鄉村振興戰略背景下農業產業高質量發展研究
——基于菏澤市縣域面板數據

耿 達

（武漢輕工大學管理學院 湖北，武漢 430048）

黨的二十大報告提出，全面推進鄉村振興；堅持農業農村優先發展，堅持城鄉融合發展，暢通城鄉要素流動。鄉村振興的重中之重是產業振興，而農業產業是鄉村產業的基本盤，因此農業產業高質量發展是推動鄉村振興的重點；縣域經濟是實施鄉村振興戰略的主陣地、主戰場，是我國鄉村社會穩定與發展的關鍵所在，其發展方式、發展速度等對推進鄉村振興具有重要作用[1-2]。農業產業是縣域經濟的主要構成，因此要實現縣域經濟高質量發展，必須實現農業高質量發展，這也是鄉村振興戰略的關鍵目標[3]。菏澤市是農業大市，其縣域農業產業高質量發展水平，不僅會影響到自身的經濟發展水平，對全面推進鄉村振興戰略的發展也有重要影響。本研究通過對2017—2022 年菏澤市縣域農業產業發展數據分析，以期能了解到在縣域視角下農業產業高質量發展對經濟增長的促進程度，以及找到如何優化縣域農業產業高質量發展的路徑，使其發揮應有的作用，讓農業產業更好地服務于鄉村振興戰略，對全面推進鄉村振興具有重大意義。

1 研究方法與數據來源

1.1 研究方法

1.1.1 多元線性回歸分析

利用多元線性回歸分析，研究菏澤市縣域農業產業高質量發展對經濟增長的促進程度。農業產業高質量發展需要建立指標體系，合成農業產業高質量發展指數，經濟增長使用歷年GDP衡量，從而驗證二者之間的關系。

1.1.2 中介效應分析

本文在得到菏澤市縣域農業產業高質量發展對經濟增長的促進程度后，試圖探索兩者之間的內部機制，縣域農業產業高質量發展必然通過影響諸多因素進而促進縣域經濟的增長，而生活富裕是全面推進鄉村振興的總要求之一，由此進一步提出假設：縣域農業產業高質量發展可能通過影響農村居民可支配收入進而促進縣域經濟增長。計算出農村居民可支配收入在農業產業高質量發展和經濟發展水平之間是否發揮中介作用，并根據結果得出中介效應占總效應的比重，為菏澤市全面推進鄉村振興戰略的發展方向提供依據。

1.2 數據來源

2017—2022 年《菏澤市統計年鑒》，整理成面板數據（Panel data），采用STATA軟件分析。

2 多元線性回歸分析

2.1 變量定義與模型構建

2.1.1 變量定義

為衡量菏澤市縣域農業產業高質量發展水平，本文在參考相關文獻[4-6]的基礎上，構建了菏澤市縣域農業產業高質量發展指標體系，共包含農業產值、農業人口、農業物資消耗、農業產量、農業產業設施5個一級指標和對應的17個二級指標，如表1所示。

表1 菏澤市縣域農業產業高質量發展指標體系

本文采用熵值法將上述指標合成本文的解釋變量菏澤市縣域農業產業高質量發展總指標（HQAI）。

表2為本文主要變量的定義及衡量方式。

表2 變量定義表

選取2016—2021年期間山東省菏澤市7個縣的經濟發展數據為樣本。同時，對數據進行了99%水平上的縮尾處理。

2.1.2 模型構建

為了研究農業高質量發展對經濟發展水平的實證影響，本文以HQAI 為解釋變量，以GDP 為被解釋變量，在控制其他變量的基礎上，參考冷建飛等[7]的文獻，構建了以下模型：

其中，ε為殘差，i，t表示第t年的i縣。

2.2 菏澤市縣域農業產業現狀

2.2.1 菏澤市縣域農業產業現狀描述性統計

對本文主要變量進行描述性統計可知，GDP 的最大值為15.48，最小值為14.21，中位數為15.02，平均值為14.95，中位數略微大于均值，說明菏澤市各縣域經濟發展水平相差不大。HQAI 的最大值為0.757，最小值為0.125，最大值和最小值存在一定的差距，說明菏澤市各縣域農業產業高質量發展水平存在差距。Govz的最大值為0.265，最小值為0.12，中位數為0.158，均值為0.166，不同縣域的政府干預程度不同。Finance的最大值為2.819，最小值為1.317，中位數是1.849，均值為1.865，均值和中位數相差很小，說明菏澤市各縣域金融發展水平相差不大。FDI 的最大值為9.007，最小值為0，說明菏澤市各縣域外商投資水平相差極大。AIS 的最大值為0.515，最小值為0.469，最大值和最小值相差較小，說明菏澤市各縣域農業產業結構相差不大。Human的最大值為13.64，最小值為12.54，均值為13.10，中位數為13.16，均值和中位數相差不大，說明菏澤市各縣域農業人力資源相對均衡。

2.3 相關性分析

2.3.1 Pearson相關性分析

通過對本文主要變量之間的Pearson 相關性分析，可以得出農業產業高質量發展水平（HQAI）與經濟發展水平（GDP）的相關系數為0.723，在1%的水平上顯著為正。說明二者存在顯著的正相關關系，初步驗證了縣域農業產業高質量發展可以帶動經濟增長；其次，Human 和HQAI 的相關系數為0.849，在1%的水平上顯著為正，說明二者存在顯著的正相關關系；AIS 和Finance 的相關系數為0.513，在1%的水平上顯著為正，同樣說明二者存在顯著的正相關關系。

2.3.2 膨脹因子法（VIF）檢驗

因一部分相關性系數處于0.5～1 之間，模型中存在較為嚴重的多重共線性問題的可能性較大，所以進一步進行膨脹因子法（VIF）檢驗，根據膨脹因子法（VIF）檢驗結果，得到VIF值和Mean VIF值的均不大于10，說明各個變量之間不存在多重共線性，模型構建良好，可以進行多元回歸分析。

2.4 主回歸

表3 為菏澤市縣域農業產業高質量發展對經濟發展水平的回歸結果，其中回歸（1）為未加入相關控制變量的回歸結果，回歸（2）為加入相關控制變量的回歸結果，可以看到加入相關控制變量后的回歸的R2（擬合優度）由0.5924增大到0.9112，F值從15.457增大到82.285，模型的解釋力增大，顯著性提高。其次可以看到在回歸（2）中，HQAI對GDP的回歸系數為0.978，在1%的水平上顯著為正，說明農業產業高質量發展水平每提高一個單位，經濟發展水平則可以提高0.978個單位，從而得到菏澤市縣域視角下農業產業高質量發展對經濟增長的促進程度。

表3 主回歸分析結果

2.5 穩健性檢驗

為對本文的實證結果的穩健性進行檢驗，本文采用滯后一期回歸和更換解釋變量兩種方進行檢驗。首先，考慮到農業產業高質量發展對經濟發展水平影響的滯后性，本文將農業產業高質量發展進行滯后一期處理，重新代入模型進行回歸，根據回歸結果可以得到滯后一期的農業產業高質量發展對經濟發展水平的回歸系數為0.904，在1%的水平上顯著為正；其次，本文將表1中的農業產業高質量發展體系中的指標通過主成分分析的方法提出主成分，合成新的農業產業高質量發展水平指標（X），重新代入模型進行回歸，觀察回歸結果可以得到農業產業高質量發展對經濟發展水平的回歸系數為0.426，在1%的水平上顯著為正。上述回歸結果與前述仍保持一致，證明本文實證結果的穩健性。

3 中介效應分析

3.1 模型構建

為檢驗縣域農業產業高質量發展可能通過影響農村居民可支配收入進而促進縣域經濟增長的假設，構建了以下模型。上文中的公式（1）用來檢驗農業高質量發展對經濟發展水平的直接效應，公式（1）、（2）和（3）用來檢驗與農村居民收入水平的間接效應。

其中，RDI為農村居民收入水平。

3.2 逐步檢驗回歸系數法分析

參考溫忠麟[8]和葉寶娟等[9]的文獻，采用層次檢驗法對直接效應和中介效應進行檢驗。首先，農業產業高質量發展對經濟發展水平的直接效應已經在上一小節的回歸檢驗中通過，在本節繼續檢驗在菏澤市縣域視角下農業產業高質量發展和農村人均可支配收入以及經濟發展水平之間的相關關系。其次，對農業產業高質量發展和農村人均可支配收入對經濟發展水平的影響進行檢驗。

中介效應回歸結果如表4 所示。可以看出：在回歸（1）中，農業產業高質量發展對經濟發展水平的回歸系數在1%的水平上顯著為正，在回歸（2）中農業產業高質量發展對農村居民可支配收入的回歸系數顯著為正，顯著性水平為5%，在回歸（3）中，農業產業高質量發展和農村居民可支配收入二者對經濟發展水平的回歸系數均在至少5%的水平上顯著為正，初步說明農村居民可支配收入在農業產業高質量發展和經濟發展水平之間發揮部分中介作用。

表4 中介效應分析結果

3.3 Sobel中介效應檢驗

傳統的逐步檢驗回歸系數方法受到了很多挑戰，因而進一步進行Sobel 檢驗，來穩健中介效應效果。如表5所示，從結果可以看出Z＞1.96，P＜0.05，所以在5%的顯著性水平上，Sobel檢驗的結果是顯著的，再次證明了本文前述的中介效應檢驗結果，且中介效應占總效應的比例約為34.65%。

表5 Sobel檢驗結果

4 結論與建議

4.1 結論

第一，通過菏澤市縣域農業產業現狀分析和描述性統計可知，在鄉村振興戰略背景下，各縣域都在減少第一產業所占比重的同時提高了第一產業產值和農林牧漁業總產值，積極優化本縣農業產業結構，著力推動農業產業高質量發展，尤其是在相對落后的縣域提升農業產業高質量發展水平更能體現對經濟增長的拉動作用。

第二，在相關性分析中，農業人力資源與農業產業高質量發展存在顯著的正相關關系，說明在菏澤市縣域視角下農業人力資源越豐富，越能促進農業產業高質量發展。其次，農業產業結構與金融發展水平同樣存在顯著的正相關關系，說明菏澤市縣域農業產業結構的優化會促進金融發展水平的提高。

第三，從多元線性回歸結果來看，菏澤市縣域農業產業高質量發展每提高一個單位，經濟發展水平則可以提高0.978個單位，縣域農業產業高質量發展對推動縣域經濟增長的促進程度較高，就穩健性檢驗結果而言，縣域農業產業高質量發展對縣域經濟增長的預期發展較為理想，縣域農業產業高質量發展對全面推動鄉村振興的作用舉足輕重。

第四，通過中介效應分析可以看出，菏澤市縣域農業產業高質量發展對經濟增長的促進作用，有34.64%是通過影響農村居民可支配收入實現的；縣域農業產業高質量發展可以使農村居民生活富裕，農村居民到縣城或市區消費又帶動了縣域消費市場的活躍，增加了農村居民的幸福感，最終體現在推動鄉村振興戰略的發展上。

4.2 建議

4.2.1 合理優化農業產業結構，促進三產融合發展

農業強國主要體現在農業產業結構優化上，農業產業結構的優化可以帶動農業產業高質量發展，符合鄉村振興戰略的要求。菏澤市各縣域應繼續支持設施農業的發展，促進農民從務農向農業產業工人轉變。在設施農業發展較好的縣域建立設施農業特色小鎮，在提高土地生產率的同時，拓展發展第三產業；面向中小學生及其家長的科普類農業特色小鎮在菏澤市各縣域甚至市區都還很稀缺。設施農業是利用新型生產設備、先進農業工程技術的現代農業產業，本身就是一二產業融合發展的產物，同時這些現代化的生產方式對中小學生有著天然的吸引力，吸引著他們去探索，去想象，這也是發展設施農業特色小鎮現實基礎，勢必促進縣域經濟的發展，在鄉村振興的“主戰場”上獲得勝利。

4.2.2 重視人才引進，打造縣域人才集市

人才是第一生產力，在國家全面推進鄉村振興和穩就業、保就業的兩個大背景下，菏澤市各縣域應積極推出各種吸引人才“走進來”的措施，實證結果也表明，農業人才越多，越能促進農業產業高質量發展。近年來，隨著高校畢業的農業高素質人才越來越多，各縣域應把握住機遇，打造符合年輕人的“人才集市”，想年輕人之所想，留住農業高素質人才，才能更好地促進縣域農業產業高質量發展，進而全面推進鄉村振興戰略的實施。

4.2.3 減少化肥農藥使用量，大力發展綠色農業

隨著經濟發展和人們生活水平的提高，城市居民和農村居民對食品安全問題越來越重視；少化肥農藥使用量，多使用天然“農家肥”的綠色農產品受到人們的追捧，減少化肥農藥使用量的同時也促進了農業產業高質量發展指數，既可以提高更多單位的縣域經濟發展水平，又抓住了鄉村振興工作的重點。

4.2.4 拓寬農村居民增收渠道，建立農民利益聯結機制

農業產業高質量發展對經濟增長的促進作用，1/3以上是通過影響農村居民可支配收入實現的，怎么讓農業產業高質量發展更加促進農村居民可支配收入是解決縣域經濟增長問題的關鍵，也是實現鄉村振興的總要求之一。各縣域應該主動拓寬農村居民的增收渠道，建立農民利益聯結機制，讓農民參與農業產業鏈的各個環節，分享農業產業增值收益，完善土地流轉、土地托管、農民入股方式，使農民從土地流轉中獲得收益，分享農業產業化經營的成果。其次，農地制度的演變及新型農業經營主體的興起也有利于農業產業高質量發展，二者相互促進，既拓寬了農村居民增收渠道，又帶動了農業產業高質量發展。