官愛蘭+楊艷霞

摘要： 隨著我國新型城鎮(zhèn)化的不斷發(fā)展，農業(yè)作為國民經濟的基礎，其可持續(xù)發(fā)展至關重要，而這有賴于農業(yè)人力資本的深化開發(fā)。基于全國31個?。ㄊ?、區(qū)）1995—2014年的面板數據，將農業(yè)人力資本開發(fā)指標與傳統(tǒng)生產函數相結合，運用計量軟件實證分析1995—2014年整體階段及新型城鎮(zhèn)化提出前后各10年分階段中農業(yè)經濟發(fā)展的影響因素。結果表明，在1995—2014年的整體回歸中，除遷移人力資本和新型城鎮(zhèn)化水平之外的各變量系數全部通過顯著性檢驗，各產出彈性系數由大到小依次為農業(yè)生產性固定資產投入、從事農林牧漁業(yè)的人數、農民平均受教育年限、農業(yè)健康人力資本；1995—2004年除農業(yè)健康人力資本和新型城鎮(zhèn)化水平外的各變量系數全部通過顯著性檢驗，各產出彈性系數由大到小依次為從事農林牧漁業(yè)的人數、農民平均受教育年限、農業(yè)生產性固定資產投入、農業(yè)遷移人力資本；2005—2014年除農業(yè)遷移人力資本外的各變量系數全部通過顯著性檢驗，各產出彈性系數由大到小依次為農業(yè)生產性固定資產投入、從事農林牧漁業(yè)的人數、農民平均受教育年限、新型城鎮(zhèn)化水平、農業(yè)健康人力資本；總體來說，我國現階段農業(yè)增長主要還是依靠物質資本和勞動力傳統(tǒng)生產要素的投入，但農業(yè)的可持續(xù)發(fā)展還要依靠人力資本的開發(fā)，因此我國在保持固定資產和勞動力數量投入的基礎上，應對我國農業(yè)人力資本進行合理的投資，大力發(fā)展農村教育，提升農民的文化素質和科技素質，加大對農村醫(yī)療建設的投入，著力提升農民健康水平，開發(fā)遷移農業(yè)人力資本潛能，讓遷移所形成的人力資本真正服務于農業(yè)，為我國農業(yè)發(fā)展培養(yǎng)新型高素質農民，促進農業(yè)經濟的發(fā)展。

關鍵詞： 新型城鎮(zhèn)化；農業(yè)發(fā)展；農業(yè)人力資本；農業(yè)經濟；彈性系數；物質資本；生產要素；農村教育；農村醫(yī)療；遷移面板數據模型

中圖分類號： F323.6 文獻標志碼： A

文章編號：1002-1302（2017）22-0324-05

新型城鎮(zhèn)化進程加快，年富力強、相對高素質的農村勞動者大舉從農村轉移到城鎮(zhèn)，有悖于現代農業(yè)的發(fā)展要求。當前深化開發(fā)農業(yè)人力資本，培育新型高素質的現代農民顯得十分迫切。同時，隨著社會經濟結構性調整，經濟發(fā)展速度放緩是新常態(tài)，城鎮(zhèn)競爭就業(yè)壓力加大，而現代農業(yè)、農村發(fā)展為創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)拓展了廣闊空間與平臺，為吸納較高素質遷移勞動力回流創(chuàng)造了條件。因此，隨著新型城鎮(zhèn)化的推進，農業(yè)人力資本開發(fā)深刻影響著農業(yè)經濟的發(fā)展，影響程度如何、新型城鎮(zhèn)化推進前及之后的階段影響程度又有何異同等議題值得深入探討。國內外的相關研究成果較顯著，國外關于人力資本與農業(yè)經濟發(fā)展關系的研究頗多，美國著名經濟學家Schultz在20世紀60年代批判了物質資本論，提出了人力資本的概念，并在自己長期從事農業(yè)的研究中發(fā)現，從20世紀50年代開始美國農業(yè)產量迅速增加和農業(yè)生產率提高的主要原因是勞動者知識和技術水平的提高，不再是土地、人口數量或資本存量等傳統(tǒng)要素的增加，從而提出了“人力資本對經濟增長起決定作用”[1]；新經濟增長理論的創(chuàng)立者Robert Jr等將人力資本直接作為內生的經濟發(fā)展要素納入到經濟增長模型，指出人力資本是“經濟增長的發(fā)動機”[2-3]；Mankiw等將人力資本作為一種外生要素引入Solow模型，實證結果很好地解釋了各國經濟增長的異同[4]。國內學者對人力資本與現代農業(yè)經濟發(fā)展關系的研究也取得了一定的成果，杜江等利用全國面板數據模型發(fā)現，人力資本要素中教育投資對農業(yè)增長的影響最大[5]；孫一平等利用全國31個?。ㄊ?、區(qū)）的面板數據分析發(fā)現，人力資本是促進中國農業(yè)經濟增長的關鍵因素，初等人力資本對東、中、西部地區(qū)的農業(yè)經濟增長的影響最大[6]；官愛蘭等認為，中部地區(qū)農村人力資本開發(fā)對農業(yè)經濟的發(fā)展有重要影響，其中教育人力資本對農業(yè)經濟發(fā)展的影響最顯著[7]；這些研究都表明，當今農業(yè)經濟的發(fā)展主要依賴農民的知識、技能、健康等人力資本存量的提高，所以提高農業(yè)人力資本水平是發(fā)展現代農業(yè)和提高農民收入的首要途徑。關于新型城鎮(zhèn)化與農村人力資本開發(fā)，蘄勇認為我國城鎮(zhèn)化與農村人力資源開發(fā)必須協(xié)調發(fā)展，農村人力資源開發(fā)是實現“人的城鎮(zhèn)化”的重要途徑[8]；高遠東等采用1997—2012年中國31個省（市、區(qū)）的省域面板數據研究發(fā)現，城鎮(zhèn)化發(fā)展可以促進農村人力資本水平的相對提高，縮小城鄉(xiāng)人力資本差距，從而促進城鄉(xiāng)居民收入差距的縮減[9]；這些研究都論證了新型城鎮(zhèn)化與農業(yè)人力資本開發(fā)密不可分，兩者是相輔相成的。通過梳理已有文獻發(fā)現，關于新型城鎮(zhèn)化背景下人力資本開發(fā)對農業(yè)經濟發(fā)展影響的研究非常少，因此新型城鎮(zhèn)化進程中如何有效開發(fā)農業(yè)人力資本以促進農業(yè)經濟發(fā)展就顯的尤為重要，本試驗基于已有文獻的研究成果以及數據的可得性，將農業(yè)人力資本劃分為教育、醫(yī)療保健、遷移投入3個方面，選擇全國31個?。ㄊ小^(qū)）的面板數據，以2005年中共中央十六屆五中全會提出的“新型城鎮(zhèn)化”為分水嶺，構建指數型生產函數，實證分析各種途徑形成的人力資本在新型城鎮(zhèn)化前后對農業(yè)經濟發(fā)展的作用。

1 新型城鎮(zhèn)化進程中農業(yè)人力資本投資現狀

新型城鎮(zhèn)化進程中人力資本積累的途徑主要有教育培訓、經驗積累、勞動力健康狀況及遷移等，考慮到數據的可得性，本研究的人力資本投資主要包括教育投資、健康投資和遷移投資，由于農村數據缺失嚴重，所以用農村居民家庭生活消費中的文教娛樂用品及服務支出（元/人）代替教育投資，醫(yī)療保健支出（元/人）代替健康投資，交通通信支出（元/人）代替遷移投資。文教娛樂用品及服務消費支出是指農村住戶用于文化、教育、娛樂等的支出，主要包括文化教育娛樂用品、教育服務和文化體育娛樂服務支出，這些支出可以反映農民通過教育、培訓等方式提升文化素質和知識水平來積累自己的教育人力資本；醫(yī)療保健支出是指農村住戶用于醫(yī)療和保健的藥品、醫(yī)療器械和服務費用支出，這些支出可以有效反映農民通過保健投資積累自己的健康人力資本；交通通信支出是指我國農村居民用于交通和通信等方面的支出，這些支出可以反映農民為遷移在交通、通信等方面的成本。城鎮(zhèn)化以來我國農業(yè)人力資本人均投資水平狀況見圖1。endprint

由圖1可知，1985—2014年我國農業(yè)人均人力資本投資水平不斷提高，1985—2004年處于緩慢上升階段，2005—2014 年出現了大幅上升的趨勢，農業(yè)平均人力資本投資由1985年的25.7元/人增長到2014年的2 626元/人，年均增長率達到17.3%；人力資本各要素增長也較快，三者年均增長率都達到15%以上，遷移投資從1985年的5.6元/人增長到2014年的1 012.6元/人，年均增長率達到19.63%，增長速度最快，其次是健康投資，從1985年的7.7元/人增長到2014年的753.9元/人，年均增長率達到17.12%，教育投資從1985年的12.4元/人增長到2014年的859.5元/人，年均增長率達到 15.74%。說明人力資本投資已經成為農村居民家庭日常消費生活支出的重要組成部分。

受教育程度偏低，一直以來都是我國農村人口的標簽，無論是教師資源還是教學條件都沒有辦法和城市相比，根據1996—2015年《中國農村統(tǒng)計年鑒》中農村居民家庭勞動力文化程度狀況（ 平均每100個勞動力所受教育程度的比例），將受教育年限設定為文盲和半文盲、小學、初中、高中（含中專）、大專及以上等5個層次，給予他們的權重分別為1、6、9、12、16年，計算得出1995—2014年我國農村居民平均受教育年限，農村居民平均受教育年限呈增加趨勢，但水平較低（表1）。

2 基于全國31個?。ㄊ?、區(qū)）面板數據的實證分析

農業(yè)作為國民經濟發(fā)展的基礎，其可持續(xù)發(fā)展至關重要，

而人力資本是經濟發(fā)展的動力源，本試驗主要探究新型城鎮(zhèn)化進程中農業(yè)人力資本開發(fā)對我國農業(yè)經濟發(fā)展的影響，因此，基于1995—2014年的數據，以2005年中共中央十六屆五中全會提出“新型城鎮(zhèn)化”為分水嶺，構建指數型生產函數，實證分析各種途徑形成的人力資本在新型城鎮(zhèn)化前后2個階段對農業(yè)經濟發(fā)展的作用。

2.1 變量選取及數據說明

本試驗樣本數據選自1995—2004、2005—2014年全國31個省（市、區(qū)）20年的面板數據，均是根據1996—2015年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農村統(tǒng)計年鑒》等資料整理得來。為了剔除價格變動因素的影響，以1995年為基期，對面板數據均用相對應的價格指數進行處理，缺失值通過歷年的數據作一次平滑指數和二次平滑指數補全。被解釋變量和解釋變量選取及具體說明如下：（1）被解釋變量Y（GDP）。采用的是各?。ㄊ小^(qū)）農林牧漁業(yè)總產值（億元），反映農業(yè)經濟發(fā)展的核心指標。（2）物質資本（K）。物質資本以各?。ㄊ?、區(qū)）農村居民家庭年末擁有農業(yè)生產性固定資產原值（元/戶）表示。（3）勞動力數量（L）。用各?。ㄊ?、區(qū)）從事農林牧漁業(yè)的總人數（萬人）表示，勞動力作為最基本和最重要的生產要素，其數量會直接影響農業(yè)人力資本的存量。（4）農業(yè)人力資本。本試驗的農業(yè)人力資本主要分為教育（E）、健康（H）、遷移（M）3個方面，教育人力資本采取使用最廣泛的平均受教育年限表示；健康人力資本、遷移人力資本分別采用農村居民家庭生活消費中醫(yī)療保健支出（元/人）、交通通信支出（元/人）指標表示。（5）新型城鎮(zhèn)化水平（U）。新型城鎮(zhèn)化進程中農村居民有更多外出的就業(yè)機會，不再局 限于農業(yè)生產，導致農村大量勞動力向城市轉移。因此，本試驗將新型城鎮(zhèn)化水平納入自變量中，用各地區(qū)非鄉(xiāng)村人口占總人口比重表示。

2.2 模型設定

在生產函數分析中，經常采用柯布-道格拉斯（C-D）生產函數，本試驗借鑒前人的研究思路與建模方法，對C-D生產函數進行改造，把農業(yè)人力資本各組成要素納入到模型中，并采用指數型生產函數來探析人力資本對農業(yè)發(fā)展的影響，構建的生產函數形式為：

對公式（1）等式兩邊取對數得到便于估計的函數形式：

式中：Yit表示農林牧漁業(yè)的產值（GDP）；Ait表示技術進步系數；Kit、Lit、Eit、Hit、Mit、Uit分別表示農村居民家庭年末擁有農業(yè)生產性固定資產原值、從事農林牧漁業(yè)的人數、教育人力資本、健康人力資本、遷移人力資本、新型城鎮(zhèn)化水平等；i表示省份；t表示年份；u表示隨機擾動項。

2.3 數據的檢驗

2.3.1 單位根檢驗

一般回歸前要檢驗面板數據是否存在單位根，以檢驗數據的平穩(wěn)性，避免偽回歸或虛假回歸，確保估計的有效性。單位根檢驗的方法（test type）較多，可以使用LLC、IPS、Breintung、ADF-Fisher、PP-Fisher等5種方法進行面板數據的單位根檢驗。為了方便起見，一般只采用相同根單位根檢驗LLC和不同根單位根檢驗Fisher-ADF等2種檢驗方法，如果它們都拒絕存在單位根的原假設，則認為此序列是平穩(wěn)的，反之就是非平穩(wěn)的。對原面板數據進行單位根檢驗發(fā)現原面板數據非穩(wěn)定，所以對面板數據一階差分進行單位根檢驗（表2）。

由表2可知，采用相同根單位根檢驗LLC和不同根單位根檢驗Fisher-ADF等2種檢驗方法，得出其P值都為0，滿足1%的置信區(qū)間，拒絕存在單位根的原假設，則認為一階差分后的面板數據是平穩(wěn)的。說明各變量都是一階差分平穩(wěn)序列I（1），即各變量具有同階單整性可以進行協(xié)整分析。

2.3.2 協(xié)整分析

雖然一些解釋變量本身是非平穩(wěn)序列，但它們的線性組合有可能是平穩(wěn)序列。 協(xié)整分析就是對2個或多個非平穩(wěn)序列的線性組合是否平穩(wěn)進行檢測的方法，這里采用回歸方程的殘差作單位根檢驗第1代面板數據協(xié)整檢驗方法（表3）。由檢測結果可知，農業(yè)總產值對數與人力資本、從事農林牧漁業(yè)人數對數、農業(yè)生產性固定資產原值對數和城市化水平之間存在協(xié)整關系，即它們之間存在穩(wěn)定的均衡關系。

2.4 OLS回歸分析

運用Eviews 8.0軟件進行處理，選用個體固定效益模型作試算，得出OLS回歸結果（表4、表5）。通過對1995—2014年以及1995—2004、2005—2014年的OLS回歸結果對比分析得出，s估計標準差分別為0.200 728、0.103 631、0.098 198元，修正的樣本決定系數R2分別為0.974 172、0.989 488、0992 012，說明因變量被自變量解釋能力分別達到97.4%、98.9%、99.2%，方程整體擬合情況良好；回歸結果模型F值都很大，其相伴概率為0，說明不管是總體還是分階段的回歸方程都顯著，實證結果具體如下：（1）從事農林牧漁業(yè)人數（L）?？傮w回歸分析中從事農林牧漁業(yè)的人數（L）對農業(yè)經濟增長的影響最顯著，其每增加1%農業(yè)經濟就增長 0.363 3%；1995—2004年從事農林牧漁業(yè)的人數（L）每增加1%，農業(yè)經濟就增長0.239 5%；2005—2014年從事農林牧漁業(yè)的人數（L）每增加1%，農業(yè)經濟就增長0.308 1%。勞動力作為農業(yè)生產活動最基本、最活躍的要素，對農業(yè)經濟發(fā)展的影響顯著，從分階段的回歸分析中可以看出，經過20年的發(fā)展其產出彈性系數變大，這主要是因為隨著新型城鎮(zhèn)化的不斷推進，農村大量人口向非農產業(yè)和城市轉移，從事農林牧漁業(yè)的人數（L）呈波動下降趨勢，在這種情況下，適當投入勞動力對農業(yè)經濟發(fā)展的收效明顯。（2）農業(yè)生產性固定資產投入（K）。總體回歸分析中農業(yè)生產性固定資產投入（K）對農業(yè)增長的影響最顯著，其每增加1%農業(yè)經濟就增長0429 1%；1995—2004年農業(yè)生產性固定資產投入（K）每增加1%，農業(yè)經濟就增長0.078%，2005—2014年農業(yè)生產性固定資產（L）對農業(yè)增長的影響較顯著，其每增加1%農業(yè)經濟就增長0.340 4%，該因素成為農業(yè)經濟發(fā)展最大的影響因素，可能是因為1995—2004年我國城鎮(zhèn)化進程處于初始階段，國家政策較偏向城市的發(fā)展，優(yōu)勢資源都配給到城市，重點關注城市的發(fā)展，對農業(yè)生產性固定資產投入（K）有所忽視，隨著城鎮(zhèn)化的不斷發(fā)展，城鄉(xiāng)差距逐漸擴大，所暴露出來的問題越來越多，為了平衡城鄉(xiāng)發(fā)展，加大了對農業(yè)生產性固定資產投入（K）的力度，事實證明，完善農業(yè)基礎設施建設有利于農業(yè)的發(fā)展。（3）農業(yè)人力資本的影響。20年的發(fā)展進程中，農業(yè)人力資本各要素對農業(yè)經濟發(fā)展影響最大的都是教育人力資本，健康人力資本和遷移人力資本所表現出來的影響差異較大，農業(yè)教育人力資本（E）無論是在總體還是分階段的回歸分析中農民平均受教育年限對農業(yè)經濟增長的影響都顯著，總體回歸分析中，農民平均受教育年限每增加1年，農業(yè)經濟就增長0.129 8%；在1995—2004年的實證結果中，農民平均受教育年限每增加1年，農業(yè)經濟增長 0.171 8%，2005—2014年農民平均受教育年限每增加1年，農業(yè)經濟就增長0.115 5%，相對于 1995—2004 年，農民教育人力資本作用變小了，主要是因為隨著新型城鎮(zhèn)化的不斷發(fā)展，農村文化素質較高的群體向城市轉移，留守農業(yè)的群體相對轉移的農民文化素質較低，隨著現代農業(yè)的不斷發(fā)展，對農民文化素質的要求越來越高，說明農民文化素質沒有及時跟上現代農業(yè)發(fā)展的步伐，不能有效滿足農業(yè)現代化的要求。endprint

健康人力資本（H）在總體回歸分析中表現出健康投資每增加1元，農業(yè)經濟就增長0.000 8%，1995—2004年未通過顯著性檢驗，在2005—2014年的實證結果中表現出顯著作用，健康投入每增加1元農業(yè)經濟就增長0.000 24%，主要是因為隨著生活水平的不斷提高，人們越來越注重對自身健康的維護，壽命越來越長，從事農業(yè)的工作年限越來越長。

遷移人力資本（M）在總體回歸分析中表現不顯著，1995—2004年其每增加1元，農業(yè)經濟就增長0.000 94%，在2005—2014年的實證分析中未通過顯著性檢驗，導致這個結果的原因可能是2005年以后隨著新型城鎮(zhèn)化的不斷推進，農民花費在交通和通信方面的支出由1995年的33.76元增長到2014年的1 012.6元，并成為農業(yè)人力資本投資支出費用最多的要素，農民外出就業(yè)的工作機會增多，在城鎮(zhèn)化的發(fā)展

進程中我國的人口流動基本是由農村到城鎮(zhèn)，進入城鎮(zhèn)工作的農民基本不會回家務農，所以農民在遷移方面所形成的人力資本積累基本上沒有用于農業(yè)生產，因此可能會導致未通過顯著性檢驗。

新型城鎮(zhèn)化水平（U）總體和1995—2004年階段的回歸分析中只通過了10%的顯著性檢驗，2005—2014年新型城鎮(zhèn)化水平（U）對農業(yè)經濟增長作用顯著，每提高1%農業(yè)經濟就增長0.051 2%，作用程度較大，主要是因為在城鎮(zhèn)化的初始階段，城鎮(zhèn)化的擴散效應表現不明顯，對農村沒有形成明顯的支持力，而如今我國城鎮(zhèn)化水平得到了一定的提高，可以為農業(yè)發(fā)展提供一定的技術支持和智力保障，對農業(yè)生產的積極作用也開始逐漸顯現出來。

綜上可知，我國現階段農業(yè)發(fā)展主要還是依靠物質資本和勞動力數量投入的粗放經濟增長方式，同時農業(yè)人力資本所起的作用逐漸顯現。自十七大以來我國就明確提出轉變經濟發(fā)展方式，如果農業(yè)一直依靠物質資本投入來維持增長，那么可持續(xù)發(fā)展將受到嚴重挑戰(zhàn)，所以農業(yè)現代化須要積極發(fā)揮人的作用，只有提升農業(yè)人力資本，才能確保農業(yè)現代化的順利進行。

2.5 模型設定的檢驗

2.5.1 方差齊性檢驗（F檢驗）

面板數據建模的一項重要任務就是判別模型中是否存在個體固定效應。通過F檢驗來檢驗是建立混合模型還是個體固定效應模型，Eviews中稱為多余的固定效應檢驗，使用F和LR等2個統(tǒng)計量，建立假設：H0，模型中不同個體的截距相同（真實模型為混合模型）；H1，模型中不同個體的截距項不同（真實模型為個體固定效應模型）（表6）。

2.5.2 Hausman檢驗

對同一參數的2個估計量差異的顯著性檢驗稱作Hausman檢驗，簡稱H檢驗。原假設與備選假設如下：H0，個體效應與回歸變量無關（個體隨機效應模型）；H1，個體效應與回歸變量相關（個體固定效應模型）（表7）。

由Hausman統(tǒng)計量對應的P值<0.05（為0），所以推翻原假設（個體隨機效應模型），即應該建立個體固定效應模型。通過F檢驗和H檢驗，最終確定是建立個體固定效應模型，與最開始的預測相符。

3 結論與建議

本研究基于全國31個省（市、區(qū)）1995—2004、2005—2014年組成的面板數據，利用指數形式的生產函數對新型城鎮(zhèn)化進程中人力資本對農業(yè)經濟發(fā)展的影響進行實證分析發(fā)現：第一，人力資本對農業(yè)發(fā)展具有重大影響，其中教育對農業(yè)經濟增長促進作用最大；第二，我國農業(yè)目前仍然處在依靠物質資本及勞動力數量推動傳統(tǒng)農業(yè)階段，農業(yè)經濟增長在一定程度上須要依靠固定資產及勞動量的投入來維持；第三，新型城鎮(zhèn)化水平對我國農業(yè)發(fā)展的作用越來越明顯，主要是因為新型城鎮(zhèn)化為農業(yè)發(fā)展提供技術支持和智力保障。說明現階段農業(yè)在保持固定資產和勞動力數量投入的基礎上，應對我國農業(yè)人力資本進行合理的投資，尤其是教育投資和健康投資，為我國農業(yè)發(fā)展提供高素質的新型農民，開發(fā)遷移農業(yè)人力資本回流潛能，為農業(yè)經濟發(fā)展提供動能，挖掘其巨大潛力。因此，提出以下政策建議：（1）大力發(fā)展農村教育。教育是人力資本形成的最根本途徑，所以應該大力發(fā)展農村教育，提高國家財政對農村教育經費的投入，改革城鄉(xiāng)分割的教育體制，把更多更好的教育資源引入廣大農村地區(qū)。實證表明，人力資本是促進農業(yè)經濟增長的重要因素，我國農村居民平均受教育程度雖然一直在不斷提高，但總體水平依然較低，主要是因為我國財政對城鄉(xiāng)教育支持力度的偏差，加上農民自己思想觀念落后，認為務農無須接受太多教育，教育的低投入給農業(yè)的發(fā)展和農民收入的增加都帶來了直接的負面影響，發(fā)展現代農業(yè)需要有理念、有文化、懂技術、會經營、留得住的新型農民，所以應加大農村教育、培訓經費的投入，大力發(fā)展農村教育與培訓，深化農村教育改革，實現城鄉(xiāng)教育資源共享。（2）著力提升農民健康水平。身體是革命的本錢，通過醫(yī)療保健和社會保障途徑形成的健康資本是農民參與農業(yè)經濟活動的前提條件和基礎，是衡量農業(yè)人力資本水平的一個重要標志，所以應進一步完善農村醫(yī)療保障體系，保障農民權利。雖然我國農民醫(yī)療保健投資支出一直保持上升趨勢，農民的醫(yī)療保健投資從1985年的每人7.7元增加至2014年的753.9元，但有學者在調查報告中指出，很多農村居民的醫(yī)療衛(wèi)生費用支出中，95%的錢是用于治病，僅5%的錢用來防病[10]，因此完善農村社會保障體系，加大農村醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)經費的投入，讓農民獲得基本的醫(yī)療衛(wèi)生保障，建立和完善農村合作醫(yī)療制度，為農民提供更好的醫(yī)療服務，確保農民可以更好地服務農業(yè)，促進農業(yè)經濟增長。（3）遷移中開發(fā)農村居民潛能。通過對農業(yè)人力資本投資現狀的梳理可知，農業(yè)遷移人力資本發(fā)展較快，遺憾的是農業(yè)遷移所形成的人力資本基本都流向了城市，并沒有對農業(yè)生產起到積極作用，為了避免農業(yè)遷移人力資本的流失，應該鼓勵遷移到城鎮(zhèn)并有能力[CM（25]提升的農村勞動力回流農村創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)，激勵城鎮(zhèn)優(yōu)秀人才

深入農村，引導高素質人才參加農業(yè)生產經營活動，培養(yǎng)農業(yè)科技人才，這樣可以指導文化素質較低的農民利用新技術進行農業(yè)生產，促進農業(yè)現代化發(fā)展。

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