農戶投資實證分析論文范文第1篇
關鍵詞：借貸規模;Tobit模型;收入結構;投資驅動
一、引言
黨的十九大提出實施鄉村振興戰略，惠農助農政策紛紛出臺，旨在增加農民收入，建立農村產業融合長效機制。鄉村振興的順利推進，迫切需要金融機構提供相應的金融支持，滿足農村多種經營主體的資金需求。然而由于借貸雙方存在嚴重的信息不對稱，使得農戶的信貸需求多數無法通過正規金融機構滿足。一方面，農戶借貸具有規模小、風險難以控制、貸后監管困難等特點，且難以向金融機構提供有效的抵押擔保(Feder等，1991)，一定程度上降低了金融機構在農村信貸服務產品和創新上的意愿，貸款供給意愿不足，農村金融市場存在嚴重的信貸配給現象(褚保金等，2009;張梓榆等，2018);另一方面，農戶由于長期受到正規金融機構信貸配給，在潛意識中認為自己無法獲得正規金融機構貸款，即使產生信貸需求時也不會向正規金融機構申請貸款，形成了需求型的信貸約束(程郁等，2009)。
發展中國家的制度安排相當復雜，既存在正規金融機構，也存在許多非正式金融交易行為，往往是多種制度形式共存并互動(普蘭納布·巴德漢等，2002)。農戶融資具有明顯的偏好次序，歷史上國家農貸制度下農戶融資次序偏好為國家農貸、熟人信貸和高利貸(張杰，2004)，當代社會農戶融資次序更多是親朋好友，其次是信用社和銀行(張杰，2007;孟櫻等，2017)。農戶融資次序與資金用途、家庭情況密不可分，年收入較高、勞動力人數較多且借貸用于非農生產的農戶家庭更傾向于選擇農村正規借貸渠道(秦建群等，2011;賀莎莎，2008;馬燕妮和霍學喜，2017;蔡海龍和關佳晨，2018)，年收入次之的農戶家庭更偏好于新型農村金融機構;而年收入較低、勞動力人數較少且家有兒童、借貸用于日常消費及應急的農戶家庭則更多地選擇民間借貸(楊京澤等，2015;易小蘭等，2017;茹玉等，2015;朱守銀等，2003)。進一步說，農戶融資偏好次序的形成，也是農戶面臨融資約束的體現，為滿足資金需求，農戶傾向于選擇最可能獲得貸款的途徑，例如面臨供給型和需求型信貸約束的農戶愿意選擇非正規金融(趙建梅等，2013)。擁有正式社會資本的農戶傾向于申請正規貸款，擁有良好非正式資本的農戶則更傾向于通過非正規渠道借貸(張珩等，2018)，盡管正式及非正式社會資本影響農戶對借貸途徑的選擇，但均能緩解農戶供給型信貸約束及需求型信貸約束(李慶海等，2016)。運用微觀數據對特定地區農戶借貸意愿進行分析，發現戶主年齡、受教育程度、家庭總人數、耕地面積等對農戶借貸意愿有顯著影響(褚保金等，2008;牛榮等，2012;譚燕芝和李維揚，2015;盧亞娟等，2016)，農戶住宅、生產性固定資產價值(馮旭芳，2007)、家庭收入、非農收入(潘海英等，2011)等經濟條件也是影響農戶獲得信貸支持的重要因素。此外，農戶金融服務認識(盧山和江可申，2010)、金融意識(周天蕓和鐘貽俊，2013)、生產性投資意愿(?？〉?，2015)等要素對農戶借貸的影響也較顯著。
在宏觀層面，學者對農戶所在區域的經濟發展水平、金融政策環境等對借貸行為的影響給予了關注。中國金融市場發展不均衡，東部地區農村金融發展水平高于西部地區，當地農戶的借貸行為更加活躍(伍艷等，2013)，地區差異對農戶正規借貸需求影響顯著(易小蘭等，2011)，地區經濟模式、產業模式和征信體系也都會對農戶借貸行為產生影響(譚燕芝和李維揚，2015)?；ヂ摼W金融普惠發展對農戶借貸有激勵效應(周鵬達等，2017)，但農戶依然存在明顯的自我排斥(何婧等，2017)，因此塑造良好的金融環境可以降低農戶貸款的交易成本，減少金融機構與農戶之間存在的信息不對稱(張海洋等，2012)。
綜上，農戶借貸行為不僅受到戶主個體特征、家庭特征、經濟特征等要素的重要影響，同時也會受到地區經濟條件等外部環境的影響。已有研究中對農戶借貸動機的研究多從借貸用途出發，將借貸用途分為生產性用途和生活性用途，分析不同借貸用途下借貸行為差異，但忽視了農戶投資意愿對其借貸行為的驅動作用。在農村三產融合的趨勢下，投資意愿不同的農戶選擇的生產經營方式存在巨大差異，農戶的借貸行為也受到相應的影響。因此，進一步從投資意愿的角度研究農戶借貸動機對農戶借貸行為的影響，對于農村金融支持政策的制定，實現農民增收和脫貧致富具有重要理論意義與現實意義。另外，盡管已有對農戶借貸行為的研究十分豐富，但研究樣本多集中于沿海經濟發達地區及西北地區，對中原地區農戶借貸行為特征的研究仍有欠缺。
河南省是我國農業大省，農村人口超過5000萬，根據國家經濟戰略布局，河南省作為國家糧食基地，確保糧食安全是首要任務，同時面臨著傳統農業向現代農業轉型，順利實施全面鄉村振興的迫切挑戰。因此，基于農戶家庭財富、投資驅動視角對河南省農戶借貸行為開展研究，明確農戶經濟基礎、投資意愿對借貸行為的驅動作用，制約農戶借貸的關鍵內在和外在要素，不僅是對已有研究樣本的有效補充，而且對于研究如何加強金融支持傳統農區農村經濟的快速發展、順利推進鄉村振興具有重要意義。
本文的結構安排如下：第一部分為引言;第二部分構建理論基礎研究的假設;第三部運用Tobit模型對農戶借貸規模的影響因素進行計量分析，并根據投資偏好對進取型農戶和保守型農戶的借貸規模驅動作用進行差異性分析;第四部分根據研究結論提出相應的政策建議。
二、理論基礎、模型確定及數據來源
(一)理論基礎
農戶借貸是農戶家庭經濟行為的一部分，收入水平較低時，農戶的生存依賴于微薄的土地，由于土地難以獲得更多的報酬收益，農戶使用借貸資金時會選擇放棄生產性投資來優先滿足急需的生存性需求;隨著收入水平提高，農戶收入類型更為多樣，家庭抗風險能力增強，自我發展需求更加迫切，借貸資金的生產性需求增加。
舒爾茨理性小農理論指出，傳統農戶具有理性經濟人的特點，會根據自身擁有的生產要素權衡成本及收益，尋求利益的最大化。傳統農區的小農經濟難以實現規模經濟，根據邊際報酬遞減規律，在其他條件不變的情況下，當農戶持續增加某種生產要素的投入，這種生產要素帶來的邊際產量表現出先遞增后遞減的趨勢。因此，一定程度內，農戶為了追求更高收益將會選擇擴大自己的土地經營規模，同時對設備、技術等生產要素需求增加，農戶的借貸需求隨之增加?；谝陨戏治鎏岢鋈缦卵芯考僬f：
H1：基于盈利動機，農戶的生產規模越大，對資金的需求程度和規模也就越大，農戶的生產經營規模對其貸款行為產生正向影響。
目前，農戶分化現象明顯，純農業型及兼業型等多種類型并存，當農業收入無法滿足家庭消費支出需求時，農戶首先會尋求以非農業收入為主的內源性融資(張杰，2004)。農業收入比重較低的農戶，通過打工或個體經營等方式獲取收入可以補充其農業收入不足的缺口，平滑家庭消費需求。農業收入比重較高的農戶，其收入來源較為單一，在維持自身日常生活外結余較少，難以應對突發情況和天災人禍，更容易發生借貸行為。由此提出以下假說：
H2：農戶借貸行為受到家庭收入結構的影響。農業收入比重越高，農戶發生借貸的可能性越大。
農戶的借貸用途多為生活性用途，生活性用途貸款多用于婚喪嫁娶、子女上學等(朱守銀，2003)，表現出借貸規模較小、借貸期限靈活的特點，生活性借貸需求大多由非正規金融借貸途徑滿足;正規途徑借貸將貸款用途限制為生產性用途，借貸規模較大，借貸期限固定?；诖颂岢鲆韵录僭O：
H3：農戶借貸目的影響農戶獲得的借款金額，用于生產性用途的借貸可以獲得的額度更大。
農戶根據其生產性投資意愿可以分為進取型及保守型。進取型農戶通常制定投資計劃，期望擴大生產規模增加收益，相應需要支付購買生產工具、租賃土地等方面的費用，若農戶自身的積蓄無法滿足這些需求，其發生借貸的可能性較大，具體的投資計劃往往也意味著較高的潛在償債能力;保守型農戶在以家庭為生產單位從事生產經營活動滿足自身基本生活及消費需要的情況下，無意通過投資擴大生產經營規模獲取更多收益，發生借貸的可能性較小。由此提出以下假說：
H4：投資計劃對農戶的借貸行為產生影響，有投資計劃的農戶對資金需求更強烈。
(二)模型設定
根據調研數據特征，研究采用Tobit模型對農戶借貸行為的影響因素進行計量分析。Tobit模型的基本原理和假設如下：
其中，[α0]表示常數項，[αi](i =1，2，…，10)表示待估變量的系數。Tobit模型描述的是解釋變量與潛變量的關系，直接回歸結果無法體現經濟含義。為了體現解釋變量對實際觀測到的被解釋變量的影響，需要計算解釋變量的邊際效應，即在控制其他所有解釋變量不變的情況下，特定解釋變量變化1單位對實際被觀測到的被解釋變量條件均值的影響。邊際效應的計算公式如下：
(三)變量設置
本文嘗試揭示農戶的家庭財富特征、投資意愿對農戶借貸行為的影響，選擇農戶借貸金額作為被解釋變量，代表了農戶在雙重信貸約束下愿意借貸且能夠獲得的貸款額度。
根據代表性與不相關原則，本文核心變量選取人均耕地面積代表家庭資產，農業收入占家庭總收入比重代表收入結構，用借貸用途、計劃未來投資5萬元以上項目等變量反映農戶投資當前與未來計劃刻畫農戶投資意愿。其中，農戶借貸用途有生產性用途、非生產性用途之分，在調查樣本中部分農戶當年借貸既有生產性用途也有非生產性用途，因此在變量設置時，同時引入兩個虛擬變量，分別表示全部用于生產性用途以及全部用于非生產性用途，以區分混合使用借貸資金的樣本農戶。
此外，引入了代表戶主個人特征的戶主年齡和戶主性別、代表家庭特征的勞動力占家庭總人口比重、代表金融意識的利率是否合適與家庭資產抵押意愿、代表借貸特征的借款渠道等控制變量，具體說明見表1。
(四)數據來源
為了能夠深入了解河南地區農戶的借貸行為特征，本文選取河南省鄭州市、濮陽市、南陽市及商丘市等具有代表性的地區進行調研。鄭州市和濮陽市位于黃河沿岸，土地肥沃、灌溉便利;南陽市有“中州糧倉”之稱、商丘市有“豫東糧倉”之稱，是典型的農業大市和產糧基地。調研地區傳統農區特點明顯，農業要素稟賦高，農業人口眾多，人均耕地面積相對較少，具有典型小農經濟特點。
本次調查采取典型抽樣和隨機走訪的方式，對當地農戶進行入戶問卷調查。共收集問卷250份，其中有效問卷219份，問卷有效率為87.6%。調查問卷的內容包括了農戶的個人基本情況、家庭特征、近三年半貸款經歷、受到信貸約束情況、貸款意愿、抵押意愿和投資意愿等方面。
根據數據特征及研究目的，對2013—2016年上半年農戶樣本數據采用獨立混合截面處理，即忽略大樣本獨立抽取數據的時間效應，將短面板數據截面化，從而獲得876個農戶的橫截面數據樣本，以此開展研究。
三、實證分析過程及結果解釋
(一)樣本描述性統計
在本次調查的樣本中，戶主年齡多大于40歲，其中男性戶主數量居多;大部分家庭的勞動力占家庭人口總比重都超過了0.5，其中占比處于0.71—1水平的居多，占比43.84%;50.68%的農戶種植面積處于5-10畝的規模，32.42%的農戶種植面積小于5畝，大部分農戶種植自有土地，經營規模有限。只有極少農戶通過土地流轉擴大種植規模;家庭收入5萬元以下的農戶比例最大，占比60.27%;樣本中絕大部分農戶從事農業活動同時從事其他工作，其中純農戶有18人，從事兼業的農戶有201人，占比達92%;農業收入占比處于0—0.25水平的農戶占比最大。表2展示了樣本農戶的基本特征。
調查樣本中共有99位農戶在近三年半發生過借貸行為，共計借貸211次。其中，正規金融機構借貸61筆，民間借貸150筆，農戶更傾向于向民間借貸途徑尋求貸款;從借款用途來看，63%的貸款為生活性用途，只有36.97%的貸款被用于生產經營活動，生活性借貸比例遠高于生產性借貸的比例。
(二)模型回歸及結果解釋
1. 全樣本條件下模型估計結果及解釋。運用Stata14.0進行分析，為了避免混合截面數據中不同個體之間存在自相關的情況，回歸采用聚類穩健標準誤。
在回歸結果中，農戶人均耕地面積、農業收入占總收入比重、借貸利率是否合適、從正規渠道獲得貸款、從其他渠道獲得貸款、借貸用途為生產性用途、愿意抵押自家宅基地和承包地、計劃未來投資5萬元以上項目等變量顯著，戶主年齡、性別、勞動力占家庭總人口比重、借貸用途為非生產性用途則不顯著。
(1)人均耕地面積對農戶借貸規模的影響。人均耕地面積對農戶資金借貸具有顯著正向關系，驗證了假設H1。在其他因素不變的情況下，家庭人均耕地面積的增加意味著生產經營規模的擴大，農戶為了尋求利益的最大化，獲得生產規模收益，對設備、原料等生產要素需求也隨之增加，生產資料的資金投入越大，農戶需要資金融通的可能性相應增大，借貸金額也相應增加。土地具有硬約束，在借貸時能夠發揮隱性的擔保功能，有利于農戶借貸規模的增加。
(2)家庭收入結構對農戶借貸規模的影響。農戶農業收入占總收入比重越高，家庭勞動力投入農業生產的比重越大，其收入來源單一，非農收入比重較低，難以通過非農收入來平滑家庭生產和生活消費，無法有效應對風險和突發事件，一般借貸需求較大。
實證結果顯示，農業收入占比與農戶借貸規模呈現顯著反向變動關系，即農戶農業收入占比越高，借貸規模越小，與假設H2矛盾。進一步對樣本數據進行分析發現，農業收入占比高的農戶多以種植糧食為主，主要由種糧大戶、年齡偏大且未喪失勞動能力等群體構成，調查農戶在糧食種植時普遍反映靠天吃飯，對改善種植條件、提高種植技術等提高農業比較收益并不感興趣，即便是種糧大戶，也多傾向于以多取勝，對種植的單位收益并不關注，對資金需求并不旺盛。同時糧食種植比較收益較低，資金供給方的借貸傾向也不甚強烈，農戶借貸自我排斥明顯，雙重約束下導致農業收入占比高的農戶借貸規模低。
(3)投資驅動對農戶借貸規模的影響。生產性用途對借貸規模具有正向影響，在5%的顯著性水平下顯著，與假設H3一致。農戶將借貸資金用于生產性投資，常常意味著生產經營規模的擴大和資產的增值，反映了一定的潛在償債能力，如果項目運行順利，則再借貸需求旺盛，因此對農戶獲得貸款的金額產生顯著影響。生活性用途借貸主要是平滑當前消費，借貸不產生經濟回報，也不具有持續性，對借貸規模的影響存在不確定性。表示未來投資計劃的變量對農戶貸款需求存在正向影響，在5%的顯著性水平下顯著，符合假設H4預期。未來有明確投資計劃的農戶屬于進取型農戶，有較強的擴大生產經營規模和提高自身收益的意愿，農戶要實現自己擴大生產經營規模的目的，則借貸需求增加。未來沒有投資計劃的農戶屬于投資上的保守型，更加偏向安于現狀，在原有經營水平能滿足自身消費需求的情況下，借貸需求相應較少，這一點在分樣本研究中能夠得到進一步驗證。
(4)其他控制變量對農戶借貸規模的影響。戶主個體特征及家庭特征對借貸規模無顯著影響，借貸渠道、是否愿意抵押自家宅基地和承包地意愿兩個變量在1%的顯著性水平下顯著，利率是否合適在5%的顯著性水平通過了檢驗。
無論何種借貸渠道均制約農戶借貸規模，這也是當前農戶借貸難的普遍反映。借貸規模均值僅0.88萬元，最多的農戶可達30萬元，且是多途徑借貸所得，少的僅800元，三年半內有借貸經歷的農戶不足50%，在當前農村借貸市場中，無論何種借貸途徑都會制約農戶借貸規模。認為利率合適的農戶對利率的接受程度高，更傾向于較大的借貸規模。土地作為一種“生存保險”，被農民深深依賴，土地確權后，隨著產權抵押政策的推進和相關配套服務的完善，金融機構逐漸開展農地產權抵押貸款業務，農戶可以使用土地產權進行抵押貸款。農戶愿意抵押自家宅基地和承包地表明農戶對資金的需求較為急切，且對于金融產品的接受程度較高，借貸的概率及金額相應較高;不愿意抵押自家宅基地、承包地的農戶，其資金需求相對沒有那么迫切，或對金融產品存在排斥心理，向金融機構申請貸款的概率較低。因此，認為利率合適和愿意抵押自家宅基地、承包地是農戶資金需求迫切的體現，是農戶金融意識的反映，具有較強金融意識的農戶，其借貸需求均較為旺盛。
2. 穩健性檢驗。為了確保研究結果的可靠性，本文進行了穩健性檢驗。農戶的收入主要由工資性收入、務農收入、財產性收入和轉移性收入組成，農戶的農業收入比重與農戶的打工收入比重存在相關關系，因此本文使用農戶打工收入比重作為農業收入比重的代理變量，進行穩健性檢驗，回歸結果展示在表4的模型(2)中，受篇幅限制，本文只展示核心變量的計量結果。
根據表4結果展示，使用代理變量回歸后的模型(2)中的顯著變量與原模型(1)的主要回歸結果一致，且顯著程度未發生明顯變化，說明原模型回歸結果較為穩健。實證結果顯示，打工收入占比高的農戶，家庭收入以務工方式分配社會財富，一般不直接組織生產活動，且對家庭消費具有較好的平滑作用，因此資金借貸需求小。
3. 分樣本回歸結果及解釋。生產性投資意愿是指農戶愿意為在非農領域或農業領域進行創業活動或在農業領域擴大再生產規模的程度。不同農戶的投資偏好有所差異，進一步影響農戶的借貸規模。根據農戶的生產性投資意愿，對不同投資偏好的農戶進行界定，將具有具體投資計劃的農戶分為進取型，而無明確投資計劃的農戶分為保守型，并對兩類農戶進行差異性研究，進取型農戶的計量結果如表5模型(3)所示，保守型農戶的計量結果如表5模型(4)所示。
本文僅對二者家庭收入結構與借貸用途對借貸規模的影響進行差異性比較，具體分析如下：
(1)不同類型農戶家庭收入結構對借貸規模的影響差異。進取型農戶其農業收入占比對農戶借貸規模具有顯著負向影響，而保守型農戶農業收入占比的影響不顯著。根據前面分析，農業收入占比高的家庭，農戶信貸規模受限，這與傳統農區以種植糧食作物為主關系密切，在“求多不求質”的經營理念下，即便是進取型農戶，農業收入占比較高也會對借貸規模產生負向影響。同時也意味著傳統農區農戶面臨信貸約束較為嚴峻，即便是生產性需求，也同樣難以獲得有效的資金支持。
(2)不同類型農戶的借貸用途對借貸規模的影響差異。保守型農戶生活費用支出較為謹慎，生活性借貸需求有限，對其借貸規模無顯著影響;進取型農戶通常具有較強的投資意識，無論是用于生產性借貸還是生活性借貸引發的信貸規模增加都較為顯著。因此，農戶生產性借貸需求對進取型農戶和保守型農戶借貸規模有影響，生活性借貸需求僅僅會影響進取型農戶，從邊際效應來看，進取型農戶從正規借貸渠道及民間借貸渠道獲得的貸款金額均大于保守型農戶獲得的貸款金額。
四、主要結論與對策建議
(一)主要研究結論
基于河南省農戶實地調研數據，運用Tobit模型對家庭收入結構、投資驅動影響農戶借貸規模的機理進行實證研究。結果表明，傳統農區借貸規模有限，均值僅有0.88萬元。農戶借貸規模受家庭土地資產、收入結構與投資驅動影響顯著。土地資產豐富、借貸為生產性用途的農戶能獲得更高金額的貸款，而農業收入占比高的農戶，受自我排斥和外部金融機構雙重約束，借貸規模較低。進取型農戶和保守型農戶借貸情況存在明顯差異，進取型農戶生產性用途和生活性用途的貸款額度均有明顯提升，保守型農戶僅生產性借貸用途貸款額度增加，生活性用途對其獲得的貸款額度無影響。
(二)對策建議
1.激發農戶內在動力，增強自我投資意識。鄉村振興的主體是農民，充分調動廣大農民的主觀能動性，發揮主體作用，是鄉村振興戰略順利實施的基礎。從研究結果來看，盡管進取型農戶可以獲得更高額度的生產性和生活性借款，大部分農戶仍然缺乏自我發展的積極性，借貸規模仍然十分有限。地方政府應加強對新型農業主體的培育，鼓勵返鄉創業，為農民創業提供相應的優惠政策和補貼，同時充分發揮當地鄉賢及成功創業人士的示范作用，激發農民的生產積極性。聘請高校、研究院等專家深入農村進行技術指導和農業技能培訓，引導農民升級農業產業經營方式，擴大生產經營規模，增強自我投資意識，實現自身財富積累。農戶的有效金融需求不足制約了農村地區傳統農業升級和轉型，其自我約束多來自對金融的錯誤認知。在農村地區由專人進行系統性的金融知識普及教育，提升農民的金融素養和金融意識，了解征信體系及信用的重要性，加強對政府創業政策優惠及利率補貼等信息的宣傳，使廣大農民明確自己需要的金融服務種類以及如何方便地獲得，享受到普惠金融的發展成果。
2. 構建多元化的農村金融體系，全面滿足農村地區金融需求。研究結果顯示，農戶信貸規模有限，戶均借貸規模僅有0.88萬元，當前要有力推進農村經濟發展，仍然需要構建由正規金融機構為主，新型金融機構為補充的多元化金融體系，適度放寬農村金融準入標準，充分發揮小額貸款公司、互聯網金融等新型金融機構的高適應性特點，為農民的自我發展提供更多機會。金融機構根據不同地區需求創新農村金融服務，下沉服務重心，對小額貸款實行批量授信，依托網絡銀行等平臺簡化貸款審批流程，提高放款效率。針對傳統農區農作物種植特點，擴大農業保險覆蓋范圍，推出新型農業保險產品，采取“保險+期貨”的模式，規避農業生產中自然災害、農產品價格波動等風險，助力傳統農區產業的穩步發展。
3. 分類引導農戶創業就業，提高家庭非農收入占比。研究結果顯示，傳統農區普遍存在人多地少的情況，農業收入占比高的家庭，對農地依賴度較高，通常是采取有量無質的粗放型經營，考慮到農作物投入產出收益有限，又不愿意過多投入，借貸需求和實際借貸行為之間存在矛盾，借貸規模十分有限。
因此應圍繞鄉村振興戰略，在積極激發農戶內在動力的基礎上，對農戶實施分類引導，拓寬積極進取型農戶的投資渠道和投資領域，積極創業，改進農業種植方式，提高農業比較收益，同時積極引導勞動力豐富的保守型農戶進行勞動技能培訓，提升勞動能力，增加工資收入占比，豐富家庭收入結構，實現農民自身的可持續發展。
參考文獻：
[1]Feder G，Feeny D. 1991. Land Tenure and Property Rights：Theory and Implications for Development Policy[J]. World Bank Economic Review，5(1).
[2]褚保金，盧亞娟，張龍耀.信貸配給下農戶借貸的福利效果分析[J].中國農村經濟， 2009，(6).
[3]張梓榆，溫濤，王小華.“新常態”下中國農貸市場供求關系的重新解讀——基于農戶分化視角[J].農業技術經濟，2018，(4).
[4]程郁，韓俊，羅丹.供給配給與需求壓抑交互影響下的正規信貸約束：來自1874戶農戶金融需求行為考察[J]. 世界經濟，2009，(5).
[5]普蘭納布·巴德漢，克利斯托弗·尤迪(美)，陶然譯. 發展微觀經濟學[M].北京：北京大學出版社，2002.
[6]張杰. 解讀中國農貸制度[J]. 金融研究， 2004，(2).
[7]張杰.中國農村金融制度調整的績效：金融需求視角[M].北京：中國人民大學出版社，2007.
[8]孟櫻，王靜.農戶信貸需求和融資選擇偏好的影響因素分析——基于陜西省324戶農戶的調查[J].農村經濟，2017，(3).
[9]秦建群，秦建國，呂忠偉.農戶信貸渠道選擇行為：中國農村的實證研究[J].財貿經濟，2011，(9).
[10]賀莎莎. 農戶借貸行為及其影響因素分析——以湖南省花巖溪村為例[J]. 中國農村觀察， 2008，(1).
[11]馬燕妮，霍學喜.專業化農戶正規信貸需求特征及其決定因素分析——基于不同規模專業化蘋果種植戶的對比視角[J].農業技術經濟，2017，(8).
[12]蔡海龍，關佳晨.不同經營規模農戶借貸需求分析[J].農業技術經濟，2018，(4).
[13]易小蘭，蔡榮.放寬市場準入下農戶借貸渠道選擇及信貸可得性分析[J].財貿研究，2017，28(10).
[14]朱守銀， 張照新.中國農村金融市場供給和需求——以傳統農區為例[J].管理世界，2003，(3).
[15]趙建梅，劉玲玲.信貸約束與農戶非正規金融選擇[J].經濟理論與經濟管理，2013，(4).
[16]張珩，羅劍朝，羅添元.社會資本、收入水平與農戶借貸響應——來自蘋果主產區784戶農戶的經驗分析[J].經濟與管理研究， 2018， 39(8).
[17] 李慶海，呂小鋒，李銳.社會資本有助于農戶跨越融資的雙重門檻嗎?——基于江蘇和山東兩省的實證分析[J].經濟評論，2016，(6).
[18]褚保金，盧亞娟，張龍耀.農戶不同類型借貸的需求影響因素實證研究——以江蘇省泗洪縣為例[J].江海學刊，2008，(3).
[19]牛榮， 羅劍朝， 張珩. 陜西省農戶借貸行為研究[J]. 農業技術經濟， 2012，(4).
[20]譚燕芝，李維揚.什么因素影響正規農戶小額信貸——基于“北大花旗”數據庫的農民家庭借貸行為調查[J].湘潭大學學報(哲學社會科學版)，2015，39(5).
[21]馮旭芳. 貧困農戶借貸特征及其影響因素分析——以世界銀行某貧困項目監測區為例[J].中國農村觀察，2007，(3).
[22]潘海英，翟方正，劉丹丹.經濟發達地區農戶借貸需求特征及影響因素研究——基于浙江溫嶺市的調查[J].財貿研究，2011，22(5).
[23]周天蕓，鐘貽俊.金融意識及其對農戶借貸選擇的影響[J].華南農業大學學報：社會科學版，2013，12(2).
[24]?？?，余國新，李先東.投資偏好視角下棉農借貸行為及其影響因素的實證研究[J].金融發展研究，2015，(12).
[25]伍艷.中國農村金融發展的減貧效應研究——基于全國和分區域的分析[J].湖北農業科學，2013，52(1).
[26]易小蘭，鐘甫寧.農戶貸款利率改革的福利分析——以江蘇、河南與甘肅農村信用社為例[J].農業經濟問題，2011，(4).
[27]何婧，田雅群，劉甜，李慶海.互聯網金融離農戶有多遠——欠發達地區農戶互聯網金融排斥及影響因素分析[J].財貿經濟，2017，38(11).
[28]張海洋，李靜婷.村莊金融環境與農戶信貸約束[J].浙江社會科學， 2012，(2).
[29]林毅夫.再論制度、技術與中國農業發展[M]. 北京：北京大學出版社. 2000.
[30]黃宗智.中國小農經濟的過去和現在——舒爾茨理論的對錯[J].中國鄉村研究，2009，(12).
農戶投資實證分析論文范文第2篇
摘要：農村家庭承包責任制實行以及農村稅費改革后，灌區農戶集體使用大中型農田水利工程的灌溉方式大為減少，相反，農戶更多地選擇自組織建設小型水利設施的灌溉方式。在“大水利”被“小水利”替代的演變中，有必要研究農戶灌溉方式的轉變對其時間分配的影響。借鑒加里·貝克爾時間和家庭生產分析框架，根據時間分配理論，利用湖北省600個農戶的樣本數據，就灌溉方式對農戶時間分配的影響進行實證研究，結果表明：農田水利灌溉方式的轉變對農民時間分配有較大的影響；集體灌溉的農戶比家庭灌溉的農戶參與農外創收性勞動的概率更高，時間也更長，從而可能比家庭灌溉的農戶獲得更高的收入；但灌溉方式的變化對農戶休閑時間的影響不顯著。
關鍵詞：灌溉方式；時間分配；集體灌溉；家庭灌溉；灌溉偏好；灌溉時間；從事農外創收性活動時間；家庭內部生產時間；休閑時間
一、引言
蕭伯納認為“經濟是充分利用時間的藝術”，時間分配歷來是重要的經濟學研究領域。新消費理論認為，隨著時間價值的不斷提高，人們更偏好于用節省時間的方式來滿足穩定的需求，而滿足的方式是通過對能夠滿足需要的工具的投資，即人們的偏好受到外部環境約束。關于生產者時間分配，國內外有著較為成熟的研究。Ilahi（2000）對巴基斯坦地區婦女的時間分配進行了研究，研究的核心問題是公共供水基礎設施的數量和質量如何影響婦女時間分配①；Gronau（1977）的研究采用時間三分法，將時間分為市場工作時間、家庭內部生產時間和休閑時間；劉秀梅等（2004）在研究內蒙古中部南部農業區農戶非農時間供給行為時同樣采用三分法，將其家庭時間分為消費時間（閑暇）、農業勞動時間和非農業勞動時間；齊心等（2003）對中國北方農民的生活時間配置的研究則采用的是四分法，即按照生產勞動時間、生理必需時間、家務勞動時間和閑暇時間來考察和研究農民的生活時間結構。
國內外關于時間分配影響因素的研究同樣較多。例如：Bloch（1973）和Gronau（1976）認為家庭規模及結構會影響農民的時間分配，家庭中孩子的數量與妻子的家庭生產時間正相關，與其市場勞動供給時間和休閑時間負相關，但孩子數量的增加將使丈夫的休閑時間減少；Kimhi（2001）也認為家庭結構對農民的勞動時間有影響，同時制度因素、文化背景或勞動力的差異都會影響勞動時間分配，但農田和資本規模并不影響農戶的時間分配；Ilahi（2000）則認為基礎設施的數量和質量會影響人們的時間分配；王琪延等（1999）對北京市居民的時間分配進行了研究；王雅林（2003）對上海、天津、哈爾濱城市居民時間分配進行了考察；劉秀梅等（2004）根據理性假說理論構建了一個用于解釋農戶家庭勞動時間配置決策基本原理框架；朱農（2005）分析了影響家庭非農決策的因素；弓秀云等（2009）采用Heckman兩階段模型，對影響家庭非農勞動供給的因素做了實證分析。
鄭風田，裴培，丁冬，普蓂喆：農田灌溉方式變化對農戶時間分配的影響
總體上看，在有關時間分配的研究中，很少有關于生產方式或技術不同對生產者時間分配的影響的研究，尤其缺乏對某一具體技術變化引起生產者時間分配變化的實證研究。有鑒于此，本文將基于我國農業灌溉方式“大水利”被“小水利”替代的實踐對于“大水利”被“小水利”替代，學者們存在共識。自20世紀80年代農村家庭承包責任制實行后，特別是2002年農村稅費改革后，灌區農戶集體使用大中型農田水利工程的灌溉方式大為減少；相反，農戶更多地選擇自組織建設小型水利設施的灌溉方式。小型水利設施大量涌現，尤其是2004年水費收取制度調整后（羅興佐，2005）。對于“小水利”擠占“大水利”的后果，學者們認為在個體化基礎上的灌溉方式無法將大江大河的水引入農田，“不合作”所帶來的農業風險并不亞于旱災，小水利設施只能在風調雨順的年份起到對農業用水略作調節的作用，無法真正抵抗旱災（譚同學，2006）；由于存在插花田，即使農戶擁有潛水泵，也不能解決所有責任田的灌溉問題，農戶灌溉合作難引發了農戶用水難和泵站經營難的雙重困境（趙曉峰，2009）；不僅如此，農民自己對灌溉方式的家庭化發展并不滿意，雖然這種家庭化的灌溉方式免去了合作灌溉中與其他農戶協商、爭水等的麻煩，但卻既費時又費工（羅興佐，2005）。，通過對湖北省600個農戶的實地調研，研究灌溉方式的不同對農戶的時間分配會產生怎樣的影響，具體地分析大的抽水灌溉設備和灌溉渠道等被農民自購的小型抽水灌溉設備取代后，農民用于灌溉的時間分配是否發生了變化？農民將更多時間用于灌溉是否對其從事農外創收性活動產生影響？以期能豐富有關研究，并為有關決策提供參考。
二、理論框架與研究假設
灌溉是農業發展、農村安定、農民安居的重要保障，但家庭聯產承包責任制以及稅費改革的施行對我國農田灌溉造成了很大的沖擊。目前，我國基層財力、人力的缺乏大大限制了農村水利基礎設施的新建和維護，進而導致了農村公共水利基礎設施的供給困境。在公共水利基礎設施供給失效的情況下，農戶資源稟賦的差異和意愿的分散使得其灌溉需求難以統一，集體灌溉很難實現，越來越多的農戶通過修建私人水利設施來滿足自己的灌溉需求，家庭化的灌溉方式日益盛行。本文研究的目的在于分析并驗證這種可能使農戶灌溉變得更加困難和復雜的灌溉方式演變是否會影響農戶的時間分配。為便于分析，本文采用時間四分法，即將農戶時間分為灌溉時間、從事農外創收性活動時間本研究中所指的農外創收性勞動時間除包括農戶的打工時間、從事商業活動時間外，還包括農戶進行規模養殖等種植業以外的農業生產活動的時間。、家庭內部生產時間和休閑時間。
為了能夠定量地分析這種變化所帶來的影響，本研究基于加里·貝克爾的時間和家庭生產分析框架，在時間分配理論的基礎上對這一問題進行探討。該理論的核心是假定家庭既是生產者又是消費者，這些家庭根據傳統廠商理論的成本最小化原則通過產品與時間等投入要素的組合進行商品生產。
農戶灌溉用水方程為：
因所有時間因變量（twi，tmi，tli，thi）都服從總時間約束，所以只需任選其中的三個因變量來進行估算即可。根據本研究主題的需要，選擇twi、tmi、tli。
根據勞動經濟學理論，影響人力資本的因素（年齡、性別、受教育程度等）會影響一個人對于市場活動的參與概率及參與時間，進而影響到其時間配置情況；當地的市場發育狀況也有類似效應。同時，農戶耕地擁有數量、耕地的水源條件等會直接影響農戶的灌溉時間；而家庭收入、家庭財產則不僅會影響到農戶對于農外創收性活動的選擇行為，還會因此影響農戶的休閑活動；家庭中未成年子女的數量有可能會加重家庭內的家務勞動負擔。同時，隨著農外就業機會的增加，農戶的時間價值在增加，時間增值將影響農戶的行為選擇，從而影響其在不同活動上的時間分配?；谏鲜龇治?，本文提出研究假設：
H：農戶采用的灌溉方式影響農戶時間分配。
Ha：農田水利灌溉方式的家庭化發展將會增加農戶用于灌溉的時間。
Hb：由于農戶的時間分配服從時間稟賦，農戶灌溉時間上的變化將會引起農戶其他生產或非生產性活動時間的變化。
三、樣本選擇與樣本描述
1.取樣方法
本文樣本來自2011年對湖北省S縣600戶農戶的實地調查。調查時由樣本鎮的鎮長協助，按照各村的灌溉條件分為好、中、差三個級別（三個級別的村莊數量分別占比30%、40%、30%），同時結合每個調查鄉鎮的水系分布狀況和所轄村莊的經濟發展狀況，共抽取20個樣本村莊。樣本村基本涵蓋了當地的主要灌溉水利狀況，具有廣泛的代表性。然后，在樣本村莊內抽選農戶，每個樣本村30個農戶，對農戶的選擇也由村干部協助，將被調查農戶按照灌溉條件分為好、中、差三個級別（三個級別的農戶數目分別占比30%、40%、30%），然后從每一級中分別選擇選擇9、12、9個農戶。
被調查農戶平均年齡在40～50歲之間，受教育程度平均為初中水平，平均每戶擁有15畝左右的耕地，以水田為主（90%以上的耕地為水田），家庭總收入中農業收入占相當大的比重。此外，還對不同農戶對不同灌溉方式的選擇意愿進行了調查，結果顯示，一半以上的農戶更愿意采用集體統一灌溉方式，占有效樣本總量的51%；另外，還有11%的農戶對兩種灌溉方式沒有明顯的偏好，認為家庭灌溉和集體灌溉各有利弊。
2.變量說明
本研究將農戶的時間分成四部分：灌溉活動上的時間、從事農外創收性活動時間、家庭內部生產時間、休閑時間。根據研究需要，從中選取灌溉時間、從事農外創收性活動的時間、休閑時間作為本研究的被解釋變量，分別用twi，tmi，tli表示；選擇農戶的灌溉方式作為解釋變量，該變量是虛擬變量，用Irii表示：如果農戶的農田灌溉以集體灌溉方式為主農戶灌溉大多數是集體灌溉與家庭灌溉相結合，但這兩種灌溉方式有主次之分。農戶以何種灌溉方式為主，本文依照農戶主觀判斷進行界定。，則Irii=1；反之，如果以家庭單獨灌溉為主，則Irii=0。同時，引入其他可能對農戶的時間分配造成影響的控制變量?？刂谱兞康倪x擇是在實地調研的基礎上，充分考慮調查地點的實際情況，并結合已有的經驗研究確定的，在不同的被解釋變量對應的回歸模型中，控制變量的選擇有所差異，但有相當一部分重合。
在分析不同的灌溉方式對于農戶灌溉時間的影響分析中，被解釋變量為灌溉時間（twi，灌溉時間=每次灌溉花費的時間×年灌溉次數），解釋變量為農戶采用的灌溉方式（Irii），此外，本文還引入了年齡（age）、性別（sex）、受教育程度（edu）、家庭總收入（income）、家庭總財產（possession）、水田面積（waterland）、農地離灌溉水源地的距離（dis）、村水源條件（vilg）、與本村農戶相比水源條件（wcond）、與本小組內成員相比水源條件（wpcond）、所在鄉鎮（town）等控制變量。農村家庭在農業生產方面的重要決策權主要在戶主一方，尤其是農田管理、灌溉方式的選擇上，通常戶主是家庭的主要決策人，因此，這里農戶層面的特質選擇了戶主的年齡、性別和受教育程度，對戶主的特征進行控制，來消除農戶層面的差異對于農田灌溉的影響；同時，本文選擇了所在鄉鎮、村級水源條件、與本村農戶相比水源條件、與本組農戶相比水源條件、農田離水源地的距離來控制農戶灌溉條件的差異對農戶灌溉時間的影響；經濟異質性的變量本文選擇了農戶的家庭總收入和總家庭財產；土地方面，考慮到旱地對于灌溉的要求不高，且灌溉頻次較低，一般為1次/季，而水田則需要耗費農戶大量的時間進行灌溉等農田管理，同時，考慮到被調查地是南方水稻區，農田以水田為主調查數據顯示，有85%的家庭水田占耕地的比重在80%以上。，因此，本文認為水田的數量對于農戶的灌溉時間有較大影響，故將其引入。
在分析不同的灌溉方式對于農戶農外創收性勞動時間的影響中，我們先對影響農戶非農勞動供給決策的因素進行分析，其中被解釋變量為農戶是否從事非農活動（是為1，否為0），用Di表示；解釋變量為灌溉方式（Irii）；控制變量為年齡（age）、性別（sex）、受教育程度（edu）、家庭勞動力數量（lab）、家庭總收入（income）作為家庭初始資產代理變量，預期家庭人均純收入高的家庭，有較強能力從事回報率較高的非農業。、總家庭財產（possession）、到市場的距離（market）用來反映家庭的外部環境，即農戶從事農外創收性活動的外部選擇機會，使用離縣城的距離作為其代理變量。弓秀云等（2009）的研究表明，離縣城遠的家庭，縣域經濟對其的輻射能力弱，獲取信息也不方便，從事非農勞動供給的交易成本較高，因此會減少非農勞動供給。等。眾所周知，非農部門的工資率對農戶非農的就業決策有很大影響，這里之所以沒有將非農部門的工資率納入解釋變量，主要是因為本文的研究是基于相似地域的同一時期內有著較高同質性的農戶數據，因此，本文假定對他們而言同一時期內非農部門的工資率大致相同。進而，在分析農田水利灌溉方式差異如何影響農戶從事農外創收性活動的時間時，被解釋變量是農戶從事農外創收性勞動的時間（tmi，包括養殖業、自營工商業、外出打工時間），解釋變量為灌溉方式（Irii）。此外，根據理論研究以及實地調研，確定年齡（age）、性別（sex）、受教育程度（edu）、是否擔任過村干部（leader）、是否是黨員（party）、家庭總收入（income）、總家庭財產（possession）、家庭耕地面積（land）、到市場的距離（market）、家庭勞動力數量（lab）、家庭中未成年子女的數量（chil）等影響農戶農外創收性勞動時間的重要因素為控制變量。其中，年齡、性別、受教育程度、是否擔任過村干部、是否為黨員作為農戶層面的特征變量，用以消除不同農戶層面的差異對農外創收性勞動時間的影響；家庭總收入、總家庭財產作為農戶間經濟異質性的代理變量；農業勞動與農外勞動存在一定程度上的替代關系，因此選擇家庭耕地數量作為農戶農業勞動機會的代理變量；同時，離市場的距離是衡量農外勞動機會的重要代理變量，通常情況下認為，市場距離的增加會減少勞動者的市場勞動參與率和參與時間，因此，將這一變量引入模型也是必要的。
研究不同灌溉方式如何影響農戶休閑時間時，被解釋變量為農戶休閑時間（tli，農忙、農閑時段休閑時間加總），解釋變量為灌溉方式（Irii），控制變量為年齡（age）、性別（sex）、受教育程度（edu）、家庭收入（income）、家庭財產（possession）、家庭耕地面積（land）、市場距離（market）、家庭勞動力數量（lab）、未成年子女數量（chil）等。
四、實證分析
本文基于調研數據，實證分析農田水利灌溉方式轉變對農戶時間分配的影響，主要包括兩個問題：采用不同灌溉方式的農戶的灌溉時間有無顯著差異？灌溉方式轉變對農戶分配到其他活動（創收、休閑）的時間有無影響？
1.不同的灌溉方式對農戶灌溉時間的影響分析
為考察不同灌溉方式對農戶灌溉時間的影響，構建多元線性回歸模型如下：
twi=f（Irii，age，sex，edu，town，vilg，dis，wcond，Ln（possession），Ln（income），waterland）+εi
其中，twi表示灌溉時間，Irii表示農戶灌溉方式，i代表農戶，εi表示隨機誤差項。引入的其他解釋變量包括所屬鄉鎮、村水源條件、戶主年齡、戶主性別、戶主受教育程度、農田離灌溉水源地的距離、與本村農戶比水源條件、與本組農戶比水源條件、家庭總收入、總家庭財產、水田面積、面積最大的水田畝數等。
本文首先對變量進行了皮爾森相關性檢驗，結果顯示與本村農戶相比水源條件和與本小組農戶相比水源條件、面積最大的水田畝數和水田面積間存在相關性；家庭總收入與水田數量之間存在一定程度的正相關性，這可能是因為當地農民的收入來源單一；水田面積與農民總收入之間存在顯著的相關性。在后繼回歸分析中，筆者對變量重新進行了篩選，僅保留家庭總財產作為農民經濟異質性的代理變量，將家庭總收入剔除。為了弱化極端值的離群趨勢，使數據分布曲線更加平滑，對家庭總財產取對數，回歸結果見表3的模型a和模型b。
回歸結果顯示，模型具有統計學意義，在控制了影響農戶灌溉時間的其他因素之后，灌溉方式對農戶灌溉時間的影響依然非常顯著，且其相關系數是所有解釋變量中最高的，說明采用統一灌溉方式的農戶比采用家庭單獨灌溉的農戶在農田灌溉方面平均可以節約235.71小時。此外，農田離灌溉水源地的距離、農戶所在鄉鎮、與本村農戶相比水源條件等反映農戶灌溉條件的解釋變量均表現出了較好的統計特性，均對農戶的灌溉時間有著顯著影響。
本文繼續對被解釋變量灌溉時間取對數，重新建模，回歸結果見表3模型c和模型d，模型的擬合優度和系數的顯著性具有較大提高。對被解釋變量灌溉時間取對數重新回歸之后，發現解釋變量水田數量獲得了較好的統計特性，水田數量對農戶灌溉時間的影響由不顯著變為顯著。這說明之前該變量的不顯著可能是由于樣本量較小，或者是數據抽樣誤差導致的。
2.不同的灌溉方式對農戶農外創收性勞動時間的影響分析
本文構建了影響農戶從事農外創收性活動決策的模型和農戶農外創收性勞動時間的影響因素模型。影響農戶從事農外創收性活動決策的Logit模型表達式如下：
Di=f（Irii，xk）+εi
其中，Di為農戶是否從事農外創收性活動，Irii為農戶灌溉方式，xk（k=1，2，…n）為控制變量：性別、年齡、受教育程度、灌溉方式、距離最近集市的距離、未成年子女數量、耕地數量、家庭總收入、總家庭財產等?；貧w結果如表4。
從表4可以獲知：耕地擁有量越多、年齡越大的農戶參與農外創收性勞動的概率越低，家庭總收入和總家庭財產較高的農戶參與農外創收性勞動的概率較高；采用集體統一灌溉方式的農戶比采用家庭灌溉方式的農戶更有可能從事農外創收性勞動。但變量的系數在統計上不顯著，原因可能是由于解釋變量對被解釋變量產生影響是一個小概率事件，也有可能是由于樣本量偏小或者數據誤差造成的。該回歸結果只能作為判斷解釋變量對農外創收性勞動參與概率的影響符號的參考，很難說明各個因素對農外創收性勞動參與概率的具體影響大小。
接下來，就灌溉方式對農戶農外創收性勞動時間的影響進行分析。由于樣本中有相當一部分觀察值為0，如果采用普通最小二乘對農戶農外創收性勞動時間的影響因素模型直接回歸，那么估計將是有偏的，并且不滿足一致性要求，故采用Tobit模型如下：
其中，twi表示從事創收性活動的時間，Irii表示農戶的灌溉方式，xk（k=1，2，…n）表示一組解釋變量：戶主年齡、戶主性別、戶主的受教育程度、灌溉方式、耕地數量、農外創收性收入、家庭總收入、家庭總財產、家庭距離最近集市的距離、家庭中未成年子女的數量、戶主的其他個人特征（包括是否為黨員、是否曾經擔任過村干部）等。
對變量進行皮爾森相關性檢驗，發現農外創收性收入這一變量與家庭總收入、家庭總財產相關性過大。根據結果，在后繼回歸分析中將農外創收性收入變量剔除，僅將家庭總收入和總家庭財產作為衡量家庭經濟狀況的代理變量，得到模型a；將變量是否擔任過村干部和是否為黨員從模型中剔除得到模型b（見表5）。
結果顯示，解釋變量對被解釋變量的影響符號與預期基本一致，灌溉方式對農戶時間分配的影響不能被忽略。分析表明，灌溉方式的不同對農戶農外創收性勞動的時間有較大影響，采用集體統一灌溉方式的農戶在農外創收性勞動上投入的時間要遠遠多于采用家庭灌溉的農戶；耕地數量與農戶從事農外創收性勞動的時間呈負相關，家庭總收入與農外創收性勞動時間正相關；在模型b中，受教育程度對農戶農外創收性勞動時間表現出顯著的正向影響本文的回歸結果與現有研究結論保持一致，例如：Kimhi（2001）研究認為，離城鎮的距離越遠，非農就業就越少，教育水平對農業和非農業就業有正向影響，尤其是非農就業；Shahidur（1998）認為，離市場距離的增加會減少婦女對于市場工作的參與率，也因此會減少市場工作的時間。。
3.不同的灌溉方式對農戶休閑時間的影響分析
為觀察不同灌溉方式對農戶的休閑時間的影響，構建OLS模型：
tli=f（Irii，sex，edu，land，Ln（possession），Ln（income），market，chil，party，Di）+εi
其中，被解釋變量為農戶休閑時間，解釋變量是灌溉方式，控制變量為性別、受教育程度、家庭耕地數量、家庭總收入、總家庭財產、家庭距離最近集市的距離、家庭中未成年子女數量、戶主其他個人特征（是否為黨員等）、是否參與農外創收性勞動等?；貧w結果如表6。
結果顯示，除灌溉方式外，其他變量對被解釋變量休閑時間的影響符號與預期大致相同；灌溉方式對農戶休閑時間的影響與預期相反，即采用集體統一灌溉的農戶反而比采用家庭單獨灌溉的農戶擁有更少的休閑時間，但結果不顯著，這與預期并不一致；家庭耕地數量、當年是否參與農外創收性勞動、家庭總收入是影響農戶休閑時間長短的重要變量；農外勞動對農戶的休閑時間具有較高的替代效應；家庭耕地數量對農戶休閑時間的增加有積極作用。
五、結論
農業是國家之命脈，灌溉是農業的咽喉。農村舊有稅費制度及以工代賑等政策所支撐的農村水利體系隨著農業稅和“兩工”取消已遭到破壞。與此同時，農戶的灌溉行為開始不局限于集體灌溉，而向以家庭灌溉為主的多種灌溉方式并存轉型。本文研究表明，農田水利灌溉方式的轉變對農民時間分配有較大的影響。灌溉方式由集體統一灌溉向家庭灌溉的轉變，不僅增加了農戶在農田水利灌溉上的時間支出，也減少了農戶在農外創收性勞動上的時間投入。此外，在本文研究中，灌溉方式與農戶的休閑時間二者之間則呈現非顯著負相關關系，這值得今后進一步研究。
參考文獻：
賀雪峰. 2006.退出權、合作社與集體行動的邏輯[J].甘肅社會科學（1）：2328.
胡鞍鋼. 2003.城市化是今后中國經濟發展的主要推動力[J].中國人口科學（6）：7884.
加里·貝克爾.2008.人類行為的經濟分析[M].王業宇，陳琪，譯.上海：上海三聯書店，上海人民出版社.
林萬龍. 2000.家庭聯產承包制的實施與農村社區公共產品供給制度變遷[M].中國農業大學出版社.
羅興佐. 2005.稅費改革后的農田水利困境——湖北省荊門市五村調查[J].調研世界（11）：3739.
馬培衢，劉偉章，祁春節.2006. 農戶灌溉方式選擇行為的實證分析[J].中國農村經濟（12）：4554.
唐忠，李眾敏.2005. 改革后農田水利建設投入主體缺失的經濟學分析[J].農業經濟問題（2）：3440.
王琪延，張衛紅，龔江輝.1999.城市居民的生活時間分配[M].北京：經濟科學出版社.
朱農.2005.中國勞動力流動與“三農”問題[M].武漢：武漢大學出版社.
（編輯：夏冬；段文娟）
農戶投資實證分析論文范文第3篇
重慶由于歷史條件以及地理位置各方面的原因, 各個地區不僅經濟發展狀況不同, 教育發展狀況也有很大的差異。據2010年數據統計, 重慶42個區縣中, 財政教育支出總額排在前三名的分別是江北區、綦江縣和萬州區, 人均教育經費支出排在前三名的是江北區、南岸區、渝中區, 人均GDP排在前三名的分別是渝中區、雙橋區和大渡口區。人均教育經費支出最多的是江北區, 是人均教育支出最少的忠縣的4.4倍。重慶市的人均教育支出是727.91元, 全市達到平均水平的區縣有28個。各個區縣人均教育經費支出和人均GDP存在著很大的相關性, 人均GDP越多, 相應的人均教育經費支出也越多。從整體來看, 重慶市經濟較為發達的主城區在各個方面都高于經濟相對落后的郊縣地區。由此可見, 一個地區的教育發展情況很大程度依賴于該地區的經濟發展情況。
2 理論基礎
最早就教育對經濟增長的貢獻進行測量的人是美國芝加哥大學教授舒爾茨。在1961年發表的《教育與經濟效益》一文中, 他用增長因素分析法 (或稱余數測量法、余量法) 計算出美國1929~1957年間整個國民收入增長額中, 教育投資的收益占了33%的份額, 平均教育投資收益率為17.3%, 從而開創了這一領域研究的先河。
美國另一位經濟學家丹尼森在他1962年出版的《美國經濟增長的源泉及我們的選擇》一書中用系數法測算了美國1929~1957年間教育對經濟增長的貢獻率。研究結果表明, 在此期間美國教育對經濟增長的貢獻率為23%, 若考慮知識增進的作用, 則同期教育對經濟增長的貢獻率為35%。
3 實證分析
3.1 模型的建立與變量的選取
回歸模型以菲德模型為基礎模型, 菲德模型的構建方法是將整個經濟部門劃分為出口部門和非出口部門兩個部門, 使整個經濟領域的生產活動都是在這兩個經濟部門中進行, 并且假設出口部門和非出口部門的邊際要素生產率不同, 由此分別構建出口部門和非出口部門的生產函數:
式中:N——非出口部門的產出;E——出口部門的產出;N——非出口部門;E——出口部門;kn, ke——分別投入到兩個部門的資本;Ln, LE——分別投入到兩個部門的勞動。
在兩部門不同的生產函數的基礎上, 推導出了出口對經濟增長直接影響和間接影響的計量模型如下:
借助菲德模型的分析思路, 把教育投資對經濟增長的作用, 類同于出口對經濟增長的作用, 并把國民經濟部門劃分為教育部門和非教育部門兩大部門。并得到假設:1.教育部門和非教育部門的邊際要素生產率存在差異;2.教育部門的經濟產出在同期發生, 即沒有滯后性。
引入的變量為Y、I、L、E, 其意義依然分別代表GDP、固定資產投資、就業人口和財政性就業投資。
Y1、L1、I1、E1分別表示經濟發達地區的GDP、就業人口、固定資產投資和教育投資;Y2、L2、I2、E2分別表示經濟較發達地區的GDP、就業人口、固定資產投資和教育投資;Y3、L3、I3、E3分別表示經濟欠發達發達地區的GDP、就業人口、固定資產投資和教育投資;α1、β1、γ1、α2、β2、γ2、α3、β3、γ3均為待估參數。
為較科學地對省內各地區從經濟發展水平上進行歸類, 按2010年重慶市各地區人均GDP將重慶市40個區縣劃分為三類, 將人均GDP大于重慶市平均GDP的區縣化為一類, 其中包括渝中區、雙橋區、大渡口區、九龍坡區、江北區、南岸區、渝北區、沙坪壩區、涪陵區、北碚區、長壽區、巴南區、萬州區、合川區和江津區;將人均GDP低于重慶市平均人均GDP且高于一萬元的地區化為一類, 包括永川區、榮昌縣、黔江區、萬盛區、武隆縣、潼南縣、銅梁縣、璧山縣、綦江縣、梁平縣、石柱縣、秀山縣、忠縣、城口縣、大足縣;將人均GDP低于一萬元的歸為欠發達地區, 其中包括奉節縣、彭水縣、南川縣、豐都縣、開縣、巫山縣、巫溪縣、酉陽縣和云陽縣。
在具體的樣本區間和樣本數據的選擇中, 將重慶市按GDP總量劃分的三個地區, 經濟發達地區、教育較發達地區和經濟欠發達地區, 取這三個地區所包含的所有區縣的2003年~2012年的教育投資總量的平均數。同樣的方法, 我們也可以獲得三個地區2003年~2012年間GDP、固定資產投資量和就業人數方面的數據。
3.2 回歸分析
對重慶市內按經濟發達程度所劃分地區的地區進行多元線形回歸, 回歸結果如下:
通過以上回歸結果可以看出, 教育對于發達地區的經濟增長的產出彈性為0.412, 已經超過了資本和勞動力的貢獻, 教育對經濟增長的作用突出。教育投入增長1%, 則經濟產出就會增長0.412%。相比較而言, 欠發達地區教育投資對經濟增長的產出彈性是最小的, 為0.201%, 欠發達地區固定資產投資對經濟增長的產出彈性在三個經濟發展程度不同的地區也是最小的, 為-0.121%。
4 結論分析
通過對比發現, 在1997~2012年重慶市的經濟發展中, 經濟發達地區產出彈性最高, 比欠發達地區高約0.211個百分點, 比較符合重慶市實際情況。
通過對重慶市經濟的實際考察分析發現, 重慶市發達地區主要是第二產業和第三產業, 而在欠發達地區則以第一產業為主, 欠發達地區產業化水平低于發達地區。三類產業對勞動者的科學文化程度和技能水平的要求也不同。目前重慶仍然采用的是傳統的農業生產方式, 對勞動者的技能水平要求不高, 主要以體力勞動者和勞動者的數量投入為主, 科技含量也較不高, 因此即便勞動者具備較高的科學文化水平, 由于受到生產制度和生產方式的限制, 其知識對經濟的增長效應也無法充分發揮出來。而在發達地區, 由于第二產業和第三產業所占比例相對較高, 而這兩類產業對勞動者的技能素質要求較高, 特別是第三產業中的科研、金融、通信、信息等行業, 由于它們的技術含量較高, 所吸納的主要是腦力勞動者, 由此教育在第二產業和第三產業中的作用更為突出, 其邊際產出貢獻也更大, 因此相較于欠發達地區, 發達地區的教育投資對教育增長的貢獻就更大。
摘要：重慶直轄十多年來, 社會經濟和教育事業得到了飛速的發展, 但重慶作為一個典型的“大城市+大農村”二元經濟結構非常明顯的地區, 教育的發展在農村和城市之間發展也非常不均衡。本文按經濟發展水平將重慶市劃分為三個區域, 分析三個地區的教育投資狀況, 并借助菲德模型和回歸分析方法測算出各個地區教育投資對經濟增長的貢獻。從而得出在目前的教育和經濟發展水平下, 教育投資側重于哪個地區對經濟增長的貢獻最大。
關鍵詞：重慶教育,教育投資,經濟增長
參考文獻
[1] 教育部財政司.中國國教育經費統計年鑒 (1997-2010) [Z].北京:中國統計出版社, 2010.
[2] 重慶年鑒編委會.重慶市統計年鑒 (1997-2010) [Z].北京:國統計出版社, 2010.
[3] 中華人民共和國國家統計局:中國統計年鑒 (1997-2010) [Z].北京:人民教育出版社.
[4] 王善邁.教育經濟學概論[M].北京:北京師范大學出版社, 1989.
農戶投資實證分析論文范文第4篇
本研究數據以河北省張承地區為研究對象,采取調查問卷的形式對張家口、承德兩市共發放問卷400份,有效問卷352份。其中張家口185份,承德167份,有效率達88.0%。本研究通過spssp 19.0軟件采取二元Logistic回歸模型進行對各因素進行測算。通過概率比較找出影響農戶耕地流轉的主要因素,并對主要因素進行分析論述,提出建議和措施。
2 結果與分析
2.1 務農人員年齡、家庭人口總數與農地流轉呈負相關
在回歸模型中,務農人員年齡、家庭人口總數均達到5%的顯著性水平,其作用方向為負向,表明農戶的年齡越大,收入來源越為單一,越傾向于自己耕種土地;家庭總人數越多,對糧食的需求壓力越大,將耕地流轉出去的意愿較小。
2.2 外出打工者比例、農戶文化素質與農地流轉呈正相關
家庭成員外出打工者比例、農戶文化素質均達到1%的極顯著水平,且回歸系數達1.852和1.504,回歸系數較大。表明家庭成員外出打工比例越大,越不愿自己耕種土地,農地流轉的可能性越大;農戶文化素質越高,非農就業機會越大,越傾向于土地流轉,這從另一角度也表明耕地收益相對較低。
2.3 農戶收支比、家庭非農收入比例與農戶耕地流轉呈正相關
從模型的運行結果來看,農戶收支比、家庭非農收入比例均達到5%的顯著性水平,其作用方向為正向。表明農戶家庭收支比越高,生活水平越高,就更傾向于土地流轉。家庭非農收入比例越高,其收入來源越趨于多元化,將土地流轉出去的意愿更為強烈。
3 促進貧困地區耕地有序流轉的對策與建議
3.1 規范流轉程序,加快產業結構調整
明確流轉雙方的權利義務,規范流轉程序,是耕地有序流轉的關鍵。這需要一方面政府做好前期準備工作,將土地流轉的相關政策、法規及時宣傳到戶;另一方面加強政府監管與服務,規范流轉程序,通過書面形式確定流轉雙方權利義務,盡可能降低由流轉所帶來的風險。同時,通過耕地流轉,加快農業產業結構調整,因地制宜發展農村農業經濟。
3.2 發展區域特色產業,提高非農就業機會
目前國家大力推進精準扶貧,地方政府應以此為契機,發展特色產業。尤其研究區中大部分地區為山區,且自然景觀具有天然優勢,可大力發展旅游業,以此為依托發展生態觀光、采摘園、農家院等,既能使農村剩余勞動力得到有序轉移實現非農就業,又能促進農村土地流轉,實現區域農業經濟規?；?、產業化發展。
3.3 加強農村勞動力素質教育,完善農村社會保障體系
調查問卷顯示,農戶文化素質與土地流轉呈正相關。文化素質的提高,為農民選擇不同職業提供技術保障,因此加強農村勞動力素質教育,提高農民教育文化水平,有利于促進勞動力轉移,推進土地流轉。另外,農村社會保障體系的相對不完善是土地流轉的一個重要障礙因素,農民的戀地情結也更多的緣于土地是其重要的未來生活保障,解除農民流轉土地的后顧之憂需要農村教育、醫療、養老等社會保障制度的進一步完善。
摘要：本文結合張承地區農戶調研數據,采用spss 19.0軟件構建Logistic回歸模型,對農戶耕地流轉的影響因素進行實證分析。結果表明,務農人員年齡、家庭人口總數、外出打工者比例、農戶文化素質、家庭收支比和家庭非農收入比例對農戶耕地流轉有顯著性影響,并在此研究結果的基礎上提出了促進貧困地區經濟發展的相關建議。
關鍵詞：土地流轉,logistic回歸,農戶家庭特征,張家口,承德
參考文獻
[1] 許恒周,郭忠興.農村土地流轉影響因素的理論與實證研究——基于農民階層分化與產權偏好的視角[J].中國人口.資源與環境,2011,21(03):94-98.
[2] 王兆林,楊慶媛.農戶兼業行為對其耕地流轉方式影響分析——基于重慶市1096戶農戶的調查[J].中國土地科學,2013,27(08):67-74.
農戶投資實證分析論文范文第5篇
摘要：在對國外現有相關研究系統分析的基礎上，指出了現有研究在對反轉和動量效應的識別方法、成因解釋和投資應用上的缺陷，并結合證券市場普遍存在分形特征的現實情況，從引入分形理論的視角對上述缺陷的解決方案進行了展望，以期為學術界和實務界提供參考。
關鍵詞：證券市場；反轉效應；動量效應；分形理論
一、引言
證券市場中廣泛存在的反轉效應（ContrarianEffect）、動量效應（Momentum Effect）日益被Asness等（2013）、Franck等（2013）等眾多學者當成最讓人撲朔迷離的市場異象之一。所謂反轉效應，是指在過去一段時間內業績較好或較差的證券在未來的業績會相對較差或較好，即證券的業績發生了逆轉；而動量效應，或稱慣性效應，與反轉效應相對，是指證券的業績在未來延續過去的趨勢。這兩種市場異象分別由DeBondt和Thaler（1985）、Jegadeesh和Titman（1993）提出，并得到了學術界和實務界的密切關注。如今，這兩種異象已涉及市場效率、投資者行為偏差、投資策略等經典金融學和行為金融學領域中的多個重要問題，其重要性不言而喻?；诖?，本文對這兩種異象的研究現狀進行了系統的分析，在此基礎上，對其未來研究進行了探討，以期彌補尚無文獻對其系統闡述的空白，并提供參考。
二、現有研究評述
（一）反轉和動量效應的經典金融理論解釋
反轉和動量效應最初作為反對市場有效的證據，分別由DeBondt和Thaler（1985）、Jegadeesh和Titman（1993）將之作為市場異象而公之于眾。Fama（1970）在前人的基礎上，創造性地將有效市場假設（Effieient Market Hypothesis，EMH）歸納為公理，為經典金融學奠定了基石。在EMH下，證券的價格或收益率遵循隨機游走（Random Walk），時間序列中不應具備價格預測功能。DeBondt和Thaler（1985）通過考察前期業績中的“輸家”和“贏家”組合在其后的表現，發現業績發生了逆轉，前期業績表現較差的證券其后的業績表現較好，且該種現象較為顯著。與此相對，Jegadeesh和Titman（1993）在其他的數據樣本上采用相似的研究方法，發現證券的業績具有“強者恒強，弱者恒弱”的動量持續性；利用該種現象可以獲得超額收益。這表明，現實的證券價格時間序列中具備價格預測功能，該結論與EMH結論大相徑庭，對EMH形成了有力的沖擊。對此，Fama和French（1996）認為超額收益率來自于風險補償，反轉效應可用Fama-French三因子模型（FF3）給予解釋，但FF3難以解釋動量效應。無獨有偶，Sehgal和Jain（2013）以印度、中國、韓國股市為樣本得到了類似的結論。但Antonios等（2006）、Wu等（2012）等學者以英國股市為例聲稱反轉效應難以被FF3解釋。如今，Cakicia等（2013）、Asness等（2013）等學者以局部因素、流動性風險、全球風險等角度嘗試對其詮釋，但尚未獲得普遍的認可，其解釋力度也遠遠不夠。由上可見，反轉和動量效應的發現對以EMH為基石的經典金融理論提出了挑戰，經典金融理論難以對這兩種現象加以解釋。
（二）反轉和動量效應的行為金融理論解釋
面對經典金融理論對反轉和動量效應現象乏力解釋，行為金融理論一顯身手。DeBondt和Thaler（1985）首次指出反轉效應是由于投資者對市場新流入的信息反應過度而導致的；而對于動量效應，Jegadeesh和Titman（1993）率先將其歸因于投資者對信息的反應不足。Tetlock（2011）對此不以為然，他認為投資者對信息的反應不足導致了反轉效應，對信息的反應過度導致了動量效應。上述兩種觀點格格不入，但孰是孰非，尚未獲得學者們的直接回答。部分學者將動量和反轉效應歸結其他投資者行為偏差。Grinblatt和Han（2005）、Asem和Tian（2011）等學者將反轉和動量效應歸因于前景理論、心理賬戶、投資者過度自信等非理性行為。Kubinska（2012）指出處置效應導致了反轉和動量效應，且對前者的影響更大。但Novy-Marx（2012）認為反轉效應可能是日歷效應產生的幻覺，與處置效應無關。對此，Li等（2010）發現中國股市無動量效應但存在顯著的反轉效應，且該現象與日歷效應無關。Chou和Lin（2010）認為中國股市存在動量效應，投資者未對信息充分反映?？梢?，行為金融理論將反轉和動量效應歸因于投資者行為偏差，但不同的行為偏差間相容性較差，至今未對其給出可接受的解釋。
（三）反轉和動量效應的實踐應用
面對反轉和動量效應的普遍存在性，實務界將其應用于投資策略中，部分學者將之視為市場異象，研究其投資可獲利性。反轉策略和動量策略是基于反轉和動量效應最為直接的投資策略。反轉策略，是指賣出或賣空前期業績表現較好的證券且買入前期業績表現較差的證券進行投資。動量策略又被稱作慣性策略，與反轉策略恰好相反，即通常所言的追漲殺跌。Li等（2010）利用中國股市事后模擬發現反轉策略投資可獲得高達12%的長期平均收益。Akarim和Sevim（2013）在新興市場上，認為利用均值回復模型使用反轉策略依然可獲得優異的投資業績。Balvers和Wu（2006）認為動量策略也可獲得較好的業績，使用動量反轉混合策略更加優于單獨使用動量或反轉策略。然而，這些策略往往是基于學術界的理論分析，所謂的優異業績僅是事后模擬的結果；投資實踐中，動量和反轉策略的確為投資者所偏愛，但并未獲得較好的投資業績。Galariotis（2013）指出全球主要的證券市場和法國的證券市場利用反轉策略所獲得的業績不具備可持續性。Franck等（2013）發現規?？壳暗牡聡鹁褂昧藙恿客顿Y策略，但其所產生的業績并未超越其他基金。這些研究表明，真正應用動量和反轉效應獲利并非易事。事實上，對動量和反轉效應的確認以及效應持續的時間長度都會制約投資收益。Chou和Lin（2010）實證分析發現動量策略和反轉策略存在最優投資期限，不同的投資期限下動量和反轉策略的收益大不相同。由Novy-Marx（2012）的研究可知，對動量效應識別容易出錯，動量效應的識別錯誤將影響投資決策進而影響收益?？梢?，基于動量和反轉效應雖被投資者所利用，但其中尚存在諸多缺陷。
綜上所述，學術界已從經典金融與行為金融理論的視角對動量和反轉效應進行了大量的研究，但兩種現象依然讓人感到迷惑；同時，這兩種效應在實際應用中也未盡如人意。
三、缺陷和展望分析
（一）現有反轉和動量效應的識別方法單一陳舊，應引入分形方法對其鑒別
現有識別反轉和動量效應的方法單一陳舊，本質上與DeBondt和Thaler（1985）、Jegadeesh和Titman（1993）方法相差無異，幾乎都是通過考察排序期“輸家”和“贏家”組合在檢驗期的業績表現對其進行識別。該方法中，組合業績度量的準確性至關重要。目前學者們普遍采用收益率、Sharpe比率等指標測量組合的業績。然而，收益率在測量業績時未曾考慮風險，因此，用其度量業績難以避免組合前期以“風險換收益”的情況，其合理性值得懷疑；Sharpe比率作為業績測度指標，其基礎在于收益率服從正態分布。近年來，證券市場呈現分形特征已被Peters（1994）、Yalamova（2012）等大量學者所揭示，現已受到了學術界廣泛的認可。金融時間序列的分形特征表明收益率往往服從“尖峰厚尾”分布，為此，Homm和Pigorsch（2012）指出利用Sharpe比率度量業績時存在測量偏差。收益率的非正態分布以及業績測量指標對測量區間的依賴性均可能造成業績度量偏差，最終將導致對反轉和動量效應的識別錯誤。業績測量的細微差異導致結論大相徑庭的文獻并不罕見，諸如前文所述，Li等（2010）、Chou和Lin（20lO）在探討中國股市時，兩者便因業績測量區間的微小差異導致所得到的結論大不相同。
既然現有識別的反轉和動量效應的方法未曾考慮到金融時間序列中普遍存在的分形波動特征，因此，在改進識別方法時理應充分重視證券市場存在分形波動。所以，引入分形方法對反轉和動量效應進行識別十分自然。理論上，這樣的構想并非是無稽之談。隨著Wei和Huang（2005）設計出多重分形波動測度指標，基于該指標構造出業績測度指標應對時間序列的分形波動便有望實現減少業績測量偏差的目標。故引入分形方法有望克服原有識別反轉和動量效應方法在測量組合業績時的缺陷。由此可見，引入非線性方法識別反轉和動量效應具有一定的優越性和可行性。
（二）反轉和動量效應的成因分析零散，應引入分形市場假設對其改進
當前，在解釋反轉和動量效應時，無論是基于經典金融理論的視角，還是基于行為金融理論的視角，所得結論零零散散，尚無較為廣泛接受的觀點；甚至，部分觀點互不相容。經典金融理論以投資者的經濟理性為假設，而行為金融理論以投資行為偏差為出發點。真實的證券市場，不僅是經濟和商業形勢的映射，更是投資者情緒的晴雨表；真實的證券價格是投資者理性決策和情緒干擾混合后的產物?，F有研究將經典金融理論與行為金融理論作為涇渭分明的兩種路徑，來分別探討反轉和動量效應的內部運行機理，這容易陷入盲人摸象般的窘境，更難以讓成因解釋具有力度。Peters（l994）集眾人之智、采眾家之長，提出了分形市場假說（Fractal Market Hy-pothesis，FMH），現已得到了Wei和Huang（2005）、Yal-amova（2012）等眾多學者的普遍認可。FMH不僅重視投資者對經濟與商業形勢的理性分析，還重視投資者在市場情緒氛圍下的種種行為，是兩種金融理論融合下的產物，是實際證券市場的真實重構。在FMH的框架下，結合經典金融理論與行為金融理論，對反轉和動量效應的內部運行機理進行分析有望形成鏗鏘有力的解釋。
（三）反轉和動量策略在投資實踐中難以應用，引入分形理論可對其改善
Jank和Wedow（2013）等學者指出，基金業績是基金公司的聲譽，是基金公司占領市場份額的核心競爭力。因此，尋找切實可行的反轉投資策略具有重要的實際價值。目前，雖然一些基金公司采用反轉或動量策略進行投資，但Galariotis（2013）、Franck等（2013）等學者分析顯示這些基金公司在業績上并沒有體現出優越性。盡管Li等（2010）、Akarim和Se-vim（2013）等學者從事后分析的角度提供的反轉和動量策略，但實際投資活動與事后分析大相徑庭。因此，這些策略在實際投資中的有效性尚未得到保障。要真正做到將理論上的反轉和動量策略用之于投資實踐，除了考慮市場摩擦、交易成本等廣為人知的因素之外，反轉或動量效應的持續時間與投資者的投資區間的匹配問題、反轉或動量策略的風險控制問題也必須加以考慮。
在真實的證券市場上，不同的投資者其投資期限千差萬別，即使基金公司這類機構投資者也不例外。根據Chou和Lin（2010）的研究可知，反轉或動量效應難以在真實的證券市場長久不消。因此，有效的反轉或動量策略應充分考慮投資者投資期限。投資者的投資區間、反轉或動量效應的持續區間的匹配是反轉或動量策略方實現優異投資業績的前提條件。在實際投資中，正如FMH所言，投資者投資期限具有多樣性；從而準確測量反轉或動量效應的持續時間或強弱變化情況便必不可少，但這卻并非易事。當前也鮮有研究反轉或動量效應強弱變化或關注其持續時間測量的文獻。然而，正如Wei和Huang（2005）、Yalamova（2012）所言，實際的證券價格具有分形特征。利用分形理論刻畫價格分形走勢較之現有線性理論更為合適。一旦價格復雜的走勢被分形理論所刻畫，價格波動中反轉或動量效應的持續時間或強弱變化將迎刃而解。
有效的投資策略不應該是靠騎乘風險來換取收益。對開放式基金而言，以風險換收益的行為后果十分嚴重。一旦風險降臨，基金極有可能在業績排名中位居末座；而名次是基金的聲譽，此時，投資者大量贖回基金將讓基金公司雪上加霜。因此，對代人理財的基金公司而言，風險控制尤為重要。在此背景下，基金公司理應對反轉和動量策略的風險給予足夠的認識。投資風險主要包含非系統風險和系統風險，基金公司常常持有的資產組合可能分散掉了非系統風險，但仍需面對系統風險。反轉或動量策略和系統風險之間的相互關系，現有研究并未直接回答。證券市場呈現分形特征的實際情況下，系統風險比人們預想的要多得多。因此，引入分形理論探究反轉和動量策略的相互關系十分必要。
綜上可見，反轉和動量效應仍有許多地方需要深入研究。在證券市場普遍呈現分形特征的現實情況下，將分形理論引入反轉和動量效應的研究中對學術界和實務界都有啟示作用。
四、小結
本文從反轉和動量效應的經典金融理論解釋、行為金融理論解釋、投資實踐中的應用三個角度對反轉和動量效應的既有文獻進行了梳理。盡管學者們已對其進行了卓有成效的研究，但仍存在識別方法不盡合理、形成原因解釋缺乏力度、難以用于實際投資等缺陷。通過對這些缺陷的詳細分析，以及考慮到分形市場理論更能準確地描述真實的證券市場，本文將分形理論引入其中，對上述缺陷的完善提供了一些展望，以期為理論界或實務界提供參考。
參考文獻：
[1]Asness C S，et al.Value and Momentum Every-where[J].The Journal of Finance，2013，68（3）：929-985.
[2]Franck A，et al.Momentum Strategies of Ger-man Mutual Funds[J].Financial Markets and PortfolioManagement，2013，27（3）：307-332.
[3]DeBondt WFM and R Thaler.Does the StockMarket Overreact？[J].The Journal of Finance，1985，40（3）：793-805.
（責任編輯：賈偉）
農戶投資實證分析論文范文第6篇
[摘要]我國證券市場中個人投資者眾多，羊群行為這種非理性心理影響了證券市場的有效性，甚至引發金融危機。文章將通過計量模型對股市中的羊群行為進行實證分析，在ARCH模型的基礎上，以上證180指數樣本股作為模型數據，以橫截面絕對偏離度CSAD作為研究指標，運用Eviews8.0軟件和Excel軟件，證實我國股市確實存在顯著的羊群行為，并對如何減小羊群效用提出可行性建議。
[關鍵詞]羊群行為；ARCH模型；橫截面絕對偏離度CSAD
[DOI]10.13939/i.cnki.zgsc.2018.20.054
1 引言
證券市場上存在一種非理性行為，即投資者的交易行為會受到其他投資人的影響，效仿他人交易，這種隨波逐流行為的作用程度被稱為“羊群效應”（Herd effect）。
20世紀末，金融學家開創了研究投資者的行為金融學理論的先河。證券市場中的羊群行為受到了廣泛關注并成為證券市場研究領域的一個新熱點。我國市場是股價只反映了信息的“弱式有效市場”或是只達到了反映了所有公開信息和小部分未公開信息的“半強式有效市場”。
總的來說，無論從當前形勢還是長遠角度的發展態勢，深入對羊群行為理論的研究將會推動我國證券市場的健康、穩定和有序。
2 對滬市羊群行為的實證研究
2.1 基于ARCH模型股市羊群行為的研究方法
ARCH模型（自回歸條件異方差模型）將當前所有能夠被獲取的股價收益信息為條件，利用推定的自回歸方程來刻畫方差的變異程度。將市場組合收益率和個股收益率橫截面偏離程度作線性回歸分析，以及定量地測定羊群行為度的大小。
因此衡量股票市場上是否存在著羊群行為，則利用橫截面絕對偏離程度指標CSAD，主要是通過判定一次項系數和二次項系數是否顯著是負數。
2.2 模型建立及數據來源
2.2.1 研究的數據來源
樣本數據：上證180指數樣本股日收盤價
樣本時間區間：2017年7月1日至2018年3月15日
選取這些股票作為樣本，是基于以下兩個方面的原因：首先是本文選取的股票是大盤股，它們的市值占滬市總市值的份額較大；其次是由于本文主要對上海證券市場的股票進行羊群行為判定，因此要選取的股票具有很強的代表性。本文中的樣本數據主要是來自Wind數據庫。
2.2.2 回歸方程
2.3 基于ARCH模型的我國滬市羊群行為的實證分析
2.3.1 CSAD與Rm，兩者之間線性關系的檢驗
2.3.2 描述性分析及平穩性檢驗
第一，描述性分析。由圖2可知，對角線中的數據表示Rm及CSAD兩者之間的相關性系數，O.229031是小于0.5的，因此不存在明顯的正相關關系。
第二，ADF單位根檢驗。在進行線性回歸之前，要對數據進行平穩性檢驗，為避免偽回歸現象的出現。由Eviews8.0軟件中單位根檢驗的結果可見圖3，在5%的顯著水平下計算得到的數據也是平穩的。
2.3.3 ARCH模型回歸方差的確立
利用Eviews8.0軟件回歸分析結果如圖4所示。
由圖4估計出來的常數項的值是O.013352，O.221320為X前邊的回歸系數B1，因為接受原假設即回歸系數等于0的概率為0.0018，就說明線性回歸的殘差序列存在顯著的殘差序列自相關性即ARCH效應。
2.4 基于ARCH模型的實證檢驗結果
回歸系數均為統計顯著：一次項系數顯著是正數，二次項系數顯著是負數，根據前面的論述，證實顯著的羊群行為存在于滬市之中。
3 基于實證結果提出的對策及建議
3.1 加大上市企業違規行為的懲處力度，建立新的金融避險機制
監管應該從對市場的過度干預中解脫出來，加大對上市公司違規交易的懲罰力度，減少管理層面嚴重的道德腐敗現象的發生，促進上市公司優勝劣汰，提高資源配置的有效性，為營造理性投資氛圍打下良好的市場基礎。
3.2 建立和完善多元化的證券投資者服務體系
要引導依賴程度高、投資經驗不足和投資專業性知識較少的投資者選擇基金、專業組合理財等委托理財產品；為自主性強且具有較強分析能力的投資者提供咨詢服務等。
3.3 投資者要提高自控力，增加信心
投資者需要具備學識，更需要控制自己的情緒，以理性來分析和衡量遇到的所有情況，克服對貨幣的迷信盲從。投資應秉持客觀的態度、制定周密的投資方案，才可以將風險控制到最低。
[作者簡介]孫小杰（1994—），女，河北唐山人，華北理工大學經濟學院應用經濟學專業在讀研究生，研究方向：金融學。