傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化與就地城鎮(zhèn)化對農民收入的影響研究：基于時變分析的視角

龐新軍，冉光和

(1.重慶大學 經濟與工商管理學院，重慶 400044； 2. 西南大學 商貿學院，重慶 402460)

傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化與就地城鎮(zhèn)化對農民收入的影響研究：基于時變分析的視角

龐新軍1,2，冉光和1

(1.重慶大學 經濟與工商管理學院，重慶 400044； 2. 西南大學 商貿學院，重慶 402460)

近年來，雖然傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化率增長速度較快，但實際上農民并沒有真正融入城市生活，為了更好的改善農民生活狀況，就地城鎮(zhèn)化引起了國內外學者的關注。通過引入帶有時變參數(shù)狀態(tài)空間模型，針對傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化與就地城鎮(zhèn)化對農村居民家庭人均純收入的影響進行研究，發(fā)現(xiàn)就地城鎮(zhèn)化對其的影響是先下降后上升至0.68，而傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化對其的影響是先上升后下降至0.5，說明現(xiàn)階段就地城鎮(zhèn)化比傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化對農村居民家庭人均純收入的影響更為顯著。但同時現(xiàn)階段就地城鎮(zhèn)化還存在一系列問題，本文還提出相對應的對策建議。

農村居民家庭人均純收入；就地城鎮(zhèn)化；傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化；時變參數(shù)狀態(tài)空間模型

Abstract：In recent years, although the traditional urbanization rate is faster, but in fact farmers don’t really integrate into city life.In order to improve the living conditions of farmers, local urbanization attracted the attention of scholars at home and abroad. By introducing a time-varying parameter state space model, the article studies the effect of the traditional urbanization and local urbanization on per-capitanet income of rural households.The founding shows that effecting of local urbanization on the net income per peasant is first decreasing and then increasing to 0.68 and the effecting of the traditional urbanization on the net income per peasant is first increasing and then decreasing to 0.5.It shows that the influence of local urbanization on the per capita net income of rural households is more significant than that of traditional urbanization at the present stage.At the same time, there are still a series of problems in the local urbanization, and this paper also puts forward corresponding countermeasures and suggestions.

Keywords:per capita net income of rural households; local urbanization; traditional urbanization; time varying parameter state space model

一、引言

由于城鎮(zhèn)化是人類生產和生活方式由鄉(xiāng)村方式向城鎮(zhèn)方式進行的轉換，也是由農村的自然小農經濟向城市社會化大生產的轉換過程，它對社會的發(fā)展具有非常大的作用。自改革開放以來，我國傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化率從1978年的18.35%上升到2015年的56.1%，城鎮(zhèn)化取得重大的進展。但在傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化率快速增長的背后，也存在諸多難以解決的問題與矛盾。當前，我國的城鎮(zhèn)居民中有大部分農村居民并沒有真正地成為“城鎮(zhèn)人”，而是在城鎮(zhèn)和農村之間扮演著類似“候鳥遷徙”的角色，他們雖然居住在城鎮(zhèn)但并沒有獲得城鎮(zhèn)戶口或者他們的生活水平遠未及城鎮(zhèn)居民在城鎮(zhèn)生活的標準，從這個角度來說，他們并未真正融入城鎮(zhèn)生活，這直接導致我國城鎮(zhèn)化質量被嚴重忽視，城鎮(zhèn)化水平被隱性拔高，城鄉(xiāng)二元結構的矛盾和“三農”問題并沒有得到根本的解決。典型的表現(xiàn)就是農民收入伴隨城鎮(zhèn)化并沒有快速的增長，其主要原因是鄉(xiāng)村人口并沒有均等地享受城鎮(zhèn)化所帶來的利益成果，農民收入增長比較緩慢。隨著我國十八大明確提出新型城鎮(zhèn)化到國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃(2014-2020年)的發(fā)布，城鎮(zhèn)化的問題進入了另一個高度。

由于城鎮(zhèn)化發(fā)展對一個國家的重要性，國內外的學者對此進行了大量的研究。當城市發(fā)展到一定階段時，城市所提供的承載能力有限，應當找到別的途徑來拓展剩余人口的發(fā)展，讓新的區(qū)域成為人們發(fā)展的核心動力[1]。特別是對于發(fā)展中國家，找到更好提升農民收入的方式，縮小城鄉(xiāng)收入差距，能長久的促進社會發(fā)展[2]。90年代中期開始，國內以發(fā)展小城鎮(zhèn)為主的理論發(fā)現(xiàn)應適度地集中小城鎮(zhèn)將有利于小城鎮(zhèn)發(fā)展[3]；同時，趙新平和周一星(2002)[4]研究發(fā)現(xiàn)小城鎮(zhèn)具有“離土不離鄉(xiāng)，進廠不進城”的特征，小城鎮(zhèn)的發(fā)展可以促進農民實現(xiàn)就近地轉移。由于傳統(tǒng)的城鎮(zhèn)化主要是通過農民到異地的城鎮(zhèn)或者發(fā)達的地區(qū)進行生產和生活來實現(xiàn)，但由于大部分農民沒有穩(wěn)定的收入以及生存成本較高，傳統(tǒng)的城鎮(zhèn)化質量得不到保證[5]，忽略了農村地區(qū)的動態(tài)發(fā)展事實以及人口聚集的穩(wěn)定程度，造成了當前統(tǒng)計部門公布的城鎮(zhèn)化率無法真實反映我國城鎮(zhèn)化發(fā)展的實際情況[6]。有部分學者就提出了城鎮(zhèn)化的另一種方式—就地城鎮(zhèn)化。就地城鎮(zhèn)化不同于傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化，它是指當農民原本生活的農村，通過發(fā)展經濟到達一定程度以后，農民不再盲目地向異地的城鎮(zhèn)或者發(fā)達的地區(qū)遷移，而是在原本生活的農村以小城鎮(zhèn)或者中心村作為核心，不斷完善基礎設施建設，發(fā)展與城鎮(zhèn)相似的、有利于當?shù)鼐用竦纳鐣彩聵I(yè)，改變原有農村的傳統(tǒng)自然生活方式等，這有助于實現(xiàn)社會公平，實現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化，實現(xiàn)工農協(xié)調，從根本上縮小城鄉(xiāng)差距，實現(xiàn)農民增收，使城鎮(zhèn)化發(fā)展成為具有自我促進的內生機制[5，7-10]。綜上所述，目前學術界對就地城鎮(zhèn)化的認識越發(fā)深刻，已有研究已經為之后的研究打下了堅實的基礎，但針對農村的核心問題、農村生產力發(fā)展的根本目標、農民生活水平提高的直接途徑——提高農民收入，相關研究卻稍有匱乏，特別在馬克思主義理論的基礎上，實證研究就地城鎮(zhèn)化對農民收入的影響更是一個新的領域。

因此，本文試圖量化就地城鎮(zhèn)化與傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化指標，引入帶有時變參數(shù)的狀態(tài)空間模型，克服普通最小二乘法不能捕捉到模型時變特征的問題，對比研究在不同時間和空間上就地城鎮(zhèn)化與傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化對農民收入不同作用的差別，從實證的角度對已有研究予以補充和證明，可以更好地分析不同時期參數(shù)影響的差別，為更好地解決“三農”問題、縮小城鄉(xiāng)差距、實現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化提供相關對策建議，以茲決策。

二、時變參數(shù)的狀態(tài)空間模型的構建與指標選取

本文為了更好的說明就地城鎮(zhèn)化對農民生活的改善作用，采用時變參數(shù)狀態(tài)空間模型來刻畫就地城鎮(zhèn)化與傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化隨著不同時間和空間對農民收入的動態(tài)影響。

(一)指標選取及相關數(shù)據說明

本文中農民收入采用農村居民家庭人均純收入來衡量，定義為RI。傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化率是根據我國國家統(tǒng)計局的指標解釋，等于城鎮(zhèn)常住人口/總人口，即定義傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化為TU，TU=PPR/TP(其中，PPR表示城鎮(zhèn)常住人口；TP表示總人口)。由于我國現(xiàn)階段的就地城鎮(zhèn)化還處于發(fā)展的初期，主要方式是通過發(fā)展當?shù)禺a業(yè)，例如規(guī)模經營的特色農業(yè)、個體經營的農家樂等來進行的就地城鎮(zhèn)化發(fā)展。因此，本文結合就地城鎮(zhèn)化的內涵，定義就地城鎮(zhèn)化為SU，并得到以下公式：SU=(RPE+RSE)/RP(其中，RPE表示鄉(xiāng)村私營企業(yè)就業(yè)人數(shù)；RSE表示鄉(xiāng)村個體就業(yè)人數(shù)；RP表示鄉(xiāng)村人口)。

同時，由于農村本身發(fā)展的情況也會對農民收入產生直接的影響，因此加入控制變量—農村固定資產投資總額，定義為RFAI。還有一個情況需要說明，本文嘗試增加控制變量—財政支農資金，但在進行檢驗后發(fā)現(xiàn)，基于已有數(shù)據，財政支農資金對農民收入影響較小，可能有兩個原因，其一，可能由于 2007年財政支農資金統(tǒng)計口徑產生變化，因此數(shù)據不具有連續(xù)性，對實證結果產生影響；其二，也可能由于財政支農資金的使用效率不高，對農民的收入沒有造成實質性的影響。

相關數(shù)據來源于中國國家統(tǒng)計局及相關統(tǒng)計年鑒，數(shù)據年限為1995-2015年。為了弱化時間序列數(shù)據的異方差性，對傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化TU、就地城鎮(zhèn)化SU、農村家庭人均收入RI進行對數(shù)化處理。本文將運用Eviews8.0對時變參數(shù)狀態(tài)空間模型的參數(shù)進行估計。

(二)基本模型的描述與構建

相比普通模型，狀態(tài)空間模型可以把一般不可觀測的時間變量納入模型，考慮時間的變化對模型造成的影響。狀態(tài)空間模型包括兩個方程：一個是量測(信號)方程，描述的是變量之間的數(shù)量關系；另一個是狀態(tài)(轉移)方程，描述的是變量前系數(shù)隨時間的變化關系。

設yt是包含k個經濟變量的k×1維可觀測向量，Zt表示k×m矩陣，得到如下方程：

yt=Ztαt+dt+μt

(1)

其中，t為時間；αt表示m×1維的狀態(tài)向量；dt表示k×1維的截距項；μt表示k×1維的隨機擾動項。這個方程就被稱為量測(信號)方程。

由于一般情況下αt都是不可觀測的，但αt可用一階馬爾科夫過程表示：

αt=Ttαt-1+ct+Rtεt

(2)

其中，Tt表示m×m維的狀態(tài)矩陣；ct表示m×1維的截距項；Rt表示m×g的矩陣；εt表示g×1維的隨機擾動項。這個方程稱為狀態(tài)(轉移)方程。

接下來，本文將運用卡爾曼濾波法估計參數(shù)值。具體計算方式如下：

設αt-1為狀態(tài)向量的平均值，Pt-1表示因為估計所產生誤差的m×m維協(xié)方差矩陣：

Pt-1=E[(αt-1-αt-1)(αt-1-αt-1)′]

(3)

所以，當αt-1和Pt-1一定時，αt的條件分布均值為α|αt-1=Ttαt-1+ct。估計誤差協(xié)方差矩陣為：

(4)

其中t=1,2,…,T。式(3)和式(4)被稱為預測方程。在得出新的預測值的基礎上，也能得出估計值的修正值，從而得到的更新方程如下：

(5)

(6)

式(3)、式(4)、式(5)與式(6)一同構成卡爾曼濾波的表達式。

根據上文定義參數(shù)，建立模型如下：

LnRIt=C0+SG1·LnTUt+SG2·LnSUt+β·LnRFAIt+μt

(7)

如上，由于SG1和SG2是不可觀測的，此時假設狀態(tài)向量SG1t與SG2t都等于本身的滯后一期項，那么狀態(tài)向量序列就有持續(xù)并且強烈的依賴性，此方法最早使用者為高鐵梅(2001)[11]，可以解決樣本數(shù)量較小而引起的估計錯誤問題，如下，SG1和SG2可以表示為一階馬爾科夫過程：

SG1=SG1(-1)+ε1t

(8)

SG2=SG2(-1)+ε2t

(9)

三、傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化和就地城鎮(zhèn)化對農民收入的影響實證分析

(一)單位根檢驗

時間序列數(shù)據很有可能會產生單位根，進而會影響到實證結果分析的準確性，導致“偽回歸”問題。同時，考慮到同階單整性是進行協(xié)整檢驗的前提。因此，本文在分析前先使用 ADF 單位根檢驗法對各個變量進行檢驗。通過表1可以看出，原序列LN(RI)、LN(TU)、LN(SU) 與Ln(RFAI)均不平穩(wěn)，而一階差分后的時間序列ΔLN(RI)、ΔLN(TU)、ΔLN(SU)與ΔLn(RFAI)4個變量均為一階單整序列服從 I(1)過程，都為零階單整。如果變量之間存在協(xié)整關系，則可以避免出現(xiàn)虛假回歸這一問題。在此之前，我們先進行了格蘭杰因果關系檢驗。

(二)格蘭杰因果檢驗

為了使結果更加可靠，在建模過程中有必要研究一個變量是否對另一個變量有預測作用，在協(xié)整方程中，就表現(xiàn)為變量之間應至少存在一個單向的格蘭杰因果關系。本文具體的格蘭杰因果檢驗結果如下表2所示。從結果可以看出，滯后3階下LnSU在5%顯著性下是LnRI的格蘭杰因果原因，滯后4階下LnTU在5%顯著性下是LnRI的格蘭杰因果原因，這說明就地城鎮(zhèn)化與傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化在一定程度上是可以對農民收入產生影響的，也證明了前文理論的正確性?？偟膩砜矗鱾€變量之間至少存在一個格蘭杰因果關系。

(三)BDS檢驗

在建立時變參數(shù)狀態(tài)空間模型之前，我們首先應對數(shù)據是否存在非線性特征進行檢驗。從現(xiàn)有的方法來看，主要有RESET檢驗、BDS檢驗、Q統(tǒng)計量檢驗等。本文采用較為常用的BDS檢驗方法。它是由Brock、Dechert、Scheinkman在關聯(lián)積分的基礎上提出的一種統(tǒng)計量，其優(yōu)勢在于可以有效地發(fā)現(xiàn)其他統(tǒng)計量忽略的非線性特征。

表1 ADF檢驗法平穩(wěn)性檢驗

表2 格蘭杰因果檢驗

表3 RI的BDS檢驗

表4 SU的BDS檢驗

表5 TU的BDS檢驗

表6 RFAI的BDS檢驗

表3至表6分別為LnRI、LnSU、LnTU和LnRFAI的BDS檢驗結果。從表3-表6中可以看出，隨著嵌入維度的增加，P值都是顯著拒絕原假設。因此可以認為，這四個變量均不服從獨立同分布即非i.i.d，說明LnRI、LnSU、LnTU和LnRFAI的原始序列均存在非線性特征。

(四)協(xié)整檢驗

同樣，為了避免“偽回歸”問題，根據單位根檢驗的結果，發(fā)現(xiàn)Ln(RI)、Ln(TU)、Ln(SU)與Ln(RFAI)的時間序列都為一階單整，可以進行協(xié)整檢驗。本文使用E-G兩步法對Ln(RI)、Ln(TU)、Ln(SU)與Ln(RFAI)進行協(xié)整分析，結果如下表所示。

表7 E-G兩步法協(xié)整檢驗結果

通過上述結果可知，農民收入與LN(RI)、LN(TU)、LN(SU)與Ln(RFAI)之間存在長期的均衡關系。

(五)內生性檢驗

為了避免內生性導致的參數(shù)估計結果的不一致，因此需要對模型進行內生性檢驗。采取的方式是將SU與TU分別與外生變量以及其滯后項進行普通最小二乘回歸得到殘差項v與u；將殘差項v與u代替SU與TU分別代入方程中，進行普通最小二乘回歸，從下表8中看出，殘差項v與u的P值大于0.05，不能拒絕原假設，因此不存在內生性，由此也可以證明模型的設定是可靠的。下面可以進行狀態(tài)空間模型回歸分析。

表8 SU與TU的內生性檢驗結果

(六)時變參數(shù)狀態(tài)空間模型的參數(shù)估計

模型的估計結果可以見下表9。由表9的結果可以看出，所有參數(shù)的P值都為0，小于0.01，這說明參數(shù)都在1%的顯著水平下通過了顯著性檢驗。

表9 狀態(tài)空間模型參數(shù)估計結果

把上述結果帶入量測(信號)方程，通過KALMAN濾波算法得到的時變參數(shù)狀態(tài)空間模型估計結果如下：

lnRIt=6.55+0.46*RFAI+SG1t*SU+SG2t*

TU+εt

(10)

(七)不同類型城鎮(zhèn)化對農民收入影響

1.傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化對農民收入的影響

由圖1可以得知，在1995-1999年期間，傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化對農民收入的影響，先上升隨后下降，也主要是由于大城市迅速膨脹發(fā)展，許多農民進城務工，傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化速度增加較快，傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化對農民收入影響逐步顯現(xiàn)，彈性系數(shù)SG2t逐步增加，在1999年時達到最大值1.4；后隨著國家對小城鎮(zhèn)與當?shù)剞r村建設的逐步重視，同時城市對農村勞動力的吸收步入飽和，傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化對農民收入的影響逐步放緩，自1999年之后，傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化對農民收入的影響由最大值1.4逐步下降到2000年的0.5，并最終趨于穩(wěn)定收斂于0.5。

圖1 傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化對農民收入動態(tài)影響軌跡

2.就地城鎮(zhèn)化對農民收入的影響

由圖2可以得知，在1995-1999年期間，就地城鎮(zhèn)化對農民收入的影響，先下降隨后上升，這是由于大城市迅速膨脹發(fā)展，許多農民進城務工，原本當?shù)剞r村的發(fā)展受到一定的制約，并呈逐步下降趨勢，就地城鎮(zhèn)化對農民收入的影響SG1t在1999年時為最小值0.29。后隨著國家對小城鎮(zhèn)與當?shù)剞r村建設的逐步重視，加快了相關改革進程，例如1995年4月，國務院原則同意的《關于加強小城鎮(zhèn)建設的若干意見》的要求、1998年10月公布的《中共中央關于農業(yè)和農村工作若干重大問題的決定》、2000年6月13日中共中央、國務院發(fā)布了《關于促進小城鎮(zhèn)健康發(fā)展的若干意見》都將小城鎮(zhèn)建設提高到了“大戰(zhàn)略”的高度，自1999年之后，就地城鎮(zhèn)化對農民收入的影響變得顯著，隨后迅速增加，在2000年達到0.68，并最終趨于穩(wěn)定收斂于0.68。

圖2 就地城鎮(zhèn)化對農民收入動態(tài)影響軌跡

3.傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化與就地城鎮(zhèn)化對農民收入的對比影響

對比就地城鎮(zhèn)化與傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化對農民收入影響可以看出，在其他條件不變的情況下，就地城鎮(zhèn)化每增長1%會使農民收入增加0.68%，而傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化每增加1%會使農民收入增加0.5%，這說明現(xiàn)階段就地城鎮(zhèn)化對農民收入的作用是遠遠強于傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化的。

現(xiàn)階段兩種城鎮(zhèn)化方式對農民收入增長的差異性影響，可以從農民收入不同組成部分的角度進行解釋：從農民經營性收入的角度來看，農民在傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略影響下，往往不能再進行家庭農業(yè)經營，最多也就是季節(jié)性種植，并且還是粗放型的種植，肯定不如就地城鎮(zhèn)化時，農民可以在家附近工作，可以更好地進行農業(yè)生產性活動。站在農民工資性收入的角度來看，傳統(tǒng)的城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略使農民獲得的收入可能會優(yōu)于就地城鎮(zhèn)化，因為一般來說轉移到城市地區(qū)獲得的工資性收入會更高，但是考慮到租房等生活成本后，雖然就地城鎮(zhèn)化給農民帶來的總的工資性收入不如傳統(tǒng)的城鎮(zhèn)化，但是其所帶來的凈的工資性收入會更高些。從農民財產性收入方面來看，就地城鎮(zhèn)化會使農民自有的相關資產的價格增加，可以顯著的提高農民的財產性收入，而傳統(tǒng)的城鎮(zhèn)化時，農民在轉移以后，其原本的相關資產獲得的收入還是較少，因為其原有資產還是處于農村地區(qū)，而農村的相關資產價格顯著地低于城市地區(qū)。從農民的轉移性收入來看，當?shù)爻擎?zhèn)化和工業(yè)化的快速發(fā)展，會使當?shù)卣呢斦杖氲玫皆鲩L，使地方政府更有財力來對農民進行財政補貼和各種類型的轉移支付，這是傳統(tǒng)的轉移性城鎮(zhèn)化會存在著很大的不同。

四、主要結論及政策含義

本文通過對就地城鎮(zhèn)化與傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化進行了數(shù)理統(tǒng)計的基本分析，運用時變參數(shù)狀態(tài)空間模型就二者對農民收入的影響進行了對比分析，研究發(fā)現(xiàn)現(xiàn)階段就地城鎮(zhèn)化比傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化在農民增收方面更加有效，但值得注意的是，現(xiàn)階段的就地城鎮(zhèn)化仍然還存在一系列問題，為了更好地挖掘出就地城鎮(zhèn)化的潛力，本文提出如下建議。

1.深入推進現(xiàn)代農業(yè)的發(fā)展

糧食安全一直備受世界各國關注，隨著我國糧食進口數(shù)量的逐年增加，2015年我國糧食進口數(shù)量達到8350萬噸，由此可見，深入推進現(xiàn)代農業(yè)的發(fā)展，推動農業(yè)的產業(yè)化、集約化、現(xiàn)代化和機械化已是我國發(fā)展的必經之路。作為農村的重要產業(yè)，直接關系著我國的糧食安全，承擔著我國近14億人口的生存大計。因此，只要具有比較優(yōu)勢適宜農作物發(fā)展的地區(qū)，現(xiàn)代農業(yè)的發(fā)展必須作為就地城鎮(zhèn)化的重要內容，它對就地城鎮(zhèn)化的順利推進具有不容替代的作用。首先要以市場為導向，探索農民與專業(yè)合作的協(xié)調機制，積極發(fā)揮部分地區(qū)新型農業(yè)示范基地的領頭作用，以改善我國糧食進口狀況、改善農民收入為前提，建立起專業(yè)合作社或引進種糧大戶對傳統(tǒng)農業(yè)進行改造，引導農業(yè)轉向可持續(xù)發(fā)展方向，引導農產品價值的提升，從而為就地城鎮(zhèn)化的發(fā)展提供堅實的產業(yè)基礎。

2.根據不同環(huán)境統(tǒng)籌推進就地城鎮(zhèn)化

由于就地城鎮(zhèn)化如果缺乏必要的產業(yè)支撐也就缺乏發(fā)展的基礎，就不能徹底解決農業(yè)剩余人口的就業(yè)問題，也不能發(fā)揮它的牽引作用與集聚功能，因此，還要根據各地農村情況和現(xiàn)有發(fā)展程度，推進不同地區(qū)就地城鎮(zhèn)化的發(fā)展。首先，如上文除了農業(yè)之外，還可以因地制宜地發(fā)展部分經濟作物，發(fā)展農村特色農業(yè)，與此同時，針對具有一定特色和規(guī)模農業(yè)的農村，還要大力發(fā)展與農業(yè)相關的附加產業(yè)，強調農業(yè)的多功能性，發(fā)展農業(yè)旅游業(yè)、星級農家樂、生態(tài)農業(yè)等，逐步增加農民收入，帶動當?shù)剞r民的生產積極性，建立起農村自有的生活圈，長效深入地推進就地城鎮(zhèn)化；其次，針對離大城市不遠的重點農村和郊區(qū)，具有一定的區(qū)位優(yōu)勢，由于一些大城市已步入工業(yè)化后期，可以適當承接一部分大城市的產業(yè)轉移，吸收農村剩余勞動力；最后，針對一些區(qū)位優(yōu)勢較弱以及資源較貧乏的農村，首要建立農產品和小商品交易的集散地，引導村民適度集中居住，打造區(qū)域中心小城鎮(zhèn)，以減少鋪設基礎設施和提供基本公用服務的成本，為就地城鎮(zhèn)化的順利發(fā)展打下堅實的基礎。

3.注重農民專業(yè)技能的培養(yǎng)

無論是傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化還是就地城鎮(zhèn)化需要解決的一個重要問題就是要落實農村勞動力的就業(yè)問題[12]，要確保農民有穩(wěn)定工作，并獲得可以滿足并長久的滿足生活所必需的物質條件。在農村，由于長期以來的受教育程度較低，生活方式落后等因素的影響，農民離開耕種后，通常都從事一些重體力工作，并很難從事技術含量較高的工作。因此，要促進就地城鎮(zhèn)化的發(fā)展，根本解決“三農”問題，農民專業(yè)技能的培養(yǎng)就是重要的途徑。其一，要加大力度對全職農民進行農業(yè)先進技能的培訓，培養(yǎng)大量具有某方面專業(yè)素養(yǎng)的職業(yè)農民；其二，年輕的農村居民，要考慮其未來的發(fā)展方向，有針對性的對他們進行一些專業(yè)勞動素養(yǎng)的培養(yǎng)。同時，財政資金要向農民專業(yè)培訓適當傾斜，推進農民專業(yè)技能培訓的統(tǒng)籌發(fā)展，讓農民專業(yè)技能培訓向制度化與法律化發(fā)展。只有建立起農民專業(yè)技能培訓的長效發(fā)展機制，農民技能水平和就地城鎮(zhèn)化才能同步前行。

4.建立健全科學的城鎮(zhèn)化統(tǒng)計指標

我國的新型城鎮(zhèn)化應該是傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化與就地城鎮(zhèn)化并存的城鎮(zhèn)化進程，為了更好改善城鄉(xiāng)二元結構與緩解“三農”問題，都十分有必要建立健全科學的城鎮(zhèn)化統(tǒng)計指標?，F(xiàn)階段，我國城鎮(zhèn)化指標僅僅以城鎮(zhèn)常住人口與總人口的商值表示，衡量的標準相對單一，也不能涵蓋現(xiàn)階段較為重要的就地城鎮(zhèn)化，因此，按照依據當前城鎮(zhèn)發(fā)展的實際情況，科學的建立多層次城鎮(zhèn)化指標，可以對改善城鄉(xiāng)二元結構與緩解“三農”問題等未來城鎮(zhèn)化發(fā)展的問題真正的起到輔助相關政策的制定與科學決策的作用。

5.推進農村社會事業(yè)的發(fā)展

城鎮(zhèn)化發(fā)展的最終目的是要改善人民生活并為人的全面發(fā)展創(chuàng)造條件，那么，推進農村社會事業(yè)的發(fā)展是必經之路。在就地城鎮(zhèn)化方面，以保障農民權益為核心，促進農村公共服務的均等化發(fā)展，推動以改善民生為核心的公共服務體系建設，例如農村醫(yī)療、就業(yè)、住房、交通等公共服務和基礎設施，創(chuàng)造事宜就地生活的傾向性政策，加強文化城鎮(zhèn)化建設，著力于保障民生，把農村從單純實現(xiàn)農業(yè)生產向適宜農民就業(yè)、居住、生活進行系統(tǒng)性轉變。

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(本文責編：辛城)

StudyontheEffectofTraditionalUrbanizationandLocalUrbanizationonFarmers’Income:thePerspectiveofTimeVaryingAnalysis

PANG Xin-jun1，2，RAN Guang-he1

(1.SchoolofEconomicsandBusinessAdministration,ChongqingUniversity,Chongqing400044,China；2.SchoolofBusinessandTrade,SouthwesternUniversity,Chongqing402460,China)

F061.2

A

1002-9753(2017)09-0091-08

2017-02-20

2017-08-05

國家社會科學基金重大項目(11&ZD141)；教育部人文社會科學研究西部和邊疆地區(qū)項目(11XJC790007)。

龐新軍(1975-)，男，江蘇徐州人，重慶大學經濟與工商管理學院博士研究生，西南大學商貿學院講師，研究方向：農村經濟與創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)。