第一篇：政府补贴对养猪农户养殖规模变动意愿影响的实证分析
政府补贴对养猪农户养殖规模变动意愿影响的实证分析
2007年以来，中国猪肉市场价格一直表现出异常的波动。对此，有学者在深入分析后认为，猪肉价格的频繁异常波动的主要原因是由于生猪的供给量的减少，而供给量减少的主要原因是生猪市场自身周期性波动的结果[1，2]。因此为了调控生猪市场价格，必须增加生猪的供给量。然而由于盲目投入、无规划养殖、注重短期利益、土地资源紧张等多重因素的作用，规模化养猪仍然存在着诸多的问题。
为了提高国内的生猪供给量，1992年以来中国政府出台了一系列的生猪养殖支持政策。如2007年7月份以来，国务院印发了《关于促进生猪生产发展稳定市场供应的意见》和《关于进一步扶持生猪生产稳定市场供应的通知》，要求各地建立能繁母猪补贴制度，推进能繁母猪保险工作，扶持生猪标准化规模饲养。国家按每头50元的补贴标准，对饲养能繁母猪的养殖户（场）给予补贴，同时建立能繁母猪保险制度，保费由政府负担80%，养殖户（场）负担20%。2012年8月农业部办公厅和财政部办公厅又联合出台了《2012年能繁母猪饲养补贴实施指导意见》，对全国所有饲养能繁母猪的场（包括规模养殖场、养殖户、种猪场和散养户）每头能繁母猪补贴100元，补贴资金由国家承担（其中东部地区由地方财政负担；中西部地区由中央财政负担60%，地方财政负担40%）[3]。
这一系列的补贴政策无疑大大鼓舞了养殖户（场）业主饲养能繁母猪、促进生猪养殖的积极性，但是究竟对促进养殖农户扩大养殖规模起到了多大的作用，这一问题引发了学术界对政府补贴政策所产生效果的思考和研究。
文献综述
散养户与规模化养殖户相比，由于在疫病防控、猪肉质量保证、稳定投入等方面存在着很大的不足，即使散养户的数量大也对增加生猪的供应量帮助不大，因此为了增加生猪供给量必须提高规模化养猪户所占的比例[3]。对于如何扩大养殖规模，国内的研究仍以定性研究为主，如姜冰等[4]定性分析了中国发展规模化养猪场存在的问题并提出了相应的对策；张颖等[5]认为选择优良品种猪、坚持预防为主的防疫原则、提供营养全面的饲料等措施可以提高规模化养猪的经济效益；齐秀华等[6]分析后认为，提高管理水平、防疫、品种等可以显著提高规模化养猪的经济效益；李桦等[7]对养猪农户规模变动效益及其影响因素分析后认为，户主年龄、收入满意度、合作社和政府服务可以显著影响到规模变动效益。但是这些研究均没有涉及到政府实施的生猪补贴政策。
国内专家学者们对政府补贴的研究主要集中在种植业上，如王姣等[8]利用pmp模型对中国粮食直接补贴政策效果进行了研究，研究表明虽然粮食直接补贴政策对粮食产量的影响不大但是可以明显提高农户的种植业收入；吴连翠[9]通过对粮食主产区安徽省农户的调查研究发现，粮食补贴政策对农户增加粮食播种面积和物质资本投入具有显著的激励作用；万敏等[10]通过对湖北省5县市的调研发现，种植业惠农补贴政策能够起到保障粮食安全、促进农民增收的积极作用，但是相关措施不配套会在很大程度上削弱补贴政策的效应。
上述研究表明，政府补贴对种植业发展都起到了积极的促进作用，但是相关的政府补贴对生猪养殖业到底起到了怎样的作用，这些补贴能否达到政府所期望的效果，除了政府补贴外还有哪些因素可以影响到生猪的养殖规模，为了研究这些问题，本研究拟在现有研究的基础上通过运用实地调查的数据，同时结合养殖农户养猪的内外环境因素，以政府补贴对养猪农户规模变动意愿影响进行实证分析，从而为政府制定相关政策提供科学依据。
数据来源及样本分析
2.1 数据来源
本研究的研究数据来源于课题组于2012年7～8月份对四川省资阳市生猪养殖农户的调查。由于能繁母猪补贴是政府对生猪养殖补贴的重要组成部分，因此本研究选择能繁母猪补贴作为政府补贴的替代变量。之所以选择四川省资阳市作为调查地点，主要是因为四川省不仅是养猪大省而且是政府补贴（能繁母猪补贴）工作开展得较好的省份，同时，资阳市的养猪农户的数量较大，因此调查结果可以较好地反映政府补贴对养殖规模变动的影响。
本次调查采用了农户问卷调查和个人深度访谈相结合的调查方法。问卷内容包括养猪农户的家庭人口特征、养猪状况及疫病状况、借贷情况、收入状况、所获得的公共支持状况等问题。调查地点为四川省资阳市雁江区宝台镇和祥符镇的4个自然村。抽样方法为随机抽样法，发放问卷160份，收回有效问卷140份，问卷回收有效率为87.5%。在开展问卷调查的同时，调查人员还对养猪农户进行了个人访谈，以求更深入地了解农户的生计现状。
在调查中，调查人员发现，很多农户家中的养猪栏空置或被挪作他用。在与农户访谈时了解到，2007年以前资阳当地农村基本家家户户都养有生猪，但到了2011年调查时期很多散养农户已放弃了养猪。当被问及放弃的原因，大部分养殖农户都反映饲料成本太高，养猪的利润太低。而对于本研究所探究的政府给予的生猪补贴，大部分养猪农户反映都听说过，而当地的政府补贴主要是能繁母猪补贴，而非养肥猪补贴。因此本研究用是否购买能繁母猪获补贴作为政府补贴的替代变量，用是否愿意扩大养殖规模作为养殖规模变动意愿的替代变量。
2.2 样本的描述性分析
2.2.1 基于人口统计学的被调查者基本特征 本次调查的对象为养猪农户，调查对象的平均年龄为48.72岁，这说明养猪农户以中老年人为主。由于调查对象年龄偏大且农村人口受教育程度普遍偏低，因此养猪农户的平均文化程度为初中及以下水平。由于抽样方法为随机抽样，因此只有28.6%的调查对象是村干部。
第二篇：12.产业结构变动对我国经济增长影响的实证分析
一、原文介绍
题目：产业结构变动对我国经济增长影响的实证分析
作者：王玉娟(福州大学管理学院)
关键字：经济增长；三大产业；最小二乘法；产业结构；可持续发展
二、研究问题
经济发展是以经济增长为前提的，而经济增长与产业结构变动又有着密不可分的关系。本文采用1981年至2010年的统计数据，通过建立多元线性回归模型，运用最小二乘法，研究三大产业增长对我国经济增长的贡献，从而得出调整产业结构对转变经济发展方式，促进我国经济可持续发展的重要性。
三、可能影响因素
各产业部门对经济增长的贡献
第一、二、三产业的年增长率
经济固有增长率
各产业部门在经济增长中的权数
国内生产总值(GDP)的年增长率
四、理论模型
运用eview3.1软件，采用最小二乘法，对数据进行线性回归，对所建模型进行估计
五、结论
由模型可知，当第一产业增长1个百分点时，我国经济增长0.2506个百分点；当第二产业增长1个百分点时，我国经济增长0.4002个百分点；当第三产业增长1个百分点时，我国经济增长0.3852个百分点。
六、感想
1、坚持科学发展观，加快转变经济发展方式，推动产业优化升级，形成以高技术产为先导，基础产业和制造业为支撑、服务业全面发展的产业格局；形成由主要依靠第二产业带动向依靠第一、第二、第三产业协同带动转变的新局面，实现我国经济可全面协调持续发展。
2、加大对农业的投入，调整农业内部产业结构，提高我国农业的科技化、产业化、现代化水平。
3、要坚持走中国特色新兴工业化道路，着重改造提升制造业，培育发展战略性新兴产业，建立创新型国家，提高我国核心竞争力。
4、加快推进服务业发展，把推动服务业大发展作为产业结构优化升级的战略重点。推进服务业发展，不仅能够有效改变我国产业结构现状，更能够提高就业率，稳定民生，提高人们的生活水平和质量。推进服务业发展，重点是建立健全流通和服务部门，提高流通、服务质量；拓展服务业新领域，发展新业态，培育新热点，推进规模化、品牌化、网络化经营。推动特大城市形成以服务经济为主的产业结构。
第三篇：农户林权抵押贷款意愿影响因素分析
农户林权抵押贷款意愿影响因素分析
摘要：指出了林权抵押贷款是农户获得资金的重要途径，但是，在农户林权抵押贷款过程中，很多因素都会对农户林权抵押贷款意愿造成一定的影响。阐述了农户林权抵押贷款的必要性，对几种常见的农户林权抵押贷款意愿影响因素进行了分析，并对提升农户林权抵押贷款意愿的方法进行了详细探究。
关键词：林权抵押贷款；意愿；因素
中图分类号：F830.58
文献标识码：A 文章编号：16749944（2017）10026702
引言
通过实行林权抵押贷款，有利于促进农民收入增加，同时还能够有效深化集体林权体制改革工作。然而，当前林权抵押贷款对象主要是林业大户，很多林农因生产经营规模较小，林权抵押贷款参与水平比较低。因此，对农户林权抵押贷款意愿影响因素进行详细分析至关重要。农户林权抵押贷款概述
2.1 林权抵押贷款概述
林权指的是综合森林、林木以及林地为客体的权利，如果农户拥有森林、林木或者林地，则都可以将其归入林权，林权是十分重要的财产权。根据我国相关法律关于林权的定义，林权抵押贷款指的是林权所有人，将其所拥有的森林、林木或者林地进行抵押，从而向银行或者农村信用社等金融机构进行借款。
2.2 林权抵押贷款的必要性
（1）林权抵押贷款是林农迅速获得林业发展资金的资源途径。集体林权制度主体改革以来，我国集体林权制度配套改革不断深化，林业生产经营方式以及集约化水平都在发生重大变化，人们逐渐意识到林业生产的重要性，并在林业生产上投入大量资金，而林业产出也在逐渐提升。林农的资金原始积累水平比较低，而在林业生产经营中需要大量的资金支持，很多林农缺乏有效的抵押物，因此很难获得银行贷款。
（2）林权抵押贷款是林业持续发展的根本保障。林业的生产经营周期比较长，林业资产不易变现，而且林权流转难度比较大。在林业发展中，如果需要进行融资，则难度比较大。为了促进林业融资制度发生变革，政府需要结合实际情况制定林业商品信贷制度，因此，林权抵押贷款应运而生。通过林权抵押贷款，能够为农户发展林业提供重要的资金支持。农户林权抵押贷款意愿影响因素
3.1 农户对林权抵押贷款的认知水平比较低
根据调查研究发现，现如今，有些农户对于林权抵押贷款的认知水平比较低，而出现这一问题的原因主要是政府的宣传力度不足，没有将关于林权抵押贷款方面的政策宣传至每家每户，或者没有对农户进行全面、细致的说明。
3.2 农户家庭经济实力不同
通过对农户家庭的收入水平进行分析发现，农户家庭经济实力水平能够在很大程度上影响其信贷需求。通常情况下，如果农户家庭收入水平比较高，则其对于生产性贷款需求的意愿也比较强，而如果农户家庭收入水平比较低，则其对于生活性贷款需求的意愿比较强。当今林业技术发展迅速，农户的家庭财产收入越来越高，对于林权抵押贷款的需求量也在逐渐增加。
3.3 林权抵押贷款利率较高
在林权抵押贷款理论方面，农信社对于林权抵押贷款的利率一般是在基准利率的基础上上调70%～100%之间，另外，商业银行对于林权抵押贷款的利率一般是在基准利率的基础上上调30%～50%之间。由此可见，较高的林权抵押贷款利率，也会制约林权抵押贷款需求量的增加。
3.4 林权抵押贷款难度大
森林资源核查、资产评估工作日过长且收费偏高，授信（贷款）额度较低、手续繁琐不快捷，贷款业务未延深到乡镇网点因而不便民等。导致林权抵押贷款成本偏高，同样也制约了林权抵押贷款需求量的增加。政府缺少对于信用社发放林权贷款的协助，没有调动基层干部共同推进林权抵押贷款工作。另外，林权流转社会服务体系不够完善，林权证变更难度较大。除此以外，林业部门协助信用社推进林权抵押贷款的力度不够，没有将这一工作纳入工作考核体系中，导致林业部门管理人员工作积极性不足。
3.5 贷款用途受限较大
目前林权抵押贷款的用途仅限于林业生产经营，而在这一用途限制的影响下，农户林权抵押贷款的需求量比较低。根据调查发现，如果林权抵押贷款只能够应用于林业生产经营活动中，则很多农户对于贷款的意愿就会大大降低。提高农户林权抵押贷款意愿的措施
4.1 提高农户受教育水平
如果农户的受教育水平比较高，则其对于新事物的理解能力以及对于新事物的接受能力比较高，能够对各类资源进行科学合理的配置和利用。因此，应该加强农户教育培训，提高其对于新事物的认知水平，使其能够明确意识到借贷资金的重要作用以及各类借贷风险，从而更加理性地对待林权抵押贷款。
4.2 加强林权抵押贷款宣传
随着林权制度改革不断深化，林权抵押贷款是其中十分重要的配套措施，通过推进林权制度改革，有利于增加农户对于林权抵押贷款的认知水平，使其能够明确意识到林权抵押贷款可以满足其部分的融资需求。然而，根据调查发现，很多农户对于林权抵押贷款的需求量比较低，对此，应该加强林权抵押贷款的宣传工作，加深农户对于林权抵押贷款的了解，积极组织农业参加相关学习，另外，还可以充分利用已有信用贷款行为，为农户提供示范，从而带动其农林权抵押贷款的积极性。
4.3 强化政府政策导向
政府在融资?h境管理方面发挥着十分重要的作用，因此，政府需要优化相关政策，加大对金融机构的指导和支持。在林权抵押贷款方面，政府相关部门应该建立并完善林业资产评估以及登记制度，并结合实际情况建立相关配套政策。另外，现如今，科学技术发展迅速，政府还可以通过建立电子联网，保证林权资产登记管理工作能够快速有效的运行。除此以外，为了提高政府服务水平，还应该建立健全相关林业服务结构，组织农户进行林业技术培训教育，推广先进的林业生产技术，并建立健全风险补偿金制度，并将其应用于林权抵押贷款损失补偿。
4.4 创新林权抵押贷款模式
有些农户的家庭收入水平比较低，对于贷款的偿还力度也比较低，因此，贫穷农户的林权抵押贷款需求比较低。资金是保障农户林业发展的重要基础，如果贫穷农户无法获得资金帮助，则会制约当地林业发展。因此，对于家庭收入比较低的农户家庭，还应该建立农村资产联合授信制度，即将农村家庭土地包括耕地、林地、宅基地，房产、交通工具等资产进行联合评估授信。
4.5 解除借款用途限制
如果限制贷款用途，则会在很大程度上影响农户林权抵押贷款的积极性，另外，限制贷款用途，还会导致相关部门以及金融机构的监督成本增加。林权对于农户而言至关重要，如果农户愿意采用林权作为抵押，则表明农户对于贷款偿还有一定的把握，因此，可以结合实际情况解除借款用途限制，以此提升农户贷款积极性。
4.6 建立林权交易流转平台
林权抵押贷款手续的复杂程度比较高，或者申请门槛比较高，由于工作难度较大，而且申请难度也比较大，因此，很多农户的林权抵押贷款积极性比较低。对此，应该建立并完善相关林地林木交易制度，简化林权抵押贷款工作流程，并结合实际情况适当降低林权抵押贷款门槛，促进农户进行林权抵押。与此同时，还应该规范林权交易流转平台，完善林权转让市场，通过建立林权交易流转平台，能够为林木资产交易提供重要基础。
4.7 强化农户林业生产技术培训
林农对于贷款的用途主要有两点：其一为林业生产，其二为商业性投资，第三产业所占比重比较低。对此，政府应该强化农户林业生产技术培训，提高其文化知识水平，形成现代化金融意识，积极发展农村第三产业，这样才能实现农村劳动力转移，促进农户收益的增加。
4.8 积极拓展新型借贷形式
现如今，林权抵押贷款主要是小额贷款，另外，贷款模式比较单一，而且额度比较小。对此，可以建立家庭林场实行抵押行为，这样能够有效降低林权抵押贷款成本以及贷款风险。通过对集体林地进行统一的规范化管理，不仅能够有效扩大林业生产规模，而且还能够促进农户增产增收，对于林业收入，可以将其应用于基础设施建设中，促进当地社会经济发展。除此以外，还可以创新林权抵押贷款模式，促进农户的贷款行为。结语
很多农户对于林权抵押?J款的认知水平比较低，对此，政府及有关部门应该加强宣传力度，使得越来越多的农户都能够了解林权抵押贷款的重要作用。另外，林权抵押贷款工作流程比较繁琐、门槛较高、贷款用途受到限制，对此，政府相关部门应该结合实际情况对相关工作进行调整。除此以外，有些农户的家庭收入水平比较低，对于林权抵押贷款的需求量比较低，对此，可以采用林业合作社的模式对集体林权进行管理，然后根据股份为农户提供生产效益，促进农户经济收入水平的提高。
参考文献：
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第四篇：中间业务对商业银行收入影响的实证分析
中间业务对商业银行收入影响的实证分析
2009-4-9
摘要：中间业务对于商业银行收入的影响是依靠其内部作用和外溢作用实现的。本文利用费德模型对某银行机构中间业务对银行收入增长的贡献进行了实证研究。结论显示，中间业务的发展对银行收入的外溢作用显著为正。
关键词：中间业务，外溢作用，商业银行收入
中间业务对于商业银行收入增长的影响是通过其内部作用和外溢作用实现的。内部作用是指中间业务直接带来的收入，这是由于商业银行中间业务收入采用收付实现制；外溢作用则是指中间业务通过作用于非中间业务形成外部效益，从而间接促进银行收入的增长。中间业务长期以来一直被当作商业银行拓展传统业务市场的辅助工具存在着，但是，随着市场经济的发展和企业内部管理的日臻完善，单一的、低档次的中间业务已远远不能满足客户的需要，客户对银行的金融服务提出了更高的要求。因此，顺应客户的需求，大力创新中间业务的种类，不仅可以带来可观的直接收入，其间接收益更是不可估量。
一、基本模型
由于中间业务对商业银行收入增长的促进和成本无法详细计算，不可能具体考察每一分量的外溢作用，因此外溢作用难以精确度量，但可以采用直接测定方法来计算。本文利用费德模型来估计中间业务对商业银行收入增长的贡献1，利用该模型分析中间业务对商业银行收入的影响2，必须作如下三个假定：(1)将国有商业银行产出分为中间业务和非中间业务；(2)非中间业务的产量不仅取决于本部门的劳动力和资本配置，还受同一期中间业务产量的制约；(3)中间业务产量对非中间业务产量的影响是发生在同一时期的，不考虑中间业务对非中间业务影响的时滞性。
费德模型的理论框架为：
其中I和N分别代表中间业务和非中间业务的收入；L和K分别代表劳动力和资本两大要素，下标i和下标n分别代表中间业务和非中间业务；方程2式中存在自变量I，说明中间业务的产量水平会影响非中间业务的产量；Y代表商业银行总产量(收入)，它是由中间业务收入I与非中间业务收入N之和。
将上面(1)-(5)方程变形，可得如下方程：Y=f(Li，Ki)+f(Ln，Kn，I)，将该方程微分，并将两边同时除以Y，可得：
其中a表示银行资本的边际产品，β表示劳动力的弹性系数，γ表示中间业务收入对银行收入增长的贡献率。dY／Y、dL／L和dI／I分别表示商业银行收入、劳动力(用银行从业人员代替)和中间业务产量的增长率；I／Y是中间业务收入占商业银行收入的比例；由于资本存量的增量dK在统计资料中很难获取，且dK与固定资产投资F在概念和数值上比较接近，因此可以用F替代dK。
因此我们可以建立如下计量经济模型：
其中Gy、Gl、Gi分别代表经营收入Y的增长率、劳动力乙增长率和中间业务收入I的增长率。
二、数据与方法
本研究通过某银行机构2004年到2007年的季度数据来进行分析，所有的数据均来自该机构的季度报表。r代表商业银行总收入，它是由中间业务收入I与非中间业务收入N之和；L和K分别代表劳动力和资本两大要素，上由银行职工人数代替，资本存量的增加由固定资产投资F来代替。在将原始数据转换为计量经济模型所需数据的过程中，其中为了避免自由度的减少，2004年第一季度的数据根据2003年第4季度的数据调整计算而得。中间业务量的计算按照：中间业务收入二中间业务量，0.5%来进行计算。
传统的回归方法通常假定所用的时间序列是平稳的，或者是一个确定性趋势加上平稳的部分，但实际经济中许多变量序列是不平稳的，那样利用普通最小二乘法(OLS)所作的回归很可能是伪回归，即模型有很高的R2值和t值，但参数估计却毫无意义。因此，这里我们进行实证分析的思路和步骤为：先对时间序列变量进行单位根检验以考察变量是否平稳或考察其单整阶数，如果变量平稳，我们可以利用OLS进行回归分析，否则将进行协整检验(Cointegration Test)，得出协整方程，考察变量之间的长期均衡关系。因此，我们首先必须进行变量的平稳性检验。
我们先采用应用比较普遍的ADF检验法来检验各变量时间序列季度数据的单位根。
检验结果表明，只有F／Y在不包含时间趋势的情况下，是单位根过程。在这里我们要区分平稳序列和有时间趋势序列，通过上面添加时间趋势的ADF检验，我们可以看出F／Y为包含时间趋势的平稳序列。因此在做回归的过程中，必须增加时间趋势变量，或者可以先将F／Y做去除趋势变换，然后利用所得的残差项进行回归分析。
三、计量模型结果
由于整个ADF检验过程中，上述四个序列都是平稳序列，为零阶单整，因此无须进行协整分析，因为协整分析的第一步就是考察每个变量单整的阶数。如果变量都是平稳时间序列，即它们都是零阶单整的，就没有必要做进一步的检验。所以平稳时间序列满足经典回归模型，可以直接用最小二乘法估计参数。
首先对变量进行去除趋势变换，可得如下回归方程：
R2=0.7814，F值为50.0394，括号内为t值，在1%的水平上显著。
这样我们便得到残差，可用残差即去除趋势后的数据进行回归分析，得到模型(4)，如表2。
首先对模型(4)进行异方差检验，我们采用布劳殊—培甘异方差检验(Breusch-Pagan Test)，BP检验F=1.9780，不能拒绝原假设，即不存在异方差。
然后对模型(4)进行序列相关检验，由于在模型(4)中DW=2.9008，根据DW检验表，说明存在负的序列相关。
为了克服序列相关，可用科克伦—奥克特(Cochrane-Orcutt)迭代法克服。对模型(4)中的残差进行无常数项估计，可得：
括号内为t值，在5%的水平上显著。回归系数显著不为零，说明残差存在自相关，且ρ=-0.5371为负值，说明存在负的序列相关，与上述DW值查表所得结果一致。利用科克伦—奥克特迭代法，可得如下回归方程：
对上述模型进行诊断：(1)各回归系数的t值见表2，F/Y通过10%的显著性水平检验，Gi·I/Y通过5%的显著性水平检验；(2)F=2.6934，整个模型通过了10%的显著性水平检验，说明了整个回归模型整体的有效性；(3)查DW检验表，5%的显著水平上，du=1.76，du≤DW≤4-du，接受H0，即认为随机误差项μt之间不存在序列相关性；(4)同时进行异方差检验，BP检验F=I.2420，不能拒绝原假设，即不存在异方差；(5)截距项的计算必须用上述模型中的截距项除以1-ρ，得到截距项为0.0806。上述结果如表2中模型(5)所示，因此可得回归方程式为：
也可对模型(5)中的残差进行无常数项估计，可得：
回归系数不显著，t=-1.2016，再次表明残差不存在序列相关。因此我们可以认为方程(11)为目前条件下较好的拟合方程。
四、结果分析与解释
根据上述回归的结果，现在主要围绕模型(5)即回归方程式(11)进行分析。
(一)关于劳动力增加对收入增长的贡献。在上述样本条件下，银行收入的劳动力弹性为14.21，劳动力每增长一个百分比单位，收入就可以增加14.21个百分比单位。对于此系数说明如下：1.该弹性系数没有通过显著性水平检验。2.显示了职工人数对收入的贡献比较明显。在目前中间业务产品主要是一些劳动密集型产品、结构上仍以银行卡业务收入、代理保险、代售基金、支付结算等传统中间业务收入为主的情况下，增加职工人数在目前的样本条件推断下可以提高收入。3.由于在利用Feder模型构建计量模型的过程中，利用银行职工人数度量了劳动力对收入增长的贡献，忽视了人力资本的贡献，因此该弹性系数可能包括了人力资本的作用，虽然本文没有将人力资本单独列出来求解其对收入的贡献份额。4.在计量模型中，由于被解释变量是收入的增长率，因此完善的模型应该包括所有能解释银行收入的解释变量，包括技术进步、制度创新和规模报酬等，但是在上文构建的模型中，这些因素对收入的贡献可能只能体现在银行收入的劳动力弹性系数中，比如说节约劳动力的技术进步等。
(二)关于资本增加对收入增长的贡献。在上述样本条件下，资本的边际产品价值为-0.728元，即资本的边际产品为负，资本投入每增加1元，银行的收入就减少0.728元。关于资本增加会减少银行收入，这可能多少与现实有点矛盾。原因可能是该银行机构目前的经营条件下，固定资产投资的边际产品曲线已经向下推移，也即已超过了最优资本量，使得投资形成的资本的边际产品为负。分析该银行机构的中间业务收入结构，我们可以看到，由于该机构的中间业务收入主要来源于银行卡业务，新兴业务品种如网上银行、转账电话、融资顾问、代客理财等业务仍处于市场培育期，目前对中间业务收入贡献度几乎为零；同时现有的传统业务如银行卡业务、结算业务等受到行业新业务品种的挤压，在业务量增长的同时，收益下降，因此部分中间业务品种的投入与产出没有形成配比，收益效率有待提高。例如目前该机构开办的代收费项目18个，其中省分行安排代收费项目12个，市分行安排代收费项目6个，07年上半年，该机构代收代付业务收入仅12.44万元(不含代扣代缴利息税收入)，占整个中间业务收入的0.4%，这与该机构投入的柜台资源、网络资源、人力资源、凭证费用严重不配套。同时资本的边际产品为负，与上述利润的劳动力弹性较大是一致的。
(三)关于中间业务对收入增长的贡献。在上述样本条件下，中间业务收入的增加占经营收入的比例dI／Y每增长1个单位，收入就可以多增加21.73%，即中间业务的边际产品价值为1.2173元，因此中间业务收入每增加1元，银行收入就共可增加1.2173元。中间业务对于商业银行收入的影响是依靠其内部作用和外溢作用实现的。由于商业银行中间业务收入采用收付实现制，因此中间业务收入增加1个单位就意味总收入可增加1个单位；外溢作用则是通过其外部效益间接促进银行收入的增长，比如由于中间业务的开展而网罗了一批客户，而这批客户可能成为商业银行的存款来源，也可能成为商业银行贷款的优质客户，这样就可能对非中间业务发展形成推动，进而增加银行总收入。在本样本推断下，中间业务收入的外溢作用为中间业务收入每增加1元，银行的收入就共可多增加1.2173元，这结果显示了发展银行中间业务对银行收入的贡献和意义。
五、结语
中间业务对于商业银行收入增长的影响是依靠其内部作用和外溢作用实现的。本文以某银行为例，通过收集其中间业务的相关数据信息，运用费德模型估算中间业务对银行收入的影响。结论显示，中间业务的发展对银行收入的外溢作用显著为正，中间业务的边际产品价值为1.2173元，即中间业务收入每增加1元，银行的收入就共可增加1.2173元。这结果体现了中间业务的间接收益及对银行收入的贡献。因此，可以通过改变影响中间业务发展的内外部因素，促进中间业务的发展，进而提高商业银行收入。
注释：
1.费德模型最早是Feder于1982年提出的，主要用于估计进出口对经济增长的作用，后来很多学者将其用于研究某个经济或非经济现象对经济增长的影响。
2.本模型的运用主要是参考：陈智远(2001)；孙林等(2003)。
参考文献：
[1]Feder.G.On Expoas and Economic Growth[J].Joumal of Development Economics，1982,(12)：59-74.[2]陈智远.贸易与增长经验研究[J].世界经济文汇,2001,(05)：46-51.[3]郭红珍，张卉.我国商业银行中间业务的资源配置行为分析[J].国际金融研究,2003,(04)：19-24.[4]连平等.21世纪商业银行中间业务：机遇、策略、管理与实务[M].北京：中国金融出版社,2003.[5]孙林，王启仿.对外贸易对中国经济增长影响——供给角度的分析[J].南京农业大学学报,2003，(03)：35-39.[6]袁春晓.商业银行中间业务的服务特征研究[J].管理世界,2003,(07)：127-135.作者：南京大学商学院2007级博士生 赵永清 农业银行徐州市分行 沈江 来源：
《金融纵横》2009年第2期
责任编辑：李惠杰
第五篇：农村剩余劳动力转移对国民经济影响的实证分析
农村剩余劳动力转移对国民经济影响的实证分析
【摘 要】本文从我国改革开放30年以来经济增长实绩出发,就农村剩余劳动力再配置对我国经济增长的贡献进行实证研究,分析农村剩余劳动力转移对推动我国经济的持续高速增长和社会发展所做出的贡献。目前, 迁移流动的农村劳动力已成为我国工业化发展的重要支撑, 外出务工的流动示范效应及回流也已成为拉动当地经济增长的重要力量和带动新农村建设的重要动力。因此,对农村剩余劳动力流动与经济增长关系的研究就具有一定的现实意义。
【关键词】农村剩余劳动力;国民经济;实证分析
中图分类号:F062.9文献标识码:A 文章编号:1009-8283(2010)04-0026-01
概述
所谓农村剩余劳动力,是指超过农村产业需求的那部分劳动力,其实质是许多农民正处于失业和半失业的状态。将他们从农村中转移出去,并不会减少现有的产量,而且能够提高。这部分劳动力转移的方向主要以二、三产业为主。结构主义增长理论认为,经济增长是结构转变的一个方面,产业结构的变化会显著地影响经济增长速度。因此,劳动和资本从生产效率较低的部门向生产效率较高的部门转移,能够加速经济增长。这种部门间资源的再配置对经济增长的促进作用,对于发展中国家来说是一个更为现实的问题。因此,劳动力由效率较低的农业转移到效率较高的二、三产业,将促进经济的增长。然而,我国农业劳动力的再配置对经济增长的贡献究竟有多大?本文从我国改革开放30年来经济增长实绩出发,就农村剩余劳动力再配置对我国经济增长的贡献进行实证分析。模型的构建
经济增长如果按三次产业来分析,每个部门都可用柯布?D?D道格拉斯生产函数来表示,不同之处仅在于商品增值系数αi的不同。则整个GDP的生产函数为:
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