城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的影響研究

李春生，王亞星

（中國人民大學商學院，北京 100872）

農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟結構調整的中心任務，也是農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的重要內容。城鎮(zhèn)化實質上是城鄉(xiāng)之間資源配置方式與空間結構的變化與調整，能夠對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生重要影響。改革開放以來，我國的城鎮(zhèn)化進程快速推進，人口城鎮(zhèn)化率從1978年的17.92%上升到2016年的57.35%。與此同時，我國農(nóng)業(yè)以年均4.43%的速度穩(wěn)步增長，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構也逐漸進行著變化和調整。

總的來看，城鎮(zhèn)化影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的路徑包括需求和供給兩個層次［1］。Kuznets［2］最早于1971年提出，城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)結構變動的影響表現(xiàn)在增加對農(nóng)產(chǎn)品的需求；郭劍雄等［3］研究認為，城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的作用主要體現(xiàn)在需求收入彈性的變化；周小和認為，城鎮(zhèn)化帶來了消費需求擴張，促使農(nóng)業(yè)的功能由以供應糧食為主向多功能方向轉變［4］。也有研究將城鎮(zhèn)化影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的路徑歸結到供給層面。李連濤等［5］研究表明，城市群的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級要受到區(qū)域內的農(nóng)業(yè)資源稟賦的影響，Brauw等［6］認為，中國農(nóng)民通過進城打工能夠給農(nóng)業(yè)生產(chǎn)帶來更多的資金投入；官愛蘭等［7］的研究表明，在城鎮(zhèn)化背景下，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級必須依靠農(nóng)業(yè)人力資本的開發(fā)；羅富民則認為，城鎮(zhèn)化能夠影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的稀缺程度，進而作用于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構的變動［8］。在實證研究方面，一類研究采用農(nóng)業(yè)中的種植業(yè)、林業(yè)、牧業(yè)和漁業(yè)的分行業(yè)指標比重來衡量農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構，對我國城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構的關系進行了計量分析，得出城鎮(zhèn)化帶動種植業(yè)比重下降、促進非種植業(yè)比重上升的結論，證明了城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級具有重要影響［9-13］；另一類研究則采用農(nóng)業(yè)的整體變化數(shù)據(jù)來開展研究，如代斌等［14］使用農(nóng)業(yè)結構變動系數(shù)對山東省、宋曉媚等［15］使用農(nóng)業(yè)結構變化率對西安都市圈的城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構的關系進行實證分析，都得出了城鎮(zhèn)化顯著影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的結論。

上述研究取得了很多有益的成果，但也存在著一些不足之處：一是對于城鎮(zhèn)化影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的路徑，已有研究雖然歸結為需求和供給兩個層面，但是觀點較為零散，缺少一個系統(tǒng)的動態(tài)的作用機制框架；二是對于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的評價指標，大多數(shù)研究采用種植業(yè)、林業(yè)、畜牧業(yè)和漁業(yè)的分行業(yè)指標，少數(shù)研究使用變動速度指標，沒有采用反映農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構整體情況的比例指標；三是在統(tǒng)計數(shù)據(jù)的選取上，已有研究使用分省數(shù)據(jù)的較多，使用全國數(shù)據(jù)的較少；使用10～20年較短時期樣本數(shù)據(jù)的研究較多，使用改革開放至今較長時間序列數(shù)據(jù)的研究較少。

針對已有研究的不足，本研究從以下方面進行改進：一是根據(jù)產(chǎn)業(yè)結構變動的主要影響因素和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的特點，對城鎮(zhèn)化影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的作用機制進行較為系統(tǒng)的分析；二是在評價指標上，從狹義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構和廣義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構兩個層面使用相對比例指標來衡量農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構的水平；三是根據(jù)1978—2016年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，運用VAR模型對改革開放以來我國城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構的動態(tài)作用進行實證分析。

1 城鎮(zhèn)化影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的作用機制

在市場經(jīng)濟條件下，產(chǎn)業(yè)結構變動的主要影響因素是需求結構與供給結構的變化。與工業(yè)和服務業(yè)相比，農(nóng)業(yè)具有生產(chǎn)的季節(jié)性、空間的分散性和高度的土地依賴性等特點，適應市場經(jīng)濟的能力明顯弱于第二、第三產(chǎn)業(yè)。因此，農(nóng)業(yè)市場化是聯(lián)結需求結構與供給結構的橋梁和紐帶。城鎮(zhèn)化通過對需求結構、供給結構和農(nóng)業(yè)市場化的影響而對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級發(fā)揮作用。

1.1 提升需求結構

城鎮(zhèn)化能夠帶動勞動力和人口向城市（鎮(zhèn)）轉移和集聚。由于城鎮(zhèn)的勞動力從事效率較高的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，因而能夠獲得比從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)更高的收入。在收入增長的基礎上，他們對農(nóng)產(chǎn)品的消費需求會發(fā)生變化，不僅對農(nóng)產(chǎn)品的質量有了更高的要求，而且對需求收入彈性小的糧食的需求量穩(wěn)中有降，對需求收入彈性大的非糧食作物和畜牧業(yè)、漁業(yè)產(chǎn)品的需求量逐漸提高。農(nóng)村進城務工人員在收入提高和城鎮(zhèn)居民的影響下，消費意愿和消費習慣也會發(fā)生改變，并對家庭成員的消費行為產(chǎn)生一定程度的影響。消費需求結構的變動會引起投資需求結構的變動，引導投資由邊際收益小的糧食作物向邊際收益大的非糧食作物和林業(yè)、牧業(yè)和漁業(yè)轉移，帶動農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級。

1.2 改善供給結構

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要受資本、技術、勞動、土地等要素的影響。城鎮(zhèn)化會對生產(chǎn)要素的流動和配置產(chǎn)生影響，起到改善農(nóng)業(yè)要素供給結構的作用，表現(xiàn)在以下方面：一是資本積累效應。隨著工業(yè)化、城鎮(zhèn)化的發(fā)展，農(nóng)業(yè)對國民經(jīng)濟的資金積累作用弱化，財政支農(nóng)的力度逐漸加大；農(nóng)村到城鎮(zhèn)打工的勞動力也會將收入的一部分帶回家鄉(xiāng)，形成家庭的生產(chǎn)投入。二是技術進步效應。城鎮(zhèn)化促進了工業(yè)和服務業(yè)在城市集聚，營造出知識外溢和科技研發(fā)的環(huán)境，帶動了包括農(nóng)業(yè)在內的技術進步；在城市（鎮(zhèn)）就業(yè)的過程中，農(nóng)村進城務工人員的勞動技能和文明素養(yǎng)得到提高，對于農(nóng)業(yè)技術的需求和使用量會逐漸增加。三是勞動力轉移效應。城鎮(zhèn)化帶動農(nóng)業(yè)剩余勞動力向城市（鎮(zhèn)）流動，在一定程度上緩解了我國人多地少的狀況，為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的專業(yè)化和規(guī)模化創(chuàng)造了條件。四是土地結構調整效應。城鎮(zhèn)化導致農(nóng)業(yè)用地減少，對農(nóng)用土地的使用效率提出了更高的要求；適應城鎮(zhèn)化對農(nóng)產(chǎn)品需求大規(guī)模、多樣化的特點，農(nóng)業(yè)的土地空間結構會相應地發(fā)生變化和調整，在離市區(qū)近的區(qū)域形成蔬菜、水果、肉類等需求收入彈性大的產(chǎn)品的生產(chǎn)基地，在離市區(qū)較遠的區(qū)域形成以糧食生產(chǎn)為主的局面。

1.3 推動農(nóng)業(yè)市場化

在市場經(jīng)濟中，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的季節(jié)性、專業(yè)化和空間分散性與城市（鎮(zhèn)）大規(guī)模、多樣化的農(nóng)產(chǎn)品需求存在著明顯的差異。因此，農(nóng)業(yè)的市場化程度要明顯低于工業(yè)和服務業(yè)。城鎮(zhèn)化對于農(nóng)業(yè)市場化具有明顯的推動作用（圖1）：（1）城鎮(zhèn)化促進了人口在城市（鎮(zhèn)）高度密集地生產(chǎn)和生活，為市場的發(fā)育和完善創(chuàng)造了條件，有助于形成包括農(nóng)產(chǎn)品銷售市場、農(nóng)業(yè)技術市場和農(nóng)業(yè)人才市場在內的市場體系。農(nóng)產(chǎn)品和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的供求信息和價格信號能夠通過這些市場傳遞，引導農(nóng)業(yè)資源和要素進行合理的流動和配置。（2）城鎮(zhèn)化不僅帶來了城市數(shù)量和規(guī)模的擴張，而且?guī)恿顺鞘校ㄦ?zhèn)）的基礎設施和公共服務水平的提高，為農(nóng)產(chǎn)品與農(nóng)業(yè)技術裝備的保管、運輸、銷售提供了必要條件。（3）城鎮(zhèn)化具有產(chǎn)業(yè)集聚效應，能夠促進與農(nóng)業(yè)相關的企業(yè)和組織開展廣泛、深入的交流與合作，為農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)、加工、運輸和銷售提供產(chǎn)品和服務，促進農(nóng)業(yè)價值鏈的有效延伸。

圖1 城鎮(zhèn)化影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的作用機制

2 實證分析

2.1 模型的設定

VAR模型，也就是矢量自回歸模型，是由計量經(jīng)濟學家西姆斯（Sims）于1980年最先使用，在隨后的經(jīng)濟、管理研究中得到廣泛應用的計量經(jīng)濟模型。這一模型是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質來構造包含多個方程的非結構化模型，常用于研究相互聯(lián)系的多個變量之間的動態(tài)互動關系。

最一般的不含外生變量的VAR（p）模型的數(shù)學表達式為：

式中，Yt為m維的內生變量序列，φ1（i =1，2，…p）為待估的參數(shù)矩陣，p為最大滯后期，εt為隨機擾動項。

2.2 指標的選取

2.2.1 衡量城鎮(zhèn)化水平的指標 人口城鎮(zhèn)化率是衡量城鎮(zhèn)化水平的國際通用的指標，它等于一定范圍內的城鎮(zhèn)常住人口與總人口的百分比。人口城鎮(zhèn)化率的數(shù)值越大，說明城鎮(zhèn)化的水平越高；反之，則說明城鎮(zhèn)化的水平越低。本研究采取人口城鎮(zhèn)化率來衡量城鎮(zhèn)化水平，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒-2017》。

2.2.2 衡量農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構水平的指標 農(nóng)業(yè)有廣義和狹義之分。廣義農(nóng)業(yè)是種植業(yè)、林業(yè)、畜牧業(yè)和漁業(yè)的總稱；狹義農(nóng)業(yè)即種植業(yè)，可分為糧食作物、經(jīng)濟作物、油料、飼料作物等。與農(nóng)業(yè)的分類相適應，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構也可以分為狹義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構和廣義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的一般趨勢是：隨著收入水平的提高，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構由需求收入彈性小的行業(yè)占主導地位向需求收入彈性大的行業(yè)占主導地位轉變。

（1）狹義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構。狹義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構是種植業(yè)中不同作物之間的地位及相互關系。由于糧食作物的需求收入彈性小，而非糧食作物的需求收入彈性大，因此，本研究使用非糧食作物產(chǎn)量之和占種植業(yè)產(chǎn)量的百分比作為衡量狹義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構水平的指標（表1），數(shù)據(jù)來源于《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》和《中國統(tǒng)計年鑒-2017》。非糧食作物產(chǎn)量之和占種植業(yè)產(chǎn)量的百分比越小，說明狹義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構水平越低；反之，則說明狹義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構水平越高。

（2）廣義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構。廣義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構是農(nóng)業(yè)中不同產(chǎn)業(yè)之間的地位及相互關系。由于種植業(yè)的需求收入彈性小，而非種植業(yè)的需求收入彈性大，因此，本研究采用非種植業(yè)產(chǎn)值之和占農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的百分比作為衡量廣義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構水平的指標（表1），數(shù)據(jù)來源于《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》和《中國統(tǒng)計年鑒-2017》。非種植業(yè)產(chǎn)值之和占農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的百分比越小，說明廣義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構水平越低；反之，則說明廣義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構水平越高。

表1 模型的變量、符號及衡量指標

2.3 單位根檢驗

本研究通過對所有變量取對數(shù)的方式來消除可能存在的異方差，并將對數(shù)序列分別命名為LNUR、LNPS和LNAS。為了保證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，需要對時間序列數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。本研究采用ADF檢驗法來對數(shù)據(jù)序列的平穩(wěn)性進行檢驗，結果見表2。從表2可以看出，在5%顯著性水平下，LNUR、LNPS和LNAS都沒有通過單位根檢驗，說明原水平序列是不平穩(wěn)的。經(jīng)過一階差分處理的變量DLNUR、DLNPS和DLNAS均在5%顯著性水平下通過了單位根檢驗，說明原水平序列是一階單整的，符合建立VAR模型的條件。

表2 單位根的ADF檢驗結果

2.4 VAR模型估計與穩(wěn)定性檢驗

在建立VAR模型前，先要確定模型的最優(yōu)滯后期。為了確定最優(yōu)滯后階數(shù)，可以根據(jù)LogL、LR、FPE、AIC、SC、HQ等標準來進行檢驗。一般用來確定最優(yōu)滯后階數(shù)的準則是AIC和SC取值最小準則。本研究采用Eviews7.2確定最優(yōu)滯后期，檢驗結果見表3。從表3可以看出，根據(jù)AIC值和SC值確定的最優(yōu)滯后期不一致，根據(jù)AIC和SC取值最小準則，此時應選擇顯著性變量最多的滯后階數(shù)，因此選擇2作為VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。

確定最優(yōu)滯后階數(shù)后，可以建立包含3個內生變量的VAR（2）模型。運用Eviews7.2得到的VAR（2）模型方程為：

在VAR（2）模型建立后，需要對模型的穩(wěn)定性進行檢驗，本研究采用AR根表進行檢驗。從表4可以看出，模型6個特征根的倒數(shù)模均小于1，說明VAR（2）模型是穩(wěn)定的。

表3 VAR模型的最優(yōu)滯后期檢驗結果

表4 VAR模型的AR根表

2.5 格蘭杰因果關系檢驗

表5 格蘭杰因果關系檢驗結果

格蘭杰因果關系檢驗可以用來檢驗經(jīng)濟變量之間是否在數(shù)據(jù)上存在著因果關系。由于VAR（2）模型是平穩(wěn)的，符合檢驗的條件，可以對模型中的變量進行格蘭杰因果關系檢驗，檢驗結果見表5。從表5可以看出，在5%顯著水平下，我國城鎮(zhèn)化構成了狹義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的格蘭杰原因，卻沒有構成廣義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的格蘭杰原因。在“城鎮(zhèn)化不是狹義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的Granger原因”的假設條件下，伴隨概率為0.009%，小于5%顯著水平，因此可以拒絕原假設，即認為城鎮(zhèn)化是狹義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的格蘭杰原因；在“城鎮(zhèn)化不是廣義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的Granger原因”的假設條件下，伴隨概率為8.31%，大于5%顯著水平，因此可以接受原假設，即認為城鎮(zhèn)化不是廣義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的格蘭杰原因。

2.6 脈沖響應函數(shù)和方差分解

脈沖響應函數(shù)描述了模型內生變量對誤差沖擊的反應。從圖2 A可以看出，城鎮(zhèn)化對狹義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構的影響從第1期開始就快速上升，第2期后一直維持在一個較高的水平；從圖2B可以看出，城鎮(zhèn)化對廣義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構的影響一開始為負值，隨后逐漸上升轉為正值，在第3期達到最大值后又逐漸緩慢下降，到第10期時仍保持在一個較低的正值上。說明如果給定一個正向的沖擊，我國的城鎮(zhèn)化對狹義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構和廣義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構都發(fā)揮著正向作用，但是對狹義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構的正向作用持續(xù)時間較長，對廣義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構的正向作用持續(xù)時間較短。

方差分解衡量了影響內生變量的外部沖擊的貢獻度。從圖3A可以看出，城鎮(zhèn)化對狹義產(chǎn)業(yè)結構升級的貢獻度從第1期開始逐漸上升，到第3期達到20%左右，之后的增長趨勢有所放緩，從第7期后一直保持在30%以上；從圖3B可以看出，城鎮(zhèn)化對廣義產(chǎn)業(yè)結構升級的貢獻度變化較小，長期保持在10%以下。總的來看，城鎮(zhèn)化對狹義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的貢獻度較大，對廣義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的貢獻度較小。

3 結論與建議

本研究通過理論與實證分析，得出以下結論：首先，從作用機制來看，城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的作用是通過提升需求結構誘導供給結構轉變的過程，而農(nóng)業(yè)市場化是市場經(jīng)濟條件下聯(lián)結需求結構與供給結構的橋梁和紐帶。因此，在推進農(nóng)業(yè)供給側結構改革的過程中，絕不能忽視需求結構和農(nóng)業(yè)市場化的作用。其次，從格蘭杰因果關系的檢驗結果來看，改革開放以來，我國城鎮(zhèn)化在5%顯著水平上構成了狹義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的格蘭杰原因；只在10%顯著水平上構成了廣義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的格蘭杰原因，這說明到目前為止，我國城鎮(zhèn)化對于狹義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的作用大于對廣義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的作用。出現(xiàn)這種情況的主要原因在于種植業(yè)的不同作物之間的需求收入彈性差異相對較小，而農(nóng)業(yè)中不同產(chǎn)業(yè)之間的需求收入彈性差異較大。因此，在城鎮(zhèn)化進程的早期和中期，狹義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級表現(xiàn)得更為明顯；隨著城鎮(zhèn)化的持續(xù)推進，廣義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級將逐漸顯現(xiàn)。第三，從脈沖響應函數(shù)與方差分解的結果來看，改革開放以來，我國城鎮(zhèn)化對狹義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的貢獻度大、持續(xù)時間長，對廣義農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的貢獻度小、持續(xù)時間短。這是由于種植業(yè)的基本生產(chǎn)資料是耕地，與非種植業(yè)的農(nóng)用土地相比，耕地的生產(chǎn)專用性程度相對較低、要素供給結構調整相對較快，因此，種植業(yè)的糧食作物與非糧食作物之間的轉換較為靈活；林業(yè)、牧業(yè)、漁業(yè)的用地生產(chǎn)專用性程度較高、要素供給結構調整相對較慢，因而種植業(yè)與非種植業(yè)之間的轉換時間較長、難度也更大。

圖2 VAR模型的脈沖響應曲線

圖3 VAR模型的方差分解

為了更好地發(fā)揮城鎮(zhèn)化對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級的積極作用，建議從以下幾方面努力：一是要推動戶籍人口城鎮(zhèn)化。在我國的廣大城市（鎮(zhèn)）中，存在著大量的在城鎮(zhèn)常住，卻沒有當?shù)爻擎?zhèn)戶口，因而無法享受完整城鎮(zhèn)居民權益的半城鎮(zhèn)化人口。半城鎮(zhèn)化人口的收入水平和消費水平都明顯低于城鎮(zhèn)戶籍人口。這種狀況既會影響到農(nóng)產(chǎn)品的消費結構提升，又會影響到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的資金投入和規(guī)模經(jīng)營水平。因此，應該推進戶籍制度改革，提高城市（鎮(zhèn)）的公共服務供給水平，推動戶籍人口城鎮(zhèn)化，減少半城鎮(zhèn)化人口數(shù)量。二是要加強對農(nóng)用土地的監(jiān)督和管理。土地是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)最基本、最重要的生產(chǎn)要素，我國農(nóng)業(yè)始終存在著人多地少的不利情況。近年來，在我國城鎮(zhèn)化進程中，出現(xiàn)了土地城鎮(zhèn)化快于人口城鎮(zhèn)化的情況，城市（鎮(zhèn)）的開發(fā)與建設占用了大量的農(nóng)業(yè)用地，影響到農(nóng)業(yè)資源的配置和利用。因此，應該加強對農(nóng)用土地的監(jiān)督和管理，嚴格保護耕地，有序推進農(nóng)民承包土地使用權的流轉，防止城市規(guī)模的過度擴張，提高土地的使用效率。三是要進一步推動農(nóng)業(yè)市場化。由于固有的空間分散性和特有的土地產(chǎn)權狀況，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模小，市場化程度仍然不高，農(nóng)戶生產(chǎn)決策的自發(fā)性、盲目性帶來的經(jīng)濟損失較多地發(fā)生。為此，在完善城市（鎮(zhèn)）農(nóng)產(chǎn)品銷售市場體系的同時，要加強農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素市場建設，推動農(nóng)業(yè)資金、技術、人才的合理流動和有效配置；推進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、經(jīng)營與信息化協(xié)調發(fā)展，充分利用電子商務、信息平臺等渠道，傳播農(nóng)業(yè)知識與信息，促進農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)、加工、運輸、銷售等環(huán)節(jié)有效銜接。