中部6省人力資本投入對農民收入的影響力研究*

侯向娟，李晉陵

(山西省農業科學院農業資源與經濟研究所，太原 030006)

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·問題研究·

中部6省人力資本投入對農民收入的影響力研究*

侯向娟，李晉陵※

(山西省農業科學院農業資源與經濟研究所，太原 030006)

農民收入是區域農村發展水平的重要指標，農村人力資本投入對農民收入增長有明顯的促進作用。我國區域農村發展存在東中西差異。中部6省(山西、湖南、湖北、安徽、河南及江西)農民收入水平處于全國中上水平。深入分析中部6省人力資本對農民收入增長的作用，具有重要的現實意義。研究基于1998～2014年的時間序列數據，建立面板數據回歸模型，實證分析中部6省人力資本投資對農民人均可支配收入、工資性收入以及家庭經營收入的影響。研究表明：中部6省農村人力資本投資對農民人均可支配收入、工資性收入和家庭經營收入的影響都在1%的水平下影響顯著，其中農村人力資本投資對工資性收入的影響效應最大，除山西省外，影響值都達到1.0以上；農村人力資本投資對農民人均可支配收入影響次之，中部6省之間的影響效應值在0.65～0.95之間，山西省影響效應最低；農村人力資本投資對農民家庭經營收入的影響效應值最小，中部6省除山西省外，其他5個省份的影響效應均大于0.5。并提出加大農村人力資本投資，制定人力資本投資向農村傾斜的政策，加大宣傳力度鼓勵農民進行自主性人力資本投資，以及加大農村醫療基礎建設，完善農村醫保體系等一系列提高農村居民收入，實現城鄉均衡發展的對策建議。

人力資本投資 農民收入 面板數據模型 地區發展 中部6省

0 引言

農村改革開放以來，外出務工已經成為我國大部分農村地區農民增加收入的重要途徑，業界認為這是繼家庭聯產承包責任制之后的第二次農村變革。自從實施聯產承包責任制以來，我國農業生產盡管發生了翻天覆地的變化，農民生活也得到了很大改善。但隨著農業現代化的大力推進，農村產生了大量剩余勞動力，由此產生了農民外出務工。

從實際情況來看，農民外出務工呈現2個顯著特征：一是勞動力從經濟不發達的中西部地區向經濟發達的東南沿海流動； 二是農村勞動力內部出現了明顯的“代際分工”，即農村家庭中年輕的、具有一定知識技能和身體素質較好的人外出打工，務工收入成為這些家庭收入的最大來源，而年齡偏大、體力不濟的老年人和因照顧老人小孩無力外出務工的婦女則選擇在家經營農業，獲取務農收入。因此，外出務工是我國大部分農村地區農民額增加收入的重要途徑[1]。

由于農業比較收益低下，在工業化進程中農民外出務工越多，獲取務工收入的比例就會越大。不過，要想獲取更高的務工收入，農村外出務工者需要進行必要的崗前人力資本投入，或者說通過接受技能培訓、健康投入、輔助性工具等提高自身的勞動技能和勞動效率，以適應遠高于務農收入的就業崗位。文章以中部6省(山西省、湖南省、湖北省、安徽省、河南省及江西省)為例，從歷年來中部6省農民收入的總體構成(數據源自國家統計局)來看，務工收入和務農收入是農民收入的主要來源，資產性增值收入和補貼性收入所占份額一直很小。據統計，務工收入占農民純收入的比重逐年增加，其中一個比較關鍵的影響因素是人力資本投入。

這是因為，隨著社會進步和科技發展，現代企業對從業者提出了更高的要求，人力資本投入的重要性越來越明顯，尤其是技術工人的短缺，使得人力資本投入越來越受到重視。鑒于目前務工收入占農民家庭收入的大頭，農民外出務工要想多掙錢，必須加強人力資本投入。農村人力資本投入情況如何，人力資本投入對農村居民收入的影響有多大，它對城鄉結構變遷又將會產生怎樣的影響，這些都是該文研究的對象。

關于人力資本投入對從業者收入的影響，中外學者進行了一系列研究。最有代表的是Schultz(1960)[2]，Mincer(1974)[3]，Becker(1975)[4]等經過研究認為人們受教程度與獲取收入二者存在顯著的正相關性，若以教育投資而言，平均受教育程度越高，人們的收入差距越小，反之收入差距越大。葉靜怡、李晨樂(2011)對非農產業發展較為落后地區的人力資本投入、非農產業與農民工返鄉意愿三者之間的相互關系進行研究，發現個人盲目的人力資本投入對提高自身收入的作用不明顯，這會嚴重削弱人們人力資本投入的積極性[5]。鄒薇、張芬(2006)從社會全部人群的廣義角度分析了全國各地人們的文化程度和從業收入的相互關系，發現造成農村地區人們收入差距的主要因素是因受教育程度的不同而形成的具有顯著差距的人力資本積累水平[6]。熊廣勤、張衛東(2010)發現在高、中、低不同的收入群體中，低收入群體對教育程度的不均等化反應最為敏感，接受教育的不平等是造成他們收入分配不平等的最直接原因，人力資本積累的改變更能顯著地影響其收入水平的變化[7]。賀文華(2012)認為增加農村人力資本投入能夠提高其獲取更高的工資性收入。對農村居民工資收入的增加有顯著的正影響[8]。杜睿云(2012)認為當前制約我國農村勞動力實現平穩有序轉移的原因有許多方面，但總體來看主要障礙因素是農村人力資本投入不足，造成我國農村勞動力文化素質偏低、知識技能不足，外出務工工資低且工作不穩定[9]。賀文華(2014)研究了我國中部和西部地區農村人力資本投資對農村居民收入結構變遷的影響[10-11]。胡詠梅(2013[12]認為農村職業教育對農村經濟發展有著重要意義，關愛平等(2014)從公共產品視域下發現農村義務教育經費投入對農村居民人均純收入的平均貢獻率為最大[13]，胡艷霞等(2015)認為人力資本不足是造成北京少數民族村收入低下的原因之一[14]，劉清華等認為農村勞動力的人力資本變量對其不同的就業意向選擇具有重要影響和顯著差異[15]。

我國農村發展宏觀上存在明顯的地區差異，東部沿海地區經濟發展水平較高，中西部相對較低，為此國家提出了沿海率先發展，中部崛起和西部大開發的戰略。中部6省山西、湖南、湖北、安徽、河南和江西的農民收入居全國中上水平，但省際間差異較大。農村人力資本投入對農民收入增長有重要的貢獻，因此深入分析農民收入與人力資本投入之間的關系，具有重要的現實意義。該文將通過構建統計模型，重點剖析中部6省農民收入與人力資本投入之間的關系，揭示各省際間不均衡的現象，探討這種不均衡現象背后的原因，并提出相關的政策建議。

1 研究數據與方法

1.1 數據來源與變量選擇

該文定義的人力資本主要指可提升農民全部收入的投入，人力資本投入由教育投入(該文僅指崗前教育，不包括青少年時期的基礎教育)、保健投入和交通投入等3部分組成。教育投入指農民用于提升賺錢技能的教育性支出，保健投入指農民用于改善身體健康如醫療健身性的支出，交通投入指農民用于便捷出行和聯系方便的工具性支出。該文在進行數據處理時把教育投入、保健投入和交通投入三項之和列為人力資本投入自變量，人均凈收入、務工收入和務農收入分別列為因變量。該文之所以主要考慮務工收入和務農收入，是因為農民資產增值和補貼性收入在農民凈收入占比中很小，對增加農民收入的貢獻度較小，且與農村人力資本投入的相關性不大，而務工收入和務農收入是農民凈收入中最主要的部分，因而采用農村人力資本投入對務工收入和務農收入的影響來體現農村人力資本投入對農民凈收入的影響。

該文所有數據均來自1999～2015年的《中國統計年鑒》、《山西統計年鑒》，年限起止為1998～2014年。為消除數據的離散現象對擬合效果的影響，根據統計誤差要求對各在列數據取自然對數。中部6省湖南、湖北、山西、安徽、河南和江西分別用 HN、HB、SX、AH、HEN、JX 替代； 用 SR、WG、WN、RL 分別替代農民人均凈收入、務工收入、務農收入、人力資本投入； 用LSR、LWG、LWN、LRL 分別表示人均凈收入、務工收入、務農收入、人力資本投入的自然對數。

1.2 模型設定形式

在選擇面板數據模型之前，樣本數據需要預先考察，以確定選擇不變系數模型、變截距模型和變系數模型的其中一種，這是為了避免模型設定的偏差，以提高參數估計的有效性。設有因變量與1×k 維解釋變量向量，滿足線性關系：

yit=αit+xitβit+εit，i=1， 2，…，N=1， 2，…，t=1， 2，…， 7

其中 N 表示個體截面成員的個數，T 表示每個截面成員的觀察時期總數，參數 αit表示模型的常數項，βit表示對應于解釋變量 xit的 k×1 維系數向量，k 表示解釋變量個數。隨機誤差項相互獨立，且滿足零均值、同方差假設。

用計量經濟學軟件 Eviews6.0 進行模型形式設定檢驗，鑒于該文采用截面數據，故選擇適用的固定效應模型。這是因為固定效應模型更適合分析任意截面數據所對應的因變量與全部截面數據所對應的因變量均值的差異程度。模型設定形式為：

LSRit=αit+β0+βitLRLit+εit

(1)

LWGit=αit+β0+βitLRLit+εit

(2)

LWNit=αit+β0+βitLRLit+εit

(3)

其中 LSRit、LWGit、LWNit分別為中部某省農村居民人均凈收入、務工收入和務農收入的對數值，LRLit表示農村人力資本投入的對數值。采用Pooled EGLS(Cross-section SUR)法對模型參數進行估計。

1.3 數據檢驗

該文將采取兩種檢驗方法進行數據檢驗：單位根檢驗和協整檢驗。單位根檢驗作為一種特殊的假設檢驗，為了確保檢驗的平穩性，該文采用截面數據進行檢驗。面板單位根檢驗方法包括LLC檢驗、IPS檢驗、ADF 檢驗和 PP檢驗，用計量經濟學軟件 Eviews6.0 對該文設定的各變量進行單位根檢驗，LLC 檢驗的零假設是各截面有相同的單位根； IPS、ADF 和 PP 檢驗的零假設是允許各截面有不同單位根。以個體效應為外生變量，對原序列和一階差分序列進行平穩性檢驗，從表1的輸出結果表明原序列存在單位根，一階差分后不存在單位根，都是平穩序列(表1)。

表1 中部6省農民人均凈收入、務工收入、務農收入和人力資本投入對數值單位根檢驗

表2 中部6省農民務工收入、務農收入與農村人力資本投入對數值的Kao檢驗

面板數據的協整檢驗方法有多種，如Pedroni檢驗和Kao檢驗等，該文采用Kao 檢驗。如果協整檢驗通過，則說明變量之間存在著長期穩定的均衡關系，其方程回歸殘差是平穩的。因此可以在此基礎上直接對原方程進行回歸，此時的回歸結果是較精確的。Kao 檢驗顯示中部6省農民務工收入、務農收入和人力資本投入對數值的面板數據之間在5%的顯著水平下存在協整關系。

2 結果分析

2.1 中部6省農民收入現狀

目前農民家庭的純收入大多來自務工收入、務農收入和政府補貼，少數人有一些資產增值收入。農村實行土地承包責任制以來，農民家庭的收入總體增加，其中務工收入貢獻最大，這一方面得益于改革開放以來我國工業經濟的快速發展為農民外出務工提供了大量就業機會； 更主要的是農民主動向非農產業轉移，從而使農戶的收入得到顯著增加。1998年，中部6省山西、湖南、湖北、安徽、河南、江西的農民人均凈收入分別是1 858.6 元、2 064.85元、2 172.24 元、1 863.06元、1 864.05元、2 048元，人均凈收入在2 000元左右，其中山西最低。2014年，上述中部6省農村居民人均凈收入分別增加到8 809.44元、10 060.20元、10 849.1 元、9 916.4 元、9 966.1元、10 116.6 元，農民人均凈收入增長到10 000元左右，山西省仍然墊底。不過總體來說，農民收入在穩步增長，特別是務工收入貢獻明顯。這說明，在農民人均凈收入快速增長的同時，其收入結構也有明顯的變化，占農民人均可支配收入絕大部分的務工收入得到了快速增長，要遠遠大于務農收入的增長速度。據統計，中部6省的務農收入所占比重從1998年的60%以上降到2014年的30%左右。

2.2 中部6省農村居民人力資本投入情況

在統計中，中部6省農村人力資本投入也呈現逐年增加的變化趨勢，在1998年，中部6省的農村人力資本投入，湖南和湖北兩省的投入最大，達到300多元，山西省最低，不到200元，這與其較低的人均可支配收入基本吻合。此后，中部6省都加大了人力資本投入，從1998～2014年年均增長率都在10%以上，山西省、湖南省、湖北省、安徽省、河南省和江西省的年均增長率分別是： 17.59%、14.45%、14.57%、15.67%、16.88%和13.69%。通過人均凈收入與人力資本投入對比，中部6省間并不均衡，其中山西人力投入增速最快，人均凈收入卻不是最高，為什么會出現這種與以往研究殊異的現象，該文將重點研究和分析這一問題。

2.3 中部6省農民務工收入、務農收入與人力資本投入之間的關系

中部6省農民人均凈收入(以務工收入和務農收入為主)與農村人力資本投入的模型回歸結果顯示(表3)，農村人力資本投入對中部6省農民凈收入同向促進，并且促進程度不一。模型的R2值是0.936 388、D-W值等于0.893 387，并且t統計量值顯著不為0，說明模型的擬合效果較好。人力資本投入對農民收入的影響在1%的水平下顯著(p值=0.000 0)，影響最大的是江西省，人力資本投入每增加一個百分點，農民人均凈收入增加0.959 575個百分點； 按照影響大小排序分別是：湖北省0.848 308、湖南0.827 107、安徽0.773 336、河南0.736 512、最低的是山西0.650 465。

表3 中部6省農民人均凈收入與農村人力資本投入的回歸模型

表4 中部6省農民人均務工收入與農村人力資本投入的回歸模型

表5 中部6省農民人均務農收入與農村人力資本投入的回歸模型

中部6省農民務工收入與農村人力資本投入的模型回歸結果顯示(表4)，農村人力資本投入對農民務工收入提高有很大的促進作用，但影響度在不同省份之間有很大區別。模型的R2值是0.919 184、D-W值等于1.314 908，并且t統計量值顯著不為0，說明模型的擬合效果較好。人力資本投入對農民務工收入的影響在1%的水平下顯著(p值=0.000 0)，最受益的是江西省，人力資本投入每增加一個百分點，農民務工收入增加1.160 798個百分點； 其他中部6省按照影響的大小排序分別是：湖北省1.151 125、湖南1.023 431、河南1.001 363、安徽0.911 407、山西0.794 897。

模型中顯示的山西人力資本投入對農民人均凈收入的影響離散型較大，這正好能夠解釋山西近年來雖然人力資本投入增長率最高，但因為基礎差底子薄，投入仍在彌補欠賬期，真正的影響并沒體現。

中部6省農民務農收入與農村人力資本投入的模型回歸結果顯示(表5)，農村人力資本投入對中部6省農民務農收入增加有正向影響，并且人力資本投入對農民務農收入的影響在不同省份之間影響大小不同，對比幾種影響，農村人力資本投入對務農收入的影響最小。模型的R2值是0.908 469、D-W值等于0.752 100，并且模型的t統計量值和F統計量值均顯著不為0，說明模型的擬合效果較好。

人力資本投入對農民務農收入的影響在1%的水平下顯著(p值=0.000 0)，影響最大的是江西省，人力資本投入每增加一個百分點，農民農業收入增加0.702 422個百分點； 其他中部省份按照影響的大小排序分別是：湖北0.609 972、湖南0.583 011、河南0.537 959、安徽0.522 393、山西0.361 985。

根據以上模型匯總分析，人力資本投入對中部6省地區農民務工和務農分別有不同程度的影響，由于人力資本投入對務工收入影響更大，工業化和城鎮化將更有利于農村和農民發展。中部6省地處內陸，工業基礎相對東部沿海城市較弱，自身造血功能(工業投入、人力資本投入)不足，當地農民不得不到更遠的地方去打工，客觀來說增加了務工成本。另一方面，從模型分析可見，人力資本投入無論是對務工影響還是對務農影響，影響因子中部6省地區南部偏大，北部偏小，特別是最北部的山西。這是因為中部偏北的省份如山西、河南等，一直以來經濟基礎薄弱，落后的經濟和保守的思想導致這些地區長期以來人力資本投入偏少，發展較慢，歷史欠賬太多，現在即使投入多，也是對欠賬的彌補和對人員素質的補差和提升，短期的高投入不能馬上見效，也就是說，人力資本投入的影響力有滯后效應。

3 結論和政策建議

3.1 結論

根據上述模型分析可得出以下結論：農村人力資本投入在中部6省對農民收入有很強的相關性，其中對務工收入的影響最大，除山西省外，影響值都達到1.0以上。以江西為例：人力資本投入(2014年1 996.5元)每增加1個百分點(20元)，人均可支配收入(2014年10 116.6元)增加0.70個百分點(70元)，增益3.5倍。農村人力資本投入對農民人均凈收入影響次之，中部6省之間的影響效應值在0.65～0.95之間，山西省影響效應最低。農村人力資本投入對農民務農收入的影響效應值最小，中部6省除山西省外，其他5個省份的影響效應均大于0.5。

同時，由人力資本投入帶來的農民收入結構變化，可加速推進農村剩余勞動力向城市轉移，為我國推進城鎮化發展提供動力。不過，要想真正實現農村剩余勞動力向非農產業轉移，或者進行農業產業結構優化調整，除了加大農村人力資本投入，還要為進城務工農民提供一系列社會保障，以此保證進城農民進得去、留得住、生活得好。而對于那些愿意(或者被迫)留在農村的勞動力來說，人力資本投入同等重要，這關系到農業穩定和發展。

3.2 主要政策建議

為了提高農民收入，促進區域均衡發展，根據上述研究結果，提出以下幾點政策建議。

(1)中部6省農村特別是山西省要加大農村人力資本投入，通過加大人力資本這一杠桿提高農民收入。為了促進農民從鄉村向城市轉移，政府要向進城務工農民提供必要的技能培訓，以便提高他們勝任非農工作的能力，并能獲取更高的報酬。針對職業農民進行人力資本投入時，要考慮其所掌握的知識符合現代農業的發展需要，加快培養新型職業農民的步伐。

(2)中部6省要加強工業基礎建設，提高本地區的工業吸納能力。在工業化和城鎮化的推進過程中，要制定人力資本投入向農村傾斜的政策。加大對農村的人力資本投入，既能提升農民素質，也有利于本地工業發展。這是因為農村有工業急需的勞動力資源，高素質的勞動力資源反過來促進工業化和城鎮化發展。

(3)鼓勵農民進行自主性人力資本投入。目前，農民接受人力資本投入大多是被動的，短期行為式的，比如說政府提供什么樣的教育或培訓，就接受什么樣的教育或培訓，或者從事某項工作時，速成式地接受一些有針對性的技能培訓。而在這些行為中，自主選擇性不強，自己掏錢參加各種教育或培訓就更少。事實上，人力資本投入受益的是每一個農民個體，在外部投入不足的情況下，自主性投入非常必要，而且非常受益，這需要有關部門加強宣傳和引導。

(4)人力資本投入從源頭抓起。我國雖然實施了九年義務教育，但限于農村的教育條件和農民狹隘的受益觀，很多農村孩子從小學習不好，或不好好學習，初中一畢業就輟學打工。還有就是，就算農村孩子接受了高等教育，當工作機會和回報與投入不成正比時，農民也會自覺放棄，這也是現在大多數農民不愿意讓孩子繼續深造的原因。統計也證明了這一點兒，我國農村地區大多數農民教育投入僅限于初中教育，即人均教育年限只有8年左右。事實證明初中水平難以勝任智能化不斷提高的現代企業工作，現在對農民的人力資本投入，一部分是對基礎教育的補差。

(5)人力資本投入也要增強農民的軟實力。健康投入是農村人力資本投資的重要部分，沒有強健的身體，就不可能有充沛的精力和體力完成繁重的農村勞動或者高強度的非農務工。由于城鄉醫療資源配置不均衡，特別是農村醫療投資嚴重不足，我國大部分農村就醫極為不便，健康體檢對農民來說更是可望不可及。因此，當務之急是加大農村地區醫療保健的投入力度和服務范圍，讓廣大農民擁有健康體質，少生病，即使生病之后也看得起病，這對于農民提高收入，早日步入小康社會尤為重要。

[1] 樂章， 劉蘋蘋.人力資本與收入水平——關于外出務工農民的一個實證分析.中南財經政法大學學報, 2007，(2)： 8～13

[2] Schultz，T．W．Capital Formation by Education.Journal of Political Economy， 1960，68(12)： 571～583

[3] Mincer，J．Schooling，Experience and Earnings.Cambridge，National Bureau of Economic Research， 1974， 128～144

[4] Becker，G.S.Human Capital：A Theoretical and Empirical Analysis with Special Reference to Education.Second Edition，New York，National Bureau of Economic Research， 1975

[5] 葉靜怡， 李晨樂.人力資本、非農產業與農民工返鄉意愿——基于北京市農民工樣的研究.經濟學動態, 2002，(9)： 677～82

[6] 鄒薇， 張芬.農村地區收入差距與人力資本積累.中國社會科學, 2006，(2)： 67～79

[7] 熊廣勤， 張衛東．教育與收入分配差距：中國農村的經驗研究.統計研究, 2010，(11)： 40～46

[8] 賀文華． 農村居民工資收入與農村人力資本投資的區域差異研究———基于經濟發展的視角.經濟與管理評論, 2012，(4)： 125～132

[9] 賀建清. 影響江西省農村貧困家庭駕馭投資意愿的要素分析.南昌航空大學學報(社會科學版), 2013，(3)： 101～108

[10]賀文華. 農村人力資本投資對農村居民收入結構的影響研究——中國中西部的面板數據.理論經濟研究， 2014,(6)： 24～21， 114

[11]賀文華. 農村人力資本投資影響農村居民收入結構嗎?——來自中國中西部地區的證據.南昌航空大學學報(社會科學版)， 2014, 16(02): 47～53

[12]胡詠梅， 陳純槿.農村職業教育投資回報率的變化： 1989-2009年.教育與經濟, 2013，(1)： 22～30

[13]官愛蘭， 王海平.公共品視域下農民增收的實證研究——基于協整及VAR模型分析.中國農業資源與區劃， 2014， 35(4)： 100～107

[14]劉清華， 程楊，唐麗桂.我國農村勞動力的就業意向選擇分析——以統籌城鄉綜合配套改革試驗區重慶市為例.中國農業資源與區劃， 2015， 36(2)： 131～138

[15]胡艷霞， 曹均，王富榮,等.北京少數民族村的低收入因素及對策.中國農業資源與區劃， 2015， 36(5)： 30～35

IMPACT OF HUMAN CAPITAL INPUT ON FARMERS′ INCOME IN THE SIX PRONVINCES OF CENTRAL CHINA*

Hou Xiangjuan，Li Jinling※

(Institute of Agricultural Resources and Economy，Shanxi Academy of Agricultural Sciences，Taiyuan 030006, China)

Farmers′ income is an important indicator of regional development in rural China. Human capital input plays an increasing role in increasing farmers′ income, especially in the region where the income is experiencing a remarkable change from low to moderate level in comparison with the entire China. It has been widely recognized that regional development of rural China has obvious disparity among different regions. Central China mainly includes 6 provinces, i.e. Shanxi, Henan, Hubei, Hunan and Jiangxi. The objective of the study was to examine the impact of human capital input on farmers′ income in the 6 provinces of central China. The statistical data from 1998 to 2014 for each of the 6 provinces were used to establish a panel data model and then analyze the relationship between farmers′ income and human capital input on basis of regression analysis. The following 3 variables impacting farmers′ income: farmers′ per capita disposable income, wages income, and business income. The influences of rural human capital input on rural per capita disposable income, wage income and family business income were positively significant, with 1% of the confidential level. Among the 3 variables of income, the influence of wage income was the greatest. The influence value of human capital input on farmers′ wage income was >1.0 in the 6 provinces except Shanxi. The influence of human capital input on farmers′ per-capita disposable income ranked the second, with a range from 0.65 to 0.95. The influence values of human capital input on farmers′ household income in the 6 provinces were over 0.5 except Shanxi. According to these results, we proposed that it should enhance the rural human capital input to increase farmers′ income in the 6 provinces.

human capital input; farmers′ income; panel data model; regional development；central China

10.7621/cjarrp.1005-9121.20160914

2015-05-05

侯向娟(1971—)，女，山西渾源人，助理研究員。研究方向：農業經濟理論與政策。

※通訊作者：李晉陵(1961—)，男，山西襄汾人，研究員。研究方向：區域經濟發展。Email：13503515458@163.com

*資助項目：山西省農業科學院博士基金項目“山西省新型農業經營主體發展培育研究”(YBSJJ1506)； 山西省財政支農項目“山西省中部地區‘三農’問題重點跟蹤調查”(2015TGSF-08)； 山西省農業科學院科技自主創新能力提升工程項目“山西農業經濟焦點問題研究”(2015ZZCX-10)

F323.8

A

1005-9121[2016]09-0080-07