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農村農戶固定資產投資范文1
【關鍵詞】固定資產；投資；探討
一、固定資產投資統計的對象、范圍及方法
1.1固定資產投資的意義
固定資產投資對我國的社會主義現代化建設具有重要意義：固定資產投資是指建造和購置固定資產的經濟活動，即固定資產再生產活動，是社會固定資產再生產的主要手段；通過建造和購置固定資產的活動，國民經濟不斷采用先進技術裝備，建立新興部門，進一步調整經濟結構和生產力的地區分布，增強經濟實力，為改善人民物質文化生活創造物質條件。
1.2 固定資產投資統計的對象、范圍
固定資產投資統計是整個社會經濟統計的重要組成部分。其統計對象是全社會建造和購置固定資產的經濟活動的數量，即以固定資產再生產過程的經濟現象為統計對象，包括各種經濟組織建造和購置固定資產的經濟活動，從建設準備開始，經過建筑施工、設備安裝、建成投產，直至投產后投資回收的全過程。
固定資產投資統計通過對固定資產再生產過程數量方面的統計，反映一定時期內固定資產投資活動的規模和速度、固定資產投資過程中的結構和比例關系及固定資產投資的經濟效果；通過對固定資產投資過程中數量的研究，揭示固定資產投資活動的發展規律。
按照現行統計制度規定：固定資產投資統計范圍為500 萬元及以上固定資產項目投資、房地產開發投資、農村農戶投資。月度“ 固定資產投資” 數據，內容包括城鎮和非農戶項目固定資產投資、房地產開發投資；年度“全社會固定資產投資”數據，內容包括城鎮和非農戶項目固定資產投資、房地產開發投資、農戶固定資產投資。
根據這種統計范圍所計算的固定資產投資統計數據有著以下三方面的重要意義：為反映黨和國家的方針政策執行情況，為研究國民經濟與地區綜合平衡提供依據；便于同國外資料進行比較；為正確計算積累數值提供依據。
1.3 固定資產投資統計的調查方法
根據調查對象的狀況、對調查的要求和調查條件，現行國家統計調查制度中固定資產投資統計主要采取以下三種調查方法：
一是在上述固定資產投資統計范圍中，除農村農戶投資外，均采取全面調查的方法，通過布置基層表收集資料。國防、人防基本建設項目通過主管部門取得資料。
二是對農村農戶固定資產投資采取抽樣調查的方法，通過農村經濟調查和農村住戶調查取得資料。
三是根據不同時期經濟管理的需要，固定資產投資統計也可采取普查、問卷調查、收集有關資料進行科學推算或估算等方法。
二、固定資產投資統計工作
2.1 固定資產投資統計工作存在的問題
伴隨我國社會主義市場經濟的快速發展，固定資產投資統計工作也存在一些亟待解決的問題：一是投資統計的理論基礎已經不能完全適應市場經濟的需要，不能及時反映投資的新情況和新需求。二是以項目形象進度計算投資額的方法可核誦越喜睿計算程序繁瑣，基層統計人員難以及時掌握。三是作為社會經濟發展的重要考核指標之一，政府部門干擾固定資產投資統計數據現象比較普遍。四是固定資產投資統計數據質量有待進一步提高，個別統計人員統計法治觀念和數據質量意識不強，執行統計調查制度和工作規范不嚴格。
2.2固定資產投資統計工作規范化
首先，統計規范化是投資統計工作建設的基礎工作。這一工作做好了，統計數據的質量就有基本的保證，否則將影響整個統計工作的質量。
其次，統計工作規范化，也是采用電子計算機匯總數據與建立數據庫存，應用電腦靈活使用數據，進行經濟分析、預測與建立電腦軟件的決策支持系統的基礎條件之一。否則就無法實現統計工作中數據處理的現代化。投資統計工作規范化分為基層單位統計工作規范化和綜合單位統計工作規范化。
基層單位統計工作規范化是整個統計工作規范化的一個構成部分，必須嚴格執行全國的投資統計分類標準、指標體系與報表體系報送時間的規范要求，遵循基層表編碼填寫規則及邏輯關系，遵循年報基層標準表中的各項指標代碼邏輯關系填寫報表內容。
2.3 領導重視、加強從業人員培訓
項目單位不重視投資統計工作，工作開展十分被動。一是部分項目單位領導不重視投資統計工作，造成無專職統計人員，數據準確性難以保證。二是基層單位人員配合程度差，視投資報表為額外負擔，不能積極主動上報報表，每次報表都要多次催報，工作十分被動。三是投資統計人員業務水平有待提高。投資活動是復雜多樣的，各種新情況、新問題層出不窮。有些實際工作中遇到的具體問題，統計報表制度和指標解釋不能滿足實際工作的需要，但又找不到相關的指導資料，只能憑個人的理解來處理，在一定程度上影響了投資統計數據的準確性。
基層統計力量的薄弱成為當前困擾統計數據質量和水平提高的重要障礙。加強固定資產投資統計尤其如此，因此，當務之急就是進一步推進對統計從業人員的繼續教育，在當前從業資格認證的基層上，進一步推進對從業人員定期的再培訓，將統計培訓教育納入統計宣傳和普及推廣的常態化管理，特別是以制度的形式加以明確，也才能更有效地化解當前人員調動頻繁出現的業務水平差、工作斷層等問題，解決統計源頭數據質量較差的問題。
總而言之，統計人員要真正做到積極主動地開展工作，樹立銳意學習的觀念，不斷地學習新知識，提高自身的素質；要具有勇于開拓創新的精神。綜合利用各種統計調查方法，依托計算機、網絡技術和數理統計方法，做到統計信息獲取方法現代化以及統計信息分析方法現代化，把固定資產投資統計工作做的更好。
參考文獻：
[1]張立新.對固定資產投資價格統計調查制度方法的改革的初步構想[J].《內蒙古統計》，2001年第05期.
農村農戶固定資產投資范文2
關鍵詞：農業投資 農民人均收入 政策建議
農業投資是投資主體為取得一定數量的農產品和良好的生存環境，在農業生產過程中投入資源(主要包括物質資源和人力資源)，通過一定的運作方式，形成農業資產或資本的經濟活動過程。農業投資資金來源包括：政府對農業的財政投入、金融機構的農業信用貸款和農民、企業、社會其他方面的涉農固定資產投資等。政府的投入主要是對農業的財政投入：金融機構對農業的信貸投入，主要是指農業銀行、中國農業發展銀行和農村信用社對農業的信用貸款：涉農固定資產投資主要是農村和農戶的固定資產投資和簡單再生產投入以及大中小型農業企業的投入等。因此，要發展農村經濟，就要先增加對農業的投入，改變投資結構，使投入主體、投入渠道以及投入形式更加多元化，提高農業資金的使用效率。只有這樣，才能從根本上發展農村經濟，增加農民收入，完成全面建設小康社會的重大任務。
一、農業投資資金來源
(一)政府對農業的財政投入
政府對農業的財政投人是國家支持農業發展的重要資金來源，是促進農業經濟發展和增加農民收入的重要措施之一。由于財政支持有限，如何調整和優化財政支出結構，使有限的財政撥款給農業經濟及農民收入帶來最大的增長，是財政資金使用需要迫切解決的問題。
(二)金融機構涉農貸款
金融機構涉農貸款指農業銀行、中國農業發展銀行和農村信用社對農戶、農村個體工商戶提供的商業性和政策性信用貸款。由于農村融資困難，資金短缺，涉農貸款占總貸款規模的比重仍然較小，城鄉金融資源配置不平衡等因素嚴重制約了農村經濟的發展。因此，解決農村融資成為解決經濟發展的關鍵。
(三)涉農固定資產投資
涉農固定資產投資指集體、農戶、農業企業對農業的基本建設、更新改造、農業生產等方面的投資。雖然農業投資額近年增幅較大，但農業投資占全社會固定資產投資比重維持在較低水平。
二、多元線性回歸分析與模型建立
(一)建立模型
下面我們來看一下主要年份農民人均純收入及不同投資主體投資情況，分析不同投資主體的農業投資對農民人均純收入的影響。
由上表所給數據，應用MATLAB軟件進行繪圖，由圖象我們可以初步判斷農民人均收入與財政投入、農業貸款及社會投資存在某種線性相關的關系。用多元線性回歸來進行分析檢驗，設多元線性回歸方程為：
y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+ε (1)
y表示人均收入，β0為固定的未知參數，β1(i=1，2，3)為回歸系數，x1表示人均財政投入，x2表示人均農業貸款。x2表示人均涉農固定資產投資，ε是均值為零的隨機變量，它是其他隨機因素對v的影響。運用MATLAB命令求解回歸分析問題，得：
p=0.0000
繼續對殘差進行分析，作殘差圖如下：
從殘差圖可以看出，大多數數據的殘差離零點較近(第1和第16個點除外)，且殘差的置信區間全部包含零點，這進一步說明回歸模型(1)能近似地符合原始數據。
(二)自相關性檢驗
雖然模型的擬合度非常好，但是這個模型并沒有考慮到數據是一個時間序列。在對時間序列數據做回歸分析時，模型的隨機誤差項可能存在自相關，違背模型關于相互獨立的假設，因此，還需要進行自相關檢驗。
D－W檢驗。根據上面模型得到的殘差計算DW統計量如下：
查D－W分布表，得到檢驗的臨界值d1和du，又DW所在區間來決定，du
由計算所得的殘差代人公式，得：DW=1.3397，查D－W分布表，du=1.93，d1=0.74，顯然，du
從回歸模型(1)我們可以看出，農民人均純收入受財政投入、農業貸款及社會投資的影響，其中農業貸款對農民人均純收入增加的作用最大，農業貸款增加1％，農民人均純收入增加1.8213％；其次是財政投入，每增加1％，農民人均純收入增加0.7559％；涉農固定資產投資每增加1％，農民人均純收人減少3.7236％。也就是說，財政投入和農業貸款投入對農民人均收入的增加具有正相關，財政投入和農業貸款投入的增加能很好地起到增加農民收入的作用：涉農固定資產投資對農民收入的增加具有負相關，隨著涉農固定資產投資的增加，農民人均收入反而減少，原因在于云南農業生產基礎底子薄弱，農業科技水平和現代化程度低，近年來涉農固定資產投資主要用于加強非生產性固定資產投資方面，如購置農林牧機械、農村公路建設、農村電網改造、農村水利基礎設施建設、中低產田改造等，生產性固定資產投資投入相對較少，生產效率低下，導致出現雖然涉農固定資產投資增長但農民收入減少的情況。
三、農業資金來源困境分析
(一)財政投入
1.財政投入額和比重逐年上升。財政投入逐年遞增，但仍然不能滿足農村經濟和社會發展的客觀需要，對農民收入增加的促進作用仍然不是很大。
2.財政支農投入資金分散，資金使用不到位，效率低下，不能從根本上解決農業基礎設施建設和農民增收問題。
(二)金融機構貸款
1.從宏觀層面來說。國家積極引導金融機構和銀行增加農業農村信貸投入，但由于農業農村環境的特殊原因，銀行涉農貸款仍然較少且集中于國家政策性銀行。
2.農村信用社的發展現狀難以滿足當前農村多元化的融資需求。農村金融產品較少、金融服務方式單一，金融產品和服務不能滿足農村多元化金融服務需求。
3.現有的農村金融體制無法實現農村經濟的發展需求。農村建設需要強大和持續的資金保障。因此，需要合理的投融資模式、多層次的投融資機構作保障，以形成農村建設投融資的長效機制，緩解農村建設中的資金瓶頸問題。
(三)涉農固定資產投資
1.農村投資環境差，直接影響著農業投資的增長。
2.農業基礎設施建設滯后，農村經濟發展水平不高，影響了農業資金的投入。
3.農業投資收益率不高，客觀上難以形成對外部資金吸引的優勢。農業作為基礎產業部門，其投資尤其是基礎性投資具有周期長、風險高、盈利率低的特點，對資金
缺乏吸引力，從而造成農業融資困難。
四、政策建議
(一)加大財政支農力度
1.政府應加大財政支農力度，加強農業基礎設施建設，增加農業科技的投入，加快農業產業化和現代化建設。
2.提高資金的使用監管力度和使用效率，財政支農應重點加強農村教育、農業科技推廣、加強農業產業化建設等項目，為農村經濟可持續發展和農民增收提供人才和技術保障。
3.加強農村產業結構建設的財政投入力度，調整農業產業結構，提高林業、畜牧業、農業服務業在農業產業結構中的比重。
(二)加強金融支持力度
1.構建宏觀激勵約束機制，加快金融體制改革，營造融資環境，加強農村金融市場基礎服務體系建設。
2.加快農村信用社改革，發揮其主力軍作用。加大對農村信用社的政策扶持力度，改善資本結構，完善法人治理，提高經營管理水平。
3.構建農村“投資主體多元化、融資渠道多樣化”的融資格局，重視金融組織的多樣性。如發展農村村鎮銀行、涉農小額貸款公司、借款擔保公司等。
4.積極引導民間融資。民間融資長期以來在農村金融服務中發揮了一定的作用。但是金融各部門要高度重視民間融資的各種影響，提高對民間融資的監測力、應對力。
(三)加強社會招商引資力度
1.改善農村融資環境，完善投資政策環境，促進民間投資。建立農村投資風險基金及風險補償機制，盡量降低農村投資風險，提高資金使用率和投資收益率，對民間投資加強引導和監督，促進民間投資健康發展。
2.加大對農村基礎設施的建設，增強農業對資金的吸引力。農業基礎設施越完善，對農業投資的吸引力就越大，只有改善農村水利、通訊、交通等環境，增加農業科技投入，加快農業現代化建設，才能從根本上增強農業對社會資金的吸引力。
農村農戶固定資產投資范文3
關鍵詞：廣西各地市；固定資產投資；GDP 面板模型；分析
國內生產總值（GDP，gross domestic product）是指在國民經濟的發展過程中按市場價格計算的一個國家或地區所有常住單位在一定時期內生產活動的最終成果。而作為市場經濟條件下發展經濟的主要手段的固定資產投資（IFA，investment in fixed assets）不僅包括全社會固定資產投資、城鎮固定資產投資，還包括農村農戶固定資產投資和建房，它是衡量一個國家或地區一年內在固定資產投資建造和購買活動的總量，是反映固定資產投資規模、速度和使用方向等的綜合性指標，對經濟的增長作用顯而易見，它既能對生產形成需求，又能增加生產能力，同時也決定了投資對經濟增長的雙重效應；我國各地通過建造并購置固定資產，采用更為先進的生產技術，有利于促進各地生產率的提高，從而促進整個地區的經濟發展；一個地區的固定資產投資發展水平亦將成為評價投資環境優劣和經濟競爭力的重要方面?？傊?，固定資產投資與經濟增長之間存在著一定的因果關系，因此，研究固定資產投資對地方經濟的影響顯得頗為重要。
對于該研究方向，學者們目前多采用截面數據（空間單元某一年數據或者多年數據均值）來建立空間計量模型，或者將截面空間單元與時間序列相結合來建立靜態面板數據的空間計量模型。截面空間計量模型簡單易行，但僅僅用樣本考察期內某一年數據進行估計，不僅缺乏時間上的滯后效應，也未能充分利用數據信息，增加了結果的偶然性和隨機性。而采用動態空間面板模型即可有效解決此類問題。面板模型有如下三類。
①無個體影響的不變系數模型：lnyit=c+αlnxit+uit。模型假設不同地區在各時期的固定資產投資對GDP沒有顯著作用，模型中各方程截距項c和系數α均相同，此模型適宜模擬不同地區固定資產投資對GDP的平均效應?？衫肙LS法直接求出參數c和α的一致有效估計，即聯合回歸模型。
②個體效應變截距模型：lnyit=cit+αlnxit+uit。模型假設不同地區之不同時期的固定資產投資對GDP存在個體效應但沒有結構效應，個體效應可用截距cit的差異來說明，即模型中各方程截距項不同而系數α均相同，此模型適宜識別不同地區固定資產投資平均值的偏離。
③變系數面板模型：lnyit=cit+αitlnxit+uit。模型假設不同地區在不同時期既存在個體效應也存在結構效應，用不同的截距項cit解釋不同地區固定資產投資對GDP的個體效應，用不同的系數向量αit說明不同地區固定資產投資對GDP的結構效應，即模型中各方程截距項cit和系數向量αit均不同。
一、研究數據及其來源
本文采用2001～2010年廣西14個地級市固定資產投產量和GDP這兩個時間序列數據來分析固定資產投資與GDP之間的關系。其中所有的原始數據來源于《廣西統計年鑒》和中經網統計數據庫。
二、廣西14城市固定資產投資與GDP的整體分析
2001～2010年間，廣西全區GDP由2 279.34億元增加到9 569.89億元，年均增長速度達到17.39%；廣西全區固定資產投資總額也由655.6億元增加到7057.6億元，年均增長速度達30.42%，成為推動全區經濟持續發展的重要因素。廣西各地按照區域經濟發展戰略及五大經濟區發展規劃的要求，逐步加大區域對固定資產投資的規模和力度，區域特色經濟發展明顯加快。從收集的數據來看，廣西14城市中，固定資產投資增長率曲線與經濟增長率曲線變化趨勢基本相同，它們之間存在著相對穩定的均衡關系，除個別年份外，固定資產投資增速與GDP增長率之間的上下波動幾乎同向。兩條波動曲線雖不完全一致，但變化趨勢和波動周期卻基本相同，投資率在年度間的波動可能反映了經濟冷熱的敏感性，亦即短期的偏離并不會影響長期的走勢。
三、面板數據模型設定
基于前人研究結果，借鑒面板數據模型形式擬建立城市產出效應面板模型，結合廣西14個市從2001～2010年的GDP和固定資產投資建立二者關系的面板數據模型。
式中，gdpit和init為i城市t年該市的生產總值和固定投資；αit為與固定投資的彈性系數，越大說明其固定投資對該市的生產總值的增加越顯著；μit為隨機誤差項，可用于測定城市生產總值的水平效應；cit為常數項。
根據柯布―道格拉斯函數性質，模型截距項cit可用于測定各市GDP的效應，cit越大則水平越高；系數項ait為彈性，可用于測定增長效應，ait越大則表明增效越顯著。
四、模型的參數估計及檢驗
首先采用Eview6.0對聯合面板模型、變截距模型和變系數模型進行估計（表1）。
由表1可見，模型的擬合優度為0.99，回歸方程高度顯著，即固定資產投資總額的變動很大程度上影響了GDP的變動。模型通過了F檢驗，表明方程的整體性關系顯著。其中，DW=1.6747說明變量之間不存在自相關關系，也表明模型設定基本正確。
然后再進行模型設定形式檢驗，以研究模型形式的正確性，估計結果見表2。
由此可見，各地區固定資產投資與GDP的關系存在著一定程度的差別，某一城市在不同時期其固定資產投資對GDP的作用也有其差異。對上述所得模型進行檢驗，結果如表3。
由此可見，通過將原假設H設為混合模型后，得到P
五、結果分析
從表2的估計結果中可見，GDP對固定資產投資的彈性相對略大的幾個城市分別為貴港（0.2605）、南寧（0.2557）、柳州（0.2386）和百色（0.2236），表明貴港、南寧、柳州3市的固定資產投資每增長1個百分點，城市的GDP就分別增長0.2605、0.2557和0.2386個百分點，說明這3個城市對固定資產的投資力度作用反過來又對GDP產生了相對區內其他城市較為顯著的增長作用，加大固定資產投資對生產總值是有顯著的效應的；而彈性系數相對較小的3個城市是桂林（-0.0037）、賀州（0.0636）、來賓（0.0886），說明這幾個城市的固定資產投資并未對GDP的增長產生明顯的效應，甚至還出現了反作用，特別是作為旅游城市的桂林，一段時間內加大固定資產的投資可能對其生產總值非但沒能促進，反而出現負效應，所以該市在完善其設施后不宜再繼續加大固定資產的投資，防止資源被過度浪費；崇左（0.1168）、玉林（0.1595）和防城港（0.1864）3個市的固定資產投資對GDP的促進效應雖看不出明顯的增進作用，但其GDP與固定資產投資是保持著比較相對平穩的增長，可以適當地加大一定的投資量以促進進一步的發展。另外，廣西14城市中有梧州、北海、欽州和河池沒能通過5%的顯著性水平檢驗，意味著這幾個城市的固定資產投資對GDP或許不存在明顯促進作用，因果關系不甚確定，或許因為這4個城市的時間序列數據非平穩態或受多種因素影響所致。
改革開放以來，廣西經濟迅速發展，經濟水平不斷提高，由以上分析可見，廣西也是一個典型的投資驅動型經濟增長模式，固定資產投資的規模大小對GDP的影響舉足輕重。從根本上來看，固定資產投資的數量和質量決定了廣西經濟的發展，大規模投資有利于促進生產力發展，活動涉及到投資活動的方方面面，投資的結果直接影響產業結構和行業結構，因此固定有利于優化生產力布局和資源配置，促進經濟結構的調整。但也必須看到，固定資產的投資資產投資除了對項目微觀情況進行審計外，還須從宏觀角度審查項目建設對整體布局、產業結構、行業結構的影響，避免重復建設和損失浪費。固定資產投資的增長固然能夠帶動GDP的增長，但如果不考慮客觀可能，一味盲目追求固定資產投資規模的擴大，則由此所帶來的GDP的增長可能以破壞環境、浪費資源為代價，還可能造成國民經濟的嚴重失調，是不可取的。不能為了投資而投資，重要的是必須得提高資本的利用率。
1997年廣西黨委提出的區域經濟戰略中首次明確地將廣西劃分為桂東、桂西、桂南、桂北和桂中五大經濟區，提出了各經濟區的功能定位和優勢產業。各地按照區域經濟發展戰略和全區五大經濟區發展規劃的要求，加大了對區域優勢產業的扶持力度，區域特色經濟發展明顯加快。但在經濟快速增長的同時，區域經濟差異也在不斷擴大，成為制約廣西經濟進一步發展的障礙，影響到廣西經濟的可持續發展。由于各地區所處的工業化進程階段不同，導致了各地區固定資產投資的方向和重點不同，因此固定資產投資的數量規模及效益也不盡相同，與GDP之間的關系也就存在著一定的差別。
六、政策啟示
由上可見，在當今廣西經濟發展中，以輕工業為主的貴港和南寧、以重工業為主的柳州及以開發礦業為主的百色地區走在了前列，這與改革開放以來這些城市的大量投資特別是吸引外資有著密不可分的關聯。而發展工業的梧州、沿海外貿發達的北海、欽州以及內陸城市河池4城市的資本投入雖然在當地崛起且在西部大開發以來有大幅增長，但仍處于嚴重不足的階段。尤其河池市的投資主要仰賴國家投資，而外資和民間資本在當地的投入相對較少。從以上模型分析來看，長此下去有可能使這種趨勢得以強化。
廣西14個城市間經濟發展存在差異的原因有很大一部分是來自于城市間固定資產投資與GDP關系的不同。因此，要實現國民經濟協調快速的發展，就必須縮小城市或地區間固定資產投資和經濟增長關系之間的差距，使之保持在適度的范圍內。在此提出相關經濟政策的幾點建議：①對一些固定資產投資對GDP有明顯影響作用的幾個城市或地區來說，可以繼續加大固定資產的投資力度，以進一步擴大經濟的增長幅度；②對一些固定資產投資對GDP無明顯影響作用的幾個城市或地區而言，必須轉變觀念，從另一角度來考慮對GDP增長的有效措施，而不必一味單純從加大固定資產投資來希望促進經濟增長，以免造成資源的浪費；③對一些固定資產投資對GDP有一定影響但不甚明顯的幾個城市則必須重新審視原有的政策途徑，力圖從穩定經濟的角度來抓好經濟發展的每一環節。
參考文獻：
[1] 方軍武. GDP與固定資產投資關系分析――以湖北省為例[J]. 現代商業，2011（6）：176-177.
[2] 潘黎霞. 固定資產投資對東、中、西部發展的實證分析[J].統計與決策，2012（11）：94-98.
[3] 張向妮. 我國固定資產投資對GDP影響的實證分析[J]. 東方企業文化，2011（4）：36.
農村農戶固定資產投資范文4
關鍵詞：農村非正規金融；農村正規金融；收入效應
中圖分類號： F832.7 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2016）14-0037-02
一、文獻綜述與研究現狀
國外對農村非正規金融的研究較早。McKinnon（1973）提出，把發展中國家金融系統分割成兩部分，即現代金融機構和傳統金融機構。國內探討農村非正規金融深化問題始于，李建勇（1988）他指出，只有通過正規金融與非正規金融的相互補充，才能更好促進農村經濟的發展。林毅夫、孫希芳（2005）從信息不對稱的角度闡述非正規金融得以存在和發展的原因。同時也提出農村正規金融在此方面的局限性。蘇靜、胡宗義等（2013）通過實證分析，指出農村非正規金融發展與農村收入是同方向發展，即二者具有相互促進作用。
二、樣本選區和描述性統計
（一）樣本選區
本文基于中國30個省面板數據進行實證分析，其中農村正規金融發展水平與農村非正規金融發展水平的數據來自于《中國固定資產投資統計年鑒》，包括農村非農戶的投資來源：國家預算內資金、國內貸款、利用外資、自籌資金、其他資金；農村農戶的投資資金來源：國內貸款、自籌資金、其他資金。政府支農的財政補貼數據來自于《中國統計年鑒》，農民人均純收入和其他的相關數據來自于國泰安信息技術有限公司CSMAR數據庫，有些缺失的數據是在《中國農村統計年鑒》里查找獲取的。
（二）變量構成
1.被解釋變量。農民收入水平（y）的指標，選取各地區農村居民家庭人均純收入來表示。
2.解釋變量。把農村非正規金融發展水平（inf）用農村農戶和非農戶投資資金來源中的自籌資金來衡量；同樣，對于正規金融發展水平（fin），用各省農村農戶投資資金中的國內貸款部分與農村非農戶投資資金中的國家預算內資金、國內貸款和利用外資部分之和來衡量。
3.控制變量。政府財政支農水平（fce）用各省政府預算內財政支農支出除以農業總產值來表示。由于統計年鑒中指標體系的變化，本文的財政支農數據中2003―2006年為農村支農、林業支出和農林水利氣象等部門的事業費支出三者之和――2007―2010年為農林水利氣象等部門事務支出。
（三）主要變量的描述性統計及相關性分析
從表1的主要變量描述統計可以看出，被解釋變量：各地區農村居民家庭人均純收入的平均值為8.279，解釋變量：農村農戶和非農戶投資資金來源中自籌資金加上其他資金的均值為5.704，農村農戶投資資金中的國內貸款加上農村非農戶投資資金中的國家預算內資金、國內貸款和利用外資部分之和的平均值為3.683，控制變量：用農村固定資產投資總額除以農業總產值的均值為-1.161；各省政府預算內財政支農支出除以農業總產值的均值為-2.268；各地區農村居民家庭人均純收入最小值為7.355，最大值為9.545；農村農戶和非農戶投資資金來源中自籌資金加上其他資金取對數后的最小值為2.494，最大值為8.567；農村農戶投資資金中的國內貸款加上農村非農戶投資資金中的國家預算內資金、國內貸款和利用外資部分之和最小值為0.223，最大值為8.567。
二、樣本選區和描述性統計
為了系統考察農村非正規金融對農村人均純收入的影響，本文構建了模型（A）。模型（A）是在以農村非正規金融發展水平和農村正規金融發展水平為主解釋變量基礎上，加入控制變量，政府財政支農水平（fce），對模型（A），運用STATA12.0軟件，經過豪斯曼檢驗（Hauseman test）得p值為0.000 0，結果顯示樣本的面板數據支持使用固定效應（fixed effect）模型，進行回歸分析。對模型（A）構建的計量模型如（1）式所示。
lny = β0 +β1ln inf + β2lnfin + β3∑lncont + ε （1）
其中，Y為衡量農民收入水平的指標，inf為衡量農村非正規金融發展水平的變量，fin為衡量農村正規金融發展水平的變量，cont為影響農民收入的其他控制變量，政府財政支農水平（fce），ε為隨機誤差。
從表2，模型（A）可以看出，農村非正規金融發展水平的估計系數為0.415，即農村非正規金融同發展提高1%，農民人均純收入提高0.415%。同時，農村非正規金融發展水平與農民收入在1%水平上顯著正相關，農村正規金融發展水平的估計系數為0.041，即農村正規金融發展水平提高1%，農村人均純收入提高0.041%，農村正規金融發展水平與農民收入也是在1%水平上顯著的正相關。但從系數上可以看出，農村非正規金融發展水平對農民收入的影響為農村正規金融發展水平的10倍。
四、結論
本文基于我國30各省份2003―2010年的面板數據，實證考察了我國各省份農村非正規金融發展水平和正規金融發展水平對我國農村農民收入水平的影響。本文得到的結論是，農村非正規金融發展水平的增長會增加農民人均純收入，農村正規金融發展水平的增長會增加農民人均純收入，同時農村非正規金融發展水平對農民人均收入的影響效果大于農村正規金融發展水平對農民人均收入的影響。政府財政支農水平的增加會提高農民人均純收入。
參考文獻：
[1] Adams D，Fichett D.Informal Finance in Low Income Countries [J].Boulder，Co.：WestView press，1992，（25）：89-91.
農村農戶固定資產投資范文5
關鍵詞：農戶收入；湖北；影響因素
一、引言
農戶收入增長問題是農戶經濟學研究的重要問題，也是當前整個經濟發展和社會穩定所面臨的重要問題，對農戶收入的影響因素進行深入考察有助于認識當前農村的收入分配問題和實現農戶收入的持續提高。關于這一問題的研究，已有不少成果。如林毅夫(2001)將制約農戶收入增長的因素歸結為農村基礎設施建設的滯后，認為加強農村基礎設施建設是增加農戶收入的重要途徑。許經勇等(2001)研究了農戶收入增長的階段性特征，尚啟君(1998)探討了農戶收入增長的階段性變化原因，陳吉元(1998)較早地探討了農戶收入增長的體制性因素。周其仁（2001）則從產權經濟的角度研究得出影響產權界定明晰的一系列制度因素越來越阻礙農戶收入的增長，要增加農戶收入則應從產權明晰入手。這些研究具有如下特點：一是研究方法一般以定性研究為主，缺乏嚴格的計量檢驗；二是研究手段局限于采用時序資料進行分析，缺乏截面數據的支撐；三是研究范圍局限于農戶或農業內部諸因素，而對影響農戶收入增長的自然區位條件、制度資源分布等因素考慮較少［1］。
農戶是農村經濟活動的行為主體，是廣大農村投資、生產與消費等經濟活動的微觀行為主體，是農業生產中最基本的決策單元[2]。因此，農戶的經濟收入取決于他的生產經營和家庭成員的就業狀況以及所處的自然環境和基礎設施，而經營什么、從事何種工作又由各個家庭及其成員擁有的資本總量決定，其中包括以教育為主的人力資本、社會資本、政治資本和其他經濟資源。那么，各種因素對農戶收入有什么樣的影響以及影響有多大正是本文要討論的問題。
基于以上分析，本文擬采用多元統計方法，以湖北省2003年農村固定觀察點900個農戶的調查數據，分析農戶收入的影響因素，對影響農戶收入有關因素進行回歸分析并提出政策性建議。本文的結構安排如下：第二部分是模型的設定與變量的選擇；第三部分進行模型的求解，報告計量結果并解釋；第四部分則作出簡短的結論及評述。
二、模型與變量
（一）變量的選擇
農戶收入的度量通常采用農戶家庭純收入指標，家庭純收入＝家庭總收入－家庭經營費用支出－生產性固定資產折舊－稅收－上交給集體的承包任務－調查補貼。對于自變量的選擇，通過多次比較分析多個變量的試算結果，最后選定了以下幾個變量作為農戶收入函數的解釋變量：
1、環境因素。主要是考察地勢、基礎設施對農民人均純收入的影響，此處我們用地勢虛擬變量Z1和Z2：，
2、資產因素。資產是農民家庭以往收入的沉淀，是農民從事經濟活動的結果，也是影響農民人均純收入的重要因素。
（1）年末生產性固定資產原值（X1）。年末生產性固定資產包括役畜、農機具和生產性用房等。
（2）非生產性固定資產，用年末住房價值（X2）來表示。農戶既是一個生產單位，又是一個消費單位，在農戶調查中雖然可以獲取農戶全部資產的數據，但是要嚴格區分生產性與非生產性固定資產往往是比較困難的。本文借鑒陳傳波等的研究［3］，將農戶的年末住房價值作為非生產性固定資產進行考察。
（3）年初所經營的土地面積（X3）。盡管說現在農民的兼業比較發達，許多農戶收入主要不來源于農業，但畢竟土地仍舊是農戶收入的一項來源，對于純農戶來說甚至還是家庭收入中最重要的因素。
3、家庭因素
（1）家庭規模，用每戶人數（X4）表示。根據農戶家庭生命周期理論，在農戶家庭擴展階段，隨著家庭子女數量的不斷增多，家庭的人口負擔越來越重，農戶經濟增長與發展受家庭消費人口負擔影響，家庭經濟狀況總體處于較低的水平。隨著家庭消費人口負擔減輕，當最后一個子女由純消費人口轉為勞動消費人口止，家庭經濟狀況明顯好轉，而到了家庭縮減階段，家庭經濟狀況則再次出現惡化。這意味著農戶純收入水平與家庭規模呈一定正相關關系，因為在家庭擴展初期和家庭收縮之后，家庭人口都較少，而在完成擴展又未另立新戶之前，家庭人口規模最大。
（2）勞動力素質，用家庭勞動力平均受教育年限①（X5）表示。教育對收入的影響可能是雙向的，這主要是因教育是一種長期投資，花在子女教育上的支出在短期內可能不會獲得收入，但教育支出會擠占可用于當前生產的投資。同時在教育投資階段，受教育者必須付出大量時間和精力，還要支付較高的學習費用，其機會成本和直接成本都較大。然而一旦形成人力資本，將給投資者帶來較高的回報。
4、經營因素
（1）支出因素，這里用家庭經營費用表示（X6）。家庭經營費用支出包括農戶從事農工商等各業的支出，費用支出與純收入成正比關系。其中在農業生產支出中包括化肥、餅肥、農藥、地膜、生產用柴油和生產用汽油等。
（2）收入來源虛擬變量Z3：
（3）全家勞動力外出從業時間（X7）
（4）全家外出從業勞動人數（X8）
（5）是否兼業虛擬變量Z4②：
（二）模型設定
以前文中有關因素為自變量，以家庭純收入為因變量，建立如下多元回歸模型：
INCOME＝β0＋β1X1＋β2X2＋β3X3＋β4X4＋β5X5＋β6X6＋β7X7＋β8X8＋α1Z1＋α2Z2＋α3Z3＋α3Z4＋μ
其中，β0為常數項，βi(i=1，2，…，8)，αi（i=1，2，…，4），μ為隨機擾動項。
三、模型的求解與結果分析
（一）模型的求解
用OLS方法，應用SPSS11.0軟件估計參數，得到參數估計值和統計檢驗指標如表1。為了閱讀的方便，所有變量均用文字表述。
表1農戶收入影響因素模型
自變量系數T值Sig.
(Constant)98.476.130.897
是否平原2127.5904.861.000
是否丘陵2073.4735.313.000
年末擁有生產性固定資產原值（元）.0862.758.006
年末擁有住房價值（元）.0686.555.000
年初經營耕地面積（畝）37.223.635.525
每戶人數（人）1430.09610.897.000
家庭勞動力平均受教育年限（年）169.3362.424.016
經營費用（元）.1103.363.001
收入來源-2279.355-5.728.000
全家外出勞動力人數（人）-956.255-2.670.008
全家外出人員勞動時間（天）8.0996.231.000
是否兼業-109.911-.269.788
從計算結果看:R2＝0.427，表明模型中包含的變量解釋了因變量總方差變化的41.9%，對于橫截面數據而言，擬合優度已算較高；F＝50.850，SigF=0.000<0.01，表明模型總體達到極顯著水平；D-W值＝1.827，變量不存在自相關。
（二）對模型結果的解釋
1、地勢對農戶收入的影響
在1%的顯著水平下，虛擬變量Z1、Z2都是統計學上顯著的，因此地勢對農戶收入有著重要的影響。相對于基準類山區而言，丘陵地區每戶家庭純收入比山區高出2073.473元，平原地區比山區高出2127.59元。這主要是因為平原和丘陵相比于山區基礎設施為好，交通方便，土地成塊有利于耕作所致。
2、資產因素對農戶收入的影響
（1）農戶每增加l元生產性固定資產投資，當年可獲得0.086元純收入，投資收益率為8.6%。
（2）一般來說，非生產性固定資產與純收入可能成反比關系，因為在農戶對固定資產投資額一定的前提下，非生產性固定資產投資會對生產性固定資產投資形成擠出效應。但分析結果表明，年末住房價值對農戶收入的影響為正，一個可能的解釋是農戶生產性固定資產很少，而且投資于生產性固定資產的意識并不強，非生產性投資并未真正對生產性投資形成擠出效應。另一個可能解釋是農戶小生產的特點決定其生存型的經濟結構，住房價值在一定程度上反映了農戶的收入水平，即收入水平增加，農戶傾向于改善其居住條件，因而系數為正［3］。
（3）農戶每增加一畝耕地所帶來的純收入僅有37.223元，可見農民耕作土地所帶來的收入已經很少了，另外，年初經營耕地面積的T檢驗值僅有0.635，表明農戶家庭純收入與年初經營耕地面積的關系并不密切，也反映出農民家庭純收入已經很大程度上不取決于農業，而更多地取決于其他收入。
3、家庭因素對農戶收入的影響
（1）盡管說家庭規模大小與人均純收入成反比，這種關系稱之為“人口效應”，即人口對收入具有侵蝕作用［4］，但對于家庭純收入來說，家庭規模卻與家庭純收入呈正比，家庭規模每多1人，家庭純收入增加1430.096元。
（2）家庭勞動力平均受教育年限每增加1年，家庭純收入增加169.336元，顯然是正向的。
4、家庭經營對農戶收入的影響
（1）農戶每增加1元的家庭經營費用投人，平均可獲0.11元的純收入，投人產出率為11%，這種投入多的農戶，收人也就必然要高一些。
（2）從家庭的收入來源看，收入主要來源于家庭經營的農戶要比收入主要來源于其它的農戶少2279.355元，這也更從另外一個側面驗證了農戶收入已經主要不來源于土地了。
（3）農戶家庭純收入全家外出勞動力人數與反比，每多一個在外就業人數，農戶收入反而少956.255元；而農戶家庭純收入與全家外出勞動時間成正比，每外出勞動勞動時間增加1天，可增加收入8.099元。這看起來有點矛盾，筆者分析可能是因為農戶家庭本身的緣故，收入低的農戶更傾向于外出打工，而收入相對比較寬裕的農戶更愿意呆在家里，畢竟家里比外出有著種種的便利，但外出打工相對于務農來說收益更高。
（4）兼業對農戶收入的影響并不象文獻所述那樣（胡浩，王圖展，2003；米明浩，2003等）［5］，家庭收入水平與兼業化兩者呈正相關?？赡艿脑蚴寝r戶兼業阻礙了我國農業商品化和機械化水平的提高，增加了農戶家庭經營費用并最終導致農戶因為兼業而造成的收入的降低，同時表明農戶多從事的是低收入兼業［6］。
四、簡短的結論與評述
綜上所述，農戶家庭純收入主要是環境因素、資產因素、家庭人口與規模及經營狀況所決定的。因此，為盡快提高農戶的收入水平，在制定農村政策可從以下幾個方面著手：
1、增加農業投入，扶持農戶生產投入的積極性。目前不可能像以前那樣通過提高農產品的收購價來增加農民的收入，但各級政府應更多地采用增加農業和農村基礎設施建設投入的手段，可增加農村勞動力就業機會，改善農業生產條件，提高農業抗御自然災害的能力，同時又可引導農戶增加自身的投資行為，為今后農戶收入的持續穩定的增長打下堅實的基礎。
2、大力提高農村勞動力的文化素質。據湖北省第一次農業普查結果顯示(1998)：在農村從業人員中，小學文化程度及以下的占55.6％，初中的占38.2％，高中的只占5.49％，大中專以上僅占0.7％。高中及高中以上學歷的總人數才150萬人左右，如此低下的文化構成，顯然難以適應農村種植、養殖業的生產及科技推廣，更不用說參與第二、三產業的激烈市場競爭。因此，努力提高農村勞動力文化素質，是提高農民收入的長遠舉措，必須常抓不懈。
3、家庭規模與家庭純收入成正比關系，這不利于計劃生育工作的開展，“人口效應”在多大家庭規模時出現還需要進一步的研究。
4、發展非農產業，擴大農戶收入來源和提高兼業效率。由以上分析可以看出，家庭收入主要來源于其它的要比來源于家庭經營的更高，但兼業卻帶來了負效應，因此，積極發展非農產業，擴大農戶的收入和提高兼業效率有利于農戶收入的持續穩定增長。
參考文獻：
［1］羅發友，劉友金.市場化改革以來農戶收入增長的影響因素分析.中國農村觀察，2002，（4）：13-19
［2］馬彥林.干旱區綠洲可持續農業與農村經濟發展機制與模式研究――以新疆吐魯番地區為例[J].地理科學，2000，20(6)：540-543
［3］陳傳波，丁士軍，舒振斌.農戶收入及其差異的影響因素分析——對湖北農戶調查的統計分析［J］.農業技術經濟，2001，（4）：11-15
［4］黎東升，肖飛.農戶收入差異與家庭狀況的相關分析［J］.農業技術經濟，2000，（6）：19-22
農村農戶固定資產投資范文6
比上年下降3.42%預計秋糧產量比去年增長10%以上，全省夏糧產量319.5萬噸。全年糧食產量將突破1000萬噸，連續8年豐收。前三季度，豬、牛、羊出欄分別比去年同期增長5.90%2.46%和2.44%肉類總產量63.44萬噸，增長4.22%禽蛋產量、牛奶產量分別增長3.90%和1.47%
全省規模以上工業企業完成工業增加值1278.40億元，前三季度。比去年同期增長17.0%9月份當月全省規模以上工業企業完成工業增加值167.10億元，增長18.5%比7月份提高6.0個百分點，延續了8月份回升的態勢。前三季度規模以上工業企業實現利潤總額179.70億元，增長24.61%
二、投資高速增長。進出口快速增長
全省全社會固定資產投資完成3540.96億元，前三季度。比去年同期增長42.99%全省500萬元及以上項目完成固定資產投資3291.66億元，比去年同期增長47.17%其中：城鎮固定資產投資完成3036.46億元，增長47.17%城鎮固定資產投資中，房地產開發投資完成282.06億元，比去年同期增長44.22%非農戶項目投資完成255.20億元，增長47.28%
全省實現社會消費品零售總額1183.49億元，前三季度。比去年同期增長18.3%其中，城鎮實現零售額945.79億元，增長17.8%鄉村實現零售額237.70億元，增長20.1%
全省完成進出口總值69.5億美元，前三季度。比去年同期增長24.0%其中，出口總值17.4億美元，增長36.3%進口總值52.1億美元，增長20.4%9月份當月全省完成進出口總值6.0億美元，下降17.5%其中，出口總值1.0億美元，下降67.6%進口總值5.0億美元，增長20.4%
三、居民消費價格和工業生產者出廠價格漲幅回落
全省居民消費價格總水平比去年同期上漲6.6%漲幅連續兩個月以0.1個百分點的速度回落。9月份居民消費價格總水平同比上漲5.7%漲幅為年內最低，前三季度。比最高的7月份回落1.6個百分點。類商品價格呈現全面上漲態勢，食品類價格上漲12.8%居住類價格上漲7.1%醫療保健和個人用品類價格上漲6.1%娛樂教育文化用品及服務類價格上漲3.5%家庭設備用品及維修服務類價格上漲1.9%煙酒類價格上漲1.5%衣著類價格上漲1.2%交通和通信類價格上漲1.1%
全省工業生產者出廠價格總水平比去年同期上漲13.1%工業生產者購進價格總水平同比上漲16.0%9月份，前三季度。工業生產者出廠價格總水平同比上漲11.3%比7月份回落3.6個百分點。
四、城鎮居民收入穩步增加。
全省城鎮居民人均可支配收入為10931.96元，前三季度。比去年同期增長13.34%其中，工資性收入8136.18元，增長12.55%經營凈收入649.51元，增長29.34%財產性收入128.23元，增長1.21倍；轉移性收入2946.24元，增長9.10%
全省農村居民人均現金收入為3214.3元，前三季度。比去年同期增長25.1%其中，工資性收入1144.6元，增長26.4%家庭經營收入1693.4元，增長22.4%財產性收入60.0元，增長1.8倍；轉移性收入316.3元，增長22.6%
五、財政收入快速增長。
