張睿思 王云鳳

(吉林財經(jīng)大學(xué)國際經(jīng)濟貿(mào)易學(xué)院，吉林 長春 130117)

前言

近年來，我國經(jīng)濟實力不斷得到加強，使城市和農(nóng)村居民的生活水平均有明顯改善。但隨著時間的推移，我國城鄉(xiāng)間逐漸形成的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)導(dǎo)致我國城市與鄉(xiāng)村之間存在不容忽視的差距。改革開放后，我國的城鄉(xiāng)收入差距只在起始的幾年里能夠呈現(xiàn)出下降趨勢，此后，除通過1994年政府出臺的農(nóng)業(yè)的宏觀調(diào)控扶持政策使城鄉(xiāng)收入差距實現(xiàn)短暫縮小外，城鄉(xiāng)收入差距一直呈持續(xù)擴大趨勢至今。這不僅會大大削弱城鄉(xiāng)間協(xié)調(diào)聯(lián)動發(fā)展體系的有效性，更會激化民眾矛盾，阻礙經(jīng)濟的可持續(xù)增長。數(shù)據(jù)顯示，我國2019年的城鄉(xiāng)絕對、相對收入差距分別為26338元和2.64倍。與此同時，通過借鑒其他國家發(fā)展經(jīng)驗發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化正是經(jīng)濟發(fā)展的動能所在，對一個國家經(jīng)濟增長潛力的挖掘離不開城鎮(zhèn)化建設(shè)。根據(jù)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)理論，依托于將農(nóng)村適齡勞動力大規(guī)模轉(zhuǎn)移至城鎮(zhèn)地區(qū)促進非農(nóng)就業(yè)，可以打破傳統(tǒng)的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)，即城鎮(zhèn)化建設(shè)的不斷推進可以顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距。但我國當(dāng)前的現(xiàn)狀卻是，隨著城鎮(zhèn)化水平的提高，城鄉(xiāng)收入差距不但沒有縮小，反而呈現(xiàn)不斷擴大態(tài)勢。因此，有關(guān)城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系更有待進一步研究。

農(nóng)村固定資產(chǎn)投資的重要性貫穿于農(nóng)村發(fā)展的各個方面。健全和完善的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)村生活基礎(chǔ)設(shè)施承載著農(nóng)村經(jīng)濟與社會的發(fā)展能力。因此，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資作為加速農(nóng)民增收并縮小城鄉(xiāng)間差距的重要推動力，有著不可或缺的作用。有重點、有針對性的農(nóng)村固定資產(chǎn)投資可使農(nóng)村地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)更加完備，生產(chǎn)效率顯著提高，改善農(nóng)村人口的生活質(zhì)量及收入標(biāo)準(zhǔn)，這更符合農(nóng)業(yè)的質(zhì)量導(dǎo)向，并能不斷適應(yīng)農(nóng)業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。如，適當(dāng)加大資金投入對農(nóng)村地區(qū)的宅基地或集體建房進行市場化改造，既可以解決不少城鎮(zhèn)周邊村民無地可耕的問題，也可以加速城鎮(zhèn)化的建設(shè)進程。在該背景下，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資的順序性、效率性均是目前應(yīng)關(guān)注的議題。關(guān)于農(nóng)村固定資產(chǎn)投資是否能夠在農(nóng)村地區(qū)發(fā)揮出更好的經(jīng)濟效益，還需要重點分析農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對城鄉(xiāng)收入差距的具體影響。

1 文獻綜述

1.1 城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系

對于城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系，學(xué)界觀點大致可歸類為以下幾類。認(rèn)為城鎮(zhèn)化可以縮小城鄉(xiāng)收入差距，劉賽紅、朱建分別從不同的區(qū)域角度對城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距展開實證，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距具有長期均衡的關(guān)系，并可以縮小差距[1]；認(rèn)為城鄉(xiāng)收入差距的擴大正是由于城鎮(zhèn)化建設(shè)的不斷推進所導(dǎo)致，余菊、劉新分別從不同區(qū)域角度考察城鎮(zhèn)化率與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化率提升會擴大絕大多數(shù)省份的城鄉(xiāng)收入差距[2]；認(rèn)為城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系并不是單純的線性正相關(guān)或負(fù)相關(guān)關(guān)系，Kanbur和Zhuang對于城市化在未來如何影響收入不平等，將城市化與城鄉(xiāng)收入比的函數(shù)作為“轉(zhuǎn)折點”，認(rèn)為中國已經(jīng)越過了該“轉(zhuǎn)折點”，即城市化有助于縮小國家層面的收入不平等[3]。求文星、李超發(fā)現(xiàn)，當(dāng)城鎮(zhèn)化率小于某一特定值時，提高城鎮(zhèn)化率會擴大城鄉(xiāng)收入差距；大于某一特定值時，才會對城鄉(xiāng)收入差距的縮小具有正向作用，兩者之間大致呈現(xiàn)出“倒U形”關(guān)系[4]。

1.2 農(nóng)村固定資產(chǎn)投資與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系

關(guān)于農(nóng)村固定資產(chǎn)投資與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系，F(xiàn)an和Thorat通過對印度1970—1993年的州級面板數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，將對農(nóng)村公路與農(nóng)業(yè)研究的投資擺在優(yōu)先位置，不僅可以顯著改善鄉(xiāng)村貧困情況，還能帶來更高的生產(chǎn)率增長[5]。莫聯(lián)光、陳光焱運用灰色關(guān)聯(lián)分析法探究各區(qū)域中農(nóng)村固定資產(chǎn)結(jié)構(gòu)與農(nóng)民純收入之間的關(guān)聯(lián)性，得出首先應(yīng)搞好與收入關(guān)聯(lián)度最高的農(nóng)業(yè)類固定資產(chǎn)投資的結(jié)論[6]。姚成龍、章曉英認(rèn)為，通過加大農(nóng)村固定資產(chǎn)投資投入來實現(xiàn)城鄉(xiāng)間固定資產(chǎn)投資協(xié)調(diào)聯(lián)動的一體化發(fā)展，可以縮小城鄉(xiāng)收入差距[7]?？讟s、梁永就農(nóng)村固定資產(chǎn)投資如何影響農(nóng)民收入展開分析，認(rèn)為隨著時間的推移會發(fā)生階段性的變化，但從整體上看該種影響是積極的[8]。郭琳、劉永合通過比較發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)收入差距的縮小得益于向農(nóng)村地區(qū)傾斜的固定資產(chǎn)投資，但這種縮小是具有滯后性的，應(yīng)抓緊增加農(nóng)村固定資產(chǎn)投資投入[9]。

總結(jié)可知，學(xué)者們大多只從城鎮(zhèn)化率或農(nóng)村固定資產(chǎn)投資投入的單一角度出發(fā)，研究其對城鄉(xiāng)收入差距的影響機制，且關(guān)于農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對城鄉(xiāng)收入差距影響的主流觀點距今已比較久遠(yuǎn)。本文將城鎮(zhèn)化率與農(nóng)村固定資產(chǎn)投資投入相結(jié)合，并選取時間跨度更長的1985—2019年度數(shù)據(jù)，從不同的角度和不同的長短期效應(yīng)層次出發(fā)，探究二者與城鄉(xiāng)收入差距之間的作用及影響。

2 數(shù)據(jù)的來源與處理

2.1 數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》，其余數(shù)據(jù)通過地方統(tǒng)計局予以補充。對所截選的1985—2019年的全國性面板數(shù)據(jù)取整年指標(biāo)。城鄉(xiāng)收入差距有絕對、相對2種表現(xiàn)形式，城鄉(xiāng)絕對收入差距是收入差值，城鄉(xiāng)相對收入差距是收入比值。因此，為避免由于時間跨度導(dǎo)致的實際值與名義值的差別，更好地反映城鄉(xiāng)收入差距的變動趨勢，本文選用相對收入差距進行研究，城鎮(zhèn)化、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資投入同樣以比值形式呈現(xiàn)。

2.2 基本模型

GAP=f(UB,FI)

(1)

式中，GAP為城鄉(xiāng)收入差距，以城鎮(zhèn)居民可支配收入與農(nóng)民人均純收入的比值表示；UB為城鎮(zhèn)化率，以城鎮(zhèn)人口常住人口與總?cè)丝诘谋戎当硎荆籉I為農(nóng)村固定資產(chǎn)投資投入率，以農(nóng)村固定資產(chǎn)投資占全社會固定資產(chǎn)投資的比值表示。

lnGAPt=αlnUBt+βlnFIt+μ

(2)

式中，α、β為待估計參數(shù)；城鄉(xiāng)收入差距取決于城鎮(zhèn)化率、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資率的比重，以非均衡誤差μ表示。

2.3 研究方法

對上述包含城鄉(xiāng)收入差距、城鎮(zhèn)化率、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資投入率3個變量的基本模型，在進行長短期Granger非因果關(guān)系檢驗前，通過單位根檢驗用以驗證變量時間序列的平穩(wěn)性，即其為原序列平穩(wěn)可直接進行OLS估計或是原序列不平穩(wěn)但一階單整；隨后的協(xié)整關(guān)系檢驗用于確定變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，若存在，再通過比較選擇出最優(yōu)的VEC誤差修正模型；檢驗三者之間是否存在短、長期的Granger非因果關(guān)系，若存在，為正相關(guān)還是負(fù)相關(guān)。以上計量過程通過Eviews 10.0完成。

3 時間序列平穩(wěn)性與協(xié)整關(guān)系檢驗

3.1 單位根檢驗

運用單位根檢驗驗證所選取變量時間序列的平穩(wěn)性和單整階數(shù)，結(jié)果如表1所示。判斷時間序列GAP、UB、FI、lnGAP、lnUB、lnF的平穩(wěn)性，發(fā)現(xiàn)其原序列都是非平穩(wěn)的，但一階差分序列都能夠通過顯著性檢驗。即差分后，全部變量的P值均小于0.05，同為平穩(wěn)序列，故可以進行下一步協(xié)整關(guān)系檢驗。

3.2 Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗

變量協(xié)整是指變量之間的趨勢項具有線性相關(guān)性，并存在能使殘差平穩(wěn)的線性組合。由上文可知，變量在一階差分后同為平穩(wěn)序列，故應(yīng)進一步驗證這些同階單整的變量時間序列之間是否具有穩(wěn)定的均衡關(guān)系，該過程旨在使建立的回歸模型更有意義。方法采用基于VAR模型的Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗，該方法可展示出全部的協(xié)整方程結(jié)構(gòu)，也不必特意劃分內(nèi)、外生變量。同時，對變量的線性模型與非線性模型的進一步比較，得出其自然對數(shù)時間序列更優(yōu)的結(jié)論，(為避免比值形式下數(shù)據(jù)取自然對數(shù)后數(shù)值小于1，對所有比值形式下小于1的原數(shù)據(jù)均是加1后再取自然對數(shù)所得)。因此對lnGAPt、lnUBt、lnFIt之間存在的協(xié)整關(guān)系進一步進行檢驗。

表1 ADF單位根檢驗

檢驗分2步進行。第1步確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)p，在此基礎(chǔ)之上再進行協(xié)整關(guān)系檢驗。建立6階滯后包含時間序列l(wèi)nGAPt、lnUBt、lnFIt的無約束VAR模型。根據(jù)Akaike最小信息準(zhǔn)則(AIC)和Schwarz最小信息準(zhǔn)則(SIC)，

在p值為2時，AIC和SIC的值同時最小，故VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2。與VAR相比，VEC誤差修正模型自變量部分會多出一項誤差修正項，使誤差修正模型的整體自由度減小1，故滯后長度也相應(yīng)減小1，由此確定進行協(xié)整關(guān)系檢驗的VEC誤差修正模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為1，表示為1-1。第2步是確定VEC誤差修正模型的最優(yōu)形式。通過比較VEC誤差修正模型中5種協(xié)整檢驗形式下的跡統(tǒng)計量和最大特征值發(fā)現(xiàn)有3種形式通過了檢驗，再根據(jù)3種形式下AIC、SIC的值判斷協(xié)整方程中有無截距項，得出誤差修正模型的最優(yōu)形式為“無截距、無線性”趨勢。

該形式下的協(xié)整方程表示為：

lnGAP=-2.0756lnUB-3.2000lnFI

以lnGAP為因變量的VEC誤差修正模型：

表2 Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果

4 Granger非因果關(guān)系檢驗

4.1 短期效應(yīng)分析

通過對時間序列l(wèi)nGAPt、lnUBt、lnFIt的平穩(wěn)性和Johansen檢驗可知，3個變量的時間序列應(yīng)為同階單整并存在穩(wěn)定均衡協(xié)整關(guān)系。故可對其進行短期Granger非因果關(guān)系檢驗。當(dāng)lnGAP、lnUB、lnFI各自作為自變量的χ2的伴隨概率P<0.05時，表明該自變量通過了檢驗，與因變量之間存在短期Granger因果性。作為自變量差分滯后項的短期系數(shù)為正，則表明短期效應(yīng)為正效應(yīng)，反之則為負(fù)效應(yīng)。

結(jié)果顯示，ΔlnFIt-1在5%的水平下顯著，是ΔlnGAPt的短期Granger原因；但ΔlnUBt-1并未通過顯著性檢驗，在短期內(nèi)與ΔlnGAPt之間不存在Granger因果關(guān)系。對短期效應(yīng)進行判斷可知，ΔlnFI滯后一期的短期系數(shù)為負(fù)數(shù)，這說明兩者之間具有短期負(fù)效應(yīng)，即短期內(nèi)農(nóng)村固定資產(chǎn)投資投入的增加可以直接縮小城鄉(xiāng)間收入差距。短期內(nèi)農(nóng)村固定資產(chǎn)投入的增加將明顯改善農(nóng)村地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施，如農(nóng)田水利、農(nóng)用機械、農(nóng)業(yè)科技、農(nóng)村地區(qū)交通運輸帶等，減輕農(nóng)民勞動強度的同時大大激發(fā)了其勞動的積極性，勞動效率短期內(nèi)得到提升，并通過加速農(nóng)民增收，使城鄉(xiāng)收入差距隨之而縮小。

4.2 長期效應(yīng)分析

長期Granger非因果關(guān)系檢驗分2個層次進行。在只代表長期關(guān)系本身的誤差修正項作為自變量時對其進行wald檢驗，目的是探究其是否顯著影響了因變量?？梢钥吹剑?dāng)lnGAP、lnFI作為因變量時可以在5%的顯著性水平下通過檢驗，lnUB作為因變量時并未通過；將誤差修正項與分別作為滯后一期自變量的lnGAP、lnUB、lnFI共同進行wald檢驗，若有自變量F統(tǒng)計量的伴隨概率P<0.05，則可以拒絕變量之間不存在長期Granger因果關(guān)系的原假設(shè)。結(jié)果顯示，lnUB、lnFI均通過了檢驗，是城鄉(xiāng)收入差距的長期Granger原因，對城鄉(xiāng)收入差距具有長期影響。同時，為進一步探究當(dāng)lnUB、lnFI分別作為沖擊變量時，lnGAP對沖擊的響應(yīng)程度，建立30期收斂的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)模型，如圖1所示。

表3 短期格蘭杰非因果關(guān)系檢驗結(jié)果

表4 長期Granger非因果關(guān)系檢驗結(jié)果

圖1 廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)圖像

根據(jù)長期檢驗結(jié)果，城鎮(zhèn)化率是城鄉(xiāng)收入差距的長期Granger原因，并具有長期負(fù)效應(yīng)。從長期來看，我國能夠在持續(xù)推進城鎮(zhèn)化建設(shè)的同時不矛盾地促進農(nóng)村的發(fā)展，城鎮(zhèn)化率的提升對城鄉(xiāng)收入差距的縮小具有明顯的改善效應(yīng)。在目前國內(nèi)對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)極為重視的大背景下，隨著城鎮(zhèn)化水平的提升，信息、技術(shù)知識、人力等資源要素向城鎮(zhèn)地區(qū)聚集，使城鎮(zhèn)地區(qū)吸收先進產(chǎn)業(yè)的能力也隨之上升，城鎮(zhèn)地區(qū)將擁有更完善的公共基礎(chǔ)設(shè)施、更充裕的就業(yè)崗位和更高的工資標(biāo)準(zhǔn)，吸引著農(nóng)村剩余勞動力大規(guī)模向城鎮(zhèn)地區(qū)轉(zhuǎn)移。當(dāng)前我國人口老齡化問題不斷加劇，勞動力呈現(xiàn)出減少趨勢，勞動力成本持續(xù)上升，因此通過將農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)地區(qū)后，其收入將得到大幅度提高，這對縮小城鄉(xiāng)收入差距具有積極的作用。但以上過程均需要經(jīng)歷長期的投入和不斷地優(yōu)化，縮小城鄉(xiāng)收入差距仍是一個漫長的過程。

與短期負(fù)相關(guān)關(guān)系不同，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資投入率在長期與城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，即提高農(nóng)村固定資產(chǎn)投入在長期內(nèi)反而會擴大城鄉(xiāng)間收入差距。長短期效應(yīng)存在差異是由于短期內(nèi)通過對農(nóng)村固定資產(chǎn)投資投入的增加，使農(nóng)村的基礎(chǔ)設(shè)施條件迅速得到改善，農(nóng)村地區(qū)可以依靠城市增長極的反哺效應(yīng)、輻射效應(yīng)以及對農(nóng)村適齡勞動力的擠出效應(yīng)，實現(xiàn)城鎮(zhèn)與鄉(xiāng)村協(xié)調(diào)聯(lián)動的發(fā)展。但隨著時間推移，擠出效應(yīng)雖然使年輕勞動力大量流向城鎮(zhèn)地區(qū)，擴大了非農(nóng)就業(yè)比例，但剩余在農(nóng)村地區(qū)的多為老人和兒童，滯留人口無法從事高強度的生產(chǎn)勞動；同時大規(guī)模的人口流失使教育、科研、技術(shù)等資源要素分布更傾向于城鎮(zhèn)地區(qū)，農(nóng)村地區(qū)對有關(guān)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的新技術(shù)、新知識的掌握仍相對滯后，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率長時間得不到顯著提升，為農(nóng)民帶來的收益并不明顯，農(nóng)民收入甚至?xí)簧唇怠?/p>

4.3 方差分解

在30期收斂的廣義脈沖函數(shù)和前文VEC誤差修正模型的基礎(chǔ)上進行方差分解。目的是比較lnGAP、lnUB、lnFI分別作為內(nèi)生變量在接受其它變量沖擊時，沖擊對其變動的貢獻程度。如表5所示，發(fā)現(xiàn)隨著期數(shù)的增加，lnFI對lnGAP的貢獻程度不斷提升，在廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)30期收斂時對lnGAP的解釋能力相對較強，為79.29%；但lnUB對lnGAP的貢獻程度卻有所下降，在廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)30期收斂時對lnGAP的解釋能力相對較弱，為41.17%。這說明農(nóng)村固定資產(chǎn)投資投入的增加或減少相比于城鎮(zhèn)化率對城鄉(xiāng)收入差距的擴大或縮小會有更為顯著的影響。

表5 方差分解結(jié)果

5 結(jié)論與政策建議

本文利用1985—2019年的年度數(shù)據(jù)，構(gòu)建了一個包括城鎮(zhèn)化率、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資投入率和城鄉(xiāng)收入差距的模型。并基于Granger非因果關(guān)系檢驗分析變量之間的長短期效應(yīng)。結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)化率的提升在長期內(nèi)對城鄉(xiāng)收入差距的縮小具有積極的作用；農(nóng)村固定資產(chǎn)投資投入在短期內(nèi)可以縮小城鄉(xiāng)收入差距，但本文發(fā)現(xiàn)其長期效應(yīng)為正。根據(jù)結(jié)果，本文提出以下幾點政策建議，以期使我國縮小城鄉(xiāng)差距的相關(guān)舉措能夠取得卓有成效的進展。

5.1 積極發(fā)展新型城鎮(zhèn)化建設(shè)

為能夠建立更為完善的城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的政策體系和體制機制，推動新型城鎮(zhèn)化建設(shè)勢在必行。應(yīng)對新型城鎮(zhèn)化的建設(shè)挑戰(zhàn)，迫切需要綜合分析城鎮(zhèn)化過程中的難點問題，有重點、分步驟的實施政策。如，可以重點關(guān)注農(nóng)村地區(qū)的農(nóng)技知識推廣，使農(nóng)村人口的受教育程度與城鎮(zhèn)持平；通過引導(dǎo)農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)地區(qū)大規(guī)模轉(zhuǎn)移，從而實現(xiàn)農(nóng)村土地可以規(guī)模經(jīng)營，擴大內(nèi)需，解放生產(chǎn)力，提高經(jīng)濟效益。推動來自于農(nóng)村勞動力的市民化，使其也能平等地享受城鎮(zhèn)地區(qū)的醫(yī)療、教育等各種社會保障，讓農(nóng)村人口真正融入城鎮(zhèn)；通過建立有效的反哺機制，避免由于城鎮(zhèn)化進一步擴張導(dǎo)致的資源分配不均等問題。

5.2 規(guī)范改進農(nóng)村固定資產(chǎn)投資的管理及分配方式

應(yīng)將能夠真正提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的農(nóng)業(yè)類固定資產(chǎn)投資置于首要地位，統(tǒng)籌兼顧農(nóng)村固定資產(chǎn)投資的集約化管理和優(yōu)質(zhì)化結(jié)構(gòu)。在投資主體上，政府除了應(yīng)加大扶持力度外，也應(yīng)積極發(fā)揮引導(dǎo)作用，通過支持鼓勵社會和個人進行農(nóng)業(yè)投資，促進投資主體多元化，豐富資金來源渠道；全面落實資金流向的透明性，控制好不同地區(qū)間的投資規(guī)模，旨在使資金集中于提高農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力的投資項目。

5.3 日趨完善農(nóng)村地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

依托我國當(dāng)前供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的背景，也可鼓勵不同的農(nóng)村地區(qū)根據(jù)自身的區(qū)位優(yōu)勢靈活選擇適合自身的發(fā)展模式。對于農(nóng)業(yè)資源區(qū)位優(yōu)勢明顯的地區(qū)，可將資金引向農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)，積極發(fā)展特色農(nóng)產(chǎn)品加工及精深加工，帶動該地區(qū)的農(nóng)業(yè)資源開發(fā)，將農(nóng)業(yè)資源優(yōu)勢轉(zhuǎn)化為農(nóng)業(yè)產(chǎn)品優(yōu)勢，促進該地區(qū)的一二產(chǎn)業(yè)融合，提高該地區(qū)的農(nóng)業(yè)發(fā)展水平和發(fā)展層次，為農(nóng)民增收創(chuàng)造更多條件；對于生態(tài)環(huán)境有天然優(yōu)勢的地區(qū)，可通過開拓農(nóng)村休閑旅游項目，積極發(fā)展該地區(qū)的農(nóng)業(yè)鄉(xiāng)村旅游，推動旅游業(yè)與農(nóng)業(yè)的融合，逐步形成一產(chǎn)“接二連三”，農(nóng)業(yè)“跨二連三”的產(chǎn)業(yè)發(fā)展布局，為農(nóng)村發(fā)展注入活力。