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篇1

論文關鍵詞：貨幣供給，內生性，固定資產投資人均消費支出

 

自2008年波及全球的金融危機發生以來，2008年底，我國政府為刺激經濟提出投放4萬億資金擴大內需的政策，而實際上，2009年各商業銀行卻放出了9.6萬億的信貸資金,這意味著我國的經濟流通領域中真的需要這么多的資金，還是我國中央銀行在一定程度上已經失去了對貨幣供給的控制，并且這么多的信貸資金投出去后會對我國經濟增長起到多大的刺激作用也值得我們深思。

一、文獻綜述與問題的提出

自貨幣產生以來，人們對貨幣問題（包括貨幣供給的性質）的討論就未曾停止過。在貨幣供給內生性理論方面，馬克思早在1867年《資本論》第一卷中就有論述，馬克思在他的貨幣流通公式中認為，在商品的流通過程中，流通中所需要的最適合的貨幣量是由流通中商品的價格總額和同名貨幣的流通次數決定的，即：執行貨幣流通手段職能的貨幣量=商品價格總額/同名貨幣的流通速度[①]。馬克思具體是這樣論述的，“因為這里所考察的直接的流通形式總是使商品和貨幣作為物體彼此對立著，商品在賣的一極固定資產投資人均消費支出，貨幣在買的一極，所以，商品世界的流通過程所需要的流通手段量，已經由商品價格總額決定了。事實上，貨幣不過是把已經在商品價格總額中觀念地表現出來的金額實在地表現出來，因此，這兩個數額相等是不言而喻的。”[②]從這我們可以看出，馬克思認為貨幣供應量是有一定的內生性。新古典綜合派的代表人物詹姆斯·托賓認為，貨幣供給量作為內生變量主要是由銀行和企業的行為決定的，而銀行和企業的行為取決于經濟體系內的許多變量，中央銀行不可能有效地限制銀行和企業的支出[1]，更不能支配銀行和企業的行動，所以貨幣供給是內生的。新劍橋學派的卡爾多認為，貨幣供給依賴于由收入水平支配的需求，貨幣當局只能控制利率，對貨幣供給并沒有控制能力。卡爾多進一步支出，“在任何時候，或在一切時候，貨幣存量將由需求決定，而利息率則由中央銀行決定。”[③]從以上分析可以看出，卡爾多認為貨幣供給也是內生的。

自1984年我國建立二級銀行體制以來，我國學者對貨幣供給的性質也進行了大量的研究。謝平和俞喬（1996）[2]分析了貨幣供應量與基礎貨幣和總準備金之間的關系認為，我國貨幣供給很大程度上是由貨幣需求影響和決定的雜志鋪。萬解秋和徐濤（2001）[3]從貨幣乘數的角度出發，認為銀行和居民對經濟環境的變化做出的反應改變了中央銀行對貨幣乘數的控制能力，從而使貨幣供給具有很強的內生性。孫伯銀（2003）[4]通過一系列分析認為，1997年以前中國的貨幣供給是以政治內生性為主的，而1997年之后則是以市場內生性為主的。

二、我國貨幣供給的內生性分析

（一）基礎貨幣的內生性分析

根據現代貨幣供應理論，基礎貨幣與貨幣供應量的關系為：M=B*K（M表示貨幣供應量，B表示基礎貨幣，K表示貨幣乘數），即貨幣供給取決于基礎貨幣和貨幣乘數兩個因素固定資產投資人均消費支出，且具有同方向變化的關系。一般來說，貨幣當局能夠完全控制基礎貨幣，但由表1可知，我國的基礎貨幣投放忽快忽慢，很不穩定。我國中央銀行投放基礎貨幣的渠道主要有兩條：一是對商業銀行等金融機構的再貸款，二是外匯占款。

1、再貸款與再貼現貸款

我國中央銀行的再貸款額度等于貨幣發行量和存款準備金之和，1995年以前再貸款是基礎貨幣投放的主要渠道,占央行總資產的60%。當商業銀行普遍要求中央銀行增加再貸款或再貼現貸款時，中央銀行為了防止經濟衰退，不得不滿足商業銀行的要求，這種“倒逼機制”使得我國貨幣供給初現內生性[5]。其次由于我國社會信用機制不完善，企業缺乏契約觀念，商業票據還沒有普及，沒能形成一個發育成熟的票據貼現市場，所以我國再貼現業務發展十分緩慢。因此，央行再貼現貸款占基礎貨幣投放總量的比重很低，使得基礎貨幣的調控作用遠未得到充分的發揮。

表1 1993-2008年中國外匯占款、基礎貨幣和貨幣供應量變動表

 

年份

外匯占款[④]

（億元）

基礎貨幣[⑤]

（億元）

外匯占款/基礎貨幣（%）

M2（億元）

M2/基礎貨幣（%）

1993

875.54

13190.1

6.64

34879.8

2.64

1994

4481.8

15352.2

29.19

46923.5

3.06

1995

6774.5

18246.2

37.13

60750.5

3.33

1996

9578.7

23789.7

40.26

76094.9

3.20

1997

13467.2

27096

49.70

90995.3

3.36

1998

13728.3

26808.8

51.21

104498.5

3.90

1999

14792.40

29798.3

49.64

119897.9

4.02

2000

14291.14

31957.3

44.72

134610.4

4.21

2001

17856.43

33957.8

52.58

158301.9

4.66

2002

23223.34

37528.6

61.88

185007.0

4.93

2003

34846.92

43514.9

80.08

221222.8

5.08

2004

52592.64

53245.6

98.77

253207.7

4.76

2005

71211.12

64343.13

110.67

298755.48

4.64

2006

98980.27

77757.83

127.29

345577.91

4.44

2007

128377.32

101545.40

126.42

403401.3

3.97

2008

168431.11

129222.33

130.34

475166.60

3.68

2009

193112.47

143985.00

134.12

篇2

關鍵詞：聯立方程 經濟增長 2SLS

消費、投資、出口是拉動經濟增長的“三駕馬車”，其中消費是GDP增長的主導因素。消費占GDP的貢獻率中通常占50%~60%左右，國外消費占GDP的貢獻率一般高達70%~80%左右，美國、英國甚至高達85%以上。投資主要由企業及個人投資和政府投資組成，企業及個人投資仍然主要取決于銷售，取決于消費。政府投資的適當增加可以促進經濟增長，但依靠財政收入的政府投資畢竟是有限的，政府投資和財政收入仍然與消費密切相關?？梢钥闯?，消費的地位是如此地重要，所以有必要對經濟增長的消費結構進行統計分析。

吳巧云等（2007）在《利率對我國固定資產投資的調控效果分析》一文中通過實證檢驗，指出利用利率對我國固定資產投資進行調控效果不理想，并進一步建立模型分析發現，調控效果不明顯的原因有:央行對利率的管制，導致利率與固定資產投資的相關關系不確定;我國當前投資收益偏高，使投資主體對成本不敏感；行政控制力或貨幣政策對貨款的直接作用，也使利率對投資的影響效果不顯著。楊江娜等（2007）在《我國貸款利率對固定資產投資影響的實證分析》一文中指出，理論上貸款利率的高低對固定資產投資產生很大的影響――低利率對固定資產投資活動有刺激作用，高利率對固定資產活動有抑制作用，但是通過實證研究發現我國貸款利率對固定資產投資的影響并不顯著。

本文在相關模型的構建上通過數據分析同樣得出了實際貸款利率的固定資產投資的影響不顯著，從而重新構建模型，最后很好地說明了經濟增長的結構分析。

模型設定

反映經濟增長的指標有人均國民收入、農業生產總值、國民生產總值、國內生產總值（GDP）、人均GDP等。GDP是國際公認最綜合反映一個國家或地區經濟現代化以及經濟實力和增長的指標，它反映了一個國家或區域內一定時期經濟生產過程的最終成果，能夠較好地反映一個國家的生產能力。因此，本文用GDP來反映一國的經濟增長，研究一個國家的經濟增長就是研究GDP與消費、投資、凈出口等之間的關系。

在國民經濟系統中，由于人們消費心里因素等原因，最終居民消費決定于上期的產出水平，同時它又是同期產出的一個部分，因此必定受它的影響，故應將總產出滯后項列為解釋變量。同時，通常情況下稅收水平會間接地影響居民的最終消費，因此，考慮到相關因素，最終建立消費方程為：

其中Ct為最終消費，Yt為總產出、用GDP表示， Tt為稅收水平，β0、β1、β2、為對應系數。

投資發展水平取決于上一期的經濟規模和利率影響，由于經濟活動中往往存在滯后性，上一期的效應往往會傳遞給下一期，利率相當于資本的價格，直接影響著投資。據此，建立投資函數（雖然下文我們剔除了利率這個因素，但這里為了使得問題的周全，暫時可以實際貸款利率這個因素考慮進來，這不會對本文的分析造成影響）：

式中相關系數解釋同上面的消費函數。

稅收水平決定于一國的經濟規模，隨著經濟規模不斷壯大，稅收快速增長，因而，建立稅收函數：

式中相關系數解釋同上面的消費函數。

凈出口受經濟體整體水平的制約，同時也會受到國內消費需求的影響，因此最后確定的凈出口方程為：

根據模型可識別的階條件，構建的模型都是可以識別的，雖然階條件只是模型識別的必要條件，但是在Andrew Harvey的《The Econometrics Analysis of Time Series》的第二版指出，階條件通常已足以保證可識別性，雖然當心秩條件是重要的，但不去驗證它，一般不會造成什么危害。綜上所討論，建立聯立方程模型為：

消費函數：

投資函數：

稅收函數：

凈出口函數：

收入恒等式：

其中： C：消費支出，，Y：收入，I：投資，T：稅收，G：政府購買，r：實際存款利率，u：干擾項，NX：凈出口。

模型中的內生變量是C、I、T和Y，而前定變量是G（政府購買）、r、Yt-1 。

數據來源及處理

本文運用1990~2007年的數據進行實證研究，數據來源于國家統計局的中國統計年鑒（其中，實際存款利率的數據根據相關利率加權而得）。

樣本數據是將現價數據換算成1978年可比價后的數據，其中國內生產總值、凈出口用GDP縮減指數換算；居民最終消費、政府消費和稅收用居民消費價格指數換算；由于1991年前的固定資產價格指數是沒有的，所以固定資產投資用1991年的固定資產投資價格指數換算 （991=100），1990年的固定資產投資價格指數設為（1991=85）。處理后的樣本數據如表1所示。由于利率已經是實際貸款利率了，所以本文沒有對利率再進行處理，相關數據都保留了兩位小數。

實證研究

運用Eviews 6.0對所構建的聯立方程進行參數估計，用到的是兩階段最小二乘估計（2SLS）方法。聯立方程模型的參數估計如表2所示。

由表2可以看出，不論是從參數的經濟意義還是統計意義上出發，整體上除了投資方程中利率的系數不顯著外，聯立方程模型的構建都是合理的，進一步驗證了利率對固定資產的影響不顯著。因此，聯立方程進一步構建成以下形式：

消費函數：

投資函數：

稅收函數：

凈出口函數：

收入恒等式：

投資方程剔除利率后的兩階段估計結果如表3所示。由表3可以看出，不論是從參數的經濟意義還是統計意義上出發，聯立方程的構建是合乎人意的，各個方程的具體形式如下：

調整R^2=0.999DW=1.42

稅收系數為0.45，表明稅收增加1億元，消費將增加0.45億元，這從另一個方面反映出稅收的增加使得政府的消費支出大于居民的消費減縮，從而使得稅收的增加對消費產生正的效應。

調整R^2=0.937 DW=0.19

前一期的收入對當期的投資有較大的影響，原因在于上一期的收入中很大一部分構成了當期投資的基礎，對當期的投資起到了積極的作用。

調整R^2=0.953DW=0.28

該方程的各項系數均可以通過檢驗，說明國家可以通過調節稅收反過來影響收入（二者之間存在著因果關系）。

調整R^2=0.713DW=0.54

該方程的各項系數均可以通過檢驗，由此可見當期消費對凈出口產生顯著的影響，當期消費每增加1元，會帶來凈出口增加0.24元。

為了進一步研究前定變量對經濟增長的影響，可以估計出關于模型的簡化式。本文的主要目的在于研究經濟增長的拉動作用，所以構建了政府購買和經濟總量滯后一期的計量模型，結果為：

調整R^2=0.999DW=0.60

由于模型的簡化式參數表述的是前定變量對內生變量的直接影響和間接影響的總和，因此可由簡化式模型的參數找出政府消費與經濟增長之間的關系，每當期政府消費每增加1元，會帶來當期的產出增加0.57元。

結論

經濟增長對居民消費、投資和稅收都產生直接影響，而且這種影響是正向的，即經濟的增長會帶來消費、投資和稅收的增加；政府的稅收用于購買與個人因稅收而減少消費相比，政府的購買規模大大超過了個人的消費抑制。前期的經濟總量對當期投資的影響具有正的作用，因此要想未來投資具有更大的規模，必須在現階段增加經濟總量；與人們觀念不同的是消費反而增加了凈出口，說明消費的很大一部分還是國內生產的，這使得國內的產業有條件擴大規模并間接地帶動了凈出口；在適當的程度上，應該加大政府的購買力，以進一步拉動經濟的快速增長和發展。

參考文獻：

1.李占風，袁知英.我國投資、消費、凈出口與經濟增長[J].統計研究，2009

2.達摩達爾?N?古扎拉蒂.計量經濟學基礎[M].中國人民大學出版社，2010

3.格利高里?曼昆.宏觀經濟學[M].中國人民大學出版社，2005

4.張斌,楊越．外部經濟環境變化對中國經濟的影響：基于聯立方程的經驗分析[J]．世界經濟，2002（6）

篇3

關鍵詞：遼寧??；產業結構；優化升級；影響因素

中圖分類號：F127文獻標識碼：A

收錄日期：2014年5月5日

一、文獻綜述

國外學者關于產業結構優化問題研究較早且所持的觀點不同，針對經濟增長與產業結構的關系，以庫茲涅茨（1989）為代表的收入決定論和以羅斯托（1988）為代表的結構決定論提出了相反的觀點，前者認為經濟總量提升導致產業結構的進一步升級；后者則主張產業結構的變化會引起經濟總量的變化；主導產業及其擴散理論是羅斯托（1963）最早提出的。他指出，經濟增長是主導產業迅速發展的結果，而這種發展又對其他部門從后向效應、側向效應和前向效應三個途徑產生擴散，從而促進整個產業發展；研究產業結構優化升級影響因素的關鍵是技術進步因素的研究。B.Asgari和A.Nagamastu（2003）認為，功能開發與同化能力良性循環、R&D支出帶來的技術溢出效應能夠增強企業的競爭與決策能力、促進高科技產業的發展，從而有利于實現產業結構的優化升級。

國內學者對推動產業結構優化升級的影響因素也做了諸多有益探討。宋輝等（2007）在分析主導產業選擇的基準基礎上，通過運用投入產出模型、層次分析法及多目標規劃法結合的復合模型，對河北省“十一五”時期主導產業選擇、帶動影響和產業結構優化升級等進行實證研究；技術進步對于產業結構的影響也是國內學者研究重點，張文等（2009）應用面板數據方法對我國產業結構優化的因素進行實證研究，研究發現經濟發展水平與產業結構并沒有明顯的因果關系，而提高本國的技術創新水平以及增加外國直接投資會引起產業結構的明顯變動。

二、遼寧省產業結構現狀

本文引用干春暉、鄭若谷等（2011）所采用的泰爾指數（TL），對遼寧省1996～2011年的產業結構進行衡量。其中，泰爾指數是由泰爾在利用《信息理論》中熵的概念的基礎上提出來的，其公式為：

TL＝■（■）ln（■/■）

在該式中，TL為泰爾指數；Y為生產總產值；L表示總的就業人數；Yi為三次產業中各個產業的總產值；Li為相對應各產業就業的人數；i表示產業部門。當TL=0，即Yi/Li=Y/L，說明經濟處于均衡狀態，產業結構趨于合理化；當TL不為0時，表明產業結構偏離了均衡的狀態，此時的產業結構即為不合理。TL的值越小，代表產業結構的合理化程度越高；反之，合理化程度越低。（圖1）

從圖1可以看出，遼寧省1996～2011年期間的TL值是不穩定的，且均偏離于均衡狀態，最大達到0.93（2008年），最小也在0.11左右。這表明在1996～2011年期間，遼寧省的產業結構極不合理。這與遼寧省以重工業為主，第二產業發展基礎較為雄厚，第一、第三產業基礎薄弱相關。

三、產業結構優化影響因素分析

由于產業結構的優化最終體現在人均GDP的提升上，因而本文用遼寧省的人均GDP（名義）來衡量其產業結構的優化程度。同時，結合其他學者對產業結構優化影響因素的分類，將遼寧省產業結構的優化因素分為固定資產投資需求、技術進步、人力資本，并將該因素根據相應的指標進行量化。

1、數據來源及處理。本文數據選用年度數據，樣本期間為1996～2011年，數據的來源主要為《遼寧省統計年鑒》、《中國統計年鑒》、《中國區域經濟統計年鑒》，同時也參考了其他地區的統計年鑒。由于數據來源并不完全相同、存在統計誤差，本文對所用數據進行了對數處理，以求更好地進行實證分析。

2、變量的ADF檢驗。變量存在不平穩會導致所建的VAR模型不平穩，在此基礎上進行脈沖響應函數及方差分解的分析結果準確性大為降低，因此本文首先對遼寧省人均GDP（名義值）、固定資產投資、R&D經費支出以及國家財政教育性支出在取對數的基礎上用擴展的ADF方法對其各自的平穩性進行了檢驗。結果表明，在取對數后的各個變量在樣本區間內為二階單整，即用來建立向量的自回歸模型經檢驗為穩定的，因而可以做脈沖響應函數以及方差分解。

3、建立VAR模型。本文估計了用遼寧省人均GDP等四個變量的對數建立的VAR模型，并根據AIC和SC最小準則，選擇模型的滯后期為1。

4、模型結果分析

（1）脈沖響應函數分析。（圖2）首先，人均GDP（圖2-1）對固定資產投資（X1）響應路徑總體來講為正的，說明大體上遼寧省的固定資產投資的增加會使得其人均GDP的增長。具體來講，固定資產投資對于人均GDP從第一年起有著正的沖擊，并在第四年達到最大，表明固定資產投資對人均GDP影響存在較短的時滯，其后對于人均GDP的影響逐漸減弱，后期趨于穩定，這與固定資產逐漸老化、生產率下降密切相關；其次，R&D經費支出（圖2-2）對于人均GDP開始時的沖擊較為微弱，于第五年有一個正的沖擊，第九年達到頂峰之后，人均GDP開始有下降并至第十四年趨于穩定；最后，從（圖2－3）可以看出，遼寧省人均GDP對于國家財政性教育性支出的反應較弱，在第三年上升到一個頂點后，其影響便達到一個相對均衡的狀態，沖擊力消失。這表明國家財政教育性投入存在較長的時滯，其對GDP的有益性需在長時間后才能顯現。

（2）方差分解分析。根據估計得到的VAR模型，本文對遼寧省的人均GDP的變化進行方差分解，如表1所示，遼寧省人均GDP的變化中可以由固定資產投資及國家財政性教育支出的變化來解釋的部分逐漸呈現減弱的態勢，截至樣本的最后一年，固定資產投資對人均GDP的解釋只有25%左右；國家財政教育性支出是以更為緩慢的速度逐漸減弱對人均GDP的影響；另一方面，R&D經費支出對人均GDP變化的影響卻呈逐步增強，到2009年其影響已經從最初的0.17%上升到27.23%，但之后趨于平衡。（表1）

根據以上脈沖響應函數及方差分析，可以得到以下的結論：從短期講，遼寧省產業結構優化主要依賴于固定資產投資。固定資產投資的變化在下一年引發人均GDP的上升，并于第四年達到頂峰，但其后呈下降的趨勢，這表明固定資產投資對遼寧省產業結構優化有效但效果有限，固定資產投資結構不合理；從長期看，遼寧省加大對R&D經費及國家財政性教育支出將會有利于其產業結構的進一步優化。

四、促進遼寧省產業結構優化的建議

1、提高R&D經費支出，促進技術進步。首先，擴大主導產業的R&D經費支出份額，促進主導產業的技術進步與發展。技術進步有利于遼寧省主導產業生產率的提高和生產成本的下降，從而獲得更大的競爭優勢，對其產業結構進一步優化做出重要的貢獻，有利于遼寧省在振興東北老工業基地的戰略中承擔更高層次地域分工重任；其次，提升對高科技產業R&D經費支出比重，鼓勵技術創新，通過不斷開拓新的技術形成新的產業。居民消費產品會隨著技術創新升級換代，從需求角度促進產業結構的不斷合理化。持續的技術創新也可以在對新技術引進傳統產業部門的過程中產生滲透效應，通過對當地投資結構刺激新興產業的誕生，對產業結構的優化產生帶動效應，從供給角度推動產業結構的優化升級。

2、擴大財政性教育支出所占比重，提升勞動者質量。勞動者素質與人力資本狀況密切相關，從供給視角對產業結構的優化產生重要影響。因此，遼寧省應主動積極地抓好教育投資，不斷提升整體人口素質，從而緩解高科技產業及教育、培訓產業在遼寧省的發展受限局面；另一方面，由于勞動者素質的提高，會有更多的人力資本從傳統產業轉移出來，進入到第三產業，在一定程度上會促使資金技術知識密集型產業相應的發展，這對遼寧省經濟的發展和產業結構的優化是非常重要的。

3、優化固定資產投資結構。從對遼寧省的人均GDP的方差分解來看，雖然近年來固定資產投資對于人均GDP的解釋程度不斷下降，但其仍對產業結構具有不可忽略的作用。它不僅是再生產的一個重要手段，也是社會擴大再生產的基本手段，對于實現社會經濟發展具有重大的推動力，在產業結構優化的過程中扮演著重要的角色。

遼寧省是東北老工業基地的重要組成部分，重工業的發展相對于其他地區較為成熟，鑒于此，今后遼寧省要優化固定資產投資的結構，重點進行對第三產業固定資產的投資，促使就業人員由第一、第二產業向第三產業轉移，提高第三產業對經濟發展和社會進步的作用，在三大產業協調發展的基礎上，進而健全產業體系和優化產業結構。

主要參考文獻：

［1］Carlsson，Bo.The evolution of manufacturing technology and its impact on industrial structure：an international study［J］.Small Business Economics，1989，Vol.

［2］羅斯托.從起飛進入持續增長的經濟學［M］.成都：四川人民出版社，1988.

［3］Watanabe，C.，Asgari，B.& Nagamatsu，A..Virtuous cycle between R&D，functionality development and assimilation capacity for competitive strategy in Japan’s high-technology industry［J］.Technovation，2003.Vo.

［4］宋輝，王會強.主導產業選擇與結構優化模型分析――以河北省為例［J］.河北大學學報（哲學社會科學版），2007.6.

［5］張文等.中國產業結構演變的影響因素分析［J］.科技管理研究，2009.6.

［6］干春暉，鄭若谷，余典范.中國產業結構變遷對經濟增長和波動的影響［J］.經濟研究，2011.5.

篇4

關鍵詞：FDI；決定因素；嶺回歸

中圖分類號：F12 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2013）04-0204-02

改革開放以來，隨著中國對外開放程度和市場化建設水平的不斷提高，引進外資以促進國內經濟的迅速發展已成為國家和各地區政府的一項基本經濟政策。引進FDI不僅有利于填補資金缺口，還可助于調整國內經濟結構與提升國際競爭力。因此，研究與分析決定影響中國FDI流入的決定性因素具有一定的現實意義，這一問題也成為近年來學者們研究的一大熱點。

一、文獻綜述

大量的研究工作已經研究東道國的經濟基礎因素對FDI的影響。張紀（2006）通過實證研究1985—2002年美國對華直接投資情況得出中國吸引FDI的主要因素為巨大的市場潛力、快速的經濟增長、市場開放程度、較低的勞動成本以及社會穩定性。

對于匯率對FDI流入的影響是長期還是短期的一直都是存在爭議的。鄧寧（1970）認為國際投資從相對強勢貨幣的國家流入到相對弱勢貨幣國家，主要是因為升值貨幣的價值和購買力的增加。Ang（2008）的面板數據實證分析得到一國的匯率與該國的FDI存在負相關。Edwards（1990）和Hansan（2007）卻得到相反的結論。

就貿易與FDI之間的關系大體持兩種。小島清認為國際投資在一定程度上對國際貿易有促進作用。而巴克利與卡森則認為企業選擇國際貿易還是選擇對外直接投資，關鍵在于比較通過世界市場進行貿易的費用與企業將外部市場內部化所增加的管理費用孰大孰小。

二、實證分析

（一）變量選取與數據來源

本文將構建如下模型對中國外商直接投資FDI流入量決定因素進行檢驗：

FDI=f （T，E，PERGDP ，I，），即FDI = β+β1* T +β2* E +β3*PERGDP +β4*I

其中，FDI表示中國的外商直接投資（單位：億美元），T表示進出口總額（單位：億元），E表示人民幣兌美元匯率（用直接標價法表示），PERGDP表示人均GDP（以現價計算，單位：元），I表示全社會固定資產投資總額（單位：億元）。本文對各變量均采取1983—2010年的年度數據。FDI、進出口總額、人均GDP、全社會固定資產投資總額數據來自CCER經濟金融研究數據庫，人民幣兌美元匯率數據來自中國人民銀行數據庫網站。

（二）OLS模型處理

本文將運用SPSS18.0軟件進行模型處理分析。先進行最小二乘法和多元線性回歸方程，通過模型分析，結果如下：（1）發現R2=0.983，調整后的R2=0.979，可見多元線性回歸模型擬合效果較為理想。并且整體回歸模型通過顯著性檢驗。說明線性關系明顯，FDI流入量與這四個變量總體上相關。（2）擬合方程R2高達98%，可是四個變量中有兩個未通過5%的顯著性檢驗，說明回歸方程變量間可能存在多重共線性的問題。（3）輸出的VIF（方差膨脹因子），其中有三個變量的VIF值均遠遠大于10，這同樣反映多重共線性的存在。輸出的特征值中0.002趨于0，也加大了多重共線性問題。（4）全社會固定資產投資總額的系數為負數，與預期有悖。這一反常現象也恰恰說明正是由于多重共線性問題的存在，我們僅僅用多元線性回歸建模不太合適，多重共線性的存在使得某些變量的回歸系數的經濟意義與實際是有所出入的。

（三）嶺回歸模型

針對出現多重共線性時，OLS明顯實效的問題，我們采用嶺回歸來建立FDI流入與其影響因素的模型。

首先我們令k從0到1，步長為0.01，做出嶺跡圖，通過嶺跡圖發現k在0.6左右的時候，嶺跡相對穩定，而且由于此時k相對不大，對于β的估計影響不會太大。我們令k=0.6，做嶺回歸，通過嶺回歸我們得到最終的嶺回歸模型如下：

FDI=0.216 *T+0.264 *E+0.252 *PERGDP+0.213 *I

分析如下：（1）嶺回歸擬合效果明顯，并且X的4個因素的系數均大于0，與常識相符。（2）不過嶺回歸的負面效果也存在，對比多元線性回歸模型，嶺回歸的調整的R方由0.975降到0.935，整體方程的F值也有不同程度的下降。（3）雖然調整的R2下降了一些，但是0.935仍可接受。至此，通過嶺回歸我們已經消除了多重共線性的影響，所得因素的系數的估計值也均通過顯著性水平為5%的t檢驗。接下來我們可以通過嶺回歸方程的分析來得到影響中國FDI流入量的重要因素。

三、結果分析與政策性建議

篇5

1．1指標設計

當前學者利用DEA方法研究農業全要素生產效率時，產出指標經常使用農林牧漁總產值和農民人均農業經營純收入，投入指標以農業從業人員、農作物總播種面積、農業機械總動力和化肥施用量等指標為主。本文借鑒前人的研究成果，使用的農業投入指標和產出指標及其定義如下。水產養殖業產出以1990年價格的水產養殖業總產值進行計算，其中包括以1990年價格計算的海水養殖產品總產值和淡水養殖產品總產值，采用水產品價格指數進行折算。水產養殖業投入主要包括養殖專業勞動力、養殖面積、養殖固定資產投入與養殖中間消耗等4個方面。①漁業勞動力包括捕撈專業勞動力、養殖專業勞動力、兼業勞動力和后勤服務人員，后兩個指標為概括性指標。為了統一口徑，本研究選用養殖專業勞動力作為養殖勞動力指標。②水產養殖面積為每年的海水養殖面積和淡水養殖面積之和。③水產養殖固定資產投資為每年的海水養殖固定資產投資和淡水養殖固定資產投資之和。

1．2數據來源

在確定水產養殖業的投入與產出指標之后，著手進行數據的收集與整理。本研究設計指標數據中，海水養殖產品總產值、淡水養殖產品總產值、養殖專業勞動力、養殖面積、海水養殖固定資產投資與淡水養殖固定資產投資等6個指標的數據主要來自《中國漁業統計年鑒（1990－2010）》，其中養殖固定資產投資指標的2008年和2009年數據為預測值；漁業中間消耗指標的數據來自《中國農村統計年鑒（1991－2010）》。水產品價格指數和農業生產資料價格指數來自《中國統計年鑒（1991－2010）》。

2水產養殖業生產效率計算結果分析

2．1綜合效率計算結果分析

選用DEAP2．1軟件來進行模型的運算，得到的綜合效率評價結果如表1所示。由表1可知，中國水產養殖業的生產綜合效率指數、技術效率變化指數和規模效率變化指數的趨勢基本一致。1990－2009年間，中國水產養殖業的綜合效率效果一般，有8年為DEA有效，12年為非DEA有效，且兩年的綜合效率指數在0．9以下。在純技術效率和規模效率的綜合作用下，水產養殖業綜合效率出現了不同程度的波動現象，1990－1992年間，中國水產養殖業的綜合效率相對穩定；1993－1999年間，水產養殖業的綜合效率波動較大；2000－2009年間，水產養殖業的綜合效率又相對穩定。而由規模效益狀態分析結果可知，除了2008年之外，非DEA有效年份的規模收益均處于遞增階段，且1996－2005年間的非DEA有效年份，技術效率變化指數均低于規模效率變化指數。以上兩種情況表明，水產養殖業非DEA有效的主要原因是養殖技術進步水平低和規模經營水平低共同造成的。

2．2投影分析

為了更好地找到水產養殖業非DEA有效的深層原因，調整投入產出結構，提升水產養殖業的生產效率和經濟效益，本研究將對技術效率與規模效率均無效年份的模型測評結果投影所產生的數據進行分析。由于篇幅限制，未將技術效率與規模效率均無效年份的投影數據進行一一列舉，因此，采用加總的進行分析，對水產養殖業投入與產出的調整方向進行分析，具體數據詳見表2。由表2可知，中國水產養殖業產出不存在冗余，而投入均存在不同程度的冗余，即保持現有水產養殖產出水平情況下，養殖專業勞動力、養殖面積、固定資產投入與中間消耗的投入可分別減少9．38％、7．78％、5．46％、7．23％，從而降低投入成本，提高水產養殖業的經濟效益。

2．3曼奎斯特生產效率指數分析

運用幾何平均法，同樣借助DEAP2．1軟件，計算中國水產養殖業全要素生產效率指數（Malmquist指數）及其構成要素的變化情況（表3）。1990－2009年間，水產養殖業的純技術效率和規模效率均為1，由于篇幅限制在表3中未體現。由表3可知，1990－2009年間，水產養殖業全要素生產效率的平均增長率為－3．6％，主要原因是技術進步緩慢，沒能為水產養殖業發展提供有效的技術支撐；技術效率指數均為1，說明水產養殖業重視養殖技術的推廣與應用，現有水產養殖技術得到有效的充分利用，應繼續保持此良好現狀；技術進步率指數存在頻繁且較大幅度的變動，這可能與水產養殖技術創新投入增長差異有關。水產養殖業全要素生產效率指數的分解結果表明，中國水產養殖業仍處在粗放式發展階段，水產養殖業的產值增長主要源于勞動力、養殖面積、固定資產和中間消耗等資料的大量投入。

3水產養殖業生產效率的關鍵影響因素識別

3．1潛在影響因素設計與數據收集

因為全要素生產效率指數的變動主要由技術進步率指數的變動引起的，本文主要從技術創新與推廣的人力、物力、財力等資源的投入情況來尋找全要素生產效率指數變動的原因。因此，本文初步設計的潛在影響因素包括：年末科技研發人員數量、每年科技研發經費投入金額、年末技術推廣人員數量、每年技術推廣經費投入額、每年培訓漁民人數。潛在影響因素設計完成后，筆者利用《中國漁業統計年鑒》進行數據收集。經過收據收集整理發現，未能找到每年科技研發投入的相關數據，因此，首先剔除了每年科技研發經費投入指標，而用每年科教活動固定資產投入金額來替代。由于有些因素在某些年份沒有統計，在進行整理后，只有1997－2007年間所有因素統計數據齊全。因此，只取該11年的數據進行影響因素的實證研究。

3．2關鍵影響因素識別結果分析

在確定全要素生產效率指數變動的潛在影響因素后，以1997－2007年間的全要素生產效率指數（SCXL）為因變量，以年末科技研發人員數量、每年科教活動固定資產投入金額、年末技術推廣人員數量、每年技術推廣經費投入額、每年培訓漁民人數等5個因素為自變量，進行回歸分析。利用SPSS17．0軟件中的向后逐步回歸功能，進行初步多元線性回歸，結果DW統計值僅為2．678，存在負自相關問題。因此，利用加權的最小二乘回歸分析法進行補救，DW統計值有了較大幅度的降低，降為1．710，較為接近2。由表4可知，回歸模型調整后的擬合優度R2＝0．704，說明模型的擬合優度較好；同時，由表5可知，回歸模型的F值為8．936，p值為0．009，說明模型的擬合優度是非常顯著的，至少有部分變量具有很強的解釋力，如KYRY、TGJF和PRRS。由表6可知，KYRY、TGJF、PXRS的t統計值分析為4．921、4．978、4．837，p值均為0．002，表明以上3個解釋變量在95％的置信度下非常顯著；同時，3個解釋變量的VIF統計值分別為9．693、5．981、4．509，均小于10，說明模型不存在多重共線性問題。

4研究結論與政策建議

4．1研究結論

首先，水產養殖業的生效率評價結果顯示：1900－2009年間，中國養殖業的技術效率與規模效率平均值呈現下降狀態，導致水產養殖業綜合效率和曼奎斯特全要素生產效率出現下降；中國水產養殖業產出不存在冗余，而投入均存在不同程度的冗余。其次，水產養殖業生產效率的關鍵影響因素識別結果顯示：水產養殖業的全要素生產效率指數與年末科技研發人員數量、每年技術推廣經費投入額和每年培訓漁民人數具有顯著的正相關關系。

4．2政策建議

4．2．1加大科技創新投入，完善水產養殖科技創新體系政府無法控制水產養殖主體的要素投入，而只能通過提高技術創新與推廣，提升養殖主體的規模效率和要素生產效率。首先，政府應加大水產養殖科技研發人員的培養與培訓投入，結合運用高校培養、科研機構培養、企業培養、產學研合作培養等方式，完善人才培養機制，為科技創新奠定人才基礎；其次，加大財政科技投入，通過科技專項、自選科技項目、委托科技項目等形式，對高校、科研機構和企業進行水產養殖技術研發提供財政撥款資金，同時，通過稅收減免、貸款扶持等優惠政策，鼓勵養殖企業根據自身遇到的技術難題進行技術攻關，平衡水產養殖技術的基礎研究和應用研究活動。

篇6

關鍵詞：鄉村旅游；產業融合；灰色關聯分析；北京市

中圖分類號：S9；F323.5 文獻標識碼：A 文章編號：0439-8114（2016）09-2433-05

產業融合作為一種新型的產業創新方式，成為新時期拓展產業發展空間，推動產業價值增長的最主要源泉與動力之一。學術界對產業融合闡釋，始于信息通訊業，被認為是狹義的產業融合。實際上，除了信息通訊領域，產業融合還廣泛存在于其他領域。鄉村旅游產業由休閑農業和民俗旅游兩大部分構成。從形成機制上看，是以農業活動為基礎，農業與旅游業交叉融合形成的新型產業。北京市是國內開展鄉村旅游活動最早的城市之一，具備良好的農業資源條件和旅游發展環境。隨著經濟的發展。鄉村旅游活動已從單一的“農家樂、觀光采摘”逐漸向“觀光、體驗、休閑、度假”等多元化、多樣化和多功能一體化方向轉變。鄉村旅游產業關聯性高、綜合性強的特征，決定了加大鄉村旅游產業建設力度，已成為推動城市與鄉村良性互動。轉變經濟增長方式，進而實現經濟持續增長的重要內容。目前對于鄉村旅游產業研究，多聚焦于鄉村旅游業發展對新農村建設的重要意義、鄉村旅游產業發展的特點、模式和路徑等方面，且研究方法多以定性為主，而從產業融合視角，測算并分析鄉村旅游產業融合度及其影響因素比較顯見，本研究采取灰色關聯方法，選取影響北京鄉村旅游產業發展的關鍵指標，測算農業與旅游業的融合度，分析影響農旅產業融合的因素，進而有針對性地提出政策建議。

1 研究方法

灰色關聯分析方法是基于灰色系統理論，以“部分信息已知。部分信息未知”的“小樣本”、“貧信息”不確定性系統為研究對象，通過分析已知信息實現對系統運行的有效控制。應用灰色系統理論，鄉村旅游業與相關聯產業可以看成是一個多層次的復雜系統，具有模糊性、隨機性、信息不完全性，即灰色性，內部存在灰色量和灰色關系?；疑P聯分析方法在數據時間系列較短的情況下仍然能夠得到較好分析結果。計算方法和步驟如下：

首先，確定參考序列Yi和比較序列Xi；然后采用均值化處理方法消除量綱，得到Yi'（t）與Xi'（t）；再求參考序列與比較序列的絕對差：

可得各年產業之間各綜合關聯系數γ（t）。各灰色關聯系數變化范圍為[0，1]，其值越大，關聯性越大，反之越小。

2 北京市農業與旅游業融合度測算

2.1 指標選取

為測算農業與旅游融合度，本研究選取了2005-2013年反映北京都市型現代農業和旅游業發展水平的10個指標，構成綜合評價指標體系（表1）。其中，都市型現代農業發展特征的指標有農業勞動生產率、土地產出率、水資源利用率、農業生態服務價值、設施農業收入、農林牧漁固定資產投資額等6項；旅游產業主要指標有游客人均消費支出水平、星級飯店和旅行社勞動產出率、星級飯店客房出租率、A級及以上和重點旅游景區數等4項。為便于比較，經濟數據以1978年不變價格計算（表2）。

2.2 結果分析

由表3可知，2005-2013年間北京農業與旅游業的融合度平均值為0.814，農旅產業融合度處于上等水平。從變化趨勢看，農業與旅游業的融合度呈現先升后降的趨勢，最高點出現在2010年（0.885），之后逐漸下降，最低點在2013年（0.712）。

3 北京鄉村旅游業融合發展的影響因素分析

3.1 指標選擇

“鉆石模型”是由美國哈佛商學院著名的戰略管理學家邁克爾，波特提出，用于分析一個國家某種產業為什么會在國際上有較強的競爭力。波特認為，決定一個國家某種產業競爭力的有生產要素條件、需求條件、相關與支持產業以及企業戰略、結構和競爭等因素。此外，還存在政府與機會兩個輔助變量。根據“鉆石模型”，產業融合主要改變了相關產業上述6個方面因素而形成了各自的優勢。為此。本研究選取了鄉村旅游總收入、農林牧漁業總產值、旅游業總收入3個指標，測算鄉村旅游產業與農業、旅游業的關聯關系。同時，分別從市場需求因素、基礎設施、農業科技水平、農民組織化程度和政府政策等5個方面，共選取了10個指標。分析影響鄉村旅游業融合發展的障礙因子。為便于動態比較，將研究時期劃分為2005-2008年和2009-2013年兩個時段。對于經濟數值以1978年不變價計算，以消除物價影響。

3.2 結果分析

計算結果顯示，所有指標灰色關聯度均大于0.5（表5），說明所選取的指標對鄉村旅游業收入的關聯度都很高，對鄉村旅游的影響都比較顯著，所選擇指標合理。

3.2.1 鄉村旅游與旅游業、農業的融合度較高 鄉村旅游與旅游業、農業的融合度分別為0.778和0.647。鄉村旅游收入與旅游業收入、農林牧漁業總產值均同步增長，且與二者融合度呈現上升趨勢，但鄉村旅游與旅游業融合度高于農業。從2005-2013年統計數據看，北京市鄉村旅游業總收入年增長率達到13.54%，分別比農林牧漁總產值和旅游業總收入年增長率高8.98和4.23個百分點。由此可見，推動北京旅游業發展，增強消費者對旅游產品的消費能力，對拉動鄉村旅游發展具有顯著的效果。同時。推動農業生產發展。也對鄉村旅游發展具有一定的影響。

3.2.2 市場因素對鄉村旅游產業發展影響最為突出 對影響農業與旅游融合的各因素，按融合度大小排序為市場需求因素（0.751）>農民組織化程度（0.749）>基礎設施（0.702）>農業科技水平（0.687）>政府政策（0.678）。其中，市場需求變化對鄉村旅游發展的影響最為突出。而市場需求指標中，私人轎車擁有量與鄉村旅游收入關聯度（0.818）最高，其次是城鎮居民可支配收入（0.720）和農民人均純收入（0.716）。從變化趨勢上，城鎮居民可支配收入、農民人均純收入與鄉村旅游收入呈現同步增長趨勢，二者與鄉村旅游收入融合度也不斷增長，這表明增加城鎮居民可支配收入、農民人均純收入，對鄉村旅游具有拉動作用。與二者相反的是，私人轎車擁有量與鄉村旅游融合度卻呈現下降趨勢。盡管近年來北京居民私人轎車擁有量年增長率達到15.35%，超過鄉村旅游收入增長率，但二者融合程度在降低。這表明私人轎車擁有量的增長，已經不能拉動鄉村旅游發展，

3.2.3 基礎設施對鄉村旅游產業發展影響呈現下降趨勢 反映鄉村旅游資源稟賦及基礎設施建設情況的3個指標與鄉村旅游融合度從高到低依次是公路網密度（0.719）、觀光園數量（0.700）和民俗接待戶數量（0.686）。從2005-2013年的變化趨勢上看，北京市公路網密度、農業觀光園數量和民俗戶數量均呈現增長趨勢。年增長率分別達到4.98%、3.17%和2.02%，但3個指標與鄉村旅游產業的關聯度均呈下降趨勢，分別下降了0.112、0.109和0.166個百分點。這顯示，發展公路網（包括農村公路），增加觀光園和民俗戶數量，已經對鄉村旅游收入增長不具有拉動作用。北京鄉村旅游發展已進入從擴張資源及基礎設施的數量向提高服務質量上轉變的階段。

3.2.4 現代科技是推動鄉村旅游發展的重要動力代表農業科技水平的兩個指標――農民計算機擁有率、人均農業技術人員，與鄉村旅游關聯度分別為0.754和0.619。從近9年發展趨勢看，農民計算機擁有率年均增長率達到9.42%，但人均農業技術人員年均增長速度僅為1.7%，幅度不大。在兩個時間段中，農民計算機擁有率與鄉村旅游關聯度變化不多，但萬人農業技術人員與鄉村旅游業關聯度增加幅度較大。這表明，技術人員的農業技術推廣及應用，為鄉村旅游發展提供了技術保障，在促進農業與旅游業融合中發揮了重要作用。而隨著計算機在北京市農民家庭的普及，農業信息化建設需要從增加硬件數量向加強農民培訓的軟件服務上轉變。只有提高硬件物質的使用效率，現代信息技術才能對推動鄉村旅游產業融合發揮促進作用。

3.2.5

提高農民組織化程度促進鄉村旅游發展 農民組織化程度是影響農民市場競爭力和現代化水平的重要因素?；疑P聯度分析顯示，專業合作組織數量與鄉村旅游關聯度較高，達到0.747。近年來，北京市專業合作組織數量逐漸加大，截至2013年底，北京市工商登記注冊的農民專業合作社有6010家，合作社入社成員總數24.1萬個，帶動非成員農戶數24.4萬戶，占全市從事第一產業農戶的70%以上。在專業合作組織數量變化與鄉村旅游收入同步增長的同時，二者之間的灰色關聯度在逐漸加大。表明提高農民的組織化程度，對于推動鄉村旅游發展具有重要作用。

3.2.6 農村固定資產投資與鄉村旅游產業關聯度降低 農村固定資產投資是農業經濟增長、農村社會進步、農民收入增加的重要物質基礎。政府涉農政策影響著民間資本進入農村領域和農村非農產業，進而也影響農村固定資產投資力度。近年來，在政府政策引導下，北京市農村固定資產投資迅速增長。按1978年不變價格計算，從2005年的35.75億元，增加到85.02億元，增加了一倍多，年增長率達到11.43%。固定資產投資與鄉村旅游收入都是同步增長，但從兩個時間段上看，二者關聯度從0.730下降到0.630。表明刺激農村固定資產投資，對鄉村旅游發展的拉動作用已不明顯，

4 政策建議

4.1 “雙輪”驅動都市型現代農業發展

農業作為國民經濟的基礎產業，不僅是后起新興產業所滲透融合的對象，而且。正是農業的基礎地位和作為“母親產業”的特殊性質，為這些后起新興產業提供了廣闊的發展空間，技術創新為產業融合提供了可能，組織發展把融合過程推到運作層面，從而把產業融合的可能性轉化為現實。因此。加快技術創新和培訓經營主體，是驅動農業與旅游業融合的兩只重要“車輪”。一方面，加大現代高新技術在旅游項目開發上的應用，為產業融合提供技術支持：另一方面，進一步推動農業生產經營組織（包括農民專業合作組織/企業）從數量增長向質量提高轉變，打造都市型現代農業，增強農業被融合和主動融合的能力。

4.2 增強旅游業與鄉村旅游業互動活力

旅游業作為高成長業，對拉動鄉村旅游產業具有較強作用。為此，需要進一步拓寬旅游市場，推動城市與鄉村形成互動發展的良好態勢。抓好鄉村旅游示范點和精品線路的建設。樹立典型，打造品牌：豐富旅游產品組合。打造多功能一體化的旅游產品：充分利用農業會展、節慶等重大活動，加強鄉村旅游宣傳。不斷創新旅游業與鄉村旅游業互動方式，促進兩個產業的充分融合。

4.3 推動鄉村旅游產業發展升級

鄉村旅游硬件條件建設已經對鄉村旅游經濟增長不具有拉動作用，但隨著城市和鄉村居民收入的不斷增加，鄉村旅游的消費需求仍在不斷增長。北京市鄉村旅游產業已從擴張資源數量、滿足物質需求向提高服務質量、滿足精神需求上轉變。因此，提高旅游產品質量、豐富旅游產品文化內涵、拓展旅游產品功能，已經成為推動鄉村旅游業升級的重要內容。只有做到“人無我有。人有我新，人新我特”，才能使游客每到一處都有新的意境、新的感受、新的享受。

篇7

關鍵詞：外商直接投資；經濟發展；產業結構調整

中圖分類號：F127.41文獻標識碼：A文章編號：1003-4161(2007)01-0151-03

1．引言

改革開放20多年來，陜西省利用外資工作發展迅速，成績顯著，形成了以吸引外商直接投資（FDI：Foreign Direct Investment）為主，借用國外貸款和在國際市場籌集資金為輔，多種渠道并存，多種形式并舉的利用外資格局。2005年，全省吸引外商投資繼續保持一定幅度的增長。新批準外商投資項目256個，同比增長-5.54%；合同外資額158 237萬美元，同比增長50.88%；實際使用外資62 839萬美元，同比增長19.32%。截止2005年12月底，陜西省累計批準外商直接投資項目4 367個，合同外資108.98億美元，實際利用外資54.07億美元。

本文試圖在對所掌握的文獻資料綜合研究、比較分析的基礎上，根據陜西省的綜合情況，定性和定量分析FDI對于促進經濟發展、帶動產業結構升級的作用。希望能“以小見大”，通過對陜西省利用外資的效果分析，進而推廣至西部其他地區，探索西部如何利用外商直接投資促進本地區經濟更快發展，從而使本文更具有時代氣息和現實意義。

2. 外商直接投資對陜西省經濟增長的作用

以前對陜西省利用FDI的研究多為定性研究，本文試圖通過模型定量分析利用外商直接投資對陜西省經濟增長的貢獻度。FDI對陜西省經濟增長的貢獻度通常用陜西省年度總產出（GDP）對FDI的彈性來表示，我們假定FDI要素投入與GDP之間滿足如下對數模型數量關系：

ln（GDP）=αln（FDI）+β［1］

即GDP與FDI之間存在GDP=eβFDIα的函數關系。在此函數關系中，α表示要素投入的報酬率，即FDI要素投入每增長1%時的產出增長率；eβ作為常數項，表示除了FDI之外其他所有要素投入的影響，主要是勞動要素的影響。本文利用陜西省1985～2004年20年的時間序列資料（表1、表2），對上述回歸系數及其參數進行估計結果如下：

ln（GDP）=0.543611ln（FDI）+5.441875

t-Statistic: (10.13773) (38.11259)

Adjusted R-squared: 0.850961

F-statistic: 102.7736

數據來自陜西統計年鑒，GDP表示總產出，GDPⅠ表示第一產業總產值，GDPⅡ表示第二產業總產值，GDPⅢ表示第三產業總產值。

數據來源于陜西統計年鑒，GDZC表示固定資產投資總額，FDI表示外商直接投資總額。

經檢驗，方程擬合度較高，參數檢驗滿足要求。該結果表明陜西省外商直接投資的報酬率為0.543611，也就是說外商直接投資每增長1%，陜西省的總產出將增長0.543611%，可見外商直接投資對于陜西省經濟增長的促進作用還是比較明顯的，但是低于全國平均水平（0.63）和廣東地區的報酬率（0.87）［5］，說明陜西省在利用外商投資方面還存在許多不足，利用投資質量和效率還有待改善與提高。同時我們應該清醒的看到，跨國公司及外商來陜西投資的目標是實現利潤最大化，外商不是“扶貧員”，他們的投資是為了實現全球化經營戰略的安排，與我們的經濟發展目標和利用外資目標客觀上存在沖突，這樣的投資不可避免地會給陜西帶來一些負效應。

3．外商直接投資對陜西省產業結構調整的影響

庫茲涅茲、錢納里等經濟學家對各國經濟發展歷史的研究證明：產業結構是經濟結構提升的供給基礎，人均國民收入水平的提高會促進經濟結構變動。GDP構成中最終消費比重不斷下降，投資份額上升；產業結構中第一產業比重將不斷下降，第二產業和第三產業比重會不斷上升。

在產業結構的這種轉變過程中，外資在全社會固定資產投資中的比重不斷提高，對國內投資的帶動作用不斷增強，且大部分外資流入第二和第三產業。作為固定投資主要來源之一的外商直接投資，成為促進產業結構轉變的重要因素，主要表現在以下兩個方面：一是促進了固定資產投資總量增長及其結構調整；二是帶動了三次產業比重的變化，加快了產業結構升級。

3．1陜西省外商直接投資產業構成特點

2004年批準的項目中，第一產業項目9個，合同外資額6 430萬美元，實際外資9萬美元，占總額的比例分別為3.33%，6.13%和0.02%。第二產業項目175個，合同外資額60 724萬美元，實際外資29 942萬美元，分別占64.57%，57.9%和56.85%。其中制造業項目160個，合同外資49133萬美元，實際外資24141萬美元，分別占59.04%，46.85%和45.84%。第三產業項目87個，合同外資額37 723萬美元，實際外資22 713萬美元，分別占32.1%、35.97%和43.13%。

3．1．1在產業分布中，外商在陜西省第一產業的投資比重偏低。原因一是在農業體制方面，我國以家庭聯產承包制為主體的農業經營體制，使外商直接投資產業與經營需要的規模經濟難以體現；二是從投資來源看，由于陜西省外商投資的主要來源地為港臺地區，他們主要從事制造業和房地產業，經營第一產業的企業很少；三是陜西省目前在第一產業沒有明顯的比較優勢。

3．1．2第二產業的加工制造業吸收外商直接投資的比重最高，不論是項目數還是合同外商直接投資額都是第一位，約有94%的外商直接投資集中于第二產業和第三產業。這反映了陜西省工業基礎比較雄厚，門類比較齊全。90年代中期，發展中國家制造業中外商直接投資的存量占全部外商投資存量的比重一般略高于45%，而陜西省這一比例超過50%。進入21世紀以后，來陜西投資的外商在技術、資金密集行業的投資增長很快，這符合當今世界資本與技術跨國轉移的總體趨勢。

3．1．3外商在陜西省第三產業中的投資比例約占36%。從第三產業內部看，外商直接投資的分布有很大差異，房地產業是第三產業中吸引外商投資最多的行業，約占27%，而金融、保險、商業、外貿、信息服務等其他發展中國家、我國沿海地區吸收外商直接投資較多的行業，目前在陜西省吸收外商投資的份額還十分有限。

3．2FDI對陜西省固定資產投資的帶動作用

本文認為FDI對固定資產的帶動作用可以用模型來衡量，模型方程式假定為：

ln（GDZC）=αon（FDI）+β [1]

其中GDZC指的是固定資產投資總額。根據表二中的數據對該模型進行回歸分析和參數估計，結果如下：

ln（GDZC）=0.653737ln（FDI）+4.149299

t-Statistic:(9.071733)

(21.62366)

Adjusted R-squared:

0.810561

F-statistic:

82.29634

經檢驗方程擬合度較高，參數檢驗合格，該結果表明FDI對陜西省固定資產投資規模具有比較強的帶動作用（約為0.65）。這說明外資在本地區產業結構變動中的作用能力，并不單純地體現在外資本身規模對三次產業投資規模的影響上，還通過拉動投資規模放大了這種影響。由于近20年來陜西省外資大多流向了第二產業和第三產業，使得第二、第三產業固定資產投資規模增加。而FDI對投資的進一步拉動，又使得更多的資金進入了第二、第三產業，所以陜西省固定資產投資的部門結構進一步向第二、第三產業偏移。這種部門結構的變化，帶動了三次產業間比例的變化。

3．3外商直接投資對陜西省產業結構轉變的影響

三次產業增加值的相對變化，是反映產業結構轉變的主要指標,FDI對產業結構轉變的影響，最終體現為不同行業實際利用外資對其增加值的貢獻。為衡量陜西省FDI的產業結構轉變效應，本文以ln（GDP）=αln（FDI）+β [1]為回歸方程，根據表1、表2的數據進行回歸分析（=1、2、3，分別表示第一、第二和第三產業），結果如下：

由上表可以看出，FDI對于陜西省第一產業增加值變動的解釋能力最弱（0.406839），對第三產業增加值的解釋能力最強（0.617850），可以認為外商直接投資對于陜西省第三產業的增長所起的促進作用最為突出，對陜西省服務行業的滲透最為明顯。

4．對陜西省利用外資的政策建議

根據陜西省利用FDI的特點和情況，我認為政府應該把重點放在如何“趨利避害”，發揮FDI對促進經濟發展的最大效果，這就需要政府在以下幾個方面發揮作用：

4．1改善投資環境

不斷改善投資環境，力爭創造一個日臻完善的“軟”“硬”投資環境，以吸引更多的外商投資。

4．1．1在“硬”環境方面。 陜西省要重視基礎設施的建設和完善，加強對交通、能源、通訊、供水等以前制約陜西經濟發展的薄弱環節的建設和改造。陜西省可以加大引導外資參與對基礎設施的投入力度，將陜西建成我國西部地區公路、鐵路、航空和通訊的交匯樞紐。進一步完善現代電子科技手段，特別是高起點進行通信基礎設施建設，加快西部地區信息網絡發展步伐，提高信息資源利用能力，為陜西省吸引外商直接投資創造良好的硬件環境。

4．1．2在“軟”環境方面。 陜西省各級政府轉變觀念，發揮政府對經濟的宏觀調控作用，政府經濟政策程序要民主科學，政府要集中精力搞好宏觀調控和創造良好的市場環境，不直接干預企業經營活動，減少政府對經濟事務的行政性審批，建立廉潔高效、運轉協調、行為規范的行政管理體制。

4．1．3維護市場經濟秩序。實踐已經證明，充分發揮市場機制在配置資源中的基礎性作用，讓“看不見的手”發揮更為重要的作用，實行公開、公平、公正競爭，經濟活動才能富有活力。但是陜西省的計劃色彩比較濃厚，市場觀念淡薄，政府需要填補市場經濟規則尚未建立起來時所形成的規則真空，并逐漸建立起社會主義市場經濟運行規則。陜西省政府還要完善市場體系的各類主要市場，形成一個有機聯系的市場體系。對外商來說一個地區市場的完善和開放是一個很關鍵的問題，完善和開放的市場會對外商產生較大的吸引力。反之，封閉的市場只會使外商望而卻步。

4．2建立公開、透明的法制環境

無論是政治環境、經濟環境或是社會環境，大都可以通過法律的形式表現出來。公開、透明的法制體系對外商投資有著很強的保護作用，相反，若有法不依，執法不公，將會影響外資進入的積極性。

中國加入世貿組織后，陜西省按照國際慣例及世貿組織的要求，抓緊清理地方政府制定的不符合要求的法規和規章，初步建立了符合通行的國際規則與規范的法律法規體系，并且樹立了依法辦事和宏觀管理法制化的觀念，加速了陜西市場經濟法制化的進程，但是目前許多立法還不完善。今后省政府需要按照WTO規則的要求，以統一、公開、合理的方式制定和執行有關的法律、法規、規章和其他政策措施，創造一個公開、透明的法制環境，這樣才能吸引更多的外商前來投資，并且能安心、放心投資。

5．結論

本文對陜西省利用外商直接投資的第一手資料進行了研究和分析，結合時間序列和回歸方程，對外商直接投資與陜西省經濟發展的關系做了實證分析，得出了外商直接投資對于陜西省經濟增長以及產業結構轉變的具體貢獻度。結果表明，外資進入對于彌補資本不足、推動經濟快速發展和帶動產業結構升級都起到了不可替代的作用。同時，研究還發現，盡管經過改革開放20多年時間，陜西省吸引了大量的外商直接投資，但投資仍顯不夠，資本仍然是稀缺因素。因此，要保證陜西省經濟快速穩定增長，必須繼續積極利用外商直接投資。

根據對陜西省外商直接投資特點和效用的分析，作者對陜西省利用外資提出了一些政策建議：陜西省政府需在改善投資環境、維護市場經濟秩序和建立公開、透明的法制環境方面發揮積極作用，從而合理、有效的吸引外商直接投資，達到促進陜西省經濟發展的目的。

參考文獻：

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［3］桑秀國．利用外資與經濟增長―一個基于新經濟增長理論的模型及對中國數據的驗證［J］．人大復印資料《國民經濟管理》，2002.12

［4］江小涓．中國的外資經濟―對增長、結構升級和競爭力的貢獻［M］．中國人民大學出版社，2002．

［5］曾國軍，李碩．外商直接投資對地區經濟發展的影響［J］．當代財經，2003．

［6］金永軍．西部對FDI吸引力不足的原因及資本需求對策探討［J］．經濟前沿，2001，（7）．

［作者簡介］郭鐳（1982-）男，西安交通大學經濟與金融學院，碩士研究生。研究方向：金融市場與投資。

篇8

江蘇是我國的一個經濟大省,江蘇經濟在全國經濟增長中連續保持領先地位。1979-2007年間,江蘇省生產總值、財政收入、全社會固定資產投資、社會消費品零售總額和出口總額年平均增長分別為:12.6%、16.9%、24.4%、16.9%、23.8%。2008年,江蘇經濟仍保持平穩較快增長,全省生產總值突破30000億元,同比增長12.5%左右。人均地區生產總值近4萬元,按當年匯率折算超過5700美元。全年城鎮居民人均可支配收入18680元,同比增長14.1%,考慮物價因素,實際增長8.5%;人均消費性支出11978元,增長11.8%,其中食品支出占人均消費性支出的比重為37.9%。江蘇如何才能繼續保持“又好又快”的經濟增長呢?通過對江蘇經濟增長影響因素進行全面綜合分析,從而為制定政策和措施提供依據就顯得十分有意義。

對于江蘇經濟增長影響因素問題,已有一些研究工作從實證的角度進行了相關探討。如文獻至文獻所示,這些文獻對于分析和掌握相關因素對江蘇經濟增長的促進作用有很大幫助,但他們主要是分析了某一個因素的影響作用,并沒有考慮各種因素間的綜合作用,因此,就無法從整體上把握江蘇經濟增長中的主次要因素。鑒于此,本文將采用一種新型的多元統計分析方法——偏最小二乘回歸(PLS)分析方法,對江蘇經濟增長的各種影響因素進行全面的、綜合的分析和研究。

二、研究理論與方法

1.經濟增長理論概述

傳統的新古典主義經濟增長理論強調資本積累的作用,把儲蓄率和投資率對經濟起飛的影響看得極為重要。在經典的“索羅模型”(Solow,1956,1988)中,只要保證資本的積累,所有國家或地區,無論其初始的人均收入存在多大的差異,都最終會趨于收斂,這一理論導致很多發展中國家都把促進資本積累作為發展經濟的首要任務。但是后來大都陷入諸如日益加深的城鄉貧困化、曠日持久的高通貨膨脹,以及經濟結構失衡和國有企業效率低下的困境之中。隨著分析技術的進步和經濟思想的創新,經濟增長理論取得了突破性的進展。其中羅默(Bomer,1986)和盧卡斯(Lueas,1988)做出了開創性的貢獻,其后涌現出一大批新經濟增長的文獻。這些文獻將人力資本、技術進步、分工演進、規模報酬遞增、不完全競爭等因素引入增長模型,從而使增長理論在理論的嚴格性和對現實世界的解釋方面前進了一大步。

2.PLS方法簡介

偏最小二乘回歸(PartialLeast-SquaresRegression,簡稱PLS)是一種新型的多元統計數據分析方法,它于1983年由伍德(S.Wold)和阿巴諾(C.Al-bano)等人首次提出,目前,它在理論、方法和應用方面得到了迅速發展,并在化工、醫學、市場分析、金融等領域得到了廣泛的應用。偏最小二乘回歸(PLS)集中了主成分分析、相關分析和多元線性回歸分析方法的特點,特別當兩組變量的個數很多,且變量間都存在多重相關性,而觀測數據的數量偏少時,用偏最小二乘回歸分析方法建立的模型比傳統的經典回歸分析方法(OLS)有更好的效果。

三、江蘇經濟增長的實證分析

1.變量與數據來源

采用PLS回歸方法,通過建立模型來分析江蘇省經濟增長的影響因素。根據1990--2007年江蘇省統計年鑒和歷年統計公報進行數據組織,選取國內生產總值(GDP)作為因變量Y,選取從業人員X1、全社會固定資產投資X2、出口總額X3、進口總額X4、實際外商直接投資X5、社會消費品零售總額X6、第三產業占GDP比重X7、財政支出X8、R&D科技投入X9、居民儲蓄存款X10等作為自變量。建立江蘇省經濟增長模型:

Y=F(X1,X2,X3,X4,X5,X6,X7,X8,X9,X10)

2.PLS結果

利用SPSS16.0統計分析軟件,對數據進行相關分析、共線性診斷分析和PLS回歸分析,分別得到相關系數表、共線性診斷表和偏最小二乘法的回歸系數表,(詳見表1,限于篇幅這里略去了前兩張表)。從相關系數表中可知,絕大多數相關系數在0.95以上,表明各變量間有很強的相關性。從共線性診斷表可知,最大/最小特征值=1.132/3.06E-06,遠大于100,說明存在嚴重的多重共線性,故宜采用PLS方法。

四、結果分析與政策建議

從表1的標準化偏回歸系數可以看出,對江蘇省經濟增長的影響因素從強到弱的依次為:社會消費品零售總額、固定資產投資、從業人員、居民儲蓄存款、R&D科技投入、出口總額、財政支出、第三產業占比和實際外商直接投資。其中,進口總額的系數為負數,說明這一指標對經濟增長起到阻礙作用,這與經濟增長理論是相符的。

從表1可知,對于拉動經濟增長的“三駕馬車”消費、投資和出口三個要素中,消費對江蘇經濟增長的影響作用最顯著,其余依次為投資和出口。

近18年來,江蘇省社會消費品零售總額占GDP的比重一直保持在30%以上,該指標是反映居民消費是拉動經濟增長的最重要的因素之一,居民消費能力的持續快速增長是拉動內需的重要因素。面對當前全球化的金融危機,總理在博鰲亞洲論壇2009年年會上表示,中國將加快形成內需為主和積極利用外需共同拉動經濟增長的格局,使中國經濟向更加均衡的發展方式轉變。因此,為保證經濟持續增長,江蘇應積極鼓勵和刺激居民消費,要采取提高居民消費率的各項政策措施,鼓勵居民消費,從而拉動經濟持續、快速、健康增長。

同時,政府消費即政府在文教、衛生、科學部門的財政支出同樣可視為內需,從表1可知政府消費對拉動內需,對推動經濟增長也有一定影響作用。

投資對江蘇經濟增長的影響作用排名第二位,特別是近幾年全社會固定資產投資額占GDP的比重均超過40%。江蘇省實施積極的財政政策,擴大投資需求,加快了全社會固定資產投資額力度。2007年全年完成固定資產投資12268.07億元,有力地拉動了全省經濟的較快增長。為擴大投資需求,江蘇省進一步放開了投資領域,鼓勵民間投資進入國家產業政策允許以及外商投資能夠進入的領域,同時,打破行業和部門壟斷,對建設資金不能平衡的工業項目和城建等基礎設施項目,向全社會招標,公開選擇合作投資者。在不斷增加投資額力度的前提下,江蘇省還進一步優化產業投資結構,據了解,全省資金重點將投向五個方面,即信息產業、基礎設施、城鎮體系建設、工業結構優化升級和服務業。明年江蘇省將建設160個重大項目,計劃總投資近萬億元。如將開工建設泰州長江大橋、南京四橋、崇啟大橋;開工建設京滬高鐵、滬寧、寧杭城際鐵路,開工建設淮安機場;田灣核電二期工程及一批風電、生物發電和江蘇第二核電站前期工作也將推進實施;推進蘇州禾發科技、無錫海力士三期等一批先進制造業和高新技術產業項目建設。

在對外經濟貿易中,出口業務對江蘇經濟增長的影響作用較為明顯,它比實際外商直接投資的作用要大。通過計算貿易依存度,即進出口總額與其國內生產總值之比,反映經濟總量的實現對國際市場的依賴程度,該比值越高,貿易國際化程度越高。江蘇的貿易依存度相當高,2000-2007年江蘇的外貿依存度分別為44.17%、44.95%、54.86%、75.61%、94.25%、102.00%、104.59%和103.29%,我省的對外開放程度遠遠大遠于全國平均水平。正因為如此,本次全球化金融危機對我省的經濟增長有明顯的影響,因此,必須加大出口力度,通過提高產品的附加值、提高出退稅率等方法,積極利用外需,共同拉動經濟增長的格局。

從表1可知,對經濟增長影響最基本的勞動、資本和技術三個要素中,勞動力投入對江蘇經濟增長的影響作用最顯著,其余依次為資本積累和技術改造。

勞動力的投入對江蘇經濟增長的影響作用排名第三位。近18年來,江蘇的從業人員占總人口的比重始終保持在62%以上,較高的從業人員比重對江蘇的經濟增長具有較強的促進作用。2007年從業人員平均勞動報酬達27212元,全省年末城鎮登記失業率為3.2%。同時表明,江蘇省的經濟增長主要還是依靠勞動力投入和資本積累等生產要素的增加,技術改造對經濟增長的貢獻相對較小。但從長遠的角度看,技術進步和科技創新則一直被認為是經濟增長的引擎,因此,為了實現江蘇經濟的持續穩定的增長和轉變經濟增長的方式,必須大力增加科技投入,提高科技引入力度,不斷提高科技因素對經濟增長的貢獻率。

篇9

一、醫院信息化管理建設項目概況

(一)項目名稱

(二)項目的承辦單位

(三)承擔可行性研究工作的單位情況

(四)項目的主管部門

(五)項目建設內容、規模、目標

(六)項目建設地點

二、項目承擔單位的基本情況和財務狀況

包括所有制性質、主營業務、近三年來的銷售收入、利潤、稅金、固定資產、資產負債率、銀行

信用等級、項目負責人基本情況及主要股東的概況

第二部分 醫院信息化管理建設項目建設背景、必要性

這一部分主要應說明項目發起的背景、投資的必要性、投資理由及項目開展的支撐性條件等等。

一、醫院信息化管理建設項目建設背景

(一)國家或行業發展規劃

(二)項目發起人以及發起緣由

(三)……

二、醫院信息化管理建設項目建設必要性

國內外現狀和技術發展趨勢，對產業發展的作用與影響，產業關聯度分析，市場分析;

(一)……

(二)……

(三)……

(四)……

三、醫院信息化管理建設項目建設可行性

(一)經濟可行性

(二)政策可行性

(三)技術可行性

(四)模式可行性

(五)組織和人力資源可行性

第三部分 醫院信息化管理建設項目優勢

一、組織優勢

二、技術優勢

涉及成果來源及知識產權情況、已完成的研究開發工作及中試情況和鑒定年限、技術或工藝特點

以及與現有技術或工藝比較所具有的優勢、該項技術的突破對行業技術進步的重要意義和作用等。

三、市場優勢

四、模式優勢

五、其他優勢

第四部分 醫院信息化管理建設項目產品規劃

一、醫院信息化管理建設項目產品產能規劃方案

二、醫院信息化管理建設項目產品工藝規劃方案

(一)工藝設備選型

(二)工藝先進性說明

(三)工藝流程

三、醫院信息化管理建設項目產品營銷規劃方案

(一)營銷戰略規劃

(二)營銷模式

(三)促銷策略

第五部分 醫院信息化管理建設項目建設規劃

一、醫院信息化管理建設項目建設地

(一)醫院信息化管理建設項目建設地地理位置

(二)醫院信息化管理建設項目建設地自然情況

(三)醫院信息化管理建設項目建設地資源情況

(四)醫院信息化管理建設項目建設地經濟情況

(五)醫院信息化管理建設項目建設地人口情況

二、醫院信息化管理建設項目土建總規

(一)項目廠址及廠房建設

(二)土建總圖布置

(三)場內外運輸

(四)項目土建及配套工程

(五)項目土建及配套工程造價

(六)項目其他輔助工程

三、醫院信息化管理建設項目建設環境保護方案

四、醫院信息化管理建設項目建設節能方案方案

五、醫院信息化管理建設項目建設消防方案

六、醫院信息化管理建設項目建設生產勞動安全方案

七、各項建設條件落實情況

包括環境保護、資源綜合利用、節能措施、原材料供應及外部配套條件落實情況等;其中節能分析 章節按照《國家發展改革委關于加強固定資產投資項目節能評估和審查工作的通知》(發改投資[2019] 2787號)要求進行編寫。

第六部分 醫院信息化管理建設項目組織實施情況

一、醫院信息化管理建設項目組織

(一)組織形式

(二)工作制度

二、醫院信息化管理建設項目勞動定員和人員培訓

(一)勞動定員

(二)年總工資和職工年平均工資估算

(三)人員培訓及費用估算

三、醫院信息化管理建設項目實施的各階段

(一)建立項目實施管理機構

(二)資金籌集安排

(三)技術獲得與轉讓

(四)勘察設計和設備訂貨

(五)施工準備

(六)施工和生產準備

(七)竣工驗收

四、醫院信息化管理建設項目實施進度表

第七部分 醫院信息化管理建設項目財務評價分析

一、醫院信息化管理建設項目總投資估算

二、醫院信息化管理建設項目資金籌措

一個建設項目所需要的投資資金，可以從多個來源渠道獲得。項目可行性研究階段，資金籌措工作是根據對建設項目固定資產投資估算和流動資金估算的結果，研究落實資金的來源渠道和籌措方式從中選擇條件優惠的資金?？尚行匝芯繄蟾嬷校瑧獙γ恳环N來源渠道的資金及其籌措方式逐一論述。　并附有必要的計算表格和附件?？尚行匝芯恐校瑧獙ο铝袃热菁右哉f明：

(一)資金來源

(二)項目籌資方案

三、醫院信息化管理建設項目投資使用計劃

(一)投資使用計劃

(二)借款償還計劃

四、項目財務評價說明&財務測算假定

(一)計算依據及相關說明

(二)項目測算基本設定

五、醫院信息化管理建設項目總成本費用估算

(一)直接成本

(二)工資及福利費用

(三)折舊及攤銷

(四)工資及福利費用

(五)修理費

(六)財務費用

(七)其他費用

(八)財務費用

(九)總成本費用

六、銷售收入、銷售稅金及附加和增值稅估算

(一)銷售收入

(二)銷售稅金及附加

(三)增值稅

(四)銷售收入、銷售稅金及附加和增值稅估算

七、損益及利潤分配估算

八、現金流估算

(一)項目投資現金流估算

(二)項目資本金現金流估算

九、不確定性分析

在對建設項目進行評價時，所采用的數據多數來自預測和估算。由于資料和信息的有限性，將來的實際情況可能與此有出入，這對項目投資決策會帶來風險。為避免或盡可能減少風險，就要分析不確定性因素對項目經濟評價指標的影響，以確定項目的可靠性，這就是不確定性分析。根據分析內容和側重面不同，不確定性分析可分為盈虧平衡分析、敏感性分析和概率分析。在可行性研究中，一般要進行的盈虧平衡平分析、敏感性分配和概率分析，可視項目情況而定。

(一)盈虧平衡分析

(二)敏感性分析

第八部分 醫院信息化管理建設項目財務效益、經濟和社會效益評價

一、財務效益評價

內部收益率、投資利潤率、投資回收期、貸款償還期等指標的計算和評估。

二、經濟效益評價

(一)經濟費用效益或費用效果分析

(二)行業影響分析

(三)區域經濟影響分析

(四)宏觀經濟影響分析

三、社會效益評價

(一)社會影響效果分析

(二)社會適應性分析

(三)社會風險及對策分析

第九部分 資金申請報告附件

企業營業執照

企業經營狀況相關文件(損益表、資產負債表、現金流量表)

銀行出具的貸款承諾(省級分行以上)文件或已簽訂的貸款協議或合同;

地方、部門配套資金及其它資金來源證明文件;

技術來源及技術先進性的有關證明文件;

環境保護部門出具的環境影響評價文件的審批意見;

節能、土地、規劃等必要文件;

項目核準或備案文件(在有效期內且未滿兩年);

篇10

（中煤科工集團北京華宇工程有限公司西安分公司，西安710075）

（Xi´anBranchofBeijingHuayuEngineeringCo.，Ltd.，ChinaCoalTechnology&EngineeringGroup，Xi´an710075，China）

摘要：煤礦輔助運輸系統受到很多因素影響，技術分析和經濟比較是輔助運輸方案選擇的核心內容，在技術均可行的前提下，首先分析各方案經濟比選方法適合范圍，并結合輔助運輸系統特點建立修正費用現值模型，并以某礦實例分析修正費用現值法在煤礦輔助運輸方案選擇中的應用，最終確定最優方案，為某煤礦輔助運輸方案的選擇提供參考依據。修正費用現值法為輔助運輸方案選擇提供了一種定量比較的思路和方法。

Abstract:Coalmineassisttransportationsystemisaffectedbymanyfactors,technicalanalysisandeconomicalcomparisonarethecorecontentsofauxiliarytransportationschemeselection.Underthepremiseoffeasibletechnologies,firstlythesuitablerangeofeverycomparisonmethodshouldbeanalyzed,andthecharacteristicsofassisttransportationsystemshouldbecombinedwithtoestablishpresentvalueapproachofcostamendment.Thentheoptimaldecisionshouldbedeterminedbytheapplicationofthepresentvalueapproachofcostamendmentintheselectionofmineassisttransportationschemeofamine.Presentvalueapproachofcostamendmentprovidesaquantitativecomparisonideaandmethodfortheschemeselectionofassisttransportation.

關鍵詞 ：修正費用現值法；方案經濟比選方法；煤礦輔助運輸方案；最低費用現值

Keywords:presentvalueapproachofcostamendment；comparisonandselectionmethodofplannedeconomy；mineassisttransportationscheme；presentworthoftheminimalcost

中圖分類號：F840文獻標識碼：A文章編號：1006-4311（2015）21-0039-04

0引言

煤礦輔助運輸系統受到很多因素影響，技術分析和經濟比較是煤礦輔助運輸方案選擇的核心內容，技術比較法主要分析各方案在技術上可行性及優缺點，是一種定性的分析方法。本文假設技術均可行的前提下，運用經濟比較方法進行輔助運輸方案的選擇。經濟比較方法是一種較成熟的比較方法，但是煤礦輔助運輸系統有其本身的特殊性和復雜性，如何選擇合適的經濟比較方法是方案選擇的關鍵。經濟比較法是一種定量的分析方法，經濟比較可采用效益比較法、費用比較法和最低價格法。上述方法在簡單的方案選擇中可以得出很明顯的結論，但煤礦輔助運輸系統受到多種因素的影響，傳統單一的方案評價法已經不能滿足方案比較的要求。本文在費用現值法的基礎上提出修正費用現值法，并以某礦實例分析修正費用現值法在煤礦輔助運輸方案選擇中的應用,最終確定最優方案，為某煤礦輔助運輸方案的最終的選擇提供參考依據。

1方案經濟比選方法

方案經濟比選是尋求合理的經濟和技術方案的必要手段，也是煤炭建設項目經濟評價的重要內容。項目經濟評價中對互斥方案和可轉化為互斥型關系的方案進行比選。備選方案應滿足下列條件：備選方案的整體功能能達到目標要求；備選方案的經濟效率達到可以被接受的水平；備選方案包含的范圍和時間一致，效益和費用計算口徑一致[1]。

方案經濟比選可采用效益比選法、費用比選法和最低價格法[2]。

1.1效益比選法方法及適應范圍

1.1.1效益比選法

效益比選法包括凈現值比較法、凈年值比較法、差額投資內部收益率比較法。

①凈現值（NPV）比較法：比較備選方案的財務凈現值或經濟凈現值，以凈現值大的方案為優。比較凈現值應該用相同的折現率。

②凈年值（NAV）比較法：比較備選方案的凈年值，以凈年值大的方案為優。比較凈年值時應采用相同的折現率。

③差額投資財務內部收益率比較法：使用備選方案差額現金年流量，應按下式計算：

計算差額投資財務內部收益率（?駐FIRR），與設定的基準內部收益率（ic）進行比較，當?駐FIRR?叟ic以投資大的方案為優，反之，已投資小的為優。在進行多方案比較時，應按投資大小，由小到大排序，再一次就相鄰方案兩兩比較，選出最優方案。

1.1.2效益比選法適應范圍

效益比選法要求用貨幣單位計算項目的效益，如銷售收入額、成本節約額等。

凈現值（NPV）比較法考慮資金的時間價值，并全面考慮項目整個計算期內的經濟狀況，經濟意義明確直觀，但不足之處是必須確定一個符合經濟現實的基準收益率；而且凈現值必須考慮互斥方案的壽命，如果方案壽命不等，必須構造一個相同的分析期限，才能進行方案比選；此外，凈現值不能反映項目投資單位投資的使用效率，不能直接說明在項目運營期各年的經營成果[3]。

凈年值（NAV）比較法可以進行壽命周期不等的互斥方案比選。實際上隱含這樣一種假設，各備選方案在其壽命結束時間均可按原方案重復實施或與原方案經濟效果水平相同的方案接續。在對壽命周期不等的互斥方案進行比選時，凈年值比較法是最為簡單的方法。

差額投資內部收益率法，需要首先對各備選方案進行絕對效果檢驗。對于通過絕對效果檢驗（NPV大于NAV或等于零，IRR大于等于基準收益率）的方案，再計算增量投資內部收益率的方法進行比選。

1.2費用比選法方法及適應范圍

1.2.2費用比選方法適應范圍

費用比選方法不要求用貨幣單位計算項目的效益，主要用于效益相同或效益基本相同，但難以具體估算的方案進行比較。費用現值比較法、費用年值比較法本質上是凈現值比較法、凈年值比較法的一種簡化形式，適應范圍基本相同。

備選方案的計算期不同時，易采用凈年值法和費用年值法。如果采用凈現值法和費用現值法，可將各方案計算期的最小公倍數作為比較方案的計算期，或者以各方案中最短的計算期作為比較方案的計算期，在某些情況下還可以采用研究期法。

1.3最低價格比較法及適應范圍

1.3.1最低價格比較法

計算各比較方案凈現值為零時的產品價格，推算備選方案的產品最低價格，以最低產品價格（Pmin）較低的方案為優。最低產品價格（Pmin）可按下式求得：

1.3.2最低價格比較法適應范圍

產品產量不同，產品價格又難以確定的比較方案，當其產品為單一產品或能折合為單一產品時，可采用最低價格法，分別計算各比較方案凈現值為零時的產品價格，推算備選方案的產品最低價格。

2修正費用現值法

2.1輔助運輸方案的特點

煤礦輔助運輸是指煤礦井下的運輸除煤炭運輸以外，人員、材料、設備和矸石等的各種運輸方式。煤礦井下輔助運輸可分為軌道輔助運輸和無軌輔助運輸兩種。軌道輔助運輸以鋪設雙軌或懸吊單軌為主要特征，采用架線電力、防爆柴油機、蓄電池和鋼絲繩為牽引動力；而無軌輔助運輸則以膠輪或履帶為行走機構，采用防爆柴油機、蓄電池等為牽引動力。

煤礦輔助運輸是整個礦井運輸中的一個重要環節，尤其是現代化礦井對此更應高度重視。輔助運輸工作效率直接影響生產效率，也是制約生產主要因素。如何選擇技術可行、經濟合理、效率高效的輔助運輸系統對煤礦生產具有很重要的意義。在技術上可行的基礎上，如何比較經濟合理將是選擇輔助運輸方案的關鍵所在。輔助運輸系統只是煤炭生產系統中的一部分，其產生的效益不能直接計算。費用現值比較法是暫不考慮投資方案的收益或收益相同，僅考慮投資、經營成本或殘值的現值。設定煤礦輔助運輸方案計算周期相同，產生的效益相同，只需對方案投資、經營費用比較。因此，輔助運輸系統方案經濟分析可以選擇費用現值方法。

2.2修正費用現值法

修正費用現值比較法是在傳統費用現值比較法基礎上的修正。以煤礦輔助運輸系統中的無軌輔助運輸為例，分析費用現值法的修正過程，在無軌運輸系統中無軌膠輪車設備投資比例大，更新速度不確定等特點，一般傳統的費用現值法不能滿足應用。修正費用現值比較法中全部投資除包括固定資產投資和流動資金以外，還考慮維持運營投資[5]。修正費用現值法公式為：

3實例分析

某煤礦生產能力20.0Mt/a，采用主斜井、副平硐綜合開拓方式，礦井輔助運輸任務均利用現有主工業場地的副平硐，輔助運輸采用無軌膠輪車運輸。按照礦井采掘接續計劃，隨著開拓的延伸，現有副平硐輔助運輸距離越來越遠，運輸效率降低。結合礦井目前的開采現狀、開采接續、煤層賦存特點及其他外部條件等因素，提出三種輔助運輸方案。

方案一：原副平硐方案。礦井生產系統集中在主井工業場地，系統設施完善，輔助運輸方式采用無軌膠輪車運輸，開采一、二盤區時，副平硐擔負全礦井輔助運輸任務，且為主要進風井。如果礦井在接續西南區時，已有副平硐仍可作為輔助運輸井筒繼續使用，考慮西南區進風需要，需新增進風立井。利用原平硐方案，投資最低，年運營成本最高，效率低。

方案二：新增副斜井方案。在西南區新增一條副斜井，保證西南區輔助運輸能力。另外需新增進風立井，滿足礦井通風需求。新增副斜井方案，投資最高，運營成本較低，效率較低。

方案三：新增副立井方案。擬在西南區新增一條副立井，保證礦井西南區輔助運輸能力。副立井既承擔西南區輔助運輸任務，又能兼作進風井進風和安全出口。新增副立井方案，投資較高，年經營成本最低，效率高。

3.1費用現值構成數據參數

3.1.1年經營成本

年經營成本是項目評價中所使用的特定概念，作為項目運營期的主要現金流出，其構成和估算可采取下式表達：經營成本=外購原材料、燃料和動力費+工資及福利費+修理費+其他費用。某煤礦輔助運輸方案年經營成本對比表，見表1。

3.1.2流動資金

流動資金=流動資產-流動負債，流動資金是經營過程中作為周轉用的資金，某煤礦輔助運輸方案流動資金對比表，見表2。

3.1.3無軌膠輪車設備投資

某煤礦輔助運輸方案設備更新投資主要考慮無軌膠輪車運輸設備。依據某煤礦西南區開采設計輔助運輸系統運輸能力設計，某煤礦輔助運輸各方案無軌膠輪車數量、設備更新投資對比表，考慮設備運雜費6%、備品及備件費1%在內的設備更新投資，見表3。

3.2修正費用現值比較

某煤礦輔助運輸中無軌膠輪車運輸特點，方案一、方案二無軌膠輪車運輸設備折舊年限按4年考慮，方案三無軌膠輪車運輸設備折舊年限按6年考慮。無軌膠輪車設備投資，見表3，不考慮計算期末回收固定資產余值及運輸設備更新殘值。方案一提升系統固定資產投資9644.98萬元，方案二提升系統固定資產投資26197.84萬元，方案三提升系統固定資產投資24404.45萬元。

某煤礦輔助運輸方案經濟比較中計算期按20年、基準收益率按10%考慮，各方案費用現值計算結果分別見表4、表5、表6。

綜合表4、表5、表6分析，方案一20年費用現值為115630.81萬元，方案二20年費用現值108449.03萬元，方案三20年費用現值90108.08萬元，選擇費用現值最低的方案三最優。

4結語

在技術均可行的基礎上，煤礦輔助運輸系統方案經濟比選方法選擇修正費用現值比較法合理。系統正常運行20年考慮，在基準收益率10%的情況下計算各方案的費用現值，選擇費用現值最低的方案三最優，因此，某煤礦輔助運輸系統采用方案三副立井方案較為合理。

參考文獻：

[1]中華人民共和國住房和城鄉建設部.煤炭建設項目經濟評價方法與參數[M].3版.2009.

[2]國家能源局.煤炭建設項目經濟評價方法與參數實施細則[M].2009.

[3]張欣，陳煜紅.費用現值法在項目評價中的應用[J].山西建筑，2006（14）：251-252.