羅富民

（樂(lè)山師范學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，四川 樂(lè)山 614000）

茶產(chǎn)業(yè)空間集聚對(duì)農(nóng)民增收的影響研究
——基于動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的實(shí)證

羅富民

（樂(lè)山師范學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，四川 樂(lè)山 614000）

文章就茶產(chǎn)業(yè)空間集聚對(duì)農(nóng)民增收的影響進(jìn)行了理論解釋和實(shí)證分析。研究表明：茶產(chǎn)業(yè)空間集聚可以從增強(qiáng)品牌效應(yīng)、提升市場(chǎng)地位、提升生產(chǎn)效率、降低種植成本等多個(gè)層面對(duì)農(nóng)民增收產(chǎn)生積極影響；而實(shí)證分析結(jié)果也表明我國(guó)18個(gè)產(chǎn)茶省近年來(lái)茶產(chǎn)業(yè)空間集聚度的提升對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)產(chǎn)生了積極作用。

茶產(chǎn)業(yè)；空間集聚；農(nóng)民收入；動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型

0 引言

茶產(chǎn)業(yè)是我國(guó)傳統(tǒng)特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)，近年來(lái)已經(jīng)發(fā)展成為茶葉主產(chǎn)區(qū)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的支柱產(chǎn)業(yè)?！笆濉逼陂g我國(guó)茶園種植面積、茶葉產(chǎn)量和產(chǎn)值呈現(xiàn)大幅增長(zhǎng)趨勢(shì)。截至2015年末，全國(guó)18個(gè)產(chǎn)茶省的茶園種植面積為4316萬(wàn)畝，是2010末的1.46倍，年均增長(zhǎng)7.8%；茶葉總產(chǎn)量達(dá)到227.8萬(wàn)噸，是2010年末的1.54倍，年均增長(zhǎng)9.1%；茶葉總產(chǎn)值達(dá)到1519.2億元，是2010年末的2.48倍，年均增長(zhǎng)19.9%①。

當(dāng)前，對(duì)于產(chǎn)業(yè)空間集聚的研究主要集中在制造業(yè)領(lǐng)域，而農(nóng)業(yè)空間集聚問(wèn)題一直作為一種自然現(xiàn)象而未引起足夠的重視，研究文獻(xiàn)較少。比如楊麗、王鵬生研究指出農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚能實(shí)現(xiàn)小農(nóng)經(jīng)濟(jì)與規(guī)模經(jīng)濟(jì)的有機(jī)結(jié)合[1]；李二玲、龐安超、朱紀(jì)廣對(duì)中國(guó)農(nóng)業(yè)地理集聚格局演化及其機(jī)制進(jìn)行了分析[2]。茶葉種植作為我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要領(lǐng)域，也呈現(xiàn)出不同程度的空間集聚現(xiàn)象。宋燕平、王艷榮以安徽省為例對(duì)茶產(chǎn)業(yè)空間集聚狀況及對(duì)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的效應(yīng)進(jìn)行了探討[3]；楊洋、劉穎、張琦對(duì)安徽茶產(chǎn)業(yè)集中程度及其發(fā)展對(duì)策進(jìn)行了研究[4]；衛(wèi)龍寶、李靜對(duì)我國(guó)茶葉主產(chǎn)區(qū)的產(chǎn)業(yè)空間集聚度進(jìn)行了分析，并探討了茶葉生產(chǎn)技術(shù)效率的影響因素[5]。

當(dāng)前茶葉種植已經(jīng)成為茶葉主產(chǎn)區(qū)農(nóng)民增收的重要途徑。那么茶葉空間集聚是否會(huì)對(duì)農(nóng)民增收產(chǎn)生積極作用值得我們關(guān)注和研究。因此，與上述研究不同的是，本文主要擬對(duì)茶產(chǎn)業(yè)空間集聚對(duì)農(nóng)民增收的作用進(jìn)行理論解釋，并以我國(guó)18個(gè)產(chǎn)茶省為例，對(duì)茶產(chǎn)業(yè)空間集聚度進(jìn)行測(cè)算，在此基礎(chǔ)上，應(yīng)用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型分析其對(duì)農(nóng)民增收的作用。

1 茶產(chǎn)業(yè)空間集聚對(duì)農(nóng)民增收的影響機(jī)理

茶產(chǎn)業(yè)空間集聚對(duì)農(nóng)民增收的作用途徑，就理論層面而言主要體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：

一是茶產(chǎn)業(yè)空間集聚產(chǎn)生的品牌效應(yīng)有利于提升茶葉附加值，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)民增收。茶產(chǎn)業(yè)空間集聚首先表現(xiàn)在某一特定區(qū)域茶葉種植規(guī)模的擴(kuò)大，這種擴(kuò)大可以提升茶葉種植在該地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的重要程度，還可以擴(kuò)大該地區(qū)茶葉種植對(duì)周邊區(qū)域的影響程度。特別是茶葉主產(chǎn)區(qū)國(guó)家地理標(biāo)志保護(hù)產(chǎn)品制度的實(shí)施，使得茶葉生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的地域品牌將得以樹(shù)立。而隨著影響力的不斷擴(kuò)大和品牌知名度的不斷提升，茶葉品牌的附加值將顯現(xiàn)。主要表現(xiàn)在品牌知名度較高的茶產(chǎn)品在售價(jià)上往往會(huì)高于同類型的其他茶產(chǎn)品，進(jìn)而有利于促進(jìn)茶葉種植農(nóng)戶的收入。

二是茶產(chǎn)業(yè)空間集聚有利于提升農(nóng)民市場(chǎng)交易地位，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)民增收。在茶產(chǎn)業(yè)空間集聚的區(qū)域內(nèi)，不但茶葉種植的規(guī)模大，而且投身于茶葉種植的農(nóng)戶也會(huì)日益增多。雖然同一種植區(qū)域的不同農(nóng)戶間存在一定程度的競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系。但是，越來(lái)越多的農(nóng)戶認(rèn)識(shí)到單打獨(dú)斗已經(jīng)不能適應(yīng)現(xiàn)代市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要。因此，在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的壓力下，茶農(nóng)為了爭(zhēng)取自身利益會(huì)自發(fā)形成各種茶葉生產(chǎn)協(xié)會(huì)，或者茶葉種植合作社。協(xié)會(huì)和合作社的成立，不但有利于開(kāi)拓茶葉銷售市場(chǎng)，而且使得茶農(nóng)在市場(chǎng)交易的價(jià)格談判中處于有利地位；進(jìn)而又利于維護(hù)茶農(nóng)市場(chǎng)交易中的利益，促進(jìn)農(nóng)民增收。

三是茶產(chǎn)業(yè)空間集聚有利于提升茶葉生產(chǎn)效率、降低茶農(nóng)種植成本，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)民增收。茶產(chǎn)業(yè)空間集聚為茶葉生產(chǎn)種植技術(shù)的推廣創(chuàng)造了有利條件。這是因?yàn)橄鄬?duì)于分散種植而言，茶葉在某一區(qū)域的集中種植，可以降低茶葉生產(chǎn)種植技術(shù)的推廣成本。另一方面，相對(duì)于分散種植而言，茶葉的集聚種植，也便于農(nóng)戶之間進(jìn)行茶葉種植的技術(shù)交流，進(jìn)而提升技術(shù)效率。茶產(chǎn)業(yè)空間集聚還可以促進(jìn)地方政府加強(qiáng)茶葉生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，減少茶農(nóng)在茶葉生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)中自身投入。隨著生產(chǎn)效率的提升和種植成本的下降，茶農(nóng)在既定的茶園種植面積上，可以產(chǎn)生更多的茶葉產(chǎn)量，而投入更少的生產(chǎn)成本，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)民生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)收入的提升。

2 茶產(chǎn)業(yè)空間集聚對(duì)農(nóng)民增收影響的實(shí)證分析

2.1 計(jì)量模型的建立

為了驗(yàn)證茶產(chǎn)業(yè)空間集聚對(duì)農(nóng)民增收存在怎樣的影響，需要建立一個(gè)以農(nóng)民收入為被解釋變量，茶產(chǎn)業(yè)空間集聚程度為解釋變量的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。由于農(nóng)民收入包括家庭經(jīng)營(yíng)收入、工資性收入和財(cái)產(chǎn)性收入等，而茶葉種植收入主要屬于家庭經(jīng)營(yíng)收入。因此，本文主要分析茶葉空間集聚對(duì)農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入的影響。另一方面，農(nóng)戶的家庭經(jīng)營(yíng)收入還可能來(lái)源于茶產(chǎn)業(yè)外的其他農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)領(lǐng)域，因此在計(jì)量模型中將整個(gè)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值作為控制變量。

此外，農(nóng)民的家庭經(jīng)營(yíng)收入還可能存在一定慣性，即當(dāng)期的收入可能會(huì)受到前期收入水平的影響。這是因?yàn)椋彝ソ?jīng)營(yíng)收入屬于生產(chǎn)性收入，如果前期家庭收入較高會(huì)影響到農(nóng)民當(dāng)前生產(chǎn)的積極性，進(jìn)而提高當(dāng)期收入；反之前期收入較低則削弱積極性，進(jìn)而降低當(dāng)期收入。此外，前期收入水平還可以通過(guò)影響資本積累進(jìn)而對(duì)當(dāng)期收入水平產(chǎn)生影響。這些因素都可能導(dǎo)致農(nóng)民收入水平存在跨期相關(guān)性。而這種跨期相關(guān)性，可以通過(guò)建立動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型予以反映。與普通面板數(shù)據(jù)模型相比，動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型主要是要引入被解釋變量的滯后項(xiàng)作為解釋變量。而隨著被解釋變量滯后項(xiàng)的引入，還可以“規(guī)避解釋變量遺漏所帶來(lái)的參數(shù)估計(jì)不一致”[6]。

基于上述建模思路，本文以農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入為被解釋變量，以農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入水平的一階滯后項(xiàng)、茶產(chǎn)業(yè)空間集聚程度、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值等為解釋變量，建立如下動(dòng)態(tài)面板模型：

在模型（1）中，Iit、Ιit-1分別表示第 i個(gè)區(qū)域 t時(shí)期和t-1時(shí)期的農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入，Kit表示第i個(gè)區(qū)域t時(shí)期的茶產(chǎn)業(yè)空間集聚度；Nit表示第i個(gè)區(qū)域t時(shí)期的整個(gè)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2.2 樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所選取的樣本為我國(guó)18個(gè)茶葉主產(chǎn)區(qū)，1997—2013年各年間的相關(guān)數(shù)據(jù)。在對(duì)茶產(chǎn)業(yè)的空間集聚程度測(cè)算上，借鑒衛(wèi)龍寶、李靜的研究主要采用區(qū)位商方法，具體計(jì)算公式如下：

在模型(1)中，農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入數(shù)據(jù)、農(nóng)業(yè)產(chǎn)值數(shù)據(jù)，以及計(jì)算上茶產(chǎn)業(yè)空間聚集度的相關(guān)數(shù)據(jù)均來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（1998—2014）》《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒（1998—2014）》。在具體模型估計(jì)過(guò)程中，為了保持量綱的相對(duì)一致性，對(duì)農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入和農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的數(shù)據(jù)作對(duì)數(shù)化處理。各個(gè)變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果見(jiàn)表1：

表1 各個(gè)變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果

2.3 模型估計(jì)方法

在對(duì)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型（1）進(jìn)行估計(jì)的過(guò)程中，可能會(huì)面臨的問(wèn)題是：農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入水平的一階滯后項(xiàng)與誤差項(xiàng)存在相關(guān)性；農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入水平與茶葉空間聚集度之間也可能存在雙向因果關(guān)系，進(jìn)而導(dǎo)致聯(lián)立內(nèi)生性問(wèn)題。由于上述問(wèn)題的存在，如果采用帶有固定效應(yīng)或隨機(jī)效應(yīng)的普通面板數(shù)據(jù)模型的最小二乘法進(jìn)行分析，會(huì)造成估計(jì)系數(shù)的有偏性和非一致性。為了解決這一問(wèn)題，Arellano&Bond提出了一階差分廣義矩方法（Firstdifferenced GMM），對(duì)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行分析[7]；Arellano&Bover、Blundell&Bond 則在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步提出了系統(tǒng)廣義矩方法（System GMM）[8-9]。

為了說(shuō)明動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的估計(jì)方法，以模型(1)為例，對(duì)其進(jìn)行一階差分變換后可以得到下式：

在式（3）中，ΔIit-1依然與 Δεit存在相關(guān)性，而 I－it-2、Iit-3、Iit-4等與 Δεit不相關(guān)，但與 ΔIit-1相關(guān)。因此，可以它們作為工具變量對(duì)模型（1）進(jìn)行估計(jì)。這種方法被稱之為差分GMM估計(jì)，即對(duì)進(jìn)行差分變換后的方程進(jìn)行GMM估計(jì)。采用差分GMM進(jìn)行估計(jì)可能存在的問(wèn)題是，如果Iit-2與ΔIit-1相關(guān)性可能很弱，就會(huì)導(dǎo)致弱工具變量問(wèn)題。為了解決這一問(wèn)題，Arellano&Bover提出了水平GMM方法。而B(niǎo)lundell&Bond則將差分GMM和水平GMM估計(jì)方法結(jié)合在一起，提出了系統(tǒng)GMM估計(jì)方法。在對(duì)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行差分GMM估計(jì)和系統(tǒng)GMM估計(jì)中，需要對(duì)模型設(shè)定的合理性和工具變量的有效性進(jìn)行檢驗(yàn)。根據(jù)Arellano&Bover、Blundell&Bond的研究，可以采用Sargan統(tǒng)計(jì)量來(lái)檢驗(yàn)工具變量的有效性，用差分方程的二階序列相關(guān)檢驗(yàn)AR（2）統(tǒng)計(jì)量來(lái)判斷隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)是否存在序列相關(guān)。

2.4 計(jì)量分析結(jié)果及解釋

本文在Stata11軟件中分別采用差分廣義矩和系統(tǒng)廣義矩方法，對(duì)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型（1）進(jìn)行估計(jì)。在估計(jì)過(guò)程中，由于樣本數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度較短，因此將工具變量的最大滯后階數(shù)設(shè)定為3，其他選項(xiàng)的設(shè)定采用程序默認(rèn)方式。具體估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2：

表2 模型估計(jì)結(jié)果

由表2可知，無(wú)論是差分GMM估計(jì)還是系統(tǒng)GMM估計(jì)，Wald檢驗(yàn)均表明，模型中各個(gè)變量的引入是有效的；Sargan檢驗(yàn)表明模型估計(jì)采用的工具變量是有效的；AR(2)檢驗(yàn)表明不存在二階自相關(guān)，模型的設(shè)定比較合理。

而從表2的估計(jì)結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，變量K的系數(shù)為正，表明茶產(chǎn)業(yè)的空間聚集度提升有利于促進(jìn)農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入增長(zhǎng)。具體而言，茶產(chǎn)業(yè)空間聚集度提升1個(gè)單位，可以促進(jìn)農(nóng)民家庭收入增長(zhǎng)0.007 3到0.025 9個(gè)單位。但是，與整個(gè)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值相比，茶產(chǎn)業(yè)空間聚集的增收效應(yīng)相對(duì)較弱，且顯著性水平也較低。這可能是因?yàn)?，農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入除了來(lái)自于茶葉種植外，其主要來(lái)源還是源于其他農(nóng)產(chǎn)品種植。此外表2的估計(jì)結(jié)果中，變量Iit-1的系數(shù)為正且比較顯著；由此表明，農(nóng)民的家庭經(jīng)營(yíng)收入的確存在跨期正相關(guān)性。這與前文的假設(shè)基本相符合。

3 研究結(jié)論與政策建議

綜上所述，本文就茶產(chǎn)業(yè)空間集聚對(duì)農(nóng)民增收的影響進(jìn)行了理論解釋和實(shí)證分析。研究表明，茶產(chǎn)業(yè)空間集聚可以從增強(qiáng)品牌效應(yīng)、提升市場(chǎng)交易地位、提升生產(chǎn)效率、降低種植成本等多個(gè)層面對(duì)農(nóng)民增收產(chǎn)生積極影響；而實(shí)證分析結(jié)果也表明18個(gè)茶產(chǎn)區(qū)近年來(lái)茶產(chǎn)業(yè)空間集聚度的提升對(duì)農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)收入增長(zhǎng)產(chǎn)生積極作用?；谏鲜鲅芯拷Y(jié)論，在茶產(chǎn)業(yè)空間集聚發(fā)展中，為了更好地發(fā)揮助農(nóng)增收作用，本文認(rèn)為可以從以下幾個(gè)方面入手：

一是深入推進(jìn)種植業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，進(jìn)一步提升茶產(chǎn)業(yè)空間集聚度。根據(jù)生態(tài)環(huán)境優(yōu)勢(shì)，技術(shù)優(yōu)勢(shì)，進(jìn)一步優(yōu)化茶產(chǎn)業(yè)種植的空間布局。促進(jìn)茶葉種植向生態(tài)環(huán)境優(yōu)越的西南山區(qū)、長(zhǎng)江流域集中。對(duì)于不具備比較優(yōu)勢(shì)的區(qū)域，要逐步調(diào)整退出茶葉種植。在具有比較優(yōu)勢(shì)的區(qū)域，要通過(guò)土地流轉(zhuǎn)，促進(jìn)茶葉種植規(guī)模的擴(kuò)大，通過(guò)龍頭企業(yè)帶動(dòng)，形成產(chǎn)業(yè)集群。

二是加強(qiáng)對(duì)茶產(chǎn)業(yè)地理標(biāo)志產(chǎn)品的保護(hù)力度，更好地發(fā)揮品牌效應(yīng)的增收作用。具體而言，要進(jìn)一步加強(qiáng)對(duì)茶葉種植生產(chǎn)過(guò)程中的質(zhì)量安全保護(hù)，倡導(dǎo)綠色有機(jī)種植，提升地理標(biāo)志產(chǎn)品保護(hù)區(qū)茶葉的產(chǎn)出質(zhì)量。要進(jìn)一步加強(qiáng)對(duì)地理標(biāo)志產(chǎn)品的宣傳力度，通過(guò)互聯(lián)網(wǎng)、移動(dòng)通信等多種媒體平臺(tái)，使越來(lái)越多的人熱愛(ài)飲茶，熱愛(ài)茶文化。

三是加強(qiáng)茶葉種植合作社或生產(chǎn)協(xié)會(huì)的內(nèi)部利用鏈接機(jī)制，促進(jìn)茶產(chǎn)業(yè)種植、加工、銷售整個(gè)產(chǎn)業(yè)鏈接的有機(jī)融合。在融合發(fā)展過(guò)程中要切實(shí)保護(hù)茶農(nóng)的利益，建立科學(xué)合理的利益鏈接機(jī)制，通過(guò)促進(jìn)農(nóng)民增收，提升其種植優(yōu)質(zhì)茶葉的積極性。

四是加強(qiáng)茶葉種植區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施投入和生產(chǎn)技術(shù)推廣。地方政府應(yīng)針對(duì)茶葉生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)過(guò)程中對(duì)基礎(chǔ)設(shè)施的現(xiàn)實(shí)需要，擴(kuò)大基礎(chǔ)設(shè)施公共品的投入，采用PPP等模式解決財(cái)政投資不足問(wèn)題。茶葉技術(shù)研發(fā)部門和技術(shù)推廣部門，要進(jìn)一步加大研發(fā)和推廣力度，提升茶葉種植、加工的技術(shù)含量，提升茶葉生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的效率。

注釋：

①數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)茶葉產(chǎn)業(yè)十三五規(guī)劃》。

[1]楊麗，王鵬生.農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚：小農(nóng)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)上的規(guī)模經(jīng)濟(jì)[J].農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2005（7）：53-55.

[2]李二玲，龐安超，朱紀(jì)廣.中國(guó)農(nóng)業(yè)地理集聚格局演化及其機(jī)制[J].世界地理研究，2012（5）：885-898.

[3]宋燕平，王艷榮.茶產(chǎn)業(yè)集聚的實(shí)證研究[J].茶葉科學(xué)，2008（5）：379-385.

[4]楊洋，劉穎，張琦.安徽茶葉產(chǎn)業(yè)集中程度分析及其發(fā)展對(duì)策[J].福建茶葉，2013（3）：6-8.

[5]衛(wèi)龍寶，李靜.我國(guó)茶葉產(chǎn)業(yè)集聚與技術(shù)效率分析[J].經(jīng)濟(jì)問(wèn)題探索，2014（12）：58-62.

[6]單德朋.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) 勞動(dòng)密集度與西部地區(qū)貧困減緩：基于動(dòng)態(tài)面板系統(tǒng)廣義距方法的分析[J].中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)，2012（6）：106-112.

[7]ARELLANO M，BOND S.Some test of specification for panel data:Monte carlo evidence and an application to employment equations[J].Review of Economic Studies，1991，58（2）：277-297.

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Influence Studies of Tea Industry Spatial Agglomeration on Farmers’Income——Empirical Study Based on Dynamic Panel Data Model

LUO Fumin
（School of Economics and Management，Leshan Normal University，Leshan Sichuan 614000，China）

This paper makes a theoretical explanation and empirical analysis of the influence of tea industry spatial agglomeration on farmers’income.The results show that the tea industry spatial agglomeration can positively impact on farmers’income through enhancing the brand effect，improving the market position，upgrading production efficiency and reducing the cost of planting.The empirical results also show that the tea industry spatial concentration of China’s 18 provinces in recent years has a positive effect on the growth of farmers’income.

Tea Industry；Spatial Agglomeration；Farmers’Income；Dynamic Panel Data Model

F304

A

1009-8666（2017）08-0092-05

［責(zé)任編輯、校對(duì)：王菁］

10.16069/j.cnki.51-1610/g4.2017.08.015

2017-01-06

四川省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)項(xiàng)目“農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)空間集聚發(fā)展研究”（SC15XK054）

羅富民（1980—），男，重慶合川人。樂(lè)山師范學(xué)院經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院副教授，博士，研究方向：農(nóng)村經(jīng)濟(jì)。