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        財(cái)政農(nóng)業(yè)支出對(duì)農(nóng)民收入影響的實(shí)證分析
        ——以吉林省為例

        2021-12-13 08:59:30楊國萍郭雅嫻
        北方經(jīng)貿(mào) 2021年11期
        關(guān)鍵詞:農(nóng)業(yè)

        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。

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