產業結構的合理化、高級化會否縮小城鄉收入差距——基于1985-2011年中國省級面板數據的經驗分析

程莉

（重慶工商大學 經濟學院，重慶400067）

一、引言及相關文獻綜述

一直以來，城鄉居民收入分配的問題是我國經濟學界研究的一個重要課題，學界也對此做了許多相關研究。影響城鄉收入差距的因素眾多，比如有城鄉二元經濟結構、城鄉分割的戶籍制度、經濟發展戰略、經濟開放程度、金融發展規模與效率、城市化發展、城市傾向的經濟政策，以及城鄉人力資本差異和交易效率結構等因素。其中，城鄉產業結構是影響城鄉收入差距的關鍵因素。一方面，隨著工業化、城鎮化的發展，產業結構變遷通過非農產業的發展，以拉動農業剩余勞動力的轉移就業、增加農民務工收入而影響城鄉收入差距；另一方面，則通過農業本身的發展，以析出農業剩余勞動力、提高農業經營效率促進農民經營性收入而影響城鄉收入差距。在改革開放初期，我國產業結構變遷帶來了城鄉收入差距的一度縮小，農村經濟改革帶來的農業結構變遷使得城鄉泰爾指數從最初的0.091下降到1983年的0.037，然而，在其后時期，隨著產業結構不斷變遷，城鄉收入差距也在波動中日趨擴大，2011年，城鄉收入差距的泰爾指數達到0.137（程莉、劉志文，2013）［1］。按照劉易斯（1954）的二元經濟結構理論、庫茲涅茨（1955）的倒U型理論，城鄉收入差距具有某種收斂的趨勢，但中國整體經濟的高速增長卻沒有帶來城鄉收入差距的縮小。

針對中國城鄉收入差距問題，基于產業結構變遷視角，已經有一些有意義的研究成果。陳曉毅（2010）［2］、賀建清（2012）［3］發現工業化的發展在短期內擴大了城鄉收入差距，但長期來說工業化的這種負面影響也將逐漸減弱，最終將反過來縮小城鄉收入差距。潘文軒（2010）［4］則發現工業化對農民人均收入水平的提高具有正效應，但卻擴大了城鄉居民收入差距。王子文、董春宇（2010）［5］以安徽省為例，對產業結構與城鄉收入的相關性分析得出，第一產業對于提升農村收入的作用明顯，第三產業對于城鎮收入的作用較大。高霞（2011）［6］的實證研究表明，二、三產業比重的提高對城鄉收入差距擴大的影響是顯著的。馬曉河等（2005）［7］研究了各國工業化階段與工業反哺農業的關系及其對農民收入的影響。傅振邦、陳先勇（2012）［8］認為就業結構變動和產業結構變動的嚴重偏離，使得農業與非農業之間勞動生產率差距不斷擴大，導致由勞動生產率決定的農業部門的收人水平越來越低于非農部門的收人水平，并最終導致城鄉居民收人水平差距的拉大。張文、郭苑（2012）［9］對就業結構轉化與城鄉收入差距的關系進行了研究，結果表明三次產業就業結構的優化調整并沒有起到收入差距縮小效應，而是在長短期內均推動了城鄉收入差距的擴大化趨勢，只有第三產業就業結構轉化在短期內未能影響到城鄉收入差距演化。

應該說，上述研究有利于人們從產業結構變遷的視角，更好地理解中國城鄉收入差距的變化，因此是有意義的，但它們也存在著進一步改進的余地。它表現在現有研究大多從工業化水平（第二產業產值比重）作為解釋變量進行分析，但沒有充分考慮到中國經濟體產業結構變遷中產業結構所具有的合理化、高級化特征。因此，它沒能在城鄉收入差距和產業結構變遷之間構建起更為深入的理論假說，并在進一步的相關實證基礎之上給予更為深刻的解釋。基于上述情況，本文試圖從產業結構合理化、高級化的角度出發，基于省級面板數據模型實證性地討論中國產業結構合理化、高級化對城鄉收入差距的影響，可看作是對現有文獻缺陷的一個小范圍但有價值的彌補。

二、模型、變量與數據

本文的解釋變量只包括產業結構變遷的衡量指標，把影響城鄉收入差距的主要因素放在控制變量中，而把影響城鄉收入差距的其余因素歸類到殘差項。為了緩解異方差現象，對所有變量取對數，實證研究模型如下

模型中，下標i和t分別表示第i個地區和第t年，αi為不可觀測的個體地區效應，其涵蓋了所有影響被解釋變量，但不隨時間變化而隨個體改變的不可觀測因素；μ為服從N（0，δ2）正態分布的隨機擾動項。

被解釋變量。城鄉收入差距（DIS）。鑒于各地區相關數據的可獲得性，在此就不利用前文計算全國層面城鄉收入差距所采用的泰爾指數方法，而用城鎮居民人均可支配收入與農村人均純收入的比值來衡量。

解釋變量。產業結構合理化與高級化。產業結構合理化也指產業結構的平衡度，表示在社會生產過程中各個產業部門間比例的合理程度，指具有投入產出關系間的各個產業部門的需求和供給結構的平衡度。一般采用結構偏離度（SDEV）對產業結構合理化進行度量，公式為

其中，SDEV是結構偏離度，Y和L分別代表產出和就業，i代表各次產業。一般來說，結構偏離度與勞動生產率成反比。結構偏離度SDEV值越大，說明產出與就業偏離程度越大，也即該產業的就業比重大于增加值比重，意味著該產業的勞動生產率較低；反之，結構偏離度小于零（負偏離），則意味著該產業的勞動生產率較高。從另外一個角度來說，結構正偏離的產業存在勞動力轉出的可能性，相反，結構負偏離的產業則存在勞動力轉入的可能性。如果取絕對值后，絕對值越大，說明產業結構與就業結構偏離越大，結構越失衡；絕對值越小、或趨向于0，說明產業結構與就業結構越接近，結構越均衡。對于產業結構的高級化，大多學者采用非農產業比重來衡量，但隨著經濟的發展，產業服務化不斷增強，因此本研究采取第三產業與第二產業產值之比來衡量（STSR），這樣度量就能更清楚地反映出產業結構的服務化傾向。如果STSR值處于上升狀態，則意味著產業結構在升級，經濟向著服務化的方向推進。圖1和圖2分別為1978-2011年我國產業結構合理化與高級化的變化趨勢。

圖1 1978-2011年中國產業結構合理化與高級化變化趨勢

從圖1可以看出，總體上，產業結構合理化指數日漸趨近于0，2011年達到0.082 8，說明產業結構與就業結構逐步在走向均衡。從前文的分析來看，我國城鄉收入差距總體上呈現出不斷擴大的趨勢，那么結合圖1，產業結構合理化指數不斷降低，高級化指數不斷升高，且均經歷了數次波動，其變化與中國經濟改革進程是緊密契合的，具有較強的時段性特征。據此，可以得出，產業結構合理化與城鄉收入差距呈現負向變動趨勢，而產業結構高級化與城鄉收入差距則整體上處于正向的變化趨勢。因此，本文提出如下研究假說

假說1產業結構合理化有利于縮小城鄉收入差距。

假說2產業結構高級化顯著擴大了城鄉收入差距。

控制變量。控制變量X的引入主要是為了避免因為遺失相關解釋變量造成的內生性問題。需要在控制其他因素的條件下，來研究產業結構變遷對城鄉收入差距的影響。根據前文的分析，主要的控制變量有：（1）經濟發展。用人均國內生產總值（PGDP）來表示，由于城鄉收入差距會隨著經濟的發展呈現出先擴大后縮小的趨勢，因此，這個變量的符號要由實證結果來估計。（2）城鎮化水平。用城鎮人口占總人口的比重來衡量（URB），從前文理論分析可知，城鎮化既有擴大城鄉收入差距的作用，也有縮小城鄉收入差距的作用，符號需要由實證結果給出。（3）市場化水平（MAR）。鑒于數據的可獲得性，采取張建輝、靳濤（2011）的做法，用投資的市場化水平來替代，其值為固定資產投資總額與國有固定資產投資總額的差值占固定資產投資總額的比重。（4）外商直接投資（FDI）。用各年實際外商直接投資額與國內生產總值的比重來衡量，由于相關產業集中在城鎮地區，FDI的流入主要有利于提高城鎮居民的收入，預期該變量的符號為正。（5）人力資本含量（HUM）。人力資本作為影響居民收入水平的重要因素之一，在市場經濟條件下，人力資本因素對城鄉居民收入差距具有決定性的作用。人力資本水平越高，得到的收入就越高，反之收入就越低。教育是提高人力資本水平的主要途徑，鑒于數據的可得性，采用普通高等學校的在校人數占總人口的比例來衡量。由于我國政府對教育的投入帶有城市偏向，城鎮居民因為教育普及所帶來的技能深化及其人力資本含量的提升程度高于農村居民，因此預計該變量符號為正。（6）政府干預度（GOV）。用地方財政支出占國內生產總值的比重來衡量，由于認為地方政府的財政支出可能帶有明顯的城市傾向，因此預計這個變量的符號為正。

對于數據來源，鑒于研究中要用到我國實際利用外商直接投資額，但又缺失1978-1984年許多地區的實際利用外商直接投資額，因此在此使用我國1985-2011年的省際面板數據進行分析。面板數據分析不僅可以控制不可觀測效應，而且通過擴大樣本容量、增加自由度，緩解了共線性問題，因此回歸結果也更趨于準確。由于重慶市1997年設為直轄市，在樣本中不考慮重慶市，加上西藏與海南的數據缺失，在數據樣本中也予以剔除，使用我國其余28個省、市、自治區的面板數據，相關數據來自中經網統計數據庫、歷年中國統計年鑒、新中國六十年統計資料匯編。采用相關指標前后年份的數值滑動平均代替個別省份少數年份的數值缺失。表1為各變量的描述性統計。

表1 各變量的描述性統計

三、實證檢驗與結果分析

1.面板單位根檢驗

首先對城鄉收入差距（lnDIS）、產業結構合理化（lnSDEV）、產業結構高級化（lnSTSR）、經濟發展水平（lnPGDP）、城市化水平（lnURB）、市場化水平（lnMAR）、外商直接投資（lnFDI）、人力資本含量（lnHUM）及政府干預度（lnGOV）進行單位根檢驗，以確保其平穩性。研究主要采取相同根情況下的LLC檢驗，不同根情況下的IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗和Fisher-PPP檢驗。檢驗結果如下表2所示：

對于協整而言，其要求同階單整，但如果變量個數多于兩個，即解釋變量個數多于一個，被解釋變量的單整階數不能高于任何一個解釋變量的單整階數。當解釋變量的單整階數高于被解釋變量的單整階數時，則必須至少有兩個解釋變量的單整階數高于被解釋變量的單整階數。從表2可以看出，四種方法的檢驗結果均表明被解釋變量lnDIS、解釋變量lnSTSR、lnFDI是0階單整平穩外，其余變量均存在單位根，是非平穩的，但是一階差分后的檢驗結果表明拒絕原假設，是一階單整序列。被解釋變量lnDIS的單整階數小于或等于解釋變量的單整階數，且從結果來看，滿足至少有兩個解釋變量的單整階數高于lnDIS的0階單整。因此，可以進一步對其做協整檢驗。

表2 面板單位根檢驗結果

2.面板協整檢驗

進一步地，采用Johanson檢驗判斷變量之間是否存在協整關系。從檢驗結果來看，有的統計量拒絕了存在協整關系；從進一步的計量回歸結果來看，殘差序列為平穩序列，說明變量間存在著長期關系。具體檢驗結果見表3。從下表可知，Johanson檢驗結果均在10%的顯著性水平下拒絕了不存在協整關系的原假設，說明存在長期穩定的面板協整關系。

3.模型設定檢驗

面板數據模型分為不變系數模型、變截距模型和變系數模型，后兩種比較常用。考慮到各地區產業結構存在差異的現實情況，可以基本排除不變系數模型在本文中適用的可能性。然后，需要確定選擇變截距模型還是變系數模型，通過協方差分析檢驗，本文可以確定為變截距模型。對模型的設定進行F檢驗，若在給定的顯著性水平下，F＜Fα，則選擇常截距模型，反之，則選擇變截距模型。由表4可知，在1%的顯著性水平上，似然比檢驗強烈地拒絕了原假設，因此，本文的面板數據模型采用變截距的模型。

確定為變截距模型后需要繼續判斷該效應是固定效應還是隨機效應。固定效應是假定αi是固定的常數，是各個截面或個體特有的可估計參數，并且不隨時間而變化；隨機效應是將αi視為隨機的，并且符合一個特定的分布。一般可以通過Hausman檢驗來選擇，如果是小概率事件，則拒絕原假設，選擇固定效應模型，反之，則建立隨機效應模型，檢驗結果見表4。由表4可知，在1%的顯著性水平下，Hausman檢驗均強烈地拒絕了原假設，因此，選擇固定效應模型；進一步地，由于本文的截面數據是研究總體的所有地區，即可以將各地區之間的差異看作回歸系數的參數變動，可以適用固定效應模型；并且基于固定效應無需假定個體效應與隨機誤差項不相關，而隨機效應則需要這一假設，對本文的研究而言，后者顯然更為合適。

表3 面板協整檢驗結果

表4 面板數據模型設定檢驗結果

4.模型估計

橫截面的異方差與序列的自相關性是運用面板數據模型時可能遇到的最為常見的問題，此時運用OLS會產生誤差，因此，在回歸的時候，選擇按截面加權的方式，允許不同的截面存在異方差現象。并且采用PCSE（Panel Corrected Standard Errors，面板校正標準誤）方法，可以有效地處理復雜的面板誤差結構，如同步相關、異方差、序列相關等。回歸結果如表5所示。

5.結果分析

從表5可以看出，模型的擬合優度較大，估計效果比較理想。產業結構合理化、高級化與城鄉收入差距存在明顯的正相關性，其彈性系數值分別為0.114 1和0.093 8，在1%的顯著性水平下顯著，表明在保持其他變量不變的情況下，產業結構合理化指數每下降1%，我國城鄉收入差距平均縮小0.335%；產業結構高級化指數每提高1%，我國城鄉收入差距平均擴大0.093 8%。總體上，產業結構合理化有利于縮小城鄉收入差距，而產業結構高級化卻擴大了城鄉收入差距。

進一步分析，產業結構對經濟發展的貢獻主要是通過產業結構的合理化發揮作用，相對來說，產業結構高級化的作用要小得多。30多年來產業結構合理化變動，其實質就是如何更多地吸收農村剩余勞動力。就業問題的解決早期依托于集體經濟、個體經濟和私營經濟的發展，到后來得益于大量外資流入及加入WTO后制造業的快速發展。伴隨著我國經濟改革中的制度變遷、資本積累和區域流動性的增強，要素不斷流動和重新配置，帶來了產業結構的合理化。相應地，隨著勞動力不斷向發達城市地區的流入，帶來經濟發展的同時也推動了城鎮化的高速發展，提高了產業結構的服務化。

表5 面板模型回歸結果

從實證結果來看，依托于吸納農村剩余勞動力的合理化配置，有效地縮小了城鄉收入差距。這主要是因為一個經濟體所選產業都與經濟體要素稟賦所決定的比較優勢相符時，經濟將會最有競爭力，居民收入分配才會持續走向均衡（林毅夫，2012）［10］。如果單純是片面優先發展重工業和人為墊高工業發展速度，產業結構與就業結構就會出現偏差，導致居多的農業剩余人口無法快速地被城市產業所吸納，農村剩余勞動力無法得以有效配置，就會擴大城鄉收入差距。

圖2 三次產業的結構偏差度

進一步地，從圖2三次產業的產業結構與就業結構的偏離度來看，第一產業的結構偏離度為正，其產業內部勞動生產率比較低，且離理想的結構偏離度0還差很遠，仍要加大力度促進農村剩余勞動力的轉移。第二、三產業的結構偏離度為負值，第二、三產業內部的勞動生產率比較高。從結構偏離度的絕對值來看，第二產業較大，對勞動力還有較強的吸納能力。第三產業逐步趨向于0，就業結構和產業結構趨于一致，不斷在走向均衡。從總體上而言，三次產業的結構偏離度都在波動中下降，三次產業的產業結構與相應的就業結構在不斷向著均衡方向發展。正是三次產業的產業結構與就業結構不斷走向均衡，才使得整個產業結構走向合理化，2011年產業結構合理化指數達到0.082 8，不斷向0靠近。這也正是我國產業不斷選擇具有比較優勢的勞動力要素發展經濟的結果。更為重要的，伴隨著我國經濟體制改革走過探索階段（1978-1983年）、全面推進階段（1984-1991年）、建立社會主義市場經濟階段（1992-2001年）、市場經濟不斷完善階段（2002年至今），市場化的制度變遷不斷促使著經濟資源按照比較優勢進行配置。改革之初農村推行的家庭聯產承包責任制改革，產生了對農民的制度性激勵，農村資源得到優化配置，促進了農民收入的增長，有利于縮小城鄉收入差距。而后隨著城市經濟體制的改革、對外開放程度的提升，以及市場經濟制度的不斷完善，我國的人口流動性不斷增強，我國東部沿海地區在改革以來得以優先發展，經濟增長較快，在市場機制的作用下，不斷拉動農村人口，特別是欠發達地區農村人口的流動和轉移，并就業于城市第二、三產業，一度形成了“一江春水向東流”的景象。這也進一步推動了勞動密集型產業的發展，促進了產業結構的合理化，提高了就業彈性，反過來則又加速了農業勞動力的轉移，有助于縮小城鄉收入差距。

然而，產業結構的高級化并未縮小城鄉收入差距。雖然說第三產業吸納勞動力能力強，但在我國以物質生產部門的規模和水平為主、服務業與制造業發展關聯度較低的情況下，第三產業發展緩慢，絕大多數農民工仍然集中于第二產業，就業于比較低端的行業，所獲得的比較利益偏低。長期存在的城鄉經濟、社會二元管理體制的制約，使得農村居民在就業中居于弱勢地位；加上農村勞動力缺乏基本社會保障機制支持、缺乏維護自身利益的意識和能力，以及勞動力自身文化素質和技術素質偏低，第二、三產業發展得越快，城鄉居民之間的收入對比就會越明顯，城鄉收入差距就拉大。

從經濟發展對城鄉收入差距的影響來看，我國經濟發展與城鄉收入差距呈正相關，這與劉憲（2010）［11］的研究結果具有一致性。經濟發展指數每提高1%，我國城鄉收入差距平均擴大0.092%。一般而言，城鄉收入差距將隨著經濟的發展呈現倒“U”型關系，但在模型中加入經濟發展的平方項用以表示經濟發展與城鄉收入差距的非線性關系時，實證結果不顯著，因此在此予以剔除。實際上，程莉等（2013）［12］通過實證研究證明在中國經濟增長過程中，城鄉收入差距符合庫茲涅茨倒“U”型規律。城鄉收入差距隨著經濟的增長而逐步縮小，這說明在縮小城鄉收入差距上，經濟增長仍起著重要的作用。盡管經濟增長在最初會擴大城鄉收入差距，但是從長期來看，最終有助于縮小城鄉收入差距。從2007年以來，中國城鄉收入差距的泰爾指數開始從2007年的1.61逐年下降到2011年的1.37，雖然絕對值仍然很大，但總體上呈現出收斂性，城鄉收入差距正在顯示出改善的跡象，印證了中國城鄉統籌大方向的正確性。這也表明了目前中國正在進行試點改革的城鄉統籌發展具有非常積極的意義，終結城鄉二元經濟體制應該成為中國下一歩改革開放的重點內容。

我國城市化水平系數值也為負，其彈性系數為0.074 8，在1%的顯著性水平下顯著，表明在保持其他變量不變的情況下，城鎮人口占總人口的比重每提高1%，中國城鄉收入差距平均減小0.074 8%。城市化對城鄉收入差距的負向影響與陸銘、陳釗（2004）［13］的實證檢驗相一致。城市化意味著大量農村剩余勞動轉向以城市為中心的第二、三產業，勞動力轉移促進了農業生產率的提高，同時城市產業發展也拉動了剩余勞動力的轉移，提高了農民收入，可以有效地緩解中國城鄉收入差距。2011年，我國城市化率達到51.27%，如按戶籍人口計算僅占35%左右，遠低于發達國家近80%的平均水平。很明顯，中國未來經濟發展和結構轉型，必須要立足于有著6億多農民與6億多城鎮人口的地區。而中國“新型城鎮化”的建設，完全瞄準了“內需”這個新的經濟發展引擎，城鎮化建設是中國當下最大的結構調整和最大的內需源泉，也是最大的改革“紅利”。

市場化水平與城鄉收入差距呈現負相關。在保持其他變量不變的情況下，市場化水平每提高1%，城鄉收入差距平均縮小0.030 1%。閻大穎（2007）［14］通過二元經濟相關理論闡述了市場化進程對縮小城鄉收入差距的積極作用，并通過實證分析發現本世紀以來中國各地區內城鄉居民之間的收入差距與本地區市場化程度確實呈顯著的負相關關系。另外，從鄧偉、向東進（2011）［15］對轉型時期的國有經濟對城鄉收入差距影響的研究中可以發現國有經濟的存在不僅直接拉大了城鄉收入差距，還通過在產業結構和信貸上的扭曲間接拉大了城鄉收入差距。因此，堅持市場化改革，減少國有經濟的壟斷及其對資源配置的扭曲，讓非國有經濟得到更充分的發展，才能更好地加快農村剩余勞動力的轉移和城市化進程。

對外開放與城鄉收入差距呈正相關。這與陸銘、陳釗（2004）［13］的研究結果相一致。在保持其他變量不變的情況下，FDI的比重每提高1%，中國城鄉收入差距平均擴大0.034%。外商直接投資不僅通過作為一種投資形式作用于東道國的經濟發展過程，也通過技術溢出的形式對其投資的區域帶來影響，對外開放有關的制造業、金融業等行業都集中在城市地區就會擴大城鄉差距。另外，除了以FDI來衡量對外開放對城鄉收入差距的影響之外，中國加入世貿組織也會通過降低進口產品的進入壁壘、增加制造業產品的出口機會、加大對農村基礎服務的國外投資等，加劇中國收入不平等 （Ianchovichina and Martin，2004）［16］；中國城鄉收入差距仍然很大的原因在于中國向市場經濟轉軌過程中出口導向型的制造業部門促進農業剩余勞動力就業增加的機會在不斷減少（Donald J Treiman，2012）［17］。

人力資本含量與城鄉收入差距也成正比，與預期結果相一致。郭劍雄（2005）［18］通過實證表明城鄉人力資本差距與城鄉收入差距之間呈正相關。相對于城市來說，農村地區擁有較高的生育率和低的人力資本積累率，從而導致農民收入增長困難。城鄉教育水平差異對中國城鄉收入差距貢獻程度達到34.69%（陳斌開等，2010）［19］。在農村勞動力向城市轉移時，政府在教育方面的城市傾向政策、農村人力資本單向外流的城市溢出效應、城市勞動力市場對農村勞動力的歧視等三方面，使得農村勞動力轉移過程中出現人力資本外溢，農村勞動力轉移新增價值存在著龐大價值轉移，拉大了城鄉收入差距。

政府財政支出占比也擴大了城鄉收入差距，其影響系數為正且顯著。地方干預度在很大程度上體現了地方政府的政策傾向。在以GDP增長率為考核的機制下，快速發展當地經濟是地方政府的首要選擇。城市較于農村，短時期內能夠獲得較高的經濟增長，因此，相應地，地方政府將支出主要用于城鎮地區。張建輝、靳濤（2011）［20］鑒于政府干預度對城鄉收入差距的影響，驗證了細化后的地方財政支出，包括經濟建設支出、科教文衛支出和支持農業支出等，都擴大了城鄉收入差距，但其中經濟建設支出和支農支出不顯著。這可能歸結于經濟建設支出主要用于城市基礎設施建設，短期內基礎設施建設要使用大量農民工，有助于提高農民收入，長期偏向城市經濟，則傾向于擴大城鄉收入差距。

四、結論與政策建議

本文基于1985-2011年我國29個省級面板數據，實證檢驗了產業結構合理化、高級化對城鄉居民收入差距的影響。研究表明，產業結構合理化有利于城鄉收入差距的縮小，產業結構高級化卻顯著擴大了城鄉收入差距，與之伴隨的經濟發展、人力資本含量、政府財政支出擴大了城鄉收入差距，城鎮化、市場化、對外開放則有利于縮小城鄉收入差距。由此，可以得出以下政策含義。

第一，進一步縮小三次產業的結構偏差，深化產業結構合理化。要轉變經濟增長方式，采取符合比較優勢的產業政策和經濟發展戰略，為農村剩余勞動力的轉移提供更廣闊的空間。注重轉變農業生產方式，走勞動集約型的農業發展道路，大力發展農業產業化經營，幫助農村一部分富余勞動力實現就地轉移；引導投資方向，發展服務業尤其是現代服務業，不斷吸納農業剩余勞動力的就業。把第二產業中的勞動密集型加工制造業作為發展重點，注重創造公平的市場競爭環境，積極鼓勵發展中小型工業企業，以其相對較低的進入成本、靈活的就業制度和方法以及分布范圍來增加就業崗位。

第二，在優化產業結構的同時，注重提升與產業升級匹配的人力資本含量。在產業結構不斷升級的要求下，農民工延續原有的勞動方式和生存方式已無法滿足新的產業發展需要。因此，要加大對農村勞動力的教育、培訓支持力度，推進農村職業教育，增強農民的人力資本存量，促進部分高素質勞動力的高端就業，讓廣大農村剩余勞動力與產業結構的調整升級相匹配，實現要素投入結構和產出結構的耦合。

第三，實施新型城鎮化戰略，推進城鎮化可持續發展。要加快推進戶籍制度改革和農村土地制度改革，促進以農民市民化為核心的新型城鎮化發展。在城市化發展上，采取多元化的城市發展模式，促進形成以省會城市和中心城市為基礎的產業帶城市化。通過合理的選位，增強衛星城鎮的吸納功能，發展依托城鎮網絡體系的產業集群，輻射、帶動鄉村地區發展，實現農民增收。

第四，進一步促進市場化，擴大對外開放程度。各級政府有必要采取一些相應的政策來抵消現有政策對于城鄉收入差距的負面影響。地方政府有必要通過降低對于經濟活動的參與，并且調整政府支出的結構和方向來縮小城鄉收入差距，特別是應該注重財政向農村與落后地區居民基礎設施建設和公共服務傾斜。要繼續擴大對外開放程度，特別是要加快形成我國“沿海＋內陸＋沿邊”開放新格局，加強區域經濟合作，相互協調帶動，構筑經濟發展的新動力，在經濟協調發展中不斷促進城鄉收入差距的縮小。

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