國有林區(qū)經(jīng)濟子系統(tǒng)金融支持影響研究

曲珅 岳上植 蔣書彬

摘 要：從金融支持國有林區(qū)經(jīng)濟子系統(tǒng)建設的角度入手，基于我國九大國有林區(qū)2003-2012年10年的面板數(shù)據(jù)，采用雙向固定效應模型和可行廣義最小二乘回歸模型對國有林區(qū)金融體系支持經(jīng)濟子系統(tǒng)發(fā)展現(xiàn)狀進行評估，結果表明，金融體系對國有林區(qū)第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展支持力度最大，而對第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展支持不夠，這也在一定程度上導致林區(qū)三大產(chǎn)業(yè)結構不合理、經(jīng)濟效益不高、產(chǎn)業(yè)發(fā)展風險較大等問題。文章建議積極從金融支持方向和支持效率方面優(yōu)化國有林區(qū)經(jīng)濟子系統(tǒng)金融支持體系。

關鍵詞：國有林區(qū) 經(jīng)濟子系統(tǒng) 金融支持

中圖分類號：F316.2 文獻標識碼：A

文章編號：1004-4914（2015）01-012-04

一、引言

一般認為，影響國有林區(qū)發(fā)展的影響因素包括經(jīng)濟因素、生態(tài)因素和社會因素，也可以看做國有林區(qū)的三大運行系統(tǒng)。其中，國有林區(qū)經(jīng)濟子系統(tǒng)是利用森林自然資源進行生產(chǎn)、流通、分配、消費以及物質再生產(chǎn)，為國有林區(qū)生態(tài)子系統(tǒng)和社會子系統(tǒng)發(fā)展提供物質保障。為了更好地滿足林區(qū)生態(tài)經(jīng)濟社會系統(tǒng)的可持續(xù)發(fā)展需求，有必要深入研究國有林區(qū)經(jīng)濟子系統(tǒng)金融支持體系的優(yōu)化問題，以實現(xiàn)擴大林區(qū)農(nóng)林、林工以及第三產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模，調整林區(qū)經(jīng)濟生產(chǎn)結構，提高林區(qū)經(jīng)濟效率和效益的林區(qū)可持續(xù)增長目標。

本文采用面板雙向固定效應模型和面板可行廣義最小二乘回歸模型，對我國九大國有林區(qū)金融體系支持經(jīng)濟子系統(tǒng)發(fā)展的現(xiàn)狀進行評估和分析，并在此基礎上，有針對性地提出我國國有林區(qū)經(jīng)濟子系統(tǒng)可持續(xù)發(fā)展金融支持體系的優(yōu)化建議。

二、模型構建與指標體系

為剖析當前我國國有林區(qū)金融支持對經(jīng)濟子系統(tǒng)發(fā)展的促進作用，我們擬以林區(qū)經(jīng)濟子系統(tǒng)發(fā)展指標為因變量，林區(qū)金融支持水平指標為自變量，結合內蒙古、吉林、龍江集團、大興安嶺、四川、云南、陜西、甘肅、新疆等九大國有林區(qū)2003-2012年的數(shù)據(jù)，進行雙向固定效應模型及可行廣義最小二乘模型分析。

（一）指標體系選擇與構建

根據(jù)林區(qū)經(jīng)濟子系統(tǒng)的定義以及統(tǒng)計數(shù)據(jù)的可獲得性，我們選擇如下指標作為林區(qū)經(jīng)濟子系統(tǒng)發(fā)展指標：

1.國有林區(qū)企業(yè)總產(chǎn)值（output）。國有林區(qū)企業(yè)總產(chǎn)值是指在一年期內國有林區(qū)企業(yè)生產(chǎn)的以貨幣表現(xiàn)的產(chǎn)品總價值。

2.國有林區(qū)第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值（output1）。國有林區(qū)第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值，涵蓋了農(nóng)業(yè)、營林、木材竹材采運、林產(chǎn)品采集以及畜牧業(yè)等行業(yè)的總產(chǎn)值。

3.國有林區(qū)第二產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值（output2）。國有林區(qū)第二產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值包括非木質林產(chǎn)品加工、鋸材木片加工、人造板加工、木制品制造、木質家具、以及建筑業(yè)的總產(chǎn)值。

4.國有林區(qū)第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值（output3）。國有林區(qū)第三產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展，有利于擴大就業(yè)、加快林區(qū)服務性產(chǎn)業(yè)發(fā)展、提高人民生活水平，并有力支撐國有林區(qū)第一、第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，是衡量國有林區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平不可或缺的指標。

5.國有林區(qū)木材產(chǎn)量（woodoutput）。營林生產(chǎn)是國有林區(qū)產(chǎn)業(yè)鏈的上游產(chǎn)業(yè)，是林區(qū)企業(yè)最基本最核心的業(yè)務，因而木材產(chǎn)量作為其產(chǎn)品產(chǎn)出指標，能夠較好地體現(xiàn)國有林區(qū)的基本經(jīng)濟情況，是衡量我國國有林區(qū)經(jīng)濟能否健康持續(xù)發(fā)展的一個重要指標。

6.國有林區(qū)森林旅游人次（travel）。國有林區(qū)森林旅游人次，是指某年度國有林區(qū)接待游客的總人次。

另一方面，根據(jù)國有林區(qū)金融統(tǒng)計數(shù)據(jù)，我們選擇包括國有林區(qū)所有資金來源的資金總量型指標——本年資金合計（tinvest），也包括了不同資金來源的細化指標——國債資金（bonds）、中央專項資金（cinvest）、自籌資金（selfinvest）和其他資金（otherinvest）。

（二）描述性統(tǒng)計

根據(jù)2003-2012年中國林業(yè)統(tǒng)計年鑒的有關資料，得到九大國有林區(qū)企業(yè)總產(chǎn)值（output）、第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值（output1）、第二產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值（output2）、第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值（output3）、木材產(chǎn)量（woodoutput）、旅游人次（travel）、本年資金合計（tinvest）、國債資金（bonds）、中央專項資金（cinvest）、自籌資金（selfinvest）以及其他資金（otherinvest）的面板數(shù)據(jù)，并在表1列出了各變量的觀測值、均值、標準差和最大最小值。

從表1中知：國有林區(qū)經(jīng)濟子系統(tǒng)建設中，重第一產(chǎn)業(yè)、輕二三產(chǎn)業(yè)，三大產(chǎn)業(yè)地區(qū)發(fā)展不平衡。10年間9大林區(qū)國有林區(qū)企業(yè)總產(chǎn)值（output）、第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值（output1）、第二產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值（output2）、第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值（output3）的均值分別達到44156.1萬元、210569.9萬元、153807萬元和77209.28萬元，其中第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值實現(xiàn)了近五成的林區(qū)企業(yè)總產(chǎn)值，足見其在林區(qū)產(chǎn)業(yè)結構中的分量。另一方面，不論是林區(qū)企業(yè)總產(chǎn)值，還是三大產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，其最大最小值之間差異非常懸殊，比如九大林區(qū)中第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的最大值超過91億元，最小值僅17萬元，反映出國有林區(qū)產(chǎn)業(yè)的地區(qū)發(fā)展不平衡。這一點從林區(qū)木材產(chǎn)量（woodoutput）和森林旅游人次（travel）的統(tǒng)計數(shù)據(jù)中也可見一斑，國有林區(qū)金融支持地區(qū)結構和來源結構均不平衡。

（三）面板數(shù)據(jù)模型構建

一般情況下，我國國有林區(qū)經(jīng)濟子系統(tǒng)的長期可持續(xù)發(fā)展與金融支持體系之間存在明顯的相關關系，為了進一步探索不同時間段不同國有林區(qū)金融支持體系各層面對經(jīng)濟系統(tǒng)發(fā)展的影響，我們設計面板回歸模型。

金融支持國有林區(qū)經(jīng)濟子系統(tǒng)總體效果的面板雙向固定模型和面板可行廣義最小二乘回歸模型。分別以國有林區(qū)企業(yè)總產(chǎn)值（lnoutput）、國有林區(qū)第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值（lnoutput1）、國有林區(qū)第二產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值（lnoutput2）、國有林區(qū)第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值（lnoutput3）、國有林區(qū)木材產(chǎn)量（lnwoodoutput）、森林旅游人次（lntravel）為因變量，以本年資金合計（lntinvest）、年份指示變量（year）、國有林區(qū)指示變量（id）為自變量，進行回歸。

三、金融支持國有林區(qū)經(jīng)濟子系統(tǒng)實證分析

根據(jù)構建的模型，回歸分析資金投入總量對國有林區(qū)經(jīng)濟子系統(tǒng)發(fā)展水平各指標的促進作用，回歸分析全部采用STATA12.0軟件實現(xiàn)。

（一）面板雙向固定效應回歸結果

首先，按照公式（1）至（6），分別進行面板固定效應回歸和面板隨機效應回歸，將回歸結果納入豪斯曼檢驗。表2列示了金融支持國有林區(qū)經(jīng)濟子系統(tǒng)總體效果評估模型的豪斯曼檢驗結果，由于p值均小于0.05，提示拒絕原假設（面板隨機效應回歸模型），驗證了我們選擇面板雙向固定效應模型的合理性。

隨后，根據(jù)公式（1）至（6）進行面板雙向固定效應回歸，并將結果列入表3中。根據(jù)表3知，6個回歸模型的擬合系數(shù)R2分別為0.6790、0.5638、0.1299、0.2101、0.2637、0.2567，說明了6個回歸模型對于被解釋變量的方差分別具有67.9%、56.38%、12.99%、21.01%、26.37%和25.67%的解釋力度，其中國有林區(qū)企業(yè)總產(chǎn)值（lnoutput）、國有林區(qū)第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值（lnoutput1）的模型解釋力度較好。

具體來說，模型（1）顯示國有林區(qū)企業(yè)總產(chǎn)值（lnoutput）與本年資金合計（lntinvest）具有顯著的正相關關系（顯著性水平為0.1），系數(shù)0.259表明每增加一個單位的lntinvest將帶來0.259個單位的lnoutput的增加；從年度指示變量的系數(shù)來看，全部為正數(shù)，且2009年、2010年、2011年和2012年（year7、year8、year9、year10）具有一定的顯著性，表明近幾年國有林區(qū)企業(yè)總產(chǎn)值是顯著增加的，國有林區(qū)經(jīng)濟呈逐年增長趨勢。

模型（2）顯示國有林區(qū)第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值（lnoutput1）與本年資金合計（lntinvest）關系不顯著，而與常系數(shù)具有顯著的正相關關系。這說明，從年度數(shù)據(jù)上來看，國有林區(qū)第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值保持了一定的穩(wěn)定性。

模型（3）和模型（4）回歸結果不顯著，表明總資金投入對國有林區(qū)第二產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值（lnoutput2）、第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值（lnoutput3）并沒有顯著的促進作用。

模型（5）回歸結果中，國有林區(qū)資金投入總量（lntinvest）與國有林區(qū)企業(yè)木材產(chǎn)量（lnwoodoutput）有顯著的負向關系（顯著性水平為0.1），表明資金投入的增加并不能在短期內促進木材產(chǎn)量的增加。我們認為，這與近年來推行實施的天保工程有一定關系，為了保護森林資源，國有林區(qū)限制木材的開采和砍伐。

模型（6）回歸結果中，國有林區(qū)資金來源總量（lntinvest）與國有林區(qū)旅游總人次（lntravel）無顯著關系，而2007年至2012年（year5-year10）的年度虛擬變量均顯著為正，說明了2007年以來旅游人數(shù)增長較快，國有林區(qū)旅游業(yè)在這幾年發(fā)展較為迅速，而這一領域金融支持力度有限。

（二）面板可行廣義最小二乘回歸結果

考慮到樣本數(shù)據(jù)為9個國有林區(qū)10年數(shù)據(jù)，可視為N小T大的長面板樣本，因而進一步考慮面板模型誤差項的自相關性和異方差性，采用可行廣義最小二乘模型對面板數(shù)據(jù)變量進行精確回歸。

采用公式（7）至公式（12）進行面板可行廣義最小二乘模型之前，先對各模型的組間異方差性、組內自相關性、組間截面相關性進行檢驗，結果分別列入表4、表5、表6。

由表4知，不論是似然比檢驗還是Wald檢驗，均提示6個面板回歸的數(shù)據(jù)集具有組間異方差性（p<0.05）；由表5的Wooldridge檢驗結果知，以國有林區(qū)企業(yè)總產(chǎn)值（lnoutput）、國有林區(qū)第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值（lnoutput1）、國有林區(qū)第二產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值（lnoutput2）、國有林區(qū)木材產(chǎn)量（lnwoodoutput）、森林旅游人次（lntravel）為被解釋變量的回歸模型均有組內自相關性，而國有林區(qū)第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值（lnoutput3）為被解釋變量的數(shù)據(jù)集沒有組內自相關性（p>0.05）；由表6的Breusch-Pagan LM檢驗結果知，6個面板回歸的數(shù)據(jù)集中除國有林區(qū)企業(yè)總產(chǎn)值（lnoutput）、旅游人次（lntravel）為被解釋變量的數(shù)據(jù)集外，均具有截面相關性（p<0.05）。

根據(jù)上述異方差性和自相關性檢驗結果，對面板可行廣義最小二乘回歸模型的具體參數(shù)進行細化設定，并將用公式（7）至公式（12）的回歸結果列入表7中。表7各回歸系數(shù)的顯著性水平大多在1%，表明回歸模型結果較為顯著。

具體來看，模型（1）顯示國有林區(qū)企業(yè)總產(chǎn)值（lnoutput）與本年資金合計（lntinvest）具有顯著的正相關關系，系數(shù)0.282表明在其他條件不變的情況下，每增加一個單位的lntinvest將帶來0.282個單位的lnoutput的增加；時間變量t的系數(shù)顯著為正，顯示隨著年份的推進，國有林區(qū)企業(yè)總產(chǎn)值逐年增加。這兩點與之前面板雙向固定效應回歸結果保持一致。另外，模型（1）還顯示國有林區(qū)之間的差異性，甘肅國有林區(qū)（id8）的系數(shù)顯著為負，說明相比于其他國有林區(qū)，甘肅國有林區(qū)企業(yè)總產(chǎn)值相對較低。

模型（2）顯示國有林區(qū)第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值（lnoutput1）與本年資金合計（lntinvest）具有顯著的正相關關系，系數(shù)0.321表明在其他條件不變的情況下，每增加一個單位的lntinvest將帶來0.321個單位的lnoutput1的增加；時間變量t的系數(shù)顯著為正，表示隨著年份的增加，國有林區(qū)第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值逐年增長。另外，該模型（2）還顯示各國有林區(qū)之間的差異性。云南林區(qū)（id6）、陜西林區(qū)（id7）的第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值相對較低。

模型（3）顯示國有林區(qū)第二產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值（lnoutput2）與本年資金合計（lntinvest）具有顯著的正向相關關系，系數(shù)0.536表明在其他條件不變的情況下，每增加一個單位的lntinvest將會增加0.536個單位的lnputput2；時間變量t的系數(shù)顯著為負，顯示近幾年林區(qū)企業(yè)第二產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值呈現(xiàn)逐漸減少的趨勢。另外，該模型還顯示國有林區(qū)之間的差異性。相對于新疆國有林區(qū)來說，內蒙古（id1）、吉林（id2）、龍江集團（id3）、大興安嶺（id4）、四川（id5）、甘肅（id8）等國有林區(qū)的第二產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值相對較高。

模型（4）顯示國有林區(qū)第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值（lnoutput3）與本年資金合計（lntinvest）具有顯著的正相關關系，系數(shù)0.430表明在其他條件一定的情況下，每增加一個單位的lntinvest將帶來0.430個單位的lnoutput3的增長。另外，從該模型還可以看出國有林區(qū)之間的差異性。內蒙古（id1）、吉林（id2）、龍江集團（id3）、大興安嶺（id4）、甘肅（id8）國有林區(qū)第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值相對較多，而四川（id5）、云南（id6）、陜西（id7）國有林區(qū)第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值相對較少。

模型（5）顯示國有林區(qū)木材產(chǎn)量（lnwoodoutput）與本年資金合計（lntinvest）具有顯著的負相關關系，這與之前面板雙向固定效應回歸結果保持一致；時間變量t的系數(shù)顯著為正，表示近幾年國有林區(qū)木材產(chǎn)量是逐年增長的。另外，模型（5）還顯示了國有林區(qū)之間的差異性，內蒙古（id1）、吉林（id2）、龍江集團（id3）、大興安嶺（id4）所處的東北國有林區(qū)木材產(chǎn)量相對較多。

模型（6）顯示國有林區(qū)旅游人次（lntravel）與本年資金合計（lntinvest）具有顯著的負相關關系，系數(shù)-0.529表明在其他條件不變的情況下，每增加一個單位的lntinvest將帶來0.529個單位的lntravel的減少；時間變量t的系數(shù)顯著為正，表明近年來國有林區(qū)旅游人次（lntravel）是逐年遞增的。另外，模型（6）還顯示國有林區(qū)之間的差異性。內蒙古（id1）、吉林（id2）、龍江集團（id3）、大興安嶺（id4）所處的東北國有林區(qū)旅游人次相對較多，其他國有林區(qū)旅游人次則相對較少。

綜合上述雙向固定效應模型和面板可行廣義最小二乘回歸模型的結果可以得出：一是去除時間和個體效應后，資金投入對國有林區(qū)企業(yè)總產(chǎn)值、國有林區(qū)第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值、國有林區(qū)第二產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值、國有林區(qū)第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值具有積極地促進作用，對國有林區(qū)木材產(chǎn)量和國有林區(qū)旅游人次則有明顯的抑制作用。二是時間效應方面，國有林區(qū)企業(yè)總產(chǎn)值、第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值、木材產(chǎn)量、森林旅游人次是隨時間推移而逐步增長的，而國有林區(qū)第二產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值、第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值則是隨時間推移而逐步減少的。三是個體效應方面，國有林區(qū)企業(yè)中處于東北林區(qū)的內蒙古、吉林、龍江集團和大興安嶺在各指標上均不同程度優(yōu)于其他林區(qū)，特別是在第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值、第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值、木材產(chǎn)量和森林旅游人次這幾個指標上。

四、政策建議

我們建議積極從金融支持方向和支持效率方面優(yōu)化國有林區(qū)經(jīng)濟子系統(tǒng)金融支持體系。

一方面，應發(fā)揮國有林區(qū)金融支持的資金引導功能，推動國有林區(qū)產(chǎn)業(yè)結構轉型升級，進一步優(yōu)化林區(qū)經(jīng)濟效率。包括積極引導社會資本投入林下種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)以及生態(tài)開發(fā)領域，打造國有林區(qū)新的經(jīng)濟增長點；充分發(fā)揮政策性金融的導向作用，支持林區(qū)綠色循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展；多渠道支持森林生態(tài)資源開發(fā)和旅游基礎設施建設，促進綠色旅游經(jīng)濟的快速發(fā)展；重點支持林區(qū)科技創(chuàng)新和科技服務業(yè)，提高林區(qū)企業(yè)技術能力和產(chǎn)品科技含量。

另一方面，建立并完善林區(qū)森林保險制度。政府給予財政補貼和保險補償，林區(qū)金融機構加強保險技術和制度建設，共同抵御涉林經(jīng)濟風險，促進林區(qū)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟的穩(wěn)定發(fā)展。

[本文為黑龍江省教育廳人文社會科學項目，編號：12542194]

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（作者簡介：曲珅，東北林業(yè)大學博士研究生，黑龍江農(nóng)墾職業(yè)學院講師，研究方向：農(nóng)林經(jīng)濟管理；岳上植，東北林業(yè)大學博士生導師，教授，研究領域：農(nóng)林經(jīng)濟管理；蔣書彬，哈爾濱理工大學講師，博士，研究方向：資源環(huán)境經(jīng)濟 黑龍江哈爾濱 150000）（責編：賈偉）