江蘇省城鎮化-農業現代化的耦合與城鄉一體化的關系研究

程 超， 童紹玉， 彭海英， 王春梅

(1.云南財經大學國土資源與持續發展研究所，云南昆明 650221； 2.攀枝花學院黨委行政辦公室，四川攀枝花 617000)

推動城鎮化與農業現代化的協調發展，是推進城鄉統籌與城鄉一體化發展的重要著力點。江蘇省作為我國經濟發達省份，其城鎮化與農業現代化客觀上存在著復雜的耦合關系，定量分析兩者之間的耦合度，考察其耦合度與當地城鄉一體化水平的關系具有重要的理論意義與實踐價值。

近年來，隨著城鎮化進程的推進以及對農業現代化認識的不斷深化，學術界對城鎮化與農業現代化耦合關系的關注度逐漸增強。從研究內容看，主要集中在2個方面：(1)城鎮化與農業現代化的耦合機制及其評價指標的理論探討[1]；(2)區域城鎮化與農業現代化耦合度的實證研究[2]。從研究方法看，主要有(1)單一指標法，即以城鎮人口比重、農業部門勞動生產率等單一指標表征二者耦合協調性[3]；(2)復合指標法，即構建關聯指標體系，借助熵值法、變異系數法及層次分析法等方法進行指標賦權，采用相應的模型分析二者間耦合互動關系[4]。

目前，國內關于城鄉一體化的研究已有較多嘗試，從研究的視角看，主要集中在評價城鄉一體化的指標體系、城鄉一體化的演變軌跡等理論探索[5-6]、區域城鄉一體化水平測度及影響因素分析[7]以及城鄉一體化的進程與階段劃分[8]；從研究的區域看，主要涉及全國性的[9-10]、區域性的[11]和城市[12]等；從研究的方法看，主要有德爾菲法[11]、層次分析法(analytic hierarchy process，簡稱AHP)、網絡層次分析法(analytic network process，簡稱ANP)[13]及因子分析法等[14]。

有關城鎮化與農業現代化的耦合度研究、城鄉一體化的研究已取得了較多成果，但是，已有研究中構建的評價指標體系對“城鄉一體”的屬性表征尚不凸顯，指標權重的確定對數據自身變化特征的考慮尚且不足。對城鎮化-農業現代化的耦合度與城鄉一體化關系的研究也有待深入。本研究擬測度城鎮化與農業現代化的耦合度，構建評價“城鄉一體”指標體系，測評研究區城鄉一體化水平；運用向量自回歸模型(VAR)，探索江蘇省城鎮化-農業現代化耦合度與城鄉一體化的互動響應和作用關系，為研究區城鄉一體化發展的路徑選擇提供依據。

1 研究區概況與研究方法

1.1 研究區概況

江蘇省位于中國大陸東部沿海地區，全省面積為10.26萬km2，地理區位條件優越，地跨長江、淮河、京杭大運河；經濟發達，城鎮化進程穩步推進，2014年人均GDP和戶籍人口城鎮化率分別達到87 995元和67%。此外，江蘇省既是經濟大省，也是農業大省，2014年糧食總產量為3 490.62萬t，位居全國第四；農業機械化總動力為4 649.98萬kW，位居全國前列；農業增加值為3 835.16億元，位居全國第三，全省農業機械化、農業化學化、農村電氣化、農業生態環境、農田水利、農業支持保障水平和新農村建設均位居全國前列[15]，農業現代化進程不斷加快。據此，以江蘇省為例開展城鎮化-農業現代化的耦合度與城鄉一體化的關系研究，其意義不僅能夠為江蘇省的城鎮化和農業現代化的耦合協調持續可發展以及推進城鄉發展一體化進程提供政策啟示，還可為其他類似地區和欠發達省份提供借鑒和參考，具有典型的代表性和現實意義。

1.2 研究方法

1.2.1 城鎮化-農業現代化的耦合度與城鄉一體化的關系框架 基于已有研究的認識[2-3]，本研究認為城鎮化和農業現代化之間具有互動作用機制，且兩者之間的耦合協調發展對打破城鄉二元結構，促進城鄉間空間、社會、經濟以及生態協調統籌發展等城鄉一體化進程具有一定影響。城鎮化-農業現代化的耦合度與城鄉一體化的互動響應關系框架如圖1所示。

城鎮化與農業現代化的耦合協調關系主要表現為以下幾個方面：(1)城鎮化為農業現代化發展提供了物質基礎和市場環境。一方面，城鎮化可以為農業現代化提供其發展亟需的充分的物質基礎和資金支持；另一方面，城鎮化可以吸引大量農村剩余勞動力，促進農業產業化發展，使得產業結構得到調整。(2)農業現代化是城鎮化發展的重要基礎。首先，實現農業現代化，可以釋放農業勞動力數量和農村土地資源，促進農村勞動力向城鎮轉移，為城鎮的發展提供勞動力、土地等生產要素支持；其次，隨著農民收入的改善，消費需求也隨之增加，從而為城鎮化的推進創造了市場條件；最后，農業勞動生產率的提高可以生產出更多的農業剩余產品，而農業剩余產品是促進產業分工的必要前提[3]。

城鎮化-農業現代化的耦合協調性與城鄉一體化的互動機制表現為(1)農業現代化與城鎮化的耦合協調發展，可以促進城鄉間生產要素的自由流動，推進城鎮集聚與農業發展進程，從而改善城鄉發展不平衡的狀況，縮小城鄉差距。(2)城鄉一體化的發展，可以有效解決長期存在的“三農”問題，從而提高城鎮化與農業現代化的耦合協調性。一方面促進農產品加工業發展，延長農業產業鏈，提高農業產業化經營水平，增加農業效益；另一方面農村勞動力轉移，分散的農村土地資源就可以被集中，從而提高農業生產效率，為農業產業化、集約化、現代化發展創造條件；此外，推進城鄉發展一體化，可以打破城鄉二元結構，推動城鄉間統籌發展，促進人口與經濟社會要素向城鎮集聚，使城鎮不斷發展擴大，全面優化經濟社會結構和提高居民生活水平。

1.2.2 城鎮化-農業現代化的耦合模型 借助物理學的耦合概念及模型[16]，建立城鎮化與農業現代化的耦合模型，即：

C={(U×A)×[(U+A)(U+A)]}1/2；

(1)

(2)

式中：C為耦合度；U、A分別為城鎮化指數、農業現代化指數；D為耦合協調度；T為城鎮化與農業現代化系統總和協調指數，反映二者的整體發展水平對協調度的貢獻[17]；α、β為待定系數，由于城鎮化與農業現代化被視為同等重要，故α=β=0.5；在實際應用中，考慮到城鎮化和農業現代化耦合度的2個極限值，借用模糊數學思想，參照已有研究[18-19]，把一定區間耦合協調度隸屬為同一等級，得出耦合協調度等級標準(表1)。

表1耦合協調度等級劃分標準

1.2.3 城鄉一體化測度模型 城鄉一體化評價指標體系。在構建城鄉一體化指標體系時，需要清晰地認識總系統與其各個子系統以及各個子系統之間的關系[19]。因此，在參考已有文獻[9]和征詢有關專家意見的基礎上，采用頻度統計法(即從有關城鄉一體化的文獻中選擇頻度較高的指標)、理論分析法(即對城鄉一體化的內涵、特征等方面進行分析后選擇能夠準確把握城鄉一體化的指標)以及綜合分析法(即對初步提出的指標體系進行綜合分析后調整)，從數據可獲取性和便于量化的角度，按照科學性、系統性、可比性、層次性等原則，來構建既包含“城鄉差別化”(即對比類指標)，又有“城鄉一體化”(即狀態類、動力類指標)兩大屬性的城鄉一體化指標體系(表2)。

表2城鄉一體化水平評價指標體系

注：屬性欄內“+”“-”分別表示正向、逆向指標，“P、S、D”分別表示指標類型為對比類、狀態類、動力類。

城鄉一體化水平測度方法。運用兩步主成分分析法[20]來測度江蘇城鄉一體化水平：第一步是將城鄉一體化各子系統的基礎數據經過處理后，用主成分分析法賦予相應權重，并據此來計算城鄉一體化各子系統的綜合指數；第二步是將第一步計算出的城鄉一體化各子系統的綜合指數作為基礎數據，同理運用主成分分析法，計算出城鄉一體化各指數的權重，最后以加權求和方法計算城鄉一體化指數。

1.2.4 VAR模型 選擇適合處理變量之間內生關系的非結構性方法VAR模型來反映城鎮化和農業現代化的耦合與城鄉一體化之間的雙向動態影響關系[21]。本研究構建的VAR模型如下：

(3)

式中：yt表示時間序列構成的向量；C為常數項；Aj為時間序列矩陣；εit為隨機擾動項。

1.3 數據來源與指標處理

1.3.1 數據來源 城鎮化、農業現代化及城鄉一體化的指標數據均在1996—2015年《中國統計年鑒》《中國城市統計年鑒》《中國農村統計年鑒》《中國水資源公報》《江蘇統計年鑒》及相關文獻和實地調研的基礎上進行的統計與計算，并采用移動平均法、指數平滑法、GM(1，1)灰度預測等方法填充個別缺失的歷史數據。

1.3.2 指標處理 由于城鄉一體化指標體系是由若干個指標構成的，且各指標間存在量綱差異，故需進行指標數據的標準化處理：(1)逆向指標正向化，由于本研究逆向指標結果多數是比值或比率形式，取倒數形式相對合理，即xij′=1/xij；(2)標準化處理，采用均值法，即xij′=xij/xj。

2 結果與分析

2.1 城鎮化與農業現代化的耦合分析

對城鎮化與農業現代化耦合研究的指標體系較多，但多與城鄉一體化指標體系存在交叉信息，鑒于此，采用國際和國內通用的城鎮化率(即城鎮人口占總人口比重)、農業部門勞動生產率(即農業部門產值比重與農業部門就業人口比重之比)來衡量城鎮化、農業現代化。運用上述研究方法對1995—2014年江蘇省城鎮化和農業現代化的評價指數、耦合協調度進行計算，結果見表3。

表31995—2014年江蘇省城鎮化與農業現代化的耦合評價指數

注：字母含義同“1.2.2”節。

2.1.1 城鎮化與農業現代化指數變化特征 從表3可以看出，在研究時段內，江蘇省城鎮化水平呈持續增長的趨勢，由研究期基點1995年的0.273增長到研究期終點2014年的0.652，增幅達到138.83%，表明近10年來江蘇省隨著工業化和經濟的快速增長，其城鎮化水平提升明顯。從農業現代化水平指數的變化看，江蘇省1995—2014年農業現代化水平指數呈現先平穩增長后快速增長的變化特征，由研究期基點的0.321增長到研究期終點的3.955，1995—2005年處于平穩增長階段，而2006—2014年處于快速增長階段，且增長趨勢明顯，這是由于我國從2006年開始連續出臺各種惠農政策(2006年取消農業稅、種糧直補政策、現代種業發展支持政策等以及連續多年中央一號文件以“三農”為主題)，開始調整工農關系和城鄉關系，實施“工業反哺農業、城市支持農村”戰略，農業現代化水平穩步提升。

2.1.2 城鎮化與農業現代化的耦合 由表3可以看出，1995—2014年江蘇省城鎮化與農業現代化耦合協調度呈波動上升的趨勢，由基點的0.313上升到0.681，增幅為117.57%。根據耦合協調度大小劃分的等級標準可知，江蘇省在研究期內整體經歷了輕度失調—瀕臨失調—勉強協調—初級協調4個階段，表明江蘇省城鎮化與農業現代化的耦合協調度向良性發展，具有一定的協調發展關系：(1)江蘇省城鎮化過程就是農業現代化不斷發展的過程，城鎮人口比重的增加增強了江蘇省經濟擴散效應[22]，中小企業和人口在空間上的聚集，降低了土地集中成本，從而降低了農業現代化的成本，為農業現代化的發展提供了市場需求條件和基礎支撐；(2)江蘇省農業現代化發展過程中，減少了農業勞動力數量，促進農村富余勞動力向城鎮轉移，增加了消費需求，為城鎮化的推進提供了經濟基礎，合理推進了城鎮化進程。

2.2 城鄉一體化測度與分析

采用兩步主成分分析法將處理后的基礎指標數據代入SPSS 23.0，在進行主成分分析時，選擇使用協方差矩陣，并根據KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)>0.7和方差貢獻率≥85%為準則來確定主成分的數量。第一步主成分分析時，求算出城鄉一體化各個子系統基礎指標數據的權重并據此計算出各子系統的指數；第二步主成分分析時，在第一步得到的指數基礎上，求算出各子系統在城鄉一體化系統中的權重，并據此計算出江蘇省1995—2014年城鄉一體化指數(圖2)。

從圖2可以看出，江蘇省城鄉一體化指數呈現出波動變化態勢，階段性特征明顯，且城鄉一體化4個子系統指數的貢獻均為正效應，但變化差異明顯。(1)城鄉一體化指數表征為1條波動性增長的曲線。指數最大年份為2014年，最小年份為1996年，最大年份是最小年份的2.68倍，1995—2000年處于波浪式的上升階段，而2001—2010年呈現出持續增長趨勢，由基點的2.216增長到終點的4.540，增幅明顯(104.87%)，在研究期的末期(2011—2014年)為波浪式的上升階段。(2)城鄉社會一體化指數呈現出波動增長的趨勢。2005—2010年為持續增長階段，由基點的2.280增長到終點的3.229，增幅明顯(41.62%)，2011—2014年為波動增長階段，城鄉社會一體化水平隨著一系列優惠政策(“惠農”補貼、城鄉義務教育“兩免一補”政策、合并現行新型農村社會養老保險制度與城鎮居民社會養老保險制度)的實施有所提高。(3)城鄉經濟一體化指數呈現出“V”形波動式增長的趨勢，且階段性特征明顯。指數由基點的1.139增長到終點的3.055，整體上呈現波浪式上升趨勢，1998—2001年處于谷底期，主要是受亞洲金融危機的影響。江蘇省城鄉總量規模擴大趨勢明顯，但在居民就業工資、生活消費等方面差距依舊較大，城鄉居民收入比、城鄉恩格爾系數比均呈現明顯的上升趨勢(增幅分別為50.29%、22.96%)，財政支農比呈現波動變化，財政金融對農村支撐力度仍較小，城鄉固定資產投資比呈現波動上升趨勢，城鄉二元對比系數總體呈現“V”形波動式增長的趨勢，研究期內年平均值為0.215，仍低于發展中國家0.31的閾值(參照李穎依據二元對比系數劃分產業結構[23]：發展中國家，0.31≤二元對比系數≤0.45；發達國家，0.52≤城市化水平≤0.86)，城鄉產業結構得到一定的優化，但城鄉二元經濟結構仍不合理。(4)城鄉生態一體化指數呈現出1條平穩增長曲線，指數由基點的0.416增長到終點的0.700，增幅為68.27%，城鄉生態環境二元結構明顯，但城市和農村的生態環境在結構、功能以及本底值等方面的不平衡狀態仍然存在。(5)城鄉空間一體化呈現波動式下降增長趨勢。1995—2014年指數由基點的0.999增長到終點的2.984，隨著城市化進程的推進，城鄉客運量指標增幅明顯(217.86%)，交通通達度增長趨勢明顯(交通網密度最大年份是最小年份的6.1倍)，城鄉往來時間縮短，城鄉一體化水平提高，城鄉生產要素(勞動力、資本、技術等)逐步從城市擴散至農村，城鄉空間集聚程度大幅提高，基礎設施建設得到加強，城鎮體系增強，網絡化結構規模擴大，大大提高了城鄉一體化水平[9]。

2.3 城鎮化和農業現代化的耦合與城鄉發展一體化的關系分析

2.3.1 VAR模型的建立 建立江蘇省城鎮化和農業現代化的耦合協調度與城鄉一體化水平的雙變量VAR模型來分析兩者的雙變量系統。利用Eviews 6.0對動態方程的參數進行估計(表4)。模型中的變量均經過取對數處理(變量LNCCD為城鎮化和農業現代化的耦合協調度取對數，變量LNURI為城鄉一體化水平取對數)，并從系數的顯著性、AC準則以及SC準則等方面考慮，選擇變量的最大滯后階數為1。

表4耦合協調度、城鄉一體化向量自回歸方程參數估計

對于VAR模型而言，若VAR模型的所有根模的倒數小于1，即AR特征多項式的倒數都為單位圓內，表明所估計的VAR模型是穩定的。通過檢驗，由表5和圖3可判定江蘇省城鎮化和農業現代化的耦合協調度與城鄉一體化水平的雙變量VAR模型是穩定的，可進行VAR模型的一般分析。

2.3.2 ADF檢驗和協整檢驗 選用目前普遍應用的ADF(Augmented Dickey-Fuller)檢驗法對城鎮化和農業現代化的耦合協調度與城鄉一體化水平變量時間序列的平穩性進行檢驗。檢驗結果顯示，樣本區間在5%的顯著水平下，接受變量時間序列值有單位根的假設，拒絕二階差分存在單位根的假設，1995—2014年LNCCD、LNURI為二階單整I(2)變量，且均是平穩的。

在單位根檢驗的基礎上，對LNCCD與LNURI變量間進行了EG兩步法[24]協整檢驗：第一步，用最小二乘法(ordinary least square，簡稱OLS)進行LNCDD與LNURI之間靜態回歸，回歸方程為LNURI=1.362 819LNCCD+2.174 128(r2=0.984 462)；第二步，檢驗殘差的單整階數，方法同檢驗序列的平穩性，由檢驗結果可知，OLS方程的殘差序列的ADF檢驗值為-2.546 622，小于5%顯著水平的臨界值-1.960 171，即殘差系列是平穩的。結果表明，江蘇省城鎮化和農業現代化的耦合協調與城鄉一體化水平之間存在協整關系，這與本研究的內容相符，江蘇省城鎮化和農業現代化的耦合協調與城鄉一體化水平之間具有長期的均衡關系。

2.3.3 基于VAR模型的廣義脈沖響應分析 為了分析江蘇省城鎮化和農業現代化的耦合協調與城鄉一體化水平之間的動態響應關系，在VAR模型估計的基礎上，運用廣義脈沖響應函數[25]分析變量間的沖擊影響(沖擊響應期設定為20期)，分析結果如圖4所示。

從城鎮化和農業現代化的耦合協調對城鄉一體化的響應來看(圖4-a)，城鎮化和農業現代化的耦合協調度對城鄉一體化一個標準差的沖擊，從開始就呈現出正向效應，且正向響應影響越來越顯著，即隨著城鎮化和農業現代化的耦合協調度的提高，城鄉一體化水平會隨之增長，且具有持續性和長期性的趨勢，并在第6期時正效應達到最大值(0.034 624)，隨后呈現緩慢下降的趨勢，但一直保持穩定的正效應。在前5年、前10年的累積效應分別為0.120 241、0.290 69，表明城鎮化和農業現代化的耦合協調度每提高1百分點，城鄉一體化水平會隨之在前5年、前10年分別提高0.120 241、0.290 69百分點。這些特征說明江蘇省城鎮化和農業現代化的耦合協調對城鄉一體化具有明顯的正向作用，農業現代化水平的提高使得農業生產效率不斷提高，可以促進城鄉間生產要素(土地、勞動力等)的自由流動，并在城鎮化進程推動下，城市對農村的涓流效應開始顯現，即土地、勞動力及技術等要素從城市向農村擴散，從而改善城鄉發展的不平衡，縮小城鄉間差距。

從江蘇省城鄉一體化對城鎮化和農業現代化的耦合協調的響應來看(圖4-b)，城鄉一體化對城鎮化和農業現代化的耦合協調一個標準差正向的沖擊后，一直保持持續平穩的正向效應。在前5年、前10年的累積效應分別為0.135 814、0.262 812，表明城鎮化和農業現代化的耦合協調度每提高1百分點，城鄉一體化水平會隨之在前5年、前10年分別提高 0.135 814、0.262 812百分點，前期高于城鎮化和農業現代化的耦合協調對城鄉一體化的累積效應，后期低于城鎮化和農業現代化的耦合協調對城鄉一體化的累積效應。這些特征說明，江蘇省城鄉一體化對城鎮化和農業現代化的耦合協調具有明顯的正向作用，且正向作用影響處于平穩的常數水平，但從長期趨勢看，作用影響略有下降，隨著城鄉一體化發展階段的影響，城鄉一體化對城鎮化和農業現代化的耦合協調累積效應也會“脫節”，并不是持續增長，據根周江燕等歸納的錢納里“發展型式”模型[9]可知，1995—2014年江蘇省城鄉關系處于對立與融合的交叉時期，不僅存在多重城鄉二元結構(經濟、社會、文化、空間等)，還存在城鄉“倒二元”結構(生態環境)，這也就影響了城鄉一體化對城鎮化和農業現代化的耦合協調的正向作用程度，導致其累積效應與城鎮化和農業現代化的耦合協調對城鄉一體化的累積效應相比，前期高而后期低。

2.3.4 基于VAR模型的方差分解分析 為研究江蘇省城鄉一體化與城鎮化和農業現代化的耦合協調的相互影響關系，采用方差分解分析，從而獲得不同程度的沖擊反應變量間波動的方差貢獻率構成，方差分析結果見圖5(由于方差分解結果在10期以后趨于穩定，故只列出10期)。

從圖5可以看出，(1)城鎮化和農業現代化的耦合協調對城鄉一體化的沖擊隨著時間推移具有明顯影響，在初期，貢獻率尚且最小，隨后緩慢持續增長，基本穩定在29.57%左右，即城鄉一體化的預測方差的29.57%可由城鎮化和農業現代化的耦合協調的變動來解釋，說明城鎮化和農業現代化的耦合協調對城鄉一體化發展具有一定的影響；(2)城鄉一體化的波動主要受自身沖擊影響顯著，基本平穩地保持在70.443%左右，而城鄉一體化對城鎮化和農業現代化的耦合協調的預測方差在初期的貢獻率較小，前5期呈現快速增長，隨后保持平穩增長。這與江蘇省的發展現狀相符，隨著江蘇省經歷的城鄉關系階段發生變化(據根周江燕等歸納的錢納里“發展型式”模型[9])，城鄉一體化對城鎮化和農業現代化的耦合協調發展的互動反饋作用也發生相應變化。

3 結論與建議

本研究基于1995—2014年江蘇省城鎮化-農業現代化的耦合度與城鄉一體化水平測算結果，建立了江蘇省城鎮化-農業現代化的耦合與城鄉一體化之間的VAR模型，檢驗了二者之間的協整關系，運用廣義脈沖響應函數和預測方差分析了江蘇省城鎮化-農業現代化的耦合與城鄉一體化之間的動態響應關系，得到以下結論：

(1)1995—2014年江蘇省城鎮化與農業現代化經歷輕度失調—瀕臨失調—勉強協調—初級協調，兩者的耦合協調度朝著良性方向發展，具有一定的協調發展關系，相比而言，城鄉一體化指數呈現出波動變化態勢，階段性特征顯著，且城鄉一體化4個子系統指數的貢獻均為正效應，但變化差異明顯。

(2)研究期間的脈沖響應結果表明，江蘇省城鎮化與農業現代化的耦合協調與城鄉一體化之間存在長期協整關系，相互間具有明顯的正效應，且具有持續性和長期性的趨勢，反映長期內，城鎮化與農業現代化的耦合協調與城鄉一體化之間存在著雙向作用機制的長期穩定關系。

(3)整個分析期內的預測方差結果表明，城鎮化和農業現代化的耦合協調解釋了城鄉一體化發展29.57%左右的方差，而城鄉一體化的波動主要來自自身，自身波動貢獻率均在70%以上，說明城鎮化和農業現代化的耦合協調對城鄉一體化發展具有一定影響，而城鄉一體化水平波動變化的原因是多方面的，城鎮化和農業現代化對目前江蘇省城鄉一體化的影響作用僅是其中一部分，城鄉一體化對城鎮化和農業現代化的耦合協調的互動反饋作用是隨著江蘇省經歷的城鄉關系階段發生變化的，這與江蘇省當前發展階段與實際現狀是完全相符的。

基于此，為實現城鎮化-農業現代化的耦合協調發展，形成與城鄉發展一體化的動態響應，未來江蘇省宏觀政策應關注于以下幾個方面：(1)促進城鎮化與農業現代化的耦合協調發展。基于結果分析，江蘇省城鎮化與農業現代化的耦合協調良性發展，尚處于初級協調階段，結合當前江蘇城鎮化與農業現代化面臨的人地關系緊張、農業科技服務體系薄弱、生態環境壓力顯著等問題，應從統籌城鄉發展、促進生產要素合理流動與配置、推進農業產業化經營、建立和完善現代農業科技化社會化服務體系和重視城鄉生態環境建設等方面著手解決。(2)基于城鎮化-農業現代化的耦合發展階段與趨勢，推進城鄉一體化的集約化內涵式發展。一方面，大力發展農村非農產業，重點增強農民就業技能培訓，吸納農村剩余勞動力，著力提高農村經濟總量，在提高農業部門勞動生產率的同時，推進城鎮化進程，加強城鄉交流，使之發揮溢出效應，促進城鎮化與農業現代化由現階段的初級協調狀態轉向優質協調狀態發展；另一方面，城鄉一體化發展是由人口、土地、資金等要素的優化組合，本研究顯示，現階段城鄉一體化發展受自身波動的貢獻度均在70%以上，城鄉一體化的推進主要是來自城鄉一體化的子系統合力作用，應從建設城鄉基礎設施和公共服務良好鏈接與均衡發展的社會一體化、城鄉生產要素合理流動與正確配置的經濟一體化、城鄉資源利用與環境保護協調的生態一體化以及城鄉高集群密度與網絡化布局的空間一體化等方面著手提高城鄉一體化水平。

參考文獻：

[1]柯福艷. 統籌城鄉背景下城鎮化與農業現代化互促共進長效機制研究[J]. 農村經濟，2011(5)：36-39.

[2]謝天成，施祖麟. 城鎮化與農業現代化協調發展研究——以昆山市為例[J]. 農業現代化研究，2015，36(6)：921-926.

[3]霍志和. 城鎮化與農業現代化協調發展研究[D]. 晉中：山西農業大學，2014.

[4]衡 杰. 安徽省新型城鎮化與農業現代化關系研究[D]. 蚌埠：安徽財經大學，2014.

[5]劉 正. 城鄉一體化程度評價指標體系初探[D]. 濟南：山東大學，2007.

[6]景普秋，張復明. 城鄉一體化研究的進展與動態[J]. 城市規劃，2003，27(6)：30-35.

[7]劉紅梅，張忠杰，王克強. 中國城鄉一體化影響因素分析——基于省級面板數據的引力模型[J]. 中國農村經濟，2012(8)：4-15.

[8]羅雅麗，張常新. 城鄉一體化發展評價指標體系構建與階段劃分——以大西安為例[J]. 江西農業學報，2007，19(7)：141-143.

[9]周江燕，白永秀. 中國城鄉發展一體化水平的時序變化與地區差異分析[J]. 中國工業經濟，2014(2)：5-17.

[10]李志杰. 我國城鄉一體化評價體系設計及實證分析——基于時間序列數據和截面數據的綜合考察[J]. 經濟與管理研究，2009(12)：95-101.

[11]蘇春江. 河南省城鄉一體化評價指標體系研究[J]. 農業經濟問題，2009(7)：96-100.

[12]劉 偉，張士運，孫久文. 我國四個直轄市城鄉一體化進程比較與評價[J]. 北京社會科學，2010(4)：28-36.

[13]焦必方，林 娣，彭婧妮. 城鄉一體化評價體系的全新構建及其應用——長三角地區城鄉一體化評價[J]. 復旦學報(社會科學版)，2011，53(4)：75-83.

[14]陳國生，向澤映，陳春泉. 基于因子分析的湖南省城鄉一體化發展研究[J]. 經濟地理，2009，29(6)：925-928.

[15]姚於康. 江蘇農業現代化過程中出現的新趨勢、新問題及對策[J]. 江蘇農業科學，2012，40(2)：322-324.

[16]方葉林，黃震方，段忠賢，等. 中國旅游業發展與生態環境耦合協調研究[J]. 經濟地理，2013，33(12)：195-201.

[17]王 毅，丁正山，余茂軍，等. 基于耦合模型的現代服務業與城市化協調關系量化分析[J]. 地理研究，2015，34(1)：97-108.

[18]吳玉鳴，柏 玲. 廣西城市化與環境系統的耦合協調測度與互動分析[J]. 地理科學，2011，31(12)：1474-1479.

[19]完世偉. 城鄉一體化評價指標體系的構建及應用——以河南省為例[J]. 經濟經緯，2008(4)：60-63.

[20]鈔小靜，任保平. 中國經濟增長質量的時序變化與地區差異分析[J]. 經濟研究，2011(4)：26-40.

[21]韓永強. 淮河流域新型城鎮化與農業現代化協調發展研究[D]. 蚌埠：安徽財經大學，2015.

[22]陳江龍，高金龍，衛云龍. 工業化、城鎮化和農業現代化“三化融合”的內涵與機制——以江蘇省為例[J]. 農業現代化研究，2013，34(3)：274-278.

[23]李 穎. 中國二元經濟結構：特征、演進及其調整[J]. 農村經濟，2011(9)：83-87.

[24]Engle R F，Yoo B S. Forecasting and testing in co-integrated systems[J]. Journal of Econometrics，1987，35(1)：143-159.

[25]Koop G，Pesaran M H，Potter S M. Impulse response analysis in nonlinear multivariate models[J]. Journal of Econometrics，1996，74(1)：119-147.