農業(yè)經濟增長新引擎：網絡普及、教育投資抑或制度變革

王陽　溫虎

摘要：隨著我國農業(yè)經濟增長方式轉變和農業(yè)供給側結構改革的推進，新型農業(yè)投入要素的作用日漸凸顯。將互聯(lián)網普及率、人力資本投資和制度改革納入傳統(tǒng)的農業(yè)生產函數(shù)模型，構建擴展的Griliches農業(yè)生產函數(shù)，基于2003—2015年省際農業(yè)投入產出面板數(shù)據(jù)對我國農業(yè)增長的影響因素進行實證分析。結果表明，互聯(lián)網和人力資本已經成為農業(yè)增長的新引擎，對農業(yè)增長有穩(wěn)健的促進作用;技術進步是我國農業(yè)經濟發(fā)展的主要推動力，但作用效果在東中西部呈現(xiàn)顯著異質性特征;制度變革對我國不同地區(qū)農業(yè)經濟的影響差別較大。制度要素與新型農業(yè)要素的有效整合是未來實現(xiàn)農業(yè)經濟增長轉變的抓手。

關鍵詞：基礎設施建設;互聯(lián)網;人力資本;制度改革;Griliches函數(shù)

中圖分類號： F323??文獻標志碼： A??文章編號：1002-1302（2019）04-0340-07

農業(yè)經濟的發(fā)展向來是我國各級政府及人們密切關注的問題，我國人口基數(shù)大，對農產品產量的要求較高。近年來，隨著我國綜合國力的提升，消費者對于基本的食品消費更加注重其質量，農產品的供需出現(xiàn)嚴重不對等。2015年12月“農業(yè)供給側結構改革”在中央農村會議上首次被提出，之后部分學者開始對國內外農業(yè)供給側結構改革進行研究。目前，我國農業(yè)經濟的增長速度逐漸放緩，對于農業(yè)生產種類和生產效率的重視程度進一步提高，互聯(lián)網的普及和運輸業(yè)的發(fā)展使農業(yè)經濟受到一定程度的刺激。2015、2016年中央1號文件指出信息技術的推廣將是農業(yè)經濟轉型的主要方向，并明確提出“互聯(lián)網+”現(xiàn)代農業(yè)的發(fā)展新模式[1]。在經過“劉易斯拐點”和“人口紅利”逐漸消失的情況下，傳統(tǒng)的勞動力投入往往與農業(yè)經濟增長存在顯著的負相關，而農民的文化程度以及教育投資成為農村經濟發(fā)展的重要因素。Karimov等對烏茲別克斯坦西北部地區(qū)棉花生產進行研究，發(fā)現(xiàn)農戶受教育程度對技術效率具有顯著影響[2]，且人力資本對技術擴散以及效率提升起到積極作用。另外，我國財政支農投入逐年升高，朱滿德等認為，中國對農業(yè)的補貼支持已經進入到快速增長階段，農業(yè)支持總量和主要農產品補貼水平大幅提高。農業(yè)財政補貼不僅直接促進農業(yè)經濟的增長，還可以不斷增加農業(yè)機械設施和電力設施的推廣，提高農業(yè)發(fā)展的效率[3]。對于農業(yè)制度改革，McMillan等較早地分析了中國農村改革對農業(yè)經濟增長的影響，發(fā)現(xiàn)農業(yè)結構調整可以有效改善農業(yè)生產效率，增加農業(yè)生產的針對性。農村制度變革對于農業(yè)經濟增長的影響是全方面的，在長時間內起到一定的積極作用[4]。互聯(lián)網對農業(yè)經濟促進作用的國內外研究成果較少，且主要停留在理論分析層面。互聯(lián)網推動的信息化和專業(yè)化具有技術推廣的普適性和技術創(chuàng)新的內在潛力，運用網絡資本的形式，可以使不同的經濟領域均獲得較高的生產力?；ヂ?lián)網對農業(yè)經濟發(fā)展的促進作用不言而喻，但受限于農業(yè)的特征，對傳統(tǒng)投入要素（如資本、土地等）有剛性需求，再加上農村勞動力的知識素養(yǎng)普遍偏低，使得互聯(lián)網在農業(yè)方面的應用有一定的局限性[5]，且互聯(lián)網的普及具有典型的區(qū)域特征，地區(qū)經濟發(fā)展程度和互聯(lián)網普及率具有顯著的正相關關系[6]。在人力資本方面，自1961年舒爾茨正式提出人力資本的概念后，并進行深入研究得出“人力資本對經濟增長起決定性作用”的觀點[7]，之后Lucas Jr構建了以內生技術增長為中心的技術內生化增長模型，強調“專業(yè)化人力資本的作用”，即教育對人力資本提升的作用[8]，自此人力資本的受教育程度受到學者們的關注，教育不僅有效提升人力資本的專業(yè)化與技術創(chuàng)新，還能通過“外溢作用”提升生產技術效率[9]。國內學者也對農業(yè)經濟增長和人力資本受教育程度之間的關系進行深入的研究，張寧等通過隨機前沿技術分析勞動力素質對我國農業(yè)技術效率的影響，發(fā)現(xiàn)勞動力的智力素質與農業(yè)技術效率之間存在顯著的正相關關系[10]。也有學者認為，人力資本的受教育程度與農業(yè)技術效率之間的關系并不顯著[11]。而對于農村教育投資主要是通過勞動力的平均受教育年限來衡量，可以有效體現(xiàn)人力資本素質的內涵[12-13]。另外，財政對農村基礎設施、灌溉方面的長期投資促進了農業(yè)生產，且經濟發(fā)展程度不同地區(qū)的農業(yè)公共投資邊際效應有一定差別[14]。也有學者對不同地區(qū)農業(yè)結構調整對農業(yè)經濟的促進作用進行研究，如霍麗婭通過對四川省成都市的研究，發(fā)現(xiàn)調整糧食種植結構并提高經濟作物的份額可以有效地增加農民收入[15]。綜上可知，農業(yè)經濟的增長受到多方面的影響，科學技術的進步與網絡信息化的普及使得農業(yè)經濟技術效率的提升逐漸由傳統(tǒng)要素投入轉變?yōu)榛ヂ?lián)網和教育投資。但由于農業(yè)經濟的特殊性，其發(fā)展仍然受到農業(yè)機械設施、灌溉設施、電力設施、化肥等要素的制約。已有的研究都是通過側重單方面的新型要素投入對農業(yè)經濟增長的影響進行探討，雖然研究結果使得新型要素的積極作用得到證實，但是農業(yè)經濟增長的影響因素并不僅僅依靠單一的要素投入，更需要多方面要素相互結合，共同協(xié)調。因此，本研究綜合分析網絡普及、教育投資及農業(yè)制度變革，并將傳統(tǒng)的要素投入指標納入到模型中以彌補現(xiàn)有研究的不足。

1?理論基礎

1.1?固定資產投資與農業(yè)基礎設施建設

當前，我國農業(yè)經濟的發(fā)展動力逐漸由傳統(tǒng)的勞動力、土地等要素轉變?yōu)樾滦同F(xiàn)代化要素，而新的農業(yè)增長方式在已滿足土地和勞動力等要素剛性需求的同時將更加依賴于資本的投資。更多的學者傾向于將我國農業(yè)經濟的增長動力歸結為技術進步，這顯然有失嚴謹，且大量農業(yè)技術進步還是資本體現(xiàn)型（capital-embodied）。學者們對農業(yè)資本投資方面的研究主要包括2種情況，其一是將當年固定資產投資作為農業(yè)資本投入用來衡量資本對于農業(yè)經濟增長的貢獻;其二是通過使用“代理變量”方法將資本現(xiàn)有存量作為農業(yè)資本投資的投入要素，如將農業(yè)機械動力或拖拉機數(shù)量、中間投入或物質費用等變量作為農業(yè)資本存量代理變量。這2種方法在對農業(yè)資本投入的研究過程中都有一定的科學性，但并不能完全體現(xiàn)資本在農業(yè)經濟發(fā)展中的作用。在此基礎上，李谷成等利用永續(xù)盤存法（perpetual inventory method，PIM）科學測算了固定資產的投資存量，并研究其對農業(yè)經濟增長的促進效應[16-17]。基礎設施對農業(yè)經濟的促進作用較明顯，尤其是公路設施建設可以促進城鄉(xiāng)結合，降低貨物運輸以及村與村之間的流通成本，相較于等外公路，等級公路的促進作用更加明顯[18]，本研究農業(yè)基礎設施則是基本農業(yè)基礎設施，包括水利設施、電力設施、農用工業(yè)（化肥、農藥等）、農用機械[19]。公路設施與水利設施是影響農業(yè)生產率的重要因素，兩者可以有效降低農業(yè)生產成本，增加規(guī)模效益。

1.2?現(xiàn)代農業(yè)經濟增長新動力：互聯(lián)網普及和人力教育資本投資

農業(yè)的發(fā)展雖然依賴于土地、勞動、資本以及基礎設施的不斷建設，但是當前不同地區(qū)都因地制宜采取新的農業(yè)增長方式，如“互聯(lián)網+農業(yè)”“低碳農業(yè)”“特色農業(yè)”等，互聯(lián)網作為不同地區(qū)、不同行業(yè)之間的連接紐帶，在農業(yè)生產過程中起到舉足輕重的作用。當前我國城市之間的公路設施逐漸完善，快遞運輸行業(yè)的飛速發(fā)展必然從根本上改善當?shù)剞r產品僅供給周邊城鎮(zhèn)的傳統(tǒng)銷售模式。在這種情況下，互聯(lián)網的普及將有效地結合當前農產品的銷售趨勢，增加生產者與消費者之間的有效對接。另外，農業(yè)基礎設施的建設也依賴于高新科技的不斷發(fā)展與普及。在已有農業(yè)經濟實證研究中，勞動力作為必要的投入要素都被納入到模型中，結果往往呈現(xiàn)勞動力投入過剩的境況，在這種情況下，勞動力的文化程度、專業(yè)素質則成為農業(yè)經濟增長的關鍵點。在傳統(tǒng)“靠天吃飯”的農業(yè)生產模式下，農民主要是根據(jù)自身的勤勞以及不斷積累的經驗進行生產。目前，灌溉設施、除澇設施的不斷建設以及機械動力對勞動力的替代，都進一步增加了高素質農業(yè)從業(yè)人員的需求。

1.3?新結構經濟學視角下制度變革對農業(yè)經濟增長的影響機制

一個國家的收入和勞動生產率要趕上發(fā)達國家，就必須有發(fā)達國家的產業(yè)結構[20]，而一個地區(qū)的農業(yè)經濟發(fā)展如果要趕上發(fā)達地區(qū)也須要從內部改善農業(yè)生產結構。改革開放以來，我國農業(yè)生產經過一系列制度變革，包括家庭聯(lián)產承包責任制、農產品價格體制改革、土地產權變化等[21-23]。另外，創(chuàng)新投入和公共投資以及工業(yè)化、城鎮(zhèn)化都在一定程度上刺激了我國農業(yè)經濟的發(fā)展。此外，農業(yè)生產經營也逐漸趨于多元化，農產品消費者已不再滿足于溫飽狀態(tài)。在這種情況下，農業(yè)的種植結構調整、財政支農政策的改變將會對農業(yè)生產起到一定的促進作用。城鎮(zhèn)化的不斷擴大也使得農業(yè)的發(fā)展應當朝新型農業(yè)增長方式發(fā)展。當前我國面臨農業(yè)供給側結構改革的重要時期[24-27]，也是農業(yè)經濟增長方式的轉型時期，因此，本研究選取公共投資強度、農業(yè)種植結構以及城鎮(zhèn)化來反映農業(yè)生產中的制度變革。

2?模型與數(shù)據(jù)

2.1?模型設定與指標解釋

為了在模型中更好地體現(xiàn)制度變革、互聯(lián)網普及率以及其他控制變量，采取格利克斯提出的Griliches生產函數(shù)來形成本研究的農業(yè)生產函數(shù)，并假定農業(yè)生產函數(shù)為Cobb-Douglas生產函數(shù)的對數(shù)線性形式，因此，基礎模型設定如下：

式中：Yit表示不同年份、不同地區(qū)農林牧漁總產值實際值（以2003年為基期），用來綜合衡量農業(yè)經濟增長狀況;Ait表示農業(yè)技術進步;Xj，it表示農業(yè)投入要素實物量;Zj，it主要表示農業(yè)發(fā)展過程中各個制度變量、互聯(lián)網普及率以及對農業(yè)影響較大的受災率和等級公路占比2個控制變量;εit表示擾動項;βj、γj表示待估參數(shù)。

通過對基礎模型中解釋變量進行分解，并依據(jù)數(shù)據(jù)的可得性進一步得到本研究經濟計量實證模型：

式中：Kit表示農業(yè)資本投入，采用各個省份歷年農業(yè)固定資產投資來衡量;Lit表示農業(yè)勞動力投入，即農林牧漁從業(yè)人員;IRit表示農業(yè)土地投入，鑒于本研究試圖探討灌溉設施對農業(yè)經濟的影響，因此采用有效灌溉面積作為綜合衡量灌溉設施的指標;ELit表示電力設施，用農村用電量表示;Mit表示機械設施，用農業(yè)機械總動力表示;CFit表示農村工業(yè)設施建設，用農用化肥使用量（折純）量表示。Edu_aveit反映了農村居民的受教育程度，用平均受教育年限來表示;R_netit表示不同省份互聯(lián)網普及率。Fiscit、Adjuit、Townit表示本研究選取的農村制度變量，分別為公共投資強度、農作物種植結構、城鎮(zhèn)化。R_trit表示等級公路占比;Disait表示受災率。

模型中的各個指標變量有以下幾點說明：第一，平均受教育年限（Edu_ave），根據(jù)陳釗等的計算方法，將農民受教育程度分為文盲或半文盲、小學、初中、高中及高職、大專及以上，受教育年限分別為2、6、9、12、16年，計算方法為將受不同教育程度的農村居民乘以各自的受教育年限，最后除以總人口[13]。第二，農業(yè)公共投資強度（Fisc）用來反映政府對農業(yè)投資力度，由財政支農投入除以財政總支出而得。第三，農業(yè)結構調整（Adju）用糧食作物播種面積占總播種面積表示。第四，城鎮(zhèn)化（Town）表示農村現(xiàn)代化程度，用城鎮(zhèn)常駐人口與地區(qū)總人口之比表示。第五，控制變量等級公路占比（R_tr）為等級公路里程與公路總里程之比、受災率（Disa）用當年成災面積和總播種面積之比表示。

2.2?數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

本研究數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農村統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》以及其余各個省份統(tǒng)計年鑒，其中互聯(lián)網數(shù)據(jù)來自中國互聯(lián)網絡信息中心提供的《中國互聯(lián)網絡發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》，本研究在個體選取上并未包含中國香港特別行政區(qū)、澳門特別行政區(qū)、臺灣，由于西藏自治區(qū)部分數(shù)據(jù)缺失較多，因此剔除西藏自治區(qū)的數(shù)據(jù)。由表1可知，2003—2015年網絡普及率均值為29%，平均受教育年限為7.57年，可見，農村居民受教育程度有待提高。農業(yè)公共投資強度較低，農業(yè)結構調整變量為0.65，城鎮(zhèn)化平均水平也接近50%。同時，東中西部地區(qū)在農業(yè)投入方面的差距主要體現(xiàn)在農業(yè)固定資產投資、農村用電量和農業(yè)機械總動力方面，東部地區(qū)和西部地區(qū)在這3種科技型要素投入方面明顯高于西部地區(qū)。另外，東部地區(qū)在網絡普及方面的優(yōu)勢十分明顯，平均水平高于另外2個地區(qū)16百分點，西部地區(qū)平均受教育年限較弱。

3?實證結果與分析

我國農業(yè)經濟的發(fā)展經歷了不同時期的變革，2003年起中央政府開始不斷加大對農業(yè)的支持措施，主要體現(xiàn)在對農業(yè)的政策補貼方面，通過對科學技術的不斷加強優(yōu)化，改善農業(yè)生產效率。分稅制改革后，我國通過在不同地區(qū)進行取消征收農業(yè)稅試點之后，中央政府于2003年出臺《關于全面推進農村稅費改革試點工作的意見》，計劃5年內全部取消征收農業(yè)稅。截至2008年，受到國際金融危機的影響，農業(yè)發(fā)展受到嚴重影響，雖然之前農業(yè)補貼政策基本穩(wěn)定，但是農業(yè)生產過程中的資本及其他要素的投入都受到一定的沖擊。2012年開始，我國農業(yè)發(fā)展逐漸朝著“基礎性、前沿性、公益性”的方向發(fā)展，并著力提升轉基因的培育強度，這使得新型農業(yè)投入要素在農業(yè)生產過程中起到重要作用。本研究依據(jù)我國農業(yè)經濟的發(fā)展制度變遷分為3個階段：第一階段為2003—2007年;第二階段為2008—2011年;第三階段為2012—2015年。另外我國農業(yè)經濟的發(fā)展具有十分明顯的區(qū)域性，不同地區(qū)的要素貢獻率并不相同。東部地區(qū)由于其經濟發(fā)展較好，科學技術較發(fā)達，科技型投入要素自然要高于其他地區(qū)，西部地區(qū)則地廣人稀，傳統(tǒng)的農業(yè)生產方式所占比重較大。因此，將對我國東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)的不同農業(yè)生產階段進行分析。

綜上理論基礎與計量模型，將我國2003—2015年省域面板數(shù)據(jù)導入Stata 13.0軟件中進行實證分析。為保證估計結果的穩(wěn)健性，分別采用混合回歸（Pool OLS）、固定效應模型（FE）、隨機效應模型（RE）、最小二乘虛擬變量（LSDV）、極大擬然估計法（MLE）等多種估計方法進行估計，關鍵變量系數(shù)和顯著性基本一致，由于在使用LSDV法進行估計時，大量個體呈現(xiàn)高度顯著特征，因此拒絕混合回歸，通過豪斯曼檢驗可見，絕大部分估計結果采用固定效應模型，因此本研究僅匯報固定效應和隨機效應回歸結果，并將固定效應估計結果作為主要說明對象，隨機效應估計結果僅作參考。同時本研究所采用的關鍵新型投入變量教育投資和網絡普及對農業(yè)的促進作用都較大，且高度顯著，本研究將所采用的平均受教育年限和互聯(lián)網普及率分別替換為鄉(xiāng)村文化站和地區(qū)網民數(shù)進行實證分析，結果依然穩(wěn)健。

3.1?新型投入要素對我國農業(yè)經濟增長的影響

我國農業(yè)經濟總體上處于不斷上升的狀態(tài)，資本的不斷投入以及農業(yè)技術的發(fā)展與應用都使得我國農業(yè)發(fā)展效率越來越高，其中灌溉設施、電力設施、機械設施以及工業(yè)設施都對農業(yè)的生產發(fā)揮了一定的作用，另外新型投入要素互聯(lián)網普及率和人力教育資本投資對農業(yè)生產具有極大的貢獻率。

由表2可知，我國農村勞動力總體投入過剩，對農業(yè)生產具有一定的阻礙作用，目前我國傳統(tǒng)農業(yè)投入要素逐漸被新型投入要素所替代。從全國層面來看，基礎設施的建設對農業(yè)經濟的促進作用較明顯，尤其是有效灌溉面積和化肥使用量，對農業(yè)生產的貢獻率約為0.147 9、0.171 3，在1%水平上顯著，可見我國部分地區(qū)深受旱災的影響，化肥的適當投入也可以起到立竿見影的效果，提升當年的農業(yè)產量。電力設施和機械設施作為勞動力的直接替代要素對農業(yè)的產出彈性系數(shù)接近0.1。教育投資方面，平均受教育年限的產出彈性系數(shù)達到0.7左右。網絡普及率對農業(yè)的促進作用也達到0665 0，互聯(lián)網經濟的發(fā)展改變了農業(yè)原有的生產及銷售方式。制度方面變量，首先農業(yè)公共投資強度對農業(yè)經濟的貢獻率約為 1.050 9。農業(yè)結構調整變量采取不同地區(qū)糧食播種面積占總播種面積的比重，該變量的彈性系數(shù)為 -0.314 8，隨著我國經濟發(fā)展居民生活水平不斷提高，在解決溫飽問題之后，對其他經濟農作物以及特色農產品的需求開始增加。城鎮(zhèn)化在全國層面數(shù)據(jù)中并不顯著。在本回歸模型中常數(shù)項的彈性系數(shù)為4.104 4，且在1%的水平上顯著，其中包含的重要因素就是農業(yè)生產過程中的技術進步，隨著時間的推移，技術不斷進步對農業(yè)的影響十分明顯。

由表3可知，我國農業(yè)經濟增長呈現(xiàn)出明顯的階段性特征，首先農業(yè)固定資產投資，在第一階段的彈性系數(shù)為0.105 5，但是隨著時間的推移，第二階段該系數(shù)變?yōu)?-0.030 6，該結果與理論分析并不一致，但也有學者得出農業(yè)固定資產投資為負的結論[18，28]，原因可能是農業(yè)生產本身的特性導致資本投入配置不合理，從業(yè)人員在第一階段的彈性系數(shù)仍然為負?；A設施投入要素的階段特征也十分明顯，第一階段主要是農村用電量與農業(yè)機械總動力對農業(yè)生產具有很強的促進作用，第二階段與第三階段在基礎設施方面都不顯著，值得一提的是有效灌溉面積在第三階段的彈性系數(shù)為負，可能是在第一階段農業(yè)基礎設施建設程度已趨完善，在第二、第三階段則應當更加注重科技型要素的投入以及改善相關制度。農村受教育年限對農業(yè)的促進作用只在第三階段顯著。網絡普及率在第二階段的彈性系數(shù)約為1.16，在其他時段并不顯著。農業(yè)公共投資強度隨著時間的推移對農業(yè)的產出彈性逐漸減小，且第二、第三階段都為負值。農業(yè)結構調整在第二階段顯著為正，2008—2011年農業(yè)經濟的發(fā)展仍然十分依賴糧食生產。

3.2?我國農業(yè)經濟增長影響因素呈地區(qū)差異

我國經濟發(fā)展呈現(xiàn)出的地區(qū)差異十分明顯，總體上西部地區(qū)農業(yè)經濟占比高于東部地區(qū)，農業(yè)增長卻落后于東部地區(qū)，西部地區(qū)雖然土地、人力資源較充裕，但是農業(yè)發(fā)展緩慢，且西部地區(qū)地域面積較廣，整體農業(yè)作物銷售較單一。因此，將我國東部地區(qū)、中部地區(qū)以及西部地區(qū)數(shù)據(jù)分別在不同時段進行估計（表4）。

由表4可知，農業(yè)固定資產投資對3個地區(qū)都有正向促進作用。勞動力投入方面，東部地區(qū)和中部地區(qū)的彈性系數(shù)分別是-0.513 1、-1.989 8，都存在勞動力投入過剩的現(xiàn)象，但是西部地區(qū)仍然投入不足。基礎設施建設指標依據(jù)顯著性進行說明，即東部地區(qū)較依賴農村用電量的投入;中部地區(qū)則是農業(yè)機械總動力的促進作用較明顯，另外化肥的投入過剩;西部地區(qū)灌溉投入阻礙了農業(yè)經濟的增長，但是同樣對機械總動力的需求較高。新型投入要素平均受教育年限在中部地區(qū)的產出彈性系數(shù)為1.281 6，網絡普及率在西部地區(qū)的產出彈性系數(shù)為 1.034 4。制度變量在該階段主要體現(xiàn)在西部地區(qū)，農業(yè)公共投資強度和農業(yè)結構調整的彈性系數(shù)分別為1268 2、1.164 0，且都在1%水平上顯著。

由表5可知，在本回歸模型中中部地區(qū)豪斯曼檢驗接受原假設，應將隨機效應回歸結果作為說明對象。在此階段，農業(yè)固定資產就出現(xiàn)了配置不合理的現(xiàn)象， 在東部地區(qū)和西部地區(qū)的彈性系數(shù)都為負。勞動力投入在不同地區(qū)也表現(xiàn)出差異性，中部地區(qū)在該時段勞動力投入不足。東部地區(qū)依然是農村用電量的投入不足，更加須要機械設施和化肥的投入;該地區(qū)平均受教育年限的彈性系數(shù)為-0.777 4，原因可能是東部地區(qū)本身農業(yè)產出占比較低，周圍經濟環(huán)境較好，受到良好教育的農村人口更加傾向于從事第二、第三產業(yè)，并沒有落實到農業(yè)生產。該指標在西部地區(qū)的彈性系數(shù)為1.565 2，西部地區(qū)總體教育水平落后于東部地區(qū)，因此更須要加強對教育投資的建設。互聯(lián)網對3個地區(qū)的促進作用都十分明顯，尤其是中部地區(qū)，產出彈性系數(shù)達到1.827 7。由于此前我國不斷提升農業(yè)支持補貼投入，因此農業(yè)公共投資強度并沒有合理地落實到農業(yè)生產中，間接阻礙了農業(yè)的發(fā)展，在東部地區(qū)和西部地區(qū)的彈性系數(shù)分別為-2.724 8、-4.305 4。其他制度變量在該時段回歸分析中并不顯著。

由表6可知，東部地區(qū)勞動力投入過剩，而西部地區(qū)則表現(xiàn)為促進作用。東部地區(qū)仍然須要用電量的不斷投入以及化肥的使用，尤其是化肥的促進作用最明顯，彈性系數(shù)為 0.510 3。平均受教育年限在該時段不同地區(qū)都不顯著，網絡普及率在中部地區(qū)的產出貢獻率為1.316 8。制度變量方面，農業(yè)結構調整在東部地區(qū)和西部地區(qū)的彈性系數(shù)分別為0519 6、-2.414 6。隨著時間的不斷更替，農村人口大量涌向城市， 城鎮(zhèn)化在中部地區(qū)的彈性系數(shù)為-3.002 7， 嚴重阻礙了該地區(qū)農業(yè)經濟的發(fā)展。

4?結論

隨著農業(yè)供給側改革進程的不斷推進和現(xiàn)代農業(yè)增長方式的轉變，我國農業(yè)經濟增長方式亟待尋求新型投入要素，使農業(yè)生產趨于多樣化，增加農產品營銷渠道。本研究在Griliches生產函數(shù)基礎上，將農業(yè)傳統(tǒng)投入要素與互聯(lián)網普及率、鄉(xiāng)村人口平均受教育年限以及制度變量結合起來建立農業(yè)生產函數(shù)。將研究時間段按照我國在不同時間節(jié)點所作出的農業(yè)制度變遷分為3個階段，對不同階段相關投入要素的影響程度進行實證研究。結果表明，首先，農業(yè)資本投資和基礎設施建設。長期來看，總體農業(yè)基礎設施建設對農業(yè)經濟增長具有促進作用，有效地增加了農業(yè)生產的規(guī)模效益。但是隨著制度的不斷變遷，基礎設施與農業(yè)資本在不同時段的促進作用具有一定的差異性，資本投入在我國支農補貼不斷成熟階段存在配置不合理的現(xiàn)象。其次，鄉(xiāng)村文化教育投資。農村從業(yè)人員受教育程度對農業(yè)的影響較大，近幾年科學技術在農業(yè)生產中的不斷普及更是加大了對勞動力專業(yè)素質培養(yǎng)的需求。再次，網絡普及?；ヂ?lián)網普及率對農業(yè)經濟增長起重要的促進作用，解決了農業(yè)以往存在的滯銷、保質期短等問題，加快了農產品的流通，促進農村和城鎮(zhèn)居民的共同發(fā)展。最后，制度變革和基礎創(chuàng)新。農業(yè)公共投資強度對于農業(yè)經濟的發(fā)展具有穩(wěn)健的促進作用，但是隨著制度周期的不斷更替，其促進作用逐漸下降。農業(yè)種植結構方面，不同地區(qū)對糧食生產的側重性并不相同?？傮w來看，糧食的大量生產阻礙了農業(yè)經濟的發(fā)展。城鎮(zhèn)化的發(fā)展必然會影響農業(yè)經濟的發(fā)展，在本次回歸估計中的顯著性并不強，但從2012—2015年中部地區(qū)來看，城鎮(zhèn)化明顯降低了農業(yè)經濟的發(fā)展速度。

本研究的政策效應十分明顯，首先，應當鼓勵農業(yè)技術的不斷提升，互聯(lián)網和資本投資作為人力資本的補充和必要條件，應當充分發(fā)展，不斷進步，從根本上提升農業(yè)生產的技術效率。其次，在農業(yè)要素投入過程中不應只重視資金，應根據(jù)不同地區(qū)的具體情況進行有側重的投入。最后，對于新型農業(yè)增長引擎的改善，由于互聯(lián)網和人力資本投資的促進作用表現(xiàn)出高度的一致性，因此兩者應當放到相同的地位進行改善?；ヂ?lián)網的發(fā)展也是當前任何行業(yè)的趨勢，“互聯(lián)網+農業(yè)”的不斷推進也使得農業(yè)經濟增長效率有所提高，互聯(lián)網的使用可以是農產品的銷售和原材料采購得以有效解決并降低其成本。我國是農業(yè)大國，不同地區(qū)生產的農產品也不盡相同，加上農業(yè)經濟的特殊性，這就須要各級政府做好宏觀調控，加強農業(yè)公共投資，尤其是東部地區(qū)，農業(yè)的生產模式也應逐漸轉向多樣化，減少糧食作物的播種面積。從整體上改變農業(yè)生產方式，提升農業(yè)生產效率。

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