楊國萍，郭雅嫻

（吉林財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)稅學(xué)院，長春 130117）

一、引言

統(tǒng)籌解決“三農(nóng)”問題是我國的一項(xiàng)重要戰(zhàn)略決策，中央人民政府連續(xù)17 年將“三農(nóng)”問題列入中央一號(hào)文件，其重要性和緊迫性毋庸贅述。吉林省是我國的農(nóng)業(yè)大省，其農(nóng)業(yè)發(fā)展關(guān)系到整個(gè)省份的經(jīng)濟(jì)增長，解決好“三農(nóng)”問題是吉林省的迫切之需，而解決“三農(nóng)”問題的關(guān)鍵在于促進(jìn)農(nóng)民持續(xù)增收。根據(jù)《吉林統(tǒng)計(jì)年鑒》的數(shù)據(jù)，計(jì)算整理吉林省1998-2018 年農(nóng)民人均可支配收入的構(gòu)成，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，1998-1999 年吉林省農(nóng)民家庭經(jīng)營純收入占農(nóng)民人均可支配收入的比重達(dá)到85%以上，2001-2006 年該比重保持在70%-80%之間，2007-2016 年保持在60%-75%之間，2017-2018 年保持在55%-60%之間，這說明在吉林省農(nóng)民人均可支配收入的構(gòu)成中，農(nóng)民家庭經(jīng)營純收入的比重總體上雖呈下降趨勢(shì)，但作為最大收入來源的地位尚未動(dòng)搖。而農(nóng)民家庭經(jīng)營純收入的提高又主要依賴于農(nóng)業(yè)整體經(jīng)營狀況的改善。農(nóng)業(yè)整體經(jīng)營狀況的改善單靠農(nóng)民自身的力量是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠的，國家財(cái)政的大力支持將發(fā)揮重要作用，其他產(chǎn)業(yè)的帶動(dòng)發(fā)展效應(yīng)也不可忽視。

改革開放至今，吉林省政府在促進(jìn)農(nóng)業(yè)創(chuàng)收、推進(jìn)農(nóng)村建設(shè)等方面實(shí)施了一系列措施，涉及農(nóng)村改革、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)等方方面面，并取得了顯著成效?！都纸y(tǒng)計(jì)年鑒》的數(shù)據(jù)顯示：1998 年至2018 年吉林省農(nóng)村居民人均可支配收入由2 383.6 元增長至13 748.17元；城鎮(zhèn)居民人均可支配收入由4 206.64 元增長至30 171.94 元；城鄉(xiāng)居民收入差距由1 823.04 元擴(kuò)大至16 423.77 元。由此可見，吉林省城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的收入水平都在不斷提升，但農(nóng)村居民收入的增長幅度明顯偏小，年均增長率也偏低，進(jìn)而導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民收入差距逐年擴(kuò)大。我國積極倡導(dǎo)“縮小城鄉(xiāng)差距”，而收入水平差距是城鄉(xiāng)差距的重要表現(xiàn)之一，如何真正實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)差距的逐步縮小，是吉林省政府面臨的一大挑戰(zhàn)?；谝陨媳尘?，研究吉林省財(cái)政農(nóng)業(yè)支出對(duì)農(nóng)民收入的影響，擬完善財(cái)政支農(nóng)政策，帶動(dòng)農(nóng)民增收，具有現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)回顧

農(nóng)民增收關(guān)乎我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展與社會(huì)穩(wěn)定，是我國各級(jí)政府民生工作的重要內(nèi)容之一。國內(nèi)眾多學(xué)者就財(cái)政支農(nóng)工作對(duì)農(nóng)民收入影響的主題，展開了諸多研究。可大致分為以下幾類：一是僅考察財(cái)政支農(nóng)資金總量對(duì)農(nóng)民收入影響的。有學(xué)者發(fā)現(xiàn)兩者呈正相關(guān)關(guān)系，同時(shí)財(cái)政農(nóng)業(yè)支出對(duì)農(nóng)民收入的作用存在時(shí)滯性。[1]二是結(jié)合長期效應(yīng)和短期效應(yīng)，進(jìn)一步考察財(cái)政支農(nóng)資金總量對(duì)農(nóng)民收入影響的。有學(xué)者認(rèn)為，增加國家財(cái)政支農(nóng)資金絕對(duì)量，能夠拉動(dòng)農(nóng)民人均家庭經(jīng)營收入的增長，但拉動(dòng)作用的長期效果和短期效果都不顯著；[2]也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)財(cái)政支農(nóng)資金是引起農(nóng)民收入變化的格蘭杰原因，并且兩者之間存在長期協(xié)整關(guān)系，但短期內(nèi)可能失衡；[3]還有學(xué)者得出結(jié)論，長期而言，財(cái)政支農(nóng)資金對(duì)農(nóng)民增收起微弱的促進(jìn)作用。短期而言，財(cái)政支農(nóng)資金會(huì)抑制農(nóng)民增收，[4]與眾多學(xué)者的研究結(jié)論不一致。三是僅考察財(cái)政支農(nóng)資金結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)民收入影響的。有學(xué)者認(rèn)為，財(cái)政支農(nóng)各項(xiàng)目支出都能引起農(nóng)民收入的變化，但其影響效果存在差異。其中，農(nóng)村救濟(jì)費(fèi)支出的積極影響最大，而農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出甚至?xí)a(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)；[5]也有學(xué)者認(rèn)為，財(cái)政農(nóng)業(yè)投入對(duì)農(nóng)民收入的貢獻(xiàn)度從高到低的排序依次是基本建設(shè)投入、科技三項(xiàng)費(fèi)用投入、支農(nóng)支出；[6]還有學(xué)者認(rèn)為，財(cái)政農(nóng)業(yè)支出對(duì)農(nóng)民收入增長的貢獻(xiàn)率最高的是農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用支出，其次是支農(nóng)支出，最后是農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出，農(nóng)村救濟(jì)費(fèi)支出對(duì)農(nóng)民增收幾乎沒有影響。[7]四是同時(shí)考察財(cái)政支農(nóng)資金的總量和結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)民收入影響的。有學(xué)者通過建立多元線性回歸方程分析我國財(cái)政農(nóng)業(yè)總體支出及分項(xiàng)支出對(duì)農(nóng)民收入的影響，結(jié)果證實(shí)財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入的增長起正向拉動(dòng)作用，并且農(nóng)村社會(huì)事業(yè)發(fā)展支出所起的拉動(dòng)作用最明顯；[8]也有學(xué)者運(yùn)用E-G 協(xié)整檢驗(yàn)和似不相關(guān)回歸法分析我國財(cái)政農(nóng)業(yè)總體支出及分項(xiàng)支出對(duì)農(nóng)民收入的影響，其研究結(jié)論與上一位學(xué)者一致。[9]五是從收入來源角度考察支農(nóng)資金總量對(duì)農(nóng)民收入影響的。有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民轉(zhuǎn)移性及財(cái)產(chǎn)性收入的正向拉動(dòng)作用最明顯，對(duì)農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入同樣具有拉動(dòng)作用，但對(duì)農(nóng)民工資性收入的作用不顯著；[10]還有學(xué)者同時(shí)考慮了長期效應(yīng)和短期效應(yīng)：從長期來看，財(cái)政農(nóng)業(yè)支出對(duì)農(nóng)民工資性收入、轉(zhuǎn)移和財(cái)產(chǎn)性收入的正向拉動(dòng)作用明顯，而對(duì)農(nóng)民家庭經(jīng)營收入的拉動(dòng)作用相對(duì)較弱；從短期來看，財(cái)政農(nóng)業(yè)支出會(huì)抑制農(nóng)民工資性收入的增長，但作用微弱，同時(shí)，對(duì)其他來源的收入具有較強(qiáng)的促進(jìn)作用，并且財(cái)政農(nóng)業(yè)支出對(duì)不同來源收入的作用存在時(shí)滯差異。[11]此外，還有學(xué)者經(jīng)過梳理我國財(cái)政支農(nóng)政策中對(duì)農(nóng)民收入產(chǎn)生影響的相關(guān)信息，進(jìn)而提出完善財(cái)政支農(nóng)政策的對(duì)策建議。[12]

財(cái)政支農(nóng)問題一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)界的熱議話題，國內(nèi)諸多學(xué)者對(duì)其進(jìn)行過研究。通過整理相關(guān)文獻(xiàn)不難看出，大部分學(xué)者的研究結(jié)論支持增加財(cái)政支農(nóng)資金正向拉動(dòng)農(nóng)民收入增長的觀點(diǎn)，僅少部分學(xué)者的研究結(jié)論與之相反。但是，以上研究都是基于全國層面的相關(guān)數(shù)據(jù)所做的分析，而針對(duì)地方性財(cái)政農(nóng)業(yè)支出對(duì)農(nóng)民收入影響問題的研究則相對(duì)鮮見。就全國而言，各個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r、自然環(huán)境條件等方面存在較大差異，各個(gè)地區(qū)的適用政策也不盡相同。再者，地方政府因?yàn)楣ぷ餍枰瑢?shí)地調(diào)研農(nóng)業(yè)、走訪農(nóng)村的機(jī)會(huì)更多，更了解當(dāng)?shù)剞r(nóng)村居民亟待解決的難題，能夠做到具體問題具體分析，進(jìn)而有效利用地方財(cái)政，因地制宜地解決該地區(qū)的農(nóng)民問題。此外，我國的財(cái)政支農(nóng)體制是以中央政府為主導(dǎo)、地方政府為主體的支出體制，[13]這也說明地方財(cái)政對(duì)農(nóng)民收入的影響是舉足輕重的。因此，綜合以上研究成果，擬從吉林省的實(shí)際情況出發(fā)，淺析吉林省財(cái)政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)民人均可支配收入之間存在的相關(guān)關(guān)系，以及財(cái)政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)民家庭經(jīng)營純收入、工資性收入、轉(zhuǎn)移性收入、財(cái)產(chǎn)性收入四種不同來源收入之間是否存在相關(guān)關(guān)系，并對(duì)這些相關(guān)關(guān)系的長短期效應(yīng)作出分析。

三、實(shí)證分析

（一）指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)來源

現(xiàn)選取吉林省財(cái)政農(nóng)業(yè)支出作為解釋變量，用吉林省每年政府財(cái)政預(yù)算支出中的農(nóng)業(yè)支出來表示；選取吉林省農(nóng)民人均可支配收入及家庭經(jīng)營純收入、工資性收入、轉(zhuǎn)移性收入、財(cái)產(chǎn)性收入分別作為被解釋變量。在建立模型時(shí)，用yi（i=0、1、2、3、4）（下同）代表被解釋變量，用x 代表解釋變量。數(shù)據(jù)從《吉林統(tǒng)計(jì)年鑒》的相關(guān)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)獲?。ㄔ斠姳?）。

（二）實(shí)證分析

先對(duì)（yi）與（x）進(jìn)行對(duì)數(shù)處理，以消除可能存在的異方差，再建立模型。本文對(duì)農(nóng)民收入與財(cái)政農(nóng)業(yè)支出的時(shí)間序列取對(duì)數(shù)代表原序列，用ln（yi）與ln（x）表示，用D［ln（yi）］與D［ln（x）］表示取對(duì)數(shù)后的一階差分序列。數(shù)據(jù)全部運(yùn)用Eviews7.0 軟件來處理和實(shí)現(xiàn)。

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)。在討論吉林省財(cái)政農(nóng)業(yè)支出與吉林省農(nóng)民收入之間是否存在經(jīng)濟(jì)關(guān)系之前，必須要檢驗(yàn)相關(guān)時(shí)間序列變量的平穩(wěn)性，以防出現(xiàn)“偽回歸”。同時(shí)，對(duì)于不平穩(wěn)的時(shí)間序列變量，一般可以通過差分法將其轉(zhuǎn)換為平穩(wěn)的時(shí)間序列變量。本文采用ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗(yàn)法來判斷l(xiāng)n（yi）與ln（x）的平穩(wěn)性（詳見表2）。ADF 檢驗(yàn)是通過三個(gè)模型完成的。

模型1：

模型2：

模型3：

其中，α 為常數(shù)項(xiàng)；t 為時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)；m 為滯后階數(shù)。

原假設(shè)H0：ρ=0，備擇假設(shè)H1：ρ≠0。

實(shí)際檢驗(yàn)時(shí)，依次檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?、模型2、模型1。在給定顯著性水平下，依據(jù)時(shí)間序列變量的統(tǒng)計(jì)值與ADF 分布臨界值的大小關(guān)系，判斷檢驗(yàn)結(jié)果是否拒絕原假設(shè)，進(jìn)而確定時(shí)間序列變量是否存在單位根，是否具有平穩(wěn)性。若變量的統(tǒng)計(jì)值大于ADF 分布臨界值，則變量非平穩(wěn)；若變量的統(tǒng)計(jì)值小于ADF分布臨界值，則變量平穩(wěn)。檢驗(yàn)結(jié)束，表2 的檢驗(yàn)結(jié)果顯示：ln（y0）、ln（y1）、ln（y2）、ln（y3）、ln（y4）與ln（x）在給定的顯著性水平下為非平穩(wěn)序列。差分序列D［Ln（y0）］、D［Ln（y1）］、D［Ln（y2）］、D［Ln（y3）］、D［Ln（y4）］與D［Ln（x）］在給定的顯著性水平下為平穩(wěn)序列。綜上，ln（y0）、ln（y1）、ln（y2）、ln（y3）、ln（y4）與ln（x）均為一階單整序列。

表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

2.Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)。平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，ln（yi）與ln（x）均為非平穩(wěn)時(shí)間序列變量，不能直接建立回歸模型分析變量之間的相關(guān)關(guān)系，需要先檢驗(yàn)變量之間是否存在長期的穩(wěn)定關(guān)系，即變量之間是否協(xié)整。協(xié)整檢驗(yàn)同樣是為了防止“偽回歸”問題。ln（yi）與ln（x）同為一階單整，它們之間可能存在協(xié)整關(guān)系。[14]本文基于向量自回歸模型，運(yùn)用Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)來考察ln（yi）與ln（x）之間的協(xié)整關(guān)系。先確定協(xié)整檢驗(yàn)的滯后階數(shù)，在建立向量自回歸模型后，可根據(jù)AIC 值和SC 值確定模型的滯后階數(shù)p，即選取AIC 值和SC 值最小時(shí)模型對(duì)應(yīng)的滯后階數(shù)。協(xié)整檢驗(yàn)的滯后階數(shù)為向量自回歸模型的滯后階數(shù)減一。本文分別將ln（y0）、ln（y1）、ln（y2）、ln（y3）、ln（y4）與ln（x）建立向量自回歸模型，前兩對(duì)變量和后兩對(duì)變量確定的滯后階數(shù)都為1，中間一對(duì)變量ln（y2）與ln（x）確定的滯后階數(shù)為4，因此，相應(yīng)的協(xié)整檢驗(yàn)的滯后階數(shù)確定為0 或3（詳見表3）。

表3 Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

檢驗(yàn)結(jié)果顯示：ln（y0）與ln（x）協(xié)整，這說明1998-2018 年間兩者存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整方程式（4），吉林省財(cái)政農(nóng)業(yè)支出每增加1 個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)民人均可支配收入將增加0.5346 個(gè)百分點(diǎn)，可見，增加財(cái)政農(nóng)業(yè)支出對(duì)農(nóng)民人均可支配收入增長有較為明顯的正向拉動(dòng)作用。

檢驗(yàn)結(jié)果顯示：ln（y1）與ln（x）協(xié)整，說明1998-2018 年間兩者存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，而ln（y2）、ln（y3）、ln（y4）與ln（x）均不協(xié)整?？梢姡瑑H家庭經(jīng)營純收入與財(cái)政農(nóng)業(yè)支出具有相關(guān)關(guān)系，其他來源的農(nóng)民收入不受其影響。根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整方程式（5），財(cái)政農(nóng)業(yè)支出每增加1 個(gè)百分點(diǎn)，經(jīng)營純收入將增加0.4550 個(gè)百分點(diǎn)，即財(cái)政農(nóng)業(yè)支出的增加同樣能夠促進(jìn)農(nóng)民經(jīng)營純收入的增長，但作用相對(duì)較弱。

3.誤差修正模型。誤差修正模型是協(xié)整關(guān)系的另一種表達(dá)形式，數(shù)學(xué)方程式如下：

ecmt-1是誤差修正項(xiàng)，反映變量之間的長期均衡關(guān)系，系數(shù)矩陣反映變量之間的均衡關(guān)系偏離長期均衡狀態(tài)時(shí)，將調(diào)整到均衡狀態(tài)的調(diào)整速度。[15]

由上文檢驗(yàn)結(jié)果可知，ln（y0）與ln（x）之間存在協(xié)整關(guān)系，用誤差修正模型表示如下：

由式（7）可知，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為-0.3941，符合負(fù)反饋機(jī)制，表明ln（y0）有39.41%的當(dāng)期非均衡部分可在下期被調(diào)整至均衡。由于存在60.59%的非均衡部分未得到調(diào)整，可見這種修正作用相對(duì)不明顯，即ln（y0）的當(dāng)期失衡對(duì)下期水平變化會(huì)產(chǎn)生較大影響。從模型來看，吉林省財(cái)政農(nóng)業(yè)支出對(duì)農(nóng)民人均可支配收入的促進(jìn)作用短期效果不如長期效果好。

同樣，ln（y1）與ln（x）之間存在協(xié)整關(guān)系，用誤差修正模型表示如下：

由式（8）可知，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為-0.4071，符合負(fù)反饋機(jī)制，表明ln（y1）有40.71%的當(dāng)期非均衡部分可在下期被調(diào)整至均衡。由于存在59.29%的非均衡部分未得到調(diào)整，可見這種修正作用同樣不是很明顯，即ln（y1）的當(dāng)期失衡對(duì)下期水平變化還是會(huì)產(chǎn)生一定影響。從模型來看，吉林省財(cái)政農(nóng)業(yè)支出對(duì)農(nóng)民家庭經(jīng)營收入的促進(jìn)作用短期效果同樣不如長期效果好。

四、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

吉林省農(nóng)民人均可支配收入與財(cái)政農(nóng)業(yè)支出之間存在長期的均衡關(guān)系，這與諸多學(xué)者根據(jù)國家層面的數(shù)據(jù)分析后得出的結(jié)論相一致。但按不同來源劃分，僅家庭經(jīng)營純收入與財(cái)政農(nóng)業(yè)支出之間存在長期的均衡關(guān)系，這與吳振鵬、胡艷、張笑寒和金少涵等學(xué)者所得到的結(jié)論存在差異。在不考慮其他影響因素的情況下，財(cái)政農(nóng)業(yè)支出每增加1 個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)民人均可支配收入將增加0.5346 個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)民家庭經(jīng)營純收入將增加0.4550 個(gè)百分點(diǎn)。并且，誤差修正模型顯示，吉林省財(cái)政農(nóng)業(yè)支出對(duì)農(nóng)民人均可支配收入的正向拉動(dòng)作用短期效果不如長期效果好，對(duì)農(nóng)民家庭經(jīng)營純收入的影響也是如此。

（二）發(fā)展建議

一是加大財(cái)政支農(nóng)力度。吉林省政府應(yīng)進(jìn)一步加大財(cái)政支農(nóng)力度，分兩方面來闡明：一方面，在支出規(guī)模上，確保達(dá)到國家規(guī)定的財(cái)政農(nóng)業(yè)總投入的增長幅度要求，基于研究結(jié)論長期而言，吉林省財(cái)政農(nóng)業(yè)支出每增加1 個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)民人均可支配收入將增加0.5346 個(gè)百分點(diǎn)，從總量方面保證支農(nóng)資金的需求。另一方面，在支出比重上，需要進(jìn)一步提高財(cái)政農(nóng)業(yè)支出在一般預(yù)算支出中的比重。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2009 年以前，吉林省財(cái)政一般預(yù)算支出中農(nóng)業(yè)支出的比重在10%以下，2009 年開始才達(dá)到10%以上，且近兩年又開始出現(xiàn)下降趨勢(shì)，提高財(cái)政農(nóng)業(yè)支出的比重是政府對(duì)“三農(nóng)”問題主動(dòng)作為的重要體現(xiàn)，頗為必要。

二是加強(qiáng)財(cái)政支農(nóng)資金的監(jiān)管。中央和地方財(cái)政預(yù)算中，用于農(nóng)業(yè)支出的資金相對(duì)有限，而如何將有限的資金用在“刀刃上”，這不僅要確保支農(nóng)資金的安全，更應(yīng)提高支農(nóng)資金的使用績效，而有效的監(jiān)督管理可以促成上述目標(biāo)的順利實(shí)現(xiàn)。首先，政府職能部門應(yīng)根據(jù)預(yù)算內(nèi)已審批農(nóng)業(yè)財(cái)政支出項(xiàng)目嚴(yán)格落實(shí)資金分配工作，特別強(qiáng)調(diào)減少現(xiàn)金使用。其次，財(cái)政部門應(yīng)進(jìn)一步加強(qiáng)對(duì)支農(nóng)資金的監(jiān)督管理，逐步建立包含多主體在內(nèi)的資金使用監(jiān)管體系，實(shí)現(xiàn)撥款單位與收款單位之間相互監(jiān)督及最終付款單位嚴(yán)格把控資金支付的管理模式，保障資金安全，提高使用效率。再次，各級(jí)政府應(yīng)進(jìn)一步完善考核制度和加強(qiáng)懲防體系的建設(shè)，嚴(yán)格的考核制度不僅是政府衡量預(yù)算執(zhí)行結(jié)果實(shí)際成效的標(biāo)尺，還是側(cè)面反映政府預(yù)算工作缺陷的工具。懲防體系主要是為了預(yù)防腐敗，強(qiáng)調(diào)“誰簽字誰負(fù)責(zé)”。最后，為了提高資金使用的透明度，地方各級(jí)財(cái)政支農(nóng)資金管理部門應(yīng)及時(shí)對(duì)外披露項(xiàng)目進(jìn)程和資金使用狀況。政府部門應(yīng)積極引導(dǎo)農(nóng)民群眾主動(dòng)參與財(cái)政支農(nóng)資金的預(yù)算管理工作?？梢韵仍囆小耙源鍨閱挝?，通過民主選舉的方式推選村代表組成監(jiān)管機(jī)構(gòu)，參與縣級(jí)地方財(cái)政支農(nóng)資金的預(yù)算和審計(jì)工作”的辦法。

三是轉(zhuǎn)變財(cái)政支農(nóng)方式?，F(xiàn)代化是目前吉林省農(nóng)業(yè)發(fā)展要達(dá)成的重要目標(biāo)，而現(xiàn)代化離不開產(chǎn)業(yè)化，產(chǎn)業(yè)化又需要一批經(jīng)濟(jì)效益良好、競(jìng)爭優(yōu)勢(shì)明顯的規(guī)?；髽I(yè)來帶動(dòng)發(fā)展。因此，積極引進(jìn)或建設(shè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營主體是地方財(cái)政主動(dòng)作為的重要體現(xiàn)。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化以農(nóng)戶為基礎(chǔ)，政府可以先將引進(jìn)或建設(shè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營主體的財(cái)政支農(nóng)資金進(jìn)行量化處理，再以股份的形式分配給農(nóng)戶持有。在這種集體資產(chǎn)股權(quán)量化模式下，農(nóng)戶享有股份權(quán)利。一方面，農(nóng)戶可以按股比以分紅的形式獲得集體經(jīng)濟(jì)組織的經(jīng)營收入；另一方面，農(nóng)戶可以通過全部或部分轉(zhuǎn)讓其股權(quán)的形式獲得財(cái)產(chǎn)性收入。綜上，構(gòu)建新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，應(yīng)轉(zhuǎn)變財(cái)政支農(nóng)方式，以創(chuàng)新農(nóng)民收入渠道的辦法有效促進(jìn)農(nóng)民持續(xù)增收。