邹 悦

（福建师范大学 经济学院，福建 福州，350108）

一、引言

党的二十大报告指出，全面建设社会主义现代化国家，最艰巨最繁重的任务依然在农村。要全面推进乡村振兴，扎实推动乡村产业、人才、文化、生态、组织振兴。农村三产融合是在充分了解农村经济、社会、文化等发展情况的前提下，以一产为基础，挖掘有用资源[1]，通过产业间的交叉重组，带动农村资源重组整合，甚至是农村产业空间布局的调整[2]，最终形成新生产管理技术与新产业业态[3]。2015 年中央一号文件首次提出推进农村一二三产业融合发展；2021 年中央农村工作会议提出，聚焦产业促进乡村发展，深入推进农村三产融合；2022 年中央农村工作会议强调，产业振兴要向三产融合发展要效益，让农民更多分享产业增值带来的收益。

近年来，农民收入基数持续增大，财产性收入增速已连续5 年远超农民人均可支配收入、工资性收入和经营性收入，传统增收动能减弱，农民收入的增长难度加大，农村三产融合已成为实现农民增收的重要举措和新突破口。日本学者今村奈良臣[4]最早将研究视角投向农业领域产业融合问题，先后提出加法和乘法版的“六次产业”概念，指出农业六次产业化是带动农民收入增加的新渠道；金泰坤[5]、室屋有宏[6]、Park 等[7]就农村三产融合的融合主体和效果挑战等方面展开研究。国内已有研究主要集中于农村三产融合与农民收入的联系、农村三产融合促进农民增收的影响因素等方面。李云新等[8]采用回归分析和PSM分析方法，得出农村三产融合带来的农民增收效应能够超出传统农业经营模式50% 以上的结论；姜峥[9]利用层次分析和耦合协调度模型，认为农村三产融合能够促进农民增收途径多样化、增收方式机制化；张红军等[10]选取2010—2016 年安徽省相关数据，发现农村三产融合能够延长利润链，提升价值链，完善利益链，从而促进农民经营性收入增长；任维哲等[11]借助大量统计数据研究发现，陕西省农村三产融合促进农民财产性收入的效应已经得到体现。针对各地区农村三产融合和农民收入发展的不同状况，曹祎遐等[12]运用面板门槛模型发现，农村三产融合发展水平会随着农村人力资本、文体娱乐固定资产投资和农林牧渔固定资产投资的变化而发生改变，进而影响农民增收；赵萍[13]利用灰色关联度分析方法得出，农村三产融合的不同组成成分（种植业收入、化肥施用量、农林牧渔服务业产值等）在促进农民不同种收入增长方面的贡献度不同；刘赛红等[14]采用面板门槛模型考察农村三产融合、信贷支持和农民收入之间的关系，研究发现农村三产融合与信贷支持都是实现农民增收的因素，且随着三产融合程度的提高，两者对农民增收的促进作用也会相应提高。

总体而言，国内外学者充分肯定了农村三产融合对农民增收的促进作用，探究了农村三产融合的具体发展方向，但关于揭示农村三产融合促进农民增收内在机理的研究成果较为欠缺。本文从收入结构的视角剖析农村三产融合促进农民增收的理论逻辑，基于中国31 个省份（不包含中国港澳台地区）的经验数据实证检验农村三产融合与农民收入增长的内在联系。

二、理论分析与研究假设

2016 年1 月国务院办公厅印发《关于推进农村一二三产业融合发展的指导意见》，提出要发展多类型农村产业融合方式，延伸农业产业链，在保证涉农企业健康发展的前提下，加强其与上下游企业间的联系，提高生产效率，形成生产、加工、销售一体化的服务链条；拓展农业多种功能，挖掘农业的环保、教育、文化等功能，实现多产业的深度融合，发挥农业深层次多维度的价值；大力发展农业新业态，以农业信息化特征增强为重要表现，通过捕捉信息化时代的发展机遇，推动农业与现代信息技术的有机结合，打造农业发展新模式，促进农民收入稳定增长。

农村三产融合拓展了农民多元就业渠道，增加农民就业机会。农业生产性服务业、特色农业加工业、重点龙头企业等新兴产业与企业随着产业链的完善而逐渐发展壮大；农业与文化教育、绿色循环等产业的紧密结合，推动了特色村镇、农业社会实践基地的成立与休闲生态农业等新型农业的兴起；农业信息化特征的增强，吸引了更多农民进行创业，也吸引了城镇人才下乡创业，新的就业岗位不断被创造，农民工资性收入因此得到增长。农村三产融合提升了农产品价值，增加农产品销量。涉农企业的集中，一方面能够减少运输储存成本、保证原材料的质量、延长鲜活农作物保质期、开展订单合同业务，另一方面，企业间能通过细化分工、共用设备等途径提高产品附加值；农村企业积极探索新型农业发展途径，与当地农民合作因地制宜发展特色产品与产业，增加了农作物的使用途径；农民可以利用淘宝、抖音、微博、微信等平台发展农产品电子商务，通过参与助农专场、直播带货等方式拓宽农产品销售渠道，增加农产品销量，多途径提高农民经营性收入。农村三产融合盘活了农村闲置资产，有效实现资源变资金。随着企业的建立，市场上逐步出现建造新厂房、新物流站点等需求，推动农村土地流转速度加快，同时农业合作社的发展壮大鼓励农民利用土地、房屋、资金等资源入股；农村民宿、农家乐、采摘园、红色旅游等产业发展壮大，充分调动了农村闲置住宅、土地、古老建筑等资源；农村信息化程度的提升吸引了更多金融机构下乡发展，为农民以及企业提供多样化的涉农贷款服务，并激励农村金融机构发展多类型金融产品，引导具有闲置存款的农民参与基金投资等金融活动，不断完善农村金融市场，让农民的财产能够经过改造经营、投资入股等转化为财产性收入。农村三产融合得到了政府支持引导，政府的引领示范作用带动一批具有公益性质的企业参与农村三产融合建设，吸引进城务工农民返乡就业以此支持农村农业的发展，增强农村发展动力。政府的财政支持切实保障了农民权益，并加快其他单位与农民、农民与农民之间的收入转移，共同提高农民的转移性收入（理论逻辑见图1）。基于此，提出假设：

图1 农村三产融合促进农民增收的作用机理Fig.1 The mechanism of promoting farmers’ income increase through the integration of rural three industries

H1：农村三产融合能够提高农民可支配收入、工资性收入、经营性收入、财产性收入和转移性收入。

近年来，为促进农村三产融合进程顺利展开，各级政府出台了《全国农产品加工业与农村一二三产业融合发展规划(2016—2020 年)》《关于保障和规范农村一二三产业融合发展用地的通知》《关于进一步做好农村一二三产业融合发展试点示范工作的通知》等系列政策文件。通过整合投资、安排专项基金、保障用地、贷款贴息、建立信贷担保体系、推进农业环境治理、支持农田水利建设和生态修复等多种方式，促进农业产业链延伸拉长农民增收链条，推进农业多功能拓展扩宽农民增收渠道，支持农业新业态培育创新农民增收机制。其中资金扶持是各项政策落地的关键环节，当农村地区获得一定财政支持时，能够加快农业结构调整、进行特色产品的实验创新、投资基础设施建设、引进新兴技术和人才、美化村容村貌，财政支农成为各地推进农村三产融合的重要助力。因此，提出假设：

H2：财政支农在农村三产融合推动农民收入增长的过程中，增强了其促进作用。

三、数据选择与研究设计

（一）变量选择

1. 被解释变量

按照国家统计局指标解释，从收入来源划分，农民人均可支配收入（Y0）分为农民人均工资性收入（Y1）、农民人均经营性收入（Y2）、农民人均财产性收入（Y3）和农民人均转移性收入（Y4）。由于2013 国家统计局重新开展了城乡一体化住户收支与生活状况调查，采用农民经营净收入、财产净收入和转移净收入数据代表2013 年及以后的农民经营性收入、财产性收入和转移性收入数据。

2.核心解释变量

农村三产融合（RID）为核心解释变量。目前国内缺乏关于农村三产融合发展状况的统计标准和数据，对农村三产融合的测度，学界已有研究均选择构建综合评价指标体系，但由于数据收集、研究目的等差异，尚未形成普遍认可的体系框架。本文参考张林等[15]45-46和孙哲远等[16]的指标体系构建方法，依据农村三产融合促进农民增收的作用机理与数据可获得性，选取三个一级指标和六个二级指标，构建农村三产融合综合评价指标体系(见表1）。其中人均主要农产品产量以粮食、棉花、油料、肉类、牛奶、水产品的产量之和除以区域总人口衡量，缺失数据用移动平均法补全；农林牧渔服务业产值用农林牧渔业产值除以第一产业产值表示；农村信息化发展水平用农村居民平均每百户年末移动电话拥有量表示，2006 年及以前用农村居民平均每百户年末电话机数量代替。此外，参照张林等[15]46的做法，对2013、2014 年的缺失数据采用前后两年数据近似计算得到。选择熵值法对各地区农村三产融合发展现状进行测度，具体步骤如下：第一，设立原始指标数据矩阵；第二，将评价对象Mi对指标Dj的样本值记作Xij，对原始数据矩阵标准化处理，正向指标计算公式为负向指标为除化肥施用强度为负向指标外，其余指标均为正向指标，为避免计算误差，将所有标准化后的值进行加0.000 000 01 处理；第三，计算特征比重、熵值，第四，计算差异系数、熵权第五，计算累积熵权；第六，计算分层指标权重；第七，计算各地区农村三产融合发展水平。

表1 农村三产融合综合评价指标体系Tab.1 Comprehensive evaluation indicator system for rural integration of three industries

3.控制变量

为解释其他重要因素对农民收入的影响，选取系列指标作为控制变量。人力资源（RHR），以农村六岁以上总人口的平均受教育水平衡量农村人力资源发展水平，小学、初中、高中、大专及以上分别赋值为1、2、3、4，2015 年由2014 和2016 年平均值得到，2020 年以农村三岁以上总人口平均受教育水平计算；固定资产投资（IFA），用农林牧渔业固定资产投资占地区生产总值情况表示；城乡融合（UIG），采用城乡居民收入水平对比(城镇居民=1)表示；产业结构（RIS），因农村地区以第一产业为主，农村产业结构由第一产业产值与地区生产总值之比表示；城镇化率（URT），由城镇人口与总人口的比值得到。

4. 调节变量

财政支农（FSA），用财政支农支出与农林牧渔总产值之比来衡量。

（二）数据说明

研究样本为2000—2021 年全国31 个省份（不包含中国港澳台地区）面板数据。所有数据均通过国家统计局、《中国统计年鉴》《中国农村统计年鉴》《中国人口和就业统计年鉴》《中国财政年鉴》及各省市统计年鉴整理而得，缺失数据采用近两年的数据移动平均计算而得，最终得到682 个观测值。为消除可能存在的异方差性，对农民人均可支配收入、农民人均工资性收入等非比值型变量和产品销量取其自然对数处理。对处理后的变量进行描述性统计分析，详细数据见表2。可以发现，我国农民人均可支配收入的最值之差与标准差的值均小于农民人均工资性收入、人均财产性收入和人均转移性收入对应的值，农民收入结构内部的差异大于农民人均可支配收入的差异。

表2 变量描述统计Tab.2 Variable description statistics

（三）模型构建

结合上文理论分析与研究假设，以农民各项收入为被解释变量，农村三产融合为核心解释变量构建模型，检验农村三产融合对农民收入增长的影响。考虑到估计结果偏差问题，加入人力资源（RHR）、固定资产投资（IFA）、城乡融合（UIG）、产业结构（RIS）和城镇化率（URT）作为控制变量，面板模型构建如下。

其中，I=(0, 1, 2, 3, 4) 表示农民不同种来源收入，包括农民人均可支配收入、人均工资性收入、人均经营性收入、人均财产性收入和人均转移性收入；Xit为系列控制变量；t=(2000，2001……2021) 表示年份，i=(1, 2……31) 表示省份；α0为常数项；μi为地区固定效应，ηt为时间固定效应；εit为随机误差；α1和α2表示核心解释变量和控制变量系数。

四、实证结果及分析

（一）收入效应检验

以农民各收入分别作为被解释变量依次构建模型，记为模型0～4，具体实证结果见表3。对模型0～4 进行F 检验和Hausman 检验，所有模型检验P值均在1%的水平上显著，故选择固定效应模型进行估计。核心解释变量农村三产融合（RID）的系数均在1%的水平上显著通过检验，说明农村三产融合对农民收入增长具有显著的正反馈作用。农村三产融合（RID）在五个模型的系数值分别为0.446、0.562、0.425、0.952 和0.863，可以发现，农村三产融合（RID）促进农民提高财产性收入的作用最明显，其次是转移性收入。农村三产融合（RID）提供给广大农民多途径增收的平台，农村闲置资源要素活力被充分调动，农民利用土地、林地、房屋、金融等闲置资源要素，通过入股、租用等途径获得利息、租金、红利等财产性收入的能力增强。另，自2015 年中央一号文件提出农村三产融合后，各级政府从资金扶持、用地扶持、金融扶持、税收优惠、农业支持保障补贴等方面支持农村三产融合发展，以此带来的农民生活水平提高、农村经济向好发展的新面貌也吸引更多城市居民将收入向农村农民转移，带动农民提高转移性收入。目前，我国农民收入结构中仍以工资性收入和经营性收入为主，2021 年两者占总收入的比值分别为42.04%和34.68%,合计超过7 成。农村三产融合（RID）在实现求业农民与就业岗位的精准匹配和提升产品价值、保证产品销量方面具有促进作用，一定程度上提高了农民工资性收入和经营性收入，但由于农民工资性收入和转移性收入的基数大，大幅度提升存在一定挑战。受农民收入结构的影响，农村三产融合（RID）提高农民可支配收入增长的效果与其余收入的分效果相比较弱。综上，H1 得到验证。

表3 模型类别判断与估计结果Tab.3 Model category judgment and estimation results

对控制变量进行分析（见表3），除固定资产投资（IFA）的系数未能通过模型2 显著性检验外，其余控制变量均显著地通过了各模型检验。人力资源（RHR）是农民收入增长、农村较好发展的关键因素，农村人力资源发展质量越高，农民能够紧跟国家政策方向，从实际出发进行就业创业、灵活运用已有资产、改良经营内容途径获取转移性收入、工资性收入、财产性收入和经营性收入的实力也越雄厚；固定资产投资（IFA）是农村经济发展的重要支撑，是农村就业岗位增加、村容村貌改造、集体组织发展的保障，能够在不同程度上提高农民工资性收入、财产性收入和转移性收入，理论上固定资产投资（IFA）对农民经营性收入增长也具有促进作用，但实证结果不显著，可能与经营性企业固定资产投资的成本问题有关；城乡融合（UIG）的值越大，表明城乡收入差距越小，对农民收入增长的正向影响越显著，农民拥有一定的经济和技术基础，增收的内生动力提高，此外农村基础设施、公共服务和社会事业发展逐步向城镇靠近，城镇资本下乡、城镇农民返乡等现象逐渐普遍，农民增收获得的外部支持也越来越多；产业结构（RIS）对农民收入增长存在一定的抑制作用，说明以一产为核心的农村产业增收动力面临瓶颈，农村产业结构优化升级迫在眉睫；城镇化率（URT）对农民收入具有正反馈作用，农村剩余劳动力的转移、土地空间的节约、农产品需求的提高等都使农民能够通过多种来源获得收入。

（二）政策效应检验

2016 年，中央财政部专项安排资金，支持重庆、安徽、江苏、湖南、山东、辽宁、黑龙江、浙江、江西、河南、湖北和贵州等12 个省（直辖市）开展农村三产融合发展试点工作。为考察农村三产融合促进农民增收所可能存在的政策效应，将农村三产融合试点省份的设立视为一项准自然实验。根据双重差分模型(Difference-in-Differences，DID）的应用原理，将已确立为农村三产融合试点省份的12 个样本定义为处理组，其余样本作为对照组。选择传统双重差分模型（Standard Difference-in-Differences，Standard DID）进行实证检验，以此来检验农民收入增长是否会受到农村三产融合试点政策的影响，模型构建如下：

其中，β0为常数项，β1和β2表示政策变量和控制变量系数，其余变量含义与公式（1）同。农村三产融合政策用虚拟变量Treat 和Post 的交乘项表示，当农村三产融合试点省被设立时，Treat 取值为1，否则为0；当农村三产融合试点省被设立后，Post 取值为1，否则为0。分别以农民各收入为被解释变量进行估计，结果如表4 所示。

表4 政策效应检验结果Tab.4 Policy effect test results

加入控制变量后，农村三产融合政策对农民人均可支配收入的影响系数值增大，同时显著性提高（见列（1）（2）），这说明农村三产融合与农民收入增长之间存在显著的正向因果关系，农村三产融合试点省份的设立使处理组比对照组省份农民人均可支配收入水平上升了1.5%。进一步观察农民收入结构，两种情况下，农村三产融合政策对农民人均财产性收入和转移性收入影响系数均显著为正（见列（7）-（10）），表明农村三产融合试点政策的实施带动试点省份农民人均财产性收入和转移性收入水平得到较好提升，分别较对照组省份提高29.4%和28.5%。未加入控制变量时，可能受工作岗位调整、农民职位转变的时滞性影响，农村三产融合与农民工资性收入增长存在显著负向因果关系，但其与农民经营性收入增长存在显著正向关系（见列（3）（5））；加入控制变量后，农村三产融合对农民工资性收入增长的抑制作用有所缓解，但出现对农民经营性收入不显著的抑制作用（见列（4）（6）），这与理论预期相悖，可能的原因是农村经营性生产和商业活动较不发达、产业融合成本较高等。可见，随着农村三产融合试点省份的发展，试点政策实施效果逐渐显现，一方面，扩宽了农民收入渠道，为农民收入增长提供平台与支撑；另一方面，政策的落实存在一定的针对性和片面性，并不能全面顾及农民各项收入的增长。

（三）异质性检验

1. 地区异质性

我国地域辽阔，各省份自然资源禀赋存在差异，发展农村三产融合的机遇挑战不一，其对农民收入增长的影响效果也不尽相同。根据三大地带的区位划分，将样本分为东部、中部和西部地区三组，分别进行收入效应回归。对比各地区可以发现（见表5），在东部地区和中部地区，农村三产融合对农民各项收入均有显著的正向影响，且在东部地区的显著性高于中部地区；与东部和中部地区相比，西部地区存在一定的知识、技术、人才、资源等差距，因而，农村三产融合对西部地区农民收入增长并未有显著影响。

表5 地区异质性检验结果Tab.5 Regional heterogeneity test results

2. 经济发展水平异质性

地方经济发展水平不同，可能使农村三产融合对农民收入增长的影响存在不同。卢文秀等[17]以人均GDP 中位数为依据划分地区经济发展水平，本文结合全国各省份人均GDP 发展数据，以2021 年全国各省份人均GDP 平均值为依据，将样本划分为高经济发展水平和低经济发展水平两组，依次进行收入效应回归。观察表6 发现，农村三产融合在高经济发展水平地区能够显著促进农民各种收入增加，而在低经济发展水平地区仅能促进农民工资性收入进而促进农民可支配收入增长。

表6 经济发展水平异质性检验结果Tab.6 Heterogeneity test results of economic development level

（四）调节效应分析

收入效应检验结果显示，农村三产融合能够促进农民各项收入增长，但进一步分析可以得出该效应具有明显的区域异质性和地区经济发展水平异质性。依据上文理论假设，财政支农对农村三产融合提升农民收入具有促进效应，为检验这一推测，将财政支农（FSA）作为调节变量与农村三产融合（RID）变量进行交乘，以农民人均可支配收入（lnY0）为主探究财政支农（FSA）作为调节变量时，对全样本和分样本回归结果造成的影响。模型构建如下，其中，γ0为常数项，γ1、γ2和γ3表示核心解释变量、调节效应变量和控制变量系数，其余变量含义与公式（1）同。

结果显示（见表7），就全国、东部地区和低经济发展水平样本而言，农村三产融合对农民可支配收入具有显著促进作用，且财政支农力度的加大对该作用具有显著的放大效应；在中部地区，农村三产融合能够实现农民增收，但财政支农对该效应的促进作用不显著；在高经济发展水平样本中，财政支农也有推动农村三产融合促进农民收入增长的作用；在西部地区，农村三产融合和财政支农对农民收入的抑制作用并不显著。虽然财政支农能够进一步实现农村三产融合对农民收入增长的带动作用，但限于交通、人力资源、经济基础等原因，各地区的资源配置存在差异，财政支农的带动效应受阻。综上，H2 得到验证。

表7 调节效应检验结果Tab.7 Test results of regulatory effects

（五）稳健性检验

本文还进行了稳健性检验，以农民人均可支配收入（lnY0）为例，分别替换核心解释变量和解释变量的衡量体系，重新计算各变量，并进行样本期的调整，进行回归估计。（1）更换核心解释变量衡量体系。以农村平均每百户年末电话和计算机拥有数之和衡量农村信息化发展水平，以人均农林牧渔服务业总产值衡量农林牧渔服务业产值，相关数据来源于国家统计年鉴，依旧选择熵值法对核心解释变量重新计算。（2）更换解释变量衡量体系。考虑到各变量对农民收入变化的动态影响，以各解释变量滞后一阶的数据代替原数据，进行回归分析。（3）调整样本期。考虑到各时期经济社会发展环境的差异，调整样本期进行估计，往后推五年，研究2005—2021 年农村三产融合与农民收入增长的关系。结果见表8，更换核心解释变量与解释变量衡量体系进行估计的结果与原收入效应估计结果的变量系数值与显著性相近，而调整样本期进行估计的变量回归系数的方向和显著性也并未发生实质性改变，因此本文的实证结果稳健可信。

表8 稳健性检验结果Tab.8 Robustness test results

五、研究结论与对策建议

基于2000—2021 年中国31 个省份（不包含中国港澳台地区）的面板数据，运用固定效应模型考察农村三产融合与农民收入增长的关系，并以财政支农为调节变量，检验其在农村三产融合推动农民收入增长的过程中所发挥的作用。研究发现：农村三产融合能够提高农民各项收入，且在促进农民财产性收入和转移性收入方面具有较显著的效应；财政支农能够提升农村三产融合实现农民增收的效应；农民三产融合与财政支农对农民增收的促进效应具有显著的异质性，受区位因素和经济发展水平的制约；农村人力资源、固定资产投资、城乡融合和城镇化率能够促进农民收入提升，而农村产业结构对农民增收存在抑制效应。

近年来，在中央的支持引导下，农村三产融合成为农民增收的新途径与解决“三农”问题的新方向，但目前农村三产融合的各个领域发展仍不成熟，其促进农民增收的效应受多种因素的影响。根据以上研究结果，本文提出相应对策建议，旨在实现农村三产融合促进农民增收的效应稳步提升。

（一）优化农村产业结构，完善农村三产融合发展体系

在农村三产融合基本发展状况下，强化多元化融合主体的培育，支持农民合作社、家庭农场、龙头企业发挥引领作用，并积极发展供销合作社、行业协会和产业联盟，大力吸引社会各类资本（包括外商投资）投入；加快多类型融合方式的建立，使农业产业链不断向横纵方向延伸，农业多功能不断朝深度挖掘拓展，农业新业态不断与新技术融合培育，实现农业结构的调整与产业的合作聚集；引导多形式利益联结机制的发展，除订单合同、股份合作、风险防范机制外，要加强工商企业的责任意识，让融合主体联系更密切、合作更稳定；政府部门间要加强协作，加大支持力度，保障农村公共服务、金融服务、基础设施建设等有序开展，优化农村产业结构，推进农村三产融合。

实现农村三产融合发展协调提高农民收入。首先，要继续引导各地区因地制宜提高农产品加工转化率、发展新型农业打造特色品牌，实现涉农产品发展保质保量，同时要稳定政府对农业农村发展的资金、技术等的支持与引导，强化稳固农村三产融合提高农民经营性收入与转移性收入的作用；其次，针对理论与现实的差异，各级政府部门要大力支持有条件的农户和企业发展农产品生产服务业、农产品加工业、休闲农业、旅游农业、信息农业等新型产业，加强政策引导、保障与优惠支持农户与农户、农户与企业、企业与企业间的合作，扩大农村生产能力，利用农村现有资源，提供更多就业岗位，帮助农民扩展收入来源，通过灵活就业提高工资性收入；再次，农村领导班子要加强向农民普及农村三产融合的意义和知识，与有关部门、企业配合支持农村建立联合支农金融体系与农村信用体系，创新发展普惠性金融产品，允许农民将房、林、田等有形资产转化为经营资本，提高农民财产性收入。

（二）强化财政支农保障，实现区域协作共进

结合各地区资源禀赋，瞄准农业全产业链开发，明确发展主导产业和优先顺序，加快推动品种培优、品质提升、品牌培育和生产标准化，整体提升产业发展质量效益和竞争力。采取直接补助、政府购买服务、先建后补、以奖代补等方式，引导和撬动金融和社会资本参与建设，促进市场投资主体和农民合理分享增值收益，提高产业发展的内在活力和竞争力。除此之外，要重视区域的联动发展作用。党的十九大提出区域协调发展战略，在提高东北地区、中原地区、长江中游、成渝地区、关中平原等城市群合作发展水平的同时，更要注意省内各城市的沟通协作。以福建省为例，福建深化山海协作，形成闽东北、闽西南两大经济协作区，带动区域经济良好发展。深化区域沟通合作就要注意发挥政府和市场的双重作用，以“造血”为目的，使各地形成资源互补协调发展的局面，以企业项目交流、人才技术培训、生态整治协作等为重点，提供招商引资平台载体、建立合作产业园区、鼓励技术人员下乡、加大生态补偿投入、制定政策保障等，加强区域乡村振兴交流合作，切实提高农民收入，实现区域协作共进。

（三）重视农村人才培养，助推城乡融合发展

以培养农村本土新型治理人才为重点，开展技术人才下乡指导、农业经营管理与计算机使用等课程，加强农民职业技能的培训，通过定期跟踪服务制度、金融知识普及活动、农户帮扶合作等途径加强当地农民综合素质，提高农民通过就业、创新、投资等途径获取收入的能力；各级政府要加强农村人才引进的补贴、住房、医保等优惠待遇，加强农村创新创业的政策优惠，吸引并留住更多城镇人才到农村生活工作，同时吸引更多农民选择返乡创业，以此提高农村人力资源发展水平。此外，各级政府可以通过户籍制度、土地利用制度、人才流动制度等的改革，促进城乡要素的自由双向流动；通过支持引导城镇产业和农村产业的资金扶持、技术交流、项目合作等互动，在加快农业农村现代化发展的基础上，实现城乡产业融合；通过完善农村基本公共服务制度，打造农村垃圾分类、废水处理等生态环保项目，推进城乡公共产品均等化。从经济、社会等方面，采用多手段协调推进城乡融合发展，提高城乡融合发展水平，进而推动农村三产融合发展，提高农村三产融合促进农民增收的效应，减小城乡居民收入水平之比，为农民提供多元的增收渠道与更有力的社会保障。