吉林省農(nóng)村地區(qū)農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值影響因素的實(shí)證研究

□李 元

（長(zhǎng)春財(cái)經(jīng)學(xué)院金融學(xué)院 吉林 長(zhǎng)春 130122）

1 研究背景

黨的十九大報(bào)告中明確提出了鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，要促進(jìn)我國(guó)農(nóng)村地區(qū)的全面發(fā)展。吉林省作為我國(guó)的農(nóng)業(yè)大省，其農(nóng)林牧漁業(yè)較為發(fā)達(dá)，產(chǎn)值較高，農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值由2011 年的2 275.15 億元上升至2019 年的2 442.73 億元。由于吉林省農(nóng)村地區(qū)地理范圍和差異較大，農(nóng)林牧漁業(yè)發(fā)展影響因素較為復(fù)雜，因此具有較高的研究?jī)r(jià)值，能夠?yàn)榧质∴l(xiāng)村振興、促進(jìn)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展、實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)現(xiàn)代化、提高農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)力提供理論支持。

關(guān)于地區(qū)農(nóng)林牧漁的理論研究，我國(guó)學(xué)者彭嬋娟和徐學(xué)榮（2012）[1]運(yùn)用協(xié)整和誤差修正相關(guān)模型，對(duì)福建省農(nóng)業(yè)貸款對(duì)農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值的影響進(jìn)行了分析。汪紫云與李援亞（2018）[2]基于逐步回歸分析法，對(duì)湖北省的農(nóng)林牧漁產(chǎn)值增長(zhǎng)因素進(jìn)行了數(shù)據(jù)回歸分析，得出影響因素主要包括農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入、農(nóng)作物的播種面積與農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)設(shè)施投資額。邱溆和楊麗（2019）[3]研究了海南省的農(nóng)林牧漁服務(wù)業(yè)，提出以發(fā)展農(nóng)林牧漁產(chǎn)業(yè)來(lái)推動(dòng)鄉(xiāng)村振興。在模型構(gòu)建時(shí)，本研究參考了趙洪丹等（2019）[4]基于吉林省縣級(jí)面板數(shù)據(jù)的研究，以及吳南（2019）[5]提出的鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略發(fā)展具體路徑。

2 影響因素的實(shí)證分析

2.1 變量選取

2.1.1 被解釋變量

研究吉林省農(nóng)村地區(qū)農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值的影響因素，選取農(nóng)村地區(qū)宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)中的吉林省農(nóng)村地區(qū)農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值作為被解釋變量進(jìn)行面板模型構(gòu)建與分析。

2.1.2 解釋變量

為了研究農(nóng)村地區(qū)消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，從農(nóng)村居民角度，選取自變量1（鄉(xiāng)村地區(qū)人口數(shù)量）、自變量2（農(nóng)村居民人均可支配收入）、自變量3（居民人民幣儲(chǔ)蓄存款余額）；從農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)角度，選取自變量4（年末金融機(jī)構(gòu)的各項(xiàng)存款余額）和自變量5（年末金融機(jī)構(gòu)的各項(xiàng)貸款余額）；從政府財(cái)政支持角度，選取自變量6（財(cái)政支出——農(nóng)林水事務(wù)）；基于“雙循環(huán)”理論，引入自變量7（農(nóng)村地區(qū)社會(huì)消費(fèi)品銷售總額）。

2.2 數(shù)據(jù)選取

基于吉林省39 個(gè)縣（市）級(jí)數(shù)據(jù)構(gòu)建面板模型，具體數(shù)據(jù)來(lái)源于吉林省2011—2019 年經(jīng)濟(jì)金融統(tǒng)計(jì)年鑒、吉林省2011—2019 年社會(huì)經(jīng)濟(jì)金融統(tǒng)計(jì)公報(bào)和各市（縣）2011—2019 年經(jīng)濟(jì)金融統(tǒng)計(jì)年鑒等。

2.3 面板模型的構(gòu)建及結(jié)果分析

本研究以吉林省農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值作為被解釋變量進(jìn)行面板模型構(gòu)建，等式兩側(cè)同時(shí)取對(duì)數(shù)，i代表吉林省各個(gè)縣（市），t代表各個(gè)年份，c表示常數(shù)項(xiàng)，β表示不同變量的相關(guān)系數(shù)，εit表示誤差。構(gòu)建模型如下。

進(jìn)行模型檢驗(yàn)，找出最優(yōu)模型。F 檢驗(yàn)呈現(xiàn)出5%水平的顯著性F（38，305）=54.642，p=0.000＜0.05，意味著相對(duì)POOL 模型而言，F(xiàn)E 模型更優(yōu)。BP 檢驗(yàn)顯示出5%水平的顯著性chi（1）=428.514，p=0.000＜0.05，表示相對(duì)POOL 模型而言，RE 模型更優(yōu)。Hausman 檢驗(yàn)呈現(xiàn)出5%水平的顯著性chi（7）=94.424，p=0.000＜0.05，顯示FE 模型更優(yōu)。面板模型結(jié)果匯總見表1，最終以FE 模型作為最終結(jié)果。

表1 面板模型結(jié)果匯總

對(duì)鄉(xiāng)村人口而言，其并沒有顯示出顯著性（t=1.495，p=0.136＞0.05），說(shuō)明吉林省鄉(xiāng)村地區(qū)人口不會(huì)對(duì)農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值產(chǎn)生影響。

對(duì)農(nóng)村居民人均可支配收入而言，顯示0.01 水平的顯著性（t=4.123，p=0.000＜0.01），并且回歸系數(shù)值為正值0.621＞0，說(shuō)明吉林省農(nóng)村居民人均可支配收入對(duì)農(nóng)林牧漁業(yè)的總產(chǎn)值會(huì)產(chǎn)生顯著的正向影響。

對(duì)居民人民幣的儲(chǔ)蓄存款余額而言，其并沒有顯示出顯著性（t=-0.388，p=0.698＞0.05），說(shuō)明吉林省的居民人民幣儲(chǔ)蓄存款余額不會(huì)對(duì)農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值產(chǎn)生影響。

對(duì)年末金融機(jī)構(gòu)的各項(xiàng)存款余額而言，顯示出0.01 水平的顯著性（t=-4.036，p=0.000＜0.01），且回歸系數(shù)值為負(fù)值-0.511＜0，說(shuō)明吉林省的年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)存款余額對(duì)農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。

對(duì)年末金融機(jī)構(gòu)的各項(xiàng)貸款余額而言，顯示0.01水平的顯著性（t=-5.029，p=0.000＜0.01），并且回歸系數(shù)值為負(fù)值-0.318＜0，說(shuō)明吉林省年末金融機(jī)構(gòu)的各項(xiàng)貸款余額對(duì)農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。

對(duì)財(cái)政支出的農(nóng)林水事務(wù)而言，顯示出0.01 水平的顯著性（t=4.719，p=0.000＜0.01），并且回歸系數(shù)值為正值0.241＞0，說(shuō)明吉林省財(cái)政支出的農(nóng)林水事務(wù)對(duì)農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值產(chǎn)生顯著的正向影響。

針對(duì)農(nóng)村地區(qū)的社會(huì)消費(fèi)品銷售總額而言，顯示0.05 水平的顯著性（t=-2.488，p=0.013＜0.05），且回歸系數(shù)值為負(fù)值-0.062＜0，說(shuō)明吉林省農(nóng)村地區(qū)的社會(huì)消費(fèi)品銷售總額對(duì)農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。

3 結(jié)論與不足

（1）吉林省的農(nóng)村居民人均可支配收入對(duì)農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值產(chǎn)生顯著的正向影響，說(shuō)明增加農(nóng)村居民的人均可支配收入會(huì)對(duì)吉林省農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值增加有顯著促進(jìn)作用；吉林省農(nóng)林水事務(wù)財(cái)政支出對(duì)吉林省農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值產(chǎn)生顯著的正向影響，說(shuō)明吉林省農(nóng)林水事務(wù)相關(guān)財(cái)政支出效果較好，財(cái)政投入拉動(dòng)了農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，地方政府應(yīng)加大財(cái)政支持力度，繼續(xù)促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展[6-8]。

（2）吉林省的年末金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)存、貸款余額對(duì)農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，說(shuō)明吉林省農(nóng)村地區(qū)效率較低，并未有效促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)農(nóng)林牧漁業(yè)發(fā)展。應(yīng)適當(dāng)增加農(nóng)林牧漁相關(guān)存貸款業(yè)務(wù)，拉動(dòng)農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展[9-10]。

（3）吉林省農(nóng)村地區(qū)的社會(huì)消費(fèi)品銷售總額對(duì)農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，說(shuō)明吉林省農(nóng)村地區(qū)消費(fèi)并未拉動(dòng)農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值，甚至抑制了吉林省農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值，可以認(rèn)為農(nóng)村地區(qū)人口并未對(duì)本地區(qū)農(nóng)林牧漁產(chǎn)品進(jìn)行消費(fèi)，一種原因可能是農(nóng)村地區(qū)人口消費(fèi)能力較低，另一種原因可能是該地區(qū)人口多進(jìn)行其他產(chǎn)品的消費(fèi)[11]。

（4）吉林省鄉(xiāng)村地區(qū)人口對(duì)農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值不會(huì)產(chǎn)生影響，居民人民幣儲(chǔ)蓄存款余額對(duì)農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值不會(huì)產(chǎn)生影響，說(shuō)明鄉(xiāng)村地區(qū)人口的變化與居民人民幣儲(chǔ)蓄存款余額的變化對(duì)農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值無(wú)影響。

由于影響吉林省農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的變量較多，而選取的變量數(shù)量有限，最終得到的分析結(jié)果存在一定偏差。因此，后續(xù)將在本研究基礎(chǔ)上，繼續(xù)選取農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人口、農(nóng)作物播種面積、農(nóng)村生產(chǎn)總值和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值等經(jīng)濟(jì)指標(biāo)進(jìn)行進(jìn)一步研究。