农村经济可持续发展论文3篇.docx
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农村经济可持续发展论文3篇
农村经济可持续进展论文3篇
第一篇
一、引言
基于此，以期为新时期我国宽敞欠发达地区农村经济的可持续供应参考对策。
二、铁耕模式概述
从效果上看，土地流转的确提高了铁耕村农用资源的配置效率，肯定程度上实现了所谓帕累托改进。
产业进展片区制。
该村以2021年广西自治区烟草局将其定为“全区现代烟草农业试点村”为契机，将全村规划出了“烟－稻”轮作种植区、水果产业园区、瘦肉型猪养殖基地、春烤烟集中育苗烘烤基地等四大产业片区。
产业的片区进展是以土地合理流转为基础的，没有土地流转就无法促成土地片区的形成，也就难以在不同片区协同进展不同产业。
在片区产业的微观经营上，铁耕村通过一家一户在同一垌面只领取“一块田”或“一垅地”的制度，实现了个体单元里的土地相对集中，调动了以家庭为单位的生产乐观性，避开了国营农场经营里“搭便车”的状况。
宏观上，一个片区只进展同一项产业，明显有利于提高土地利用率和机械化作业率，而这些正是现代农业可持续进展的必备条件。
公共资源配置集中制。
铁耕村在村域经济进展中充分整合了水、电、交通、扶贫等部门的资源以及社会各界力气，又将该村土地、人口、劳力、资金、技术、项目、信息等生产要素和社会公共资源进行了相对集中和有效综合配置。
铁耕村的公共资源配置集中制本质上是一种农村经济管理理念的创新，它将原本分摊在单个农户上的资源集中起来并统一支配、有效利用，转变了以往财政支农资金平均、分散投入的管理使用模式，提高了支农资金的利用效率。
三、铁耕模式对欠发这地区农村经济可持续进展的启示
（一）政府主导，农夫主体
铁耕模式的形成过程中，政府的主导作用是显而易见的。
铁耕村最初的群众议案，是在富阳镇党委、政府乐观推动下，在富川市党委、政府的大力支持下，广泛邀请县内外有关技术部门、资质评估机构、规划设计部门进行反复评估、论证才最终形成的“共议”。
这个过程没有政府力气的推动，单靠群众来整合资源是不行思议的。
农夫乐观支持群众议案、赞成“土地流转”、生产过程中的全力投入和相互挂念、公共资源的疼惜以及对环境的爱护，都是农夫主体作用的真实体现。
我国宽敞欠发达地区的农村，在社会主义新农村建设中，要摸索出一条适合自身资源特色的致富之路，地方政府和村民都应“穷则思变”。
政府应当真正担当起“为民作主，带民致富”的职责，通过政策支持、资源整合、增加干部服务力量等途径切实为本地农村经济进展发挥政府主导作用。
本地村民则应当放弃只考虑一家一户利益得失的本位思想，努力提高文化素养、用现代农业学问和技术武装自己；农村青年应树立“农村大有作为”的理念，转变欠发达地区很多农村仅由老人和孩子留守的局面，乐观参与新农村建设。
地方政府和当地村民的良好互动，必将加快我国宽敞欠发达地区新农村建设的步伐。
（二）以家庭承包制为基础，创新土地流转模式
家庭联产承包责任制的确立，为我国农村地区生产力的解放、农夫生产乐观性的提高发挥了巨大的历史作用。
但家庭联产承包往往意味着土地分散经营，这也意味着无法突破现代农业规模经营的用地“瓶颈”，现代农业资源无法与土地资源相匹配。
同时，不同家庭到底是不同的主体，生产中可能存在着事实上的“外部性”。
铁耕模式通过土地承包经营权的内部流转和置换，为农业适度规模经营制造了条件，为农业高新科技的推广和应用、机械化的耕作扫除了障碍。
我国欠发达地区农村山地较多，土地原本不太集中，承包到户后，更是将田地划分为更小的条、块状，土地零碎经营已经成为了传统和事实。
一方面，因优良品种不断推广、产量不断提高、口粮简洁满足，部分家庭在削减耕种面积，以便有更多的劳力外出挣钱，这直接导致了部分土地的荒芜。
另一方面，目前欠发达地区很多农村，已经消灭由一家转包若干家田地，利用现代机器设备进行规模化耕作的状况，而其生效率较之前有显著提高。
在此背景下，我国欠发达地区的各个层面，应当乐观思考铁耕模式中土地流转的创新精髓，探究符合本地实情的可行之策，对土地经营权制度进行大胆创新。
（三）依靠传统产业，打造支柱产业
农村经济的根基是农业经济，农业经济的主体部分是农、林、牧、渔及其组合。
铁耕村在2021年以前，始终都种植烤烟、油茶树以及早柑、蜜桔和脐橙等果树，也有部分农户从事养猪业，但基本都是个体独立，零星分散，没有形成规模和特色。
2021年以后，铁耕村规划了“重点进展春烤烟、丰产油茶林、优质水果、瘦肉型猪等四大特色产业”。
其特色产业从今走上了快速进展的道路。
截止2021年，该村实现人均拥有0.06公顷（1亩）烤烟、0.33公顷（5亩）优质水果、5头瘦肉型猪的规模化种养。
到2021年，该村的水果将进入丰产期，估计单项人均可增加纯收入1万元，进展势头强劲。
我国宽敞欠发达地区的农村应当依据其传统基础产业的特色，遵循进展规律，确立本区域产业进展规划，借鉴其它地区的成功阅历，做大做强传统基础产业，逐步将之打造成特色支柱产业。
同一地区的村民长期在一起劳作和生活，彼此具有较强的认同性，这为特色产业的共同进展奠定了广泛的人缘基础。
特色产业形成带来的物质满足和利益刺激，将进一步调动村民生产乐观性，也有利于推动农村地区整体经济良性进展。
（四）进展是目标，可持续是保障
铁耕村在追求经济进展的同时，也充分照看了环境和资源的可承载力量，更是留意了人文关怀和村民整体素养的提高。
该村广建沼气池，大力进展以脐橙为主的名优水果种植，走的是生态农业进展之道。
该村“天成方、树成荫、路相通、渠相连、旱能灌、涝能排”和“两头工场化、中间机械化”是现代农业新格局，也是生态农村的真实写照。
该村通过开展“好青年、好媳妇、好家长”三好评比、“学文化、学技能”竞赛以及“无赌、无毒、无盗”三无村屯创建等系列活动，既为新农村建设创建了楷模，为本村的可持续进展积累了软实力。
我国农村地区整体生活水平较为低下，欠发达地区的农村更是如此。
摆脱贫困、奔向小康照旧是村民和地方政府正在努力追求的目标。
但在农村经济进展过程中，切不行急功近利，为经济增长而大肆破坏生态环境。
农村经济的进展应当立足于农业，围绕农业作文章，不行片面追求工业化。
农村地区应当意识到土地、水能等资源的稀缺性，应当在更大的范围内合理配置资源，削减或消退个体小面积种植的外部性。
要留意农夫素养的提高，要让宽敞农夫逐步把握现代农业生产学问和技术。
只有这样，才能在实现进展目标的同时，保证进展的可持续性。
本文:
江维国工作单位:
贺州学院
其次篇
1金融体系改革与金融市场结构的改善
我们将主要分析新一轮农村金融体系改革是否对农村金融市场结构产生了显著影响，从而为之后探讨金融市场结构与经济增长之间的关系奠定基础。
本文利用经典产业组织理论中的赫芬达尔——赫希曼指数（简称HHI指数）来反映同一市场规模在不同厂商之间的分布，其计算公式为：
HHI=∑i=1N（Si∑i=1allSi）2
（1）其中，其中，N代表市场中企业总数目，随着企业数N的增多，HHI指数变小，意味着市场竞争水平越高，当N趋于无穷时，即在完全竞争市场条件下，HHI指数趋于0；HHI指数越大，意味着市场集中度越高，竞争水平越低。
为了验证2021年金融体系改革对农村金融市场结构的影响，我们选取山东省2021~2021年120个县（县级市）作为争辩样本，相关数据来自《山东金融年鉴》和《山东统计年鉴》。
依据前人的争辩，我们建立如下计量模型：
HHIit=β1DUMit+β2GOVit+β3MARit+ui+vt+εit
（2）在上式中，HHIit为各县（市）金融机构的存贷款市场集中度，我们接受产业组织理论中的赫芬达尔指数进行测算，经过测算，我们发觉该金融市场上HHI指数的均值为0.2732，这说明该金融市场的市场结构相对集中，竞争程度较低。
但是从指标数值的动态变化来看，该金融市场HHI指数呈现倒U型变动，变动的拐点消灭在2021年，在2021年，HHI指数为0.3122，达到最大值，随后两年HHI指数消灭连续下降，这说明2021年之后该金融市场的市场结构得到改善，竞争水平有所提高，而这一时间恰好与中国农村金融体系改革的时间相吻合，这表明2021年进行的金融体系改革的确有利于降低农村金融市场的准入门槛，提高农村金融市场的竞争水平。
此外，我们还使用了集中度的另一指标即CR3对金融市场集中度进行了测算，我们主要是选取了目前在农村金融市场占据确定优势的农村信用社、中国农业银行以及农业进展银行的贷款数与农村地区总贷款之比来衡量其市场占有率，经过测算五年之间的均值为0.6567，三家金融机构的贷款占比高达三分之二强，这充分说明虽然新一轮的农村金融体系改革在肯定程度上改善了农村的金融市场结构，但是离抱负的有效竞争市场结构还相差甚远，金融体系改革任重而道远。
为了进一步对其进行验证，我们打算在计量模型中引入虚拟变量。
定义DUMit为虚拟变量，反映了2021年以后新一轮农村金融体系改革对金融市场结构的影响；对于2021年及其以后的年份，DUMit等于1；对于2021年之前的年份，DUMit等于0。
此外，我们还引入相关把握变量，令GOVit代表政府干预程度，我们使用政府支出占当地生产总值的比重来表示，令MARit表示市场化程度，我们接受当地非国有企业产值占总产值的比重来表示，ui用于把握地区固定效应，vt用于把握时间固定效应。
随着新型农村金融机构的政策出台，金融业的准入限制放宽，进入壁垒降低，因此农村地区金融市场结构会改善，金融市场的竞争程度会提高，农户储蓄和贷款的选择就会增多，相应的，用来衡量金融市场结构的存贷款集中度HHI指数应当会下降，所以预期β10。
使用STATA10.0软件进行运算，经过F检验和haus-man检验，我们选择固定效应对该模型进行估量，同时对各估量量使用聚类稳健标准差进行显著性检验，其输出结果见表1。
从表1可以看出，2021年以来新一轮农村金融体系改革对于金融市场结构HHI指数具有负向影响，而且在5%的水平上是显著的，这说明农村金融体系的改革的确降低了农村地区银行业垄断水平，改善了农村金融市场结构。
政府支出sgov的估量系数为正，说明政府对经济干预提高了当地贷款集中度水平。
市场化程度的提高显著降低了金融市场的垄断程度，这与直觉是相符的。
总之，通过计量争辩我们可以证明农村金融市场的改革的确显著改善了农村金融市场结构。
2金融市场结构与经济增长：
初步检验
在分析完金融体系改革对金融市场结构的影响之后，我们进入本文的核心环节，即检验金融市场结构对于经济增长的影响。
我们的检验将分三步完成，第一步通过一般的面板数据模型对其统计关系进行初步检验，其次步，通过工具变量法对其因果关系进行进一步验证，第三步，通过稳健性检验，对已阅历证过的因果关系进行最终确认。
下面，我们进行第一步分析。
2.1计量模型设定与变量说明本文在借鉴前人争辩的基础上，结合中国农村金融市场特征，将基本模型设定为：
realicit=β1HHIit+β2FCit+β3ISit+ψ′Cit+ui+vt+εit（3）（3）式中，realicit是被解释变量，在估量中我们使用各地区的真实GDP增长率来表示（以2021年为基期）；FCit为金融深化指标，我们使用各地区的银行贷款总额相对于地区生产总值的规模来衡量；ISit是产业结构指标，由于我们争辩的是农村金融市场，所以使用第一产业就业人数在地区总就业人数的比重来表示该指标；Xit为其它把握变量，本文选取的把握变量主要包括：
国内投资水平：
包括固定资产投资水平（固定资产投资占GDP比重）和政府投资水平（政府预算支出占GDP比重）两个变量；对外水平：
包括出口水平（用出口额占GDP比重表示）和外商直接投资水平（外商直接投资与GDP的比值）两个变量；劳动力投入水平，包括人口增长率和人力资本水平（每万人在校高校生数）两个变量；对增长收敛性的考察，主要使用地区生产总值的初始水平（初始时间=2021年）来衡量。
ui和vt分别用于把握地区效应和时间效应。
2.2计量检验及结果分析在计量回归模型中，我们依据F检验和Hausman检验的结果，选择固定效应来对模型（3）进行估量。
模型的估量结果见表2。
表2中全部的估量系数均接受聚类稳健标准差来进行显著性检验。
模型1—模型4逐步加入把握变量，以考察把握变量的增加对于估量结果的影响。
在模型1中，首先考察了金融市场结构与地区经济增长的关系，结果发觉用来衡量金融市场结构的HHI指数在1%的显著性水平上阻碍了经济增长，即HHI指数越高，经济增长越缓慢，反之则越快速。
由于HHI指数越高，市场结构越趋于垄断，所以该结果初步证明白金融市场结构越趋向于垄断越不利于农村地区经济增长，这与我们在引言中提出的命题是全都的。
此外，第一产业就业比重的估量系数也显著为负，这表明农业在农村经济进展中的确发挥着消极的作用，但是这种消极作用可能正是由于相关的配套措施没有实现导致的，比如本文中所提到的金融业改革不到位，导致农夫所需的资金支持不能准时到位，错过了有利的市场机会，从而使得农夫收入得不到提高，收入得不到提高就不能积累资本进行新的投资，也只能被锁定在传统的第一产业上，这就形成了一个恶性循环，这实际上进一步要求政府在当地农村金融体系改革和进展中发挥乐观作用，不断出台各项优待和鼓舞政策，促进农村金融的进展。
在模型2中，同时考察金融市场结构、金融深化程度与地区经济增长之间的关系，结果发觉HHI指数的估量系数为-0.18，在5%的水平上显著不为0，这进一步说明较高的金融市场集中度对经济增长有着不利影响，行业集中度水平越高，经济增长越缓慢，产业结构上较高的第一产业比重仍旧不利于经济的增长，金融深化程度虽然为正，但是却并不显著，这说明金融深化在当前农村经济的进展中所发挥的作用有限。
在模型3中，加入了其它把握变量，在把握了其它变量后，金融市场结构HHI指数对于农村地区经济增长仍旧具有阻碍作用，且在1%的水平上显著。
这进一步验证了我们的假说，说明金融进展可以通过改善金融市场结构来促进经济增长。
地区产值对数的一阶滞后项的估量系数显著为负，说明农村县域经济增长存在条件收敛，随着农村地区的经济进展水平的提高，水平高的地方进展速度变慢，水平低的地方进展速度变快，从而全部地区的经济增长水平都将趋于均衡的进展路径。
反映对外水平的外商直接投资和出口两个指标对经济增长的影响并不显著，这可能是由于农村地区由于区位和投资环境方面的不足并不能有效吸引外资，从而不能充分发挥其对经济增长的带动作用，这实际上进一步凸显了金融支持对于农村经济进展的重要性。
人口增长率对经济增长的影响并不显著，这可能是由于人口增长对经济增长的促进和稀释作用相互抵消了。
政府支出显著为正，这说明政府对于农村经济的支持的确有利于改善农村经济增长的基础，人力资本不显著的为负，人力资本水平体现了一个地区的长远进展力量，农村地区由于经济落后，进展机会少，训练也相对落后，高校生的数量原来较少，而且大部分同学毕业之后并没有重新回到农村为农村经济的进展做贡献。
在模型4中，加入金融深化程度后，金融业市场结构的系数仍旧显著为负，金融深化程度的系数还是不显著，这说明各地区的金融深化才刚刚起步，但是这是与各地区农村金融进展的程度和阶段相适应的，我们必需要理性看待。
3金融市场结构与经济增长：
工具变量法和稳健性检验
虽然我们已经初步证明白金融市场结构改善与经济增长之间存在正向关系。
但是可能有人会指出不是金融业市场结构的改善促进了经济增长而恰恰是经济增长推动了金融业市场结构的改善，所以，我们首先应当是进展经济而不是盲目放开金融市场的竞争。
这种争辩实际上示意我们金融业市场结构的改善和经济增长之间有可能是互为因果，我们以其中任何一个变量作为解释变量都可能会造成解释变量的内生性问题，从而造成计量模型估量的失效。
幸运的是，计量模型的最新进展可以挂念我们解决这一问题。
下面，我们使用工具变量法对金融业市场结构与经济增长之间的关系进行进一步的实证检验，其计量模型设定仍与上一节相同。
下面我们用被解释变量的滞后一期值与金融深化指标的前期值作为金融市场集中度HHI指数的工具变量，我们首先对工具变量的有效性进行检验，检验工具变量的有效性通常包括两种方法，第一种是直接检验法，即通过Hansen检验来识别工具变量的有效性，Han-sen检验的原假设是过度识别检验是有效的，我们在估量结果中主要通过Hansen检验的P值来对此进行推断，假如P值比较大，我们就认为检验有效的概率就比较大，从而工具变量有效的概率就比较大；其次种是间接检验法，即通过验证一阶差分后的模型估量残差项是否存在二阶自相关，假如存在二阶自相关则证明原始残差项至少是自相关并且至少遵循阶数为1的移动平均过程，该检验主要是通过估量结果中的AR
（2）的P值来进行，其原假设为残差项不存在二阶自相关，假如P值足够大，那么则认为残差项不存在二阶自相关，从而一般矩估量的结果就是有效的。
我们使用hansen检验的结果，结果显示，Hansen检验的P值较大，所以，工具变量的选择是有效的。
其输出结果见表3。
表3中，无论是模型5还是模型6，金融业市场集中度的估量系数都显著为负，这说明金融业市场结构的改善的确有利于促进农村经济增长，产业结构的估量系数显著为负，这说明降低农业的就业比重，实现农村劳动力的转移有利于促进农村经济增长；外商直接投资、政府支出和固定资产投资都显著促进了农村经济增长，劳动力增长对于农村经济的增长发挥了阻碍作用，这说明农村人口增长的素养仍有待提高，人力资本和出口对农村经济的作用并不明显，这与农村的产业结构有关系，滞后一期的增长率为负，这说明农村经济增长存在收敛效应，金融深化显著阻碍了经济增长，这表明农村现在更需要金融机构的扩张，金融深化并不适应农村经济增长的需要。
上文中我们主要使用HHI指数来衡量金融业市场结构，并被解释变量的滞后一期值和金融深化指标的前期值作为工具变量对模型（3）进行了估量。
为了保证结果的稳健性，我们下面将使用行业集中度指数CR3来替换HHI指数作为金融市场结构的衡量指标重新检验其对经济增长的影响。
其计量回归模型设定为：
realicit=ρ1CR3it+ρ2FCit+ρ3ISit+′Cit+ui+vt+εit（4）其中，CR3为新的金融市场集中度指标，其它指标的含义及其测算同前式。
经过检验，再次验证了农村金融市场集中度对农村地区经济增长有着显著的负向影响，从而最终证明白农村金融市场结构的改善的确有助于促进农村经济的增长。
4结论与政策建议
本文通过统计和计量争辩发觉，新一轮的农村金融体系改革有利于提高农村金融市场的竞争水平，而竞争水平的提高则可以促进农村经济的增长，这可以作为金融进展促进经济增长的机制之一，但是金融市场的深化对于经济增长的影响并不显著，这可能与中国目前农村经济进展所处的阶段有关。
此外，产业结构对地区经济增长有着显著影响，出口和外商投资对农村的经济增长影响也不显著，政府对农村经济的财政支持有利于农村地区的经济增长，但是现行的人力资本积累机制却不利于农村经济增长，尽管这种影响并不显著。
基于本文的分析，我们认为要促进经济增长，改善经济绩效，就必需放松金融市场准入，提高金融市场的竞争程度，为了达到这一目标，可以从以下几个方面努力：
（1）适当降低金融机构进入门槛，增加中小型金融机构的数量，建立银行业集中度较低、竞争水平较高的农村金融体系；
（2）政府可以通过完善金融征信系统，解决信息不对称给金融业带来的风险，加强信用文化建设，改善金融环境，通过这些措施，实现整体的金融进展，进而拉动中国经济。
实现更好更快的增长；（3）政府可以通过制定相应优待的税收或补贴政策，支持相关金融机构增加对落后地区农村的金融支持力度，使得这些地区的金融进展水平得以提高，从而拉动这些地区的经济增长，这也是通过本文的分析得出的最重要的一条政策建议。
本文:
李效民工作单位:
河海高校
第三篇
1麻栗坡县农村经济进呈现状
1.1农村经济稳步增长，农夫收入逐年提高
2021年，全县实现农业总产值14.89亿元，比2021年增9.29亿元，增长1.66倍，年均增长13%；农村经济总收入16.18亿元，比2021年增11.13亿元，增长2.2倍，年均增长15.7%；农夫人均纯收入4471元，比2021年增3151元，增长2.39倍，年均增长16.5%。
1.2农业产业结构不断优化
在农林牧渔业全面进展的同时，农业比重下降，林牧渔业比重上升。
农林牧渔业产值比重由2021年的40.4：
8.2：
48：
0.7调整为37.6：
12.7：
45.7：
0.4，农林牧渔业结构进一步优化。
农业生产从单一的粮食生产向多种经营、区域化和产业化进展转变，三七、烤烟、辣椒、甘蔗、商品蔬菜等一批经济作物面积不断扩大，粮经比例2021年的86：
14调整到2021年的64：
36。
1.3特色优势产业逐步进展壮大
在稳定粮食播种面积、确保粮食平安的前提下，立足资源优势，重点培育进展优势特色产业，实施优势农产品推动工程，优化优势农产品区域布局，在低热河谷区进展咖啡、香蕉、木薯等热区作物，在温凉山区种植烤烟、茶叶、中药材等经济作物，形成了一批布局合理的优质特色农产品基地。
截止2021年，全县累计建成特色农业产业基地26333万hm2，掩盖核桃、香蕉、咖啡、木薯、茶叶、油茶、中药材等作物。
建成生猪标准化规模养殖场（小区）60个，肉牛养殖基地1个、优质商品禽基地15个；实施的友缘等3个万头生猪养殖场建设，培育养殖重点户、专业户468户。
1.4农业产业化经营水平不断提升
通过几年来的努力，重点培育进展了韵霖茶叶精制厂、鑫耀经贸有限公司、木薯淀粉加工厂，引进了晨农集团、英茂糖业、红果咖啡有限公司等一批有市场竞争力的农业龙头企业，农业龙头企业不断进展壮大，农夫专业合作组织从无到有，辐射带动产业进展和促进农夫增收的力量逐步增加。
到2021年，全县共有农业龙头企业15户（州级1户、县级14户），其中：
乡镇企业14个，规模以上企业（50万元以上）12个，年销售收入9735万元；年利税117万元。
累计进展农夫专业合作社48户，拥有社员523人，带动农户6248户，掩盖粮食、水果、咖啡、蔬菜、药材、养殖、农机服务等产业。
2021年合作社销售农产品达0.33万t，实现销售收入3145万元，盈余1236万元，社员人均增加收入0.88万元。
1.5农村劳务经济进展快速
从财政扶持、创业补贴、税费减免、信贷等方面，鼓舞和扶持进展壮大农村劳务经济，农村劳务收入比重快速增长。
“十一五”以来，累计转移农村劳动力44万人（次），创劳务经济总收入30.12亿元，实现劳务经济人均纯收入1852元。
2制约麻栗坡县农村经济进展的主要因素
2.1农业基础设施脆弱
多年来，麻栗坡县通过实施现代烟田建设工程、兴地睦边工程、农业综合开发工程、巩固退耕还林口粮田建设工程、石漠化综合治理工程等项目的实施，取得了肯定的成效，高稳农田面积有所增加，但标准化高产稳产农田比重小，农田基本建设不配套，山区、半山区水利设施不足，浇灌条件差，加之全县中低产田地面积大，现有的34193hm2常用耕地中，仍有20793hm2的中低产田地，占全县耕地面积的60.8%。
同时，受自然条件的限制，全县除30%的耕地接受机耕外，大部分耕地及生产环节仍旧依靠原始的锄头、镰刀等传统工具，农业机械化耕、种、收水平低。
“雨养农业、靠天吃饭”的状况照旧存在，农业基础较为脆弱的面貌仍旧没有转变。
2.2农业产业结构调整步伐缓慢
影响农业产业结构调整的因素较多。
一是干旱、洪涝、低温冻害、病虫害等自然灾难频繁，每年都对农业生产造成不同程度的损失；二是立体气候突出，土壤肥力差异明显，区域性强，限制了农作物规模布局；三是山区、半山区少数民族比较贫困，居住地分散，交通条件差，农产品生产和经营难以得到有效组织；四是由于农夫的整体素养低，农业服务组织机构较少，体系不够完善，产前、产中、产后消灭严峻脱节，农业生产的科技含量较低，与新形势下现代农业进展不相适应。
2.3农业产业化经营程度低
我县多数农产品主要以原料和初级产
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