关键词:农业科技创新投入;新农村经济;因子分析;皮尔逊相关分析;杭州
科技是农业发展的驱动力，是国家粮食安全的保障力，是农民持续增收的支撑力。2015年2月，中央、国务院印发了《关于加大改革创新力度加快农业现代化建设的若干意见》，强化农业科技创新驱动作用是一项重要内容。科技对社会的发展有着不可替代的作用，新农村的建设同样需要科技作为强大的支撑动力。新农村建设的核心是发展农村经济和现代农业，因此加强农业科技创新，实现农民增产增收，提高农业发展水平是新农村建设必然途径。城市化的快速发展，耕地面积不断减少，发展高效的现代都市农业成为必然，加快农业科技发展任务更为迫切。如何在经济增速放缓背景下继续推进新农村建设，增加农民收入，促进农业增效，已成为一个重大课题。本研究以杭州为样本，以农业科技创新投入对新农村经济发展的影响为切入点，运用因子分析法和皮尔逊相关分析法对其进行分析，从而得到农业科技创新投入在新农村经济发展中发挥的重要作用，进而针对农业科技创新加快新农村发展提出对策建议。
1样本及数据选择
1．1杭州农业科技与新农村发展概况
近年来，杭州市科委根据市委市政府加快推进农业科技创新的决策部署，大力实施创新驱动发展战略，聚焦杭州现代农业发展目标，打造“都市现代农业”，全面启动杭州农业现代化“十大工程”，着力加强农业前沿技术的原始创新，突破主导产业提升和食品安全保障的关键、共性技术，推进农业科技成果转化与科技企业培育，改善农业科技基础条件和创新环境，建设农科教产学研一体化的推广服务体系，增强科技对现代农业和新农村建设的支撑引领能力，在农业“两区”建设、新农村科技示范点建设、农业的科技创新能力提升、农业科技型企业培育、科技创新服务平台搭建、科技帮扶与服务深入推进等方面取得明显成效。截至2015年底，已累计建成各级粮食生产功能区1104个，面积37000hm2，建成省级现代农业园区65个，面积18587hm2。经过多年的农业“两区”(粮食生产功能区和现代农业园区)建设，杭州市蔬菜、茶叶、果品等“十大主导产业”实现产值368.35亿元，增长6.4%。杭州市科委已累计认定286家农业科技企业、市级新农村建设科技示范点(试点)84家［1］。
1．2指标选取与数据来源
主要有农业科技投入和新农村经济发展两方面数据。农业科技投入采用科技部门农业科技创新资金投入数据，即科技三项费用中涉及农口的科技发展专项资金，通过对历年农业科研攻关、新农村建设科技示范、种子种苗、科技扶贫和重大科技创新等5类项目拨款经费整理统计得到;新农村经济数据主要来自2007—2016年杭州市科技统计年鉴。新农村经济指标的选取基于相关文献研究［2－5］的基础上，结合数据的可获取性，选取农林牧渔总产值、粮食产量、棉花产量、油菜籽产量和淡水产品产量等5个指标的人均值来反映新农村经济产出水平，即人均农林牧渔产值(元)、人均粮食产量(kg)、人均棉花产量(kg)、人均油菜籽产量(kg)和人均淡水产品产量(kg);选取农业机械总动力(kW)和农村固定资产投资额(万元)来反映新农村的投入水平;选取乡村消费品零售额(万元)和农村居民人均可支配收入(元)反映新农村居民的生活水平。为消除不同指标间量纲影响，对所有数据进行标准化处理(表1)，以实现数据指标间的可比性。
2结果与分析
2．1因子分析
因子分析的基本目的就是用少数几个因子去描述许多指标或因素之间的联系，即将比较密切的几个变量归在同一类中，每类变量就成为一个因子(之所以称其为因子，是因其不可观测，即不是具体变量)，以较少的几个因子反映原资料的大部分信息［6］。因子分析的前提条件是原有变量应具有较强的相关性，一般相关系数在0.3以上［7］。本研究所选取的新农村经济指标有9个，要研究农业科技投入和新农村经济之间的关系，则必须对新农村经济指标进行简化。因此运用因子分析法提出新农村经济的主成分，以便进一步分析与农业科技投入之间的关系。运用SPSS19软件，对9个新农村经济指标进行相关性分析得出各指标的相关矩阵。从表2中可以看出，多数指标之间的相关性在0.6以上，0.3以下的为少数。因此，适合做因子分析，对主成分因子进行提取，从而减少新农村经济变量的个数。对新农村经济指标量表进行KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)检验和Bartlett球度检验。KMO统计量是取值在0和1之间。当所有变量间的简单相关系数平方和远大于偏相关系数平方和时，KMO值接近1。KMO值越大，意味着变量间的相关性越强，原有变量越适合作因子分析。当KMO＞0.5时，就适宜进行因子分析［7］。在99%的置信水平下，本研究中新农村经济指标的KMO值为0.599，表示可以进行因子分析。巴特利特球度检验(BarlettTestofSpherici-ty)用于检验相关系数矩阵是否是单位阵，即各变量是否独立。它是以变量的相关系数矩阵为出发点，零假设:相关系数矩阵是一个单位阵。如果巴特利球形检验的统计计量数值较大，且对应的相伴概率值小于用户给定的显著性水平，则应拒绝零假设;反之，则不能拒绝零假设，认为相关系数矩阵可能是一个单位阵，不适合做因子分析［7］。本研究中，巴特利球形检验的卡方值为127.596(自由度为36)，相应的概率sig为0，说明相关系数矩阵与单位阵有显著差异。因此，本研究的新农村经济指标数据适合作因子分析。由表3可知，通过对新农村经济指标数据进行因子分析，得到主要因子F1和F2，其贡献率分别为60.3%和35.1%，累计贡献率达到95.4%，超过85%的要求，说明F1和F2解释了新农村经济9个指标的大部分信息。从表4可以看出，F1在粮食、棉花、油菜籽、淡水产品、消费品零售额和人均可支配收入这6个指标上载荷较高，说明F1解释了这6个指标的大部分信息。F2则解释了农林牧渔和农业机械总动力这2个指标的大部分信息。F1和F2同时解释了农村固定资产投资这个指标的部分信息。采用回归分析的方法估计因子得分系数，主成分得分系数矩阵如表5。根据该矩阵的数据，可得出因子得分函数。F1=0.036ny+0.17ls+0.168mh+0.219yc+0.235ds+0.135dl－0.065tz－0.133xf－0.119srF2=0.317ny－0.012ls－0.014mh+0.141yc+0.249ds+0.361dl+0.194tz+0.084xf+0.113srSPSS软件自动根据上述因子得分函数计算出样本相应因子得分SF1和SF2(表6)。
2．2农业科技投入与新农村经济综合指标关联性分析
运用因子分析法分析新农村经济指标后，得出新农村经济综合指标SF1和SF2，代表新农村经济9个指标的大部分信息。对2006—2015年杭州市农业科技创新资金投入数据和新农村经济主成分因子得分数据进行相关性分析。从表7可以看出，在95%置信水平下农业科技投入和新农村经济综合指标F1的相关系数为0.698，显著性明显;在95%置信水平下农业科技投入和新农村经济综合指标F2的相关系数为0.658，显著性明显。相关性分析结果表明，农业科技投入、新农村经济产出和投入水平以及农民的生活水平呈正相关，即农业科技投入增加会促进新农村经济发展、提高农民的生活水平。
2．3农业科技创新投入与新农村经济各项具体指标关联性分析
可以看出，农业科技创新投入与人均农渔牧林产值、农村固定资产投资、乡村消费品零售额、农村居民人均可支配收入在99%置信水平上呈正相关，且相关系数都在0.85以上。这说明农业科技创新投入促进新农村经济发展的作用是明显的，对农村生产投入和农民增收起正向促进作用。农业科技创新投入与人均粮食产量、人均棉花产量在99%置信水平上呈负相关，且相关性也在0.85以上，这主要原因是杭州农业正从传统农业向现代都市农业转变。首先，农业科技创新投入提高，农业新技术和新品种得以广泛应用，农民有更多的选择种植经济价值高的农产品，提高土地的经济效益，从而使得粮食和棉花这类传统主要农作物产量减少，这也正说明了杭州新农村经济建设鼓励以“一村一品”为特点的现代农业发展，如建德市莲花镇齐平村发展铁皮石斛特色产业，桐庐县江南镇环溪村发展莲产业等［8］;其次，城市化进程的加快，使得耕地日益减少和农村居民抛荒现象更为突出，从而使得粮食和棉花生产面积直线下降;再者，近几年农村经济以发展农村休闲产业和乡村旅游为主，导致传统农业发展减弱，所以不论科技创新投入如何提高，其产量都在下降。农业科技创新投入与人均油菜籽产量、人均淡水产品产量、农业机械总动力相关性则不显著。究其原因，一是杭州现代都市农业的定位和自然禀赋决定了杭州市油菜籽产量和淡水产品产量在某个年份达到顶峰后又持续回落，形成一个倒U型抛物线。其中，淡水产品产量受养殖面积刚性下降、“五水共治”行动等因素影响［9］，因此会出现人均油菜籽产量、人均淡水产品产量与农业科技创新投入相关性不显著的结果。二是杭州市“七山一水二分田”的地形地貌也决定了杭州农业不能大规模使用大型农业机械，因此农业科技创新投入对农业机械总动力影响不大.
3结论与不足
运用因子分析对新农村经济发展指标进行降维提取，得到2个新农村经济发展主成分因子，运用皮尔逊相关分析法，对农业科技创新投入、新农村经济发展综合指标以及具体指标进行相关性检验。结果表明:(1)农业科技投入、新农村经济的产出和投入水平以及农民的生活水平呈正相关，且显著性明显。(2)农业科技创新投入与人均农渔牧林产值、农村固定资产投资、乡村消费品零售额、农村居民人均可支配收入在99%置信水平上呈正相关，且相关系数都在0.85以上;与人均粮食产量、人均棉花产量在99%置信水平上呈负相关，且相关系数也在0.85以上;与人均油菜籽产量、人均淡水产品产量、农业机械总动力相关性不显著。综合分析，农业科技创新投入增加会促进新农村经济发展、提高农民的生活水平。本研究在考量新农村发展的特点和数据可获取性的基础上进行新农村经济发展指标的选取，主要突出农业科技创新投入对新农村经济方面的影响，对新农村社会、文化等方面发展的影响则有待进一步研究。同时，本研究侧重于农业科技资金投入对新农村经济的影响，农业科技人力、物力等方面的投入还需深入探讨。
4对策建议
结合以上分析，从政策制定者和农业科技管理者的角度，提出加强农业科技创新投入促进新农村经济发展的对策建议。
4．1完善政策制度，建立农业科技创新投入的保障机制
把加快农业科技进步与创新作为全面推进现代农业与新农村建设的重大措施，研究制定鼓励农业科技创新与成果转化的政策措施。各级科技、农口等相关部门，要在财政投入等资源配置上向农业科技发展重点倾斜，在项目、经费、人才等方面优先安排，充分发挥各级科协、工青妇等社会团体和农村工作指导员、科技特派员的作用，开展形式多样的农村科普活动和科技信息宣传，充分利用广播、电视、报刊、网络等各种媒体，广泛宣传农业科技知识、成果、政策、最新进展和典型等，不断提高广大农户的科技意识和素质。
4．2加大资金投入，建立农业科技财政投入的稳定机制
优化公共财政支出结构，不断增加财政对农业科技的投入。加强对公益性农业科研院所与涉农高等院校的倾斜支持力度，对长期从事基础性、公益性农业科技活动建立相对稳定的支持机制。增加对农业新品种选育攻关和农业主导产业的科技支撑体系建设、新品种新技术和重大科技成果转化、科技创新能力建设等农业科技投入。对农业领域的国家高新技术企业，按规定落实农业补贴和税收优惠政策。将农业科技型企业、农业新兴产业培育作为政策扶持的重点对象，发挥财政杠杆作用，引导农业科技企业不断加大科技创新投入。
4．3加大智力投入，完善农业科技创新智囊队伍建设体系
加强农业专业技术人才培养，加强高校涉农学科建设，推动教育、科技与农业生产相结合，发展农业职业教育和学历教育，加大高等院校对农业科技人才的培养，与农业科研院所联合打造农业人才培养基地。注重地方农业科技人才的培养，制定有利于乡土人才培养的工作机制和培养计划。以重大科技专项实施和重点创新团队建设为载体，培养和集聚高素质农业创新人才。在海外高层次人才引进中，重点加强农业科技领军人才和具有互联网知识的跨界人才的引进和培养，支持创新领军人才组建创新团队，加大对创新团队创新创业的扶持。加强对基层农技人员的培训和知识更新，深化科技特派员创新创业行动，大力培养一批有技术、懂管理、熟市场的农村科技特派员队伍。
4．4引导投融资发展，完善农业科技创新的多元投入机制
积极引导、鼓励社会资金投入农业科技研发，逐步建立健全以企业投入为主体、政府投入为引导、金融信贷和风险投资为重要支撑的多元化、多渠道、多层次的农业科技投入体系，引导鼓励农业科技企业增加科技研发的投入，引导工商资本、社会资本投资农业产业，引导创业投资资金投向农业种业企业和农业高新技术企业;创新金融服务，改善对农业科技企业的信贷服务和融资环境，加大对农业科技企业的金融支持。
4．5鼓励创新创业，建立农业科技创新和成果
转化激励机制贯彻落实国务院《中华人民共和国促进科技成果转化法》，加快制定农业科技人员创新创业具体实施方案和相应措施，激励农业科技人员创新创业;打破体制障碍，明确在职农业科技人员或在校大学生、研究生均可通过离岗创业、兼职兼薪，真正让“第二职业”成为正当工作、工资外收入成为合法收益;设立专项扶持资金，设立“创业之星”“重大贡献奖”等奖项，对创新创业成绩突出、效益明显的专家或团队给予重奖;完善大学生从事现代农业的政策措施，鼓励大学生到农业生产领域、农民专业合作社创业就业;引导和支持返乡农民工、退伍军人、大学生“村官”参与现代农业、来料加工、休闲旅游、社区服务、商品流通、再生资源利用等产业创业。
参考文献
［1］2015年处室工作总结和2016年工作思路汇编［R］．杭州:杭州市科学技术委员会，2016．
关键词： 农民工；人力资本；研究综述
中图分类号：C92文献标识码：A文章编号：1006-4311（2012）16-0313-02
0引言
农民工问题，尤其是新生代农民工问题，是我国现代化进程中的独特现象，只能以科学发展观为指导，大胆创新。国内最早对农民工问题进行研究的周其仁（1997）认为：“随着农村劳动力向城市流动和集中以及城市企业改革引起的失业和再就业的交汇，都可能使中国在一个时期内不得不面对一个严峻的城市就业形势”[3]。目前国内已涌现出一大批专家、学者对第一代、第二代农民工群体的研究，分别从代价差异角度和需求角度对两代农民工进行分析等等，一时兴起了“农民工”研究热。笔者认为，要着实解决农民工问题，就应站在长远的角度统筹规划，加大农民工投资，提升农民工自身技能，提高农民工群体的人力资本，只有这样才能最终实现国家和农民工的双赢。
1农民工人力资本概念的研究
目前国内专家、学者对农民工人力资本的研究主要集中在对农民工人力资本存量、流动、投资开发、农民工人力资本转化、人力资本与经济增长等方面，在众多研究当中，很少有学者对农民工人力资本给出相关的概念分析。笔者在查找大量文献后，找出了三位学者界定了农民工人力资本的概念。①王艳华（2007）农民工人力资本主要体现在三个方面，即体能或身体素质、智能或科技文化素质、德行或道德素质，并从农民工的健康、受教育程度、培训状况三个角度分析农民工人力资本[2]。②石晶梅（2007）农村人资本就是指农村劳动力身上所凝结的知识、技能、健康和一切能够引起村劳动生产率提高的能力，这种被凝结的能力表现为一种人力资本存量式，它主要是通过农村正规教育投资、在职培训(农村职业技术教育和继续培训)、农村健康投资、农村剩余劳动力合理流动等所积累形成的[3]。③阮晓莺（2005）、任鹏胜，李丽（2007）农民工人力资本是指通过教育、培训、健康投资和劳动力迁移流动等形式而凝结在农村转移劳动力身上的本量[4][5]。
2农民工人力资本研究现状
2.1 关于农民工人力资本的现状和投资目前国内学者对农民工人力资本的研究，主要集中在分析农民工人力资本投资现状、障碍分析以及农民工人力资本投资于经济增长等问题上。龙翠红，冯彩（2006）、石晶梅(2006)、曾一昕（2007）、徐英姿，石坚（2008）、郝清, 姜学民（2008）、张昆玲（2010）等学者对这一问题都进行了深入的研究。李东法(2008)认为当前导致农民工人力资本投资不足的原因主要有：投资主体投资功能缺失、培训体系不完善、劳动条件差、社会保障缺失，因此作为农民工人力资本投资的主体——政府应加大农民工这一特殊群体的人力资本投资[6]。曾一昕（2007）指出在二元劳动力市场条件下，社会对技能型和体制内人力资本的农民工显示出较大的偏爱，而高人力资本的农民工虽能提高其异质性，但不能降低劳动力市场上的不平等[7]。石晶梅（2006）认为，新世纪我国农村的经济增长已面临着物质资本对经济增长的贡献越来越小的制约，然而我国农村庞大的劳动力人口提供了潜在的丰富的人力资源，一旦这些劳动力人口转为现实的人力资本，农村经济增长将获得巨大的能量。国家应从学校的正规教育、农村职业技术培训和继续教育、健康投资以及加大农村劳动力的转移等，拓宽农村人力资本的形成途径[8]。张昆玲（2010）认为从2004年开始出现的民工荒，其原因主要有适龄劳动人口的增长低于企业订单的增长、农民工的合法权益未得到有效保障、新生代农民工的崛起、企业注重农民工的实际技能、农民工自身人力资本低下五个原因，因此增大教育投入、加强职业培训、提升个人素质、完善制度创新等途径加大对农民工人力资本的投资[9]。另外，彭静，周文英（2007）从人力资本角度对企业中农民工的培训风险进行了分析。文中首先提出了研究的问题，即企业对农民工的在职培训投资十分薄弱，并分析了农民工在职培训人力资本的特征，从而提出了企业在对农民工培训时存在流失和激励的风险。因此企业在对农民工进行在职培训时，要先与农民工签订明确的劳动合同和培训协议，提高接受培训的农民工的忠诚度；同时完善激励措施，加大物质激励和精神激励，并为农民工员工的发展设计完善的职业生涯规划[10]。
2.2 关于农民工人力资本与收入的关系从农民工人力资本与收入关系角度进行研究的学者，主要是研究农民工人力资本的存量、流动、投资等方面中影响其非农就业劳动收入的因素，例如苏群，周春芳（2005）、乐章，刘苹苹（2007）、王艳华（2007）、张扬珩（2007）、崔祥民（2010）等。苏群，周春芳（2005）利用2004年江苏省苏南、苏中、苏北地区的调查数据，运用多元回归模型，对农民工人力资本中影响收入的因素进行了研究。结果表明，文化程度、职业培训经历、打工时间长短对农民工的收入影响比较明显。[11]。乐章，刘苹苹（2007）分析了人力资本在外出农民工的收入所起的作用，并进一步研究了教育、培训和工作经历等人力资本形成途径在增加农民人力资本存量过程中的效果。乐章等通过对湖北省外出农民工的数据调查发现，农民工的文化程度、技能培训和打工经验都对农民工的收入要求与实际收入水平有着显著的影响[12]。
2.3 关于农民工人力资本的流动作为人力资本增值的方式之一—人力资本流动在农民工群体中表现得更加明显，并且农民工人力资本的流动是其人力资本增值的最主要方法，国内也有学者对农民工群体的人力资本流动特征进行了研究，例如杨定全(2009)就认为资本的生命在于流动和增值，农民工人力资本作为一种特殊形态的人力资本，其最显著的特征在于流动性，并且农民工人力资本的流动是农村人力资本投资的最重要方式。而农民工人力资本除了高流动性特征外，还呈现出高规模性、高收益性、高差距性、低存量性、低组织性、低地位性、低收入性、高风险性、高成本性的“六高四低”的特征，而我们应该客观、辩证的看待农民工人力资本的合理流动，并为其积极创造条件[13]。
3农民工人力资本研究的新趋势
3.1 新生代农民工人力资本的研究将加强随着新生代农民工的主体地位日趋明显，对新生代农民工的问题研究也显得愈发重要，我们应该将两代农民工严格区分开来，站在国家长远发展的战略高度来研究新生代农民工的人力资本，构建我国特有的人力资源竞争力，实现国家的和谐、稳定发展。
3.2 感情投资将成为共识对于流动性非常明显的农民工群体，尤其是新生代农民工，除了采取薪酬、福利等有形物质留人外，还应注重情感、归属感等的培养，加强新生代农民工对企业文化的认同，从而减少人员流失造成的成本浪费，构筑企业潜在的核心竞争力。
参考文献：
[1]周其仁．机会与能力——中国农村劳动力的就业和流动[J]．管理世界，1997，(05).
[2]王艳华.“80后”农民工人力资本和就业收入的相关分析[J].山西青年管理干部学院学报，2007，（04）：4-7.
[3]石晶梅.农村人力资本投资问题研究[D].山东农业大学，2007.
[4]阮晓莺.农民工人力资本的自我开发和制度激励[J].周口师范学院学报，2005，（01）：97-98.
[5]任鹏胜,李丽.农民工人力资本提升新解[J].合作经济与科技，2007，(12)：30-31.
[6]李东法.农民工人力资本投资中政府责任分析[D].河南大学，2008.
[7]曾一昕.论二元劳动力市场下农民工人力资本提升的制度困境[J].江汉论坛，2007，（01）：84-86.
[8]石晶梅.农村人力资本投资问题研究[D].山东农业大学，2007.
[9]张昆玲，史中朝.从“民工荒”反观农民工人力资本投资的必要性[J].前言，2010，（15）：121-123.
[10]彭静，周文英.人力资本视角下企业对农民工在职培训投资风险研究[J].人力资源，2007，（02）：280-281.
[11]苏群，周春芳.农民工人力资本对外出打工收入影响研究——江苏省的实证分析[J].农村经济2005,(07):115-118.
摘 要 本文从理论和实证两方面对FDI农业现象进行了深入细致的分析，并在分析结果的基础上提出了相应的政策建议。从而可以实现对现有理论的进一步检验，也有助于当前中国农业积极、合理、有效地利用FDI，一定程度上推动了当前中国“三农”问题的解决，促进农业经济的稳步增长。
关键词 农业FDI 农业增长 实证分析
在过去的20多年里，FDI作为国际资本流动的主要方式，在世界经济中扮演着越来越重要的角色。2010年，我国利用FDI总额高达1057.4亿美元，为历史最高水平。但从经济的结构来看，各产业利用FDI很不均衡，尤其是作为我国国民经济基础的农业对FDI的使用最少，这种现象很不合理，因而有待进一步研究。
一、我国农业利用FDI的现状
1.数量不足，总体滞后
我国农业利用FDI规模小、比例少，地区发展不平衡。长期以来，农业FDI占全国总量的比例一直徘徊在2％左右，这与一般发展中国家约20％的比重相差甚远。虽然从2006年开始，农业FDI进入了一个高速发展的时期，但与美国相比，引资数量相对较小的状况仍没有得到根本改变。
2.总量呈相对增加的趋势
20世纪80年代，外商开始尝试性地投资我国农业，但是规模不大，协议金额尚未突破亿美元；进入20世纪90年代，我国农业FDI取得了较快发展，年均协议金额超过10亿美元；加入WTO之后，年均利用FDI更是达到20多亿美元。近几年来，我国农业FDI年均金额基本稳定在10亿美元左右。
二、农业FDI与农业经济增长关系的理论分析
农业由于其自身的特点，相对其它产业在吸引FDI方面发展较慢，投向农业FDI所占比重很小。主要原因是初级产品价格和利润率偏低，使农业缺乏吸引力。同时，农业投资时间长，投资回报率低也是农业FDI较少的原因。农业FDI主要是通过以下几种途径对我国农业经济增长发挥着积极影响：
1.溢出效应
许多实证研究都表明了农业FDI对东道国农业经济增长和农业劳动生产率的提升具有显著的积极作用。除了技术溢出以外，我国农业FDI的溢出效应还包括先进生产制度、管理做法和运行机制的示范作用以及人员培训等方面。90年代以来，农业FDI的溢出效应对农业劳动生产率的提升作用更为明显，我国各省的平均劳动生产率与其吸收的农业FDI之间有显著的正相关关系。
2.创造就业机会
当前我国的失业状况严重，就业形势不容乐观。农业FDI会增加我国就业的数量，这就是农业FDI对我国产生的直接就业效应。它主要表现为其投资主体直接雇佣本地人员，也就是人力资源的本土化。人力资源本土化程度越高、投资于劳动密集型产业和行业的比例越高，为此创造的就业机会就越多。
三、农业FDI与农业经济增长关系的实证分析
1.变量选取与数据来源
在农业FDI与农业经济增长的关系研究中，农业经济增长作为内生变量可用农业生产总值表示，即AGDP；农业FDI作为外生变量可以用AFDI来表示。本文分析所用的样本数据取自于1981-2008年的年度数据，其中，农业生产总值以现价形式表示，采用以1981年为基期的农业生产总值指数。同时，为消除数据中可能存在的异方差，分别对两个变量取自然对数，为LnAGDPt、LnAFDIt 。
2.实证分析
建立计量模型：LnAGDP=C+LnAFDI+µ，其中C代表制度和技术等无法获得的因素；代表AFDI的弹性系数，µ是随机误差项。使用Eviews5.0得到估计结果：
LnAGDP =2781.524+0.040874LnAFDI
R²=0.861980 S.E=1278.021 F=137.3977
样本决定系数R²=0.861980，表明AFDI投入对产出的解释能力为86.198%，很高的解释程度表明模型很好地拟合了样本数据，即模型总体线性关系的显著性很强。弹性系数0.040874表示农业总产出对AFDI的弹性。它有两层含义：第一，从长期来看，农业FDI与农业经济增长之间正相关；第二，农业FDI每增加一个百分点，农业生产总值将平均增加0.040874%。这表明AFDI对AGDP有一定的促进作用，但这种作用不太显著，同时也说明AFDI对AGDP还有很大的作用空间。
四、政策建议
要在长期内充分发挥农业FDI对农业经济增长的作用，实现农业经济的持续增长，关键在于促进农业FDI行为的长期化和扩大利用外资的规模，即资本增长仍然是现阶段促进经济增长的主要因素，特别是对于亟待走向现代专业化生产道路的农业，外资应当发挥其应有的职能。基于此，本文提出如下建议:
第一，有效发挥内资的作用增强农业的市场吸引力。国家应在力所能及的范围内，发挥内资的作用，加大对农业的投入，加强农业基础设施建设，提高农业自身素质，为吸引外资创造良好的基础条件和外部条件。
第二，加大农业市场开放的广度和深度。FDI在农业的发展还有很大的空间，随着中国经济的不断发展和一些限制性的产业政策的逐渐取消，FDI在农业的贡献将会逐渐增大。同时，我国在引导FDI的产业政策上也应继续引导FDI加大对农业的投入。
参考文献
[1]李志平.外资利用与新农村建设.北方经贸.2007(5).
[关键词]社会资本；现代农业；动力；协调
[中图分类号]F304.4 文献标识码]A [文章编号]1002-736X（2013）08-0043-05
发展现代农业是党中央、国务院在新形势下作出的立足当前、着眼长远解决“三农”问题的重大战略部署。引导社会会资本进入现代农业是推动农业可持续发展，实现农产品增产、农民增收、农村繁荣的重要途径。然而，社会资本进入现代农业，无论在理论上还是在实践上都需要面对和解决几个关键问题，社会资本进入现代农业的动力以及社会资本与政府行为之间的协调问题就是其中的两个问题。
在对上述问题展开分析之前，有必要对本文所说的“社会资本”的内涵进行界定或澄清。事实上，学界从20世纪80年代就开始逐渐频繁讨论“社会资本”这一术语并研究社会资本的分类、意涵和功能等。这种讨论和研究经由社会学家，逐渐扩散至经济学家、政治学家和法学家等诸多社会科学研究群体。他们所热议的这种“社会资本”至今还没有一个严格、统一的概念，但我们能够从代表性学者的定义中甄辨出其共同指向的基本意涵。皮埃尔·布迪厄明确指出，社会资本是实际的或潜在的资源集合体，那些资源是同对某种持久的网络的占有密不可分的。这一网络是大家共同熟悉的、得到公认的、一种体制化的关系网络。不难看出，这种社会资本所透射出的是能够实现某种愿望、目标或收益的，通过社会网络来调集、动员的资源或能力的总称。本文所要分析的社会资本显然不能宽泛和延伸到这样的程度，甚至很难与上述意涵划分至同一范畴，它主要是从经济学意义上出发的各种源于政府财政和农户自身之外的、用于农业生产经营活动的生产要素，也就是包括资金、设备、厂房等在内的货币资本和物化资本的统称。
一、相关文献回顾
（一）国外
对利用投资来改造传统农业较为经典的论述，当属西奥多·舒尔茨（Schul—tz，Theodore W，1964）在《改造传统农业》中的论证。舒尔茨认为：“把传统农业转变为经济增长的生产性源泉的关键是投资，……（穷国）农业部门的经济增长主要取决于现代农业要素的可得性和价格，……现代农业高生产率的主要源泉是可再生性源泉。它们由特殊的物质投入品和成功地使用这些投入品所要求的技能和其他能力组成。……它们几乎不可能以现有的形式被接受和引进到一个很穷的社会的农业中。”而稍后几年。戴维·霍珀（Hopper，W Da-vid，1965）、本顿·马塞尔（Masel，Bet-on，1967）以及潘·尤托波罗斯（Yoto.poulos，Pan A.1968）等人的研究也相继表明，通过对传统小农农业（内部）的资源再配置，只能获得非常有限的生产率增长。
（二）国内
1.对资本投入现代农业的方向问题。洪银兴（2009）认为，资本投入农业的一个重要方面是农业科技创新，而生物技术创新应该作为其重点，因为生物技术创新更多是与农产品的结构和品质相联系；陈锡文（2012）则从较为宏观的战略角度强调，在建设现代农业的过程中，要把解决好粮食安全问题放在首位。
2.对社会资本在现代农业的作用问题。黄志坚、陈树发、徐斌（2009）分析认为，社会资本在促进农村合作组织成员的团结合作、规范经营行为、获取外部资源、降低交易成本、提高管理效能等方面具有重要的作用，同时，农村经济合作组织的发展也加快了社会资本的积累；马晓河（2007）认为，支持现代农业发展的投入不足、资金分散是现代农业发展的重要桎梏；徐祥临（2006）通过对日本以追加货币资本发展现代农业的基本经验的分析，认为解决了货币资本不足的问题，农村经济发展的各种要素才能激活，才能组合形成现实的生产力。
3.对农业领域缺乏社会资本投入的原因问题。蒋华东（2006）认为，农业以家庭为基本作业生产单位的小农经济的生产组织体系对社会资本的排斥或不适应，以及农业生产的特殊性而带来的自然和市场风险使得社会资本望而却步；沈锦根、亢志华、牛宜生（2008）强调，社会民间资本对农业的投入需要政府财政资金以杠杆方式发挥某种导向作用才能得以保证；刘祥英（2011）也认为，发展现代农业，在适应市场需求的基础上，还应加大财政、金融对农业的投入力度。
不难发现，现有的研究主要集中于社会资本投资现代农业的必要性、资本对于现代农业发展的重要意义以及社会资本进入现代农业的主要方向等问题。这些讨论客观上引导人们强化了对问题本身的重视，但鲜有能够将必要性转换为可行性的研究，也缺少对社会资本进入现代农业在包括技术层面、政策层面等更多维度和更深层次进行系统和综合的论证，尤其对于诸如社会资本进入现代农业后基于其逐利性和商业性的本质要求而形成的农业基本功能弱化和多功能性缺失、市场化导向与政府行为的平衡等重大现实问题缺少专门的研究。
二、社会资本进入现代农业的动力生成
（一）社会资本进入现代农业的动力的内涵及其种类
社会资本从其本质属性上来讲具有与生俱来的逐利性。社会资本进入现代农业的动力从本质上讲源于社会资本对自身经济利益的追求。因此，社会资本进入现代农业的动力机制，就是通过激发社会资本的利益动机而生成社会资本进入现代农业的动力的过程或机理。
从社会资本方面来讲，其经济利益的实现和增进主要表现为资本的增值和资产收益的增加。但除此之外，社会资本所有者以其市场魄力、判断力、决策力、专业知识和技能、管理能力和信誉服务于所从事的产业，其利益除了货币收人外，还包含非货币收入，如因资本规模扩大、利润率提高以及扩大就业、改善民生、造福一方等所带来的地位、声誉的提高等。因此，对于社会资本，增进其经济利益是生成其进入现代农业的重要但绝非唯一动力来源。
社会资本进入现代农业的动力可以划分为内原动力和外原动力两类。内原动力是社会资本所有者自身基于进入现代农业可能给其带来经济和社会收益的判断而形成的进入驱动；外原动力则为社会资本所有者自身以外的其它因素所促成的推动其进入现代农业的驱动力。
（二）社会资本进入现代农业的内原动力
从社会资本进入现代农业的内原动力来看，这种动力主要源于社会资本与现代农业结合后所生成的崭新的利润空间。一是内原动力体现为双方结合后农业生产经营在横向和纵向两个维度延展所形成的增值潜力。传统农业模式下单纯注重初级农产品生产的做法显然不能够带来基于经济利益的内在驱动，然而，将资本与技术高度结合起来实现规模经营并使得价值链覆盖初级生产、加工、包装、检测、储运、营销和服务等诸多环节的现代农业则可以实现利润率的显著提升。在这个过程中，也伴随着基于规模经营而带来的平均成本的降低。很显然，农业生产经营活动因为实现了上述以价值链拉长为内容的纵向延伸和以规模扩大为特征的横向拓展而带来了与以往完全不同的利润诱惑并进而形成现实的行为驱动。二是内原动力体现为双方结合后基于产品（服务）引致的消费者行为特征而形成的利润持续性。现代农业与传统农业的区别不仅体现在要素结构、技术装备、管理方法和经营目标等方面，也体现为产品品质等与终端消费者密切相关的表现环节上。社会资本由于大量使用现代生物技术和其它工程和环保技术，完全有能力使得农产品在口感、色泽、成分、营养等方面实现质的突破，并有可能在不影响品质的基础上突破以往供给上的季节约束，从而以更符合需求的方式为消费者服务。而消费者在对这类优质农产品的消费活动中往往会形成自然的“依赖性”或“偏好性”，这种“依赖性”或“偏好性”直接导致了消费者对该类商品的消费呈现出低弹性和不可逆性特点。换句话讲，非但价格将不再成为影响该类商品需求的重要因素。而且消费者也很难再回归以前的消费行为了。这样，现代农业所提供的农产品将会给社会资本带来较高且持久的利润保证。
（三）社会资本进入现代农业的外原动力
社会资本进入现代农业的内原动力和外原动力不是彼此割裂或相互孤立的，而是相互联系甚至在一定的条件下相互转换的。基于这样的认识，内原动力固然在很大程度上决定了社会资本是否进入以及在多大程度或规模上进人现代农业，但可以通过创造条件、优化环境来生成或强化外原动力进而将其转化为内原动力并最终实现社会资本进入现代农业领域。具体来讲，从政府层面出发，可以通过以下几种方法来实现生成或强化社会资本进入现代农业的外原动力并将其转化为内原动力。
第一，通过大力改善基础设施来降低社会资本进入现代农业的进入成本和运行成本，提高其盈利预期。任何商业性质明显的社会资本都会考虑其生产、经营的成本和收益，初始的进入成本和随后的运行成本是考量的重点，只有当其认为进入和经营现代农业的任何外在的“万事”都已具备，其自身决定进入的“东风”才会水到渠成地刮起来。那么，对于各级政府而言，就是要从发展现代农业本身的硬件和软件两个角度去准备这里的万事，也就是要“筑巢”。就硬件而言，要对包括农田水利基本建设、农村道路交通、能源通讯、堤坝塘堰以及防风抗沙等基础设施进行着力改造、完善或更新。这个投资是必需的，即使不从吸引社会资本的角度而单纯从农业发展的角度来看都是必不可少的。因此，从这个意义上讲，这些工作和投资，对于许多地方来讲并不是额外或增量性的。原来有的，现在则要强化，目的就是让这些基础的、正外部性的东西显性、强势地存在并发挥作用，为农业的发展和社会资本的进入提供强有力的设施保证。就软件而言，则包括信息收集和、技术培训与指导、内外联络与协调、组织动员与市场预警等。
第二，通过健全和优化制度供给来消除社会资本进入现代农业的各种政策担忧。根据现代农业的内涵和特征，规模化、商品化、社会化、专业化、现代化和集约化既是现代农业发展的内在要求，也是现代农业发展的外在表征。这就要求政府职能部门在土地流转、行政审批、税费待遇、金融政策、用工制度、产业规划等方面制定和实行原则性、务实性与灵活性相结合的制度与政策，避免因为僵化或过时的制度与政策成为阻碍社会资本进入现代农业的羁绊。比如，许多现代种植业的发展客观上对土地提出了包括集中连片、统一规划和整体改造在内的要求，而僵化刻板的土地流转限制政策势必会直接影响社会资本对目标区域内土地有效使用难度和成本的判断，从而也影响到其是否进入以及在多大程度上进入现代农业的决策。
第三，在全社会范围内宣传和倡导ISO9001、ISO14001以及SA8000等国际管理标准和经营准则，通过定期公布贯标实施情况或等级评定引导社会资本追求荣誉感和社会认可。农业经济的发展、农村的繁荣和农民的富裕是三农问题得到有效解决的重要表征，能够带动一方农民致富、实现农村繁荣稳定和农业经济发展、改善生态环境、增加就业和农民福利的企业必定会得到政府的支持、农民的欢迎和社会的认可，由此将极大地提升企业或投资人的社会形象。这是任何其它形式的商业营销或广告宣传无法比拟的。有作为的社会资本是不会放弃这样的机会的。以ISO9001、ISO14001以及SA8000为代表的管理标准为实现这些目标提供了带有国际性的尺度和契机并使其实施效果产生具有国际可比性和广泛认可的影响。
第四，加快完善淘汰落后或过剩产能以及没落夕阳产业的政策，增强社会资本进入现代农业的逆动力。如果说前面几大政府措施能够将社会资本进入现代农业的外原动力转化为内原动力，而这些内原动力可被称之为主动力的话，那么，通过逼迫方式，形成紧张的竞争格局或产业发展导向等手段就可以构成逆动力。具体来讲，既有的社会资本分布于经济社会的方方面面、各个领域，但其中许多处于一些没落淘汰的产业、边缘产业、产能过剩的行业或有类似趋势的产业。在效益低下或前景看衰、其它行业又竞争激烈或准入门槛较高的情况下，政府部门可以通过制定产业调整政策，加快社会资本抽离这些产业领域的步伐和进程。这些从没落产业或过剩产能解放出来的社会资本中的很大一部分在做出各种权衡和比较之后会将目光投向无论是政策导向还是产业发展规律指向都相对看好的现代农业，从而也就形成了社会资本进入现代农业的逆动力。
三、社会资本进入现代农业后市场导向和政府行为的协调
社会资本进入现代农业后其主体的行为特征、目标追求和客观效果不可避免会与我国现代农业发展的本质要求和宗旨存在不同程度偏差。在这种情况下，如何在不违背市场规律、不影响农业发展稳定性和不挫伤社会资本积极性的前提下通过政府行为进行扶正纠偏，发挥两者在现代农业中的积极作用非常重要。
（一）社会资本进入现代农业后市场导向和政府行为的互动原则
1.坚持投资主体和投资引导主体相分离的原则。既然是社会资本投入现代农业，政府当然不能成为投资的主体，主体必定是社会资本。问题在于，社会资本在很多情况下对某些农业产业的盈利前景、政策扶持、产业规划、信息获取等方面无法作出明确的判断，这时就需要政府作为社会资本的引导者发挥导向作用，鼓励和吸引社会资本进入合适的相关产业。当然，在这一过程中。政府可能也需要对一些或公益、基础性的领域先行投资，为社会资本的到来营建良好的发展平台或经营环境。
2.坚持经济效益和社会效益相结合的原则。社会资本进入现代农业，遵循市场原则、追求经济利益是其投入的重要动机，很难想象一个没有市场前景、缺乏利润空间的农业产业或产品（项目）会得到社会资本的青睐。因此，经济效益对于进入现代农业的社会资本来讲，无论怎么强调都不过分。然而，与此同时，也必须指出，现代农业毕竟不能脱离农业的本质属性，必须科学认识农业自然再生产和社会再生产相统一的过程内涵。忽视了前者，现代农业发展的载体和依托将难以存在；忽视了后者，现代农业发展的物质技术保障将无法存在。两者共同决定了现代农业发展的可持续性问题。因此，在关注经济效益的同时，要强调环境保护、生态安全、收入分配等诸多社会问题，将经济效益和社会效益统筹兼顾。
（二）社会资本进入现代农业后市场导向和政府行为的协调机制
当社会资本主导下的现代农业发展方向、发展趋势、发展结构与农业基础地位的本质要求和政府的产业政策导向发生偏离甚或出现偏离警兆时，就需要政府行为对此进行协调或平衡。
解决该问题的协调或平衡机制应该至少覆盖三个层面：针对现代农业发展偏离的预警系统、基于预警信息的控制系统以及发生事实偏离的纠偏系统。这样，政府可以从调控的角度在不违反市场机制和农业经济运行规律的前提下对社会资本主导下的现代农业的发展展开全程监控并采取有针对性的应对措施，确保现代农业的发展始终沿着符合中国农情、政情、民情和国情的轨道健康发展。具体系统关系可参见图-1。
1.预警系统。预警系统旨在为政府相关部门提供判断社会资本主导下的现代农业的发展方向、趋势和质量的依据和手段。为了保证系统的实用性和可操作性，有必要结合现代农业的内涵、本地区的资源和要素禀赋以及政府政策导向设置一系列用于测度现代农业发展状况的衡量指标，明确界定这些衡量指标的经济含义和计算方法，同时，要科学设定各相关指标的临界水平作为判定依据。除此之外。需要与农调系统配合或专门设置信息统计系统定期收集现代农业发展的时间序列数据，建立专门的数据库，并对原始数据进行专门的遴选、加工和处理，使之成为能够用于进行计算和判定的系统有效数据。然后，在对系统有效数据进行科学计算并对比的基础上形成一系列预警信号（指标）。当然，这些指标可以单独使用，也可以通过类似德尔菲调查法等形式对不同指标进行赋权，从而形成一个单一化的集成判断指标，并作为衡量现代农业发展状况的整体判断依据。最佳的使用方法当然是集成指标和系列指标配合使用，这样不仅能够对社会资本主导下的现代农业发展作出总体判断，还能够分析其结构特征。毫无疑问，判断指标结果出来之后必须尽可能快地提供给政府调控部门或农业主管部门，以确保结果的时效性。
2.控制系统。政府调控部门或农业主管部门获得预警指标信息后需要对指标信息进行判断，判断的结果应该有三种大的情况：正常、基本正常但有不正常的苗头或趋势、不正常（偏离）。对于第一种情况，很显然，应当在反馈的同时鼓励社会资本继续巩固和强化已有做法，或者在现有基础上进行调整和优化；对于第二种情况，则要分析偏离趋势的可能原因，并在调查核实的基础上发出警示通知并组织包括投资主体在内的多方力量采取预防措施来使得现代农业的发展回归“正轨”；对于第三种情况，则需要进入纠偏系统。
3.纠偏系统。事实上，偏离现代农业发展的可接受轨道将直接蚕食甚或否定社会资本进入现代农业的社会经济动机和意义。因此，需要政府调控或农业主管部门认真分析偏离程度、核查偏离原因，并会同投资者本着合作和建设性的宗旨研究纠偏的思路、技术和方法，形成有序、可控和可行的一整套纠偏方案和备选方案，并就方案的实施进程达成一致。另外，还需要就纠偏方案的实施效果进行适时的动态反馈和评估，以根据纠偏结果进行调整和优化。当然，所有这些历史做法最终将一并进入数据库以供日后分析、借鉴或参考。
四、结束语
社会资本进入现代农业的动力以及进入后市场导向与政府行为的协调问题是利用社会资本发展现代农业过程中两个不同阶段需要面对和解决的重大问题。可以说，两个问题存在的本身体现了现代农业发展过程中政府盲区和市场失灵并存的现实，而对两个问题的解决则又彰显了市场机制和政府干预相结合、微观决策和宏（中）观调控相衔接的客观必要性和实践价值。如前所述，社会资本是否进入现代农业是微观主体自身决策的事情，但社会资本赖以作出决策的许多考量因素却是政府行为可以发挥作用的，即政府可以通过其正常经济职能的发挥间接地影响社会资本的决策。而在社会资本进入现代农业的情况下，对于现代农业发展可能出现的偏离趋势的纠正，则需要政府在纠偏活动中高超地、艺术般地发挥管理和调控职能，做到既能保证现代农业发展的科学方向、又不挫伤社会资本的经营积极性。从中我们能够认识到，社会资本进入现代农业，虽然涉及社会资本的问题，但更多的却是考验政府的问题，是考验政府职能转变成效的问题，是考验政府服务意识、服务能力的问题，是考验政府经济管理能力的问题。有鉴于此，从某种程度上讲，吸引社会资本发展现代农业的过程，就是检验和提升政府经济管理职能的过程。
[参考文献]
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[2]黄志坚，陈树发，徐斌，社会资本与农村合作组织的关系研究[J].农业经济.2009，（2）：83-84.
[3]蒋华东.转变政府投入，引导社会资本投入农业[J].农村经济，2006，（11）：75-77.
[4]马晓河.发展现代农业是新农村建设的重要支撑[N].人民日报，2007-02-07（9）.
[5]沈锦根，亢志华，牛宜生.社会民间资本投资农业的前景分析[J].农业科技管理，2008，（6）：72-74.
关键词：现代农业；农业信贷；农村金融；财政支农
中图分类号：F304.5文献标识码：A 文章编号：1009-9107（2016）06-0121-08
一、文献综述
现代农业的突出特点是农业生产全程高度现代化，是高投入、高产出、高效率的农业发展模式，它的发展不仅需要有高素质的人力资源，还需要良好的生产条件和环境与之相适应，不仅需要“人”的投入，更需要“钱”的投入。在“钱”的投入上，根据美国经济学家梅耶提出的“金融啄序”理论，筹资的顺序应该是：先内源融资，后外源融资；外源融资中先间接融资，后直接融资；直接融资中先债券融资，后股票融资。内源融资是指使用生产经营主体的内部盈余进行筹资活动，外源融资是指向生产经营主体之外的人、企业或组织筹集资金。随着我国经济社会的快速发展和城镇化进程的不断加速，大量的青壮劳动力离开土地去城里打工，土地越来越多地向新型农业经营主体集中，以规模化经营、农业机械化为特点的现代农业生产方式已成为农业发展的必然趋势。为了扩大生产规模，农业经营主体需要更多的资本金去承包土地、购买农机具、化肥、农药等农用生产资料，农业部门对资本的需求量迅速上升，在自身内源融资严重不足的情况下，农业信贷资金则成为外源融资的主要渠道。
关于农业信贷对现代农业发展的相关性，国内外专家学者已经做了大量工作，并取得了相应的研究成果。林毅夫等依照传统经济学逻辑观点，提出金融内生于经济发展的战略，认为农村金融的目的是合理有效地调动“三农”的经济资源和经济剩余[1]。King等指出发展中国家政府的农业信贷投入低效率特点对农业增长产生制约作用[2]。针对我国农业发展与农村金融的关系，温涛等提出了改革开放前农村金融的前提是服从国家经济发展的总体战略，向工业和城市输送经济资源与经济剩余[3]。所以，我国的农村金融变迁是在政府强制力的作用下实现的，并非是从农村经济发展本身内生的。因此，冉光和认为以政府为强制力主导的制度变迁极有可能会对农村经济的发展起抑制作用，农村金融与经济发展的失调成为我国农村经济发展面临的最大问题[4]。谢琼等认为农村金融与农村经济目标存在失衡，主要体现在金融机构和金融功能方面[5]。关于我国农村金融与农村内部收入差距的关系，张敬石等认为农村金融效率对缓解农村收入差距有促进作用，而农村金融规模作为不利因素影响着农村收入差距的缩小[6]。管福泉等利用浙江省11个地区1997-2007年的统计数据，通过面板数据模型实证分析城乡金融发展对农村经济增长的影响，农村金融发展对农村经济有显著的促进作用，城市金融发展总体来说对农村经济增长具有有限的促进作用，其中城市存款与农村经济增长存在反向关系，城市贷款对农村经济增长存在促进作用[7]。丁志国等通过实证分析，提出农村金融规模的扩大有助于农村经济发展，我国农村信贷结构失调和投资产出效率的“瓶颈”，限制了农村金融对农村经济发展的促进作用[8]。
在这种情形下，要发展农业生产力，就必须更新这些阻碍生产力进步的机制。但是，更新人的理念需要人力资本，更新陈旧的农业生产设施需要物质资本，更新生产技术需要技术成本，这些都需要大量的资金投入。在内源融资难以满足的情况下，作为外源融资的金融信贷资金自然而然地与农业生产结合在一起。所以，Johnson 等认为，发展中国家通过引入新的农业技术，如化肥、种子、机械以及现代灌溉设施等来提高农业产出，但是农业技术是资金密集型的，将会提高信贷需求[9]。信贷在农业生产中的作用是巨大的，Siddiqi 等提出信用是主要的工具，可以帮助农民获得营运资金、固定资金和消费物品[10]。Saboor等得出相似的结论，即信贷在提高农业生产力方面扮演主要角色，信贷的及时获取可以帮助农民购买所需的投入品和农业机械，进行农业生产活动[11]。信贷还用来救济贫困、购置种子、化肥、牲畜和工具等[12]，同时，信贷可得性增加了可以提高产量的生产技术的采纳程度，政府也可使用信贷程序来提高农业产出[13]。信贷技术的使用提高了信贷需求，提高了小农户的农业生产力[11]。信贷机构、化肥、种子、灌溉对农业生产力的影响是显著的[1419]，而用来提高农业产出的农业技术的应用也提高了农民的金融需求[20]。
以上诸多国内外研究成果无论在理论上还是在实践上均为现代农业与农村金融政策研究奠定了基础，为开拓研究思路、丰富研究方法提供了重要的参考和启示，但在一些问题上还存在不足，有待进一步完善。如缺乏农业信贷对现代农业发展的相关性研究，以往的研究中对现代农业发展评价指标、农村经济整体发展情况与金融服务相关性研究较多，而针对农业发展，尤其是结合现代农业的发展来分析其与农业信贷关系的研究较少。本研究以上述问题为主要切入点，系统分析农业信贷与现代农业发展的相关性。
二、现代农业总体指标与农业信贷的关系
（一）指标及数据的选取
现代农业的指标评价是分析现代农业与农业信贷关系的首要步骤。目前，国内很多学者对现代农业作过较为深入的研究，尽管各种研究由于其研究目标和重点有所不同，所的结论也有所差异，但在对现代农业的本质特点描述上形成了共识，即现代农业是应用现代科学技术、现代工业提供生产资料和科学管理方法所进行的现代产业，具有多功能、可持续、技术密集、资金密集等特点。从评价现代农业发展水平的角度而言，其指标设置必须在充分反映现代农业本质特征的基础上，既要考虑现代农业的发展过程，也要考虑其产出结果；既要考虑现代农业的要素投入，也要考虑其产出效率；既要考虑现代农业发展所产生的经济效果，也要考虑其社会和生态效益。为了准确分析我国现代农业发展与农业信贷之间的相互关系，本文选取了1978―2012年的农业贷款水平、农村家庭人均农业纯收入水平、粮食产量水平、农业机械总动力水平、农田灌溉面积水平、劳动生产率水平、土地生产率水平、财政支农水平、森林覆盖率水平等9个指标，其中农业贷款量代表农业信贷水平，作为投入指标以反映信贷资金对农业的支持力度；粮食产量水平等8个指标加权后形成农业发展指标作为产出指标，权重根据专家打分法加以确定。9个指标中凡涉及价值量的指标均使用居民消费指数进行了折算，各年度各指标发展水平均以1978指标数值为基点进行了指数折算。指标及说明见表1。
（二）现代农业与农业信贷关系的基本判别
本研究首先对我国现代农业和农业信贷发展的相关指标进行对比描述和统计分析（见图1）。从图1中可以看出，现代农业发展水平从1978年到2012年有了一定的提高，从发展速度看，1978-2002年发展较为缓慢，2003-2012年稍快一些；农业信贷水平从1978年到2012年有了大幅度的提高，从发展速度看，1978-1999年发展较为缓慢，2000-2012年直线上升。从二者的发展态势看，现代农业的发展落后于农业信贷的发展。
（三）ADF检验
本研究采用现代农业发展水平作为因变量、农业信贷水平作为自变量建立回归模型，即：y=a+bx，其中y为现代农业发展水平，x为农业信贷水平，a为常数项。
在进行回归分析之前，为避免伪回归现象的出现，需对数据序列进行平稳性检验。本研究采用ADF检验法（单位根检验）对现代农业水平序列和农业信贷水平序列进行平稳性检验。根据检验结果，信贷农业数列（y）经过二次差分后，检验t统计量为-8.36，小于显著性水平为1%的临界值，可在99%的置信度下拒绝原假设，不存在单位根。农业信贷数列（x）经过一次差分后，检验t统计量为-3.93，小于限制性水平为1%的临界值，可在99%的置信度下拒绝原假设，不存在单位根。
（四）格兰杰因果检验
格兰杰（Granger）因果检验是用于考察一个序列是否是另一个序列产生的原因，原假设为序列x不是序列y产生的原因。选取显著性水平为0.1， 当P>0.1时，表示接受原假设，即序列x不是序列y产生的原因； 反之，当P
格兰杰因果检验结果显示，在1%显著水平上拒绝原假设，x与y之间存在单向因果关系，即x是y的因，即农业信贷是现代农业发展的因，这种因果关系表明改革开放以来我国农业信贷发展对现代农业水平的提高有一定的支持作用。
但是反过来，y不是x的因，即现代农业发展不是农业信贷发展的因，究其原因可能是随着现代农业的发展，农民的收入水平日益提高，手中的存款也相应增加，但农民的存款没有就地转化为农业贷款，而是通过金融机构流向其他行业。而本研究使用的信贷指标是贷款量，所以现代农业发展的信贷效果不明显。因此也能看出，消除农业存款的“漏出”现象，防止资金外流，形成农业领域内部资金存贷款的良性循环，应成为解决农业信贷资金短缺问题的一个重要内容。
（五）回归分析结果
两个数列经过了平稳性检验和因果分析后，得到如下回归结果（见表4）。
根据回归结果，自变量x的收尾概率小于显著性水平0.01，可以判断在99%的置信度下拒绝原假设，说明农业信贷水平x对农业发展水平y影响显著。
根据回归分析结果构建回归方程为：y=1.374 14+0.067 245x，即农业信贷水平每增长1个百分点，现代农业发展水平可增长0.067个百分点。
三、现代农业分项指标与农业信贷的关系
（一）指标的选择
如前文所述，选取1978-2012年的农业贷款水平、农村家庭人均农业纯收入水平、粮食产量水平、农业机械总动力水平、农田灌溉面积水平、劳动生产率水平、财政支农水平、土地生产率水平、森林覆盖率水平 9个指标作为变量进行分析，其中农业贷款作为农业信贷水平指标，是自变量，以x表示；其余8个指标作为农业分项指标，是因变量，分别以income、grain、machine、irrigate、finance、labour、land和forest表示。
（二）ADF检验
通过ADF单位根检验对农业8个分项指标进行平稳性分析，得出：农村家庭人均农业纯收入水平、粮食产量水平为经过一阶差分后在1%的显著性水平上平稳，农田灌溉面积水平、劳动生产率水平为经过二阶差分后在5%的显著性水平上平稳。农业机械总动力水平、土地生产率水平、财政支农水平、森林覆盖率水平为经过二阶差分后在1%的显著性水平上平稳（见表5）。
（三）格兰杰因果分析
通过对农业信贷与上述8个农业分项指标进行格兰杰因果关系分析，得出如下检验结果（见表6）。
格兰杰因果分析结果显示，农业信贷-土地生产率水平呈双向因果关系，即农业信贷与土地生产率水平互为原因，相互影响，农业信贷加大了土地的投入，使土地产出增加；规模化生产的发展，土地规模的不断扩大，也必然增加对信贷资金的需求。农业信贷-农业灌溉水平、农业信贷-森林覆盖率呈双向非因果关系，即农业信贷与农业灌溉水平、森林覆盖率之间无因果关系，二者无互补影响，因为近些年来农田基础水利设施建设改造、植树造林等国家直接投资进行建设，很少使用信贷资金进行相关建设，资金投入量相对较少，农田基础水利设施建设改造以及植树造林面积等发展缓慢，年度变化不太大。农村居民家庭人均收入-农业信贷、粮食产量-农业信贷、农机总动力-农业信贷、财政支农水平-农业信贷、劳动生产率-农业信贷五组变量之间存在单项因果关系，农业信贷是农村居民家庭人均收入、粮食产量、财政支农水平、劳动生产率的因，说明随着农村信贷水平的提高，带动了农民生产积极性，对农业生产的资金投入增加，规模化水平带来了规模化收益，农村居民家庭人均收入、粮食产量、财政支农水平、劳动生产率也随之提高。农业信贷-农业机械发展水平单向逆因果关系，即农机发展水平是农业信贷的因，随着农业生产力水平的提高，农业机械已成为农业生产的必需的条件，购置大型农业机械需要大量资金投入，在自有资金不足时信贷资金支持显得尤为重要。
（四）回归分析
根据农业的8个分项指标与农业信贷的关系展开分析，具体分析结果见表6。
从回归方程可以看出，农业信贷对现代农业发展的支撑程度大体可分为三类：最高为财政投入，回归系数高达0.2；第二类为家庭人均收入、农业机械、劳动生产率和土地生产率，回归系数大体为0.06～0.1之间；第三类为粮食产量、有效灌溉面积和森林覆盖率，回归系数低于0.02以下。
对财政支持水平回归系数0.200 317最大，农业信贷每提高1%，财政支持水平可提高0.2%，此种现象说明信贷水平的提高对金融机构来讲可得到更多的财政贴息和补助，对农民来讲也可得到更多的农业直补，财政资金的投入也具有较强的逐利性，农业经营主体或项目获得金融贷款越多，财政支持也愿意跟进，最终导致金融信贷带动了财政支农。
对农村家庭人均农业纯收入水平、劳动生产率水平的回归系数也是比较高，均得到0.09个百分点，说明农业信贷每提高一个百分点，家庭人均农业纯收入水平、劳动生产率水平可提高0.09个以上的百分点；对农机发展水平、土地生产率水平的回归系数均在0.07以上，农业信贷每提高一个百分点，农机发展水平提高0.07个百分点。这一结果说明，金融贷款不仅促进了农业要素投入（资金、机械）的增加，另一方面也验证了金融贷款对农业生产率的提升也产生了明显的作用。信贷对农业机械作用明显，说明尽管国家对农机购买采取了财政补贴的政策，但信贷仍然对其快速增加起到了显著的推动作用。
森林覆盖率回归系数0.008 297最小，说明农业信贷每提高一个百分点，森林覆盖率水平提高0.008个百分点；粮食产量水平的回归系数也是比较低的，只有0.006 169，说明农业信贷水平提高1个百分点，粮食产量水平只提高0.006个百分点；对农业灌溉水平的回归系数为0.012 158，农业信贷水平提高1个百分点，农业灌溉水平只能提高0.01个百分点。这三个回归系数很小说明农业信贷对这三方面的建设投资力度不够。探其原因，这三个指标分别代表国家的生态环境建设、粮食生产和农业基础设施建设，其共同特点是建设周期长、投资大、见效慢、收益低，但社会效益巨大，金融机构的趋利行为不愿意将有限的资金投放到这些领域，因此国家政策性金融应更多地向这些领域倾斜，加大信贷服务力度，同时加大对商业性金融机构投资上述领域的奖励及补贴力度，提高其投资公益性行业的积极性。由此可见，农业总体指标与农业信贷回归分析中的农业信贷系数偏低主要是由于森林覆盖率、粮食产量水平以及农田灌溉水平的信贷系数过低造成的。要想进一步提升农业信贷对现代农业发展的支撑作用，国家需下大力气采取强有力的措施，加大国家政策对商业银行的诱导，充分发挥政策性金融对农业基础性、公益性事业的支持。
四、研究结论与政策建议
（一）研究结论
1.农业信贷水平是现代农业发展水平的因，对现代农业的发展水平的影响显著。Granger因果检验结果显示，农业信贷是现代农业发展的因，这种因果关系表明改革开放以来我国农业信贷对现代农业发展水平的提高起了一定的促进作用。根据回归分析结果，农业信贷水平每增长1个百分点，现代农业发展水平可增长0.067个百分点
2.农业资金是现代农业发展的重要约束条件，其边际效益较大于其他生产要素。从农业信贷对现代农业发展分项指标来看，信贷资金对人均家庭农业收入、粮食产量、财政支农水平、劳动生产率、土地生产率的提升具有显著影响，但农业信贷对现代农业分项指标中财政支农水平回归系数最大，农业信贷每提高一个百分点，财政支农水平可提高0.2个百分点，对现代农业发展水平的作用为0.02个百分点，约占0.067个百分点的30%，远远大于其他分项指标的贡献。
3.现代农业的发展速度明显低于农业信贷的发展速度。现代农业的发展是一项综合工程，它的发展水平是由粮食发展水平、农民收入水平、机械化水平、劳动生产率、土地生产率、可持续发展水平等多项指标加权而得，现代农业的的发展受到诸多方面的制约与影响，有的指标由于基数大、年度变化很小，如森林覆盖率等，使得现代农业发展速度偏慢；而农业信贷在测度时只是使用了信贷量一个指标，信贷量在近几年的年均递增速度较快，使得农业信贷的发展速度明显快于现代农业发展速度，根据回归分析，农业信贷水平的发展速度是现代农业发展水平14.9倍。要充分提升农业信贷对现代农业的促进作用，就必须进一步加快农业信贷支农力度。
（二）政策建议
1.应重视农业信贷对现代农业发展的影响作用，加大农业信贷力度。实证分析表明，农业信贷对现代农业发展存在显著影响，并存在因果关系，农业信贷对现代农业发展起促进作用，加强农业信贷业务，必将促进现代农业发展登上新台阶。对于现代农业的分项指标中农村居民家庭人均收入水平、粮食产量、财政支农水平、劳动生产率等对农业信贷反应敏感的指标，可更多地采用金融信贷手段加以推进；而农田水利设施、农业可持续发展方面的改善对农业信贷反应不敏感，这些方面需要资金较多，要动员全社会的力量，多渠道投入资金。在加强信贷业务的同时，还要注重其他方面的投入，如政策支持、科技投入等。加强诚信体系建设与贷款知识的培训，提高农业生产大户的综合素质，可进一步克服农业生产大户贷款方面的局限性，在申贷过程中少走弯路，更多地得到贷款机会和贷款量。
2.强化政府在信贷服务体系中的作用，建立从中央到地方的全方位农业产业信贷服务模式。由于农业是弱质产业，生产经营规模较小，风险大、盈利率低，使得银行的趋利性特点与之相矛盾。金融机构在发放贷款时往往将上市公司、国有大中型企业、高盈利产业等列为首选的信贷支持对象，而对于农业产业则是次之对待，使得很多农村中的农业生产主体得不到贷款或得到的贷款很少，远远不能满足生产经营的需要。鉴于这种状况，政府应该着眼于构建由政策性金融、商业性金融、合作性金融相结合的多元化农业融资体系，形成合力为现代农业发展提供资金支持。
在中央层面专门设立具有行政指导职能的 “农业产业金融服务管理中心”。该中心对全国的农业信贷支持进行整体规划与布局，包括总体信贷规模、重点发展区域、各家金融机构支持农业发展的任务分工等，真正将支持现代农业发展作为人人必做的公益性事业、作为金融部门业绩考核的指标之一。
加强农村中小金融机构建设，增加农业信贷资源。首先是对农村信用社进行深化改革，完善法人治理结构，使之成为农村地区服务“三农”的金融机构主体。由于农村信用社抗御风险能力较弱，需对农信社建立风险补偿机制，加强风险防控能力。其次是加强村镇银行、贷款公司、农村资金互助社等新型农村金融组织的建设，发挥亲缘地缘、经营灵活的优势，降低信贷管理中的交易信息成本，减少不良贷款。三是探索开发小额信用贷款、联保贷款和担保贷款等适合家庭农场、农村中小企业的专项贷款产品。四是在财政贴息方面对中小金融机构的农业产业贷款给予更多倾斜，在税收方面给予更多的优惠，提高其对农业产业信贷支持的利润空间。
3.更新信贷模式与手段，加快农地融资、财政撬动信贷资金、价值链融资、移动金融等多种模式进入农业。鉴于国家信贷政策的刚性要求以及农业生产自身的高风险性，自身缺乏资金、资产的农业生产主体很难得到信贷资金支持，严重影响农业生产规模的扩大以及生产效率的提高，尤其是在发展现代农业的大背景下。为此，首先应鼓励新型的农业信贷模式进入农业生产，如农地融资、财政撬动信贷资金、价值链融资、移动金融等。农地融资是农业生产所用土地经过确权后，将土地承包经营权、土地流转权等纳入抵押担保范畴，排除获取信贷资金的障碍。价值链融资是充分调动农业生产链条中各参与者的积极性，上游企业分别采取直接融资或充当担保人等间接融资方式使农业生产主体获得信贷资金。移动金融是将互联网技术运用到金融服务当中，可进一步节约建设金融机构的实体成本，为边远地区居民提供便利的金融服务。财政撬动信贷资金则是政府出面使用财政资金成立信贷担保基金或担保公司，为农业经营主体提供信贷担保，以放大信贷资金的支持范围，使农业财政补贴真正用到农业生产上，提高农业财政补贴使用效率，扩大利润空间。其次是鼓励种养大户（家庭农场）从事种养结合的兼业化、规模化生产，降低农业信贷风险，获得更多规模收益。根据经济学原理，规模化生产可以带来规模收益，金融机构的趋利行为使得贷款更愿意流向收益高的部门或产业，因此规模化的生产可以吸引更多的农业贷款。
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关键词：人力资本；企业绩效；农业上市公司
中图分类号：F27 文献标识码：A
收录日期：2015年4月2日
一、引言
随着知识经济的不断发展，国家和企业把人力资本放在了一个重要的突出位置。各个行业对于“高精尖”人才的依赖度呈现逐涨趋势，越来越注重高学历人才的引进及对员工的投资。当然，优良的人力资本对促进企业绩效及国家经济的发展发挥着不可替代的作用。然而，农业上市公司相较于其他行业的上市公司，整体发展相对滞后，人力资本的重视程度相对偏低，很大程度上制约了农业经济的前进。农业上市公司作为农业领域里的优质企业，其发展对于农业现代化的发展，促进企业绩效增长，有着极为重要的作用。因此，探讨农业上市公司中人力资本与公司绩效的关系，人力资本对企业绩效的贡献度具有现实意义。
二、理论基础与研究假设
国外学者的研究主要集中于不同产业背景下人力资本与企业绩效的关系。Weisbeg和Jacab（1996）通过对1990年以色列一家市政公司的65位职员工作状况进行跟踪观察，研究表明，职工的从业年限和受教育程度与不同团队的绩效呈现显著正相关。Marvidis（2004）通过分析日本银行业的人力资本与绩效数据，发现人力资本对银行的价值创造效率有重要作用，但随着银行性质的不同会有一定绩效表现差异。Massimo（2005）选取意大利制造业、高新技术行业和服务业的代表企业，共506个样本，研究其人力资本和企业发展之间的关联。通过实证分析发现，对企业发展最为重要的是管理人员的工作经验这一人力资本。
国内学者从不同层面对企业整体的人力资本与绩效的关系进行了研究。杨盛莉（2008）以高技术企业为研究样本，对其不同层面的人力资本进行了剖析，阐述了人力资本对绩效的推动理论，最后建立两者的作用模型，证实理论。任书丽（2010）分别选取高新技术行业和传统行业的通信类企业及纺织企业为样本，并通过对两类不同性质企业的具体研究，发现人力资本会对企业绩效具有关键性作用。尹飘扬、杨向阳（2009）选取30家民营企业和30家非民营企业为样本，通过建立人力资本和企业绩效的回归模型，企业人力资本存量和专门性人才比例与企业绩效具有正向相关性，国有人力资本与企业绩效的相关性弱于民营企业。
总体而言，国内外学者通过理论研究并结合实证分析，认为企业人力资本与企业绩效存在正相关关系。
基于以上理论分析，本文作出以下假设：本文研究内容是农业上市公司人力资本与企业绩效关系，而前文中以净资产收益率衡量企业绩效。所以，下文通过净资产收益率被解释变量与各解释变量的关系来说明农业上市公司人力资本与企业绩效的关系。
假设1：在农业上市公司中企业绩效与人力资本存量正相关。
假设2：在农业上市公司中企业绩效与人力资本投入正相关。
假设3：在农业上市公司中企业人力资本对绩效的贡献度高于物质资本投入对绩效的贡献度。
三、实证分析
（一）研究方法。关于企业人力资本及其绩效的相关关系研究，在阅读文献的基础上，发现诸多学者运用线性回归模型进行分析。刘珊（2014）在硕士论文《新能源企业人力资本与企业绩效关系实证分析》中，以净资产收益率作为被解释变量反映企业绩效、人力资本存量等六个指标作为解释变量及控制变量，使用多元回归模型探究新能源行业中上市公司的人力资本和公司绩效的关系。田青青（2012）利用国内上市医药企业的财务数据，并将高管人力资本分为教育型、实践性、激励性人力资本，采用回归分析法予以分析不同类型人力资本与公司绩效的关系。另外，范玲（2010）、郑雅元（2013）、娄小云（2013）等专业学者对不同角度、不同行业背景下的人力资本与绩效关系的研究均选用了回归模型。因此，我们发现回归模型对于人力资本与企业绩效的实证分析具有普遍适用性。本文在描述统计分析的基础上，对农业上市公司的人力资本与绩效数据，进行回归分析。
（二）样本选取及变量设计。本文以在上海、深圳证券交易所上市的农业公司为研究对象，所获取数据均来自巨潮资讯和新浪财经提供的各个公司年报数据，为确保分析结果的可靠性与有效性，剔除被ST的企业。根据2014年上市公司行业分类结果，农业上市公司一共41家，筛除*ST大地、*ST景谷，剩余39家企业符合本文研究要求。
本文主要研究农业类上市公司的人力资本与公司绩效的关系，阅读文献发现，不同学者对于研究两者关系指标的选取各有异同，但多采用净资产收益率以代表企业绩效，人力资本存量等各项指标衡量人力资本，而对于控制变量的选择企业资本结构居多。本文借鉴前人的指标选择，选择普遍使用的净资产收益率量化企业绩效作为被解释变量，人力资本存量、人力资本投入、物质资本投入、人力资本投入增量、物质资本投入增量衡量企业人力资本作为自变量，资产负债率衡量企业资本结构为控制变量。其中：
净资产收益率（ROE）=净利润/平均股东权益
人力资本存量（HC）=2013年末与2012年末大专及以上学历员工人数/（2×所有职工人数）
人力资本投入（HCI）=支付给职工以及为员工支付的现金/总现金
物质资本投入（K）=（固定资产+存货+无形资产）/资产总额
人力资本投入增量（HCI）=2013年HCI-2012年HCI
物质资本投入增量（K）=2013年K-2012年K
资产负债率（CS）=负债总额/资产总额
（三）模型构建及实证过程。本文样本为2012年、2013年的农业上市公司，模型构建如下：
Yi=β0+β1HCi+β2HCIi+β3Ki+β4HCIi+β5Ki+β6CSi+εi
其中，i表示第i个企业，例如：Yi表示i企业的净资产收益率；βi表示各变量回归系数，εi为随机误差项。
1、描述性统计分析。（表1）从表1变量的描述性统计中我们可以看出人力资本存量（HC），也就是企业中大专以上学历占总员工的比例相差较大，极小值为0.0307，极大值为0.8467。对于高学历员工的重视程度在农业企业中表现的层次不齐，整体而言高学历的人才比例不高。同样的，人力资本投入（HCI）差距比较大，极小值为0.0371，极大值为0.6992。对于物质资本的投入（K）均值为0.569，农业上市公司对于物质资本的注重比较高，高于人力资本投入。而对于物质资本增加值（K）均值为0.059773，整体增量较少。
2、相关性分析。利用SPSS21.0作样本数据的Pearson相关分析，具体变量之间的相关系数如表2所示。（表2）从表2可以看出，农业上市公司中，净资产收益率（ROE）与人力资本存量（HC）、人力资本投入（HCI）、物质资本投入（K）呈正相关关系，证实了假设1和假设2，但与人力资本投入增量（HCI）、物质资本投入增量（K）呈现负相关，可能是由于两者的投入增量不足引起的。
农业行业目前仍处于粗犷发展阶段，对于中高端人才的投入力度偏低，甚至是高科技生产设备的使用率偏低，对于高科技知识的掌握与运用相对缺乏。大多数企业仍将其定位于低端、低科技含量的农产品生产企业，对于农产品的深加工，农业的深挖掘存在欠缺。对于样本的分析，我们就可以看出农业上市公司中，人力资本的投入会促进企业绩效的发展，但就目前阶段而言，两者的正相关关系偏低。
3、线性回归分析。（表3）KMO检验用于检查变量间的偏相关性，以判定原始数据进行因子分析的可行性。KMO检验值越接近于1，变量间的偏相关性越强，因子分析的效果越好。由表3看出，样本数据的KMO值为0.633>0.5，Bartlett的球形度检验的显著性为0.011
从表4中，能够看到，因子提取之后，方差较高，提取的因子可以较好的描述解释变量。从表5中，解释的总方差表也说明前三个因子可以解释6个指标的71.955%。（表4、表5）
由表6可知，F1公因子在HC、HCI、HCI成分得分系数较大，F1主要反映人力资本存量、人力资本投入、人力资本投入增加量，称其为人力资本因子；F2主要反映资产负债率的水平，称其为资本结构因子；F3主要反映物质资本投入、物质资本投入增量的水平，称其为物质资本因子。（表6）从而得出，各因子的线性表示：
F1=0.840HC+0.762HCI+0.402K+0.636HCI-0.031K-0.066CS
F2=-0.039HC+0.245HCI+0.466K-0.059HCI+0.052K+0.905CS
F3=-0.047HC-0.170HCI+0.623K+0.269HCI+0.930K+0.005CS
将三个公因子作为解释变量，与企业绩效进行回归分析，建立回归模型：
Yi=β0+β1F1+β2F2+β3F3+εi
其中，Yi表示企业绩效，F1、F2、F3分别代表提取的三个公因子。（表7）
对三个因子进行回归分析，表7显示了三个因子的回归结果，进而写出回归方程：
Y=0.072+0.012F1+0.003F2+0.08F3
从中发现，人力资本对净资产收益率的影响度0.012高于物质资本对净资产收益率的影响度0.008，进而证实了假设3。
四、结论及对策建议
实证分析结果表明，我国农业上市公司的人力资本存量及人力资本投入不高，人力资本对于企业绩效有正面推动力，但两者的相关性偏低，人力资本对于企业绩效的贡献不足。
农业企业目前多为粗放式发展，推动企业经济的发展主要依靠大量生产要素投入，尚未实现主要依靠人力资本与知识积累推动企业进步与发展。鉴于实证分析结果及农业上市公司发展现状，为改善农业上市公司绩效表现，企业应努力提升员工人力资本的水平。企业间的绩效水平之所以不同，关键在于企业职工的人力资本存在一定差异，只有员工具备高水准的人力资本，才能高效完成企业制定的战略目标。农业企业应转化企业发展观念，从物质要素的投入为主逐步转变为“以人为本”，树立尊重人才、尊重知识的观念，增加对适合本企业发展高学历人员的招聘及培养，提升人力资本存量。另外，企业应不断优化企业员工培训模式及发展体系，更新员工知识技能，加大人力资本投入的力度。
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[3]郑雅元.人力资本与公司绩效相关性的实证研究――以文化产业上市公司为例[J].科学管理研究，2013.8.4.
[4]娄小云.高管人力资本对企业绩效的影响研究――以我国制药业A股上市公司为例[D].华东交通大学，2013.
Abstract: By building a model of DEA which describes input and output, according to the operation of reliable data, the author trys to evaluate the efficiency of Hu'nan agricultural production at this stage comprehensively.According to the results, this paper will describe the problems of Hu'nan agriculture and provide helpful advice to result them.
关键词：湖南农业；DEA方法；投入与产出；生产效益
Key words: Hu'nan agriculture；DEA model；input and output；product efficiency
中图分类号：F2文献标识码：A文章编号：1006-4311（2010）32-0007-03
0引言
湖南是一个农业大省，如何加快农农业的发展，按照转变生产方式，调整生产结构的思路实现现代化农业是湖南提升自身综合实力，增强竞争力的关键一环。要实现农业实质性发展，就必须整体分析湖南农业的生产效益，实现投入产出最优化。最大限度节省投入资源，最大限度增加产出成品是提高农业生产效益的最终途径。农业生产效益的综合评价是一个多目标，多层次，多元化，多目标复杂的庞大大系统，输入和输出的单位很多，而且难以采用统一的度量单位以衡量其大小。综合考察这些特点，就目前的效益评估和实践中应用的多目标决策方法中，DEA（数据包络分析，Data Envelopment Analysis）方法较为适用，得出的数据和结果也较为有效可信。
1DEA方法的基本思想和模型
1.1 DEA方法简述DEA（数据包络分析）是运筹学的一个新的研究领域，是在相对效率概念的基础发展起来的一种全新的效率评价方法。DEA方法的主要思想是使用数学规划模型比较决策单元之间的相对效率，对决策单元（记为DMU）做出评价。它以决策单元各输入输出的权重为变量，从最有利于决策单元的角度进行评价，从而避免了确定各指标，使用DEA方法不必确定输入输出关系的显式表达式,因此DEA方法排除了很多主观因素，不仅具有很强的客观性，还可以避免误差，利用DEA方法可以考察湖南农业发展的规模有效性和技术有效性。对每个决策单元进行优化以测定决策单元的相对有效性时，得出的相对效率为最大值,权重也最优，而且利用“投影原理”对于非有效单元，不仅能指出指标的调整方向，还能给出调整量，并进行纵向的时间比较和横向的区域比较。所以，DEA方法可以为湖南农业发展提供理性和量化的决策方法和思路。
1.2 DEA模型x本文应用DEA 中的C2R 模型分析问题，模型如下[1]:minθ-εs+s，
λjxij+s-θx=0，
λjyij-s=y，
λj0，j=1，2，…，n，
s0，s0
其中n 称决策单元DMU，评价指标体系由m 个投入和t个产出指标组成，他们分别表示:“消耗的资源”和“工作的成效”。设xij为第j个决策单元对第i种类型投入的投入量，yrj为第j个决策单元对第r种类型产出的产出量，vi为对第i 种类型投入的一种度量（或称权），ur为对第r种类型产出的一种度量，S与S分别为松弛变量，ε为一非阿基米德无穷小量，在计算时可取（ε=10-6）。λj，S，S，θ为待估计参量。
1.3 DEA模型的含义
1.3.1 通常当θ*=1并且S=S=0时，称DMU DEA有效，其形成的有效前沿面为规模收益不变，且DMU为规模且技术有效；
1.3.2 若θ*
2实例求证研究
2.1 选取指标指标的选取是DEA方法分析与应用中最关键的一环，因为评价结果直接依赖于输入/输出指标的选择。指标的选取应遵循目的性、全面性、代表性、多样性及精简性五个原则，我们评价湖南农业1999年～2008年10个年度的生产效益，将五个子系统划分成输入子系统与输出子系统，每个子系统选取关键的指标作为输入输出的指标：①土地投入。农业生产离不开土地投入，（在这里我们讨论的农业不包括林业、木业、副业和渔业，也即所谓的小农业范畴），本文选取的土地投入指标为农作物耕种面积；②资金投入。反映了湖南省政府为促进湖南农业发展所作的资金投入，包括财政支出与农业固定资产投资；③劳动力投入。选取全省农业从业人数为指标，以从量上度量投入的有效性并找到无效的原因,例如是单纯的量的问题，还是结构问题等等；④总产值。经济效益指标反映了各种人力、物力、财力的投入所带来的经济发展状况，本文选取每年的农业总产值为经济子系统的主要指标，反映农业产出情况，将此项指标作为输出指标；⑤农民纯收入。收入可以从相当程度上反映农业从业人口的生活状况，进而可以看出整个农业的发展态势，也是衡量农业生产效益的重要指标。我们选取农村居民家庭纯收入作为输出指标。
因此，在DEA模型中，我们确定模型的输入与输出变量，输入变量:土地投入（x1）、资金投入（x2）、劳动力投入（x3）；输出变量：经济效益（y1）、农业从业人口可支配（y2）；则DMU=10，分别是1999～2008 年；r=3，s=2；具体的投入产出数据如表1。
2.2 模型的建立和求解根据DEA方法模型，我们对决策单元1999年的投入与产出模型可得如下方程（利用含有非阿基米德无穷小ε的C2R模型）：
min[θ-10（s+s+s+s+s）]802.77λ+800.21λ+793.17λ+777.92λ+773.12λ+818.87λ+833.64λ+853.19λ+853.64λ+793.95λ+s-802.77θ=0300.10λ+324.57λ+357.82λ+400.28λ+391.21λ+363.16λ+431.91λ+541.40λ+671.30λ+830.46λ+s-300.10θ=02026.1λ+2021.0λ+2078.4λ+2034.0λ+1961.9λ+1885.1λ+1846.9λ+1790.5λ+1743.6λ+1720.4λ+s-2026.1θ=0624.70λ+633.80λ+665.70λ+666.70λ+671.70λ+874.0λ+947.7λ+1023.5λ+1243.2λ+1446.9λ-s=624.702147.2λ+2197.2λ+2299.5λ+2397.9λ+2532.9λ+2837.8λ+3117.7λ+3389.8λ+3904.2λ+4512.46λ-s=2147.2λ0，j=1，2，…，10s，s，s，s，s0
其他年份的方程可以省略，只需要进行相应的替换，利用Matlab软件，得到如下结果（表2）。
2.3 模型结果分析从表3 的评价结果我们可以对湖南农业近10 年来发展的投入产出状况进行分析：1999、2003、2007、2008年评价结果为DEA有效，即投入与产出达到了最优的状态，其技术和规模效益都有效。同时反映了湖南农业近10年的发展中有4年的投入与产出有效性都达到了最优，说明其发展已经充分注意到了整个系统的协调，设法提高投入产出的效率。
对表3中非DEA有效的年份通过分析得:所有的非DEA有效的单元均为技术无效，说明各资源之间的组合没有达到最优，存在输入剩余或者输出亏空。从K的值我们可以分析有些年份的投入产出是规模效益递增的，有些规模效益递减。综合技术无效我们可以分析，规模效益递增的取得也大多是依靠资源的大量投入，但对技术的依赖性以及投入产出的效率依然不高。这与湖南农业的状况在一定程度上相符合。
3问题与建议
通过对湖南近10年来农业发展的相关数据进行整理以及经过构建DEA投入与产出模型对其进行测算评价，我们可以看出湖南农业发展存在诸多问题，通过对比分析，提出针对性的建议与改进措施。
3.1 湖南实际用于耕种生产的土地投入不稳定由于人为或自然的原因，近10年来湖南用于投入农业生产的土地呈现增――减――增――减的循环怪圈，虽然农业产值呈现逐年增长的态势，却是以增加其他资源的投入为代价的，这样就造成了资源的浪费。如果耕地的保有面积能够逐年稳定下来并利用充分，相信每年的农业总产值会相应的增加，也可以减少其他资源的投入，减少浪费。有鉴于此，政府需统计出用于湖南农业生产的最优土地保有量并出台相关政策予以确定并长期保持，并对此给予足够的重视。加大宣传力度，对农业用地进行保护，明确三大产业用地的合理比例和地域范围，达到稳定、和谐与共存的发展局面。
3.2 资金相对投入过大，绝对投入过少政府每年用于进行农业生产的资金投入基本呈逐年递增态势，但是反映到总产值上面则呈现边际递减的态势。虽然达到一定程度的投入会出现农业生产饱和的局面，但是现阶段这种局面还未出现，也就是说，用于农业的资金投入未达到最优化，也就是所谓的相对投入过大。而绝对投入过少则是指政府用于农业发展的支出相对于其他政府财政支出来说还是太少。农业是国民经济的基础，而对于湖南这样一个农业大省来说这层意义更加深远。根据《湖南统计年鉴》上政府的财政支出这一项来说，用于农业的支出与其重要地位极为不相符，这是极为不正常的。就拿行政支出来说，其绝对数字就是用于农业支出的三倍上下，其不合常理处由此可见一斑。因此，加大政府对于农业的资金投入，减少农民自筹性生产支出，合理利用资金使其达到最优化配置是政府农业工作的重中之重。通过资金的合理利用，促进湖南农业的产业化升级，实现生产结构优化，这些是与湖南的整体发展互为促进的。
3.3 劳动力投入过多对比发达国家的农业生产现状，湖南农业发展呈现劳动密集型的特点且尤为突出。具体来说就是有限的耕地限制了湖南近三分之一的人口（这还不算从事林业、木业、副业和渔业的人口），相对于其它产业来说劳动力投入过多，对比世界上的发达国家来说，劳动力与农业产值的比重亦远远落后。提高农业生产的机械化水平，加大农业科技成果的生产转化，提高农业人口的知识水平，实现农业生产和管理的科学化水平，是最大限度提高劳动生产效率，解放被束缚的农村劳动力的必经之路。这就要求政府合理规划布局，循序渐进，淘汰落后的农业生产方式，革新落后的农业生产观念，置换落后的农业生产机械。
3.4 可持续发展能力不足资源节约、环境友好是现代农业的发展方向，也是转方式调结构的重要战略目标。就目前湖南的情况来看，农村经济发展中存在“三高一低”的现象，就是高投入、高能耗、高污染、低产出。通过上述的DEA模型及其结果分析可以说明这个问题，还有一些其它的数据可以佐证。比如湖南省农业的灌溉用水利润率只有46%，农田的有效灌溉面积只有4000万亩，农业用水占了全部用水的60%―70%，每立方米的耗水只能生产一公斤左右的粮食，西方发达国家已经超过了两公斤，还不到发达国家的一半，再加上化肥农药的使用量大，浪费严重，利润率分别只有30%―40%。因此在转变农业发展方式当务之急就是要按照两型农业发展的要求，要抓紧建立三低一高，就是和三高一低相对应的。低投入、低能耗、低污染、高产出的两型农业体系，具体措施就是要大力实施撤土配方施肥，节水灌溉，农业的面源污染治理，造林绿化等重点工程来加强农业的基础建设，实现生产发展、环境保护、资源能源节约利用，经济效益提高，那么一种四位一体的综合效益，在这方面湖南的潜力有着巨大的空间。
注：文章数据整理自1999～2008年《中国统计年鉴》＆《湖南统计年鉴》，其中资金投入为政府财政投入与用于农业的固定资产投资二者之和.
参考文献：
[1]朱乔.数据包络分析(DEA)方法综述与展望[J].系统工程理论方法应用,1994,3(4):1-9.
[2]郑照宁.县域可持续发展的系统分析[D].北京工业大学硕士学位论文,2001,77-78.
[3]吴文江.数据包络分析及其应用[M].北京,中国统计出版社，2002.
[4]杜栋，庞庆华.现代综合评价方法与案例精选[M].北京，清华大学出版社，2005.
[5]张青，张丽霖.地方政府财政科技投入产出效率测度模型的研究[J]..研究与发展管理，2008，(10).
【关键词】金融深化 中国农村经济 发展 改革
约在1973年，有关学者便提出了金融深化有关理论，其中诸多问题的涉及和研究得到国内外学者的关注，其中主要问题集中在金融深化和经济增长有关性之间的内容研究，研究成果显著。有关学者通过近30年的数据来分析世界80几个国家的金融发展情况和该国家资本形成的状况，综合分析了国家内部生产率提升和经济增长之间的关联性。还有部分学者在不同的角度和方向研究了金融深化和经济发展之间的相关关系。
一、相关理论分析
（1）金融压抑理论。国际著名学者研究了发展中国家的经济情况，在掌握情况的基础上提出金融压抑理论，并指出金融压抑对当前社会经济发展的危害，主要原因在于金融压抑一定程度上对经济德尔快速发展造成强大的阻碍，限制了国家经济资本的快速形成，加之国家信贷配给制度的影响，严重降低了当前农业资金的利用效率，主要特点表现出：①发展中国家的金融市场发展不够完善，诸多中小型企业遭到排斥，导致资源配置呈现扭曲发展。②由于许多发展中国家受到通货膨胀的影响，导致国家的实际利率显著降低，最终降为负值。因此诸多居民的投资积极性较低，十分不利于资本的形成、拖慢了经济的增长。③政府常会根据自己的喜好将银行发放贷款的有关企业或者组织进行限制，由于该部分贷款利用率过于低下，导致资本的浪费现象。④一旦借款人贷款的利率较低，该部分客户将会将资金用于建设资金过于密集的企业类型，由此呈现出一个弊端，便是无法为劳动力富足的发展中国家提供充分的就业机会，导致发展中国家面临巨大的就业压力。
（2）金融深化和农村经济发展。如果就金融深化和农村经济不断发展的理论方面内容分析看来，文章可以这么假设，假如人们的储蓄可以自动转移到相应的投资项目上，其中将Q作为农村经济的总产出，将y作为农村经济的实际收入，将K作为当前农村经济中的真实资本量，当前农业的生产总数则可以用y=QK来表示。
（3）实证结合结果。就理论分析的结果看来，当前金融深化对经济的主要作用机制包含：利率影响人们储蓄，储蓄情况影响投资，投资情况影响到社会经济的发展情况。如果将g作为当前农村整体经济的增长率，将Y看成农业的总产值，s表示为农户和农业的整体储蓄，I作为农业的总投资，将H作为农户及农业储蓄之间进行投资转化的特定比率，将s看做农户和农业的整体储蓄率。由此显现出我国农村经济的增长的主要决定性因素包含s、H和农村资本―产出比三部分。计量模型由此建立，即g=f（R、M、I、Q、S、F），详情见表1。其中的g代表当前农村经济的实际增长情况，即农村经济增长率；R代表农业经发展中的实际利率，M代表当前农村金融的主要发展指标，I表示当前农村投资的整体数量，Q可看作是当前农村投资的整体效益，S表示当前农户经营农业形成的农业经营储蓄，F则是当前资本主义市场整体的发展状况。
就当前回归分析的结果看来，各个变量在不同时期对于经济增长的影响作用不一样，综合分析得出，该种情况的主要原因是农村经济在不同发展阶段中受到不同特点影响，除此之外，分段回归的形式较于整体回归强度更大，主要内容体现在R2和F数值的不断增加。
（4）结果分析。根据前文分析的理论模型，采用以往的有关数据对当前我国农村经济的发展状况进行分析，主要原因在于我国进行农村改革的过程中约在90年代初呈现出一个重要转折，由此衍生出市场类型经济，自此短缺经济转换成过剩经济，自此之后经济体制也发生变化，计划经济体制顺利转变成市场经济体制类型。除此之外，农村经济开始在资本市场的整体环境中进行融资，文章对整个区间进行分析，将诸多影响农村经济的变量划分，细致分析了各个变量对我国农村经济发展方向的影响。
二、结论
（1）农村金融发展和经济增长有关。当前金融深化理论特别注重实际利率，基于实际利率的提升，很大程度上对农村经济的发展不断促进，其作用最显著的阶段出现在1978年和1989年之间。但自1990年之后，该种措施的关系不断弱化，因此政府意识到可能合适的控制利率更能够帮助我国经济的良好发展，由此可见，金融深化理论和利率政策需要和农村经济的整体发展状况适应，保障其功能的充分发挥。
（2）农村金融发展和经济增长之间关系微弱。当前我国处在金融改革的过程中，改革过程中应当将重点集中在提升经济的整体运作效率中，避免过度注重数量的增加。除此之外，农村资本主义市场的崛起，使金融发展和经济增长之间的关系更加紧密，因此我国需着重发展当前我国的资本主义市场，不断提升融资在农村经济发展中的重要调节作用，提升直接融资的效率，促进经济的快速发展。
（3）储蓄转农业投资存在障碍。储蓄转向农业投资的障碍主要表现为其阻碍了农村经济增长的推动，可见政府在改革的过程中需要将农村金融体系的完善和提升金融服务质量等问题放在第一位，由此来不断拓宽储蓄转向农业投资，在此基础上，加强控制金融投资的整体效率。
三、结语
文章指出，我国当前在改革金融深化理论和相应的利率政策过程中，需要和当前农村经济发展的现状适应。我国在进行农村金融改革的过程中，需要将工作的重点集中在提高农村金融的运作效率内容上，尽量避免数量上的不断扩大。且改革过程中需不断完善当前国内农村地区的金融体系，使其愈加完善，真正提升改革效果，完成金融改革的重要目标。
参考文献：
[1]田剑英，黄春旭.民间资本金融深化与农村经济发展的实证研究――基于浙江省小额贷款公司的试点[J].管理世界，2013.
[2]陈雷生.中国农村金融对农村经济发展的影响――基于农业经济发展和农民增收的视角[J].吉林农业大学学报，2014.
