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农村农户固定资产投资范文1
【关键词】固定资产；投资；探讨
一、固定资产投资统计的对象、范围及方法
1.1固定资产投资的意义
固定资产投资对我国的社会主义现代化建设具有重要意义：固定资产投资是指建造和购置固定资产的经济活动，即固定资产再生产活动，是社会固定资产再生产的主要手段；通过建造和购置固定资产的活动，国民经济不断采用先进技术装备，建立新兴部门，进一步调整经济结构和生产力的地区分布，增强经济实力，为改善人民物质文化生活创造物质条件。
1.2 固定资产投资统计的对象、范围
固定资产投资统计是整个社会经济统计的重要组成部分。其统计对象是全社会建造和购置固定资产的经济活动的数量，即以固定资产再生产过程的经济现象为统计对象，包括各种经济组织建造和购置固定资产的经济活动，从建设准备开始，经过建筑施工、设备安装、建成投产，直至投产后投资回收的全过程。
固定资产投资统计通过对固定资产再生产过程数量方面的统计，反映一定时期内固定资产投资活动的规模和速度、固定资产投资过程中的结构和比例关系及固定资产投资的经济效果；通过对固定资产投资过程中数量的研究，揭示固定资产投资活动的发展规律。
按照现行统计制度规定：固定资产投资统计范围为500 万元及以上固定资产项目投资、房地产开发投资、农村农户投资。月度“ 固定资产投资” 数据，内容包括城镇和非农户项目固定资产投资、房地产开发投资；年度“全社会固定资产投资”数据，内容包括城镇和非农户项目固定资产投资、房地产开发投资、农户固定资产投资。
根据这种统计范围所计算的固定资产投资统计数据有着以下三方面的重要意义：为反映党和国家的方针政策执行情况，为研究国民经济与地区综合平衡提供依据；便于同国外资料进行比较；为正确计算积累数值提供依据。
1.3 固定资产投资统计的调查方法
根据调查对象的状况、对调查的要求和调查条件，现行国家统计调查制度中固定资产投资统计主要采取以下三种调查方法：
一是在上述固定资产投资统计范围中，除农村农户投资外，均采取全面调查的方法，通过布置基层表收集资料。国防、人防基本建设项目通过主管部门取得资料。
二是对农村农户固定资产投资采取抽样调查的方法，通过农村经济调查和农村住户调查取得资料。
三是根据不同时期经济管理的需要，固定资产投资统计也可采取普查、问卷调查、收集有关资料进行科学推算或估算等方法。
二、固定资产投资统计工作
2.1 固定资产投资统计工作存在的问题
伴随我国社会主义市场经济的快速发展，固定资产投资统计工作也存在一些亟待解决的问题：一是投资统计的理论基础已经不能完全适应市场经济的需要，不能及时反映投资的新情况和新需求。二是以项目形象进度计算投资额的方法可核诵越喜睿计算程序繁琐，基层统计人员难以及时掌握。三是作为社会经济发展的重要考核指标之一，政府部门干扰固定资产投资统计数据现象比较普遍。四是固定资产投资统计数据质量有待进一步提高，个别统计人员统计法治观念和数据质量意识不强，执行统计调查制度和工作规范不严格。
2.2固定资产投资统计工作规范化
首先，统计规范化是投资统计工作建设的基础工作。这一工作做好了，统计数据的质量就有基本的保证，否则将影响整个统计工作的质量。
其次，统计工作规范化，也是采用电子计算机汇总数据与建立数据库存，应用电脑灵活使用数据，进行经济分析、预测与建立电脑软件的决策支持系统的基础条件之一。否则就无法实现统计工作中数据处理的现代化。投资统计工作规范化分为基层单位统计工作规范化和综合单位统计工作规范化。
基层单位统计工作规范化是整个统计工作规范化的一个构成部分，必须严格执行全国的投资统计分类标准、指标体系与报表体系报送时间的规范要求，遵循基层表编码填写规则及逻辑关系，遵循年报基层标准表中的各项指标代码逻辑关系填写报表内容。
2.3 领导重视、加强从业人员培训
项目单位不重视投资统计工作，工作开展十分被动。一是部分项目单位领导不重视投资统计工作，造成无专职统计人员，数据准确性难以保证。二是基层单位人员配合程度差，视投资报表为额外负担，不能积极主动上报报表，每次报表都要多次催报，工作十分被动。三是投资统计人员业务水平有待提高。投资活动是复杂多样的，各种新情况、新问题层出不穷。有些实际工作中遇到的具体问题，统计报表制度和指标解释不能满足实际工作的需要，但又找不到相关的指导资料，只能凭个人的理解来处理，在一定程度上影响了投资统计数据的准确性。
基层统计力量的薄弱成为当前困扰统计数据质量和水平提高的重要障碍。加强固定资产投资统计尤其如此，因此，当务之急就是进一步推进对统计从业人员的继续教育，在当前从业资格认证的基层上，进一步推进对从业人员定期的再培训，将统计培训教育纳入统计宣传和普及推广的常态化管理，特别是以制度的形式加以明确，也才能更有效地化解当前人员调动频繁出现的业务水平差、工作断层等问题，解决统计源头数据质量较差的问题。
总而言之，统计人员要真正做到积极主动地开展工作，树立锐意学习的观念，不断地学习新知识，提高自身的素质；要具有勇于开拓创新的精神。综合利用各种统计调查方法，依托计算机、网络技术和数理统计方法，做到统计信息获取方法现代化以及统计信息分析方法现代化，把固定资产投资统计工作做的更好。
参考文献：
[1]张立新.对固定资产投资价格统计调查制度方法的改革的初步构想[J].《内蒙古统计》，2001年第05期.
农村农户固定资产投资范文2
关键词：农业投资 农民人均收入 政策建议
农业投资是投资主体为取得一定数量的农产品和良好的生存环境，在农业生产过程中投入资源(主要包括物质资源和人力资源)，通过一定的运作方式，形成农业资产或资本的经济活动过程。农业投资资金来源包括：政府对农业的财政投入、金融机构的农业信用贷款和农民、企业、社会其他方面的涉农固定资产投资等。政府的投入主要是对农业的财政投入：金融机构对农业的信贷投入，主要是指农业银行、中国农业发展银行和农村信用社对农业的信用贷款：涉农固定资产投资主要是农村和农户的固定资产投资和简单再生产投入以及大中小型农业企业的投入等。因此，要发展农村经济，就要先增加对农业的投入，改变投资结构，使投入主体、投入渠道以及投入形式更加多元化，提高农业资金的使用效率。只有这样，才能从根本上发展农村经济，增加农民收入，完成全面建设小康社会的重大任务。
一、农业投资资金来源
(一)政府对农业的财政投入
政府对农业的财政投人是国家支持农业发展的重要资金来源，是促进农业经济发展和增加农民收入的重要措施之一。由于财政支持有限，如何调整和优化财政支出结构，使有限的财政拨款给农业经济及农民收入带来最大的增长，是财政资金使用需要迫切解决的问题。
(二)金融机构涉农贷款
金融机构涉农贷款指农业银行、中国农业发展银行和农村信用社对农户、农村个体工商户提供的商业性和政策性信用贷款。由于农村融资困难，资金短缺，涉农贷款占总贷款规模的比重仍然较小，城乡金融资源配置不平衡等因素严重制约了农村经济的发展。因此，解决农村融资成为解决经济发展的关键。
(三)涉农固定资产投资
涉农固定资产投资指集体、农户、农业企业对农业的基本建设、更新改造、农业生产等方面的投资。虽然农业投资额近年增幅较大，但农业投资占全社会固定资产投资比重维持在较低水平。
二、多元线性回归分析与模型建立
(一)建立模型
下面我们来看一下主要年份农民人均纯收入及不同投资主体投资情况，分析不同投资主体的农业投资对农民人均纯收入的影响。
由上表所给数据，应用MATLAB软件进行绘图，由图象我们可以初步判断农民人均收入与财政投入、农业贷款及社会投资存在某种线性相关的关系。用多元线性回归来进行分析检验，设多元线性回归方程为：
y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+ε (1)
y表示人均收入，β0为固定的未知参数，β1(i=1，2，3)为回归系数，x1表示人均财政投入，x2表示人均农业贷款。x2表示人均涉农固定资产投资，ε是均值为零的随机变量，它是其他随机因素对v的影响。运用MATLAB命令求解回归分析问题，得：
p=0.0000
继续对残差进行分析，作残差图如下：
从残差图可以看出，大多数数据的残差离零点较近(第1和第16个点除外)，且残差的置信区间全部包含零点，这进一步说明回归模型(1)能近似地符合原始数据。
(二)自相关性检验
虽然模型的拟合度非常好，但是这个模型并没有考虑到数据是一个时间序列。在对时间序列数据做回归分析时，模型的随机误差项可能存在自相关，违背模型关于相互独立的假设，因此，还需要进行自相关检验。
D－W检验。根据上面模型得到的残差计算DW统计量如下：
查D－W分布表，得到检验的临界值d1和du，又DW所在区间来决定，du
由计算所得的残差代人公式，得：DW=1.3397，查D－W分布表，du=1.93，d1=0.74，显然，du
从回归模型(1)我们可以看出，农民人均纯收入受财政投入、农业贷款及社会投资的影响，其中农业贷款对农民人均纯收入增加的作用最大，农业贷款增加1％，农民人均纯收入增加1.8213％；其次是财政投入，每增加1％，农民人均纯收入增加0.7559％；涉农固定资产投资每增加1％，农民人均纯收人减少3.7236％。也就是说，财政投入和农业贷款投入对农民人均收入的增加具有正相关，财政投入和农业贷款投入的增加能很好地起到增加农民收入的作用：涉农固定资产投资对农民收入的增加具有负相关，随着涉农固定资产投资的增加，农民人均收入反而减少，原因在于云南农业生产基础底子薄弱，农业科技水平和现代化程度低，近年来涉农固定资产投资主要用于加强非生产性固定资产投资方面，如购置农林牧机械、农村公路建设、农村电网改造、农村水利基础设施建设、中低产田改造等，生产性固定资产投资投入相对较少，生产效率低下，导致出现虽然涉农固定资产投资增长但农民收入减少的情况。
三、农业资金来源困境分析
(一)财政投入
1.财政投入额和比重逐年上升。财政投入逐年递增，但仍然不能满足农村经济和社会发展的客观需要，对农民收入增加的促进作用仍然不是很大。
2.财政支农投入资金分散，资金使用不到位，效率低下，不能从根本上解决农业基础设施建设和农民增收问题。
(二)金融机构贷款
1.从宏观层面来说。国家积极引导金融机构和银行增加农业农村信贷投入，但由于农业农村环境的特殊原因，银行涉农贷款仍然较少且集中于国家政策性银行。
2.农村信用社的发展现状难以满足当前农村多元化的融资需求。农村金融产品较少、金融服务方式单一，金融产品和服务不能满足农村多元化金融服务需求。
3.现有的农村金融体制无法实现农村经济的发展需求。农村建设需要强大和持续的资金保障。因此，需要合理的投融资模式、多层次的投融资机构作保障，以形成农村建设投融资的长效机制，缓解农村建设中的资金瓶颈问题。
(三)涉农固定资产投资
1.农村投资环境差，直接影响着农业投资的增长。
2.农业基础设施建设滞后，农村经济发展水平不高，影响了农业资金的投入。
3.农业投资收益率不高，客观上难以形成对外部资金吸引的优势。农业作为基础产业部门，其投资尤其是基础性投资具有周期长、风险高、盈利率低的特点，对资金
缺乏吸引力，从而造成农业融资困难。
四、政策建议
(一)加大财政支农力度
1.政府应加大财政支农力度，加强农业基础设施建设，增加农业科技的投入，加快农业产业化和现代化建设。
2.提高资金的使用监管力度和使用效率，财政支农应重点加强农村教育、农业科技推广、加强农业产业化建设等项目，为农村经济可持续发展和农民增收提供人才和技术保障。
3.加强农村产业结构建设的财政投入力度，调整农业产业结构，提高林业、畜牧业、农业服务业在农业产业结构中的比重。
(二)加强金融支持力度
1.构建宏观激励约束机制，加快金融体制改革，营造融资环境，加强农村金融市场基础服务体系建设。
2.加快农村信用社改革，发挥其主力军作用。加大对农村信用社的政策扶持力度，改善资本结构，完善法人治理，提高经营管理水平。
3.构建农村“投资主体多元化、融资渠道多样化”的融资格局，重视金融组织的多样性。如发展农村村镇银行、涉农小额贷款公司、借款担保公司等。
4.积极引导民间融资。民间融资长期以来在农村金融服务中发挥了一定的作用。但是金融各部门要高度重视民间融资的各种影响，提高对民间融资的监测力、应对力。
(三)加强社会招商引资力度
1.改善农村融资环境，完善投资政策环境，促进民间投资。建立农村投资风险基金及风险补偿机制，尽量降低农村投资风险，提高资金使用率和投资收益率，对民间投资加强引导和监督，促进民间投资健康发展。
2.加大对农村基础设施的建设，增强农业对资金的吸引力。农业基础设施越完善，对农业投资的吸引力就越大，只有改善农村水利、通讯、交通等环境，增加农业科技投入，加快农业现代化建设，才能从根本上增强农业对社会资金的吸引力。
农村农户固定资产投资范文3
关键词：广西各地市；固定资产投资；GDP 面板模型；分析
国内生产总值（GDP，gross domestic product）是指在国民经济的发展过程中按市场价格计算的一个国家或地区所有常住单位在一定时期内生产活动的最终成果。而作为市场经济条件下发展经济的主要手段的固定资产投资（IFA，investment in fixed assets）不仅包括全社会固定资产投资、城镇固定资产投资，还包括农村农户固定资产投资和建房，它是衡量一个国家或地区一年内在固定资产投资建造和购买活动的总量，是反映固定资产投资规模、速度和使用方向等的综合性指标，对经济的增长作用显而易见，它既能对生产形成需求，又能增加生产能力，同时也决定了投资对经济增长的双重效应；我国各地通过建造并购置固定资产，采用更为先进的生产技术，有利于促进各地生产率的提高，从而促进整个地区的经济发展；一个地区的固定资产投资发展水平亦将成为评价投资环境优劣和经济竞争力的重要方面。总之，固定资产投资与经济增长之间存在着一定的因果关系，因此，研究固定资产投资对地方经济的影响显得颇为重要。
对于该研究方向，学者们目前多采用截面数据（空间单元某一年数据或者多年数据均值）来建立空间计量模型，或者将截面空间单元与时间序列相结合来建立静态面板数据的空间计量模型。截面空间计量模型简单易行，但仅仅用样本考察期内某一年数据进行估计，不仅缺乏时间上的滞后效应，也未能充分利用数据信息，增加了结果的偶然性和随机性。而采用动态空间面板模型即可有效解决此类问题。面板模型有如下三类。
①无个体影响的不变系数模型：lnyit=c+αlnxit+uit。模型假设不同地区在各时期的固定资产投资对GDP没有显著作用，模型中各方程截距项c和系数α均相同，此模型适宜模拟不同地区固定资产投资对GDP的平均效应。可利用OLS法直接求出参数c和α的一致有效估计，即联合回归模型。
②个体效应变截距模型：lnyit=cit+αlnxit+uit。模型假设不同地区之不同时期的固定资产投资对GDP存在个体效应但没有结构效应，个体效应可用截距cit的差异来说明，即模型中各方程截距项不同而系数α均相同，此模型适宜识别不同地区固定资产投资平均值的偏离。
③变系数面板模型：lnyit=cit+αitlnxit+uit。模型假设不同地区在不同时期既存在个体效应也存在结构效应，用不同的截距项cit解释不同地区固定资产投资对GDP的个体效应，用不同的系数向量αit说明不同地区固定资产投资对GDP的结构效应，即模型中各方程截距项cit和系数向量αit均不同。
一、研究数据及其来源
本文采用2001～2010年广西14个地级市固定资产投产量和GDP这两个时间序列数据来分析固定资产投资与GDP之间的关系。其中所有的原始数据来源于《广西统计年鉴》和中经网统计数据库。
二、广西14城市固定资产投资与GDP的整体分析
2001～2010年间，广西全区GDP由2 279.34亿元增加到9 569.89亿元，年均增长速度达到17.39%；广西全区固定资产投资总额也由655.6亿元增加到7057.6亿元，年均增长速度达30.42%，成为推动全区经济持续发展的重要因素。广西各地按照区域经济发展战略及五大经济区发展规划的要求，逐步加大区域对固定资产投资的规模和力度，区域特色经济发展明显加快。从收集的数据来看，广西14城市中，固定资产投资增长率曲线与经济增长率曲线变化趋势基本相同，它们之间存在着相对稳定的均衡关系，除个别年份外，固定资产投资增速与GDP增长率之间的上下波动几乎同向。两条波动曲线虽不完全一致，但变化趋势和波动周期却基本相同，投资率在年度间的波动可能反映了经济冷热的敏感性，亦即短期的偏离并不会影响长期的走势。
三、面板数据模型设定
基于前人研究结果，借鉴面板数据模型形式拟建立城市产出效应面板模型，结合广西14个市从2001～2010年的GDP和固定资产投资建立二者关系的面板数据模型。
式中，gdpit和init为i城市t年该市的生产总值和固定投资；αit为与固定投资的弹性系数，越大说明其固定投资对该市的生产总值的增加越显著；μit为随机误差项，可用于测定城市生产总值的水平效应；cit为常数项。
根据柯布―道格拉斯函数性质，模型截距项cit可用于测定各市GDP的效应，cit越大则水平越高；系数项ait为弹性，可用于测定增长效应，ait越大则表明增效越显著。
四、模型的参数估计及检验
首先采用Eview6.0对联合面板模型、变截距模型和变系数模型进行估计（表1）。
由表1可见，模型的拟合优度为0.99，回归方程高度显著，即固定资产投资总额的变动很大程度上影响了GDP的变动。模型通过了F检验，表明方程的整体性关系显著。其中，DW=1.6747说明变量之间不存在自相关关系，也表明模型设定基本正确。
然后再进行模型设定形式检验，以研究模型形式的正确性，估计结果见表2。
由此可见，各地区固定资产投资与GDP的关系存在着一定程度的差别，某一城市在不同时期其固定资产投资对GDP的作用也有其差异。对上述所得模型进行检验，结果如表3。
由此可见，通过将原假设H设为混合模型后，得到P
五、结果分析
从表2的估计结果中可见，GDP对固定资产投资的弹性相对略大的几个城市分别为贵港（0.2605）、南宁（0.2557）、柳州（0.2386）和百色（0.2236），表明贵港、南宁、柳州3市的固定资产投资每增长1个百分点，城市的GDP就分别增长0.2605、0.2557和0.2386个百分点，说明这3个城市对固定资产的投资力度作用反过来又对GDP产生了相对区内其他城市较为显著的增长作用，加大固定资产投资对生产总值是有显著的效应的；而弹性系数相对较小的3个城市是桂林（-0.0037）、贺州（0.0636）、来宾（0.0886），说明这几个城市的固定资产投资并未对GDP的增长产生明显的效应，甚至还出现了反作用，特别是作为旅游城市的桂林，一段时间内加大固定资产的投资可能对其生产总值非但没能促进，反而出现负效应，所以该市在完善其设施后不宜再继续加大固定资产的投资，防止资源被过度浪费；崇左（0.1168）、玉林（0.1595）和防城港（0.1864）3个市的固定资产投资对GDP的促进效应虽看不出明显的增进作用，但其GDP与固定资产投资是保持着比较相对平稳的增长，可以适当地加大一定的投资量以促进进一步的发展。另外，广西14城市中有梧州、北海、钦州和河池没能通过5%的显著性水平检验，意味着这几个城市的固定资产投资对GDP或许不存在明显促进作用，因果关系不甚确定，或许因为这4个城市的时间序列数据非平稳态或受多种因素影响所致。
改革开放以来，广西经济迅速发展，经济水平不断提高，由以上分析可见，广西也是一个典型的投资驱动型经济增长模式，固定资产投资的规模大小对GDP的影响举足轻重。从根本上来看，固定资产投资的数量和质量决定了广西经济的发展，大规模投资有利于促进生产力发展，活动涉及到投资活动的方方面面，投资的结果直接影响产业结构和行业结构，因此固定有利于优化生产力布局和资源配置，促进经济结构的调整。但也必须看到，固定资产的投资资产投资除了对项目微观情况进行审计外，还须从宏观角度审查项目建设对整体布局、产业结构、行业结构的影响，避免重复建设和损失浪费。固定资产投资的增长固然能够带动GDP的增长，但如果不考虑客观可能，一味盲目追求固定资产投资规模的扩大，则由此所带来的GDP的增长可能以破坏环境、浪费资源为代价，还可能造成国民经济的严重失调，是不可取的。不能为了投资而投资，重要的是必须得提高资本的利用率。
1997年广西党委提出的区域经济战略中首次明确地将广西划分为桂东、桂西、桂南、桂北和桂中五大经济区，提出了各经济区的功能定位和优势产业。各地按照区域经济发展战略和全区五大经济区发展规划的要求，加大了对区域优势产业的扶持力度，区域特色经济发展明显加快。但在经济快速增长的同时，区域经济差异也在不断扩大，成为制约广西经济进一步发展的障碍，影响到广西经济的可持续发展。由于各地区所处的工业化进程阶段不同，导致了各地区固定资产投资的方向和重点不同，因此固定资产投资的数量规模及效益也不尽相同，与GDP之间的关系也就存在着一定的差别。
六、政策启示
由上可见，在当今广西经济发展中，以轻工业为主的贵港和南宁、以重工业为主的柳州及以开发矿业为主的百色地区走在了前列，这与改革开放以来这些城市的大量投资特别是吸引外资有着密不可分的关联。而发展工业的梧州、沿海外贸发达的北海、钦州以及内陆城市河池4城市的资本投入虽然在当地崛起且在西部大开发以来有大幅增长，但仍处于严重不足的阶段。尤其河池市的投资主要仰赖国家投资，而外资和民间资本在当地的投入相对较少。从以上模型分析来看，长此下去有可能使这种趋势得以强化。
广西14个城市间经济发展存在差异的原因有很大一部分是来自于城市间固定资产投资与GDP关系的不同。因此，要实现国民经济协调快速的发展，就必须缩小城市或地区间固定资产投资和经济增长关系之间的差距，使之保持在适度的范围内。在此提出相关经济政策的几点建议：①对一些固定资产投资对GDP有明显影响作用的几个城市或地区来说，可以继续加大固定资产的投资力度，以进一步扩大经济的增长幅度；②对一些固定资产投资对GDP无明显影响作用的几个城市或地区而言，必须转变观念，从另一角度来考虑对GDP增长的有效措施，而不必一味单纯从加大固定资产投资来希望促进经济增长，以免造成资源的浪费；③对一些固定资产投资对GDP有一定影响但不甚明显的几个城市则必须重新审视原有的政策途径，力图从稳定经济的角度来抓好经济发展的每一环节。
参考文献：
[1] 方军武. GDP与固定资产投资关系分析――以湖北省为例[J]. 现代商业，2011（6）：176-177.
[2] 潘黎霞. 固定资产投资对东、中、西部发展的实证分析[J].统计与决策，2012（11）：94-98.
[3] 张向妮. 我国固定资产投资对GDP影响的实证分析[J]. 东方企业文化，2011（4）：36.
农村农户固定资产投资范文4
关键词：农村非正规金融；农村正规金融；收入效应
中图分类号： F832.7 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2016）14-0037-02
一、文献综述与研究现状
国外对农村非正规金融的研究较早。McKinnon（1973）提出，把发展中国家金融系统分割成两部分，即现代金融机构和传统金融机构。国内探讨农村非正规金融深化问题始于，李建勇（1988）他指出，只有通过正规金融与非正规金融的相互补充，才能更好促进农村经济的发展。林毅夫、孙希芳（2005）从信息不对称的角度阐述非正规金融得以存在和发展的原因。同时也提出农村正规金融在此方面的局限性。苏静、胡宗义等（2013）通过实证分析，指出农村非正规金融发展与农村收入是同方向发展，即二者具有相互促进作用。
二、样本选区和描述性统计
（一）样本选区
本文基于中国30个省面板数据进行实证分析，其中农村正规金融发展水平与农村非正规金融发展水平的数据来自于《中国固定资产投资统计年鉴》，包括农村非农户的投资来源：国家预算内资金、国内贷款、利用外资、自筹资金、其他资金；农村农户的投资资金来源：国内贷款、自筹资金、其他资金。政府支农的财政补贴数据来自于《中国统计年鉴》，农民人均纯收入和其他的相关数据来自于国泰安信息技术有限公司CSMAR数据库，有些缺失的数据是在《中国农村统计年鉴》里查找获取的。
（二）变量构成
1.被解释变量。农民收入水平（y）的指标，选取各地区农村居民家庭人均纯收入来表示。
2.解释变量。把农村非正规金融发展水平（inf）用农村农户和非农户投资资金来源中的自筹资金来衡量；同样，对于正规金融发展水平（fin），用各省农村农户投资资金中的国内贷款部分与农村非农户投资资金中的国家预算内资金、国内贷款和利用外资部分之和来衡量。
3.控制变量。政府财政支农水平（fce）用各省政府预算内财政支农支出除以农业总产值来表示。由于统计年鉴中指标体系的变化，本文的财政支农数据中2003―2006年为农村支农、林业支出和农林水利气象等部门的事业费支出三者之和――2007―2010年为农林水利气象等部门事务支出。
（三）主要变量的描述性统计及相关性分析
从表1的主要变量描述统计可以看出，被解释变量：各地区农村居民家庭人均纯收入的平均值为8.279，解释变量：农村农户和非农户投资资金来源中自筹资金加上其他资金的均值为5.704，农村农户投资资金中的国内贷款加上农村非农户投资资金中的国家预算内资金、国内贷款和利用外资部分之和的平均值为3.683，控制变量：用农村固定资产投资总额除以农业总产值的均值为-1.161；各省政府预算内财政支农支出除以农业总产值的均值为-2.268；各地区农村居民家庭人均纯收入最小值为7.355，最大值为9.545；农村农户和非农户投资资金来源中自筹资金加上其他资金取对数后的最小值为2.494，最大值为8.567；农村农户投资资金中的国内贷款加上农村非农户投资资金中的国家预算内资金、国内贷款和利用外资部分之和最小值为0.223，最大值为8.567。
二、样本选区和描述性统计
为了系统考察农村非正规金融对农村人均纯收入的影响，本文构建了模型（A）。模型（A）是在以农村非正规金融发展水平和农村正规金融发展水平为主解释变量基础上，加入控制变量，政府财政支农水平（fce），对模型（A），运用STATA12.0软件，经过豪斯曼检验（Hauseman test）得p值为0.000 0，结果显示样本的面板数据支持使用固定效应（fixed effect）模型，进行回归分析。对模型（A）构建的计量模型如（1）式所示。
lny = β0 +β1ln inf + β2lnfin + β3∑lncont + ε （1）
其中，Y为衡量农民收入水平的指标，inf为衡量农村非正规金融发展水平的变量，fin为衡量农村正规金融发展水平的变量，cont为影响农民收入的其他控制变量，政府财政支农水平（fce），ε为随机误差。
从表2，模型（A）可以看出，农村非正规金融发展水平的估计系数为0.415，即农村非正规金融同发展提高1%，农民人均纯收入提高0.415%。同时，农村非正规金融发展水平与农民收入在1%水平上显著正相关，农村正规金融发展水平的估计系数为0.041，即农村正规金融发展水平提高1%，农村人均纯收入提高0.041%，农村正规金融发展水平与农民收入也是在1%水平上显著的正相关。但从系数上可以看出，农村非正规金融发展水平对农民收入的影响为农村正规金融发展水平的10倍。
四、结论
本文基于我国30各省份2003―2010年的面板数据，实证考察了我国各省份农村非正规金融发展水平和正规金融发展水平对我国农村农民收入水平的影响。本文得到的结论是，农村非正规金融发展水平的增长会增加农民人均纯收入，农村正规金融发展水平的增长会增加农民人均纯收入，同时农村非正规金融发展水平对农民人均收入的影响效果大于农村正规金融发展水平对农民人均收入的影响。政府财政支农水平的增加会提高农民人均纯收入。
参考文献：
[1] Adams D，Fichett D.Informal Finance in Low Income Countries [J].Boulder，Co.：WestView press，1992，（25）：89-91.
农村农户固定资产投资范文5
关键词：农户收入；湖北；影响因素
一、引言
农户收入增长问题是农户经济学研究的重要问题，也是当前整个经济发展和社会稳定所面临的重要问题，对农户收入的影响因素进行深入考察有助于认识当前农村的收入分配问题和实现农户收入的持续提高。关于这一问题的研究，已有不少成果。如林毅夫(2001)将制约农户收入增长的因素归结为农村基础设施建设的滞后，认为加强农村基础设施建设是增加农户收入的重要途径。许经勇等(2001)研究了农户收入增长的阶段性特征，尚启君(1998)探讨了农户收入增长的阶段性变化原因，陈吉元(1998)较早地探讨了农户收入增长的体制性因素。周其仁（2001）则从产权经济的角度研究得出影响产权界定明晰的一系列制度因素越来越阻碍农户收入的增长，要增加农户收入则应从产权明晰入手。这些研究具有如下特点：一是研究方法一般以定性研究为主，缺乏严格的计量检验；二是研究手段局限于采用时序资料进行分析，缺乏截面数据的支撑；三是研究范围局限于农户或农业内部诸因素，而对影响农户收入增长的自然区位条件、制度资源分布等因素考虑较少［1］。
农户是农村经济活动的行为主体，是广大农村投资、生产与消费等经济活动的微观行为主体，是农业生产中最基本的决策单元[2]。因此，农户的经济收入取决于他的生产经营和家庭成员的就业状况以及所处的自然环境和基础设施，而经营什么、从事何种工作又由各个家庭及其成员拥有的资本总量决定，其中包括以教育为主的人力资本、社会资本、政治资本和其他经济资源。那么，各种因素对农户收入有什么样的影响以及影响有多大正是本文要讨论的问题。
基于以上分析，本文拟采用多元统计方法，以湖北省2003年农村固定观察点900个农户的调查数据，分析农户收入的影响因素，对影响农户收入有关因素进行回归分析并提出政策性建议。本文的结构安排如下：第二部分是模型的设定与变量的选择；第三部分进行模型的求解，报告计量结果并解释；第四部分则作出简短的结论及评述。
二、模型与变量
（一）变量的选择
农户收入的度量通常采用农户家庭纯收入指标，家庭纯收入＝家庭总收入－家庭经营费用支出－生产性固定资产折旧－税收－上交给集体的承包任务－调查补贴。对于自变量的选择，通过多次比较分析多个变量的试算结果，最后选定了以下几个变量作为农户收入函数的解释变量：
1、环境因素。主要是考察地势、基础设施对农民人均纯收入的影响，此处我们用地势虚拟变量Z1和Z2：，
2、资产因素。资产是农民家庭以往收入的沉淀，是农民从事经济活动的结果，也是影响农民人均纯收入的重要因素。
（1）年末生产性固定资产原值（X1）。年末生产性固定资产包括役畜、农机具和生产性用房等。
（2）非生产性固定资产，用年末住房价值（X2）来表示。农户既是一个生产单位，又是一个消费单位，在农户调查中虽然可以获取农户全部资产的数据，但是要严格区分生产性与非生产性固定资产往往是比较困难的。本文借鉴陈传波等的研究［3］，将农户的年末住房价值作为非生产性固定资产进行考察。
（3）年初所经营的土地面积（X3）。尽管说现在农民的兼业比较发达，许多农户收入主要不来源于农业，但毕竟土地仍旧是农户收入的一项来源，对于纯农户来说甚至还是家庭收入中最重要的因素。
3、家庭因素
（1）家庭规模，用每户人数（X4）表示。根据农户家庭生命周期理论，在农户家庭扩展阶段，随着家庭子女数量的不断增多，家庭的人口负担越来越重，农户经济增长与发展受家庭消费人口负担影响，家庭经济状况总体处于较低的水平。随着家庭消费人口负担减轻，当最后一个子女由纯消费人口转为劳动消费人口止，家庭经济状况明显好转，而到了家庭缩减阶段，家庭经济状况则再次出现恶化。这意味着农户纯收入水平与家庭规模呈一定正相关关系，因为在家庭扩展初期和家庭收缩之后，家庭人口都较少，而在完成扩展又未另立新户之前，家庭人口规模最大。
（2）劳动力素质，用家庭劳动力平均受教育年限①（X5）表示。教育对收入的影响可能是双向的，这主要是因教育是一种长期投资，花在子女教育上的支出在短期内可能不会获得收入，但教育支出会挤占可用于当前生产的投资。同时在教育投资阶段，受教育者必须付出大量时间和精力，还要支付较高的学习费用，其机会成本和直接成本都较大。然而一旦形成人力资本，将给投资者带来较高的回报。
4、经营因素
（1）支出因素，这里用家庭经营费用表示（X6）。家庭经营费用支出包括农户从事农工商等各业的支出，费用支出与纯收入成正比关系。其中在农业生产支出中包括化肥、饼肥、农药、地膜、生产用柴油和生产用汽油等。
（2）收入来源虚拟变量Z3：
（3）全家劳动力外出从业时间（X7）
（4）全家外出从业劳动人数（X8）
（5）是否兼业虚拟变量Z4②：
（二）模型设定
以前文中有关因素为自变量，以家庭纯收入为因变量，建立如下多元回归模型：
INCOME＝β0＋β1X1＋β2X2＋β3X3＋β4X4＋β5X5＋β6X6＋β7X7＋β8X8＋α1Z1＋α2Z2＋α3Z3＋α3Z4＋μ
其中，β0为常数项，βi(i=1，2，…，8)，αi（i=1，2，…，4），μ为随机扰动项。
三、模型的求解与结果分析
（一）模型的求解
用OLS方法，应用SPSS11.0软件估计参数，得到参数估计值和统计检验指标如表1。为了阅读的方便，所有变量均用文字表述。
表1农户收入影响因素模型
自变量系数T值Sig.
(Constant)98.476.130.897
是否平原2127.5904.861.000
是否丘陵2073.4735.313.000
年末拥有生产性固定资产原值（元）.0862.758.006
年末拥有住房价值（元）.0686.555.000
年初经营耕地面积（亩）37.223.635.525
每户人数（人）1430.09610.897.000
家庭劳动力平均受教育年限（年）169.3362.424.016
经营费用（元）.1103.363.001
收入来源-2279.355-5.728.000
全家外出劳动力人数（人）-956.255-2.670.008
全家外出人员劳动时间（天）8.0996.231.000
是否兼业-109.911-.269.788
从计算结果看:R2＝0.427，表明模型中包含的变量解释了因变量总方差变化的41.9%，对于横截面数据而言，拟合优度已算较高；F＝50.850，SigF=0.000<0.01，表明模型总体达到极显著水平；D-W值＝1.827，变量不存在自相关。
（二）对模型结果的解释
1、地势对农户收入的影响
在1%的显著水平下，虚拟变量Z1、Z2都是统计学上显著的，因此地势对农户收入有着重要的影响。相对于基准类山区而言，丘陵地区每户家庭纯收入比山区高出2073.473元，平原地区比山区高出2127.59元。这主要是因为平原和丘陵相比于山区基础设施为好，交通方便，土地成块有利于耕作所致。
2、资产因素对农户收入的影响
（1）农户每增加l元生产性固定资产投资，当年可获得0.086元纯收入，投资收益率为8.6%。
（2）一般来说，非生产性固定资产与纯收入可能成反比关系，因为在农户对固定资产投资额一定的前提下，非生产性固定资产投资会对生产性固定资产投资形成挤出效应。但分析结果表明，年末住房价值对农户收入的影响为正，一个可能的解释是农户生产性固定资产很少，而且投资于生产性固定资产的意识并不强，非生产性投资并未真正对生产性投资形成挤出效应。另一个可能解释是农户小生产的特点决定其生存型的经济结构，住房价值在一定程度上反映了农户的收入水平，即收入水平增加，农户倾向于改善其居住条件，因而系数为正［3］。
（3）农户每增加一亩耕地所带来的纯收入仅有37.223元，可见农民耕作土地所带来的收入已经很少了，另外，年初经营耕地面积的T检验值仅有0.635，表明农户家庭纯收入与年初经营耕地面积的关系并不密切，也反映出农民家庭纯收入已经很大程度上不取决于农业，而更多地取决于其他收入。
3、家庭因素对农户收入的影响
（1）尽管说家庭规模大小与人均纯收入成反比，这种关系称之为“人口效应”，即人口对收入具有侵蚀作用［4］，但对于家庭纯收入来说，家庭规模却与家庭纯收入呈正比，家庭规模每多1人，家庭纯收入增加1430.096元。
（2）家庭劳动力平均受教育年限每增加1年，家庭纯收入增加169.336元，显然是正向的。
4、家庭经营对农户收入的影响
（1）农户每增加1元的家庭经营费用投人，平均可获0.11元的纯收入，投人产出率为11%，这种投入多的农户，收人也就必然要高一些。
（2）从家庭的收入来源看，收入主要来源于家庭经营的农户要比收入主要来源于其它的农户少2279.355元，这也更从另外一个侧面验证了农户收入已经主要不来源于土地了。
（3）农户家庭纯收入全家外出劳动力人数与反比，每多一个在外就业人数，农户收入反而少956.255元；而农户家庭纯收入与全家外出劳动时间成正比，每外出劳动劳动时间增加1天，可增加收入8.099元。这看起来有点矛盾，笔者分析可能是因为农户家庭本身的缘故，收入低的农户更倾向于外出打工，而收入相对比较宽裕的农户更愿意呆在家里，毕竟家里比外出有着种种的便利，但外出打工相对于务农来说收益更高。
（4）兼业对农户收入的影响并不象文献所述那样（胡浩，王图展，2003；米明浩，2003等）［5］，家庭收入水平与兼业化两者呈正相关。可能的原因是农户兼业阻碍了我国农业商品化和机械化水平的提高，增加了农户家庭经营费用并最终导致农户因为兼业而造成的收入的降低，同时表明农户多从事的是低收入兼业［6］。
四、简短的结论与评述
综上所述，农户家庭纯收入主要是环境因素、资产因素、家庭人口与规模及经营状况所决定的。因此，为尽快提高农户的收入水平，在制定农村政策可从以下几个方面着手：
1、增加农业投入，扶持农户生产投入的积极性。目前不可能像以前那样通过提高农产品的收购价来增加农民的收入，但各级政府应更多地采用增加农业和农村基础设施建设投入的手段，可增加农村劳动力就业机会，改善农业生产条件，提高农业抗御自然灾害的能力，同时又可引导农户增加自身的投资行为，为今后农户收入的持续稳定的增长打下坚实的基础。
2、大力提高农村劳动力的文化素质。据湖北省第一次农业普查结果显示(1998)：在农村从业人员中，小学文化程度及以下的占55.6％，初中的占38.2％，高中的只占5.49％，大中专以上仅占0.7％。高中及高中以上学历的总人数才150万人左右，如此低下的文化构成，显然难以适应农村种植、养殖业的生产及科技推广，更不用说参与第二、三产业的激烈市场竞争。因此，努力提高农村劳动力文化素质，是提高农民收入的长远举措，必须常抓不懈。
3、家庭规模与家庭纯收入成正比关系，这不利于计划生育工作的开展，“人口效应”在多大家庭规模时出现还需要进一步的研究。
4、发展非农产业，扩大农户收入来源和提高兼业效率。由以上分析可以看出，家庭收入主要来源于其它的要比来源于家庭经营的更高，但兼业却带来了负效应，因此，积极发展非农产业，扩大农户的收入和提高兼业效率有利于农户收入的持续稳定增长。
参考文献：
［1］罗发友，刘友金.市场化改革以来农户收入增长的影响因素分析.中国农村观察，2002，（4）：13-19
［2］马彦林.干旱区绿洲可持续农业与农村经济发展机制与模式研究――以新疆吐鲁番地区为例[J].地理科学，2000，20(6)：540-543
［3］陈传波，丁士军，舒振斌.农户收入及其差异的影响因素分析——对湖北农户调查的统计分析［J］.农业技术经济，2001，（4）：11-15
［4］黎东升，肖飞.农户收入差异与家庭状况的相关分析［J］.农业技术经济，2000，（6）：19-22
农村农户固定资产投资范文6
比上年下降3.42%预计秋粮产量比去年增长10%以上，全省夏粮产量319.5万吨。全年粮食产量将突破1000万吨，连续8年丰收。前三季度，猪、牛、羊出栏分别比去年同期增长5.90%2.46%和2.44%肉类总产量63.44万吨，增长4.22%禽蛋产量、牛奶产量分别增长3.90%和1.47%
全省规模以上工业企业完成工业增加值1278.40亿元，前三季度。比去年同期增长17.0%9月份当月全省规模以上工业企业完成工业增加值167.10亿元，增长18.5%比7月份提高6.0个百分点，延续了8月份回升的态势。前三季度规模以上工业企业实现利润总额179.70亿元，增长24.61%
二、投资高速增长。进出口快速增长
全省全社会固定资产投资完成3540.96亿元，前三季度。比去年同期增长42.99%全省500万元及以上项目完成固定资产投资3291.66亿元，比去年同期增长47.17%其中：城镇固定资产投资完成3036.46亿元，增长47.17%城镇固定资产投资中，房地产开发投资完成282.06亿元，比去年同期增长44.22%非农户项目投资完成255.20亿元，增长47.28%
全省实现社会消费品零售总额1183.49亿元，前三季度。比去年同期增长18.3%其中，城镇实现零售额945.79亿元，增长17.8%乡村实现零售额237.70亿元，增长20.1%
全省完成进出口总值69.5亿美元，前三季度。比去年同期增长24.0%其中，出口总值17.4亿美元，增长36.3%进口总值52.1亿美元，增长20.4%9月份当月全省完成进出口总值6.0亿美元，下降17.5%其中，出口总值1.0亿美元，下降67.6%进口总值5.0亿美元，增长20.4%
三、居民消费价格和工业生产者出厂价格涨幅回落
全省居民消费价格总水平比去年同期上涨6.6%涨幅连续两个月以0.1个百分点的速度回落。9月份居民消费价格总水平同比上涨5.7%涨幅为年内最低，前三季度。比最高的7月份回落1.6个百分点。类商品价格呈现全面上涨态势，食品类价格上涨12.8%居住类价格上涨7.1%医疗保健和个人用品类价格上涨6.1%娱乐教育文化用品及服务类价格上涨3.5%家庭设备用品及维修服务类价格上涨1.9%烟酒类价格上涨1.5%衣着类价格上涨1.2%交通和通信类价格上涨1.1%
全省工业生产者出厂价格总水平比去年同期上涨13.1%工业生产者购进价格总水平同比上涨16.0%9月份，前三季度。工业生产者出厂价格总水平同比上涨11.3%比7月份回落3.6个百分点。
四、城镇居民收入稳步增加。
全省城镇居民人均可支配收入为10931.96元，前三季度。比去年同期增长13.34%其中，工资性收入8136.18元，增长12.55%经营净收入649.51元，增长29.34%财产性收入128.23元，增长1.21倍；转移性收入2946.24元，增长9.10%
全省农村居民人均现金收入为3214.3元，前三季度。比去年同期增长25.1%其中，工资性收入1144.6元，增长26.4%家庭经营收入1693.4元，增长22.4%财产性收入60.0元，增长1.8倍；转移性收入316.3元，增长22.6%
五、财政收入快速增长。
