新型城鎮(zhèn)化對農民收入的影響效應研究
——基于30個?。ㄊ?、自治區(qū)）面板數(shù)據(jù)的實證分析*

趙 瑞，祁春節(jié)

（華中農業(yè)大學經濟管理學院，湖北武漢 430070）

0 引言

我國作為農業(yè)大國，社會的發(fā)展進步和人民的生活幸福均與農業(yè)密不可分。2004年到2020年連續(xù)17年的“中央一號文件”中，每一年都涉及“三農”問題，強調要促進農民增收。早在2014 年中共中央國務院印發(fā)《國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃（2014—2020年）》，就提出新型城鎮(zhèn)化是解決農業(yè)農村農民問題的重要途徑。2019 年國家發(fā)改委發(fā)布的《2019 年新型城鎮(zhèn)化建設重點任務》更是明確指出要提高城市化質量，促進農民收入持續(xù)增收。新型城鎮(zhèn)化不是簡單的城市人口比例增加和規(guī)模擴張，而是強調在產業(yè)支撐、人居環(huán)境、社會保障、生活方式等方面實現(xiàn)由“鄉(xiāng)”到“城”的轉變，實現(xiàn)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌和可持續(xù)發(fā)展，最終實現(xiàn)“人的無差別發(fā)展”，實現(xiàn)共同富裕。

近年來國內學者們圍繞著城鎮(zhèn)化探討對農民收入的影響主要從兩個方面進行考慮，一是城鎮(zhèn)化對農民收入規(guī)模的影響[1-5]，二是城鎮(zhèn)化對農民收入結構的影響[6-9]。城鎮(zhèn)化對農民收入規(guī)模的影響的相關研究，比較有代表性的如蔣勵基于重慶市38 個區(qū)縣面板數(shù)據(jù)，通過最小二乘回歸模型和分位數(shù)回歸模型分析發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化并不直接影響農民收入，隨著城鎮(zhèn)化的不斷推進，通過人口聚集、土地聚集、產業(yè)聚集等方式提高農民收入[5]。城鎮(zhèn)化對農民收入結構的影響的相關研究，比較有代表性的如李文潔[8]利用2003—2013 年的省級面板數(shù)據(jù)分析了新型城鎮(zhèn)化對農民收入結構的影響，發(fā)現(xiàn)新型城鎮(zhèn)化水平對農民工資性收入、財產性收入和轉移性收入具有顯著的正向影響，而對農民家庭經營性收入的影響為負。

縱觀前人的研究，在以下方面還有改進的空間，一是學者們在研究城鎮(zhèn)化對農民收入影響時，將空間因素納入考慮范圍的還較少，大多用的是傳統(tǒng)的最小二乘模型進行參數(shù)估計。二是在目前新型城鎮(zhèn)化的大背景下，已不能僅僅采用城鎮(zhèn)人口所占比重這一簡單指標來代替城鎮(zhèn)化水平，而大多數(shù)研究對城鎮(zhèn)化的量化仍是用的這一單一指標。因此文章根據(jù)新型城鎮(zhèn)化的內涵及前人的經驗[10]，選取人口城鎮(zhèn)化率、土地城鎮(zhèn)化率、經濟城鎮(zhèn)化率、就業(yè)城鎮(zhèn)化率4 個指標為自變量，通過收集我國30 個省市的面板數(shù)據(jù)（不包括西藏和港澳臺地區(qū)），采用空間計量模型綜合考察新型城鎮(zhèn)化對農民收入的直接影響效應和間接影響效應，并在此基礎上提出了3點推進新型城鎮(zhèn)化促進農民增收的建議。

1 農民收入現(xiàn)狀

該文收集了2009—2018 年近10 年來我國整體農民收入的數(shù)據(jù)，并將其整理成如圖1所示。

從圖1 中可以看出我國農民收入近10年來呈現(xiàn)逐步上升的趨勢，從2009 年5 153.17 元增長到2018 年14 617 元，增長了近2 倍，年均增長率達12.28%。將我國農村居民按東、中、西部及東北地區(qū)進行分組，可得到我國不同區(qū)域農村居民人均收入情況如表1。

圖1 2009—2018年農民收入

從表1中可以看出，目前我國東部地區(qū)農民收入最高，截止2018 年底達18 285.7元，而西部地區(qū)農村居民人均收入最低，只有11 831.4元。從增長速度看，我國東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)、東北地區(qū)農村居民人均收入近5 年年均增長率分別為8.60%、8.66%、9.28%、6.85%，農村居民人均收入增長速度最快的為我國西部地區(qū)，最慢的為東北地區(qū)。該文將2018 年我國30 個?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）的農村居民人均收入進行整理得到圖2柱形圖。

表1 2014—2018年農村居民按區(qū)域分組的人均收入 元

從圖2中可以看出，我國農村居民人均收入最高的省市為上海，2018年農村居民人均收入達30 374.7元，較最低的省市甘肅省8 804.1 元相比，是甘肅省的3 倍多，可見我國各地的農村居民人均收入差距還比較大。

圖2 2018年30個省（市、自治區(qū)）的農民收入

2 研究方法與變量選擇

2.1 空間相關性分析

Moran＇s I 值又稱莫蘭指數(shù)，由澳大利亞統(tǒng)計學家帕特里克·阿爾弗雷德·皮爾斯·莫蘭于1950 年提出，它是被用來度量空間相關性的一個指標。其計算公式為：

式（1）中，ωi,j為區(qū)域i和區(qū)域j之間的空間權重，該文為充分分析我國農民收入的空間相關性，分別構造了鄰接權重矩陣、地理距離權重矩陣、經濟距離權重矩陣3個空間權重矩陣。鄰接權重矩陣的構造方法為：

通過收集我國30 個?。ㄊ?、自治區(qū)）的經緯度坐標的基礎上，計算出了地區(qū)i和地區(qū)j之間的地理距離di,j，由于地理距離越近，其權重應該更大，所以該文對地理距離取倒數(shù)確定空間權重，即：

通過收集我國各省市近10年的人均GDP的平均值，構造如下的經濟權重矩陣為：

式（4）中，Yi為i地區(qū)近10 年的人均GDP 的平均值，Yi-Yj表示地區(qū)i和地區(qū)j之間的人均GDP 差距，若差距不大則表示兩個地區(qū)的經濟距離比較近，則空間權重應該較大，因此這里用兩地區(qū)之間GDP 差距的差值的倒數(shù)來表示兩地區(qū)的空間權重。

莫蘭指數(shù)是一個有理數(shù)，它的數(shù)值通常是在-1.0～+1.0 的區(qū)間內，當Moran＇s I 值為正數(shù)時，這表明數(shù)據(jù)在空間上呈現(xiàn)出正相關現(xiàn)象，其值越接近于+1.0，表明空間相關性越強；當Moran＇s I值為負數(shù)時，這表明數(shù)據(jù)在空間上呈現(xiàn)出負相關現(xiàn)象，其值越接近于-1.0，表明空間差異越大；當Moran＇s I等于0時，表明數(shù)據(jù)在空間上呈現(xiàn)隨機性，不存在空間相關性。

2.2 空間杜賓模型

隨著人們對空間計量模型的關注，學者們更多地將興趣放在了能包含多個交互效應的空間計量模型上，2007 年James LeSage 在第54 屆地區(qū)科學協(xié)會國際會議北美洲會議上，提倡使用包括內生交互效應和外生交互效應的模型，由于這種模型類似于時間序列杜賓模型，因此該模型被稱之為空間杜賓模型（SDM）?？臻g杜賓模型的表達形式為：

式（5）中，y為被解釋變量，x為解釋變量，β為解釋變量回歸系數(shù)，γ為各解釋變量的空間滯后項系數(shù)。由于該模型既包含了內生交互效應又包含了外生交互效應，既可以體現(xiàn)解釋變量的空間相關性，又體現(xiàn)了被解釋變量的空間相關性，因此該文采用該種模型進行參數(shù)估計。

2.3 變量選擇及數(shù)據(jù)來源

《中國城鎮(zhèn)化質量報告》中強調，城鎮(zhèn)化應包括四個方面，不僅要有人口的城鎮(zhèn)化，還要有土地的城鎮(zhèn)化、經濟的城鎮(zhèn)化和生活質量的城鎮(zhèn)化。因此該文選取了人口城鎮(zhèn)化率Uurban1、土地城鎮(zhèn)化率Ur?ban2、經濟城鎮(zhèn)化率Urban3和就業(yè)城鎮(zhèn)化率Urban4，4個自變量來表示新型城鎮(zhèn)化水平，以農村居民人均收入Income 為被解釋變量。人口的城鎮(zhèn)化用城鎮(zhèn)人口占比表示，土地城鎮(zhèn)化用城市建設用地面積與城市面積的比值表示，經濟城鎮(zhèn)化用第三產業(yè)GDP 占比表示，就業(yè)城鎮(zhèn)化用二三產業(yè)就業(yè)人數(shù)占比表示。此外，通過借鑒其他學者有關農民收入影響因素的研究，該文選取了農業(yè)經濟水平Agriculture、農村資本投入Invest、對外開放程度Opening、工業(yè)化程度Industry、財政支農力度Finance作為控制變量。該文以我國30 個?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)，不含港澳臺、西藏）為研究對象，通過查閱2009—2018 年各地的統(tǒng)計年鑒收集就業(yè)城鎮(zhèn)化率的數(shù)據(jù)，其余變量的相關數(shù)據(jù)均來源于2009—2018 年的《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國農村統(tǒng)計年鑒》。

表2 變量的選取與描述

3 實證結果與分析

3.1 空間相關性檢驗結果

通常設定一個零假設：空間位置在一定區(qū)域里面呈現(xiàn)完全隨機（均勻）分布，該文用Stata 15.1 軟件基于上面3 種權重空間權重矩陣，對2018 年我國30 個省（市、自治區(qū)）的農民收入進行空間相關性分析，其結果如表3所示。

通過表3 可發(fā)現(xiàn)，在用Moran＇s I 檢驗我國農民收入的空間相關性時，無論是采用鄰接權重矩陣、地理距離權重矩陣還是經濟距離權重矩陣，檢驗結果中的P值均小于0.01（通過99%置信度檢驗），且Z值得分均超過1.65（拒絕零假設設定的閾值），表明我國農民收入在空間上具有自相關性，而并非隨機性的，因此在研究新型城鎮(zhèn)化對農民收入的影響效應時，不能忽略空間因素，應使用空間計量模型。

表3 農民收入全局莫蘭指數(shù)

3.2 模型的估計結果

第一步：使用非空間模型進行估計，在這里采用的是傳統(tǒng)的最小二乘估計方法，其估計結果如表4所示?？臻g和時間固定效應聯(lián)合顯著性檢驗（LR 檢驗）顯示零假設為空間固定效應顯著的LR 檢驗結果為（747.495 9，P=0.000 0），說明應該拒絕零假設不采用空間固定效應，零假設為時間固定效應顯著的LR 檢驗結果為（741.879 4，P=0.000 0），說明應該拒絕零假設不采用時間固定效應，應該采用時空雙固定效應。

表4 農民收入的傳統(tǒng)估計

第二步：用拉格朗日乘數(shù)及其穩(wěn)健形式（LMlag，LMerror，R-LMlag，R-LMerror）對殘差進行檢驗，判斷是否有必要使用空間計量模型。通過表4 的估計結果看，在時空雙固定效應下LMlag、R-LMlag、LMerror 均通過了1%的顯著性檢驗，R-LMerror 通過了10%的顯著性檢驗，表明殘差存在空間自相關性，因此空間模型要優(yōu)于非空間模型。僅通過殘差檢驗還不能確定使用SLM 模型還是SEM 模型，需要進一步使用SDM模型進行估計。

第三步：通過包含時空雙固定效應的SDM 模型進行估計。設定兩個零假設檢驗，H0：γ=0和H0：γ+δβ=0，第一個零假設表示SDM 模型可以被簡化為SLM 模型，第二個零假設表示SDM 模型可以簡化為SEM模型。對兩個零假設分別使用Wald 和LR 檢驗，若通過顯著性水平則表示分別拒絕這兩個零假設，表示SDM 模型不能簡化為SLM 模型和SEM 模型，表5結果顯示均通過了顯著性水平，因此應該使用SDM 模型，SDM 模型不能簡化為SLM 模型或者SEM模型。

從表5 SDM 模型的參數(shù)估計結果來看，R2=0.997 5，修正的R2=0.670 9，表明方程的擬合優(yōu)度較好，W*lnIncome 的系數(shù)顯著為正，表明農民收入具有空間自相關性，當?shù)氐霓r民收入會影響到臨近地區(qū)的農民收入?？刂谱兞恐修r業(yè)經濟、資本投入、對外開放程度、工業(yè)化率對本地區(qū)農民收入的直接影響的系數(shù)均為正，且均通過了1%的顯著性檢驗，表明這些控制變量能夠對本地區(qū)農敏收入產生促進作用。財政支農力度的系數(shù)為負，且并不顯著。解釋變量中人口的城鎮(zhèn)化、土地的城鎮(zhèn)化、經濟的城鎮(zhèn)化的系數(shù)均為正，且均通過了10%的顯著性檢驗，說明對當?shù)氐霓r民收入有促進作用。此外，鄰近地區(qū)經濟的城鎮(zhèn)化水平和農村資本投入對當?shù)氐挠绊懙墓烙嬒禂?shù)中，經濟的城鎮(zhèn)化系數(shù)為負，資本投入的系數(shù)為正，均通過了10%的顯著性檢驗，表明鄰近地區(qū)農村資本投入會促進當?shù)剞r民收入的增長，而鄰近地區(qū)經濟的城鎮(zhèn)化水平的推進會抑制當?shù)剞r民收入增長。通過對表5 的參數(shù)估計結果進一步處理，可以得到表6 各變量的直接效應和間接效應。

表5 SDM估計及檢驗結果

表6 各變量的直接效應和間接效應

3.3 結果分析

（1）農業(yè)經濟水平。在普通最小二乘模型估計結果中，農業(yè)經濟水平對農民收入的影響顯著為正，其變量系數(shù)為0.179 929，說明農業(yè)經濟每提升1%，會導致該地區(qū)農民收入提高0.179 929%。在SDM 模型估計當?shù)氐霓r業(yè)經濟每提升1%，會導致該地區(qū)農民收入提高0.051 399%，在忽略空間因素的情況下，普通最小二乘估計模型會夸大農業(yè)經濟對農民收入的影響。目前影響農民收入的因素不僅包括農業(yè)因素，還包括許多非農因素，在我國一些農業(yè)發(fā)展較為落后的地區(qū)，農業(yè)仍然是農民收入的重要來源。因此，不難理解，農業(yè)經濟的增長所帶來的當?shù)刂苯有恕?/p>

（2）農村資本投入。在普通最小二乘估計模型中，農村資本投入對農民收入的影響約為-0.019 901，然而卻并不顯著。在SDM 模型估計結果中，農村資本投入對農民收入的直接效應顯著約為0.043 762，當?shù)氐霓r村資本投入每提升1%，會導致當?shù)剞r民收入提高0.043 762%，說明空間計量模型更好的解釋農村資本投入對農民收入的影響。此外，農村資本投入對農民收入的間接效應顯著約為0.059 141，說明當?shù)氐霓r村資本投入每提高1%，會對臨近地區(qū)產生溢出效應，使臨近地區(qū)的農民收入提升0.059 141%。農村資本投入的增加一方面加大了農業(yè)生產中的資本投入，提高了農業(yè)產量，能夠提高當?shù)剞r民的家庭經營性收入，另一方面改善了農村的基礎設施，引致鄰近地區(qū)的農民流入，緩解了臨近農村剩余勞動力的壓力，臨近地區(qū)農民人數(shù)減少，通過土地流轉，農業(yè)生產產生規(guī)模效應，產量提升，最終引起臨近地區(qū)農民收入的提高。

（3）對外開放程度。在普通最小二乘模型中，對外開放程度對農民收入的影響顯著為-0.124 238，說明對外開放程度每提升1%，會使農民人均收入下降0.124 238%。從SDM 模型的估計結果來看，對外開放程度對本地區(qū)的農民收入的直接效應顯著為0.021 708，對臨近地區(qū)農民收入的間接效應為0.014 331，但并不顯著。說明對外開放程度每提升1%，會使本地區(qū)農民收入提升0.021 708%。最小二乘模型和SDM 模型的估計結果中，對外開放程度對農民收入的影響都顯著，但是影響方向不同。從理論上講，一個地區(qū)的對外開程度越高，說明該地區(qū)與外界聯(lián)系越緊密，其市場也會更開闊。其開闊的市場可以為農產品提供更多的銷售渠道，有助于增加農民的收入，因此盡管最小二乘模型得出的估計結果從統(tǒng)計上來看也顯著，但是SDM模型的估計結果更具有實際的經濟意義。

（4）工業(yè)化率。在普通最小二乘模型中，工業(yè)化率對農民收入的影響系數(shù)為0.030 844，但并不顯著。從SDM 模型的估計結果來看，工業(yè)化率對農民收入的直接效應顯著為0.135 100，間接效應為-0.237 548，但并不顯著。說明工業(yè)化率每提高1%，會使當?shù)氐霓r民人均收入提高0.1351%，SDM 模型比普通最小二乘模型能夠更好的解釋工業(yè)化率對農民收入的影響。工業(yè)化水平的提高可有效帶動農產品加工業(yè)的發(fā)展，激發(fā)農業(yè)生產的下流產業(yè)的活力，開拓農民農產品的銷售市場。同時工業(yè)化率的提高是農業(yè)實現(xiàn)機械化的強大動力[11]，農業(yè)機械化對提高農產品的綜合生產能力有著重要作用[12]，因此隨著工業(yè)化率的提高，對當?shù)氐霓r民收入會產生正向的直接效應。

（5）財政支農力度。在普通最小二乘模型中，財政支農力度對農民收入具有顯著的正向影響，但在SDM 模型中，財政支農力度對農民收入的直接效應和間接效應均不顯著，其直接效應甚至是負數(shù)。在忽略空間因素的情況下，普通最小二乘估計模型會夸大財政支農力度對農民收入的影響，究其原因可能在于農業(yè)生產的弱質性導致的農業(yè)的投入回報率小，在考慮空間因素時，各地政府為了完成中央下達的績效目標、相互比較，必然引起競爭關系，從而導致各地政府都關注能夠給本地區(qū)帶來更高回報率的產業(yè)上，忽視了農業(yè)發(fā)展，引致財政支農資金的使用效率低下。

（6）新型城鎮(zhèn)化。從SDM 模型的估計結果看，人口城鎮(zhèn)化率、土地城鎮(zhèn)化率、經濟城鎮(zhèn)化率、就業(yè)城鎮(zhèn)化率對農民收入的直接效應估計系數(shù)分別為0.376 188、0.040 617、0.097 195、-0.000 015，人口城鎮(zhèn)化率、土地城鎮(zhèn)化率和經濟城鎮(zhèn)化率均通過了10%的顯著性檢驗，而就業(yè)城鎮(zhèn)化率并沒有通過顯著性檢驗，說明通過推進新型城鎮(zhèn)化來促進農民收入還是主要依靠人口的城鎮(zhèn)化水平的不斷推進，但是與其他控制變量的直接效應相比，也不能忽視土地城鎮(zhèn)化和經濟城鎮(zhèn)化的作用。隨著土地城鎮(zhèn)化的推進，農民通過土地流轉、被政府增收等從政府獲得的轉移性收入顯著提高了農民收入。經濟城鎮(zhèn)化的推進使其第三產業(yè)占生產總值的比重逐漸上升，交通運輸、信息傳輸、教育、衛(wèi)生、社會保障等各項產業(yè)越發(fā)達，該地區(qū)的各項基礎設施所帶來的便利性更高，而農業(yè)也得益于這樣的基礎設施可以得到很好的發(fā)展，提高農業(yè)產量促進農民增收。就業(yè)城鎮(zhèn)化率對農民收入的直接效應不顯著可能的原因在于就業(yè)城鎮(zhèn)化率的提高一部分是由新鮮勞動力的注入引起的，一部分是由當?shù)剞r村剩余勞動力轉移引起的，再加上異地城鎮(zhèn)化現(xiàn)象的存在，一般來說，把農村剩余勞動力向本行政區(qū)域外轉移，從事非農生產的城鎮(zhèn)化稱為異地城鎮(zhèn)化，因此盡管就業(yè)城鎮(zhèn)化率提高了，但農村剩余勞動力轉移不充分，導致了農村土地還是處于分散狀態(tài)，其生產沒有產生規(guī)模經濟，對農民增收的效果也就不明顯。從新型城鎮(zhèn)化對農民收入的間接效應來看，只有經濟城鎮(zhèn)化的間接效應通過了顯著性檢驗，系數(shù)為-0.362 727，表明當?shù)氐慕洕擎?zhèn)化率每提升1%，會使臨近地區(qū)的農民收入減少0.362 727%。究其原因可能在于隨著一個地區(qū)的經濟城鎮(zhèn)化的推進，該地區(qū)的各項基礎設施所帶來的便利性更高，更能引起臨近地區(qū)的資本投入流入當?shù)?，同時由于農業(yè)生產回報率較低，各地的地方政府可能為追求政績，更傾向于發(fā)展二三產業(yè)，導致各地爭相推進經濟的城鎮(zhèn)化導致惡性競爭，從而影響臨近地區(qū)的農業(yè)生產，導致農民收入增長受到限制。

4 主要結論及政策建議

4.1 主要結論

（1）農業(yè)經濟、農村資本投入、對外開放程度、工業(yè)化率對農民收入具有顯著正向的直接效應，且農村資本投入對農民收入具有顯著正向的間接效應。

（2）新型城鎮(zhèn)化通過人口的城鎮(zhèn)化、土地的城鎮(zhèn)化、經濟的城鎮(zhèn)化對農民收入產生顯著正向的直接效應，且通過經濟的城鎮(zhèn)化產生顯著負向的間接效應。

（3）新型城鎮(zhèn)化對農民收入的直接效應主要還是由人口的城鎮(zhèn)化產生，但也不能忽視土地城鎮(zhèn)化和經濟城鎮(zhèn)化的作用。

4.2 政策建議

針對上述主要結論，該文認為推進新型城鎮(zhèn)化實現(xiàn)農民增收，要充分考慮我國農村現(xiàn)狀。過去，農民主要收入來源于種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)和小手工業(yè)，生產力低下，收入不高，在經濟改革大潮推動下，農民紛紛進城務工就業(yè)；如今，隨著農村土地制度、農村集體產權制度改革和工業(yè)化、互聯(lián)經濟的到來，迫使人們意識到，在中心城市不可能無限擴張情況下，必須加快發(fā)展中小城市、小城鎮(zhèn)，擴大農村人口的轉移，促進農民增收，為我國全面小康打下牢固基礎。為此，該文提出以下幾點建議。

（1）大力發(fā)展農業(yè)現(xiàn)代化，促進城鄉(xiāng)一體化。當前，我國經濟由高速增長階段正向高質量發(fā)展階段邁進，加快建設現(xiàn)代化經濟體系，農業(yè)現(xiàn)代化是基礎，必須大力發(fā)展，讓廣大人民更多的分享發(fā)展成果。一是農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展需要工業(yè)化。以無人機、機器人、智能灌溉等新技術廣泛應用和“互聯(lián)網+”農業(yè)和農村電商出現(xiàn)，改變了農業(yè)生產方式和農民的生活方式，加速了農業(yè)與工業(yè)、農村與城市的經濟往來，擴大、延伸了產業(yè)鏈，農民就近就地就業(yè)更加便利，城鄉(xiāng)一體化發(fā)展更多緊密。二是農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展離不開完善的基礎設施。我們要的是可持續(xù)、高質量農業(yè)現(xiàn)代化，就必須加大財政投入，擴大社會資本參與；加強農業(yè)和農村基礎設施建設，尤其是鐵路、公路和水利建設，讓老少邊窮地區(qū)農民走出去，帶動農民就業(yè)、增加收入，進一步加速城鄉(xiāng)一體化。三是農業(yè)現(xiàn)代化的發(fā)展靠的是生態(tài)資源。綠水青山就是金山銀山，不能以犧牲環(huán)境、破壞生態(tài)為代價，要與自然和諧共處，大力倡導綠色發(fā)展，支持各地根據(jù)當?shù)刭Y源和環(huán)境，發(fā)展特色農業(yè)、優(yōu)勢項目向縣城和重點鎮(zhèn)集聚，提高城鎮(zhèn)綜合承載能力，吸納農村人口加快向小城鎮(zhèn)集中，促進城鄉(xiāng)一體化發(fā)展。

（2）盤活農村土地資源，加快農村城鎮(zhèn)化。土地是農民最基本生產資料和生計來源。在新型城鎮(zhèn)進程中，如何使用好利用好土地，充分挖潛其價值，實現(xiàn)農村向城鎮(zhèn)化轉變，首先要摸清家底。土地分為農用地、建設用地和未利用地，農用地包括耕地、林地、草地、農用水利用地、養(yǎng)殖水面等。在國家實施最嚴格土地政策、保障糧食安全前提下，各地要結合當?shù)貙嶋H情況，全面進行盤點，查清楚哪些地是承包用地、宅基地和建設用地，哪些地是未利用地，特別是荒地、荒山和荒林等，為農業(yè)人口轉移做準備；其次要評估價值。按照土地屬性不同、價值不同，土地地理位置不同、價值不同，土地使用時間不同、價值不同，對土地進行分類，對每一塊土地進行評估，確定合理價格；有了合理價格，在征地中才能獲得最大經濟利益，確保農民利益不受傷害；最后要規(guī)劃使用。農民是土地的主人，要當好土地的家，必須按照土地規(guī)劃和計劃，科學合理安排城鎮(zhèn)建設用地和宅基地，同時要精打細算，即要算時間賬，也要算空間賬，更要算子孫賬，只有這樣，土地才能為農民所用，實現(xiàn)價值的最大化。

（3）拓寬農民就業(yè)渠道，縮小城鄉(xiāng)差別。就業(yè)乃民生之本。在全面建設小康社會進程中，要想實現(xiàn)農民的小康，就必須推進新型城鎮(zhèn)化建設，加快農村剩余勞動力多渠道轉移，擴大農民就業(yè)和增收空間，縮小城鄉(xiāng)差別。一要推進農村一二三產業(yè)融合發(fā)展，按照廣開思路、廣辟渠道、多種經營、突出特色、搞活經濟、提高效益的原則，發(fā)展農產品加工業(yè)、服務業(yè)和勞動密集型企業(yè)，以及“互聯(lián)網+”“旅游＋”和“生態(tài)＋”，為城鎮(zhèn)提供適銷對路產品，提升消費升級，帶動農民就業(yè)和創(chuàng)業(yè)；二要加快異地搬遷和宅基地整合，有序地推進農民向城鎮(zhèn)集聚，在不減少耕地前提下，農村騰出的土地以入股、合作和租賃等方式參與到經濟活動中，為有技術、有資金、有項目的城市企業(yè)注入土地資源，同時企業(yè)也為農民提供更多的就業(yè)機會和生產工具等，徹底打破農村搞農業(yè)、城市搞工業(yè)產業(yè)格局，形成農村和城市相互促進、你中有我、我中有你二元發(fā)展的新局面；三是擴大對外開放程度，吸引外資農業(yè)企業(yè)駐華，有利于加大農產品貿易，為農民拓寬營銷渠道，同時還能進一步為農民就業(yè)提供便利；四要加大政策支持力度，建立符合中國國情的戶籍制度，促進農村富余勞動力向非農產業(yè)和城鎮(zhèn)轉移，有效解決長期在城市就業(yè)和居住農民工的戶籍問題，保障進城的農民工享有居住地義務教育、公費醫(yī)療和勞動就業(yè)同等待遇，極大縮小城鄉(xiāng)差別。