前言：我們精心挑選了數篇優質生產經營決策文章，供您閱讀參考。期待這些文章能為您帶來啟發，助您在寫作的道路上更上一層樓。

第1篇

關鍵詞：農戶；勞動力稟賦；勞動力配置

中圖分類號 F063.4；F32 文獻標識碼 A 文章編號 1002-2104（2013）05-0135-08 doi：103969/jissn1002-2104201305020

自20世紀80年代起，在我國農村廣泛確立，農戶作為農業生產中最基本的活動單元逐漸擁有了獨立決策的權力。農戶可以自主合理配置家庭生產要素進行農業生產，參與市場活動并追求家庭整體的效用最大化。對于農戶家庭來說，效用最大化主要體現在兩個方面：一是滿足家庭成員的消費需求；二是增加家庭的現金收入。隨著市場化改革的深入、種植業結構調整、土地流轉的推進，農戶家庭會根據市場需求調整其勞動力的配置，以求獲得效用最大化，勞動力資源稟賦差異帶來的農戶家庭行為決策的差異越來越顯著。首先，非同質的農村勞動力在農業生產活動參與程度上存在明顯差異；其次，農戶家庭的勞動力資源稟賦不同，參與農業生產時做出的農業生產決策也不同。目前，對農戶家庭勞動力資源稟賦的研究主要集中在兩個方面：一是微觀角度，延續了A?恰亞諾夫（chayanov）[1]的分析思路，主要從勞動力數量的角度探討家庭勞動力資源稟賦的差異，其會導致家庭生產經營決策中農作物品種選擇、農作物生產方式等資源配置方面的差異[2-4]，從而進一步影響到農戶的總收益[5]；二是宏觀角度，是對西奧多.W.舒爾茨人力資本理論的進一步深化，大多關注人力資源稟賦與區域經濟增長的關系[6-9]。以前研究從人力資源稟賦角度在一定程度上解釋了農戶生產經營結構現狀及農村經濟發展現狀的內在機理，但存在兩個問題：①以前的研究將農戶家庭內部的勞動力看作是同質性的，但實際上農戶家庭內部人力資源稟賦存在顯著差異，在貧困地區表現的尤為明顯（家庭內部成員受教育程度存在著明顯的差異）；②從數量或者質量單維的角度來考察勞動力資源稟賦，在傳統農業生產中勞動力數量和質量可以相互替代，但如果在家庭經營決策中增加外出務工的選擇，勞動力的替代效應則不明顯（教育程度高的人外出概率較高）。這兩個問題的解決還需要更為細致的研究。

具體而言，農戶家庭勞動力資源稟賦的提高一方面可能會導致高質量的（教育水平較高的）勞動力流出[10]，從而使得勞動力數量的減少以及平均質量的降低，進一步可能會降低家庭農業生產水平；另一方面，如果勞動力市場不完備，勞動力稟賦的提高可能會使得農戶家庭農業生產率提高，從而可能提高家庭農業生產水平。目前，在貧困的農村地區，異質性較強的農戶家庭內部勞動力稟賦到底會對其生產經營決策產生怎樣的影響？本文試圖對這一問題進行探討和回答。

1 理論框架

1.1 農戶生產經營決策的基本分析框架

勞動力稟賦對家庭生產經營決策的影響主要是通過要素配置和要素替代來實現的。在古典經濟學框架下[1-11]，無論是對勞動力數量還是勞動力質量的討論，都是效用最大化目標下的生產要素的合理配置，而正是生產要素的差異（如勞動力數量和質量的差異）影響到其配置決策。生產要素主要分為三類，包括勞動力、資金、土地（短期內設定技術不變）。一般而言，農戶在制定生產決策時會受到內部的資源稟賦與外部的環境因素共同影響（見圖1）。

其中，內部資源稟賦包括農戶家庭勞動力（H）、資金（K）、土地（N）、技術（其中技術選擇又受到勞動力、資金、土地等資源的影響）等；外部環境主要包括市場化發育程度與政府政策調節兩大方面。農戶家庭會在既定的市場與政策環境下，根據家庭的資本要素存量（Kt）、本期可使用的勞動力要素（Ht）與土地要素（Nt）制定當期的家庭經營決策。而家庭經營決策主要可以分為兩大類，即：非農生產與農業生產，其中非農生產包括農戶自己開辦的自營工商業與被雇傭于農業以外的非農產業；農業生產主要包括自給自足型的傳統農業和市場導向型的現代化農業。本研究中將重點關注農戶家庭勞動力稟賦對農業生產經營決策（即虛線方框中的部分）的影響以及勞動力在不同類型生產中的配置結構。

1.2 勞動力稟賦差異與農戶家庭經營決策的關系模型

本文從勞動力數量與勞動力質量兩方面來討論農戶家庭勞動力稟賦對農戶生產決策的影響。所說的農戶家庭勞動力數量是指農戶家庭中16-65歲不再進行全日制學習的人。從勞動力數量方面來說，當農戶家庭勞動力總數較多且存在勞動力市場需求時，為了增加家庭收入、改善家庭經濟水平，戶主在與其他家庭成員商量后會做出派人外出務工的決定，但農業仍為農戶家庭生活提供基本生活保障。因此在當地市場發展水平較落后的情況下，勞動力外出務工往往是在保證農戶家庭農業生產的前提下發生的，而在家庭承包經營制度下，農戶家庭勞動力數量越多，農田也越多，農業生產總值自然也越高。本文用勞動力人口的受教育年限來表征勞動力質量。從勞動力質量方面來說，隨著勞動力質量的提高，在工業部門獲得工作及高工資的可能性越大，這些人預期的城鄉收入差距也越大，越愿意向城市遷移。忻海平、任淑華、徐凌[12]通過調研證實教育每增加一年，農民到工業部門工作的機會增加2.2%，收入增加12%。即農戶受教育水平越高，從事農業生產的概率越小。但如果受教育水平較高的勞動力從事農業生產，其因具備更強的學習能力與資源配置能力，農業生產經營收益也更高[13]。基于以上分析，本文參照柯布-道格拉斯（CD）生產函數模型，構建了農戶農業生產函數，表示如下：

Yt=At（Kt）α（Ht）β（Nt）γ（1）

其中，Y為農業產出，K，H，N分別表示資本、勞動力、土地，A表示技術水平。

關于勞動力資源稟賦的測量，Barro和Lee[14]提出了用人們所受的教育年限對人力資本進行估算。其主要想法是： 受教育年限不同的人具有不同的人力資本， 受教育年限的多少反映了人力資本水平的高低。本文中勞動力稟賦包括勞動力數量和質量兩個方面，因此，用如下的（2）式表示農戶家庭的綜合勞動力稟賦：

Ht=Labi×hi（2）

h=е（Edu^2）（3）

其中： hi、Edu、Lab分別是該戶家庭中勞動者的人均人力資本、受教育水平（表示勞動力質量）和勞動力數量，H為農戶家庭的勞動力稟賦總量。由于受教育水平提升后，勞動效率會提高。因而，家庭勞動力稟賦H實際上是根據勞動力質量進行調整、折合的有效勞動力數量，Edu為表征受教育水平的勞動力質量調整系數。

如果農戶家庭勞動力全部參與農業生產，那么，將（2）、（3）帶入（1）式中，得到如（4）式所示的生產函數：

Yt=At（Kt）α（lab×eEdu^2）β（Nt）γ（4）

但是，由于受教育水平提升，農民到工業部門工作的機會增加。因此，農戶勞動力質量越高，參與農業生產的可能性越低，因此，農戶并不是將所有勞動力都配置到農業生產中。假設勞動力參與農業生產的可能性（Pa（lab））與勞動力質量（Edu）之間呈線性負相關，關系式表達如（5）式所示：

Pa（lab）=1-ε×Edu（5）

其中，ε為受教育水平對勞動力農業參與的影響系數，且ε×Edu≤ 1。

當農戶家庭中只有一定比例的勞動力參與農業生產時，其農業生產函數可用（6）式表示（即（5）式帶入（4）式所得）：

圖2中左圖描繪的是受教育水平變化對農業產出（對數）的邊際影響，即隨著受教育水平提升的邊際產出動態變化曲線。隨著受教育水平提高，邊際產出先下降，到達低谷后，再上升。與橫軸有兩個交點。也就是說，在教育水平較低時，受教育水平的邊際產出大于零，因教育水平提升而擴展的勞動力稟賦投向農業，會引發農業總產出的增加。但達到Edu1后，受教育水平的邊際產出小于零，此時，農戶不會將勞動力稟賦投向農業，而可能選擇外出務工，從而農業產出可能減少。直到Edu2，可能伴隨著農業經營方式的轉變（傳統農業向現代農業轉型），受教育水平變化的農業邊際產出變得大于零。此時，農戶會將擴展的勞動力稟賦投向商品化、高附加值農業，以增收。

圖2的右圖描繪的是教育擴展的勞動力稟賦與農業產出的關系，是一個橫向反“S”形曲線。但由于Edu1取值較小（小于1，如式（11）所示），因此右圖O-Edu1段并不明顯，因此，勞動力質量與農業生產總產出之間的關系曲線基本上可以看成正“U”形。

圖2的現實含義是：當勞動力質量過低時，其在非農行業中獲得工作的機會太小，勞動力無法實現轉移，所有勞動力都會投入到有限的農業生產中，農戶家庭農業生產總值比較高，此類農戶家庭在農業生產中，用勞動力這一相對過剩要素代替資金等相對稀缺的要素；但隨著勞動力質量的提高，其在非農行業中獲得工作的機會有所提高，且非農行業的收入往往高于農業，因此勞動力從農業向非農行業轉移，由于過密化生產的勞動力邊際產出雖然很低但并不為零，因此出現隨著勞動力質量提高農戶家庭農業生產總值減少的現象；但隨著勞動力質量的進一步提升，其在非農行業獲得工作的機會、收益水平都會提高，因此他們一方面可能會通過向家庭匯回收益以緩解勞動力要素的極度短缺實現資本替代勞動；另一方面隨著農業產業化的發展，部分高質量勞動力會從事高收益的農業生產，這就導致了當勞動力質量超過一定范圍后，隨著勞動力質量的提升，農戶家庭農業總收入不斷提高現象的出現。

1.3 勞動力稟賦差異對農戶經營決策的研究假說

根據上文中的理論分析，提出下面四個假說：

（1）農戶家庭勞動力數量與其農業總收入呈正相關。由于農戶家庭勞動力數量越多，農業生產投入越多，因此，農業總收入越高。

（2）農戶勞動力質量與其農業總收入呈“U”形關系。即：隨著農戶家庭勞動力總體質量的提高，農業收入減少（由于農業勞動力大量外流），但當勞動力質量的進一步提高，農業總收入將隨著增加（由于勞動力質量的提高有利于農業生產水平的提升）。

（3）勞動力數量與農戶家庭農業收入占總收入的比重呈負相關。由于農戶家庭勞動力數量越多，勞動力流出的可能性越大，非農收入增加越快，而非農產業工資率一般高于農業，因此，從事非農生產的人數越多，農業生產所占比重越低。

（4）農戶勞動力質量與農戶家庭農業收入占總收入的比重呈負相關。由于農戶家庭勞動力質量越高，勞動力外出的收益預期越高，農戶的外出意愿、務工時間、收入也會增加，農業收入在家庭收入中比重減少。

2 數據來源及變量描述

2.1 數據來源

本文實證分析的數據來源于2012年對武陵山區的湖北建始縣和重慶黔江區的實地調查。首先，從全國11個連片特困地區中選取了較具代表性的武陵山區的湖北建始和重慶黔江作為樣本縣（區）；其次，從2個樣本縣（區）中用系統抽樣辦法各隨機抽取4個鄉鎮，共8個樣本鄉鎮；再從每個樣本鄉鎮中隨機抽取3個村，共24個樣本村；再從每個樣本村中隨機抽20戶農戶，作為調研對象在實際調查過程中，根據課題組的研究興趣可能會增加樣本，但是不會改變原來的抽樣方案。。然后派員進行問卷調查，共獲取有效問卷485份。調查內容涵蓋了農戶的就業、住宅、農地、種植業生產、作物產出銷售、收入、消費、借貸等各個方面。由于問卷中存在勞動力、農業生產這兩方面數據缺失的情況，本文選取了其中信息較為完整的446家農戶作為研究對象需要說明的是，由于確實有農戶不從事農業生產，回訪也無法獲取數據。所以這一部分數據（39戶）只好放棄，這在一定程度上會影響估計結果。。在樣本篩選過程中我們遵循以下原則：①剔除信息填寫明顯存在大量錯誤及數據大量缺失的農戶；②本研究主題為農戶家庭行為決策，其側重點為農業生產，因此剔除農業生產總值為零的農戶；③剔除土地經營面積、資本總量為零的農戶。以確保在計量過程中數據可以被進一步處理。關于數據，本文使用了Stata10.0進行數據處理與分析。

2.2 變量選擇與描述

從上文中的理論分析可以看出，本文將根據分析框架設立兩個模型，模型一中考察農戶家庭農業生產總產值，模型二中考察農戶家庭農業生產總產值占年總收入比重。而在兩個模型中，包括被解釋變量、解釋變量、控制變量與虛擬變量，有關變量的說明與描述性統計分析詳見表1。

從表1中可以看出，農戶家庭農業年生產總值（P）的平均值為23 270.44，標準差為26 482.50， 農戶農業年生

產總收入差別較大。農業生產總值占家庭總收入比值（R）的平均值為0.43，說明當地農戶一半以上的收入來源于非農生產。當生產規模有限時，農戶家庭生產中幾乎不存在長期雇工的情況，勞動力一般即為家庭內部勞動力（lab），均值為3.18。農戶家庭勞動力的平均受教育年限（Edu）均值為7.05，說明在我國貧困地區農村也基本實現了義務教育。農戶家庭資本存量（K）、土地資本存量（N）、農戶擁有的社會資本（S）、農戶家庭地理位置（D）的平均值與標準差都說明了在大樣本的情況下，數據的分布廣泛，農戶擁有的資源稟賦差異較大，本研究將會有相當強的代表性。調研的農戶家庭所在地（A1），湖北建始為1，重慶黔江為0，平均數為0.54，說明兩地調研農戶差別較小，并以這一變量控制由于兩地市場發展水平、政策差異對農戶家庭經營決策帶來的影響。

3 實證模型設定與結果分析

3.1 模型設定

結合理論分析中基于柯布-道格拉斯擴展生產函數農戶農業生產函數模型，提出以下兩組多元線性回歸模型：

第一組模型（模型M1-M4）的形式如下：

其中第一組模型（模型M1-M4）主要分析農戶家庭農業總收入的影響因素，第二組模型（模型M5-M7）則重點分析農戶家庭農業收入占總收入比重的影響因素。

3.2 估計結果及分析

對兩組模型進行回歸分析后，得到的結果見表2。

由圖3可以看出：農戶家庭勞動力稟賦的數量、質量維度與農戶家庭年農業生產總值間呈現“瓦形”關系，此圖形象地展示了本文的假說一與假說二。通過該圖，可以對貧困地區的勞動力稟賦與農業生產決策之間的關系有直觀全面的認識。在目前的城鄉二元結構和市場環境下，農民在城市處于“落地未生根”的生存狀態，為了保障基本生存，農戶一般不會將農田完全拋棄，而勞動力質量――受教育水平則是影響農戶是否離鄉的重要因素。當家庭勞動力質量較差時，勞動力外出務工能夠獲得工作機會的可能較小，因此農戶可能全部從事農業生產，存在“過密化生產”[15]的情況，這是邊際產出很小但大于零，因此農戶家庭農業生產總值較大；當勞動力質量不斷提高，農戶外出的可能性不斷提高，從事農業生產的勞動力數量也會隨之下降，因此表現為：勞動力質量的提升，農戶農業生產總收益下降；而隨著農戶勞動力水平的進一步提高，農戶資源配置能力提高、技術掌握能力增強，從事農業生產的收益率大大提升，且外出務工的勞動力實現資本積累，會將部分資金、技術等投入到家庭農業生產之中，因此會表現為農戶的農業生產總值的再次提高。關于勞動力數量的影響是很顯然的。在貧困地區以家庭自耕種為主的情況下，家庭勞動力數量越多，家庭中可能從事農業生產的勞動力也越多，農業總產值也越高。

（2）勞動力資源稟賦對農業生產總值占農戶家庭總收入的比重的影響。

從表2中可以看出，在M5、M6和M7中，農戶家庭勞動力數量對農業生產總值占農戶家庭總收入的比重的影響都在1%的水平上負向顯著，這表明農戶家庭勞動力數量越多，農業總產值占總收入比例越低，這一結果驗證了本文的假說三。目前雖然依然存在明顯的城鄉二元經濟結構，但一體化的勞動力市場基本形成，當農戶家庭人數超過一定量（家庭農業生產所必需勞動力數量）就會出現勞動力轉移，且非農產業收益一般比農業收益率要高，因此農戶家庭勞動力數量越多，外出務工的勞動力也越多，非農收入比重也越高。

從表2還可以看出，農戶家庭勞動力質量（Edu）與農業總產值占總收入比例之間呈負相關的關系，這主要是因為勞動力質量越高，外出務工的可能性越大，獲得較高工資的可能性也越大，這一結果驗證了本文的假說四。由此可見，農戶勞動力質量不斷提高的情況下，不僅可以大幅增加農業收入，非農收入也將迅速提高。

3.2.2 控制變量對農戶家庭經營決策的影響

從農戶家庭農業總收入來說，分析框架中的資本存量、土地存量、社會資本量、地區發展差異等變量在統計上均顯著。這說明農業年總產值與家庭資本擁有量之間成正向關系，家庭資本越多，農業總產量出越高；家庭土地經營面積與農業年總產值之間成正向關系，一方面說明當地農業生產主要為種植業；模型3、模型4中土地變量的系數表明了土地要素在農業生產中的重要性；社會資本與農業年總產值之間成正向關系，農戶社會資本有利于農戶農業生產、銷售信息的獲取等，因此農戶家庭社會資本的增加有利于農戶家庭農業總收入的提高；地區發展差異變量的系數為正，說明建始地區的農業生產總值更高、農戶的農業參與程度更高，這與調研中觀察到的現實情況相符合。

從農戶家庭農業收入占總收入比重來看，從模型中各控制變量的回歸系數來看，雖然資本存量（LN（K））的回歸效果并不非常顯著，但系數為負說明資本存量越高的家庭農業生產比率越低；農業總產值占總收入比例與農戶家庭土地經營面積（LN（N））變量的回歸系數為正，且在 1%的水平上顯著，農業生產參與程度與家庭土地經營面積之間成正向關系，即家庭土地越多，農戶參與農業生產程度越高；社會資本（S）、農戶家庭地理位置（D）與農業年生產總值之間回歸效果不顯著。對地區變量的回歸效果顯著，說明兩地農戶家庭農業生產參與程度存在著明顯差異，系數為正，說明建始地區的農業生產收入在總收入中占的比例更高。

4 結論、政策含義與討論

4.1 主要結論

本文基于CD函數，構建了勞動力資源稟賦對農戶家庭經營決策的影響模型，分析農戶家庭勞動力數量和質量與農業產出、農業收入在家庭收入中占比的關系，并利用多元線性、非線性模型對武陵山地區的實地調研數據進行實證分析。根據分析得出以下結論：

我國貧困地區農戶的農業生產總收入主要受農戶家庭勞動力資源稟賦（勞動力數量與勞動力平均受教育水平）、資產存量、農戶經營土地面積、農戶擁有社會資本存量以及區域經濟發展水平的顯著影響；農業生產總值占農戶家庭總收入的比重受農戶家庭勞動力數量、勞動力平均受教育水平、農戶經營土地面積以及區域經濟發展水平的顯著影響。農戶在從事農業生產中，需要對家庭所有勞動力、資產、土地、社會資本、市場條件等方面綜合考慮做出農業生產決策，而在從事非農生產中，農戶更多地考慮家庭的勞動力資源稟賦及市場發展水平、國家政策等因素。

貧困地區農戶家庭的勞動力稟賦與農戶家庭在農業上勞動投放以及農業產出之間呈現非線性關系。具體而言，農戶家庭勞動力數量越多，勞動力質量越高，家庭總收入就越高。而在農業生產方面，農戶家庭勞動力數量越多，可能從事農業生產和非農生產的勞動力數量也充足，農業總產值也越高，但農業總產值占家庭總收入比重會下降；農戶家庭勞動力的平均質量越高，農戶從事非農工作的收入預期越高，勞動力的外出務工的可能性也越高，但與此同時，其從事農業生產的收益率也會上升，因此勞動力質量與農戶農業生產總值呈正“U”形關系，而與農業總產值占家庭總收入比重呈負相關。因此，在貧困地區，包含勞動力數量和質量兩個維度的農戶家庭勞動力稟賦變量與農戶家庭農業年生產總值之間呈現“瓦型”關系。

4.2 政策含義與討論

本研究的結果對新農村建設、農村產業結構調整和現代農業發展政策改革具有重要參考價值。在新農村建設、農村產業結構調整和發展現代農業過程中，應該一方面繼續實行農業生產的補貼政策，增加農業比較收益，激勵農戶將更多的勞動力稟賦投放到農業；另一方面要激勵農戶家庭提升農業勞動力尤其是在家務農勞動力的質量。這在一定程度上與西奧多?W?舒爾茨的人力資本理論是一致的。但更進一步的是，對目前留守勞動力的人力資本投資更為重要。未來我國農業和農村經濟能否獲得持續、穩定的發展， 也正取決于是否有知識型青年農民加入農業生產領域。因此，需要加強農業人力資本投入，尤其是對留守勞動力的人力資本投資。一方面有利于降低農戶家庭內部勞動力質量的異質性程度，提高家庭勞動力總體的邊際產出；另一方面有利于農村地區要素的優化配置。這對我國未來農業與農村發展意義重大。貧困地區留守農業勞動力的人力資本投資效率和農村非農業勞動力的人力資本投資效率的比較，以及大樣本面板數據的獲取，將成為本研究進一步改進方向。

參考文獻（References）

[1]

A?恰亞諾夫.農民經濟組織[M].蕭正洪，譯.北京：中央編譯出版社，1996：65-77. [Chayanov A. Farmers’ Economic Organizations [M]. Xiao Zhenghong，Translation.Bejing： Central Compilation and Translation Press， 1996： 65-77.]

[2]史清華.農戶家庭經濟資源利用效率及其配置方向比較：以山西和浙江兩省10 村連續跟蹤觀察農戶為例[J].中國農村經濟，2000，（8）：58-61. [Shi Qinghua. The Comparison of Farm Household Economic Efficiency of Resource Use and Its Configuration Directional：Based on 10 Villages in Shanxi and Zhejiang Provinces Continuous Tracking Observe Farmers [J]. Chinese Rural Economic， 2000，（8）：58-61.]

[3]衛新，胡豹，徐萍.浙江省農戶生產經營行為特征與差異分析[J].中國農村經濟， 2005，（10）：49-56. [Wei Xin， Hu Bao， Xu Ping. Farmers Produce Operating Behavioral Characteristics and Differences Analysis of Zhejiang Province [J]. Chinese Rural Economic， 2005.（10）： 49-56.]

[4]石智雷，楊云彥.家庭稟賦、家庭決策與農村遷移勞動力回流[J].社會學研究，2012，（3）：157-181.[Shi Zhilei， Yang Yunyan. Family Endowment， Family Decision and the Returning of Rural Migrants[J]. Sociological Studies， 2012，（3）：157-181.]

[5]Dean T J ， Jacques V G. Education and Earnings in the People’s Republic of China[J]. Economics of Education Review，1987， 6（2）： 161- 166.

[6]錢雪亞，張小蒂.農村人力資本積累及其收益特征[J] .中國農村經濟， 2000，（3）：25-31.[Qian Xueya，Zhang Xiaodi. Rural Human Capital Accumulation and Its of Return Characteristics [J]. Chinese Rural Economic， 2000， （3）：25-31.]

[7]侯風云.中國人力資本投資與城鄉就業相關性研究[M].上海：上海三聯書店，上海人民出版社，2006.[Hou Fengyun. Chinese Investment in Human Capital and the Employment Research [M].Shanghai： Shanghai Joint Publishing， Shanghai People’s Publishing House， 2006.]

[8]侯風云，李煥龍.山東省人力資本與經濟增長的相關性研究[J].山東經濟戰略研究，2006，（07）：38-40.[Hou Fengyun， Li Huanlong. Human Capital and Economic Growth in Shandong Province [J]. Shandong Economic Strategy Research， 2006， （07） ：38-40.]

[9]李勛來，李國平，李福柱. 農村人力資本陷阱： 對中國農村的驗證與分析[J].中國農村觀察， 2005，（5）：17-22.[Li Xunlai， Li Guoping， Li Fuzhu. The Trap of Rural Human Capital Existed or Not： An Empirical Analysis from China [J]. China Rural Survey， 2005，（5）：17-22.]

[10]王麗娟，劉彥隨，翟榮新. 蘇中地區農村就業結構轉換態勢與機制分析[J].中國人口?資源與環境，2007，17（6）：135-138.[Wang Lijuan，Liu Yansui，Zhai Rongxin.Analysis of the Situation and Mechanism of Rural Employment Structure Conversion in Central Jiangsu Province[J]. China of Population， Resources and Environment， 2007，17（6）：135-138.]

[11]西奧多?W?舒爾茨.改造傳統農業[M].北京：商務印書館，2003：20-41. [Theodore W S. Transformation of Rraditional Agriculture [M]. Beijing： Commercial Press，2003：20-41.]

[12]忻海平，任淑華，徐凌.新農（漁）村建設與農村人力資本開發研究[M].北京：海洋出版社，2010：57-65.

[Xin Haipin， Ren Shuhua， Xu Ling. New Rural Construction and the Research and Development of Human Capital in Rural Areas [M]. Beijing：Ocean Press，2010：57-65.]

[13]方松海. 勞動負效用、要素收益與生存發展適應：農戶生產經營行為分析[M]. 北京：經濟科學出版社，2009：42-45. [Fang Songhai. Labor Disability ，Factor Return and Adaption for Survival and Development： An Analysis on Agricultural Households’ Management Behavior [M]. Beijing：Economic Science Press，2009，42-45.]

第2篇

[關鍵詞]農戶收入波動；風險應對機制；川東北傳統糧區

[中圖分類號]F325．7 [文獻標識碼]A [文章編號]1004－518X（2011）11－0092－06

李 斌（1974―），男，北京市文化局，主要研究方向為農村經濟政策與理論；（北京 100006）王 陽（1979―），男，成都信息工程學院副教授，經濟學博士，主要研究方向為農業經濟管理。（四川成都 610225）

本文系國家社科基金西部項目“中國西部基層政府公共服務供給能力實證研究”（項目批準號： 08XZZ004）、四川省哲學社會科學項目“四川省生態農業建設中農戶經濟行為研究”（項目批準號：SC09B033）的研究成果。

一、引言

由于農業生產和農戶經營方式的特殊性，農戶不得不直接面對自然風險、市場風險和政策風險等多重風險的沖擊。為應對各種風險導致的收入波動的影響，農戶可以借助正規風險機制和非正規風險機制來處理收入風險。但是，以現代社會保障和商業保險為主的正規風險應對機制在農村地區的發展水平普遍較低。在正規風險應對機制基本缺失的背景下，農戶會選擇一些非正規的風險規避機制。若以收入風險的發生時間為界，可以把非正規風險應對機制分為事前機制和事后機制。在市場完善、信貸市場和保險市場發育充分的條件下，農戶可以有效地采用事后機制來處理收入風險，由于事后風險處理機制不會帶來經濟效率的損失，是一種較為理想的風險處理方式。遺憾的是，農戶在利用事后風險處理機制應對收入波動時往往受到多重限制。由于事后機制作用十分有限，理性的農戶不得不在風險發生之前就采取預防措施規避風險，但是，事前機制將帶來多重負面結果。更糟糕的是，一旦事前機制也無法抵御收入波動的沖擊，農戶將被迫直接面對風險，被動地承受收入下降所帶來的不利后果，損害農戶長期的生產效率。由于貧困農戶更容易直接面對風險，所以，他們更容易陷于長期低效率的狀態，這會導致貧窮的惡性循環，并不斷擴大貧富差距。

對農戶風險應對機制的研究是發展經濟學中非常重要的領域。國外學者的研究發現，在收入風險發生以后，發展中國家的農戶會通過社會網絡內的風險統籌機制和跨時期消費平滑機制來應對收入波動。社會網絡內的風險統籌是農戶緩解收入波動的傳統方式，在以地緣和血緣為紐帶的社會網絡內，通過以狀態依存為特征的收入轉移和互惠信貸，農戶可以彼此分擔收入風險；跨時期消費平滑機制應對風險的其主要途徑是通過在金融市場上的儲蓄和貸款來實現收入的跨時期轉移[1]。但是，事后的風險應對機制受到種種限制。社會網絡內的風險統籌面臨的主要問題是社會網絡規模的有限性，及其內部所存在的實施問題和信息不對稱問題[2]。跨時期消費平滑則常常受到發育不足的金融市場的限制[3]。因此，即使農戶采取了上述事后機制來應對收入風險，效果卻是有限的。研究發現，在事后進行收入平滑的作用受到制約的情況下，發展中國家的農戶會在收入風險發生前就采取預防措施來規避風險。相對于事后風險處理機制而言，事前的風險處理機制主要取決于農戶自己的選擇，受到的外部約束較小，可以在一定程度上幫助農戶規避收入風險。但事前風險應對機制降低了農業專業化程度，延緩了農業技術的進步，從而導致生產效率和收入的下降。因此，農戶不得不在收入下降和風險減少之間進行權衡[4]，這是限制事后機制的主要因素。

國內也有一些學者對農戶的風險應對機制進行了研究。陳傳波和丁士軍的研究表明，中國農戶同其他發展中國家的農戶一樣，也通過社會網絡內的風險統籌、跨期消費平滑來應對收入風險；他的研究還討論了農戶社會資本對社會網絡內風險統籌的影響[5]。羅楚亮在對貧困地區健康風險和消費行為關系的經驗研究中討論了農戶風險應對機制與農戶消費平滑之間的關系。他考察了健康風險和消費波動之間的聯系，并據此證明了農戶有相當強的消費平滑能力[6]。樊瀟彥、袁志剛和萬廣華研究了城鄉居民收入風險對耐用品消費的影響，發現農村居民的耐用品消費對收入風險比城市居民更加敏感，指出建立農村社會保障體系對提高農戶福利水平具有重要意義[7]。甘犁、徐立新和姚洋對中國農戶消費保險行為進行了較為嚴謹的研究，通過引入交叉變量考察了風險應對機制對農戶消費平滑能力的影響[8]。馬小勇和白永秀使用陜西農戶的調查數據檢驗了事后風險應對機制對農戶收入波動的影響。結果表明，社會網絡內的風險統籌和跨時期消費平滑機制對于農戶應對收入風險有重要的作用[9]。

本文使用川東北傳統糧區的農戶調查數據，力圖更全面地考察農戶應對收入波動的各種機制及其對農戶生產經營決策的影響。通過這種考察，本文試圖說明：不同的風險應對機制在緩解收入波動上發揮著怎樣的作用？農戶偏好于哪些風險規避方法，哪些因素制約著農戶對風險規避機制的選擇?芽農戶選擇的風險應對措施對其生產生活會造成怎樣的影響？

二、理論假說

調查顯示，農戶主要通過各種非正規風險應對機制來應對收入風險。但是，農戶利用這些機制來緩解收入波動面臨各種限制，這些限制因素的大小決定了各種風險應對機制的實施程度。農戶可以通過社會網絡內的風險統籌來應對收入風險，杜立捷的研究表明，以地緣為紐帶的村莊社會網絡的作用正在逐漸弱化，農村家庭的主要社會網絡是由血緣關系、姻緣關系以及非親屬關系共同形成的親友網絡。這種親友網絡是中國農戶實現社會網絡內風險統籌的基礎[10]。但是，親友網絡內風險統籌的實現程度受到網絡的規模、緊密度、支持能力等因素的制約，其作用正在逐漸弱化。因此，一旦發生收入風險，農戶能夠得到的來自親友的轉移支付總額往往很小。基于以上分析，提出假說1：社會網絡內的風險統籌效果取決于親友網絡的規模、緊密度和支持能力。盡管親友網絡內風險統籌可以幫助農戶在一定程度上應對收入波動，但是在農村市場化的過程中，人口的流動性不斷增強、市場對親友網絡功能的替代日益加深、傳統倫理觀念日趨淡化，這些因素削弱社會網絡內風險統籌的作用，其在幫助農戶應對收入風險時作用十分有限。

農戶也可以通過跨時期消費平滑機制，即通過資產積累（包括實物資產和金融資產）和信貸來應對收入風險。中國農戶主要的資產積累方式是銀行儲蓄，杭斌和申春蘭的研究表明，農戶儲蓄的重要目的是預防不確定性[11]。萬廣華的研究表明，中國農戶的收入水平無論從經濟上還是統計上都會顯著地影響儲蓄率[12]。汪偉使用省際數據的經驗分析表明，農村居民的儲蓄率隨著農戶收入的增長而增加[13]。但是，農戶實際的收入水平不高，導致他們的儲蓄率普遍偏低，從而限制了他們通過資產積累去平滑收入波動的能力。從信貸方面看，農戶貸款的來源包括正式信貸市場和非正式信貸市場。由于四大國有銀行逐步退出農村信貸市場，目前在農村正式信貸市場上向農戶提供貸款的主要是農村信用合作社。但是，近年來農村信用合作社的貸款行為表現出明顯的非農化傾向[14]，其向農戶提供的貸款數量十分有限。在非正式信貸市場上，盡管民間信貸自20世紀80年代以來就開始出現。但是，民間信貸市場的發育空間嚴重不足，農村的非正式放貸者仍然處于非法或者受法律嚴格限制的狀態，從而限制了農戶從民間信貸市場獲得貸款的可能性。基于以上分析，提出假說2：農戶的收入水平、正式和非正式信貸市場上貸款的可得行大小決定著農戶是否和在多大程度選擇跨時期消費平滑機制來應對收入波動。但囿于農戶當前的收入水平和信貸市場上的約束，跨時期消費平滑機制的作用時有限的。

發展中國家的農戶往往處于“水深及頸”的狀態，其風險規避傾向比一般的經濟主體強烈。在正規風險處理機制基本缺失，事后風險應對機制又受到諸多限制的情況下，他們不得不更多地依賴事前機制去規避收入風險，通過謹慎安排的生產經營活動來穩定收入。[15]根據以上分析，提出假說3：在正規風險處理機制缺失，事后風險應對機制受到限制的背景下，農戶會利用事前機制規避收入風險，這將導致效率和公平的損失。

三、數據獲取與變量選擇

（一）數據來源

本研究的數據來源于筆者2009年7月―9月在四川東北部傳統糧食產區所做的農戶收入問卷調查，該調查包括了川東北主要的糧食種植區域。在正式調查之前，筆者對部分農戶進行了預調查，以確保問卷設計的科學性。正式調查在川東北的5市（南充市、廣安市、達州市、巴中市、廣元市）10縣（南部縣、儀隆縣、岳池縣、武勝縣、達縣、開江縣、南江縣、平昌縣、劍閣縣、蒼溪縣）30個鄉（鎮）的90個行政村進行，其中每個市選擇2個樣本縣，每個樣本縣選擇3個鄉鎮，每個鄉鎮選擇3個自然村，每村隨機選取10戶農戶進行入戶調查。本次調查共發出問卷900份，回收有效問卷878份，有效問卷為97％。

（二）變量選擇

本研究的被解釋變量為農戶遭遇風險時收入波動的程度，即由風險因素引起的正常收入的變動。由于直接詢問農戶時間序列收入比較困難，我們通過詢問農戶在遭遇風險時的主觀體驗來衡量農戶的日常收入波動。具體來說，要求被調查者（戶主）根據自己在過去的體驗用基本不變和明顯降低來描述自己在遭遇較嚴重風險事件時正常收入的波動狀況。由于農戶的樂觀程度會影響其對收入波動的主觀體驗，我們對農戶的性格特征進行了控制，把農戶面對風險的態度作為自變量引入農戶家庭特征變量集合中，以此來減少主觀因素的干擾，降低采用主觀體驗指標所造成的分析誤差。

本研究的解釋變量包括三類：第一類是事前的風險應對機制變量（Xi），主要包括：采用傳統技術和熟悉品種（X1）、多元化的生產經營策略（X2）。第二類是事后的跨時期消費平滑類變量（Zi），主要包括：正式信貸市場發育程度（Z1）、非正式信貸市場發育程度（Z2）、家庭平均收入水平（Z3）。第三類是事后的社會網絡內風險統籌類變量（Yi），主要包括社會網絡的廣度（Y1）、親友網絡的支持能力（Y2）、社會網絡的緊密程度（Y3）。此外，我們對正規風險應對機制變量（Wi）和農戶家庭特征變量（Ci）進行了控制。正規風險應對機制變量（Wi）主要包括：商業保險市場的發育程度（W1）、農戶獲得政府救濟的難易程度（W2）。家庭特征變量（Ci）主要包括：戶主的性格特征（C1）、戶主的年齡（C2）、家庭人口（C3）、家庭人均耕地面積（C4）、家庭中有無鄉村干部（C5）、戶主受教育程度（C6）。

四、模型選擇與估計方法

本研究的因變量為二分類變量，我們采用二分lo-gistic方法進行回歸分析。分析所采用的計量分析模型如下：

ln ＝α0＋α1Wi＋α2Yi＋α3Zi＋α4Xi＋α5Ci＋εi

其中，pi只表示收入明顯降低的概率，1－pi表示收入沒有明顯降低時的概率，pi／（1－pi）表示收入明顯降低的發生比，即收入明顯下降的概率除以收入基本不變的概率。α0 是常數項。Xi 表示應對收入風險的事前機制變量，Yi表示社會網絡內的風險統籌機制變量，Zi表示跨時期消費平滑機制變量，Wi表示正規風險應對機制變量，Ci表示家庭特征變量。α1、α2、α3、α4、α5分別為對應變量的系數集合。εi是隨機誤差項。

五、結果與分析

本研究采用stata9．0軟件進行logit回歸分析，在有效的878個樣本中，共有856個樣本被納入了回歸過程。計量檢驗的結果如表1所示。在計量檢驗過程中，為了了解分析結果的穩健性，在一直控制家庭特征的情況下，依次納入正規風險應對機制類變量、社會網絡內風險統籌機制類變量、跨時期消費平滑機制類變量、事前風險應對機制類變量，分別得到模型1、模型2、模型3、模型4；最后，將全部解釋變量納入回歸分析過程，得到模型5。計量檢驗結果表明，分別納入各組解釋變量和全部納入解釋變量的檢驗結果，就本文所關心的變量而言，無論從系數大小還是從統計顯著性上來看均無明顯差別，可見本文所考察的主要變量對被解釋變量的影響是穩健的。為了簡化分析，下文的分析主要根據模型5來進行。

為了避免可能的異方差問題，表中的標準誤差為穩健性標準誤差，相應的p值也根據穩健標準誤差來計算。為便于比較各個自變量作用的大小，對模型5的回歸系數進行了標準化處理，具體做法是：回歸系數與其對應的自變量的標準差相乘，然后再除以logistic分布的標準差。本文計量模型的主要自變量為通過主觀賦值而形成的分類變量。一個顯而易見的事實是，如果這些解釋變量的賦值的方法不同，標準差會不同，偏效應必然會不同；因此，這里對自變量的相對作用進行比較，理想的方法是對回歸系數進行標準化處理而非計算偏效應。下文的分析將主要根據標準化回歸系數來進行。

（一）正規風險應對制度的影響

商業保險市場的發育程度（W1）對農戶收入波動沒有顯著影響，原因在于農業保險自身的供需特點。從供給看，在傳統糧區，農戶收入的主要來源仍是農業，由于農業保險中風險的協同性和較嚴重的信息不對稱問題，容易出現道德風險和逆向選擇，保險公司在提供農業保險服務時態度消極，適合農戶的保險商品很少。從需求看，農戶的收入水平使他們對保險的購買力不足。此外，保險業務的復雜性和保險公司在經營過程中的不規范行為也導致農戶對農業保險持懷疑態度。以上因素制約了農業保險應對收入風險的作用。政府救助（W2）對收入波動也沒有顯著影響。盡管政府近年來在農村推行社會救濟和農村最低生活保障等措施，但這些實施的力度和范圍有限，因此，包括政府救助在內的農村社會保障在幫助農民規避收入風險中的作用是很小。

（二）事后社會網絡內風險統籌機制的影響

親友集團的規模（Y1）對收入波動有顯著負向影響；發生比率為0．764，說明一個等級的親友數量變化能夠使收入波動的發生比下降0．236倍；標準化回歸系數的絕對值很大（0．159）。這說明，在傳統糧區，較大規模的親友網絡在緩解收入波動方面具有重要作用。親友網絡中富裕家庭的數量（Y2）對收入波動有很顯著地負向影響；發生比率為0．706，說明親友網絡內的富裕家庭數量增加一個等級會使收入波動的發生比下降0．294倍；標準化回歸系數的絕對值較大（0．127）。親友網絡內的交往程度（Y3）對收入波動的影響不顯著，這可能是因為親友內部交往的密切程度事實上差別很小，不足以對社會網絡內風險統籌產生影響，進而對收入波動的影響很小。綜合以上分析，假說1得到驗證。

（三）事后跨時期消費平滑機制的影響

正式借貸市場的約束（Z1）對收入波動的影響不顯著，這說明正式借貸市場對平滑農戶的收入波動沒有明顯的作用。當前，農村信用社是農村主要的正式信貸機構，貸款發放一般僅限于生產方面，在發放消費類貸款方面態度消極，另一方面，信用社貸款程序復雜，申請周期長，很難及時幫助農戶應對收入風險，這些因素制約了農戶通過正式借貸來應對收入風險。非正式借貸市場（Z2）對農戶的收入波動具有很顯著的負向影響；發生比率為0．784，說明非正式借款的約束降低一個等級會使收入波動的發生比下降0．216倍。這表明，非正式借貸市場的發展對農戶應對收入波動有顯著的作用。調查發現，農戶在應對收入波動時，民間信貸市場之所以較正式信貸市場發揮著較大的作用，主要基于兩個方面的原因：一方面，私人放貸者身處農村社區內部，信息較為充分，能夠準確地根據農戶的經濟實力來發放消費用途的貸款，避免壞賬損失；另一方面，民間信貸程序簡單，能夠較為及時地幫助農戶應對收入風險。但是，標準化回歸系數絕對值相對較小（0．100），這意味著非正式信貸市場的作用相對有限，這可能是因為民間信貸的利率較高，農戶在非正式信貸市場的貸款一般都控制在較低的額度內。家庭平均收入水平（Z3）對收入波動有顯著的負向影響；發生比率為0．398，說明家庭年收入增加1萬元可以使收入波動的發生比下降0．602倍；標準化回歸系數的絕對值也比較大（0．146）。說明由家庭平均收入水平所反映的農戶資產積累水平的提高對緩解農戶的收入波動具有相當大的作用。綜合來看，假說2得到驗證。

（四）事前風險應對機制的影響

使用熟悉的技術和品種（X1）對農戶的收入波動具有非常顯著的負向影響；發生比率為0．669，說明采用熟悉的技術和品種的主觀態度提高一個等級會使收入波動的發生比下降0．331倍；標準化回歸系數絕對值也比較大（0．189）。多元化經營（X2）對農戶應對收入波動也具有非常顯著的負向影響；發生比率為0．717，說明采用多元化生產經營的主觀態度提高一個等級會使收入波動的發生比下降0．283倍；標準化回歸系數絕對值也比較大（0．166）。綜合以上分析，假說3得到驗證。

（五）家庭特征變量的影響

戶主的樂觀程度（C1）對農戶收入波動有顯著負向影響，發生比率為0．682，這意味著戶主的樂觀程度每增加一個等級，收入波動的發生比將下降0．318；標準化回歸系數的絕對值較大（0．178）。這說明主觀因素對農戶所感受的收入波動的確具有影響，同時也說明該變量較為有效地控制了主觀因素。農地數量（C4）對收入波動有顯著的正面影響，發生比率為0．810，意味著家庭人均耕地增加1畝可以使收入波動的發生比下降0．190倍，標準化回歸系數的絕對值較大（0．131）。這說明農地在幫助農戶應對收入風險中發揮著重要作用，農地對農民而言具有保險功能[16]。此外，戶主年齡（C2）越大、家庭人口（C3）越多、家庭中有鄉村干部（C5）、戶主受教育程度（C6）越高，農戶應對收入波動的能力越強，但影響均不顯著。

六、結論與建議

通過以上分析，可以得到如下結論：（1）由于正規風險規避機制作用甚微，農戶采取多元化的方式規避收入風險，主要包括三種形式：社會網絡內的風險統籌、跨時期消費平滑、事前的保守生產經營與多元化種養策略。（2）事后的風險規避機制可在一定程度上幫助農戶應對收入風險，但由于事后機制受多種條件的制約，其作用有限。（3）在正規風險應對機制缺失和事后風險處理機制作用限制的背景下，農戶不得不依賴事前機制來處理收入風險，或者在收入風險發生后，被動地承受收入風險帶來的后果，這將導致農戶生產經營效率的下降和貧困的惡性循環。長期來看，當前農戶普遍選擇的風險規避機制不利于他們收入的穩定增加和農村經濟的持續發展。因此，幫助農戶利用更好的方式應對收入風險具有十分重要意義。首先，不斷強化農戶與市場經濟相適應的社會資本，以此來增加農戶應對收入風險的能力，減少農戶的脆弱性；其次，改善農村金融服務，減少農戶信貸約束，增強農民通過跨時期消費平滑機制來應對收入風險的能力；最后，進一步提高農村社會保障的標準，幫助貧困農戶維持最基本的生活水平；給予經營農業保險業務的企業政策性補貼，使其獲得合理利潤；降低農業保險費水平，提高農戶的參保率。

[參考文獻]

[1]（美）普蘭納布•巴德汗，克里斯托弗•尤迪．發展微觀經濟學[M]．陶然，譯．北京：北京大學出版社，2002．

[2]Fafchamps，M．Solidarity Network in Preindustrial Societies：Rational Peasants with a Moral Economy． Eco-nomic Development and Culture Change， 1992，vol．41（1）． [3]Rosenzweig，M．，and K．Wolpin．Credit Market Con-straints， Consumption Smoothing， and the Accumulation of Durable Production Assets in Low－income Countries： In-vestment in Bullocks in India． Journal of Political Econo-my，1993，vol． 101（2）．

[4]Morduch，J．Income Smoothing and Consumption Smoothing．Journal of Economic Perspectives，1995，vol．9 （3）．

[5]陳傳波，丁士軍．對農戶風險及其處理策略的分析[J]．中國農村經濟，2003，（11）．

[6]羅楚亮．健康風險與貧困人口的消費保險[J]．衛生經濟研究， 2006，（1）．

[7]樊瀟彥，袁志剛，萬廣華．收入風險對居民耐用品消費的影響[J]．經濟研究， 2007，（4）．

[8]甘犁，徐立新，姚洋．村莊治理、融資和消費保險：來自8省49村的經驗證據[J]．中國農村觀察，2007， （2）．

[9]馬小勇，白永秀．中國農戶的收入風險應對機制與消費波動：來自陜西的經驗證據[J]．經濟學季刊，2009，（4）．

[10]杜立捷．社會支持網絡與村莊經濟生活[J]．華東理工大學學報：社會科學版， 2001， （3）．

[11]杭斌，申春蘭．中國農戶預防性儲蓄行為的實證研究[J]．中國農村經濟，2005， （3）．

[12]萬廣華．轉型經濟中農戶儲蓄行為研究：中國農村的實證研究[J]．經濟研究， 2003， （5）．

[13]汪偉．中國居民儲蓄率的決定因素：基于1995―2005年省際動態面板數據的分析[J]．財經研究， 2008， （2）．

[14]盛勇煒．城市性還是農村性：農村信用社的運行特征和改革的理性選擇[J]．金融研究， 2001， （5）．

第3篇

摘要:介紹了經營分析系統的系統構架，就其功能進行了詳述，舉例論述其在企業經營分析、決策中的所起的作用并介紹了一些使用方法。

關鍵詞:經營分析系統 系統框架 實際應用 BO前臺軟件

1 前言

目前，通信運營市場競爭異常激烈，固話運營商面臨著空前的壓力，要應對日益激烈的電信市場競爭，做好市場經營分析尤為重要, 只有從分析中才能找出問題和解決問題的方法，找出市場；只有從“嚴謹”入手，客觀、準確、真實地反映公司的實際經營情況，才能確保實現企業效益最大化。同時，市場經營分析應采用靈活多樣的形式，才能為企業的最終決策打下基礎，經營分析最終是要服務于經營決策的，因此必須要提高分析的準確性和實效性，以便使分析的結果最終能在企業經營活動中發揮作用。由于我公司過去沿用的一些經營分析手段與方法已遠遠不能滿足日前日益激烈的電信市場競爭，缺乏相應的準確與實效性，所以，我公司自2008年10月正式啟用了利用BO作為前臺查詢工具的經營分析系統。下面僅就本人使用此經營分析系統的一些心得及相關知識進行介紹。

2 經營分析系統簡介及系統構架

2.1 經營分析系統簡介:我公司使用的經營分析系統，是建立在Unix系統環境下，使用informix作為后臺數據庫，Bo作為前臺查詢工具，對電信運營商提供收入、結算、用戶資源等諸多方面的結構化分析及信息。查詢工具BO，是設計報表、瀏覽報表以及報表權限管理的工具，主要包括BusinessObjests、Designer和Supervisor三個應用程序，其中 BusinessObjests用于報表的瀏覽和設計，Designer用于報表設計中的Universe設計，Supervisor用于報表以及Universe的管理以及權限管理等。

2.2 經營分析系統系統構架。主要包括:

2.2.1 BO前臺軟件部分：

BusinessObjests：用于報表的瀏覽和設計

Designer：Universe設計

Supervisor：報表以及Universe的管理以及用戶權限管理等

Infoview：通過服務器，以web方式瀏覽報表

2.2.2 經營分析數據庫部分：

sever name：ol_neimenggu

datebase：db_bo,db_ibd,db_support

2.2.3 IBD2.0：系統維護工具

3 經營分析系統在企業經營、決策中的應用

由于使用、瀏覽本經營分析系統軟件的人員主要是電信企業市場部人員、中高層經營決策人員及報表開發人員，而經營分析系統所提供的報表，能夠對電信企業生產經營進行分析，所以他們要了解各主題報表的分析指標、關聯因素、展開層面及主題內容，以便更好地理解報表和使用報表，從而做出科學的決策。

3.1 報表的結構:經營分析系統中的報表按分析類別分為七大模塊，共有73個報表，每個報表下面按不同展開層面又分若干子表。

具體七大模塊為：

業務分析模塊；

收入分析模塊

用戶分析模塊

大客戶分析模塊

資源分析模塊

市場分析模塊

專題分析模塊

下面我就每一模塊在經營中的具體應用做一簡單介紹：

3.2 業務分析模塊:業務分析模塊主要是針對運營商自主經營的各種業務在帳務處理（月租計算以及各種帳務優惠）之前的計費系統的業務量數據，主要為通話次數、通話時長、通話費用（優惠前后）進行分析，發現它們與通話類型，話單類別，時間、地區、業務類型等之間的相關關系，可反映用戶對運營商各種服務的實際使用情況。

3.3 收入分析模塊:收入分析模塊主要針對運營商的應收和實收等情況進行分析，反映運營商收入的來源，結構以及和相關因素的相互關系，有助于運營商決策分析，以發展有利于收入增長的業務和用戶。

此模塊下常用報表有：主營業務應收結構分析報表、銷帳情況分析月報、營業收入分析報表、結算分析報表等。

應用舉例：主營業務應收結構分析

報表標識：主營業務應收結構分析

報表內容：是針對鐵通計費系統中應收話費的分析，從而得到每個帳期月內的應收話費的情況。

可以獲得以下可供分析的指標：優惠前應收、優惠后應收、優惠量、優惠前累計應收、優惠后累計應收，并可以關聯下列因素展開分析：帳目類型、設備類型、計費類型。

我們已經定制的分析層面：全省匯總表、本網用戶應收、197用戶應收、全省優惠額度匯總表、全省費用比例餅圖、按費用類型分析柱形圖。根據分析至少可以得到以下事實：

3.2.1 本月何種帳目類型或用戶類別的應收話費最大，何種帳目類型或用戶類別的應收話費最小

3.2.2 何種帳目類型或用戶類別的優惠額度最高，何種帳目類型或用戶類別的優惠額度最小，以及優惠的比例

3.2.3 各種帳目類型應收話費的比例，可以幫助我們了解費用的構成情況

3.2.4 省內各個地域的應收話費的比例:應用舉例:可判斷在市場上哪一個話類別類業務受大家歡迎，加大這一話單類別業務的宣傳或推廣；或知道哪一類用戶類別是產生費用最大，市場部可加強對這一類用戶的開發等等。

3.3 用戶分析模塊:用戶分析模塊主要是對電信用戶的構成，特點和發展等內容進行分析。本模塊下常用報表有：用戶基本情況分析、用戶消費額度分析、裝拆機統計等。

3.4 大客戶分析模塊:大客戶分析模塊主要是針對運營商管轄內的大客戶的收入、設備、分布、ARPU值等情況的分析統計。

本模塊下常用報表有：大客戶組費用統計表、大客戶發展統計分析。

3.5 資源分析模塊。本模塊下常用報表有：碼號資源統計分析。

3.6 市場分析模塊:本模塊下常用報表有：優惠項目分析、鐵通用戶使用他網業務趨勢分析、他網用戶使用鐵通業務趨勢分析等。

3.7 專題分析模塊。本模塊下常用報表有：欠費情況分析、壞帳情況分析、繳費率情況分析、黑名單用戶統計、號碼段費用統計、零次戶統計分析表、短號碼統計分析、主叫組應收統計、 零費用用戶統計表。

4 經營分析系統使用方法說明

一般來說，使用者主要運用BusinessObjests及infoview管理及察看報表，前者需要安裝，后者直接網頁打開即可。在使用中，我們經常運用前者，安裝完成后，即可使用系統所提供的報表。下面，我就一些使用方法及體會做一簡要介紹：

4.1 如何打開一張BO報表:BO報表是以.rep為結尾的文件，保存在BO指定的目錄中，要打開一張報表，首先打開BusinessObjests，然后在菜單欄單擊“文件”菜單，再單擊“打開”子菜單，在打開的窗口中找到BO報表文件所在的目錄，選擇其中的一個或者幾個報表，單擊“打開”，就把選中的報表打開了，我們就可以查看報表的數據了。

4.2 如何刷新報表數據:BO報表的數據是保存在本地的，比如我們看一張某年1月份的報表，報表數據是保存在本地的報表文件中的，而不是保存在服務器上面，如果我們想看該年2月份的數據，則需要我們對報表數據進行刷新，把2月份的數據從數據庫中取到本地，然后在本地瀏覽數據。 本文為全文原貌 未安裝PDF瀏覽器用戶請先下載安裝 原版全文

4.3 如何過濾數據:如果我們只想看一張報表中的一部分數據，就要應用到過濾器了，設置過濾器的具體操行為：打開一張報表，在報表主體部分，單擊要插入過濾器的列，然后單擊菜單欄“插入”菜單，再單擊“過濾器” 子菜單，在彈出窗口中，按住shift鍵或者ctrl鍵，單擊鼠標左鍵，選中要保留的項，單擊確定，我們選中的項，就保留了下來，而沒有選擇的項，報表中就不再顯示了，這樣，就達到了過濾的效果。

4.4 如何排序數據:打開一張報表，在報表主體部分，單擊要插入排序的列，然后單擊菜單欄“插入”菜單，再單擊 “排序” 子菜單，然后，再單擊其下面的二級子菜單：如果要按升序排列，就單擊“升序” 二級子菜單；如果要按降序排列，就單擊“降序” 二級子菜單；也可以單擊“自定義” 二級子菜單，進行手工排序。

4.5 如何對對象進行分組:對象分組是指根據對象的值的相近性，對對象的值進行合并，以達到減少報表顯示記錄數，便于分析和瀏覽的目的，具體操作為：打開一張報表，在報表主體部分，右鍵單擊要進行分組的列，在彈出的菜單中單擊“變量”，在彈出的窗口中，單擊“分組”，然后，在彈出窗口的“變量名”編輯框中輸入分組的名稱，單擊“新建”，為新建的組項重新命名，通過多次單擊“新建”，可以建立很多組項，建好組項后，選中窗口右側的一個組項，然后，再按住Shift鍵或者Ctrl鍵，在窗口的左側，用鼠標左鍵選擇要分配到右側選中的組項中對象的值，單擊“添加”，就完成對左側選中的對象的值進行分組了，重復上面的操作，就可以對對象的全部值進行分組了，單擊“替換”，最終完成對對象的分組。

4.6 如何設置主變量:主變量是指一張報表中有幾個維對象，把其中的一個或者幾個維設為主變量，顯示在節位置上，每一個主變量的值都分開顯示在節內容上，而其他非主變量維和度量構成的報表主體，根隨在每個節內容下面，體現的是節內容所包含的數據，也就是說，報表的主體根據主變量的內容，分別顯示成許多塊，每一塊體現的是節內容之內的數據，具體操作為：右鍵單擊要設為主變量的對象，在彈出的菜單中選擇“設為主變量”，就完成了對主變量的設置。

要刪除主變量，在菜單欄單擊“分析”菜單，再單擊“切片和旋轉”菜單，在彈出的窗口中，找到“節”編輯框所在的位置，刪除在節中顯示的對象即可。

4.7 如何做交叉表:交叉表是指在橫向有維，在縱向也有維的報表，做交叉表的具體操作為：打開一張普通報表，在菜單欄單擊“分析”菜單，再單擊“切片和旋轉”子菜單，在彈出的窗口中，找到“塊結構”編輯框所在的位置，用鼠標左鍵單擊要放到交叉表橫向的對象，并按住鼠標左鍵不放，向右上方慢慢拖動，直至出現“＋”字型虛線，松開鼠標左鍵，單擊“應用”，關閉該窗口，一張交叉表就做好了，需要說明的是，一張交叉表可以有一個或者多個橫向維和縱向維，只要重復上面的操作，就能達到這樣的效果了.

4.8 如何進行拆分:拆分的主要作用是刪除對象的重復值，使報表更簡潔和美觀，便于分析和瀏覽，具體操作為：打開一張報表，在報表的主體處，用鼠標左鍵單擊要插入拆分的列，在菜單欄單擊“插入”菜單，再單擊“拆分”子菜單，就對該列插入了拆分。

4.9 如何插入計算:這里所說的計算包括合計、平均值、計數等，要對某個度量對象進行計算，具體操作為：打開一張報表，在菜單欄單擊“分析”菜單，再單擊“切片和旋轉”子菜單，在彈出的窗口中，單擊要進行計算的對象，然后，單擊窗口上方的插入計算的圖標按鈕，插入計算器后，雙擊度量對象下方的計算器圖標按鈕，在彈出的窗口中，選擇要插入的計算類型，單擊“確定”，單擊應用，計算器就設置好了。

4.10 BO報表的發送與接收:使用人員新做好一張報表，怎么樣給其他人看呢？這就要使用BO的資料庫功能了，具體操作為：打開已經做好的報表，在菜單欄單擊“文件”菜單，再單擊“到”子菜單，然后，再單擊“公司文檔”二級子菜單，在彈出的窗口中單擊“確定”，做好的報表就到資料庫里面了，發送到資料庫里的報表，只要有連接資料庫權限的用戶，都可以從資料庫里面取到報表的，這樣，需要報表的人員，就可以取到新做的報表了。

4.11 如何把BO報表另存為其他格式的報表：有時候，一些沒有安裝BusinessObjects軟件的人員也想看BO報表，那么，就需要我們把BO報表另存為其他格式的報表，例如，EXCEL文件格式、TXT文件格式、HTML文件格式等，BusinessObjects提供了很方便地把BO格式的報表轉存為其他文件格式的報表的方法，具體操作為:打開一張報表，在菜單欄單擊“文件”菜單，再單擊“另存為”子菜單，在彈出的窗口中的“保存類型”下拉選擇框處，選擇要轉存的文件格式，在“文件名”編輯框中，輸入要轉存的文件名，單擊“確定”，BO報表就轉存為相應格式個文件了。

5 結束語

經營分析系統的投入使用，建立了面向企業運營的統一數據信息平臺，為全網業務、客戶服務、市場營銷、經營決策、業務實施等工作提供了有效的支撐，在公司的業務運營中發揮了重要的作用，為我公司的精細化運營提供了基礎。