中國(guó)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平的測(cè)算及實(shí)證研究

第第頁(yè)中國(guó)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平的測(cè)算及實(shí)證研究摘要：參考農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平綜合指標(biāo)評(píng)價(jià)體系，利用1978-2012年時(shí)間序列數(shù)據(jù)，通過主成分分析法測(cè)定了中國(guó)的農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展水平，構(gòu)建VAR模型分析了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)中國(guó)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展水平的影響。結(jié)果表明，從長(zhǎng)期來看勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化具有正向的促進(jìn)作用。據(jù)此提出了加快中國(guó)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展水平的對(duì)策。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化；勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移；實(shí)證分析；VAR模型；測(cè)算

中圖分類號(hào)：F320.1；F323.6文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：0439-8114（2015）24-6423-05

DOI：10.14088/ki.issn0439-8114.2015.24.084

Abstract：Usingthecomprehensiveindexevaluationsystemofagriculturalmodernizationlevelforreference，byusingtimeseriesdatafrom1978to2012，andthroughtheprincipalcomponentanalysis（PCA）tomeasurethedevelopmentlevelofagriculturalmodernizationinChina，andthentheVARmodelwasbuilttoanalyzetheeffectofagriculturallabortransferonthedevelopmentlevelofagriculturalmodernizationinChina.Theresultsshowedthat，inthelongrun，labortransferpositivelypromotedtheagriculturalmodernization.AccordinglycountermeasurestospeedupthedevelopmentlevelofagriculturalmodernizationinChinawereputforward.

Keywords：agriculturalmodernization；labortransfer；empiricalresearch

農(nóng)業(yè)是國(guó)民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)，其重要性不言而喻。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化又是工業(yè)化、城鎮(zhèn)化、信息化的基礎(chǔ)。黨的十八大報(bào)告指出，要“促進(jìn)工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化同步發(fā)展”。根據(jù)中國(guó)科學(xué)院中國(guó)現(xiàn)代化研究中心發(fā)布的《中國(guó)現(xiàn)代化發(fā)展報(bào)告2012》，2008年中國(guó)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平比中國(guó)現(xiàn)代化水平低10%。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展滯后必然導(dǎo)致工業(yè)化、城鎮(zhèn)化發(fā)展滯后，使得中國(guó)現(xiàn)代化進(jìn)程不能協(xié)調(diào)有序發(fā)展。馬克思認(rèn)為“超過勞動(dòng)者個(gè)人所需要的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率，是一切社會(huì)的基礎(chǔ)”，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的一個(gè)主要特征便是農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高。根據(jù)《中國(guó)現(xiàn)代化發(fā)展報(bào)告2012》顯示，中國(guó)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率僅為世界平均值的47%，約為高收入國(guó)家平均值的2%，成為制約中國(guó)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的瓶頸。而勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移又是提高農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的關(guān)鍵所在。因此，從勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移視角分析其對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平的影響具有重要意義。

前人關(guān)于農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的研究卓有成效。國(guó)外對(duì)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的研究由來已久，最具代表性的是舒爾茨對(duì)改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的研究，提出要把傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門改造成一個(gè)高生產(chǎn)率的部門，其后速水佑次郎、神門善久及其合作者在農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的國(guó)際比較、提高農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率方式等方面都取得了重要的研究成果。改革開放以來，國(guó)內(nèi)對(duì)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的研究不斷深入。首先關(guān)于農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平評(píng)價(jià)體系的構(gòu)建，一般采取層次分析法（AHP）、專家評(píng)判法、數(shù)據(jù)包絡(luò)法（DEA）和多指標(biāo)綜合測(cè)度法。如徐星明等[1]構(gòu)建了農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展水平和農(nóng)業(yè)保障水平兩個(gè)子體系對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)行測(cè)評(píng)；辛嶺等[2]通過專家評(píng)價(jià)法和層次分析法（AHP）對(duì)各地的農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平進(jìn)行了測(cè)評(píng)；孫燕[3]采用主成分分析法從農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力資源；農(nóng)業(yè)產(chǎn)出；農(nóng)業(yè)機(jī)械化、化學(xué)化、水利化、生態(tài)化發(fā)展程度；農(nóng)村生產(chǎn)力發(fā)展水平；農(nóng)產(chǎn)品商品化程度；農(nóng)業(yè)投資等6個(gè)方面，利用30個(gè)統(tǒng)計(jì)變量分析了中國(guó)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平。就目前農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化指標(biāo)體系來說，存在較為繁瑣、過多、過細(xì)，指標(biāo)不突出等問題。近幾年從農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率方面結(jié)合研究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的文獻(xiàn)還較少，郭熙保[4]通過生產(chǎn)率的對(duì)比研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展最為重要。汪小平[5]利用1952―2003年的有關(guān)數(shù)據(jù)對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的增長(zhǎng)特點(diǎn)和路徑進(jìn)行了實(shí)證分析。高帆[6]采用邏輯分析方法推演出結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化與資本深化是農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的主要方式。然而，眾多學(xué)者在分析農(nóng)業(yè)時(shí)只是針對(duì)與農(nóng)業(yè)的某個(gè)方面來分析，很少有學(xué)者分析勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)中國(guó)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化整體水平的影響。

擬通過構(gòu)建一個(gè)科學(xué)測(cè)定農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的指標(biāo)體系，衡量中國(guó)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平，并且分析農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的影響和提高路徑。

1農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化指標(biāo)體系的構(gòu)建

1.1指標(biāo)體系的選取原則

關(guān)于農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化指標(biāo)體系并沒有一個(gè)統(tǒng)一的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，但要遵循以下原則：①指標(biāo)的系統(tǒng)性。所選取的指標(biāo)最好全面地反映農(nóng)業(yè)系統(tǒng)的各個(gè)方面。②指標(biāo)的綜合性。典型性指標(biāo)與關(guān)聯(lián)性指標(biāo)兼顧。③指標(biāo)的重點(diǎn)性。重點(diǎn)選取能夠反映所研究農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展水平的側(cè)重點(diǎn)。④指標(biāo)的可比性。指標(biāo)設(shè)置要符合各地實(shí)際又必須具有一定的可比性。⑤科學(xué)性原則。所選指標(biāo)要有經(jīng)濟(jì)學(xué)和數(shù)學(xué)意義，保證指標(biāo)選取的科學(xué)性和準(zhǔn)確性。⑥易操作性。數(shù)據(jù)來源應(yīng)該權(quán)威、易得。各種統(tǒng)計(jì)年鑒和其他統(tǒng)計(jì)資料具有權(quán)威性并且較易獲取。

1.2指標(biāo)的選取和數(shù)據(jù)來源

根據(jù)以上原則，借鑒國(guó)內(nèi)學(xué)者的一些研究，參照數(shù)據(jù)的可得性，選取農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平、農(nóng)業(yè)投入水平、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展5個(gè)一級(jí)指標(biāo)，5個(gè)一級(jí)指標(biāo)又包括12個(gè)二級(jí)指標(biāo)，數(shù)據(jù)樣本區(qū)間為1978-2012年，數(shù)據(jù)均來自于歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平指標(biāo)：農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率（X1），以GDP中第一產(chǎn)業(yè)總值作為農(nóng)業(yè)產(chǎn)值（GDP1），第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)（L1）作為農(nóng)業(yè)就業(yè)人數(shù)，X1=GDP1/L1；土地生產(chǎn)率（X2），耕地面積（A），X2=GDP1/A。

農(nóng)業(yè)投入水平指標(biāo)：人均農(nóng)機(jī)總動(dòng)力（X3），單位播種面積施肥量（X4），有效灌溉率（X5）。

農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)指標(biāo)：農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重（X6）、林牧副漁業(yè)占農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值比重（X7）、農(nóng)業(yè)從業(yè)人員比重（X8）、城鎮(zhèn)化水平（X9）。

農(nóng)民生活質(zhì)量指標(biāo)：農(nóng)村恩格爾系數(shù)（X10）、農(nóng)民人均純收入（X11）。

農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展指標(biāo)：農(nóng)業(yè)成災(zāi)率（X12）是度量農(nóng)業(yè)防災(zāi)抗災(zāi)能力的指標(biāo)。農(nóng)業(yè)成災(zāi)率（X12）=農(nóng)業(yè)成災(zāi)面積/農(nóng)業(yè)受災(zāi)面積×100%。

2農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平綜合指數(shù)測(cè)算

主成分分析法主要對(duì)具有相關(guān)關(guān)系的多個(gè)指標(biāo)進(jìn)行降維處理，轉(zhuǎn)化為相互獨(dú)立的幾個(gè)綜合變量。彼此相互獨(dú)立的多個(gè)變量保留了原始數(shù)據(jù)的絕大部分信息（一般為80%以上），極大地簡(jiǎn)化了原本復(fù)雜的評(píng)價(jià)問題。進(jìn)行提取后的綜合指標(biāo)就被成為主成分。

首先，利用SPASS17.0對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行Bartlett球體檢驗(yàn)，KMO為0.766>0.7，Sig小于顯著水平0.05，說明變量之間具有相關(guān)性，適合作為因子分析。通過因子分析簡(jiǎn)化數(shù)據(jù)，用主成分分析法提取影響因子，根據(jù)1960年Kaiser提出的Kaiser準(zhǔn)則，提取出2個(gè)主成分，其方差累計(jì)貢獻(xiàn)率已達(dá)95.167%（表1），且特征值均大于1。主成分1主要載荷X1-X11一共11個(gè)指標(biāo)，主成分2主要在X12指標(biāo)上載荷較大（表2）。根據(jù)SPASS17.0得出的因子得分系數(shù)矩陣（表3）建立因子得分模型如下：

在主成分分析中出現(xiàn)了負(fù)數(shù)情況，由于在后面的動(dòng)態(tài)計(jì)量分析中需要正數(shù)作為數(shù)據(jù)進(jìn)行進(jìn)一步的實(shí)證分析，利用廖進(jìn)中等[7]的處理方法對(duì)結(jié)果F根據(jù)統(tǒng)計(jì)學(xué)中的3σ原則進(jìn)行非負(fù)化處理。

3勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平動(dòng)態(tài)計(jì)量分析

3.1變量和數(shù)據(jù)的選擇

勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移數(shù)據(jù)用第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占就業(yè)人數(shù)的比例X（%）來表示，比重越高代表農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移人數(shù)越多，數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平采用非負(fù)化后的綜合指數(shù)Y來表示。為了減少數(shù)據(jù)的波動(dòng)和異方差的存在，在進(jìn)行實(shí)證分析時(shí)均采用了對(duì)數(shù)化處理數(shù)據(jù)。

3.2單位根的檢驗(yàn)

由于時(shí)間序列可能存在非平穩(wěn)性問題而產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象，因此首先對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，中國(guó)采用ADF檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性水平。

由表5可知，LNY、LNX時(shí)間序列在1%的水平上均是非平穩(wěn)序列。其一階差分在1%的顯著水平上拒絕了非平穩(wěn)的原假設(shè)，說明DLNY、DLNX是平穩(wěn)的，均為一階單整序列I（1），兩者之間可能存在協(xié)整關(guān)系。

3.3基于Johansen檢驗(yàn)的協(xié)整檢驗(yàn)

Johansen檢驗(yàn)是基于VAR（向量自回歸）模型來進(jìn)行的，首先建立VAR模型。綜合考慮AIC、SC和LR準(zhǔn)則確定VAR模型的滯后階數(shù)為3。中國(guó)采用Johansen的“跡”檢驗(yàn)確定模型的協(xié)整關(guān)系。在5%的顯著水平下只存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，選擇農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平綜合指數(shù)的對(duì)數(shù)形式（LNY）為因變量的協(xié)整方程為：

LNY=1.547662LNX（1）

由式（1）可知，系數(shù)在5%的顯著水平下通過檢驗(yàn)。因此，通過方程可知?jiǎng)趧?dòng)力轉(zhuǎn)移在長(zhǎng)期對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展具有正向的影響。勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移每提高1個(gè)百分點(diǎn)，對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平的帶動(dòng)作用為1.547662%。這種情況符合中國(guó)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的發(fā)展情況。關(guān)于勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響，眾多學(xué)者的得出了不一樣的結(jié)論。一種觀點(diǎn)認(rèn)為農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)是有利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的。蔡P[8]認(rèn)為農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)不僅不會(huì)使農(nóng)業(yè)減產(chǎn)，而且對(duì)緩解地區(qū)間的收入差距具有重要的作用；陳吉元等[9]認(rèn)為勞動(dòng)力流動(dòng)有利用農(nóng)地的規(guī)模經(jīng)營(yíng)，提高農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率，進(jìn)而提高農(nóng)產(chǎn)品的競(jìng)爭(zhēng)力。另一種觀點(diǎn)則認(rèn)為，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移會(huì)降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。李琴等[10]指出農(nóng)村家庭成員的流出不僅使農(nóng)村老年人的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與率發(fā)生變化，而且參與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的時(shí)間也發(fā)生了明顯的變化，其中中西部的勞動(dòng)力跨省流動(dòng)顯著增加了老年人參與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的時(shí)間。這種農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力年齡的老化不利于新技術(shù)和新品種推廣。夏莉艷[11]認(rèn)為勞動(dòng)力的大量流動(dòng)使得農(nóng)民兼業(yè)化嚴(yán)重，農(nóng)村青壯年的大量流出使得農(nóng)村的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)無人解決，威脅農(nóng)業(yè)的發(fā)展。蓋慶恩等[12]通過對(duì)2004-2010年全國(guó)固定調(diào)查點(diǎn)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，男性和壯年女性的轉(zhuǎn)移會(huì)降低農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)率，已經(jīng)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)生了負(fù)面影響，進(jìn)而推斷出劉易斯拐點(diǎn)已經(jīng)到來。

結(jié)合協(xié)整方程和眾多學(xué)者的分析，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移盡管可能短期內(nèi)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的某一方面可能存在不利影響。但長(zhǎng)期來看，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)整個(gè)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平的提高是起促進(jìn)作用的。

3.4格蘭杰因果檢驗(yàn)

因?yàn)橐呀?jīng)通過單位根的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，可以進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，以確定變量之間是否存在因果關(guān)系（表6）。

由表6可知，X是Y的格蘭杰原因，即勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平存在因果關(guān)系，可以認(rèn)為勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移是農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平變化的原因。

3.5脈沖響應(yīng)與方差分解

協(xié)整分析只是顯示了變量之間是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。脈沖響應(yīng)是反映一個(gè)內(nèi)生變量的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊對(duì)VAR模型中其他內(nèi)生變量的影響。圖1為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對(duì)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的響應(yīng)路徑?？梢钥闯?，在初期勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化是基本沒有影響的，證明中國(guó)存在邊際勞動(dòng)生產(chǎn)率為0的剩余勞動(dòng)力，隨后勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移開始對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化起促進(jìn)作用，在第四期達(dá)到峰值，隨后勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化影響逐漸減弱并趨于平穩(wěn)。由于農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移，釋放了多余的勞動(dòng)生產(chǎn)力，提高了中國(guó)的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率，使中國(guó)農(nóng)民的工資性收入占農(nóng)民總收入的比重逐年提高。隨著農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的進(jìn)一步轉(zhuǎn)移和劉易斯拐點(diǎn)的到來，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的影響趨于穩(wěn)定。

從圖2可以看出，不管是在短期還是在長(zhǎng)期農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對(duì)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移都具有正向作用，并且逐年提高，在第五期左右達(dá)到峰值，之后趨于平穩(wěn)。這說明隨著農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的發(fā)展，農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的不斷提高，中國(guó)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率相應(yīng)提高，不斷釋放出多余的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)力，促進(jìn)了勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移。隨著勞動(dòng)力的進(jìn)一步轉(zhuǎn)移，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對(duì)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的促進(jìn)作用趨于穩(wěn)定。

方差分解方法就是衡量VAR系統(tǒng)中的每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度。從表7可以看出，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化剛開始就受到自身波動(dòng)的影響，且影響為100%，隨后所受影響逐漸下降，最后穩(wěn)定在91.365%；農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平受勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移波動(dòng)的影響逐漸增加，在第五期達(dá)到最大值12.76671%，最后穩(wěn)定在8.63500%。

4結(jié)論及政策建議

通過主成分分析法對(duì)中國(guó)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展水平進(jìn)行了測(cè)算，隨后建立VAR模型，對(duì)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，得出勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移在長(zhǎng)期對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平具有正向的促進(jìn)作用。因此，提出如下建議。

4.1不斷加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整

2013年中國(guó)第一產(chǎn)業(yè)總值為56957億元，占整個(gè)國(guó)民生產(chǎn)總值的10%，然而中國(guó)第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員總數(shù)為24171萬人，占整個(gè)就業(yè)人口的31.4%。農(nóng)民純收入最高的上海地區(qū)農(nóng)民人均純收入為19595元，其中工資性收入高達(dá)12239.4元，占整個(gè)收入的62.5%，然而收入最低的甘肅省農(nóng)民工資性收入僅為上海的18%。這充分說明了中國(guó)依然需要不斷地加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，促進(jìn)第一產(chǎn)業(yè)人員的轉(zhuǎn)移，不斷提高第一產(chǎn)業(yè)人員的勞動(dòng)生產(chǎn)率，只有這樣才能促使中國(guó)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、工業(yè)化與城鎮(zhèn)化的協(xié)調(diào)發(fā)展。

4.2完善土地流轉(zhuǎn)制度

土地的流轉(zhuǎn)和集中是實(shí)現(xiàn)中國(guó)土地適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)的根本途徑，也是中國(guó)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的必經(jīng)之路。而要實(shí)現(xiàn)土地的流轉(zhuǎn)和集中，首先還需要農(nóng)村人口的轉(zhuǎn)移和流動(dòng)。隨著農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移，土地流動(dòng)大多數(shù)朝著“散戶-散戶”的方向流動(dòng)，而不是以實(shí)現(xiàn)土地規(guī)?；?jīng)營(yíng)為目的的“散戶-大戶”的土地流轉(zhuǎn)。因此，要進(jìn)一步完善中國(guó)的土地流轉(zhuǎn)制度，建立全面的養(yǎng)老保障體系，削弱土地對(duì)轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力的基本保障功能，促進(jìn)以規(guī)模經(jīng)營(yíng)為目的的土地流轉(zhuǎn)形式。

4.3推進(jìn)新型城鎮(zhèn)進(jìn)程

中國(guó)城鎮(zhèn)化水平不斷提高，2013年以城鎮(zhèn)人口衡量的城鎮(zhèn)化率已經(jīng)達(dá)到53.73%，然而中國(guó)的城鎮(zhèn)化還存在諸多方面的問題。中國(guó)非正式轉(zhuǎn)移的農(nóng)民工總量為2.63億，他們更多處在一種邊緣化狀態(tài)，并沒有真正融入到城鎮(zhèn)生活。高質(zhì)量的城鎮(zhèn)化必然是以人為核心的城鎮(zhèn)化，切實(shí)推進(jìn)以人為核心的城鎮(zhèn)化也是中國(guó)城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化協(xié)調(diào)發(fā)展、共同進(jìn)步的基本保證。

參考文獻(xiàn)：

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