農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長影響思考

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一、引言

我國是一個(gè)農(nóng)業(yè)大國，確保農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)快速穩(wěn)定地增長不僅是解決“三農(nóng)”問題的突破口，更是關(guān)系到國計(jì)民生的大事。改革開放以前，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展緩慢，1950—1978年的29年間，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值年增長在10％以上的有5年，負(fù)增長的有5年，增長速度低于2％、基本上處于停滯的有3年[1]。改革開放以來，家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制的推行以及農(nóng)業(yè)科技的進(jìn)步，使得農(nóng)業(yè)發(fā)展步伐增快，我國的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)取得了令人矚目的成就。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值由1978年的1397.00億元增長到2009年的8565.33億元(以1978年為基期的可比價(jià)計(jì)算)，年平均增長率為6.05%，年增長率在5%以上的年份有18年①。對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長及其影響因素進(jìn)行深入分析，不僅在理論上有助于我們深刻理解農(nóng)業(yè)增長的決定力量，而且對促進(jìn)農(nóng)民增收、加快現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展以及全面實(shí)現(xiàn)我國建設(shè)小康社會(huì)的目標(biāo)有著極其重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)綜述

影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的因素有很多，Kalirajan[2]、Chen[3]指出要素投入增長和生產(chǎn)率增長是促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的主要途徑。關(guān)于分析農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長影響因素的方法，林毅夫[4]等人通過采用OLS建立以C-D生產(chǎn)函數(shù)為基礎(chǔ)的線性模型來估計(jì)農(nóng)業(yè)增長的影響因素，王紅玲和徐桂祥[5]提出了一種適于廣義農(nóng)業(yè)范圍的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長因素分析的統(tǒng)計(jì)方法，并以我國“八五”時(shí)期的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為例進(jìn)行實(shí)證研究。在理論方面，張紅宇[6]、秦德文和王懷忠[7]等許多學(xué)者都做過一定的研究；在實(shí)證方面，靳光華和孫文生[8]、魏朗[9]、曹協(xié)和[10]、杜紅梅和安龍送[11]、杜江和劉渝[12]、喬榛[13]、朱希剛[14]等眾多學(xué)者使用時(shí)間序列、截面或面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用不同的分析方法，研究了農(nóng)業(yè)資本、農(nóng)業(yè)財(cái)政支持、農(nóng)村金融、農(nóng)業(yè)貿(mào)易、人力資本投資、制度變遷、技術(shù)進(jìn)步等因素對我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響。本文旨在借鑒吸收前人研究成果的基礎(chǔ)之上，通過對我國1978—2009年農(nóng)業(yè)發(fā)展的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，找出影響我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的主要因素，以期為今后農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展提供一些思路和建議。

三、理論模型的構(gòu)建

（一）模型構(gòu)建的依據(jù)

要素投入量的增加和要素生產(chǎn)率的提高是經(jīng)濟(jì)增長的源動(dòng)力，而生產(chǎn)函數(shù)反映了生產(chǎn)過程中投入要素與產(chǎn)出量之間的技術(shù)關(guān)系，所以本文亦采用生產(chǎn)函數(shù)模型對影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的因素進(jìn)行分析。在農(nóng)業(yè)中，土地、勞動(dòng)力和資本為三大主要的投入要素，因而農(nóng)業(yè)的柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型為:123YAKLN（Ⅰ）其中，K、L、N分別為資本、勞動(dòng)力和土地，A代表技術(shù)進(jìn)步，αi（i=1,2,3）分別為資本、勞動(dòng)力和土地的投入產(chǎn)出彈性。除了這三大投入要素外，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)還受到諸多因素如氣候等的影響，因此需增加一些控制變量，現(xiàn)在對Ⅰ式進(jìn)行適度擴(kuò)展，構(gòu)建新的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)：123iiXYAKLNe（Ⅱ）其中，Xi（i=1,2，，n）為控制變量，βi為各控制變量對產(chǎn)出的影響系數(shù)。為了便于估計(jì)，現(xiàn)對Ⅱ式兩邊取對數(shù)，得到如下函數(shù)形式：123lnlnlnlnlniiYAKLNX（Ⅲ）

（二）變量的選取、設(shè)定

考慮到數(shù)據(jù)的可得性，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出Y以每年實(shí)現(xiàn)的農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值表示，此外，本研究對物質(zhì)性投入變量和非物質(zhì)性投入變量（即控制變量）做如下的選取。1．物質(zhì)性投入變量本文選取每年第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)和農(nóng)作物總播種面積作為勞動(dòng)力投入L和土地投入N的指標(biāo)，農(nóng)業(yè)資本分為農(nóng)業(yè)固定資本和流動(dòng)資本，而農(nóng)業(yè)固定資本和流動(dòng)資本投入以農(nóng)業(yè)機(jī)械和化肥為主，因此在本文的分析中，選取農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力和化肥施用量作為農(nóng)業(yè)資本投入K的指標(biāo)。2.非物質(zhì)性投入變量（1）有效灌溉率：農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有很大的影響，其中最重要的基礎(chǔ)設(shè)施之一就是灌溉設(shè)施，其值等于有效灌溉面積除以農(nóng)作物總面積。（2）氣候：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)受氣候因素影響極大，而我國地域遼闊，自然災(zāi)害頻繁，因此引入氣候指標(biāo)，用每年農(nóng)作物成災(zāi)面積與農(nóng)作物總面積的比例來反映。（3）農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整：在發(fā)展中國家，畜牧業(yè)正起著越來越重要的作用，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長將會(huì)產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響。該指標(biāo)用畜牧業(yè)占農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的比重來反映。（4）農(nóng)村勞動(dòng)力文化程度：人力資本投資能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長已得到越來越多學(xué)者的認(rèn)可，農(nóng)村勞動(dòng)力文化素質(zhì)的提高將推動(dòng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長。本研究用每一百農(nóng)村勞動(dòng)力中初中及初中以上文化程度勞動(dòng)力所占比重來反映這一指標(biāo)。綜上，結(jié)合Ⅲ式，本研究最終估計(jì)所采用的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)模型為：0112234lnlnlnlnlniitYLNKKX（Ⅳ）其中，K1、K2、L、N分別為農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、化肥施用量、第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)和農(nóng)作物總播種面積；Xi（i=1,2,3,4）分別表示有效灌溉率、農(nóng)作物成災(zāi)面積占農(nóng)作物總面積的比例、畜牧業(yè)占農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的比例及初中以上文化程度勞動(dòng)力所占比例。αi（i=1,2,3,4）和βi（i=1,2,3,4）為投入的產(chǎn)出彈性和各控制變量對產(chǎn)出的影響系數(shù)，α0=lnA，μt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

四、數(shù)據(jù)的搜集、處理

（一）數(shù)據(jù)的來源

農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、化肥施用量、第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)、農(nóng)作物總播種面積、有效灌溉面積、農(nóng)作物成災(zāi)面積、畜牧業(yè)產(chǎn)值等變量數(shù)據(jù)來源于《新中國成立60年農(nóng)業(yè)年鑒》和《2010中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，每一百農(nóng)村勞動(dòng)力文化程度分布情況數(shù)據(jù)來源于《1985-2010中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（二）數(shù)據(jù)的處理

農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值按照農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值指數(shù)換算為按1978年不變價(jià)計(jì)算的可比價(jià)格數(shù)據(jù)；根據(jù)相應(yīng)數(shù)據(jù)計(jì)算有效灌溉率、農(nóng)作物成災(zāi)面積占農(nóng)作物總面積比例及畜牧業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值比例；由于反映農(nóng)村勞動(dòng)力文化程度的數(shù)據(jù)只能獲得從1984到2009年的數(shù)據(jù)，因此用線性趨勢模型推測出1978-1983年初中以上文化程度勞動(dòng)力所占比例，補(bǔ)齊殘缺數(shù)據(jù)。

五、計(jì)量模型的估計(jì)

（一）方法的選取

本文擬采用普通最小二乘法(OLS)對模型進(jìn)行回歸，為保證OLS回歸結(jié)果的有效性，需對各時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，只有當(dāng)各序列均為平穩(wěn)時(shí)間序列或非平穩(wěn)性序列均為同階單整序列且存在協(xié)整關(guān)系時(shí)，才可運(yùn)用OLS進(jìn)行線性回歸[15]。1.變量的單位根檢驗(yàn)本文選用增廣迪基—富勒(ADF)檢驗(yàn)來對各變量及它們的差分序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。各原序列在10%的水平下均為不平穩(wěn)序列，而一階差分后在10%的水平上均平穩(wěn)，所以這些序列都是一階單整序列，即lnY、lnK1、lnK2、lnL、lnN、X1、X2、X3、X4～I(xiàn)(1)。2.協(xié)整檢驗(yàn)由變量的單位根檢驗(yàn)可知各原序列為同階單整序列，現(xiàn)需檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭斜唤忉屪兞颗c解釋變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。通過上文的IV式進(jìn)行OLS估計(jì)得到殘差序列et，對et進(jìn)行ADF檢驗(yàn)以判斷協(xié)整關(guān)系是否存在。殘差序列et的ADF值大于各顯著性水平下的檢驗(yàn)臨界值，這說明et不含單位根，為平穩(wěn)性序列。因此，被解釋變量與解釋變量之間存在長期的均衡關(guān)系，滿足OLS線性回歸的條件，可以進(jìn)行線性回歸。

（二）模型估計(jì)

現(xiàn)用Eviews4.0軟件對方程Ⅳ進(jìn)行OLS估計(jì)。

六、模型估計(jì)式的檢驗(yàn)

（一）理論檢驗(yàn)

根據(jù)表4的回歸結(jié)果，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力和化肥施用量的投入以及農(nóng)作物總播種面積的增加都促進(jìn)了農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出的提高，各物質(zhì)投入的回歸系數(shù)即投入產(chǎn)出彈性也具有良好的解釋力。第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響為負(fù)，這與我國農(nóng)村擁有大量的農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力的發(fā)展現(xiàn)狀相符。以農(nóng)作物成災(zāi)面積所占比例表示的氣候因素對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出產(chǎn)生了負(fù)的影響，以畜牧業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值比例表示的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和以初中以上文化程度勞動(dòng)力所占比例表示的農(nóng)村勞動(dòng)力文化程度對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出都有促進(jìn)的作用，它們的回歸系數(shù)大小也符合經(jīng)濟(jì)理論的實(shí)踐。而作為反映我國農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步指標(biāo)的有效灌溉率這一指標(biāo)，本應(yīng)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長是有促進(jìn)作用的，但在這里的回歸系數(shù)符號卻為負(fù)，究其原因，可能是因?yàn)橄啾扰c農(nóng)業(yè)的快速發(fā)展，農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的投資和建設(shè)相對滯后，1978-2009年我國有效灌溉率的均值也僅為32.98%，再加之許多陳舊的基礎(chǔ)設(shè)施得不到及時(shí)的修理和更新，致使其對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出產(chǎn)生了負(fù)的影響。

（二）功能檢驗(yàn)

從估計(jì)的回歸結(jié)果來看，調(diào)整的可決系數(shù)R2達(dá)到了0.998564，回歸方程可以在1%的顯著性水平下通過F檢驗(yàn)，這說明回歸模型的總體線性關(guān)系顯著，解釋變量總體對被解釋變量有很強(qiáng)的解釋能力。解釋變量初中及以上文化勞動(dòng)力所占比例、化肥施用量、第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)、農(nóng)作物成災(zāi)面積所占比例和農(nóng)業(yè)機(jī)械勞動(dòng)力的回歸系數(shù)分別能在1%、5%、5%、5%和10%的顯著性水平下通過t檢驗(yàn)，這些解釋變量能較好地解釋對被解釋變量的影響。而農(nóng)作物總播種面積、有效灌溉率和畜牧業(yè)產(chǎn)值所占比例的回歸系數(shù)未能通過t檢驗(yàn)。

（三）計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)

1．異方差檢驗(yàn)運(yùn)用懷特(White)檢驗(yàn)法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诋惙讲?。由White統(tǒng)計(jì)量(Obs*R-squared)的P值可知，其值大于我們常設(shè)定的顯著性水平，因此無法拒絕同方差性的原假設(shè)，即表明模型不存在異方差性。2.序列相關(guān)檢驗(yàn)由表4的估計(jì)結(jié)果知DW檢驗(yàn)值為1.793，在5%的顯著性水平下，恰落在臨界值dL=0.904和dU=2.102之間，因此無法判斷模型是否存在一階自相關(guān)。下面用拉格朗日乘數(shù)(LM)檢驗(yàn)法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖谝浑A序列相關(guān)性。由LM統(tǒng)計(jì)量(Obs*R-squared)的P值可知，其值大于我們常設(shè)定的顯著性水平，因此模型不存在序列相關(guān)性。3.多重共線性檢驗(yàn)為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诙嘀毓簿€性，現(xiàn)對解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)做一個(gè)計(jì)算。多個(gè)解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)達(dá)到了0.9以上，這說明模型存在著一定程度的多重共線性。考慮到未能通過t檢驗(yàn)的變量X1、X3和N，恰好與其它變量之間存在著較強(qiáng)的相關(guān)性，現(xiàn)采用逐步回歸法交替逐步剔除引起多重共線性的解釋變量，并觀察擬合優(yōu)度和各參數(shù)統(tǒng)計(jì)值的變化情況，以確定最終的估計(jì)方程。

七、模型估計(jì)結(jié)果的經(jīng)濟(jì)分析

（一）物質(zhì)性投入要素的影響

回歸方程Ⅴ顯示，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力和化肥施用量的投入會(huì)顯著促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增長，其產(chǎn)出彈性分別為0.194和0.172，即農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力的投入每增加1%將使農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增長0.194%，化肥施用量的投入每增加1%將使農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增長0.172%。這告訴我們，利用機(jī)械、化肥等體現(xiàn)現(xiàn)代技術(shù)的投入品可以改進(jìn)耕地質(zhì)量，提高農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率和土地生產(chǎn)率；第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)已經(jīng)阻礙了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步增長，因此，加快農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移已成為當(dāng)前農(nóng)村工作一個(gè)亟待解決的問題；回歸結(jié)果還顯示，農(nóng)作物耕地面積并不是影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的主要因素，這說明在我國單純依靠擴(kuò)大農(nóng)作物耕地面積來增加農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的做法已變得不再有效，但這并不意味著耕地已變得不重要，土地是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的前提和保障，加之我國已基本觸及耕地資源的底線，因此我們要保護(hù)好現(xiàn)有的耕地，通過各種技術(shù)手段，以期在有限的耕地上創(chuàng)造出更多的財(cái)富。

（二）非物質(zhì)性投入要素的影響

正如所預(yù)期的那樣，氣候和農(nóng)村勞動(dòng)力的文化程度會(huì)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長有重要的影響?；貧w結(jié)果顯示，自然災(zāi)害成災(zāi)面積占耕地總面積的比例每增加1個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值將減少0.003億元。可見，科學(xué)合理地預(yù)測自然災(zāi)害的發(fā)生并提高應(yīng)對這些災(zāi)害的能力，是減少農(nóng)業(yè)損失、穩(wěn)定農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的重要保障；而農(nóng)村勞動(dòng)力中初中及初中以上文化程度比例每增加1個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值將增加0.025億元。教育投資是提升農(nóng)村人力資本的重要手段之一，農(nóng)村勞動(dòng)力文化素質(zhì)的提高，將改善農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率，促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長。因此大力推進(jìn)農(nóng)村的科教文化事業(yè)建設(shè)，努力提升農(nóng)村勞動(dòng)力的文化素質(zhì)，能夠?yàn)樘岣咿r(nóng)業(yè)產(chǎn)出提供新的動(dòng)力。但實(shí)證結(jié)果也表明，反映農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的指標(biāo)并未像預(yù)期的那樣對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出產(chǎn)生顯著影響。近年來，我國農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)事業(yè)取得了長足的發(fā)展，截至2009年底，我國有效灌溉面積已達(dá)到59261.4千公頃，灌區(qū)數(shù)5844處，大、中、小型水庫87151座①，但我國廣大農(nóng)村普遍存在著基礎(chǔ)設(shè)施匱乏的問題，因此，基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)力度相比于我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的快速增長還遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠，致使其對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的促進(jìn)作用不明顯；當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定的程度，經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步增長很大程度上依賴于結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整將會(huì)推動(dòng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長，這一觀點(diǎn)已得到了諸多學(xué)者的論證。人們對畜產(chǎn)品有著很高的需求彈性，建國以來，我國農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)中的畜牧業(yè)比重也一直穩(wěn)中有升，但是畜牧業(yè)的發(fā)展并未能很好的帶動(dòng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長，其對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響相對于其它因素而言顯得十分的微弱。不斷調(diào)整優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，大力發(fā)展畜牧業(yè)依然是我國現(xiàn)階段農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的方向和重點(diǎn)所在。

八、結(jié)語

本文運(yùn)用我國1978—2009年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，對影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的因素做了較詳盡的分析，選取了農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、化肥施用量、第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)和農(nóng)作物總播種面積四個(gè)物質(zhì)性投入變量，以及反映農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、氣候、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和勞動(dòng)力文化程度的四個(gè)控制變量。實(shí)證結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、化肥施用量的投入、第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)、氣候因素及農(nóng)村勞動(dòng)力文化程度是影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的主要因素。農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、化肥施用量等傳統(tǒng)生產(chǎn)要素的投入依然是我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的源泉。我國人多地少，農(nóng)業(yè)發(fā)展主要依賴于集約經(jīng)營，化肥的使用是我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展的一個(gè)重要保障，而農(nóng)業(yè)機(jī)械可以大幅度提高農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率，增強(qiáng)抵御自然災(zāi)害的能力。因此，我們要增加這些體現(xiàn)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的投入要素的數(shù)量，并努力提高這些要素的投入質(zhì)量。但需要注意的是，過多的化肥投入又會(huì)帶來環(huán)境污染問題，反過來制約農(nóng)業(yè)的發(fā)展，所以在這個(gè)過程當(dāng)中我們要把握好度的問題。我國農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力嚴(yán)重過剩，其對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出已造成了負(fù)的影響，加大農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移并通過多種途徑提升農(nóng)村勞動(dòng)力的文化素質(zhì)必將為我國農(nóng)業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展提供不竭的動(dòng)力。本文的研究雖然表明農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響不顯著，但這同時(shí)也說明在我國通過不斷調(diào)整優(yōu)化結(jié)構(gòu)促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的空間還很大。我國幅員遼闊，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件錯(cuò)綜復(fù)雜，不同時(shí)段、不同地區(qū)影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的因素都不盡相同，因此我們要把握好農(nóng)業(yè)發(fā)展的趨勢，采取科學(xué)合理的方法，巧妙靈活地運(yùn)用各種政策組合為農(nóng)業(yè)發(fā)展提供良好的外部條件。