基于空間效應(yīng)的我國(guó)牛肉產(chǎn)量影響因素分析

陳雨生 江一帆 陳志敏

摘要：【目的】探究我國(guó)牛肉產(chǎn)量的空間關(guān)聯(lián)性，明確影響牛肉產(chǎn)量的空間因素，為我國(guó)肉牛生產(chǎn)布局規(guī)劃提供決策支持，也為提高我國(guó)牛肉自給能力提供理論依據(jù)?！痉椒ā繌目臻g效應(yīng)角度出發(fā)，基于2010—2019年我國(guó)30個(gè)省份（不包括西藏和港澳臺(tái)）的空間面板數(shù)據(jù)，采用空間杜賓模型考察牛肉產(chǎn)量的空間相關(guān)性及影響因素?！窘Y(jié)果】2010—2019年我國(guó)牛肉產(chǎn)量空間相關(guān)特征顯著，莫蘭指數(shù)（Morans I）值均大于0.200，其中，2017—2019年空間相關(guān)性逐漸增強(qiáng)，Morans I值由0.229上升至0.256。從區(qū)域?qū)用婵矗覈?guó)黑龍江、吉林、遼寧、內(nèi)蒙古、河北、山東、河南和云南等省份牛肉生產(chǎn)呈現(xiàn)高聚集態(tài)勢(shì)?？紤]牛肉產(chǎn)量的影響因素，本省份的飼料豐富度、草原面積對(duì)牛肉生產(chǎn)有顯著的正向促進(jìn)作用;鄰近省份肉牛出欄率、人均GDP的空間溢出效應(yīng)對(duì)牛肉產(chǎn)量有顯著的正向影響，人均GDP影響程度遠(yuǎn)超其他變量，溢出效應(yīng)系數(shù)為0.752，而非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)、交通通達(dá)性的空間溢出效應(yīng)對(duì)牛肉產(chǎn)量起到顯著的抑制作用，交通通達(dá)性的抑制作用較大，溢出效應(yīng)系數(shù)為-0.953;本省份及鄰近省份價(jià)格預(yù)期、畜牧業(yè)比較優(yōu)勢(shì)共同促進(jìn)牛肉生產(chǎn)?！窘ㄗh】為進(jìn)一步提高我國(guó)牛肉產(chǎn)量，政府應(yīng)把握肉牛變遷規(guī)律，在穩(wěn)定東北、中原地區(qū)牛肉產(chǎn)量的基礎(chǔ)上，激發(fā)西部地區(qū)肉牛生產(chǎn)潛力;強(qiáng)化區(qū)域技術(shù)合作，發(fā)揮高產(chǎn)區(qū)輻射帶動(dòng)作用，提升全國(guó)牛肉供給水平;合理安排運(yùn)輸路徑，完善牛肉市場(chǎng)機(jī)制，實(shí)現(xiàn)牛肉產(chǎn)品在區(qū)域間合理調(diào)配;注重環(huán)境聯(lián)合治理，實(shí)現(xiàn)肉牛生產(chǎn)的綠色可持續(xù)發(fā)展。

關(guān)鍵詞： 牛肉產(chǎn)量;空間效應(yīng);空間杜賓模型;影響因素;食物安全

中圖分類號(hào)： S8-1;F326.3? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? 文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A 文章編號(hào)：2095-1191（2021）07-2025-07

Influential factors of beef production in China based

on spatial effect

CHEN Yu-sheng， JIANG Yi-fan， CHEN Zhi-min

（College of Management， Ocean University of China， Qingdao， Shandong? 266100， China）

Abstract：【Objective】In order to explore the spatial correlation of beef production in China， to clarify the spatial factors affecting beef production， to provide decision support for beef production layout planning in China and provide theoretical basis for improving beef self-sufficiency in China. 【Method】From the perspective of spatial effect， based on the spatial panel data of 30 provinces in China（not included Tibet， Hong Kong， Macao and Taiwan） from 2010 to 2019， the spatial Durbinmodel was used to investigate the spatial correlation and influencing factors of beef production. 【Result】From 2010 to 2019，the spatial correlation characteristics of beef production in China were significant， and Morans I values were all greater than 0.200. From 2017 to 2019， the spatial correlation gradually increased， and the Morans I value increased from 0.229 to 0.256. From the regional perspective， beef production in Heilongjiang， Jilin， Liaoning， Inner Mongolia， Hebei， Shandong， Henan， Yunnan? showed a high concentration trend. Considering the influencing factors of beef production， feed richness and grassland area in theprovince had significant positive effects on beef production. The spatial spillover effects of beef slaughter rate and per capita GDP in neighboring provinces had a significant positive impact on local beef production， with per capita GDP far exceeding other variables， with spillover effect coefficient of 0.752. While the spatial spillover effects of non-agricultural employment opportunities and traffic accessibility had a signi-ficant inhibitory effect on local beef production， with spillover effect coefficient of -0.953. Local and neighboring provin-ces price expectations and comparative advantages of animal husbandry jointly promoted local beef production. 【Suggestion】In order to further improve the beef production in China， the government should grasp the changing law of beef cattle， and stimulate the beef production potential in the western China on the basis of stabilizing the beef production in northeastern China and central plains;strengthen regional technical cooperation， give play to the role of radiation in high-producing areas， and improve the national beef supply level;reasonably arrange the transportation route， improve the beef market mechanism， and realize the rational allocation of beef products among provinces; pay attention to environmental joint management and realize green and sustainable development of beef cattle production.

Key words： beef production; spatial effect; spatial Durbin model; influencing factors; food safety

Foundation item： Soft Science Project of the Rural Revitalization Expert Advisory Committee of the Ministry of Agriculture and Rural Affairs of the Central Agricultural Office（202104）

0 引言

【研究意義】近年來(lái)，隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展及健康膳食理念的普及，牛肉消費(fèi)需求增速明顯。由于我國(guó)牛肉生產(chǎn)成本高、周期長(zhǎng)，牛肉供給增長(zhǎng)速度緩慢，牛肉供需缺口逐漸擴(kuò)大（高海秀等，2019）。國(guó)內(nèi)牛肉供需不平衡導(dǎo)致牛肉進(jìn)口量持續(xù)增加，進(jìn)口量由2012年的7.05萬(wàn)t增至2019年的165.95萬(wàn)t，增長(zhǎng)23.5倍，引起政府及有關(guān)部門重視。國(guó)家農(nóng)業(yè)農(nóng)村部明確提出，要優(yōu)化我國(guó)肉牛生產(chǎn)布局，保障牛肉等畜產(chǎn)品的市場(chǎng)供應(yīng)。2020年受新冠肺炎疫情影響，我國(guó)牛肉生產(chǎn)運(yùn)輸受阻，市場(chǎng)價(jià)格小幅上升，對(duì)我國(guó)牛肉產(chǎn)品安全造成不利影響（司偉等，2020;趙春平和昝林森，2020）。在我國(guó)牛肉自給受限的情況下，大量進(jìn)口牛肉會(huì)增加疫情輸入風(fēng)險(xiǎn)，危害居民生命健康。因此，研究牛肉產(chǎn)量的影響因素對(duì)提高牛肉產(chǎn)量、保障食物自給安全具有重要意義?！厩叭搜芯窟M(jìn)展】隨著畜牧生產(chǎn)的現(xiàn)代化，我國(guó)養(yǎng)殖的肉牛逐步由役用轉(zhuǎn)為肉用，且牛肉的主要來(lái)源為肉牛（楊春和王明利，2013）。因此，穩(wěn)定肉牛生產(chǎn)是提高牛肉產(chǎn)量的基礎(chǔ)。在政策指導(dǎo)下，相關(guān)學(xué)者針對(duì)肉牛生產(chǎn)展開研究。張?jiān)浇芎吞锫叮?010）認(rèn)為，改革開放以來(lái)，肉牛生產(chǎn)優(yōu)勢(shì)區(qū)逐步由傳統(tǒng)牧區(qū)轉(zhuǎn)移至現(xiàn)代農(nóng)區(qū)，其中自然因素、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力水平、屠宰加工業(yè)的發(fā)展情況及環(huán)境壓力是肉牛生產(chǎn)布局變動(dòng)的主要驅(qū)動(dòng)因素。賈茂輝和王桂霞（2012）通過(guò)測(cè)算自然資源稟賦系數(shù)和比較優(yōu)勢(shì)系數(shù)，發(fā)現(xiàn)我國(guó)肉牛生產(chǎn)區(qū)域變遷符合肉牛生產(chǎn)比較優(yōu)勢(shì)狀況，從側(cè)面印證了自然資源影響肉牛生產(chǎn)布局這一結(jié)論。相關(guān)研究將肉牛生產(chǎn)與牛肉供給聯(lián)系起來(lái)，如汪武靜等（2015）基于經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，運(yùn)用Nerlove模型分析牛肉供給反應(yīng)，結(jié)果表明，牛肉是缺乏彈性的畜產(chǎn)品，牛肉價(jià)格和牛肉產(chǎn)量的提升可顯著提高牛肉供給水平;楊春等（2015）綜合考慮牛肉生產(chǎn)、消費(fèi)和貿(mào)易3個(gè)環(huán)節(jié)，探究與草原生態(tài)保護(hù)有關(guān)的補(bǔ)貼獎(jiǎng)勵(lì)政策對(duì)牛肉生產(chǎn)供給的影響，結(jié)果表明，該項(xiàng)政策對(duì)于緩解牛肉供求緊平衡格局具有顯著的促進(jìn)作用;Li等（2018）、熊偲皓等（2020）研究發(fā)現(xiàn)，受肉牛生產(chǎn)布局變遷影響，我國(guó)牛肉主要供給區(qū)域由東北、中原地區(qū)向西北、西南地區(qū)擴(kuò)散?！颈狙芯壳腥朦c(diǎn)】現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)牛肉生產(chǎn)的空間聚集研究尚無(wú)相關(guān)報(bào)道，且對(duì)牛肉產(chǎn)量影響因素的研究?jī)H局限于直接效應(yīng)分析，缺乏對(duì)影響因素的空間效應(yīng)分析?！緮M解決的關(guān)鍵問(wèn)題】基于空間效應(yīng)視角，研判我國(guó)牛肉生產(chǎn)的空間相關(guān)性，并運(yùn)用空間計(jì)量模型探究影響牛肉產(chǎn)量的空間因素，為保障我國(guó)牛肉供給安全提供政策建議。

1 數(shù)據(jù)來(lái)源與研究方法

1. 1 研究假設(shè)與變量選取

基于要素稟賦、比較優(yōu)勢(shì)和生產(chǎn)者行為理論，本研究將影響牛肉產(chǎn)量的空間因素劃分為要素投入、市場(chǎng)條件、比較收益、經(jīng)濟(jì)水平及環(huán)境規(guī)制等5個(gè)方面，據(jù)此選取變量（表1）。

1. 1. 1 要素投入 牧草和青貯玉米等是肉牛生長(zhǎng)和育肥必不可少的飼草資源。創(chuàng)新畜牧養(yǎng)殖技術(shù)可提高肉牛生產(chǎn)效率，而畜牧養(yǎng)殖技術(shù)的進(jìn)步最終可反映為肉牛出欄率的提高（王歡和喬娟，2017）。因此，選取某個(gè)省份的玉米產(chǎn)量占全國(guó)玉米產(chǎn)量的比重表征飼料豐富度（FR），以草原面積（GL）衡量牧草資源擁有量，選取肉牛出欄率（SR）表征技術(shù)投入。飼草資源越豐富、技術(shù)投入越多，則理論上肉牛產(chǎn)出越多，因此假定上述3個(gè)變量對(duì)牛肉產(chǎn)量具有正向影響。

1. 1. 2 市場(chǎng)條件 牛肉市場(chǎng)價(jià)格影響肉牛養(yǎng)殖戶生產(chǎn)決策，進(jìn)而影響肉牛養(yǎng)殖數(shù)量和規(guī)模。但養(yǎng)殖戶的行為相比價(jià)格變動(dòng)而言具有一定的滯后性，因此上期牛肉價(jià)格影響本期牛肉產(chǎn)量，且上期牛肉價(jià)格的提高會(huì)促進(jìn)牛肉增產(chǎn)。此外，借助交通設(shè)施可實(shí)現(xiàn)牛肉產(chǎn)品及價(jià)格信息等要素的傳遞，交通越便利越有利于提高肉牛運(yùn)輸效率，提高肉牛屠宰量。選取上期牛肉價(jià)格表征養(yǎng)殖戶價(jià)格預(yù)期（BP），以交通通達(dá)性（TF）衡量區(qū)域交通情況，具體計(jì)算方法借鑒張園園等（2019）的算法，并假定上述2個(gè)變量對(duì)牛肉產(chǎn)量具有正向影響。

1. 1. 3 比較收益 產(chǎn)業(yè)間及產(chǎn)業(yè)內(nèi)的收益變化會(huì)影響?zhàn)B殖戶的行為選擇。肉牛養(yǎng)殖戶考慮是否繼續(xù)從事畜牧養(yǎng)殖時(shí)會(huì)比較農(nóng)業(yè)與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益，也會(huì)考慮畜牧業(yè)與其他農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益。非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)的增多會(huì)吸引養(yǎng)殖戶、畜牧企業(yè)等進(jìn)入非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，制約牛肉產(chǎn)量的提高。相反，畜牧業(yè)比較優(yōu)勢(shì)明顯的省份則會(huì)吸引農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體選擇畜牧業(yè)。選取非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)（NAP）和畜牧業(yè)比較優(yōu)勢(shì)（CA）衡量比較收益對(duì)肉牛養(yǎng)殖戶行為的影響，并假定2個(gè)變量對(duì)牛肉產(chǎn)量的影響為一負(fù)一正。

1. 1. 4 經(jīng)濟(jì)水平 地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，一方面可拉動(dòng)消費(fèi)者對(duì)牛肉的需求，進(jìn)而促進(jìn)牛肉生產(chǎn);另一方面，經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的省份往往會(huì)占用更多農(nóng)業(yè)用地，擠占肉牛養(yǎng)殖空間，同時(shí)創(chuàng)造更多的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)從而促使農(nóng)村勞動(dòng)力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，導(dǎo)致畜牧業(yè)的土地、人力等資源投入不足，阻礙牛肉等畜產(chǎn)品的生產(chǎn)。選取人均GDP（AGDP）衡量某個(gè)省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，該變量對(duì)牛肉產(chǎn)量的影響方向不定。

1. 1. 5 環(huán)境規(guī)制 現(xiàn)階段畜禽養(yǎng)殖污染對(duì)生態(tài)環(huán)境造成嚴(yán)重負(fù)面影響，各地政府相繼出臺(tái)環(huán)保政策，加大對(duì)養(yǎng)殖場(chǎng)污染環(huán)境的處罰力度，關(guān)停污染排放不達(dá)標(biāo)的養(yǎng)殖企業(yè)，導(dǎo)致肉牛養(yǎng)殖生產(chǎn)受限，進(jìn)而阻礙牛肉產(chǎn)量的提升。選取環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度（Envir）衡量區(qū)域環(huán)保力度，具體計(jì)算方法借鑒周建軍等（2018）的研究，假定該變量對(duì)牛肉產(chǎn)量具有負(fù)向影響。

1. 2 數(shù)據(jù)來(lái)源

選取我國(guó)30個(gè)省份2010—2019年的面板數(shù)據(jù)，不包括西藏和港澳臺(tái)。其中，牛肉產(chǎn)量、糧食產(chǎn)量、草原面積、人均GDP、畜牧業(yè)及農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、公路和鐵路總里程數(shù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（2011—2020年）;肉牛年末出欄量和年末存欄量數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》（2011—2020）;牛肉價(jià)格數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)畜牧獸醫(yī)年鑒》（2010—2018年）;二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員和總就業(yè)人員數(shù)據(jù)來(lái)源于30個(gè)省份的歷年統(tǒng)計(jì)年鑒;部分缺失數(shù)據(jù)采用時(shí)間趨勢(shì)外推的方式補(bǔ)齊。

1. 3 空間計(jì)量分析與構(gòu)建

應(yīng)用空間計(jì)量模型的前提是被解釋變量通過(guò)空間相關(guān)性檢驗(yàn)，即研究牛肉產(chǎn)量的影響因素時(shí)需要先檢驗(yàn)牛肉產(chǎn)量的空間相關(guān)性。因此，先構(gòu)建基于地理位置的鄰接空間矩陣W1（相鄰省份矩陣元素取1，不相鄰取0）和經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣W2（矩陣元素取值為2個(gè)省份人均GDP差值的倒數(shù)），結(jié)合常用的莫蘭指數(shù)（Morans I）檢驗(yàn)牛肉產(chǎn)量是否存在空間相關(guān)性。

為研究牛肉產(chǎn)量影響因素的空間效應(yīng)，選取空間計(jì)量模型分析影響因素的作用機(jī)理?？臻g計(jì)量模型中，空間杜賓模型（Spatial dubin model，SDM）可綜合反映被解釋變量、解釋變量及空間誤差項(xiàng)帶來(lái)的空間溢出效應(yīng)。據(jù)此，首先構(gòu)建某個(gè)省份牛肉產(chǎn)量影響因素的SDM模型，后續(xù)再通過(guò)檢驗(yàn)判斷SDM模型是否可簡(jiǎn)化為空間誤差模型（SEM）或空間滯后模型（SLM）。SDM模型表達(dá)式如下：

y=ρWy+βx+δWx+θ+ε+μ

式中，δ=0、ρ=0且β=0，則該模型可以簡(jiǎn)化為SEM模型;ρ≠0且δ=0，則該模型可簡(jiǎn)化為SLM模型;W代表空間權(quán)重矩陣;x代表影響牛肉產(chǎn)量的各項(xiàng)因素，θ和ε分別代表個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)，μ是誤差項(xiàng)。為消除異方差的影響，并基于數(shù)據(jù)的可操作性對(duì)模型中的部分變量取對(duì)數(shù)。

1. 4 統(tǒng)計(jì)分析

運(yùn)用Geoda 1.14.0計(jì)算全局Morans I指數(shù)，并繪制局部Morans I散點(diǎn)圖;使用Stata 16.0對(duì)空間計(jì)量模型進(jìn)行估計(jì)，分析空間因素對(duì)牛肉產(chǎn)量的影響。

2 我國(guó)牛肉產(chǎn)量影響因素實(shí)證分析

2. 1 空間相關(guān)性分析

2. 1. 1 全局自相關(guān)檢驗(yàn) 由表2可看出，鄰接空間矩陣W1的全局Morans I值均大于0.200，經(jīng)歷增大、減小再增大的變化趨勢(shì)，均在1%或5%的水平上顯著。說(shuō)明各省份牛肉產(chǎn)量有較強(qiáng)的正相關(guān)性，2018和2019年相關(guān)性逐漸增強(qiáng)，且本省份牛肉產(chǎn)量受自身及相鄰省份空間因素影響。而經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣W2在多數(shù)年份均不顯著，僅2017—2019年3個(gè)年份在5%水平上顯著，說(shuō)明我國(guó)牛肉產(chǎn)量的空間依賴性取決于各省份地理位置，與其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平關(guān)系不大。據(jù)此，選擇基于鄰接空間矩陣分析空間因素對(duì)牛肉產(chǎn)量的影響，并把廣東和海南看作地理相鄰。

2. 1. 2 局部自相關(guān)檢驗(yàn) 為進(jìn)一步觀察牛肉產(chǎn)量在本省份的局部聚集特性，在全局自相關(guān)檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，繪制2010、2014和2019年的局部Morans I散點(diǎn)圖。從圖1可看出，2010、2014和2019年位于第一、三象限的省份較多，表明本省份間的牛肉產(chǎn)量存在空間相關(guān)性，即牛肉產(chǎn)量呈現(xiàn)明顯的高—高聚集和低—低聚集態(tài)勢(shì)。其中，2010和2014年遼寧、黑龍江、吉林、內(nèi)蒙古、河北、山東和河南位于第一象限，2019年第一象限新增云南省，表明東北和中原地區(qū)牛肉生產(chǎn)優(yōu)勢(shì)明顯，西南地區(qū)逐漸成為牛肉新興產(chǎn)區(qū)。

2. 2 空間計(jì)量結(jié)果分析

通過(guò)空間相關(guān)性分析結(jié)果可知，各省份牛肉產(chǎn)量在空間上具有依賴性。因此，應(yīng)選擇合適的空間計(jì)量模型探究空間因素與牛肉產(chǎn)量間的交互效應(yīng)。根據(jù)Elhorst（2003）提出的Wald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)進(jìn)行驗(yàn)證，Wald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)均在1%水平上顯著（表3），證明SDM模型不能簡(jiǎn)化SEM和SLM模型，因此，選用SDM模型。此外，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果為-0.97，表明應(yīng)采用隨機(jī)效應(yīng)SDM模型。

借助Stata 16.0對(duì)隨機(jī)效應(yīng)SDM模型進(jìn)行最大似然回歸。如表4所示，空間滯后系數(shù)ρ值為0.261，在1%的水平上顯著，表明30個(gè)省份牛肉生產(chǎn)間確實(shí)存在空間相關(guān)性。但各因素對(duì)牛肉產(chǎn)量的空間效應(yīng)無(wú)法由SDM模型回歸結(jié)果反映，因此，需要將牛肉產(chǎn)量影響因素產(chǎn)生的空間效應(yīng)進(jìn)一步分解為直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)。

2. 3 牛肉產(chǎn)量影響因素分析

在SDM模型回歸結(jié)果的基礎(chǔ)上，通過(guò)求偏微分的方式將空間效應(yīng)進(jìn)行分解（表5），進(jìn)一步分析可知：

2. 3. 1 要素投入 （1）飼料豐富度（SI）和草原面積（GL）的直接效應(yīng)系數(shù)均為正，分別在5%和1%的水平上顯著，但兩者的空間溢出效應(yīng)均不顯著，說(shuō)明本省份飼草資源對(duì)提高牛肉產(chǎn)量具有顯著的正向作用，而鄰近省份飼草資源對(duì)本省份牛肉生產(chǎn)影響較小。原因在于耕地和草原等具有空間上的固定性，飼草資源難以運(yùn)輸至鄰近省份以供肉牛養(yǎng)殖所需。（2）肉牛出欄率（SR）的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)系數(shù)均為正，但只有后者在1%的水平上顯著，說(shuō)明本省份肉牛出欄率對(duì)牛肉生產(chǎn)影響較小，而鄰近省份肉牛出欄率的提高對(duì)本省份牛肉生產(chǎn)具有顯著的促進(jìn)作用。其中原因可能在于各省份技術(shù)發(fā)展水平不一，技術(shù)落后的省份難以通過(guò)提高出欄率顯著提升牛肉產(chǎn)量;而如果技術(shù)落后的省份與技術(shù)先進(jìn)的省份相鄰，鄰近省份科技水平的提高會(huì)帶動(dòng)本省份科技進(jìn)步，進(jìn)而顯著促進(jìn)本省份牛肉產(chǎn)量增加。

2. 3. 2 市場(chǎng)條件 （1）價(jià)格預(yù)期（BP）的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)系數(shù)均為正，分別在1%和5%的水平上顯著，表明本省份牛肉產(chǎn)量受本省份及鄰近省份牛肉市場(chǎng)價(jià)格的共同影響，與預(yù)期相符。究其原因：隨著養(yǎng)殖戶受教育程度的提高和信息傳遞渠道的增加，養(yǎng)殖戶在了解本省份牛肉價(jià)格的同時(shí)也逐漸開始關(guān)注鄰近省份牛肉行情，如果鄰近省份上期牛肉價(jià)格上漲，養(yǎng)殖戶也會(huì)選擇調(diào)增肉牛養(yǎng)殖規(guī)模、增加肉牛出欄量，牛肉產(chǎn)量便隨之增加。（2）交通通達(dá)性（TF）的直接效應(yīng)系數(shù)為正但不顯著，而其空間溢出效應(yīng)系數(shù)為負(fù)，在5%的水平上顯著，負(fù)向溢出效應(yīng)與預(yù)期不符。目前肉牛多養(yǎng)殖在農(nóng)村和城郊，這些省份公路等級(jí)低導(dǎo)致運(yùn)輸效率受限，無(wú)法保障肉牛養(yǎng)殖所需物資的快速供應(yīng)，因而對(duì)牛肉生產(chǎn)的促進(jìn)作用較小。交通便利的鄰近省份更易于融入本省份市場(chǎng)體系，使本省份運(yùn)往鄰近省份的牛肉增多，一定程度上抑制了本省份牛肉供給能力的提高。

2. 3. 3 比較收益 （1）非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)（NAP）的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)系數(shù)均為負(fù)，分別在5%和10%的水平上顯著，說(shuō)明非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)對(duì)牛肉產(chǎn)量有顯著的負(fù)向影響，與預(yù)期結(jié)果一致。隨著城鎮(zhèn)化和工業(yè)化進(jìn)程的快速推進(jìn)，農(nóng)村勞動(dòng)力越來(lái)越傾向于離開農(nóng)業(yè)而選擇經(jīng)濟(jì)報(bào)酬更多的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，從事肉牛養(yǎng)殖和屠宰的人員也隨之減少，對(duì)牛肉的生產(chǎn)和加工帶來(lái)不利影響。（2）畜牧業(yè)比較優(yōu)勢(shì)（CA）的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)系數(shù)均為正，在1%和5%的水平上顯著，說(shuō)明畜牧業(yè)優(yōu)勢(shì)明顯的省份牛肉生產(chǎn)能力較強(qiáng)，同時(shí)也會(huì)帶動(dòng)鄰近省份牛肉生產(chǎn)能力，與預(yù)期相符。如果畜牧業(yè)經(jīng)濟(jì)收益逐年增加，將吸引養(yǎng)殖戶和企業(yè)進(jìn)入畜牧產(chǎn)業(yè)，推動(dòng)肉牛養(yǎng)殖規(guī)?；?、專業(yè)化發(fā)展，進(jìn)而推動(dòng)牛肉產(chǎn)量增加。

2. 3. 4 經(jīng)濟(jì)水平 人均GDP（AGDP）的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)系數(shù)一負(fù)一正，分別在10%和5%的水平上顯著，說(shuō)明本省份人均GDP的增長(zhǎng)對(duì)牛肉產(chǎn)量有顯著的負(fù)向影響，但鄰近省份人均GDP的增長(zhǎng)對(duì)牛肉產(chǎn)量有顯著的正向影響。原因可能在于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高對(duì)減少肉牛養(yǎng)殖人員、抑制肉牛業(yè)發(fā)展的消極作用要大于拉動(dòng)牛肉消費(fèi)量的積極作用，因而導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的變動(dòng)與牛肉產(chǎn)量的變動(dòng)呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)的關(guān)系。鄰近省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，畜牧業(yè)發(fā)展?jié)摿υ叫?，就?huì)推動(dòng)牛肉產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員退出鄰近省份牛肉產(chǎn)業(yè)而向本省份轉(zhuǎn)移，激發(fā)牛肉生產(chǎn)潛力，進(jìn)而促進(jìn)牛肉產(chǎn)量增加。

2. 3. 5 環(huán)境規(guī)制 環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度（Envir）的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)系數(shù)均為正，但不顯著，說(shuō)明環(huán)境規(guī)制對(duì)牛肉產(chǎn)量的正向影響不顯著，與預(yù)期不一致。原因可能在于環(huán)境規(guī)制帶來(lái)的壓力會(huì)促使企業(yè)進(jìn)行技術(shù)革新，使企業(yè)在降低污染治理成本的同時(shí)提高經(jīng)營(yíng)利潤(rùn)，進(jìn)一步擴(kuò)大肉牛養(yǎng)殖規(guī)模，從而提高牛肉產(chǎn)量。鄰近省份環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度越大，空氣和水污染的程度越小，越能為本省份肉牛提供安全、綠色的養(yǎng)殖環(huán)境。但目前來(lái)看，可能由于各省份環(huán)境規(guī)制力度普遍較小、環(huán)保要求不一等原因，環(huán)境規(guī)制對(duì)牛肉產(chǎn)量的影響較小。

3 討論

本研究基于2010—2019年我國(guó)30個(gè)省份的空間面板數(shù)據(jù)，采用Morans I指數(shù)和SDM模型綜合分析我國(guó)牛肉產(chǎn)量的空間關(guān)聯(lián)性及影響因素的空間效應(yīng)。從空間相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果看，我國(guó)牛肉產(chǎn)量存在正的空間相關(guān)性，與楊春和王明利（2013）的研究結(jié)果一致;局部相關(guān)性檢驗(yàn)表明，現(xiàn)階段我國(guó)東北和中部地區(qū)是牛肉生產(chǎn)重點(diǎn)區(qū)，西部逐漸成為新興區(qū)，該結(jié)果與熊偲皓等（2020）的研究結(jié)果相符。基于此，本研究構(gòu)建SDM模型探究牛肉產(chǎn)量影響因素的空間效應(yīng)，在佐證了前人部分研究結(jié)果的同時(shí)，也有了一些新發(fā)現(xiàn)。本研究認(rèn)為飼草資源和畜牧技術(shù)的提升會(huì)促進(jìn)牛肉產(chǎn)量提升，與張?jiān)浇芎吞锫叮?010）的研究結(jié)果一致;還發(fā)現(xiàn)牛肉價(jià)格、交通通達(dá)性和畜牧業(yè)比較優(yōu)勢(shì)對(duì)牛肉產(chǎn)量存在顯著的空間溢出效應(yīng)，與王歡和喬娟（2017）對(duì)生豬生產(chǎn)影響因素的研究結(jié)果一致。此外，本研究認(rèn)為環(huán)境規(guī)制會(huì)促使企業(yè)創(chuàng)新技術(shù)，有可能促進(jìn)牛肉產(chǎn)量提高，該結(jié)論進(jìn)一步印證了周建軍等（2018）的研究結(jié)果。但該結(jié)果與康海琪和肖海峰（2020）、李俊茹等（2020）的理論闡述存在一定差異，原因可能在于本研究基于空間效應(yīng)視角，綜合考慮了各變量間的空間互動(dòng)效應(yīng)。

4 建議

4. 1 把握肉牛變遷規(guī)律，優(yōu)化肉牛生產(chǎn)布局

本研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)東北和中原地區(qū)是肉牛主產(chǎn)區(qū)，西北、西南地區(qū)為肉牛新興產(chǎn)區(qū)。目前，東北和中原地區(qū)的土地資源短缺及非農(nóng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展等因素導(dǎo)致其畜牧產(chǎn)業(yè)擴(kuò)增空間有限，針對(duì)這一現(xiàn)狀，東北和中原牛肉產(chǎn)區(qū)可推進(jìn)種養(yǎng)結(jié)合的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)新模式，實(shí)現(xiàn)生態(tài)養(yǎng)殖的可持續(xù)發(fā)展。同時(shí)，為激發(fā)西部地區(qū)肉牛生產(chǎn)潛力，可在西部地區(qū)劃分農(nóng)區(qū)、半農(nóng)半牧區(qū)及牧區(qū)，有針對(duì)性地利用農(nóng)區(qū)農(nóng)作物秸稈和牧區(qū)的飼草資源，有關(guān)金融、技術(shù)等配套支持措施也應(yīng)當(dāng)適度向西部?jī)A斜，提高飼草資源利用率，進(jìn)而提高西部地區(qū)牛肉自給能力。

4. 2 強(qiáng)化區(qū)域技術(shù)合作，發(fā)揮高產(chǎn)區(qū)帶動(dòng)作用

我國(guó)黑龍江、吉林和遼寧產(chǎn)區(qū)相鄰，且肉牛良種繁育和推廣技術(shù)健全，因此，可聯(lián)合研發(fā)創(chuàng)新肉牛飼養(yǎng)技術(shù)，推動(dòng)區(qū)域肉牛生產(chǎn)效率。同時(shí)，我國(guó)內(nèi)蒙古及中原地區(qū)的山東和河南也屬于牛肉高產(chǎn)區(qū)，與高產(chǎn)區(qū)相鄰的寧夏、山西、安徽和江蘇等屬于肉牛低產(chǎn)區(qū)。針對(duì)高—低產(chǎn)區(qū)聚集的情況，可充分發(fā)揮高產(chǎn)區(qū)輻射帶動(dòng)作用，以高產(chǎn)區(qū)為中心，在適當(dāng)半徑內(nèi)鼓勵(lì)其與周邊低產(chǎn)區(qū)建立區(qū)域技術(shù)共享平臺(tái)，與低產(chǎn)區(qū)共享人才和技術(shù)等資源，以此拉動(dòng)低產(chǎn)區(qū)牛肉生產(chǎn)水平。

4. 3 合理安排運(yùn)輸路徑，完善牛肉市場(chǎng)機(jī)制

肉牛養(yǎng)殖區(qū)往往處于城郊和農(nóng)村，鄰近相鄰省份的城鎮(zhèn)畜產(chǎn)品市場(chǎng)。鄰近省份的物流運(yùn)輸網(wǎng)絡(luò)越發(fā)達(dá)，越有可能搶占本省份牛肉資源。為消減鄰近省份交通通達(dá)性給本省份牛肉生產(chǎn)帶來(lái)的抑制作用，應(yīng)積極完善牛肉運(yùn)輸體系，以實(shí)現(xiàn)牛肉產(chǎn)品在區(qū)域間合理調(diào)配。同時(shí)，充分利用市場(chǎng)價(jià)格的正向溢出效應(yīng)，鼓勵(lì)建立農(nóng)產(chǎn)品信息聯(lián)合數(shù)據(jù)庫(kù)，整合、發(fā)布畜產(chǎn)品市場(chǎng)供需信息，引導(dǎo)養(yǎng)殖戶合理安排肉牛生產(chǎn)，保障牛肉供給安全。

4. 4 注重環(huán)境聯(lián)合治理，實(shí)現(xiàn)牛肉生產(chǎn)的可持續(xù)發(fā)展

畜禽養(yǎng)殖排放的氣體及污染物等會(huì)造成空氣污染和水污染，且污染范圍較廣。因此，政府相關(guān)部門在處理自身畜禽污染問(wèn)題時(shí)，也應(yīng)積極聯(lián)合周邊省份，共同應(yīng)對(duì)區(qū)域性環(huán)境問(wèn)題。如中原優(yōu)勢(shì)產(chǎn)區(qū)的山東和河南同處黃河流域，位置相鄰，所以山東和河南可建立區(qū)域環(huán)境聯(lián)合治理機(jī)制，兩地政府聯(lián)合對(duì)肉牛養(yǎng)殖區(qū)實(shí)施執(zhí)法監(jiān)督，為兩地肉牛養(yǎng)殖共同營(yíng)造綠色、安全的生態(tài)環(huán)境，實(shí)現(xiàn)牛肉生產(chǎn)的可持續(xù)發(fā)展。

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（責(zé)任編輯 鄧慧靈）