柴洪 李滋婷 楊林娟

摘?要：通過構建VAR模型，研究了甘肅新型城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的動態(tài)影響。通過測算1990—2016年甘肅城鄉(xiāng)收入差距基尼系數(shù)，綜合評價甘肅新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展水平，研究了甘肅新型城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的關系，提出甘肅在新型城鎮(zhèn)化進程中縮小城鄉(xiāng)收入差距的建議。研究結果表明：甘肅新型城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間呈現(xiàn)負相關關系，二者之間存在單向的因果關系，新型城鎮(zhèn)化是城鄉(xiāng)收入差距的Granger原因;長期內(nèi)甘肅新型城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距具有正向沖擊作用，甘肅城鄉(xiāng)收入之間的差距會隨著新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的提高而增加;長期內(nèi)甘肅城鄉(xiāng)收入差距對其自身的影響程度高于新型城鎮(zhèn)化對其產(chǎn)生的影響，但是城鄉(xiāng)收入差距對其自身影響的貢獻率呈下降趨勢。根據(jù)結論提出了縮小甘肅新型城鎮(zhèn)化城鄉(xiāng)收入差距的建議。

關鍵詞：新型城鎮(zhèn)化;城鄉(xiāng)收入差距;基尼系數(shù);VAR模型;相關關系

中圖分類號：F?327?文獻標識碼：A?文章編號：1672-7312（2020）01-0091-07

The?Impact?of?New?Urbanization?on?Urban-Rural?Income

Gap?in?Gansu?Province

CHAI?Hong1，LI?Zi-ting2，YANG?Lin-juan1

（1.College?of?Finance?and?Economics?Gansu?Agricultural

University，

Gansu?Regional?Agricultural?and?Industrial?Organization

Research?Center，Lanzhou?730070，China;

2.Northwest?Normal?University，Lanzhou?730070，China）

Abstract：By?constructing?VAR?model，the?paper?studied?the

dynamic?impact?of?new?urbanization?on?urban-rural?income?gap

in?Gansu?province.By?calculating?the?Gini?coefficient?of

income?gap?between?urban?and?rural?areas?in?Gansu?province

from?1990?to?2016，the?paper?comprehensively?evaluated?the

development?of?new?urbanization?in?Gansu?province，and

studied?the?relationship?between?new?urbanization?and?income

gap?between?urban?and?rural?areas?in?Gansu?province，and?put

forward?some?suggestions?to?narrow?the?income?gap?between

urban?and?rural?areas?in?the?process?of?Gansus?new

urbanization.The?results?show?that?there?is?a?negative

correlation?between?new?urbanization?and?urban-rural?income

gap?in?Gansu，and?there?is?a?one-way?causal?relationship

between?them.New?urbanization?is?the?Granger?cause?of?urban-

rural?income?gap.In?the?long?run，the?new?urbanization?has?a

positive?impact?on?the?income?gap?between?urban?and?rural

areas.The?income?gap?between?urban?and?rural?areas?in?Gansu

will?increase?with?the?development?of?the?new

urbanization.The?income?gap?between?urban?and?rural?areas?has

a?greater?impact?on?itself?than?that?of?the?new?urbanization

in?the?long?run，but?the?contribution?rate?of?the?income?gap

between?urban?and?rural?areas?on?its?impact?is

declining.According?to?the?conclusion，some?suggestions?are

put?forward?to?narrow?the?income?gap?between?urban?and?rural

areas?in?Gansus?new?urbanization.

Key?words：new?urbanization;urban-rural?income?gap;gini

coefficient;VAR?model;correlation

0?引言

黨的十九大報告強調(diào)我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化穩(wěn)步推進，年均城鎮(zhèn)化率提高一點二個百分點，8?000多萬農(nóng)業(yè)人口轉(zhuǎn)移成為城鎮(zhèn)居民，城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距逐步縮小[1]。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化可以推動新型城鎮(zhèn)化快速發(fā)展，有助于轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動力，促進公共資源在城鄉(xiāng)之間有效配置和城鄉(xiāng)經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展，縮小城鄉(xiāng)收入差距。根據(jù)《甘肅省國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》，2012年甘肅常住人口城鎮(zhèn)化率38.75%，2018年甘肅的常住人口城鎮(zhèn)化率達到47.69%.甘肅城鎮(zhèn)居民人均可支配收入由2012年的17?156.89元增長到2018年的29?957元，農(nóng)村居民人均純收入由2012年的4?506.7元增長到2018年的8?804.1元[2]。2018年與2012年相比，甘肅常住人口城鎮(zhèn)化率提高了8.94%，但是城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民人均可支配收入絕對差由2012年的12?650.19元擴大到2018年的21?152.9元[3]，甘肅城鄉(xiāng)收入差距隨著城鎮(zhèn)化水平的提高在逐漸擴大。因此，如何加快城鄉(xiāng)融合發(fā)展，縮小城鄉(xiāng)收入差距，實現(xiàn)全面建成小康社會是甘肅經(jīng)濟增長過程中需要解決的難題。文中首先對甘肅省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平進行綜合評價，其次實證分析甘肅新型城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響程度，根據(jù)研究結果提出縮小全省城鄉(xiāng)收入差距的相關政策建議。

1?文獻回顧目前有大量文獻研究了新型城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的關系，提出新型城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距具有負的溢出效應，張悅等（2018）認為地級及地級以上城市其生產(chǎn)率與人口規(guī)模呈顯著的負相關關系[4]，范兆媛等（2018）認為人口城鎮(zhèn)化對西部地區(qū)具有顯著負的直接與間接效應，加大了中部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距[5]。新型城鎮(zhèn)化建設以來我國城市化水平不斷提高，李廣析（2018）、陳小麗等（2016）認為我國城鄉(xiāng)居民收入相對差距在收斂，但是絕對差距在擴大，對經(jīng)濟持續(xù)增長會帶來負面影響[6-7]。有效縮小城鎮(zhèn)化進程中的城鄉(xiāng)收入差距是我國城鎮(zhèn)化發(fā)展亟需解決的重大問題，高遠東等（2018）認為中國城鎮(zhèn)化發(fā)展對于城鄉(xiāng)收入差距的影響存在“單門限效應”和“雙門限效應”[8]。萬朝陽、蔣玉石等（2018）認為城鎮(zhèn)化率、產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響均呈現(xiàn)出先增加后減小的“倒U”型關系[9-10]，張萌等（2018）提出需要對“絲綢之路經(jīng)濟帶”沿線的重點小鎮(zhèn)進行產(chǎn)業(yè)定位[11]。吳先華（2011）認為城鎮(zhèn)化沒有起到縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用，反而加劇了城鄉(xiāng)收入差距進一步擴大，原因之一是進城務工的農(nóng)民工并沒有成為城鎮(zhèn)居民[12]。陳斌開、林毅夫（2011）研究了我國省際面板數(shù)據(jù)后發(fā)現(xiàn)，由于城鄉(xiāng)二元結構導致農(nóng)村勞動力流動性弱，農(nóng)民收入增長緩慢[13]。楊勇（2018）認為縮小城鎮(zhèn)化進程中的城鄉(xiāng)差距，需要通過加大對農(nóng)村地區(qū)扶持力度，改革農(nóng)民戶籍制度和社會保障制度，通過構建新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營體系促進農(nóng)民增收[14]，羅芳（2019）等提出增加一個地區(qū)對外的開放程度，更好接受來自中心城市的政策、經(jīng)濟、人才、科技、交通的輻射力[15];于喜展（2019）等提出在特定的城市創(chuàng)新的環(huán)境下建立有效的高質(zhì)量產(chǎn)業(yè)集群共生機制[16]。

2?甘肅新型城鎮(zhèn)化綜合水平評價

2.1?構建評價指標體系文中在參考保永文（2012）、張樂（2015）、趙永平等（2014）學者們選擇評價指標的原則基礎上[17-19]，充分體現(xiàn)以“五位一體”新發(fā)展理念為主導的“新型城鎮(zhèn)化”，強調(diào)在收入增長方式、產(chǎn)業(yè)結構、生態(tài)環(huán)境、社會保障、土地資源利用等方面實現(xiàn)由“鄉(xiāng)”轉(zhuǎn)“城”的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌和持續(xù)發(fā)展模式。按照數(shù)據(jù)的可得性、客觀性、真實性原則，結合甘肅省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展進程選取城鎮(zhèn)人口比重、二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員占就業(yè)人員比重等17個二級指標對甘肅省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平進行評價，并通過SPSS軟件進行因子分析，依據(jù)旋轉(zhuǎn)成分矩陣對選定的17個指標進行歸類，歸類名稱依次為人口、經(jīng)濟、土地和社會的城鎮(zhèn)化，作為綜合評價的一級指標（見表1）。

2.2?甘肅新型城鎮(zhèn)化綜合水平測算文中選取1990—2017年甘肅省上述指標的相關數(shù)據(jù)（數(shù)據(jù)來源于《甘肅發(fā)展年鑒》與《中國統(tǒng)計年鑒》）。為了使數(shù)據(jù)具有可比性，首先對數(shù)據(jù)標準化處理消除量綱的影響。通過SPSS?17.0軟件對原始數(shù)據(jù)進行主成分分析。通過計算得出：由于KMO值為0.862，同時在5%的顯著性水平上通過了巴特利球形檢驗，因此標準化處理后的數(shù)據(jù)適合做因子分析。對數(shù)據(jù)的主成分進行提取，結果見表2，前3個成分的累計貢獻率為95.28%，大于85%，說明這3個成分包含了原始數(shù)據(jù)中95%以上的信息，且三者的特征值均大于1.因此文中將成分1，2，3選為主成分。在載荷數(shù)的基礎上計算3個主成分在線性組合中的系數(shù)，見表達式（1）。參考廖可（2016）的研究方法，通過式（1）首先計算出各主成分的得分，其次各個指標的值由上文選出的3個主成分得分代替，并與主成分特征向量相乘[20]，得到新型城

鎮(zhèn)化綜合指標的公式（2），以各主成分的特征向量為權重代入式（2），最后計算出新型城鎮(zhèn)化水平綜合得分（見表3）。

由于因子的得分情況是用經(jīng)過標準化處理的數(shù)據(jù)計算出來的，所以各年的得分有正有負，通過對整體得分均加14，將所有得分數(shù)據(jù)調(diào)整為正值，能夠更好地反映甘肅歷年新型城鎮(zhèn)化的相對水平，調(diào)整后的甘肅新型城鎮(zhèn)化水平見表3.

3?甘肅省基尼系數(shù)恒量收入差距的指標有絕對指標和相對指標。城鄉(xiāng)收入差距的絕對指標可以用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入的差值計算得出。1912年意大利經(jīng)濟學家基尼根據(jù)洛倫茲曲線推導出用于反映時點收入差距總體情況、衡量城鄉(xiāng)收入差距大小的綜合指標，即基尼系數(shù)?；嵯禂?shù)的計算方法有很多，主要有差值法、圖形法、等分法和曲線回歸法等。參考保永文（2011）研究方法，文中綜合考慮數(shù)據(jù)的可得性與計算方法的簡易程度選取差值法計算甘肅基尼系數(shù)，計算公式為

G=Iu-Pu=Pr-Ir

（3）

其中G為基尼系數(shù);Iu和Pu分別為居民總收入中城鎮(zhèn)居民收入占比、總人口中城鎮(zhèn)居民人口占比;Pr和Ir分別為農(nóng)村人口占總人口的比例、農(nóng)村居民收入占居民總收入的比例[21]。G∈（0，1），G值越趨近于0，表明城鄉(xiāng)收入差距越小;G值越趨近于1，表明城鄉(xiāng)收入差距越大。根據(jù)公式（3）和甘肅發(fā)展年鑒數(shù)據(jù)資料，計算出甘肅城鄉(xiāng)收入差距的基尼系數(shù)，結果見表4.從表4可以看出甘肅城鄉(xiāng)收入差距的基尼系數(shù)呈現(xiàn)出階段性變化。

1995—1998年，由于受農(nóng)副產(chǎn)品收購價格上調(diào)、東南沿海勞動密集型產(chǎn)業(yè)的迅速發(fā)展，吸納了大量的甘肅農(nóng)村勞動力，增加了當?shù)剞r(nóng)民的非農(nóng)收入，甘肅省城鄉(xiāng)收入差距基尼系數(shù)由0.287降至0234.1999—2007年，城鄉(xiāng)收入分配差距逐步擴大，一方面由于糧食作物需求價格彈性較小，“谷賤傷農(nóng)”導致農(nóng)村居民收入增長緩慢;另一方面在這一階段國家為了擴大內(nèi)需，刺激消費，實施了有利于城鎮(zhèn)居民的收入分配政策。2003年以后，甘肅基尼系數(shù)增長放緩，2007年達到最高值0.349，主要是因為2006年1月1日國家廢止了《農(nóng)業(yè)稅條例》，取消農(nóng)業(yè)稅后農(nóng)民收入顯著增加。2008年以后甘肅省城鄉(xiāng)收入差距基尼系數(shù)趨于下降，主要是因為國家在十六屆五中全會提出了新農(nóng)村建設，甘肅在2008年5月啟動了促進農(nóng)民增收的6大行動。

4?新型城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響分析

4.1?模型選擇文中采用主成分分析法計算出的新型城鎮(zhèn)化綜合指標作為解釋變量（U），城鄉(xiāng)收入基尼系數(shù)（G）作為被解釋變量，通過構建VAR模型來研究新型城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的動態(tài)影響。VAR模型是1980年由西姆斯提出的，主要用于預測相互關聯(lián)的時間序列及隨機擾動對系統(tǒng)中所有變量的動態(tài)沖擊效應。VAR模型的基本原理是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質(zhì)建立模型，該模型將系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量作為被解釋變量，系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值作為解釋變量來構造模型[22]。在構造VAR模型之前，為了消除數(shù)據(jù)可能存在的異方差性首先對原數(shù)據(jù)取對數(shù)，Log?G表示取對數(shù)后的基尼系數(shù)，Log?U表示取對數(shù)后的新型城鎮(zhèn)化綜合水平。

4.2?平穩(wěn)性檢驗經(jīng)濟活動中大多數(shù)經(jīng)濟數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)數(shù)據(jù)，若在變量是非平穩(wěn)的情況下建立VAR模型進行分析會出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象。因此，在建立模型前文中采用ADF檢驗對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結果見表5.

表5檢驗結果顯示，序列Log?G和Log?U在5%的顯著性水平下存在單位根，為非平穩(wěn)時間序列。隨后為使兩序列平穩(wěn)，進行了一階差分處理，處理后的一階差分序列DLog?G和DLog?U通過了顯著性檢驗，說明一階差分序列是平穩(wěn)的時間系列，不存在單位根。由于DLog?G和DLog?U序列均為一階單整序列，因此可能存在協(xié)整關系。

4.3?協(xié)整檢驗構建VAR模型之后，先確定模型的滯后階數(shù)，文中運用Eviews軟件進行數(shù)據(jù)處理，5種檢測最優(yōu)滯后階數(shù)的信息標準：LR（似然比）檢驗、FPE檢驗、AIC信息準則、SC準則和HQ檢驗中有3個指標認可了3為最優(yōu)滯后階數(shù)。協(xié)整檢驗僅對非平穩(wěn)的序列有效，由前面序列的平穩(wěn)性檢驗可知，序列Log?G和Log?U均為一階單整序列，滿足做協(xié)整檢驗的條件，因此文中采用JJ檢驗來驗證變量之間的長期均衡關系，檢驗結果見表6.從JJ協(xié)整檢驗統(tǒng)計量檢驗結果看，兩變量之間至少存在一個協(xié)整關系在5%的顯著性水平下，標準化后的協(xié)整方程如式（4）式所示

Log?G=-0.104?250Log?U（4）

從上式可得新型城鎮(zhèn)化水平對城鄉(xiāng)收入差距的彈性系數(shù)是-0.104?250，即新型城鎮(zhèn)化水平每提升1%，城鄉(xiāng)收入差距將會相應縮小0.104?250個百分點，所以新型城鎮(zhèn)化水平的提高可以抑制城鄉(xiāng)收入差距擴大。

4.4?Granger因果關系檢驗Granger因果檢驗通常對變量進行雙向的檢驗。文中運用Granger因果檢驗進行因果分析，通過SPSS?17軟件運算結果見表7.

新型城鎮(zhèn)化不是城鄉(xiāng)收入差距的Granger原因的原假設在10%的置信水平被拒絕，而城鄉(xiāng)收入差距不是新型城鎮(zhèn)化的Granger原因的原假設在10%的置信水平下沒有被拒絕。說明新型城鎮(zhèn)化是產(chǎn)生城鄉(xiāng)收入差距的原因，但城鄉(xiāng)收入差距不是促使新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平提高的的原因，故二者之間的關系是一種單向作用。

4.5?脈沖響應及方差分解

4.5.1?脈沖響應分析脈沖響應函數(shù)用以刻畫在誤差項上加一個標準差大小的沖擊對內(nèi)生變量當期值和未來值所帶來的影響，可以用來測算新型城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距之間的動態(tài)關系（如圖1）。在第1期，當新型城鎮(zhèn)化一個標準差的沖擊后，會對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生一個負向的沖擊作用，這種沖擊作用在第3期達到最小值并出現(xiàn)了拐點，之后開始呈現(xiàn)出上升的趨勢，在第6期由負值轉(zhuǎn)為正值隨后這種作用在一定的正向水平上穩(wěn)定，這表明從第6期開始，城鄉(xiāng)收入差距會隨著新型城鎮(zhèn)化水平的提高而擴大。城鄉(xiāng)收入差距的自身沖擊作用在初期時的沖擊效應最大，并開始不斷下降，從初期到第6期是正向效應，從第7期開始由正值轉(zhuǎn)為負值并且穩(wěn)定在一定的負向水平上。

圖1?新型城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)收入差距的脈沖響應

4.5.2?方差分解分析由于脈沖響應函數(shù)只刻畫一個變量的沖擊對另一變量的動態(tài)影響，而方差分解則會分析出每一個結構沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻度。因此，經(jīng)過上文的脈沖響應分析后，采用方差分解的方法對新型城鎮(zhèn)化和城鄉(xiāng)居民收入差距之間因果關系的強度進行進一步分析。

從表8可以看出，在長期，城鄉(xiāng)收入差距不僅會受新型城鎮(zhèn)化的影響，還會受到自身波動的影響，第1期城鄉(xiāng)收入差距對自身的貢獻率為100%，而同期新型城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的貢獻率卻為0.但是從第2期開始城鄉(xiāng)收入差距對自身的貢獻率持續(xù)下降，而新型城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的貢獻率卻持續(xù)上升，由第2期的0.242%到第10期時達到8932?2%，因此，從長期看，隨著期數(shù)的增加新型城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的貢獻程度逐漸增加，并且在長期形成一種穩(wěn)定的影響關系。

5?結語

1）甘肅新型新型城鎮(zhèn)化水平每提高1個百分點，相應城鄉(xiāng)收入差距減小0.104?250個百分點，二者之間存在顯著的負相關關系。2）甘肅新型城鎮(zhèn)化水平是城鄉(xiāng)收入差距的Granger原因，但城鄉(xiāng)收入差距不是新型城鎮(zhèn)化的Granger原因，二者之間存在單向的因果關系。3）長期甘肅新型城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的沖擊作用是正向的，即甘肅城鄉(xiāng)收入之間的差距會隨著新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的提高而增加。4）長期甘肅城鄉(xiāng)收入差距對其自身的影響程度高于新型城鎮(zhèn)化對其產(chǎn)生的影響，但是城鄉(xiāng)收入差距對其自身影響的貢獻率呈下降趨勢，新型城鎮(zhèn)化對甘肅城鄉(xiāng)收入差距的貢獻率逐步增加。

5）通過一二三產(chǎn)業(yè)深度融合，創(chuàng)新甘肅農(nóng)業(yè)發(fā)展模式，開發(fā)“農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)+文化產(chǎn)業(yè)+旅游業(yè)”的特色新型城鎮(zhèn)

?；谀壳案拭C省農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展狀況，要縮小全省城鄉(xiāng)居民收入差距，大幅增加農(nóng)民收入，需要通過繼續(xù)推進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進程，轉(zhuǎn)變甘肅農(nóng)業(yè)發(fā)展模式，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力，生產(chǎn)出更多優(yōu)質(zhì)的農(nóng)產(chǎn)品，創(chuàng)造更多的農(nóng)產(chǎn)品價值。通過一二三產(chǎn)業(yè)深度融合，因地制宜，突出小城鎮(zhèn)歷史文化、農(nóng)耕文化、自然景觀，通過發(fā)展特色新型小鎮(zhèn)，形成”農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)+文化產(chǎn)業(yè)+旅游業(yè)”的融合。例如：在建的敦煌小鎮(zhèn)和隴南成縣西狹文化小鎮(zhèn)等;提升臨夏市回藏風情旅游線上的補給站和中轉(zhuǎn)站的功能;充分發(fā)揮甘南合作市農(nóng)畜產(chǎn)品加工、藏漢交流、商貿(mào)集散地的功能和文化旅游特色。

6）加快農(nóng)轉(zhuǎn)城居民的市民化進程。要讓農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移人口享受到城鎮(zhèn)基本公共服務，加快農(nóng)轉(zhuǎn)城居民的市民化進程。通過加快城鄉(xiāng)統(tǒng)籌戶籍制度改革和教育改革，解決農(nóng)戶隨遷子女落戶問題和義務教育問題，加強農(nóng)轉(zhuǎn)城居民的技能培訓，推進農(nóng)民職業(yè)技能培訓，提高農(nóng)轉(zhuǎn)城居民的就業(yè)創(chuàng)業(yè)能力;完善新型城鎮(zhèn)農(nóng)轉(zhuǎn)城居民的社保制度、最低生活保障制度;推進完善新型城鎮(zhèn)社會化服務的基礎設施，保障農(nóng)轉(zhuǎn)城居民享受到城鎮(zhèn)基本公共服務，逐步實現(xiàn)農(nóng)轉(zhuǎn)城居民的市民化。

7）因地制宜，通過強化區(qū)域優(yōu)勢加快地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展速度，提高農(nóng)民收入。作為甘肅省農(nóng)業(yè)主產(chǎn)區(qū)的河西地區(qū)其農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平和農(nóng)民收入較高，所以要充分發(fā)揮河西地區(qū)農(nóng)業(yè)資源的優(yōu)勢地位，加快新型城鎮(zhèn)化的建設步伐。隴東隴南地區(qū)在加大對生態(tài)環(huán)境保護的同時，著力加快高原特色生態(tài)畜牧業(yè)、旅游文化產(chǎn)業(yè)、中藥材、優(yōu)質(zhì)牧草種子、蘋果業(yè)等特色優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)的發(fā)展速度，依托資源優(yōu)勢和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展基礎，形成新型的特色農(nóng)產(chǎn)品深加工、農(nóng)業(yè)物流產(chǎn)業(yè)鏈。隴中地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展水平較高，通過增強蘭州、白銀地區(qū)的城鎮(zhèn)輻射帶動力促進農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整，發(fā)展環(huán)境友好、資源節(jié)約的集約型現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，縮小城鄉(xiāng)收入差距。

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（責任編輯：王?強）