些地區(qū)資源環(huán)境受限，且生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚位于較高水平，產(chǎn)生了集聚不經(jīng)濟，抵消了增長效應。對潛力增長區(qū)的估計結果表明，產(chǎn)業(yè)集聚一次項回歸系數(shù)顯著為正、平方項回歸系數(shù)顯著為負，表明產(chǎn)業(yè)集聚的增長效應為顯著的“倒U型”，原因在于潛力增長區(qū)多為東北地區(qū)和西南地區(qū)，目前生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚程度總體不高，處于增長效應為正的階段。對適度發(fā)展區(qū)的估計結果表明，產(chǎn)業(yè)集聚一次項回歸系數(shù)顯著為正、平方項回歸系數(shù)顯著為負，說明產(chǎn)業(yè)集聚的增長效應為顯著的“倒U型”，原因在于適度發(fā)展區(qū)生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚程度普遍較低，提高生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚帶來的增長效應較明顯，但由于水資源缺乏等原因，生豬養(yǎng)殖業(yè)過度集聚反而會降低養(yǎng)殖效率（表4）。

表4 分地區(qū)生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚增長效應的估計結果Table 4 Estimation results of the growth effect of hog industrial agglomeration in different regions

2.4 產(chǎn)業(yè)集聚增長效應的空間溢出分析

運用空間杜賓模型，本研究考察了生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚增長效應的空間溢出。為確保實證結果穩(wěn)健，設定了4種空間權重矩陣，包括：空間鄰接權重矩陣（根據(jù)Rook相鄰規(guī)則，有公共邊界的區(qū)域視為相鄰）、地理距離空間權重矩陣（將兩省份的省會城市直線距離平方的倒數(shù)為權重，則距離越近，權重越大；距離越遠，權重越小[29]）、收入距離空間權重矩陣（參考林光平等[30]的研究，認為收入差距越小的省份聯(lián)系越緊密，以兩地區(qū)2017年人均實際收入之差絕對值與兩地省會城市直線距離平方乘積的倒數(shù)為權重）和經(jīng)濟距離空間權重矩陣（以兩地區(qū)2017年人均實際收入之積除以兩地省會城市直線距離平方為權重）。2017年人均實際收入基于2002年的不變價格計算，相關數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。使用空間杜賓模型的前提是數(shù)據(jù)存在空間自相關性，本研究用莫蘭指數(shù)I進行空間自相關性檢驗，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)出量的莫蘭指數(shù)I均顯著大于0，表明各省份生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)出量存在顯著的正空間自相關性。

由表5空間杜賓模型估計結果可知，在四類空間權重矩陣設定下，產(chǎn)出量的空間自回歸系數(shù)ρ均顯著為正，表明各省份生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)出量的空間溢出顯著為正，即生豬養(yǎng)殖效率高的省份相鄰近，生豬養(yǎng)殖效率低的省份也相鄰近。

基于空間杜賓模型，產(chǎn)業(yè)集聚對產(chǎn)出量影響的總效應可分解為直接效應和間接效應。直接效應反映本省份產(chǎn)業(yè)集聚通過兩條渠道影響本省份產(chǎn)出量：一是本省份產(chǎn)業(yè)集聚對本省份產(chǎn)出量的直接影響；二是本省份產(chǎn)業(yè)集聚通過對其他省份產(chǎn)出量的影響，轉(zhuǎn)而對本省份產(chǎn)出量的反饋。由表5可知，在各類空間權重矩陣設定下，直接效應為顯著的“倒U型”，表明產(chǎn)業(yè)集聚對本省份生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)出量有直接增長效應，且通過對其他省份的影響，對本省份生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)出量的增長產(chǎn)生反饋。間接效應反映其他省份產(chǎn)業(yè)集聚通過兩條渠道影響本省份產(chǎn)出量：一是其他省份產(chǎn)業(yè)集聚對本省份產(chǎn)出量的影響；二是其他省份產(chǎn)業(yè)集聚通過對其他省份產(chǎn)出量的影響，轉(zhuǎn)而對本省份產(chǎn)出量的反饋。由表5可知，在收入距離權重矩陣設定下，間接效應也為顯著的“倒U型”，表明收入差距較小的省份之間，其他省份生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對本省份生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)出量存在顯著的間接增長效應和反饋。由總效應估計結果可知，在地理距離權重矩陣、收入距離權重矩陣和經(jīng)濟距離權重矩陣設定下，產(chǎn)業(yè)集聚每提高0.01，集聚經(jīng)濟的最大值分別為：3.24%、3.36%和3.32%，均高于不考慮空間溢出的情形，表明生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚增長效應的空間溢出提高了生豬產(chǎn)出量。

表5 生豬養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)集聚增長效應的空間杜賓模型估計結果Table 5 SDM estimation results of the growth effect of hog industrial agglomeration

3 結論

本研究運用改進的區(qū)位商分析了中國生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的特征，并基于2003—2017年中國31個省份的面板數(shù)據(jù)，實證分析了中國生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的增長效應，得出以下結論：

1）中國生豬養(yǎng)殖業(yè)的產(chǎn)業(yè)集聚態(tài)勢非常明顯，各區(qū)域生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚存在顯著差異，約束發(fā)展區(qū)和重點發(fā)展區(qū)部分傳統(tǒng)生豬養(yǎng)殖大省的產(chǎn)業(yè)集聚最高。從地域分布狀態(tài)看，生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚表現(xiàn)為梯度特征和連片化趨勢。從時間趨勢看，各區(qū)域生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚程度相對穩(wěn)定，約束發(fā)展區(qū)有下降趨勢、潛力增長區(qū)有上升趨勢，各區(qū)域內(nèi)部分化明顯。

2）產(chǎn)業(yè)集聚對生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)出量的影響為顯著的“倒U型”，表明在產(chǎn)業(yè)集聚程度較低時，產(chǎn)業(yè)集聚帶來的增長效應能提高生豬養(yǎng)殖效率；當產(chǎn)業(yè)集聚程度過高時，集聚不經(jīng)濟反而會抑制增長效應，并會降低生豬養(yǎng)殖效率，威廉姆森假說成立。目前絕大多數(shù)省份的產(chǎn)業(yè)集聚尚未達到“倒U型”曲線頂點，提高產(chǎn)業(yè)集聚能產(chǎn)生顯著的增長效應。產(chǎn)業(yè)集聚增長效應存在顯著雙重門檻，產(chǎn)業(yè)集聚介于0.389至0.462時的增長效應最強。

3）產(chǎn)業(yè)集聚的增長效應存在明顯的地區(qū)差異，產(chǎn)業(yè)集聚對重點發(fā)展區(qū)和約束發(fā)展區(qū)生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)出量的影響不顯著，對潛力增長區(qū)和適度發(fā)展區(qū)豬肉產(chǎn)量的影響為顯著的“倒U型”。

4）在考慮空間關聯(lián)的情況下，產(chǎn)業(yè)集聚的增長效應存在顯著的空間溢出，空間溢出的直接效應在各類空間權重矩陣設定下均顯著存在，空間溢出提高了產(chǎn)業(yè)集聚的增長效應。

4 對策建議

1）提升生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的增長效應。為提升產(chǎn)業(yè)集聚的增長效應，應營造良好的區(qū)域產(chǎn)業(yè)環(huán)境，例如創(chuàng)建生豬標準化養(yǎng)殖示范園區(qū)、建立市場信息網(wǎng)絡服務平臺、改善生豬交易市場基礎設施和配套設施等。政府應獎勵或補貼生豬標準化規(guī)模養(yǎng)殖小區(qū)建設，落實養(yǎng)殖場用地按農(nóng)用地管理政策。當?shù)卣€應結合地方特色，開發(fā)地方生豬優(yōu)質(zhì)品種，打造獨具地方特色的生豬品牌，通過地理標志認證、綠色食品認證等，提升生豬養(yǎng)殖業(yè)附加值。

2）促進生豬養(yǎng)殖業(yè)向優(yōu)勢區(qū)域集聚。生豬養(yǎng)殖業(yè)合理的空間布局是發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集聚增長效應并提升國際競爭力的關鍵。政府應綜合考慮各地區(qū)資源稟賦、消費偏好、產(chǎn)業(yè)基礎、環(huán)境約束等因素，引導生豬養(yǎng)殖業(yè)向優(yōu)勢區(qū)域集聚，發(fā)揮區(qū)域比較優(yōu)勢，降低養(yǎng)殖成本、提高養(yǎng)殖效率。具體而言，重點發(fā)展區(qū)要強化該地區(qū)的冷鏈物流運輸體系，完善價格監(jiān)測系統(tǒng)，穩(wěn)定產(chǎn)出總量和調(diào)出量，努力成為中國生豬養(yǎng)殖業(yè)的壓艙石。約束發(fā)展區(qū)受綜合成本和環(huán)境承載力限制，應適當降低產(chǎn)業(yè)集聚，并努力提升生豬養(yǎng)殖標準化、規(guī)?；?、集約化水平。潛力增長區(qū)應利用飼料資源、環(huán)境容量等區(qū)位優(yōu)勢，進一步提高產(chǎn)業(yè)集聚程度，帶動相關配套產(chǎn)業(yè)發(fā)展。適度發(fā)展區(qū)應考慮水資源匱乏、土地資源豐富的實際情況，推進適度規(guī)模養(yǎng)殖，并推廣農(nóng)牧結合。

3）強化生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚增長效應的空間溢出?？臻g溢出增強了生豬養(yǎng)殖業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚的增長效應，因此需要加強各區(qū)域生豬養(yǎng)殖技術交流，促進生豬養(yǎng)殖業(yè)優(yōu)勢省份的資源互補和聯(lián)動。政府可通過兩個方面提升增長效應的空間溢出：第一，打破地區(qū)生豬養(yǎng)殖知識、信息交流壁壘，促進跨區(qū)生豬養(yǎng)殖業(yè)合作，鼓勵生豬養(yǎng)殖技術和管理發(fā)達地區(qū)輻射帶動落后地區(qū)發(fā)展。例如上海、北京等特大城市可以與內(nèi)地生豬養(yǎng)殖調(diào)出大省建立跨區(qū)域養(yǎng)殖示范基地，促進技術溢出，協(xié)調(diào)資金和資源向潛力增長區(qū)和重點發(fā)展區(qū)轉(zhuǎn)移，降低大城市的生態(tài)環(huán)境壓力，提高其他省份的生豬養(yǎng)殖效率。第二，構建生豬養(yǎng)殖技術和管理經(jīng)驗的交流平臺，加強生豬育種、防疫、污染治理技術交流與創(chuàng)新，資助或獎勵生豬養(yǎng)殖業(yè)創(chuàng)新實踐項目，采用租賃、入股等模式，推動龍頭企業(yè)、科研院所與養(yǎng)殖戶對接。