農村農戶固定資產投資精選(九篇)

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第1篇：農村農戶固定資產投資范文

1　政策性住房中是否包括棚戶區改造房?

答：按照制度規定，政策性住房應包括棚戶區改造房。

2　若建沒項目已經符合竣工條件，但尚未獲得竣工驗收文件，是否應該填報“房屋竣工面積”?

答：對于已經取得竣工備案表或四方驗收單的建設項目，必須及時填報房屋竣工面積，不得漏抿若建設項目已經按照設計文件規定的內容全部完工，達到使用標準，符合竣工條件，但尚未獲得竣工驗收文件，也應該填報竣工面積。對于已經竣工入住的建設項目，即便尚未取得竣工備案表或四方驗收單等竣工驗收文件，也應按已經取得的相應臨時性內部認定文件為依據填報竣工面積。

3，如果建筑業企業沒有為職工繳納的勞動保險費，如何填報《建筑業企業財務狀況(C103表)》“勞動、失業保險費”指標?

答：如果建筑業企業沒有為職工繳納的勞動保險費，則以企業報告期向社會保障部門和保險公司為職工繳納的“失業保險費”、“工傷保險”和“生育保險”填報“勞動、失業保險費”指標。

4　《建筑業企業生產情況(C102-1表)》中“期末從業人員”指標與《建筑業企業財務狀況(C103表)》中“從業人員平均人數”指標的口徑范圍是否一致?

答：兩個指標的口徑范圍一致，均包括總承包、專業承包企業人員和其使用的非獨立核算的勞務工?！督ㄖI企業財務狀況(c105表)》中“從業人員平均人數”指標解釋中“勞務合同用工人員”指的是非獨立核算包工隊的勞務工，不能包括成建制的勞務分包企業的勞務工。勞務分包企業勞務工的平均人數應填報在《建筑業企業財務狀況(C103表)》補充資料的“使用勞務分包企業勞務工的平均人數”中。

固定資產投資統計

1　在建項目沒有“項目審批、核準、備案文號”或“施工許可證號”，如何填報《固定資產投資項目基本情況(201―6表)》?

答：對于上述項目，填報《固定資產投資項目基本情況(201―6表)》時，可以不填報“項目審批、核準、備案文號”或“施工許可證號”兩個指標，表中其他指標正常填報。待項目取得相關批復文號時，再及時填報相關指標。

2　執行新的城鄉劃分標準后，如何填報《固定資產投資項目基本情況(201―6表)》中的“城鄉分組”指標々

答：按照固定資產投資制度中“若干問題處理辦法”中相應之規定執行。新的城鄉劃分標準是指國家統計局制定的《統計用區劃代碼和城鄉劃分代碼編制規則》(國統字[2009]91號)。按照新的城鄉劃分標準，原來屬于農村的區域調整為城鎮后，區域內固定資產投資項目填報“城鄉分組”指標時，注意對應調整。

3　《固定資產投資項目基本情況(201―6表)》中“控股情況”是否變化々

答：按照國家統計局制度最新規定，“控股情況”指標的目錄有所變化，增加“9其他”。

4　填報《固定資產投資項目基本情況(201―6表)》時，工業園區統一建設的廠房，并未確定用途。或沒有固定用途，應如何填報“項目所屬行業代碼”指標?

答：按照制度規定，未確定用途的或沒有固定用途的，可劃歸“其他房地產業”(行業代碼：7290)。

5　處于籌建階段的建設項目如何報送?

答：凡成立了專門籌建機構(如項目指揮部、建設部)的項目，或指定專人、專門機構負責的項目，且其財務能夠核算，可以作為籌建項目，上報固定資產投資統計報表。

對于其他項目(不論是否進行了土地、設備購置等前期投資)，未有專人或專門機構負責，一律不可按籌建項目報送，這些前期投資應在項目正式開工后再計入投資，以前年度完成的投資計入累計完戍投資中。

6　一些道路、橋梁等項目批文中的計劃總投資不包括拆遷費用，這些項目的拆遷費用是否計入投資額?

答：此類項目的拆遷費用計入投資額，但必須由項目投資單位或具體實施單位(如政府委托的工程公司)報送，不得由政府部門代報。

拆遷工程發生的費用隨投資項目填報，但尚未確定用途的或沒有固定用途的單純拆遷工程不填報固定資產投資報表。

7　由政府組織實施、農戶參與的農業種植業、養殖基地、農村危房危窯改造、農村生態移民、設施農業建設等項目。如何填報投資統計報表?

答：分兩種情況：(1)由政府出資統一組織，由專門機構承建，建設的成規模上述項目，作為農村非農戶項目填報固定資產投資報表。(2)由政府補助，農戶自己建設的上述項目，項目投資主體是農戶，在農戶抽樣調查中已經統計，不再填報固定資產投資報表。

8　電信、交通、新農村建設等項目如何填報?

答：上述行業項目相對分散，填報投資統計報表應按兩個原則：一是有統一的立項、設計文件，二是項目投資方是獨立財務核算單位。項目個數按照設計文件確定。特別注意原則上政府部門不可作為項目填報單位。

第2篇：農村農戶固定資產投資范文

國家統計局的2012年平均工資主要數據顯示，全國城鎮非私營單位就業人員年平均工資46，769元，扣除物價因素，實際增長9.0%；全國城鎮私營單位就業人員年平均工資28，752元，扣除物價因素，實際增長14.0%。

2規模以上工業增加值同比實際增長9.3%

2013年4月份，規模以上工業增加值同比實際增長9.3%（以下增加值增速均為扣除價格因素的實際增長率），比3月份回升0.4個百分點。從環比看，4月份，規模以上工業增加值比上月增長0.87%。1-4月，規模以上工業增加值同比增長9.4%。

3全國居民消費價格總水平同比上漲2.4%

2013年4月份，全國居民消費價格總水平同比上漲2.4%。其中，城市上漲2.4%，農村上漲2.4%；食品價格上漲4.0%，非食品價格上漲1.6%；消費品價格上漲2.2%，服務價格上漲2.9%；1-4月平均，比去年同期上漲2.4%。

4全國民間固定資產投資57，963億元

2013年1-4月份，全國民間固定資產投資57，963億元，同比名義增長23.9%，增速比1-3月份回落0.2個百分點。民間固定資產投資占固定資產投資的比重為63.5%，比1-3月份提高0.2個百分點。分地區看，東部地區民間固定資產投資30，361億元，同比增長20.2%；中部地區16，263億元，增長28.4%；西部地區11，339億元，增長27.7%。

5全國房地產開發投資19，180億元

2013年1-4月份，全國房地產開發投資19，180億元，同比名義增長21.1%，增速比1-3月份提高0.9個百分點。其中，住宅投資13，121億元，增長21.3%。1-4月份，商品房銷售面積29，761萬平方米，同比增長38.0%，增速比1-3月份提高0.9個百分點；其中，住宅銷售面積增長41.1%。商品房銷售額19，847億元，其中住宅銷售額增長65.2%。

6中國非制造業商務活動指數為54.5%

2013年4月，中國非制造業商務活動指數為54.5%，比上月回落1.1個百分點。其中，新訂單指數為50.9%，比上月回落1.1個百分點，位于臨界點以上；中間投入價格指數為51.1%，比上月回落4.2個百分點；收費價格指數為47.6%，位于臨界點以下；業務活動預期指數為62.5%，比上月上升0.1個百分點，繼續位于較高景氣區間。

7社會消費品零售總額17，600億元

2013年4月份，社會消費品零售總額17，600億元，同比名義增長12.8%（扣除價格因素實際增長11.8%，以下除特殊說明外均為名義增長）。其中，限額以上企業（單位）消費品零售額8，950億元，增長11.5%。按經營單位所在地分，4月份，城鎮消費品零售額15，267億元，同比增長12.6%；鄉村消費品零售額2，333億元，增長13.8%。

8全國固定資產投資（不含農戶）91，319億元

2013年1-4月份，全國固定資產投資（不含農戶）91，319億元，同比名義增長20.6%，增速比1-3月份回落0.3個百分點。從環比看，4月份固定資產投資（不含農戶）增長1.63%。分產業看，1-4月份，第一產業投資1，770億元，同比增長32.1%；第二產業投資39，118億元，增長16.3%，增速加快0.1個百分點；第三產業投資50，431億元，增長23.9%。

第3篇：農村農戶固定資產投資范文

關鍵詞：農村飲水安全；經濟評價；依據

1 評價內容及依據

此工程的經濟評價包括國民經濟評價和財務評價。國民經濟評價中，僅計算能夠用貨幣表示的直接費用和直接效益，對不能用貨幣表示的費用和效益，將用其它定量或定性表示和描述。在財務評價中，主要從項目水利主管單位和財務角度出發，采用財務價格，分析測算水管單位的財務支出和收入，評價項目財務可行性。

項目的經濟評價依據水利部（1994年）的《水利建設項目經濟評價規范》。在國民經濟計算中，社會折現率利用12 %。項目計算期包括建設期、運行期共計15 a，經濟計算基準點置于建設期第1年初。

2 國民經濟評價

2.1 費用計算

2.1.1 固定資產投資

固定資產投資包括水利建設項目達到設計規模時所需由國家、地方、集體和個人以各種方式投入工程的全部建設費用，固定資產殘值忽略不計。

根據規定，國民經濟評價采用影子價格，因此，需對計算的工程投資進行調整，調整內容主要有：

①剔除投資概算中屬于國民經濟內部轉移支付的費用，主要有計劃利潤、稅金、利息。②按影子價格調整主要材料價格和主要設備價格。③按影子工資調整勞動力費用。④以靜態投資為基礎，調整其基本預備費。

按照上述調整投資比較繁瑣，設計中主要參考區內外同類工程項目的經驗，取調整系數為0.95。即調整前工程總投資為586.85萬元，調整后為557.51萬元，作為項目國民經濟評價投資。

2.1.2 流動資金

流動資金包括維持項目正常運行所需購買燃料、材料、備品、備件、支付職工工資等的周轉資金。按工程固定資產投資的0.50 %計算，即該項目流動資金2.79萬元。

2.1.3 年運行費

項目的年運行費包括工程維修費、工資及福利費、燃料動力費、管理費、其他費等，費用標準根據有關規定并參照已建工程的實際運行資料分析確定。

①工資及福利費：該工程聘用3名管理人員，報酬按每人每年0.50萬元計算，共需1.50萬元。

②燃料動力費：工程規劃年最高日用水量為493.91 m3，年用水量為13.87萬m3；現狀年最高日用水量為400.94 m3，年用水量為11.26萬m3。機井配套175QJ25-208/16型潛水泵1臺，功率25 kW，二級揚水配套175QJ20-91/7型潛水泵1臺，功率9.20 kW?，F狀年用電量為16.50萬度，規劃年用電量為19.90萬度。

經計算，規劃年運行費用為16.63萬元，現狀年運行費用為15.95萬元。其計算詳見表1。

2.2 經濟效益

工程效益主要體現在提高健康水平，減少農民醫藥費支出，節省運水勞力，發展庭院經濟等方面。根據調查，項目區現有飲水不安全人口8 716人，改善水質減少疾病等節約的醫藥費支出按每人每年15元計算，共計節約醫藥費13.01萬元。項目區現有農戶1 535戶，節約運水勞力按每戶每年30工日計算，共節約勞動力4.61萬工日，每工日按18.96元計算，則節約運水勞力費用為87.31萬元。工程建成后，每年產生的直接經濟效益為100.32萬元。

2.3 國民經濟評價

國民經濟評價是從國家整體的角度，分析計算項目需要國家付出的代價和對國民經濟的凈貢獻，并以經濟內部收益率（EIRR），經濟凈現值（ENPV）、經濟效益費用比（EBCR）等國民經濟評價指標表示，從而評價項目的經濟合理性。根據項目計算期內各年的效益、費用和凈效益編制的國民經濟效益費用流量表計算得國民經濟評價指標，詳見表2。

從項目國民經濟評價指標看，平峰鎮下坪農村飲水安全工程的經濟內部收益率12.80 %>12 %，經濟凈現值68.80萬元>0，經濟效益費用比1.16>1.0，說明該項目在經濟上是合理的。

3 財務評價

在國民經濟評價的基礎上進行財務評價，本項目的財務評價主要從工程的供水財務核算角度，采用財務價格，分析測算工程的財務支出和收入，考察項目的盈利能力。

3.1 財務支出

3.1.1 財務支出

本工程概算總投資為586.85萬元，固定資產投資按557.51萬元計算。

3.1.2 資金來源

本工程是以社會效益、生態效益、經濟效益并重的項目，共計投資586.85萬元，其中申請國補投資470萬元，群眾自籌(含投勞折資)116.85萬元。

3.1.3 流動資金

流動資金是指為維持供水經營活動，所需要占用的全部周轉資金，按工程固定資產投資的0.50 %計算，即該項目流動資金7.25萬元。

3.1.4 年運行費

年運行費用計算同國民經濟評價，規劃年為16.63萬元，現狀年為15.95萬元。

3.1.5 固定資產折舊費

供水工程的固定資產折舊費，主要包括水源機井工程、機泵設備及金屬設備、供水管道和各類建筑物，計算中參照《規范》SL72-94附錄A“水利工程固定資產分類折舊年限的規定”按各類固定資產的折舊年限，采用平均年限法計算。本工程按30年進行折舊，計算得供水工程折舊費為18.58萬元。

3.2 財務收入

本工程的財務收入主要是水費，水費計算采用《水利工程水費核定計收和管理辦法》。經計算，不計入折舊費時水費成本：現狀年為1.42元/m3，規劃年為1.20元/m3；計入折舊費時水費成本：現狀年為3.07元/m3，規劃年為2.54元/m3。計算詳見表3、4。

3.3 財務評價

本工程建成后可解決8 716人(現狀人口)的飲水困難，規劃年用水量13.87萬m3，平均每人年需水量15.91 m3，每人每年需交納水費19.09元（不計入折舊費），農戶完全可以承受；計入折舊費時每人每年需交納水費40.41元，農戶也可以承受。

4 綜合評價

從國民經濟評價指標看，平峰鎮下坪農村飲水安全工程的主要經濟指標達到規定要求，在經濟上是合理的。

第4篇：農村農戶固定資產投資范文

一、指標選擇與描述性分析

(一)指標選擇本文在估算農業資本配置效率時選擇農業固定資本形成總額與農業增加值指標，主要基于以下考慮:根據國家統計局的指標解釋，固定資本形成總額是一定時期內購置、轉入或自產自用的固定資產價值扣除固定資產的銷售、轉出等價值后的凈額。固定資本形成總額中不包括全社會固定資產投資額中的土地購置費、舊設備和舊建筑物購置費以及其他費用中不形成固定資產的部分，不包括全社會固定資產投資額中由于出售、易貨交易和實物資本轉移而轉出的舊固定資產價值部分，但包括不計入固定資產投資額的價值在5萬元以下的固定資產投資及用于礦藏勘探的支出、計算機軟件等無形固定資產的凈增加額。近年來隨著城鎮化進程的加快，包括在全社會固定資產投資額中的土地征用、購置及遷移補償費、舊設備和舊建筑物購置費增長迅速，但其本身并不形成生產性資本，因此全社會固定資產投資的高增長并不意味著其對產出的貢獻必然同步增加。固定資產投資額中由于未扣減出售、易貨交易和實物資本轉移而轉出的相應價值，易造成對投資的重復計算。從資本配置效率的本質及指標的信度考察，選擇農業資本形成總額指標優于農業固定資本投資額?？紤]社會資本投資主要受利潤引導，為此產出選擇農業增加值指標，即總產出中扣除為獲得總產出而轉換或消耗的非耐用貨物和服務的價值等中間消耗后的價值。1998—2003年各省農業固定資本形成總額，用各省農林牧漁業基礎建設新增固定資產投資占各省基礎建設新增固定資產投資的比重乘以各省固定資本形成總額估算得出，基礎數據來自《中國統計年鑒》(1999—2004);2004—2012年各省農業固定資本形成總額，用各省農林牧漁業固定資產投資占各省固定資產投資的比重乘以各省固定資本形成總額估算得出，基礎數據來自《中國統計年鑒》(2005—2013)，并以1997年為基期的固定資產投資價格指數平減。各省農業增加值數據來自《中國統計年鑒》(1999—2013)，并以1997年為基期的各省統計年鑒中農業生產資料價格指數平減。

(二)描述性分析圖1顯示，1998—2012年我國農業固定資本形成總額與產業增加值整體均呈上升趨勢，固定資本形成總額由382億元增加到6515億元，年均定基增長率達22.5%，但增長率存在顯著波動，1999和2004年，增長率達60.0%和69.6%，2000和2010年，增長率分別僅為－1.1%和8.4%。同期農業增加值由15655億元增加到31252億元，年均定基增長率僅為5.1%。除特殊年份外，農業增加值增長率遠低于固定資本形成總額增長率，且增長率波動較為平緩。我國東中西部農業固定資本形成總額呈“你追我趕”特征。1998—2012年東部農業固定資本形成總額由153億元增加到2351億元，年均定基增長率為21.5%，除2002年外，1998—2007年東部農業固定資本形成總額均高于中部和西部;同期中部農業固定資本形成總額由102億元增加到2298億元，且在2004和2008年超過西部和東部，年均定基增長率高達24.9%;西部農業固定資本形成總額由127億元增加到1866億元，年均定基增長率為21.2%。1998—2012年農業增加值呈東、中、西部梯度遞減特征，農業增加值年均增長率呈東、中、西部梯度遞減特征，且各區域農業增加值增長率均遠低于農業固定資本形成總額增長率。我國各省際單位農業固定資本形成總額及農業增加值均逐年增加，但二者均存在顯著省際差異。1998—2012年黑龍江、內蒙古、山東、河南和四川等省份農業固定資本形成總額高且增速快;河北、江蘇、福建、湖北、廣東和新疆等省份農業固定資本形成總額高但增速較慢;、上海、北京、天津、山西和青海等省份農業固定資本形成總額最低且增速緩慢。1998—2012年黑龍江、新疆、河北、山東、河南、湖南、湖北、廣東和四川等省份農業增加值為同期全國平均水平的2～3倍，且增速高;上海、北京、山西、、青海、貴州和天津等省份農業增加值不足同期全國平均水平的10%，且增速緩慢。由此筆者提出推論:中國農業資本配置效率呈動態波動特征，且存在區域和省際差異。

二、中國農業資本配置效率測度

(一)我國整體農業資本配置效率將1998—2012年我國31個省際單位的農業固定資本形成額與農業增加值數據代入公式(1)，得到我國農業的資本配置效率:式(2)顯示:1998—2012年我國農業資本配置效率為－0.237(R2=0.005，D.W=2.007)，農業資本配置無效?？赡艿脑?一是由于農業的弱質性和投資收益的不確定性，很難激發社會資本對農業投資的積極性，農業缺乏有效的多元化資本投入體系，有限的政府政策性投資難以滿足農業發展對資本的需求，農業在很大程度上處于資本稀缺型發展模式，由此延緩了農業現代化與產業化進程，降低了農業的市場競爭力、價值創造力和增長潛力，農業資本配置處于無效狀態。二是長期持續的農村青壯年勞動力轉移，導致農村留守勞動力呈老齡化、女性化和人力資本弱化特征。農村留守勞動力結構性失衡，使農業資本投資難以與較高素質的勞動力有效契合，阻礙農業先進技術與先進生產方式的推廣應用，導致農業經營比較粗放，農業生產能力嚴重弱化，農業勞動生產率、土地產出率低，農業增長潛力及其對社會資本的吸引力減弱，農業資本配置無效。將1998—2012年各年31個省際單位農業固定資本形成總額和農業增加值數據代入(1)式建立15個方程，得到我國各年農業資本配置效率變動趨勢圖2。圖2顯示，1998—2012年我國農業資本配置效率存在顯著波動性。這與農業資本投資較強的政策依賴性和市場脆弱性有關。1999年農業資本配置效率最低，為－2.76，2001年最高，為2.38。1998—1999年農業資本配置無效有兩方面原因:一是1997年東南亞金融危機使我國農產品價格全面下行，優勢農產品出口嚴重受阻;二是1998年的洪澇災害和1999年的旱災導致全國多個省際單位農業生產遭受嚴重影響。2000—2001年農業資本配置效率顯著改善且處于較高水平，但在2002年出現惡化。2003—2008年農業資本配置效率的波動幅度明顯小于2003年前，這是因為2003年后我國進入農業統籌發展階段，政府強調工業反哺農業、城市支持農村，中央政府加大對農業的政策性投資力度，各級政府采取多種優惠政策鼓勵社會資本投資農業，政府的財政、金融支持在一定程度上減緩了農業投資與資本配置效率的波動幅度。2008—2009年農業資本配置處于無效狀態且逐年惡化，與2008年特大冰雪災害及全球性金融危機有關。2010年農業資本配置效率處于較高水平，可能的原因:一是金融危機后，經濟開始復蘇，人民對經濟好轉的期望增加，由此激活了社會資本的投資積極性;二是中國政府為應對全球金融危機的影響，出臺4萬億元投資刺激計劃，特別是加大了對交通運輸、水利和公共設施等的投資力度，改善了資本投資的環境。

(二)我國不同區域農業資本配置效率表1是采用面板數據的變系數模型(1)對我國不同區域資本配置效率進行測算的結果。表2顯示，我國農業資本配置效率存在顯著區域差異。1998—2012年中部農業資本配置效率為0.838，且在1%的水平下顯著，東部和西部資本配置均處于無效狀態。中部農業增加值增長率低于西部，但其固定資本形成總額增長率遠高于東部和西部，說明中部農業固定資本形成總額對農業增加值的敏感性更高。中部農業資本配置有效的原因:一是中部地理環境優越，地勢平坦，有利于大型農用機械設備的充分利用，農業發展具有較好的經營條件，農業生產活動較為普遍，易于實現農業規?；洜I與產業化發展，農業增長潛力與價值創造能力更強;二是中部農業資本投資邊際生產力較高。1998—2012年東中西部農業人均實際農業固定資本形成總額分別由72、39和80元/人增加至1140、863和866元/人，根據生產要素邊際報酬遞減規律，中部農業資本投資具有更高的邊際生產力。東部經濟發達，產業結構層次和城鎮化水平較高，工業部門的資本回報率顯著高于中部和西部(單豪杰等，2008)，東部投資勞動力和土地占用量大、比較收益較低且具有不確定性的農業機會成本更高，由此導致東部農業對資本的吸引力減弱，農業資本配置缺乏效率。西部農業資本配置無效的原因:一是西部農地、林地、牧草地等農業自然資源稟賦雖豐富，但生態環境極其脆弱，耕地質量較差(西部25°以上坡耕地占全國25°以上坡耕地的75%，無灌溉設施的耕地占西部耕地總面積的47.7%)，西部農業資本投資的邊際產出率較低;二是與其他區域比較，西部農業發展所需的農田水利設施、道路交通等互補性投資嚴重不足，這些農業基礎設施建設由于盈利能力低，除政府政策性投資外，很難吸引社會資本流入，由此導致農業資本對產出變動不敏感，農業資本配置無效;三是與中部和東部比較，西部農村留守勞動力結構性失衡更突出，由此導致農業粗放型經營普遍，農業市場競爭力、價值創造力及增長潛力弱化，弱質農業對社會資本的吸引力有限。

(三)我國不同省際單位農業資本配置效率采用面板數據的變系數模型(1)，得到各省際單位的農業資本配置效率。表2顯示，我國農業資本配置效率存在顯著省際差異。1998—2012年北京、黑龍江、湖南、河南、寧夏、上海、湖北和四川農業資本配置較高，分別為2.967、1.990、1.653、1.186、1.058、0.858、0.710和0.618;吉林、江西、山東、廣西和陜西等省際單位農業資本配置效率雖為正，但均在10%的水平下不顯著，認為農業固定資本形成總額對農業增加值的敏感性不高，農業資本配置缺乏效率;其他省際單位農業資本配置處于無效狀態，其中，、山西、遼寧、安徽、青海等省際單位農業資本配置處于極度無效狀態。農業資本配置效率高的省份:一是農業增加值高、農業增長潛力與價值創造力大的農業大省，農業經濟條件好，農業資本投資邊際收益高，農業具有較強的吸引社會資本投資的能力。如河南、四川、湖南、湖北和黑龍江等省份;二是優質、高效農業發達的省際單位。如北京、上海和廣東等省份，雖然農業增加值低于全國平均水平，但這些省際單位大力發展以都市農業、觀光農業、生態休閑農業、熱帶農業等為主的高效農業，農業發展追求生產、生活和生態綜合效益最大化，各種高新技術手段和現代管理方法不斷滲透到農業生產領域，農業生產潛力得到釋放，農業發展通過走現代化、高效化、生態化、外向型道路實現了農業產業升級和附加值提高，農業具有較高的資本配置效率。三是依托本地耕地、林地、牧草地等農業自然資源稟賦，大力發展特色農業，并加快特色農業產業化經營，用產業鏈效應增加農產品附加值和價值創造能力，農業發展追求生產、生活和生態綜合效益最大化。如寧夏、新疆等省份。、青海、天津、山西和內蒙古等省份農業資本配置無效，與這些省份農業比較收益和增長潛力低，農業價值創造力弱，對受利潤引導的社會資本缺乏吸引力有關。

三、農業資本配置效率影響因素的實證分析

本文借鑒蔣殿春等(2006)的方法，在傳統的分組檢驗方法上引入虛擬變量，建立面板數據模型，對農業資本配置效率的影響因素進行實證分析。具體做法是:對各影響因素指標數據進行升序排列，依照排序結果將數據平均分為兩組，排位靠前的一半數據為第一組，排位靠后的一半數據為第二組，然后設虛擬變量D使其滿足:式(5)實際上相當于一個針對資本配置效率系數θ的分段函數模型。數值較大一組的資本配置效率系數為θ1，數值較小一組的資本配置效率系數為θ2，通過檢驗系數θ1和θ2是否發生顯著變化可以確定分組所依據的指標是否對農業資本配置效率產生顯著影響。

(一)指標選取與數據來源本文根據國內外研究文獻和經濟學基本理論，并考慮數據的可得性選擇如下指標:1.經濟發展水平(D1):經濟發展對農業資本配置效率的影響是雙重的。一方面，經濟發展為農村富余勞動力轉移、工業反哺農業、政府加大對農業的投入力度提供了前提和保障，有利于提高農業資本配置效率。另一方面，經濟發展也為社會資本提供更多的投資選擇，由于農業投資風險大、收益低且不穩定，對包括農民資金在內的社會資本吸引力弱，資本配置效率低。本文用1998—2010年各省際單位實際人均GDP衡量地區經濟發展水平，實際GDP用1997年為基期的各省GDP指數平減，基礎數據來自《中國統計年鑒》(1998—2011)。2.市場化進程(D2):Bagehot(1873)指出“在英國資本理所當然的、迅速地流向最需要它的地方…就像水流找到它的位置”*?。這表明完善的市場經濟有利于資本優化配置。本文選擇樊綱等(2011)公布的1998—2009年的市場化指數(NERI指數)。該指數是包括政府與市場的關系、非國有經濟的發展、產品市場的發育、要素市場的發育、市場中介組織發育和法律制度環境等內容的綜合性指數。3.農業金融發展水平(D3):用金融機構農業貸款占總貸款的比重表示。該比重越大說明農業金融市場服務水平越高，農業更容易獲得資金，農業資本配置效率更高?；A數據來自《中國區域經濟統計年鑒》(1999—2010年)。4.農戶經營規模(D4):土地規?；洜I有利于農業現代化發展與規模化經營，提高農業勞動生產率和土地產出率，改善農業資本配置效率。本文用農業人口人均耕地面積衡量土地經營規模。基礎數據來自《中國農村統計年鑒》(1999—2011)。5.人力資本積累(D5):人力資本積累可促進技術進步和資本邊際效率提高。本文用農戶家庭勞動力人均受教育年限度量人力資本狀況。其中小學、初中、高中、大學受教育年限分別設為6、9、12和16年。平均教育年限用各類受教育程度人口比重分別乘以相應受教育年限，然后加總求和得到?；A數據來自《中國農村統計年鑒》(1999—2012)。6.二元結構(D6):發展經濟學家認為，農村勞動力向工業和非農產業的有序轉移，有利于農業部門效益和農業邊際勞動生產率的提高，從而增強以利潤信號引導的社會資本的吸引力，提高農業資本配置效率。本文用農業勞動力人口占總就業人口的比重衡量二元結構，基礎數據來自《中國農村統計年鑒》(1999—2011)。

(二)模型回歸結果分析上述六個指標對模型(5)的回歸結果如表4所示。從表4可見，人均GDP較高和較低地區的資本配置效率分別為－0.401和0.082。經濟發達地區，產業結構層次較高，具有較強政策依賴性和市場脆弱性的農業對社會資本的吸引力不足，社會資本更多地流向回報率更高的工業或服務業。市場化進程較高和較低地區資本配置效率分別為－0.146和－0.234，認為市場化進程對農業資本配置效率有正向影響。這是因為市場化程度高的地區，農產品市場具有更強的流通性和競爭性，投入的資本要素能更快地從商品資本形式轉換為貨幣資本形式，由此刺激社會經濟主體的投資意愿，提高農業資本配置效率。金融機構農業貸款占總貸款的比重較高和較低地區的資本配置效率分別為－0.340和－0.177，即農業金融服務對優化農業資本配置效率支持不力。這一結果與理論假設相悖。這是因為目前我國大量政策性金融機構貸款主要投向農業基礎設施建設，農業的弱質性和農業投資收益的不確定性使金融機構對小額信貸重視程度不夠，對大額信貸風險評估過高，發展優質、高效、特色農業整體上存在巨大資金需求與資本非農化流出之間供需結構的嚴重失衡，并且農業缺乏優化資本配置效率的動力，已投入的農業貸款存在無序、無效使用情況，資本配置未得到合理優化。人均耕地面積較高和較低地區資本配置效率分別為－0.312和－0.154，即人均耕地面積與資本配置效率負相關。這一與理論假設相悖的結果，與農村青壯年勞動力大量轉移造成農地撂荒與農業粗放經營使土地實際利用率下降、農業勞動生產力和產品競爭力削弱有關*?。人均受教育程度較高和較低地區資本配置效率分別為－0.156和－0.293，影響方向與理論假設一致。這一方面說明提高農村人力資本素質、促進農業資本投資與較高素質的勞動力有效契合，是提高農業資本優化配置的有效途徑。另一方面也說明我國農村留守勞動力結構性弱化的普遍性與趨同性特征顯著。二元結構程度較高和較低地區的農業資本配置效率分別為0.096和－0.516，即二元結構對農業資本配置效率具有反向效應。這是因為在二元結構較低地區，隨著國家城鎮化進程的大力推進，勞動力要素市場的流動性提高，農戶面臨更多的非農就業選擇，投資農業收益的不確定性決定了理性的農戶更傾向于從事非農活動，而把農業生產僅維持在自給自足的水平。相反，二元結構較高地區的農戶取得非農收入較難，農戶被栓系于農業，只能通過不斷地追加農業投資以獲取收入。

四、結論

第5篇：農村農戶固定資產投資范文

關鍵詞：農村金融;民間金融;居民收入

中圖分類號：F830.31 文獻標識碼：B 文章編號：1674-0017-2015（4）-0020-04

一、引言

長期以來，農民收入增長一直是我國農村經濟發展的重點。改革開放以來，我國農民收入有了顯著提升，但與城市居民收入水平相比仍然偏低。數據顯示，新疆農民人均純收入已從2004年的2245元提高到2013年的7297元，年均增速達14%;但與2013年全國農民人均純收入8896元相比，仍存在一定差距。與此同時，新疆城鄉收入差距已由2004年的5258元擴大到2013年的12577元，城鄉收入差距在不斷擴大。因此，如何促進農民收入的增長以及對影響農民收入增長的因素進行研究分析顯得尤為重要，農村金融作為影響農民收入增長的一個重要因素一直受到很多學者的關注。

國外方面，Gold-smith（1969）通過對各個國家金融發展狀況和經濟發展水平的研究發現，金融發展與經濟增長呈平行發展關系。King and Levine（1993）也認為，金融發展與經濟增長之間具有正向關系。Kellee（2002）重點分析了中國和印度的非正規金融、小額信貸，認為中國和印度的農村經濟發展離不開這些金融形式。在國內，溫濤、冉光和等（2005）從全社會固定資產投資、農村居民儲蓄比率等因素出發，指出中國金融發展對農民收入增長具有顯著的負效應。許崇正、高希武（2005）從農民信貸投資、農戶的就業結構等因素入手，通過回歸分析發現信貸投資因素對于農村人均收入的影響不顯著，農村金融對農民增收的支持不足。余新平、熊德平（2010）從農業存款、貸款以及農業保險的視角研究發現，農村存款、農業保險賠付與農民收入增長呈正向關系，而農村貸款、農業保險收入與農民收入增長呈負向關系。研究方法方面，杜興端（2011）通過協整分析、Granger因果檢驗和脈沖響應分析，實證研究表明：農村金融發展規模和農村金融發展效率都對農村收入增長具有不利影響。宋冬林（2011）運用主成分分析、VAR模型及格蘭杰因果檢驗等實證方法研究發現：農村傳統正式金融是農村金融的主體，但農村正式金融與農民收入增長之間不存在格蘭杰因果關系，僅有農村非正式金融是農民收入的格蘭杰原因。戎愛萍（2013）運用協整理論和VAR模型對農村居民戶均貸款與戶均純收入的關系進行實證分析發現，在短期內貸款與農戶收入之間不存在格蘭杰因果關系。

從以上研究來看，由于數據指標選取以及計量方法應用的不同，導致農村金融與農民收入增長關系的結論也各不相同。但所有這些研究都以農民純收入作為因變量用以考察農村金融對農民收入的影響。農民純收入中有很大一部分是工資性收入和轉移支付收入，這部分收入與農村金融相關性不大，與農村金融相關性最大的是經營性收入。而且，以上研究所涉及到的投資也只是全社會固定資產投資或信貸投資，這些投資不能全面地反映農業投資水平，農業經營費用支出與生產性固定資產投資能夠較好的反映農業投資水平。鑒于此，本文通過收入增長函數模型，以經營性收入作為因變量，將農村金融發展水平、農村金融發展效率、農村民間金融納入農民收入增長的金融因素當中，并將農村經營費用支出、農業生產性固定資產投資作為控制變量，進一步探討農村金融與農民收入增長之間的關系，并為相關政策制定提供參考。

二、農村金融發展對農民收入增長的效應分析

（一）指標選取及模型構建

1、指標的選取。分析農村金融對農民收入增長的影響，必然涉及到兩個方面：一是農戶收入及生產投入指標;二是金融發展水平指標。本文選取以下六個指標共同構建面板數據模型。具體指標如下：

農民經營收入指標（INCOME）。由于家庭人均經營收入占新疆農民收入的比重最高且其與農村金融發展狀況的關系最為密切，因此本文選取家庭人均經營收入作為衡量農民收入水平的指標。

農業固定投資指標（FI）。本文選取生產用固定資產凈值作為衡量農業固定投資水平的指標。由于生產用固定資產凈值的數值無法直接獲得，生產用固定資產折舊額在一定程度上能夠反映固定資產投資水平，因此，本文利用人均生產用固定資產折舊額來反映農業固定資產投資水平。

農業可變投資指標（AI）。由于家庭人均經營費用支出能夠更好、更全面地反映各地區的農業可變投資水平，因此本文選取家庭人均經營費用支出作為衡量農業可變投資水平的指標。

農村金融發展水平指標（FD）?？紤]到對農民家庭經營收入貢獻最大的是信貸資金，本文選擇信貸比率作為衡量農村金融發展水平的指標。其中信貸比率FD=RC/RG（RC為農業貸款余額，RG為一產GDP）。

農村金融發展效率指標（FX）。農村金融發展效率是指將農村儲蓄轉化為農村貸款的效率，本文選擇貸存比率，即貸存比率為農業貸款余額與農村儲蓄余額的比值。

農村民間金融發展水平指標（CFD）。本文選擇非銀行借款余額占農民融資余額的比重來衡量農村金融發展水平，CFD=NBL/TL（NBL為人均非銀行融資余額，TL為人均期末債務余額）。

2、數據來源及說明。本文研究的樣本數據為新疆昌吉回族自治州、伊犁州直屬縣（市）、塔城地區、阿勒泰地區、巴音郭楞蒙古自治州、阿克蘇地區、喀什地區、和田地區八個地區2002～2012年的年度數據。由于以上八個地區是新疆農業的主產區，農業人口較多，農業收入是其最主要的收入來源，因此選取以上區域能夠更好地代表新疆的農業生產發展水平以及農村金融發展現狀。由于新疆各地區的農業貸款余額、農村儲蓄余額等相關統計數據無法直接獲得，因此，本文通過以下計算方式得到相關數據。各地區農業貸款余額=各地區人均從銀行信用社得到的貸款余額×各地區的鄉村人口數;各地區農村居民儲蓄余額=各地區人均存入銀行信用社的存款余額×各地區的鄉村人口數;非銀行融資余額=個人借款余額+鄉村集體組織或企業借款。以上數據以及各地區的一產GDP、家庭人均經營收入、家庭人均經營費用支出、生產用固定資產折舊、期末債務余額等數據均來源于《新疆統計年鑒》（2003～2013）。

3、模型構建。本文根據柯布―道格拉斯生產函數，通過引入一些影響生產的變量，構建一個能夠反映金融發展水平與收入增長關系的生產函數，以揭示新疆農村金融對農民收入增長的影響。該生產函數的一般形式為：

Q=AKθL1-θ （1）

式中，A、θ為參數，Q為產量，L和K為分別為勞動和資本的投入量。對（1）兩邊同時除以勞動的投入量L，則得到人均生產函數：

q=A kθ （2）

若對（2）式取對數并進行差分可得：

DLnq=DLnA+DLnk （3）

該式僅與綜合效率參數A和資本的投入量k有關。本文中，人均產量q用農民家庭人均經營收入INCOME代替，資本投入量k分別用家庭人均費用支出AI和生產用固定資產折舊FI代替，同時將農村金融發展水平FD和農村金融發展效率FX、農村民間金融發展水平CFD也當做一種投入引進方程，則方程可以表示為：

DLn（INCOME）=C+αDLn（FI）+βDLn（AI）+γFD+εFX+λCFD+μ （4）

其中，C為常數項，α、β、γ、ε、λ為回歸系數，μ為殘差項。式（4）表明農民收入增長率是農業可變投資增長率、農業固定投資增長率、農村金融發展水平、農村金融發展效率、農村民間金融發展水平的函數。

（二）實證結果與分析

1、單位根檢驗結果及分析。為了規避檢驗方法選擇不當對結果造成的偏差，本文同時采用LLC檢驗、PP檢驗兩種檢驗方法對農民經營收入的增長率、農村金融發展水平、農村民間金融發展水平等指標進行單位根檢驗。

檢驗結果顯示，在5%的顯著水平下LLC檢驗、PP檢驗均拒絕了DLnINCOME、DLnAI、DLnFI、FD、FX、CFD存在單位根的原假設，這說明以上變量均不存在單位根，所以可以推斷以上變量都是零階單整序列。

2、協整檢驗結果及分析。由于以上變量都是零階單整序列，滿足協整檢驗的條件，因此可以對其進行協整檢驗。本文采用Pedroni提出的7個檢驗統計量以及Kao構造的ADF檢驗統計量來判斷DLnINCOME、DLnAI、DLnFI、FD、FX、CFD之間是否存在協整關系，具體檢驗結果見表2。

由表2知，Pedroni檢驗中的pp-檢驗（面板）、ADF-檢驗（面板）、pp-檢驗（群）、ADF-檢驗（群）以及Kao構造的ADF檢驗5種檢驗方法在1%的顯著水平下拒絕了零假設，說明農村居民家庭經營收入增長率、農業固定投資增長率、農業可變投資增長率、農村金融發展水平、農村金融發展效率、農村民間金融發展水平之間存在某種長期、穩定的關系。本文使用固定效應模型，并采用普通二乘回歸（LS）對檢驗模型進行估計，具體回歸結果見表3。

由表3可以看出，R2值較高，高達96%，說明模型擬合的非常好;DW為2.1842，表明回歸方程殘差序列不存在相關關系。除農村金融發展效率FX外，模型中其它變量均通過了5%顯著性檢驗。在檢驗模型的估計中，農業可變投資增長率、農業固定投資增長率、農村金融發展水平與家庭經營收入增長率正相關，農村民間金融發展水平與家庭經營收入增長率負相關。

（三）誤差修正結果及分析

通過LS面板協整，驗證了農村金融發展與農村居民收入增長率之間存在著長期穩定的均衡關系。但由于樣本數據時間跨度較小，所以利用誤差修正模型的方法對模型進行進一步的檢驗，從而確保協整關系的可靠性。

由估計結果可以看出，ECM的回歸系數為負值，且其在1%的水平下顯著，說明誤差修正發生了作用。家庭經營支出增長率、生產用固定資產投資增長率、農村金融發展水平、農村民間金融發展水平的差分對家庭經營收入增長率的差分具有顯著的影響，說明農村金融在短期內對收入增長也有作用。

四、實證結論及對策建議

由上述實證分析可知：（1）農村民間金融對農民的收入增長具有顯著的負面影響。導致該結果的主要原因是農村民間借貸利率要遠高于銀行貸款利率，民間借貸利率的提高使得農民的生產成本顯著增加。（2）農村金融發展效率對農民收入增長的影響不顯著。說明農業存款未能很好的轉化為農業貸款，農業存款對農民收入增長的支持作用未被充分發揮。（3）農村金融發展水平對農民收入增長在長期內具有促進作用，但在短期內具有抑制作用。在短期內，農村金融發展水平與家庭經營收入呈負相關的主要原因是，吸收存款的機構主要是農業銀行、農村信用社等金融機構，而這些金融機構吸收完存款后未能將其立即轉化為農業貸款，而是將大部分農業存款轉移到了城市，致使農村資金外流。（4）生產用固定資產投資、家庭經營費用支出對農民收入的提高具有顯著的正面影響。

基于上述結論，為了提高農民收入水平，應從以下方面入手：（1）增加公共投資，提高農業基礎設施投入，降低農業生產成本。（2）根據當地的經濟、金融發展狀況，制定差異化的發展政策。對經濟發展落后、農民收入水平較低的地區，實施傾斜的經濟、金融發展政策，對農業領域實行差異化的授信審批政策，加大涉農貸款的投入，保障農業資金供給，提高農業的投資水平。（3）加快發展農村商業銀行、村鎮銀行、農村合作銀行等農村金融機構，使更多的資金能夠留在農村，促進農業的生產發展。（4）提高農村金融機構的運行效率，使更多的農業存款可以轉化為農業貸款，有效發揮農業存款對農業生產的支持作用。（5）引導和促進民間資本流向農村、農業，尤其是農民收入水平較低的地方，增加農村資金供給，使其相互之間以及與傳統金融機構之間能夠形成有效的競爭，降低民間借貸的資金成本;進一步規范民間金融的發展，使民間金融陽光化，促使其向村鎮銀行、農村合作銀行轉變，有效降低民間借貸利率。

參考文獻

[1]Raymond W.Goldsmith. Financial Structure and Development [M]. New Haven： Yale University Press， 1969.

[2]Robert King， Ross Levine. Finance and Growth： Schumpeter Might Be Right [J]. Quarterly Journal of Eco-nomics，1993， （108）.

[3]溫濤，冉光和，熊德平.中國金融發展與農民收入增長[J].經濟研究，2005，（9）：30-43。

[4]許崇正，高希武.農村金融對增加農民收入支持狀況的實證分析[J].金融研究，2005，（9）：173-178。

[5]余新平，熊德平.中國農村金融發展與農民收入增長[J].中國農村經濟，2010，（6）：77-86。

The Influence of the Rural Financial Development on

Rural Residents’ Income Growth

――An Empirical Analysis Based on the Panel Data of Different Regions in Xinjiang

DONG Yanli LI Jigang

（School of Finance， Xinjiang University of Finance and Economics， Urumqi Xinjiang 830002）

第6篇：農村農戶固定資產投資范文

解決好農業、農村和農民問題，一直是10多年來我國政府工作的重中之重，農村金融扮演著資金動員的重要角色，在新的普惠發展理念框架下探究農村金融對農村經濟增長的影響作用，準確定位農村金融，對構建普惠金融體系及有效解決“三農”問題具有重要的現實意義。

目前許多國內學者在西方主流經濟學理論[1]基礎上對農村金融發展、結構、功能、效率、制度體系及其與農民收入、農村經濟的關系等方面展開探討。姚耀軍、嚴太華、曹小春、陳文俊等多數學者基于中國農村地區金融數據，假設不同影響因子選取金融和經濟指標，通過VAR、Pagano、VEC等經濟計量模型，對面板數據進行關聯分析法、Granger檢驗、協整分析、回歸分析等，定性和定量研究了中國農村金融發展和農村經濟的因果關系及因果方向[2-6]，得出中國農村金融對農村經濟作用不明顯；也有研究得出，西部地區農村金融發展各項指標和農村經濟之間沒有格蘭杰因果關系，東部地區金融效率和經濟的增長有因果關系，農村經濟增長卻對農村金融影響顯著，且存在區域差異性[7-8]。

河南是我國的農業大省、人口大省，“三農”問題非常突出，農村金融發展和農村經濟增長問題在全國具有一定代表性。本文在借鑒前人研究基礎上，以河南省為研究對象，基于一定假設，來探究河南省農村經濟增長中農村金融的影響作用。

二、理論模型和變量指標選取

（一）相關假設

為了探究農村金融對農村經濟增長的影響，本文根據已有研究做出以下假設。

假設一：農村經濟增長中農村金融是關鍵影響因素。

假設二：農村金融發展的構成要素有規模、效率和結構。

河南省農村金融資產主要由流通貨幣、農業上保險保費的收入、鄉鎮公司債和鄉鎮企業的公司股票市值構成，其農村資本市場作用很不明顯，信貸規模很小，非正規金融機構發展緩慢，故而本文以正規金融中介為主要研究對象，將非正規力量微弱化。

假設三：財政支農也是農村經濟發展的重要因素，且財政支出構成了農村固定資產投資的最主要部分。

（二）相關變量指標的選取

1.農村經濟發展指標。人均GDP和GDP增長率是衡量經濟增長的兩種主要度量方法，參照此方法并根據河南省農村實際情況，采用“（第一產業增加值+鄉鎮企業增加值）÷農村人口”來衡量，一方面在于農村GDP數據繁雜難取，而“（第一產業增加值+鄉鎮企業增加值+農村生產部門創造的非物質增加值）*90%=農村GDP”，另一方面，這是河南省農村經濟發展的真實概況，且與農民收入具有高度相關性，并且可以有效避免農村總的GDP在計算時會存在的變量疊加或漏選問題。

2.農村金融發展指標。第一，農村金融發展規模指標。金融資產規模是金融發展的一個重要體現，本文根據河南省的實際情況，選取農村存貸款余額之和與農村GDP的比值來度量農村金融發展規模，介于農村金融數據的難獲得性，本文用農業貸款與鄉鎮企業貸款之和來作為農村貸款余額，用農戶儲蓄存款與農業存款的加和作為農村存款余額，這里農戶儲蓄存款包括農村商業銀行、農村信用社、農村合作銀行所吸收的農戶儲蓄存款。第二，農村金融發展效率指標。金融發展效率指的是金融中介將存款轉化為貸款來支持當地經濟發展的效率，衡量金融效率高低的指標主要有：儲蓄率、投資效率和儲蓄投資轉化率，為避免單一指標的選取對結果產生較大影響，本文采取綜合量化的指標體系來衡量農村金融效率：

此處參照王瑩[6]的《我國農村金融發展與經濟增長的實證研究》中這三部分權重比，儲蓄率：投資效率：儲蓄投資轉化率=0.09：0.45：0.45=1：5：5，折算出河南農村金融效率水平。第三，農村金融發展結構指標。農村經濟結構主要劃分為農業和非農產業（鄉鎮企業），鄉鎮企業屬于農村的主要企業，也是鄉村經濟活動主體，可以促進農村產業結構的調整。因此，用“鄉鎮企業貸款/農村貸款余額”來度量農村金融發展結構。

3.農村固定資產投資指標。農村固定資產的投資主要來源于財政支出，極少部分來源于農村銀行支持，從廣義金融角度來看，財政支出是財政性金融的分支，是基于支持“三農”問題給予的專項補貼，故而本文將農村固定資產投資加入模型考慮，用“財政支出數據”作為參考指標。

（三）理論模型的建立

本文基于柯布道格拉斯函數取對數處理，并引入金融要素變量和“農村固定資產投資”做控制變量，建立能夠代表金融發展狀況和農村經濟增長關系的VAR模型如下：

在這里，用q代表農村經濟發展水平，NX1表示農村金融規模，NX2表示金融效率，NX3表示金融結構，農村固定資產投資用NTZ表示；其中，μ0是常數項，γ是殘差項，μ1、2、μ3、μ4作為回歸系數。

三、相關實證分析和檢驗

（一）數據的來源說明

本文共收集河南省1985～2014年間29組時間序列數據來進行分析，《河南統計年鑒》、《中國農業統計資料》、《中國鄉鎮企業及農產品加工業年鑒》、《河南農村統計年鑒》、《河南省統計網》是數據的主要來源，本文所利用的數據均進行了取對數處理，主要目的在于增強數據的穩定性和降低所選變量異方差性，最后用Eviews7.2處理相關數據。

（二）實證分析與檢驗

1.單位根檢驗。為避免出現“偽回歸”，首先要檢驗序列數據平穩性，基于減少偏差原則，本文將選用ADF檢驗來探究選取的指標數據是否平穩。根據T統計量分析可知道，對數序列數據都不平穩，一階差分后，Dlnq、DlnNX1、DlnNTZ在5%水平上顯著平穩，DlnNX2、DlnNX3在10%水平上平穩，符合ADF檢驗，序列可以看做是一階單整，即I（1）；由此驗證了本文選擇的數據是符合標準，存在經濟意義的，接下來探究變量之間的均衡關系。

2.協整檢驗。用Johansen檢驗來進行協整檢驗，首先用AIC和SC準則來確定最優滯后期，得出最好的自回歸階數，以確保協整關系的可信性統計。

因為對變量數據進行了對數處理，模型系數反應的是半彈性影響。農村金融發展規模每增加1個單位，q會有0.3153個單位的提高，金融發展結構每優化1個單位，q有0.4030個單位的提高，而農村固定資產貢獻率是30.36%。

3.Granger因果分析。由以上協整檢驗知，變量間存在長期穩定協整關系，那么變量在時間上的先導滯后關系以及關系是單向還是或雙向？我們用Granger檢驗進行分析可知，農村金融規模和金融結構的P值為0.0186、0.0466，拒絕原假，是農村經濟增長的格蘭杰原因；其他P值均大于0.05，都在5%置信水平下接受無格蘭杰因果關系的原假設。

4.方差分解。一個變量對另一個變量的動態影響路徑可以用脈沖函數捕捉，我們用來分析農村金融要素對農村經濟增長能帶來怎樣的影響，并通過方差分解將每個擾動項對VAR模型內因變量的相對影響程度計算出來，了解各個變量對農村經濟增長的沖擊作用。NX1對q有正向沖擊效應，第2期達到峰值，前4期波動大，呈倒U型，之后基本趨于平穩，說明河南當前階段農村金融規模對農村經濟影響稍明顯，有約25%的貢獻率。進一步由方差分解數據知，在長期關系里，除q的自身變動影響外，NX1、NX3、NTZ起到較重要的影響作用，最后分別占30.4195%、9.7379%、9.7157%。而NX2只能解釋3.7065%的基礎貨幣波動。

（三）實證結果分析

第一，農村金融發展規模對經濟增長作用顯著，原因在于為經濟增長提供金融資源基礎性條件的同時，增強了用貨幣作媒介的經濟交易范圍，加速了貨幣的流轉，使經濟交易更容易實現。

第二，農村金融發展效率對經濟增長影響微弱，說明河南農村金融市場還處于靠量的帶動來發展，也間接說明河南省農村金融效率不高，從長期來看，不能適應河南農村經濟發展的要求。短期來看，農村經濟增長卻能促進金融效率的提高，但金融效率卻不是農村經濟增長的原因，也就是滯后于農村經濟的增長，兩者存在“需求遵從”的關系。再從圖1可知，河南省農村資金有外流現象，這在一定程度上阻礙了農村金融與經濟增長間的相互促進作用。

第三，優化金融結構對經濟發展有積極影響作用，原因是鄉鎮企業項目資金的引入可以帶動農民就業，帶動農村產業結構調整，繁榮活躍農村經濟。

第四，農村固定資產即財政支出的增加，短期內對經濟增長有顯著促進作用；從長期來看，作用趨于穩定不明顯，農村投資環境差，農民眼界局限，投資方式效率低，不能高效轉化為經濟增長動力，僅靠政府財政資金給予支持從根本上是解不了問題的。

第7篇：農村農戶固定資產投資范文

按照會議要求，我就五原縣上半年經濟運行、固定資產投資、明年的固定資產投資計劃和申請上級投資項目情況報告如下：

一、上半年經濟運行的基本情況

（一）整體經濟運行良好

上半年，全縣完成地區生產總值97225萬元，同比增長23.1%,其中：第一產業完成增加值12932萬元；第二產業完成增加值44006萬元；第三產業完成增加值40287萬元，分別比去年同期增長15.6%、31.4%和17.4%。全縣財政收入完成10909萬元，同比增長20.4%，城鎮居民人均可支配收入達到3646元，同比增長10.1%，農民現金收入為1437元，同比增長11.1%。

（二）農業生產情況

種植結構進一步優化,全縣農作物總播面積達到196.53萬畝。其中：小麥56.33萬畝;葵花63.83萬畝，比上年增加1.48萬畝；番茄種植達13.59萬畝，同比上年增加5.87萬畝；甜菜5.14萬畝，同比增加2.42萬畝；西甜瓜6.5萬畝；籽瓜、葫蘆3.56萬畝；玉米種植34.13萬畝，同比增加7.53萬畝，優質牧草10萬畝。在市場引導下，蔬菜種植達15.23萬畝，同比增加6.45萬畝，瓜類7.25萬畝，同比增加1.75萬畝。種植結構呈現“四增五減”趨勢，即：雜交花葵、番茄、甜菜、西甜瓜面積增加，小麥、玉米、油葵、籽瓜、葫蘆面積減少。在番茄、小麥、葵花等主導產業的推動下，我縣建基地、壯龍頭、興市場，農民市場組織化程度顯著提高，全縣有80％以上的農戶融入到了產業化經營中。畜牧業的發展逐步走向高效型，加快了畜種改良步伐，引進新品種，上半年，全縣牲畜存欄達127.8萬（頭）只，其中，羊111.8萬只，豬13.4萬口，奶牛2.6萬頭。出欄牲畜190.43萬（頭）只，其中羊出欄132.8萬只。

（三）工業經濟快速發展

上半年，受投資增長的慣性作用和新建投產的重點項目的有力地拉動，工業經濟快速增長，全縣獨立核算工業企業實現工業總產值57426萬元，增長49.12%，規模以上工業企業實現工業總產值40609萬元，增長26.4。

（四）財政和金融運行良好。財政總收入完成10909萬元，同比增長20.4%，完成全年預算的44.7%。其中，地方財政收入完成7285萬元，同比增長6.1%；上劃中央稅收完成2602萬元，同比增長18.7%。財政總支出完成16177萬元，同比增長13.1%。全縣社會消費品零售總額達33694萬元，比上年增長15.0%。全縣金融機構各項存款余額達到186649萬元，增長11.4%，各項貸款余額達到110523萬元，增長5.4%，城鄉居民儲蓄存款達到153934萬元，同比增長22.4%。

（五）第三產業加速發展。

上半年全縣的交通運輸業呈現出強勁的增長勢頭，貨物運輸周轉量達到4493萬噸/公里，同比增長39.7%；旅客運輸周轉量達到4664萬人/公里，增長20.2%。隨著五洲商城、京原超市連鎖店等企業的開業運營及全縣40萬平米商住房的開發，物流業和房地產業發展勢頭強勁。

二、固定資產投資和重大項目進展情況

1—6月份，全縣開工項目59項，累計完成固定資產投資95740萬元，同比增長53%，完成市確定目標25億元的38%。其中：續建項目19項，完成投資26185萬元；新開工項目40項，完成投資69555萬元。按行業分：農牧林水完成投資4000萬元；工業完成投資50983萬元(其中電力完成投資10000萬元)；交通完成投資2002萬元；城市基本建設完成投資17395萬元（其中：房地產開發完成投資15750萬元；市政建設完成投資1645萬元）；行政及社會事業完成投資1330萬元；市場建設完成投資30萬元；其它完成投資10000萬元。

今年全市確定專項推進重大項目53個，其中我縣20個。1-

6月份開工4項，完成固定資產投資40773萬元。其中:中基公司新建四座番茄廠項目完成投資29173萬元,正在安裝設備，八月中旬投產；五原熱電聯產項目完成投資10000萬元，三大主機已招標，冷卻塔基礎工程已完工，正在進行零米以上工程建設；五原縣肉羊基地項目,完成投資1500萬元；五原縣奶源基地項目，完成投資100萬元。其它項目預計8月中旬陸續開工。

存在的問題

（一）農資價格偏高，加大了農業生產成本，減緩了農民增收的步伐，影響了農業生產的進一步健康發展。

（二）加工龍頭企業的生產規模不夠大，經濟實力比較弱，科技含量比較低，農產品深加工鏈條短。

（三）番茄加工企業收購資金緊張，貸款困難，影響了企業正常生產。

(四)由于融資困難、資金緊缺,影響了一些技改、擴建、招商重點項目建設進度。

三、下半年的重點工作

（一）按照新農村建設的要求，服務三農，加大對農民出售農產品的信息服務力度，使農民及時了解市場行情、價格趨勢及銷售渠道，使生產出來的農產品及時足價兌現，增加收入。

（二）大力發展循環經濟。繼續培養好工業企業的核心競爭力，幫助企業解決困難和問題，樹立品牌意識，引導和幫助企業改擴建，生產適銷對路產品，拓展企業的生存空間；挖掘現有企業潛力、延長主導產業鏈條、抓大與扶小并舉，提質與增量并重，努力提高工業經濟在縣域經濟中的比重。

（三）培植新財源，加大改革力度，實行賦稅公平公開，加大稅收監管，增加財政收入。

（四）加快發展三產業。發展勞務經濟，強化政府搭臺、市場推動、信息引導，提高組織化水平，建立健全市場培訓機制，為解決就業和再就業問題構筑新平臺。進一步擴大勞務輸出、進一步改善農民工進城就業環境，逐步完善針對農民工的就業服務，增加農民收入。

五、2007年固定資產投資計劃

2007年全縣固定資產投資包括續建、新建、策劃項目計劃投資30億元。重點支撐項目有：宏珠4×25mw熱電聯產、污水處理、旅游和養殖項目，計劃投資4億元；隆興昌鎮集中供熱項目計劃投資1.4億元；玉米淀粉項目計劃投資1.7億元；房地產開發和社會事業項目計劃投資17億元；城市建設計劃投資6億元。

六、申請2007年國債、國家和自治區項目情況

我縣新策劃二七年申請預算和國債項目總計83項，總投資30億元，其中：申請預算內投資48個項目9.9億元，申請國債投資35個項目1.3億元，自籌19億元。分行業：農牧林水項目36項，投資額為20億元；工業交通項目5項，投資額為4億元；城市建設項目12項，投資額為3億元；文衛科教社會事業項目21項，投資額為1.6億元;服務業項目8項，投資額為1.4億元。

第8篇：農村農戶固定資產投資范文

黨的十七屆五中全會明確，在工業化、城鎮化深入發展中同步推進農業現代化。四川省委十屆三次全會提出，要實施“兩化”互動、城鄉統籌發展戰略，形成“四化”同步發展新態勢。

據《四川統計年鑒》數據顯示，2012年全省工業化率達到45.3%，比上年提高0.2個百分點；城鎮化率43.5%，提高1.57個百分點；農業增加值3297.2億元，排全國第四位，增長4.5%；農民人均純收入7001.4元，增長14.2%。

農業現代化在“三化”中基礎地位明顯

現代農業發展為工業化提供重要基礎

四川優勢特色產業快速提升發展。據國家統計局四川調查總隊統計，2012年全省糧食總產達到663億斤，連續6年增產。油菜籽產量221萬噸，連續11年創歷史新高，馬鈴薯產量已由全國第2位上升到第1位，茶葉由第4位上升到第3位，蔬菜保持第5位，油菜穩居第2位，水果、食用菌、中藥材、蠶桑等特色優勢產業產量進入全國前列。

盡管農業在四川GDP中的比重持續下降，但全省規模以上工業企業中，以農業原料加工的，實現產值已占工業產值的26%，超過四分之一，增速高于工業產值1.33個百分點?，F代農業的快速發展對新型工業化的促進作用相當明顯。

現代農業發展加快城鎮化步伐

在推進現代農業建設中，著力突破農業機械化的瓶頸制約，以“農機化示范縣創建工程”為抓手，加快推進農機化進程。2012年，四川主要作物耕種收綜合機械化水平達到41%，連續兩年提高5個百分點。有力促進了農業勞動生產率大幅度提升，加快了農村勞動力轉移步伐，使農林牧漁業從業人員比上年減少了52萬人，減少2.6%。

農民人均純收入中工資性收入達到3088.9元，家庭經營純收入3004.9元，工資性收入首次超過家庭經營收入，農民家庭純收入“雙核心”主導特征十分明顯。農民有錢后進城經商、居住、置業促進了新型城鎮化發展。

工業化、城鎮化發展為農業現代化發展拓展空間

隨著四川“兩化互動”、城鄉統籌戰略的實施，新型工業化新型城鎮化加速推進。2012年，四川第二產業增加值比上年增長15.4%，城鎮化率比“十一五”末提高3.32個百分點。

據測算，工業增加值每增加1個百分點，可以新增就業崗位12.3萬個；城鎮化率每提高1個百分點，可吸納農村勞動力48.4萬人。四川新型工業化新型城鎮化的加快發展，為農村勞動力轉移拓展了空間，為農業現代化深入發展創造了有利條件。

四川農業現代化面臨的突出問題

“誰來種地”的矛盾突出

據農業廳對四川30個縣的60個鄉鎮、120個村、2207戶農戶的調查，目前農村勞動力缺乏、農業后繼乏人的問題越來越突出。

調查表明，120個村共有勞動力15.7萬人，其中外出務工7.3萬人，占46.5%，其中丘陵地區為52.9%、山區為49.2%。并且在家務農勞動力年齡偏大，接受調查的2207戶農戶中，在家務農的只有4322人。另據調查，目前新生代農民絕大多數不會種田、不愿務農。

農民增收致富壓力大

近年來，盡管四川農民收入穩步提高，生活條件顯著改善，告別了溫飽不足，總體進入小康。但與實現收入倍增目標相比，四川6600萬農民奔康致富還是一項艱巨的任務。

突出表現為城鄉收入差距大。2012年四川城鎮居民人均可支配收入與農民人均純收入兩者之間相差13305.6元，比2000年高出9326.33元。如果考慮到社會福利等隱性收入方面的區別，城鄉收入差距就更大。區域之間、農民內部之間的收入差距也很明顯，平均數掩蓋了大多數。

產業發展支撐乏力

四川現代農業規模大而產業弱的矛盾明顯，品牌不響和新型經營主體發育滯后的矛盾相當突出，集中反映在產業效益不高，對農民增收的支撐乏力。

據統計調查，2012年四川農民人均純收入為7001.4元，在全國排在21位，比全國農民人均純收入低900多元。其中來自農業的經營性收入比全國平均水平低469.6元，占了差距的51%。

農業農村固定資產投資不足

盡管四川對農業農村固定資產投資絕對額增長較快，但在全社會投資總額中的比重仍然偏低，且還有進一步縮小的趨勢。

2012年，四川全社會固定資產投資18038.9億元，其中第一產業投資462.8億元，僅占2.6%，比全國平均水平低2.4個百分點。城鄉社會固定資產投資比重巨大差異，制約著農業農村基礎設施條件的改善，制約著農業綜合生產能力提升，進而制約著農業現代化的發展進程。

推進現代農業發展的著力點

抓好新型經營主體培育

大力培育種養大戶、家庭農場、農民合作社、具有帶動效應的龍頭企業等新型經營主體；加快土地承包經營權確權登記頒證，引導土地承包經營權向新型經營主體集中，推進農業適度規模經營。

大力提升農業裝備水平

繼續實施“高標準農田建設”和“農機化示范縣”工程，強化綜合生產能力建設，提升農業設施裝備水平，著力使農業機械化在丘陵地區、盆周山區、在大宗作物全程機械化等方面實現新突破。

做大做強特色優勢產業

進一步加大對農業優勢產業的扶持，緊緊圍繞馬鈴薯、茶葉、柑桔、油菜、蔬菜（含食用菌）、蠶桑、特色水果、中藥材、花卉、煙葉等十大優勢特色種植業，加快培育近期能進入全國前三位的高粱、蔬菜、稻谷、食用菌等優勢產業，著力調整種植結構、品種結構和品質結構，下大力培育打造品牌，努力提升“川”字號農產品的影響力。

加強農產品質量安全監管

以“農產品質量安全監管示范縣”創建為抓手，著力抓好農產品質量安全源頭控制、過程監管、質量追溯等關鍵環節，落實到位各項監管措施，確保不發生重大質量安全事故，讓廣大人民群眾放心消費農產品。

第9篇：農村農戶固定資產投資范文

今年以來，在縣委的正確領導下，全縣各級政府部門牢固樹立科學發展觀，按照“搶抓機遇，東向發展，爭先進位，奮力崛起”的總體要求，緊緊圍繞年度目標，努力轉變政府職能和工作作風，真抓實干，開拓創新，全縣經濟和社會事業保持了快速發展的良好勢頭。上半年累計實現地區生產總值x億元，同比增長x%，其中一、二、三產增加值分別同比增長x%、x%和x%。

（一）工業經濟保持較快增長

上半年，全縣規模以上工業企業累計完成工業總產值x億元，同比增長x%；實現銷售收入x億元，同比增長x%；完成稅金x萬元，同比增長x％。工業經濟運行質量逐步提高，企業市場開拓成效顯著，產銷率達x%。

等支柱產業發展迅速，上半年累計完成產值x億元，同比增長x％，占全縣規模以上工業企業總產值的x％。全縣工業企業技改擴建項目投入完成x萬元，企業發展后勁進一步增強。

（二）農村經濟發展勢頭較好

全縣夏糧總播面積x萬畝，增長x%；總產x萬噸，增長x%。基地建設初步形成了沿澮x萬畝優質稻生產區、沿淮x萬畝優質小麥和x萬畝優質蔬菜生產帶、西部x萬畝優質花生生產區、東部2萬畝優質水果生產區，以及沱湖、小圩雜交稻制種基地和朱頂、長淮優質小麥良繁區等。養殖業發展態勢良好，實現畜牧業總產值x億元，增長x%；實現漁業總產值x億元，增長x%。春夏播作物種植結構更趨合理，高產優質高效作物比重增加，在地作物長勢良好。無公害農產品、綠色食品創建工作取得顯著成效。城關溝東酥梨協會、興華生態農業開發有限公司、楊庵農場、長淮園藝等4家單位獲無公害農產品產地認定或產品認證；“沱湖牌螃蟹”、“春笛牌掛面”、“漢白玉貢牌大米”、“易禾牌大米”等產品獲國家綠色食品認證。勞務經濟保持較快增勢，累計勞務輸出達x萬人次。

（三）農村商貿流通業發展迅速

繼續組織開展了以打擊制售假冒偽劣商品和商業欺詐為主的整頓和規范市場經濟秩序活動。上半年全縣社會消費品零售總額實現x億元，增長x%。其中，縣及縣以下分別增長x%、x%，城鄉市場呈現出同步發展的良好態勢。批發零售貿易業完成x億元，同比增長x%；住宿餐飲業完成x萬元，增長x%。以“萬村千鄉”市場工程為主體的農村商品流通改革和市場建設試點工作成效顯著。上半年全縣已建成配送中心x個，農家店x個，其中鄉級店x個，村級店x個。以試點企業為龍頭，鄉級店為骨干，村級店為基礎的新型農村流通網絡初現雛形。積極鼓勵和引導金融機構支持地方經濟建設。6月末，全縣金融機構各項存款余額x億元，比年初增加3.48億元，增長x%；各項貸款余額x億元，比年初增加x萬元，增長x%。

（四）招商引資和園區建設取得新進展

上半年協議利用縣外資金54個，其中續建項目x個，新建項目x個，正式簽約待建項目x個。實際到位縣外資金x億元，完成市政府下達我縣全年目標任務7億元的x%，比去年同期增長x%。園區建設穩步推進。上半年，城南工業園新入園項目x個，比去年同期增長x%；總投資x億元，比去年同期增長x%；固定資產投資x億元，比去年同期增長x%；引進市外資金x億元，比去年同期增長x%；實現工業總產值x億元，較去年同期增長x％；財稅收入x萬元，較去年同期增長x％；完成基礎設施投入x萬元，較去年同期增長x％。沫河口工業區新入園項目x個，簽約項目x個，在談項目x個，協議資金x萬元，主干道建設投資x萬元，收儲土地x畝。

（五）重點項目建設進展順利

上半年，全社會固定資產投資增幅比較明顯，工業投資比例上升。累計完成投資x億元，較去年同期增長x%。其中城鎮投資x億元，增長x%；房地產投資x萬元，增長x%；農村非農戶投資x萬元，增長x%；工業投資x億元，占整個固定資產投資的x%，同比增長x%。重點國債項目順利實施。“3461”項目總投資x萬元，占計劃任務的x%；三產類項目完成投資x萬元；基礎設施類項目完成投資x萬元；新建續建工業項目x個，總投資x億元，完成投資x億元。