摘要：經(jīng)濟集聚尤其是縣域產業(yè)集聚有助于推動城鄉(xiāng)融合發(fā)展，對農民福利水平的影響具有重要意義。基于江蘇省2000—2022年40個縣級行政單元經(jīng)濟、人口的面板數(shù)據(jù)，利用空間杜賓模型，分析經(jīng)濟集聚對農民人均純收入、農民人均消費支出、住房和恩格爾系數(shù)等福利水平的直接效應和空間溢出效應，并對江蘇省不同縣域的福利影響進行分解，旨在分析經(jīng)濟聚集對農民福利的空間溢出效應。結果表明，江蘇省各縣（市、區(qū)）的農民福利指標和經(jīng)濟密度存在較強的空間集聚。相鄰縣（市、區(qū)）的平均經(jīng)濟密度每增加1%，本地農民人均純收入會上升0.063%；而本地的經(jīng)濟密度每增加1%，農民人均純收入也會增加0.076%。經(jīng)濟集聚的空間溢出效應對農民福利的影響主要體現(xiàn)在促進農民增收、擴大城鄉(xiāng)收入差距、提高農民住房面積等方面，但是對消費層面的福利提升沒有顯著影響。鄰縣工業(yè)產業(yè)的集聚則對農民福利產生負向的虹吸作用，經(jīng)濟集聚對農民福利的空間溢出效應在江蘇省不同經(jīng)濟發(fā)展區(qū)域表現(xiàn)出異質性。由此，提出應大力發(fā)展縣域經(jīng)濟、提升規(guī)模經(jīng)濟水平、促進縣域產業(yè)集聚等政策建議。

關鍵詞：經(jīng)濟集聚；農民福利；區(qū)域經(jīng)濟；空間溢出效應

中圖分類號：F323.89" 文獻標志碼：A

文章編號：1002-1302（2024）19-0289-08

收稿日期：2024-07-28

作者簡介：孟 盟（1994—），女，山西汾陽人，博士，講師，主要從事農業(yè)經(jīng)濟政策研究。E-mail：mmengvicky@163.com。

通信作者：楊皓森，博士，助理研究員，主要從事宏觀經(jīng)濟大數(shù)據(jù)研究。E-mail：yanghsmail@sic.gov.cn。

經(jīng)濟集聚是指經(jīng)濟活動在地理空間上集中分布的現(xiàn)象，產業(yè)集群有利于降低生產成本、實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟。經(jīng)濟集聚影響經(jīng)濟發(fā)展，經(jīng)濟發(fā)展又與農民收入密切相關，因此探究經(jīng)濟集聚對農民收入的影響具有重要的現(xiàn)實意義。中國東部沿海地區(qū)經(jīng)濟較發(fā)達，產業(yè)發(fā)展程度較高，已經(jīng)形成了一定范圍的經(jīng)濟集聚，農業(yè)工業(yè)等產業(yè)示范園區(qū)充滿活力。江蘇省作為中國東部沿海地區(qū)的典型代表，下轄地級市均躋身全國經(jīng)濟百強市，是中國經(jīng)濟最活躍的省份之一。江蘇省地處中國南北方交界處，省內經(jīng)濟的發(fā)展與集聚一定程度上得益于其地理區(qū)位的優(yōu)勢。分析江蘇省經(jīng)濟集聚與農民收入之間的關系，可以在一定程度上為中國中西部欠發(fā)達地區(qū)未來可能的發(fā)展路徑，以及對農民收入的影響產生有益啟示。因此，本研究以江蘇省2000—2022年40個縣級行政單元為例，進行經(jīng)濟集聚對農民福利的空間溢出效應實證分析。

1 文獻綜述

已有文獻大多關注產業(yè)集聚的影響因素以及產業(yè)集聚對地方經(jīng)濟增長的溢出作用。有學者基于中國各省域的面板數(shù)據(jù)，應用空間計量經(jīng)濟學方法進行研究，發(fā)現(xiàn)省域經(jīng)濟增長在空間上具有相互依賴性，并指出中國區(qū)域經(jīng)濟增長的研究不能忽視空間效應^［1］，而空間集聚和經(jīng)濟增長的面板數(shù)據(jù)聯(lián)立方程可以解決以往實證分析中存在的內生性問題^［2］。此外，備受學者關注的話題有金融產業(yè)聚集對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的作用^［3-5］，以及經(jīng)濟集聚對能源和環(huán)境發(fā)展的影響等^［6-8］。產業(yè)集聚、經(jīng)濟集聚問題的研究已經(jīng)涉及到區(qū)域、城市中的各個行業(yè)。

其中，部分文獻研究了經(jīng)濟集聚與勞動生產率之間的關系。范劍勇認為，產業(yè)集聚的源泉是非農產業(yè)規(guī)模報酬遞增地方化，從而能夠提高該區(qū)域的勞動生產率^［9］；柯善咨等認為，工業(yè)集聚與城市勞動生產率互為因果^［10］；陳良文等認為，經(jīng)濟集聚密度與勞動生產率、非農勞動生產率分別存在顯著的正向關系^［11-12］；周圣強等認為，經(jīng)濟集聚度和全要素生產率呈現(xiàn)倒“U”形關系，經(jīng)濟集聚度的提高會從規(guī)模效應過渡到擁擠效應，進而造成經(jīng)濟效率下降^［13］。高虹利用勞動力微觀數(shù)據(jù)和城市整體數(shù)據(jù)，從收入和就業(yè)的角度考察城市經(jīng)濟集聚的勞動力市場效應，在Mincer方程的基礎上引入人口規(guī)模、投資、基礎設施建設等城市層面特征，發(fā)現(xiàn)城市規(guī)模每上升1%，就會促進勞動者實際年收入上升0.084%～0.143%，勞動者就業(yè)率提高0.017%～0.023%^［14］。

但是現(xiàn)有研究大多關注經(jīng)濟集聚對城市問題的影響，將空間溢出效應延伸到農村、把經(jīng)濟集聚與農民收入聯(lián)系起來的研究相對較少，對于經(jīng)濟集聚空間溢出效應的認知也不完全一致。其中，陳利等運用核密度方法對云南省農民收入和經(jīng)濟集聚進行估計并進行空間關聯(lián)性檢驗，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟集聚對農民收入的影響顯著為正，但是主要為本土效應，空間溢出效應并不明顯^［15］。張哲晰等把視角縮小至黃淮海與環(huán)渤海地區(qū)的305個蔬菜專業(yè)村，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟集聚對本地農民收入有明顯影響，但專業(yè)村之間的空間溢出效應并不顯著，以省域構建分塊矩陣的專業(yè)村之間的空間溢出效應和總效應也不顯著^［16］。不同于上述觀點，伍駿騫等基于浙江省69個縣（市、區(qū)）和1 215個鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）的數(shù)據(jù)，采用空間計量法證明經(jīng)濟集聚對農民收入具有顯著正向的直接影響、空間溢出效應和總體效應，且沒有納入空間溢出效應的模型會高估直接影響^［17-18］。此外，馬俊龍等通過梳理文獻總結了經(jīng)濟集聚對農民收入的3種作用機制：產業(yè)集群促進城市化，進而促進工業(yè)化的方式影響；改變區(qū)域經(jīng)濟結構的方式影響農民收入；技術具有正外部性，經(jīng)濟集聚促進農業(yè)技術擴散的方式影響^［19］。該研究利用全國省域面板數(shù)據(jù)證實經(jīng)濟集聚對農民收入的正向空間溢出效應，但是該效應在東部、中部、西部地區(qū)影響程度具有差異。已有研究基于不同行政區(qū)劃，包括從蔬菜專業(yè)村、鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）、縣（市、區(qū)）到全國的情況，對經(jīng)濟集聚和農民收入的空間溢出效應存在不同結果，這種差異可能與研究樣本地域的選取有關。浙江省經(jīng)濟集聚程度高于云南省，所以浙江省經(jīng)濟集聚對于農民收入的空間溢出效應更好識別，影響系數(shù)自然更加顯著。

本研究在已有文獻的基礎上更新了數(shù)據(jù)集，增加了長三角地區(qū)的縣級樣本，是對以往的研究成果的補充和擴展。同時，對江蘇省省內細分區(qū)域進行比較，將經(jīng)濟集聚的空間溢出效應在不同地理位置縣級行政區(qū)劃中的影響程度進行深入分析，是對以有研究成果的補充和擴展。

2 實證模型與數(shù)據(jù)來源

2.1 實證模型

本研究以雙向固定效應模型作為基準，主要解釋變量為經(jīng)濟集聚程度，被解釋變量為以農民收入為主的福利指標。模型設定參照已有研究結果，采用空間計量經(jīng)濟學的研究方法，主要采用模型有空間Durbin模型，引入各個變量的空間滯后項，并控制個體效應等，采用極大似然法進行估計^［17］。本研究基準模型為

ln y_it=α₀+α₁（ln econden_it）+α₂（ln indus_it）+α₃（ln machlab_it）+α₄（ln agrgdp_it）+μ_i+δ_t+ε_it。（1）

式中：ln y_it表示t年i縣（市、區(qū)）農民福利相關指標的自然對數(shù)；ln econden表示區(qū)域經(jīng)濟密度的自然對數(shù)；ln indus_it表示工業(yè)化率的自然對數(shù)；ln agrgdp_it表示農業(yè)資本勞動比的自然對數(shù)；ln agrgdp表示人均農業(yè)總產值的自然對數(shù)；μ_i表示個體固定效應；δ_t表示時間固定效應；ε_it表示隨機誤差項；α₁～α₄表示待估參數(shù)。

在此基礎上構建的空間Durbin模型如下：

ln y_it=α₀+α₁（ln econden_it）+α₂（ln indus_it）+α₃（ln machlab_it）+α₄（ln agrgdp_it）+β₀∑nj=1w_ij（ln y_jt）+β₁∑nj=1w_ij（ln econden_jt）+β₂∑nj=1w_ij（ln indus_jt）+β₃∑nj=1w_ij（ln maclab_jt）+β₄∑nj=1w_ij（ln agrgdp_jt）。（2）

式中：w_ij是空間權重矩陣的第i行第j列元素，表示縣域i與j是否相鄰；β₀～β₄表示空間滯后項的待估參數(shù)。其中，∑nj=1w_ij表示空間權重矩陣，該矩陣為對稱矩陣，且對角線元素為0，即w_ij=w_ji，w_ii=0。若i縣與j縣相鄰，則w_ij=1；若不相鄰，則w_ij=0。本研究構建的空間權重矩陣為是否鄰接的權重矩陣，該矩陣能夠直觀地說明縣域之間在地理位置上的相鄰關系。此外，在穩(wěn)健性檢驗中，本研究還基于地理坐標構建了縣域之間的地理距離權重矩陣。

2.2 數(shù)據(jù)來源與變量

本研究整理了江蘇省40個縣級行政區(qū)劃2000—2022年的面板數(shù)據(jù)集，數(shù)據(jù)來自2001—2023年《江蘇統(tǒng)計年鑒》。這40個縣級行政區(qū)劃包括21個縣級市和19個縣，由于行政區(qū)劃變更以及統(tǒng)計數(shù)據(jù)缺失，本研究剔除了市轄區(qū)，并對所有變量取對數(shù)，從而降低異方差的影響。本研究涉及到的變量有被解釋變量、解釋變量、控制變量、空間權重矩陣。

2.2.1 被解釋變量

農民福利的測度是本研究的核心之一，收入和消費支出是最典型、使用最廣泛的衡量指標。馬俊龍等通過構建模糊評價指標體系等方法來測度農民福利水平總指數(shù)^［19］，于曉華等使用收入支出、食物消費與營養(yǎng)攝入以及恩格爾系數(shù)，綜合衡量建黨百年來農民的福利變化，從而避免單一指標的偏差^［20］。為全面探究經(jīng)濟集聚對不同維度農民福利的具體影響，本研究借鑒已有研究成果，選取農民人均收入及城鄉(xiāng)差距、農民人均消費支出及城鄉(xiāng)差距、農民人均食品消費支出、農村恩格爾系數(shù)、農村用電量、農民人均住房建筑面積作為被解釋變量。

2.2.2 解釋變量

經(jīng)濟集聚的衡量方法目前較統(tǒng)一，本研究通過各縣（市、區(qū)）國民生產總值與行政面積的比值來衡量經(jīng)濟聚集程度。另外，為進一步衡量工業(yè)產業(yè)集聚水平，本研究還借鑒已有研究成果，采用區(qū)位商（LQ）來衡量工業(yè)產業(yè)層面的經(jīng)濟集聚水平^［21］，其計算公式為

LQ_it=（q_it/GDP_it）/（∑q_it/∑GDP_it） 。（3）

式中：q_it表示工業(yè)總產值；GDP_it表示縣（市、區(qū)）國民生產總值。

2.2.3 控制變量

選取工業(yè)化率、農業(yè)資本勞動比和人均農業(yè)總產值作為控制變量。其中，工業(yè)化率為工業(yè)增加值占國民生產總值的比重，人均農業(yè)總產值為各縣（市、區(qū)）農業(yè)總產值與對應人口之比。由于2017年之后統(tǒng)計年鑒中不再公布全社會固定資產投資完成額，為避免樣本缺失，本研究采用農業(yè)機械總動力與人口比重作為農業(yè)資本勞動比的代理變量。

2.2.4 空間權重矩陣

在空間計量經(jīng)濟學研究范式中，空間權重矩陣多采用是否鄰接、地理距離以及經(jīng)濟距離進行構建。本研究采用是否相鄰構造了基礎的39×39空間權重矩陣，若縣（市、區(qū)）i與j相鄰則w_ij記為1，否則記為0，并對該矩陣進行行標準化，由于剔除撤縣設區(qū)的樣本，導致啟東市沒有鄰接的縣（市、區(qū)）。因此，基準回歸中保留39個縣（市、區(qū)）的數(shù)據(jù)樣本；在穩(wěn)健性檢驗采用地理距離矩陣時采用40個縣（市、區(qū)）樣本進行回歸。此外，本研究還對江蘇省各縣（市、區(qū)）分區(qū)域進行異質性分析，采用相同的構造方法，將縣（市、區(qū)）分為蘇北、蘇中、蘇南3個區(qū)域，分別對蘇北、蘇中、蘇南的縣級行政單元構造相應的空間權重矩陣。同時，本研究構造地理距離權重矩陣進行穩(wěn)健性檢驗。

2.3 描述性統(tǒng)計

先對各個被解釋變量、解釋變量和控制變量進行描述性統(tǒng)計，本研究共選取40個縣（市、區(qū)）23年跨度共920個觀測值，各變量最大值、最小值、均值和標準差見表1，再對各變量取自然對數(shù)。2000—2022年江蘇省各縣（市、區(qū)）農民人均純收入接近13 000元/人，人均農業(yè)產值為3 020元/人，經(jīng)濟密度均值為0.336億元/km₂，平均工業(yè)化率接近40%。

由圖1可見，在相同的經(jīng)濟密度下，農民人均純收入隨時間的延長有較快的增長趨勢，這與國家經(jīng)濟的發(fā)展密切相關； 農民人均純收入與經(jīng)濟密度有正相關關系，且存在集聚的情況。在經(jīng)濟密度較低時，農民人均純收入也集中在較低的水平，農民人均純收入隨經(jīng)濟密度的增大而增加。農民人均消費支出隨經(jīng)濟密度的變化趨勢與農民人均純收入基本一致。而城鄉(xiāng)人均收入差距和農村恩格爾系數(shù)則表現(xiàn)出與之明顯不同的變化趨勢。由此可以看出，隨著經(jīng)濟密度不斷提高，城鄉(xiāng)人均收入差距有所下降，但下降幅度并不大；農村恩格爾系數(shù)的下降趨勢則非常明顯。

3 實證結果與分析

3.1 空間相關性分析

基于直觀的描述性統(tǒng)計，本研究認為江蘇省縣級行政區(qū)劃的農民福利水平和經(jīng)濟密度存在空間自相關的特點，進而構建莫蘭指數(shù)I（Moran’s I）對空間自相關性進行度量。將空間權重矩陣行標準化之后，Moran’s I的計算公式為

I=∑ni=1∑nj=1w_ij（x_i-x）（x_j-x）∑ni=1（x_i-x）₂。（4）

Moran’s Ⅰ可以視為觀測值與其空間滯后項的相關系數(shù)，大于0表示存在正的自相關性，即高值與高值相鄰，低值與低值相鄰。

由圖2可以直觀地看出，散點大多分布在第一、第三象限，呈現(xiàn)出很強的空間正相關性，莫蘭指數(shù)也在1%的水平上顯著為正。江蘇省縣域中農民收入和消費存在高-高集聚和低-低集聚的空間特征，且農民人均純收入和經(jīng)濟密度的低水平集聚更明顯，即江蘇省縣（市、區(qū)）中人均純收入較低的農民家庭在地理上有空間集聚效應，低水平縣（市、區(qū)）周圍也是低水平縣（市、區(qū)）；經(jīng)濟密度亦然，低水平縣（市、區(qū)）的空間集聚非常明顯。此外，2022年農民人均純收入和經(jīng)濟密度的低水平集聚比2000年更加明顯，說明消除絕對貧困后，即使在中國經(jīng)濟最發(fā)達的區(qū)域，農民福利在空間上的集聚效應也是持續(xù)存在的。

3.2 空間杜賓模型估計結果

采用鄰接權重矩陣空間杜賓模型的估計結果見表2，回歸均控制了年份固定效應和縣（市、區(qū)）固定效應，采用極大似然法進行估計。結果表明，經(jīng)濟集聚可以直接顯著提高農民人均純收入、農民人均消費支出以及農民人均住房建筑面積等福利，也能顯著降低農村恩格爾系數(shù)。被解釋變量和經(jīng)濟集聚的空間滯后項也會對農民福利產生顯著影響，說明地理上鄰接縣（市、區(qū)）的經(jīng)濟集聚程度會對本縣（市、區(qū)）的農民福利產生空間溢出效應。在此基礎上需要對解釋變量和控制變量空間溢出效應進行分解，通過比較直接效應、間接效應以及總效應得到直觀的影響結果。

由表3可知，經(jīng)濟集聚對農民收入有顯著的正向影響，而鄰接縣（市、區(qū)）的經(jīng)濟集聚程度對當?shù)匾灿酗@著的空間溢出效應。本地的經(jīng)濟密度每增加1%，農民人均純收入會增加0.076%；鄰接縣（市、區(qū)）的平均經(jīng)濟密度每增加1%，當?shù)剞r民人均純收入會上升0.063%，可見地理上相鄰縣（市、區(qū)）經(jīng)濟集聚的空間溢出效應的影響也會起到重要作用。在模型中若忽略空間溢出效應，則會高估本地經(jīng)濟集聚程度對農民收入的影響。分解效應結果也顯示，本地經(jīng)濟集聚可以顯著增強農民人均消費支出，以及農民人均食品消費支出和農村用電量，但是相鄰縣（市、區(qū)）的經(jīng)濟集聚對消費層面的福利提升沒有顯著影響。本地經(jīng)濟集聚會顯著降低農村恩格爾系數(shù)，增加農民人均住房建筑面積，而鄰縣經(jīng)濟集聚會顯著擴大城鄉(xiāng)人均收入差距，但也會提高農民人均住房建筑面積?？梢?，經(jīng)濟集聚的空間溢出效應對農民福利的影響主要體現(xiàn)在農民人均純收入、城鄉(xiāng)人均收入差距和住房條件上。

3.3 穩(wěn)健性檢驗：地理距離空間權重矩陣

在以上研究的基礎上，本研究更換空間權重矩陣，根據(jù)縣（市、區(qū)）的經(jīng)緯度坐標計算出縣域之間的地理距離權重矩陣，回歸結果和效應分解結果分別見表4、表5。

更換空間權重矩陣后的回歸結果和邊際效應依然保持穩(wěn)健，可見與僅考慮鄰接縣（市、區(qū)）相比，擴展空間溢出范圍之后，經(jīng)濟密度間接效應數(shù)值的絕對值明顯增大。周邊縣（市、區(qū)）的經(jīng)濟密度每增加1%，其空間溢出效應會促使本地農民人均純收入顯著增長0.223%，城鄉(xiāng)人均收入差距比率增加0.128%，農村恩格爾系數(shù)提高0.184%，農村用電量提高0.545%，農民人均住房建筑面積增加0.810%。穩(wěn)健性檢驗結果進一步證明，經(jīng)濟集聚的空間溢出會增加農民在收入、用電和住房方面的福利水平，但也會增大城鄉(xiāng)人均收入差距，農村居民用恩格爾系數(shù)衡量的經(jīng)濟水平反而下降。

3.4 工業(yè)產業(yè)集聚的討論

本研究進一步測算工業(yè)產業(yè)集聚所帶來的農民福利的影響。由表6可知，工業(yè)產業(yè)集聚的作用與廣義范圍的經(jīng)濟集聚基本一致，但也存在差異。如工業(yè)集聚沒有表現(xiàn)出對農民收入顯著的空間溢出效應，但是鄰接縣（市、區(qū)）的工業(yè)集聚水平會顯著提高農村恩格爾系數(shù)，降低本地的生活水平，也對農村用電量產生顯著負向的空間溢出效應。可見，本地工業(yè)化發(fā)展對農民福利水平提高起重要作用，但是鄰縣工業(yè)化的部分負面溢出效應也為工業(yè)集聚的虹吸作用提供了實證依據(jù)?？梢酝茰y，基準回歸中經(jīng)濟集聚對農民人均純收入的正向溢出效應主要來源于服務業(yè)等第三產業(yè)，而非工業(yè)產業(yè)集聚。

4 結論及政策建議

本研究利用江蘇省2000—2022年40個縣級行政單位的面板數(shù)據(jù)，分析經(jīng)濟集聚對農民福利的直接效應和空間溢出效應。應用空間杜賓模型，構建鄰接矩陣和地理距離的空間權重矩陣，得到以下結論：第一，江蘇省各縣（市、區(qū)）的農民福利指標和經(jīng)濟密度存在較強的空間集聚，且低水平的集聚規(guī)模更大，即農民收入水平低的縣（市、區(qū)）附近也是低收入水平的縣（市、區(qū)），經(jīng)濟密度較低縣（市、區(qū)）鄰接的縣（市、區(qū)）經(jīng)濟集聚程度也不高。農民人均純收入的空間相關性基本維持在0.8左右。第二，相鄰縣（市、區(qū)）的經(jīng)濟密度對本區(qū)域的農民人均純收入有顯著正向空間溢出效應。據(jù)本研究測算，鄰接縣（市、區(qū)）的平均經(jīng)濟密度每增加1%，當?shù)剞r民人均純收入會上升0.063%。本區(qū)域內的經(jīng)濟密度對農民收入也有顯著的積極作用，本地經(jīng)濟密度每增加1%，農民人均純收入會增加0.076%。相鄰縣（市、區(qū)）的經(jīng)濟集聚對消費層面的福利提升沒有顯著影響，但會顯著擴大城鄉(xiāng)人均收入差距，也會提高農民人均住房建筑面積。經(jīng)濟集聚的空間溢出效應對農民福利的影響主要體現(xiàn)在農民收入、城鄉(xiāng)收入差距和住房條件上。第三，本地工業(yè)化發(fā)展對農民福利水平提高起到重要作用，但是鄰縣工業(yè)產業(yè)的集聚對農民福利也產生一定的虹吸作用。經(jīng)濟集聚對農民人均純收入的正向溢出效應主要來源于服務業(yè)等第三產業(yè)，而非工業(yè)產業(yè)集聚。第四，經(jīng)濟集聚和工業(yè)化發(fā)展水平的外溢作用會受到經(jīng)濟地理的影響，從而使經(jīng)濟集聚對農民福利的空間溢出效應表現(xiàn)出區(qū)域異質性。

經(jīng)濟集聚在直接效應、空間溢出效應和總效應上都對農民收入有顯著的正向作用。因此，各地方政府大力發(fā)展經(jīng)濟不僅對提高本地農民收入有利，還有正外部性，有助于帶動周邊縣（市、區(qū)）農民脫貧，改善農民用電和住房等福利水平。但在發(fā)展過程中要注意警惕各地不斷提高工業(yè)化程度帶來惡性競爭，導致對相鄰縣（市、區(qū)）農民收入的擠壓作用。本地在發(fā)展工業(yè)化的過程中，給農民創(chuàng)造了更多的就業(yè)機會，還需要切實提高農民收入。若各地方政府都致力于促進經(jīng)濟發(fā)展，則經(jīng)濟集聚規(guī)模和程度會逐漸擴大，直接效應和間接效應共同作用，對農民的福利提升會有更強的拉動性。這就要求地方政府避免惡意競爭和短視行為，從根本上發(fā)展經(jīng)濟產業(yè)，推動農民創(chuàng)收，讓農民富起來，使“農民”最終成為有尊嚴的職業(yè)。同時也要注意到區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展可以從收入、消費等方面提高農民福利，但僅僅依靠經(jīng)濟發(fā)展并不能解決相對貧困和城鄉(xiāng)收入差距的問題。政府應該在政策制定中兼顧公平與效率，通過對發(fā)展存在差距區(qū)域的經(jīng)濟改革、政策扶持和基礎公共設施建設，降低生產成本、提升規(guī)模經(jīng)濟水平，促進區(qū)域產業(yè)集聚和經(jīng)濟集聚，從而通過集聚的空間溢出效應和收入再分配等手段提升該地區(qū)農民的福利水平。

參考文獻：

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