人力和物質資本對農業經濟增長的空間差異

回慧嫻，薛永基，耿麗麗，張園圓

（北京林業大學 經濟管理學院，北京 100083）

經濟增長，即一定區域、一定時間內經濟總量的增加，是多種因素綜合發展的結果，其始終是社會各界關注的焦點。經濟學家通過建立各種經濟模型，探求長期穩態下均衡增長的條件和源泉。自哈羅德—多馬模型開啟現代經濟增長理論的起點，到新古典經濟增長學派的代表性模型索洛—斯旺模型，再到20 世紀90 年代Lucas［1］、Romer［2］等將人力資本要素引入索洛模型，提出人力資本應該作為獨立要素考量其對經濟增長的影響，且研究證實人力資本是經濟長期增長的內生動力因素，經濟增長理論由此進入內生增長時代。另外，學者們立足于不同經濟體或經濟發展階段開展了廣泛的“物質資本”與“人力資本”的論戰［3］，對于改革開放以來中國經濟的增長，有研究得出相較于物質資本的“汗水”作用，越來越依賴于人力資本的“靈感”作用［4，5］。然而，也有學者通過調查羅馬尼亞經濟增長的因素支持了物質資本起正向促進作用，而人力資本作用不顯著的結論［6］。上述研究表明，物質資本和人力資本對經濟增長的貢獻因區位稟賦特征、個體發展水平的異質性而具有差異性。

中國是農業大國，農業經濟在穩民生、促增長中的基礎性地位不可動搖，農業經濟的持續增長是實現鄉村振興的關鍵。我國各級政府對農業生產問題一直高度重視，中央連續17 年發布以“三農”為主題的一號文件，并出臺了一系列創新政策，以提高農業生產力，維護社會穩定，如土地整理計劃（LCP）、農民合作政策、以糧代賑項目（GfG）［7］。21 世紀以來，我國的農業總產值從2001 的2.62 萬億元增長到2019 年的12.4 萬億元，增加了3.7 番，而在產業構成中第一產業GDP 所占的份額從15.2%下降到2019 年的7.11%，農村人口占總人口的比例也由62.3%下降到39.4%。可見，我國農業經濟正面臨著農業人口紅利的逐漸消失、農業資源約束日益趨緊和傳統農業生產方式下的邊際報酬遞減等一系列發展瓶頸。因此，國內學者對農業經濟的增長一直較為關注，并以農業生產的發展特點作為邏輯起點，將土地、資本、勞動、技術和制度等視為農業經濟發展的基本條件［8］。

上述因素又可進一步劃分為3 個維度——即物質資本、人力資本、外生環境因素，目前對于農業經濟增長問題的研究也基本依此展開，具體如下：①側重分析物質資本對農業經濟增長的貢獻。目前尚無完整和明確的農業資本投資數據和統一的衡量指標，但梳理國內外大量文獻發現，學者們多從資本積累［9］、農 村 基 礎 設 施 建 設［10］、農 村 公 路 規 模 與 結構［11］等為替代指標，探討物質資本如何影響農業經濟的增長。侯石安、胡楊木［12］實證研究得出現代物流投入、財政支農支出和農村固定資產投資對農業經濟增長均有正向影響；杜江、劉渝［13］實證分析了物質資本、土地和化肥投入等對農業經濟增長的顯著促進作用；于揚、吳鳴然、吳兆丹［14］研究表明，農業固定資產投資對農業經濟增長隨著時間的推移作用逐漸削減，但目前仍是重要的依賴要素，且資本積累與深化的影響效應也具有相同趨勢［15］。②聚焦研究人力資本對農業經濟增長的貢獻。一部分學者指出農業經濟增長中農村教育人力資本發揮正向促進作用［16］。與此相悖，另一部分學者則認為人力資本積累并不能促進農業經濟的發展，即存在“農村人力資本陷阱”［17］。隨著農村人力資本的提高，落后的農業發展水平和農業基礎設施不能滿足人們對美好生活與個人價值創造的需要，導致高質量的農村勞動力大量流出。即對于農村人力資本的投資并不能完全投向到農業生產，而是隨著城鎮化的發展和農村的“三產”融合而產生擠出效應。在人力資本異質性方面，孫一平、周向［18］指出不同等級人力資本對我國農業經濟增長促進作用差異巨大，由強到弱依次為初等、高等、中等；廖開妍、曾建霞、吳曉婷［19］研究指出，高級人力資本積累對農業經濟發展的正向效應，而初中級人力資本積累不但沒有促進反而會抑制農業經濟發展。綜合各種觀點，本文認為人力資本因時空、個體的差異而對農業經濟增長的作用有所不同，需要綜合各地實際情況進行具體分析。③探討外生變量對于農業經濟增長的貢獻。有研究證實 了 產 業 結 構［20，21］、產 業 融 合［22］、城 鎮 化 進程［23，24］、對外貿易［25］等因素均對農業經濟增長的具有影響效應。農業財政支出對經濟增長的作用長期以來也是學術界研究的關鍵問題之一［26，27］，其通過多種途徑對農業經濟增長的產生影響，因不同時期、不同地區、不同性質和不同產業而存在差異［28］。此外，經濟發展的新時代資本運作在農業經濟中的重要作用日益凸顯，有學者［29］研究證明了金融包容度是農業全要素生產率增長的一個重要驅動因素，且影響程度表現出地理異質性，主要通過提供貸款支持基于專業化和合作社等形式的促進生產轉型而發揮作用。

綜上，無論是理論研究還是實證研究，對于物質資本和人力資本對經濟增長的影響路徑都日趨完善。物質資本對經濟增長的促進作用獲得了大多數學者的肯定。而在人力資本方面，一部分學者認為人力資本具有促進作用，一部分學者認為人力資本因為人才溢出而產生抑制作用，還有一部分學者從人力資本等級的角度分析了人力資本可能因為等級的差異而對農業經濟產生不同的影響。農業經濟領域究竟是哪些要素才是其持續增長的動力源泉呢？物質資本和人力資本二者誰更重要？在以往對農業經濟發展的分析研究中，將人力、物力兩大資本放在統一框架下進行對比的較少。本文擬從以下3 個方面進一步分析：①基于索洛模型，比較中國農業經濟增長對兩大資本的要素彈性大小，分析我國農業經濟增長更多來源于“靈感”還是“汗水”。②基于區域差異性的事實，分析比較東部、中部、西部地區農業經濟對兩大資本產出彈性的差異。③根據省域農業經濟發展水平，將我國31 個省份農業經濟水平分為高等、中等、低等，分析比較不同農業經濟水平下農業經濟增長對兩大資本產出彈性的差異。

1 研究設計

1.1 模型建立

1.2 變量處理

農業經濟增長指標：以農業總產值作為衡量農業經濟增長水平的數據指標。人均層面的數值表示為總量指標除以農村人口數。同時，本文用農業總產值指數進行平減計算，以排除通貨膨脹的影響。①物質資本。基于永續盤存法，以農村農戶固定資產投資原值（固定資產投資指數平減后）和折舊率計算農戶的真實物質資本存量，計算公式為：Kt+1=（1-δ）Kt+ It。其中，農戶固定資產折舊率δ借鑒王璐、楊汝岱、吳比［31］的研究設置為0.4。關于2001年初期物質的資本存量值，本文采用增長率法進行估算，公式為：K0= I0/（g +δ）。其中，K0為基期資本存量，I0為基期農戶固定資產，g 為投資增長率，δ為折舊率。借鑒楊軼波［32］將物質資本增長率g 設為7.7%，以求得2001 年的基期物質資本存量，從而進一步得出我國農戶固定資產存量數據。②人力資本。目前學界衡量人力資本有多種衡量辦法，最典型的有受教育指標法、成本法、收入法等。本文采用學者們使用頻率最高的教育指標法。具體按照我國教育部通用規章制度劃分為6 類，將農村勞動力受教育程度相對應的教育年限作為勞動力數量權重，以求得平均受教育年限。③勞動力。為衡量農業經濟過程中的實際參與勞動的勞動力情況，本文采用“第一產業從業人員數”來表示。

控制變量：為更加準確地估計兩大資本產生的作用，需要排除一切其他因素的干擾，將其他相關變量納入到模型中作為控制變量。本文借鑒已有文獻中的常設控制變量，進出口貿易額以各省農產品進出口貿易額來表示，城鎮化進程以各地年末城鎮人口數量占總人口比重衡量，產業結構以各地工業產值占GDP比衡量，政府財政支持以財政支出項中的農林水事務支出數據衡量。

1.3 研究區域與數據來源

考慮數據可得性，研究對象設定為除香港特別行政區、澳門特別行政區和臺灣地區之外的31 個省份，數據時間范圍設定為2001—2019 年的面板數據。本文采用的數據均來自于公開發布的各類統計資料，包括且不限于《中國統計年鑒》《中國農村統計年鑒》和《國民經濟與社會發展統計公報》等。

2 變量的描述性統計

對各地區歷年相關數據進行描述性統計后發現（表1），省域平均年農業總產值1335.2 億元（平減后），人均農業總產值6500 元，農業總產值最小為西藏50.06 億元，最大為山東5146 億元。平均農村勞動力受教育年限為7.42 年，省域平均年物質資本存量1720 億元，省域平均勞動力人口數935 萬人。此外，各地區農業總產值、人力資本、物質資本投入、勞動力、播種面積、進出口貿易、政府財政支持、城鎮化率、產業結構的最小值與最大值差距明顯，說明我國各地區的農業經濟發展水平、資源配置存在著較大的差異，需結合實際情況具體分析。

表1 主要變量描述性統計分析Table 1 Descriptive analysis of the main variables

全國農業總產值、人力資本和物質資本隨年份變化的情況如圖1 所示。由圖1 可知，全國農業總產值、物質資本均呈逐年上升的趨勢，人力資本除2005年較低外，整體上呈逐年上升的趨勢。我國農業總產值從2001 年的2.6 萬億元增加到2019 年的12.4 萬億元，年平均增速高達9%；全國鄉村勞動力受教育年限從2001 年的6.88 年增長至2019 年的7.99 年；物質資本存量則由2001 年的2.5 萬億元增長至2019 年的8.7 萬億元，年平均增速達到7%。

圖1 全國2001—2019 年農業總產值、人力資本和物質資本變化趨勢Figure 1 Change trend of total agricultural output value，human capital and material capital from 2001 to 2019

3 結果及分析

3.1 平均產出彈性

本文數據來源為包含個體變量和時間變量的二維面板數據。對于面板數據模型的處理方法有兩種：一是個體、時間效應誤差項與解釋變量相關的固定效應模型（FEM）；二是個體、時間效應誤差項與解釋變量不相關的隨機效應模型（REM）。通過將固定和隨機兩種模型回歸的結果進行Hausman 檢驗后發現，本文采用固定效應模型（FEM）更為適宜。

通過固定效應模型估計，得到了2001—2019 年31 個省份農業經濟增長對各相關要素的平均產出彈性（表2）。在總量層面，人力資本、物質資本的彈性系數依次為0.524、0.205，可以看出兩大資本投入均具有顯著的促進效應，且人力資本投入的增加對農業總產值增長的促進作用要顯著高于物質資本投入的增加。在人均層面，人力、物質資本的彈性系數依次為0.668、0.163，兩大資本顯著的正向促進作用結論得到支持，且人力資本對人均農業總產值增長的作用依然較物質資本大。上述結果在總量和人均層面的結果均表明人力資本的投資較物質資本能夠帶來更高效的農業經濟收益，支持了“人力資本促進論”的觀點。此外，勞動力的估計系數在總量層面并不顯著，且勞動力對人均農業總產值有著負向作用，表明我國農業經濟增長并不能單純依靠農業勞動力的數量增長，且勞動力數量增長減弱了農業產值的人均水平。產生這種現象出現的主要原因是：一方面，隨著農業機械化水平的大幅提高，導致農業勞動力向非農轉移；另一方面，勞動力增加的邊際效益減弱，人口紅利消失，勞動力增長稀釋了人均農業總產值的增長速率。農作物播種面積的估計系數為0.186，說明區域農業經濟的增長受到農作物的播種面積的正向促進作用，播種面積越大也越容易形成規模效益，給農業的集約化、規模化、現代化發展留出空間。農產品外貿對農業總產值、人均農業總產值均有顯著的正向促進作用，說明農產品進出口貿易會促進農民農林牧漁業經營的積極性，進而促進農業經濟的發展。政府財政支出對農業經濟同樣具有顯著的促進作用，原因在于政府增加農林水的財政支出，在推動農業基礎設施建設發展的同時，提高了農業生產率水平和資本積累，進而提高了農業的生產效益。城鎮化率對農業總產值的效果不顯著，但在人均層面作用顯著。而產業結構對農業經濟的作用效果不顯著，表明產業融合相對于產業結構發展滯后，第二、三產業對第一產業的拉動作用不足。因此，產業結構的作用需要根據現實情況，控制其他影響因素具體分析。

表2 物質資本和人力資本的產出彈性比較Table 2 Comparison of output elasticity of material and human capital

3.2 地理區域異質性

通過上文數據的描述性分析發現數據之間存在較大的差距，本文將進一步從區域異質性的角度分析不同地區農業經濟對人力資本、物質資本的產出彈性。我國31 省份的人力資本、物質資本、農業總產值的情況如圖2 所示。由圖2 可知，我國31 個省份農業總產值與物質資本變動趨勢呈高度一致。人力資本除西藏自治區等突出較低和北京等城市突出較高外，我國其他地區農村勞動力的平均受教育年限在8 年上下浮動，整體上農村人力資本差異小于物質資本，這與我國大力推行義務教育，實施鄉村教育普遍化戰略不無關系。因此，本文進一步通過數據分析探索我國東、中、西部農業經濟增長影響因素的差異。

圖2 不同地理區域農業總產值、人力資本與物質資本Figure 2 Total agricultural output value，human capital and material capital in different geographical areas

通過固定效應模型分不同地理區域分析（表3）。從表3可知：①在我國東部地區，物質資本對農業經濟增長的估計系數為0.194，表明農戶的固定資產投資存量的增長很好地促進了地區農業總產值的增加。然而，人力資本的分析得到不顯著的結果，原因可能是：我國東部地區基本為沿海城市，經濟較為發達，在農村地區有發達的加工業和服務業，農村地區產業結構融合度較高，因此帶來勞動力由第一產業向第二、三產業轉移，使得農村人力資本的增長不能完全作用于農業經濟發展中，即產生人力資本的擠出效應。②在我國中部地區，人力、物質資本對農業總產值影響的估計系數依次為1.211、0.299，均具有顯著的正向影響，且人力資本發揮的促進作用更強。原因可能是：我國中部地區9 省中有5 省屬于我國十大農業省，農業經濟較為發達，因此對農業人力資本、物質資本的要素彈性更大。這也在農業領域回應了“克魯格曼質疑”，即中國經濟的增長更多的是來源與“靈感”而非“汗水”。③在我國西部地區，農業經濟增長對兩大資本的產出彈性的標準誤均達不到顯著性水平。考慮西部地區具有經濟水平普遍較低、基礎設施普遍落后、教育資源普遍不足，導致資本投入尚不能帶來良好的收益。因此，對于西部地區，應探明如何充分利用自身資源擺脫“貧困陷阱”，從而使資源投入效益得到充分發揮。

表3 東、中、西部地區的農業總產值影響因素分析Table 3 Analysis on influencing factors of total agricultural output value in the east，central and western regions

3.3 農業經濟水平的異質性

由上述分析發現，農業經濟增長的區域異質性作用非常大。考慮到我國是農業大國，農耕文化歷史悠久，各省農業經濟發展水平不一，如東部地區有河北、山東、江蘇3 個農業強省，而東部其他省份（如北京、天津、上海等）并非農業經濟發展的重點區域，因此結合我國農業區分布實際狀況，從農業經濟發展水平層面來分析不同因素的影響作用。

不同農業經濟發展水平報告了各省份的農業總產值、人力資本與物質資本的投入情況，如圖3 所示。從圖3 可知：①全國各省份農業經濟差異較大，2019 年，最高的山東省農業總產值達到9600 萬元（平減后），最低的西藏農業總產值僅為212 萬元。②農業經濟高水平的山東、河南、四川、江蘇、河北、黑龍江等均屬于我國十大農業省范圍。③物質資本的變化趨勢與農業總產值的變化趨勢基本一致，這與區域異質性的結論相互印證，表明物質資本對農業經濟增長具有促進作用。而人力資本方面，在農業經濟高水平的地區，農業人力資本投入的變化趨勢與農業總產值的變化趨勢基本一致。而在農業中低發展水平區域，人力資本存量的變化較大，如西藏、青海地區的人力資本存量水平較低，北京、上海、天津的人力資本存量水平較高，因此這些區域人力資本與農業經濟增長的關系需進一步分析。

圖3 不同農業經濟水平農業總產值、人力資本與物質資本Figure 3 Total agricultural output value，human capital and material capital at different agricultural levels

不同農業經濟水平地區農業經濟對各項因素的產出彈性系數結果見表4。從表4 可見，在我國農業經濟水平高的地區，人力資本、物質資本兩大要素的估計系數依次為1.156、0.172，表明人力資本作用更強，再一次支持了“靈感”的促進作用。在我國農業經濟水平中等的地區，人力資本的估計系數的標準誤尚未達到顯著性水平，物質資本的估計系數為0.207，表明中等農業發展水平地區主要受到物質資本的正向促進作用。在我國農業經濟水平較低的地區，兩大資本的估計系數均不顯著。可以看出在農業發展水平較低的區域，包括4 個直轄市和青海、西藏等農業水平及地區經濟水平均較弱的西部地區省份，這個結論與區域異質性分析中西部地區的作用不顯著性較為一致。

表4 不同農業經濟增長水平的農業總產值影響因素分析Table 4 Analysis on influencing factors of total agricultural output value of different agricultural level

綜合以上分析發現，在我國東中部地區和農業經濟發展水平中、高等地區，農業經濟受人力資本和物質資本的正向影響效應更大。中部地區的內蒙古、吉林、黑龍江、安徽、河南，東部地區的河北、江蘇、山東，農業經濟較發達地區的山東、河南、四川、江蘇、河北、黑龍江，農業經濟中等水平的安徽、云南、內蒙古，均屬于中國十大農業省范圍。以上結果表明，我國農業經濟發展水平以十大農業省領先，且在東、中部形成區域間的空間自相關，具有明顯的地理區域特征。

4 結論、討論與啟示

本文在索洛模型的基礎上引入人力資本，以分析物質資本與人力資本在促進農業經濟增長過程中的重要性與差異性，同時討論了其他要素包括農產品國際貿易、土地播種面積、政府財政支持、城鎮化率、產業結構等對農業經濟增長的作用，主要結論如下：

兩大資本對農業經濟增長的促進作用具體體現在：①總量層面上，人力資本和物質資本的產出彈性系數分別為0.524、0.205；人均層面上，人力資本和物質資本的產出彈性系數分別為0.668、0.163。在總量和人均兩個層面上兩大資本對農業總產值的影響均正向顯著，且人力資本與物質資本相比產出彈性更大。表明我國農業經濟增長更多地來源于以人力資本為表現形式的“靈感”，而非以物質資本為表現形式的“汗水”。究其原因，應從人力資本和物質資本各自的特性出發，以教育發展為基礎人力資本具有不可繼承性、累積性，對農業經濟發展起到拉動作用；以物質生產資料投入為基礎的物質資本具有消耗性和可繼承性，對農業經濟發展起到推動作用。上述結論在我國農業經濟增長領域也駁斥了“克魯格曼質疑”，證明了我國農業經濟發展與整體經濟增長協同性。②在區分不同區域差異之后發現，我國十大農業省聚集的中部地區的人力、物質兩大資本估計系數分別為1.211、0.299，估計結果均正向顯著，且對物質資本的要素彈性較人力資本更小。人力資本對我國東部地區農業經濟發展作用并不顯著，而受物質資本的顯著影響，其估計系數為0.194，說明東部地區的農業經濟增長在物質資本積累過程中不斷進步。對人力資本而言，由于經濟發展與城鎮化推進的雙重作用，大量人才向城鎮轉移，同時東部發達地區農村產業結構融合度高，農村人力資本投資并不能完全體現到農業經濟增長，存在人力資本的溢出效應，因此東部地區的農業經濟發展受人力資本促進作用較小。相較東中部地區，西部地區人力資本和物質資本的投資不能良好地作用于農業經濟發展。農業經濟的不發達、滯后的人力資本效應、農業基礎設施的落后等均可能是資本投入不能充分發揮效應的原因。因此，西部地區要充分發揮四川、云南兩個農業經濟水平較高農業省的帶動作用，最大程度地發揮雙重資本的經濟增長效用。③在區分不同農業經濟發展水平差異后發現，我國農業經濟狀況良好的地區，同時也是我國重點農業省所在地區，人力、物質兩大資本的估計系數分別為1.156、0.172，物質和人力資本均正向促進農業經濟增長，且后者的作用效果更為顯著。同時，人力資本、物質資本的估計系數與上述中部地區估計系數結果相差不大，原因是：中部地區多為農業強省聚集區，農業收入水平高的地區也多分布在中部地區，使得兩大資本的良好效益充分發揮。農業經濟狀況處于中等水平的區域主要受物質資本影響，其估計系數為0.207，而人力資本對其作用不顯著。物質資本具有消耗性、可繼承性和同質性，而人力資本具有累積性、不可繼承性和異質性。人力資本和物質資本并非完全獨立，想要充分發揮人力資本的作用必須要有物質資本投資所形成的生產資料作為支撐。因此，處于農業經濟發展水平初級階段的地區要重視物質資本的積累，等發展到一定門檻值時，人力資本才能充分發揮作用，起到量變引起質變的效果。在農業經濟狀況較差的地區，即4 個直轄市、海南等非農業重點區和甘肅、西藏、青海、寧夏等西部地區，人力資本和物質資本的作用均不顯著，原因可能是農業生產受到區域自然條件的硬性約束較大。因此，人力資本投資需要結合實際，發展適宜當地生長、生產條件的新作物培育方式，擴大新型職業農民的培育，增強農業領域的培訓和體驗式農業教學等，在現有資源投入基礎上，加快農業人力資本的積累，充分發揮資本投入效益。

其他因素對農業經濟增長的促進作用具體體現在：①總量層面，勞動力對農業總產值的估計系數不顯著，而在人均層面勞動力對人均農業總產值的估計系數為-0.297，說明勞動力的增加帶來了人均農業總產值的下降。全國第一產業就業人員數從2001 年的3.3 億人到2019 年下降到2.5 億人，城鎮化的發展和工業較農業的高收入帶來勞動力的轉移，第一產業就業人員不斷減少，且隨著土地規模化繼續減少，帶來人均農業總產值和農業收入的增加，形成良好的正向效應。②農產品進出口貿易的估計系數在總量和人均層面均顯著為正，說明農產品貿易可以有效推動國內農業經濟增長。學者們認為，在自由貿易中生產性投資和技術進步得以迅速發展，進而促進了農業持續增長。③財政支農結果表明，加大財政投入可以有效促進農業經濟效益。一方面，國家財政農林水事務支出為農業經濟發展提供了良好的資源設施基礎，降低了農民的農業生產成本；另一方面，農林水事務支出促進了農業規模化、集約化發展和技術化轉型，提高了農民的收入水平。農業經濟在雙重因素作用下穩步增長。進一步區分不同地理區域和農業經濟發展水平可以看出，農業財政支出在中部、東部和農業經濟發展水平較高的地區有著良好的促進作用，這可能是因為我國東、中部地區擁有較高的物質和人力資本水平，政府投入或政策紅利的轉化率較高，所以產生顯著的影響作用。對于西部地區和農業經濟發展水平較低的地區，僅依賴政策扶持不能有效刺激農業經濟的增長，表明政策支持具有導向性、輔助性作用，而不能起到決定性作用，主要還是依賴在關鍵要素上的有效作用。此外，在我國西部的政府財政支出效率相比東、中部較差［33］，而政策執行效率很大程度上決定了要素投入對經濟增長的作用大小［34］，因此造成西部地區財政農業支持對其農業經濟增長的作用不顯著。本文的研究結果也說明財政支出比例配置越科學，財政支出效率越高，農業經濟增長越穩定。④城鎮化率對總量層面的農業經濟作用不顯著，而人均層面作用顯著。從總量層面來說，一方面，城鎮化過程最突出的表現之一就是農村人口大量往中心城鎮轉移，農村剩余勞動力的城市化進程減少了農業就業人口數量，農村土地的集約利用與農業規模經營得到提高，農業生產效率也隨之加強，促使了農業的市場化經營，降低了農業的生產成本；另一方面，城鎮化的轉移產生了人力資本的外溢作用，一般轉移到城鎮的人，除農民工外大部分均是小有資產或者學歷較高的家庭，人力資本的外溢作用也因此加深，減少了人力資本的存量，因此農業經濟增長同時受到城鎮化率的正負雙效應，只有通過加強其正效應，才可促進農業經濟增長。從人均層面來說，城鎮化率的發展帶來鄉村人口的減少，人口稀釋作用降低，因此人均農業總產值增長較快。⑤產業結構狀況對農業經濟變化并無顯著影響。一方面，第一產業可以提供基本的生產與生活資料，第二、三產業的發展以第一產業為基礎，并對第一產業具有拉動和反哺作用，但在經濟發展過程中，第二、三產業的發展侵占第一產業資源的現象時有發生，如耕地紅線侵占問題等，擠壓農業的發展空間；另一方面，有學者［35］指出當前我國產業融合相對農民收入之間的滯后性和不均衡性，阻礙了收入增長的乘數效應。因此，產業結構對農業經濟的影響需要根據省域條件不同來進一步分析。

4.3 啟示

從本文實證結果可知，我國農業經濟的發展要秉持人力資本與物質資本雙輪驅動模式，同時借助政府財政、對外貿易等外部力量，形成消費、投資、出口三向合力。①農業產業發展要做到因地制宜，合理布局。中部地區、農業經濟水平高的地區應重視農業的生態可持續發展，建設農業生態高質量發展示范區，繼續強化人力資本、物質資本的正向效應，應用現代信息、農業技術裝備等，實現資本的可持續利用和經濟的可持續發展。對于東部地區，重點促進地區的農業物質資本積累、保護和科學利用，增加人力資本在要素有機構成中的比例，選取典型率先建立農業農村現代化先行示范區，盡快實現農業經濟領域從量變到質變的轉變，最大程度地發揮人力資本效益，如通過培育“新型職業農民”的方式，有目標地擴大區域人力資本存量，降低人力資本的擠出效應，使得農業人力資本投入充分發揮效益。對西部地區，應注意揚長避短，基于其地形多樣、面積廣博的區域特征，充分利用當地資源優勢、政府支持等手段，擺脫“貧困陷阱”，大力推動特色農業發展（如“數字農業示范小鎮”“產業融合示范小鎮”等），促進農業的精細化、規模化生產，不斷提質增效，促進區域“三產”融合，提高農業的附加價值。②農業產業發展要做到資源盤活、規模集約。土地分割仍然是限制農業生產效力和制約農業經濟發展的問題。最新的農業普查結果顯示，規模不經濟造成了資源的浪費。因此，各地應繼續因地制宜推進“土地整理計劃”“土地確權”等政策實施，通過土地歸并、土地使用類型的再分配，進一步發展農村基礎設施如排水灌溉系統等建設增加物質資本存量，進而人力也隨著土地資源、物質資源的分類與歸并進一步集聚，通過規模化與集約化，充分發揮物質資本和人力資本對經濟增長的貢獻。③農業產業發展要做到一部分先富起來，最終帶動共同富裕。我國經濟發展的區域差異一直是學者們重點關心的問題。目前我國東部發展對接于國際外循環，中部發展服務于國內大循環，而對于區域條件和經濟水平雙向弱性的西部地區應注重對接于國內、外雙重市場，避免形成東、中、西部區域內部各自趨同“趨同俱樂部”效應［36］，導致區域間差距越來越大。應致力于保護利用農業經濟發展的基本資源條件，從而逐步實現高水平地區的穩定發展和相對落后地區的快速發展趕超的“有條件趨同”。