固定资产投资统计分析精选(九篇)

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第1篇：固定资产投资统计分析范文

[关键词]固定资产投资统计；基础工作；规范化

固定资产投资统计是通过一定的数量关系对固定资产投资过程中的数量界限进行研究,并揭示固定资产投资的经济效果。它是一项系统知识比较强、专业要求比较高的工作,在国民经济统计中占有极其重要的地位。固定资产投资统计工作记录了企业的生存发展过程,通过准确、及时、全面地反映固定资产投资的规模、速度、结构和效果,为企业的管理和决策提供依据。

固定资产投资统计是社会经济统计的一个重要组成部分。它全面反映整个社会固定资产生产总规模和固定资产活动的全过程。固定资产投资统计信息,是国家制定战略决策、社会经济计划的重要依据,也是进行国家管理、检查监督社会经济活动的重要手段。

固定资产投资统计基础工作,首先要建立行之有效的管理制度和规范的管理细则,按照从认识上提高、从组织上加强、从制度上健全、从全面上深入、从现代化上发展的原则,根据各企业实际情况,制定一套适合本企业特点的统计工作制度,作为行动标准。

其具体内容如下。

一、设置固定资产投资统计机构,充分认识统计工作的重要性

机构设置要本着确保完成国家各项统计任务、确保统计服务质量的前提下,还应遵循机构要精简,效率要提高的原则。人员配备要坚持按统计法的要求,统计人员必须遵循理论联系实际的原则,坚持实事求是,严格按“统计法”办事,把数据的真实性、完整性和及时性做为衡量统计工作好坏的标志。

二、建立固定资产投资统计信息网

每个单位必须有一个上下连贯、畅通无阻的统计信息网络。统计人员只有按照传递程序和规范的进程工作,才能提高统计资料的实效性、准确性、客观性、科学性。良好的硬件设施能为信息的交流提供方便、快捷的条件,能保证投资统计数据上报及时、准确、完整,也能为各级主管部门的决策和管理提供可靠的依据。

固定资产投资统计报表和统计分析,是固定资产投资活动的综合反映。准确、及时地上报,是企业和每一个统计人员对国家应承担的责任。各个单位统计资料是否及时、准确全面是关系着国家全局的大事。所以说固定资产投资统计基础工作信息网是其保证体系。

三、建立、完善具体、全面的管理制度及办法

按照“统计法”的规定,建立、健全固定资产投资统计基础工作制度(包括:统计人员岗位责任制、统计数字管理制、统计台帐管理制、原始资料管理制,统计报表管理制等),使固定资产投资基础工作有法可依,有章可循。根据我公司实际情况,在原制订制度和执行制度上做了大量工作,对原有的《固定资产投资管理办法》进行了完善和修订,重新制定了《固定资产投资统计管理办法》,对项目管理部门、设计部门、财务部门的职责、要求进行了划分,明确了责任,并规定出严格的考核条款,使责任落实到单位,落实到人。做到分清部门职责,提高工作效率,保证工作质量。

四、建立原始记录和统计台帐

原始记录是固定资产投资活动最初情况的记载,是计算各项统计指标的依据。因此要结合项目特点,为满足企业统计核算、会计核算、业务核算的要求,设置各种原始记录,把固定资产投资活动全过程记录完整。如何收集原始资料,建立原始记录,我公司都做出明确的规定。基层统计不仅要完成向上级统计机关报表的任务,还要向本公司领导及时提供有关的统计信息和经济管理上所需的各种核算数据,因此收集原始资料的范围不应过窄,对于工作所需的资料,具备条件时,统计可以存一份复印件(原件一般是要存档的)。不具备条件时,可以将所需资料的主要内容进行摘录,特别是涉及工程造价、设备价格、概算预算、合同金额、用地面积、规划面积、设计建筑总面积等数量方面的数据,要记录准确,关于有些文件的编号、批发文机关、发出日期等也要搞录。这些记录,对于今后的查询是很有用处的。

按照国家固定资产统计报表的要求建立各种不同的统计台帐。做好统计工作,基础资料的搜集和整理至关重要,定期对搜集到的原始资料进行分类、归纳、整理、汇总,分门别类的记入相对应的台帐。这是充分利用统计资料的有效方法。统计台账是整理归纳原始资料的一种科学手段,是计算汇总指标数据的有力工具,它是介于原始资料和填制报表之间必要的和重要的中间环节。在统计部门统一制定规范的台账之前,统计人员就应根据统计法的规定和实际工作的需要,主动地建立自己的统计台账。当统计部门统一制定规范的台账之后,统计人员应根据工作的实际需要,自动地编制一些明细性和辅账页、表格来充实、完善现有统一的台账。而且统计台账还是保存管理统计资料的重要方式。无论什么时候,需要查阅核对、研究分析各种指标数据它都是不可缺少的统计档案。统计台帐在统计基础工作规范化中起着承上启下的作用,为健全原始记录和及时准确地编制统计报表,奠定了良好的基础,创造了有利的条件。每年年底,统计工作人员都将本年的投资项按项目性质、实施单位进行分别统计,建立完善的台帐,使资料的查询方便、快捷,节省了大量人力、物力、财力。

五、采用现代化信息技术,进行知识培训和更新

固定资产投资统计技术现代化的途径是从微机抓起,由小到大逐步建立统计信息自动系统。这样有利于大量的统计数据就地、及时处理,所以,广大统计工作者都应努力掌握计算机技术,使其成为得心应手的工具。同时严格按照规定的计算机代码填报统计报表,为实现全国微机联网,年报报送软盘或直接传送打下基础。超级秘书网

固定资产投资统计工作不仅要求统计工作人员具有统计方面的专业知识,同时还必须具备一定的工程专业知识和投资分析及其它相关专业知识。统计人员要定期参加省、市统计部门的学习班,及时掌握国家有关投资和统计管理方面的政策和规定,开拓视野,提高素质,使固定资产投资统计工作更上一个新台阶。

六、做好固定资产投资统计资料整理分析,建立工程项目监查制度

做好固定资产投资统计资料整理分析,为加强宏观控制和微观管理提供依据,同时积极为社会服务,办好“开放式”统计,必须搞好固定资产投资统计资料的整理、分析工作。提高统计分析的针对性,政策性。围绕投资规模、投资结构、投资效益反映建设领域的新情况、新动向、新课题对基本建设中规律性问题进行研究、探索。在宏观上为控制投资规模、调整投资结构及最终投资决策,提供科学准确的依据。在微观上为企业生产、经营、确定发展计划提供有力的参考资料。充分发挥统计工作的服务职能。定期对工程项目的情况进行通报和分析。通过这项工作可以对工程项目建设的计划、绩效进行检查,从中发现问题,举一反三,确保整个工程项目投资控制过程有计划、有监督、有检查、有考核,杜绝项目开工后资金失控的问题,真正做到项目管理的闭环,同时能为后续开工的项目提供借鉴。

第2篇：固定资产投资统计分析范文

关键词：沈阳市；GDP；多元回归模型；影响因素

一、引言

近年来，沈阳市GDP的增长势头明显，城市在国家战略中的地位越来越突出，并且城市公共环境也得到了明显的改善，人民生活水平普遍得到了提升。沈阳市GDP的增长，反映出这个城市经济发展良好，人民收入增加、消费能力增强和经济市场的活跃。在20世纪末21世纪初，振兴老工业基地战略的实施给沈阳市的经济发展带来莫大的契机。在经济发展的同时我们也应该看到其中隐含的诸如经济结构失衡、经济增长动力不足、创新增长机制落后等问题。因此，本文对沈阳市GDP进行多元回归模型进行深入分析。

二、多元回归模型的建立及数据的统计整合

1.多元回归模型及回归方程的建立

人们在现实中往往会遇到对某个因变量的统计分析，由于现实因素的复杂性，导致该因变量的自变量往往有多个。为了研究多个自变量对于因变量的影响及其影响程度的大小，我们将k个自变量X1，X2，X3，...，Xk与因变量y之间的关系表示为多元线性回归模型

（1）式（1）中，因变量y由其估计值和残差组成，其中估计值是由自变量决定的，残差则与自变量无关，但是对于当前的多元回归模型是否成立等非常重要。式（1）中b0为常数项，bi为偏回归系数。具体分析中根据多元回归分析模型的相关理论，同时结合沈阳市GDP发展的实际情况，本文选取固定资产投资、第一产业、工业、建筑业、交通运输仓储及邮政业、批发和零售业、金融业、房地产业和消费总额九项参数进行分析。

2.SPSS简介

SPSS是国际上最有影响的统计分析软件，包含了几乎所有的统计分析功能，其基本功能有数据管理、统计分析等，界面友好、操作简单、针对性强等特点。本文主要用到的是线性回归分析模块，通过自变量、因变量等因素的选取，从而进行沈阳市GDP数据的多元回归模型的分析。

3.数据的来源及统计整合

本文的数据包括沈阳2006年到2013年共八年时间内的GDP相关数据，数据来源于各年的《沈阳统计年鉴》，保证数据的准确性和丰富性。表1为2006年到2013年沈阳GDP相关数据统计表。

表1 2006年-2013年沈阳GDP相关数据统计表（百亿元）

三、多元回归分析及结果检验

在建立沈阳市GDP影响因素分析回归方程中，采用固定资产投资、第一产业、工业、建筑业、交通运输仓储及邮政业、批发和零售业、金融业、房地产业和消费总额九项数据为沈阳市GDP的影响因素，建立多元回归模型。

在具体的回归分析中根据多元回归模型理论估计出回归系数b0，b1，b2，...，bk，从而确定沈阳市GDP分析的多元回归方程。在实际操作中，利用SPSS软件辅助求解，表2为回归模型系数统计分析表：

表2 回归模型系数统计分析表

通过表2的分析结果我们可以看出，t列是上述GDP影响因素的回归系数t检验的统计量，Sig列则记录了相应的显著性值。从表2中看出固定资产投资、第一产业、工业、建筑业、交通运输仓储及邮政业、金融业、房地产业和消费总额八项参数的显著性都小于0.1，并且常数项的显著性同样也小于0.1。因此，我们可以仅仅考虑y和X1、X2、X3、X4、X5、X7、X8、X9之间的关系而忽略X6变量。表3为回归模型简约化回归系数统计分析表。

表3 回归模型简约化回归系数统计分析表

因此我们得出因变量GDP与多个自变量，即多个影响因素的回归方程为：

y=-24.001+0.016X1+1.866X2+1.19X3+3.645X4+4.892X5+0.395 X7-0.573X8-0.076X9

从上述回归方程我们可以看出，沈阳市GDP与固定资产投资、第一产业、工业、建筑业、交通运输仓储及邮政业、金融业等成正比，同房地产业和消费总额成反比。从各影响因素的系数中可以对比得出，交通运输、仓储及邮政业对GDP的影响最大，建筑业次之，固定资产投资对GDP的影响最小，而房地产业则对GDP具有负影响。

四、Y语

本文通过对沈阳市GDP增长的多个因素进行多元回归分析，发现沈阳市的交通运输、仓储及邮政业对经济的影响最大3，这说明沈阳市的第三产业发展迅速。在今后的发展中沈阳市应该继续优化产业结构，调整经济策略，从根本上刺激经济的稳步增长。同时也有利于公共环境的改善和人均收入的提升，进一步增强人们的幸福感和归属感。

参考文献：

[1]李丽敏.吉林省GDP增长的影响因素分析[J].河北农业科学，2010，14（09），111-113.

[2]毕建武.基于SPSS多元回归分析的回采工作面瓦斯涌出量预测[J].安全与环境学报，2010，13（05），183-186.

第3篇：固定资产投资统计分析范文

【摘要】为了探究和分析我国国内生产总值的影响因素，本文根据《中国统计年鉴》的近年数据，利用多元回归分析法，把财政支出，进出口总额，固定资产投资，能源消耗总量，社会消费品零售总额，就业人数和居民消费水平等作为解释变量，分析这些解释变量与国内生产总值的关系。进行回归分析利用SPSS16.0，计算并输出结果。利用统计检验，确定最佳模型，从而提出一些建议。

 

【关键词】GDP；统计检验；回归模型

一、引言

国民经济作为一个复杂的综合体，它的影响因素一直是人们讨论和研究的话题。通过对相关的研究文献的梳理，发现许多研究都是一个角度如财政收入和能源消耗总量等，很少从多角度，多因素来分析和探究GDP的影响因素。因此，本文从中国这一大宏观环境入手，采用多角度，多因素的方法来探究GDP的因素，来添补国内对此研究的空位，并建立回归方程，为我国GDP的增长提供建议和指导。

 

根据西方经济中关于国民收入核算的经典理论，我们建立以国内生产总值为因变量的线性回归模型，引入财政支出，进出口总额，固定资产投资，能源消耗总量，社会消费品零售总额，就业人数和居民消费水平作为自变量，对GDP的影响作实证分析，试图揭示这几个变量对GDP的影响程度。

 

二、数据来源、变量及原始数据

数据来源于国家统计局网站上的《中国统计年鉴2010》提供的1995-2009年的中国的国内生产总值与财政支出，进出口总额，固定资产投资和能源消耗总量，社会消费品零售总额，就业人数和居民消费水平。自变量包括财政支出（X1），进出口总额（X2），固定资产投资（X3）和能源消耗总量（X4），社会消费品零售总额（X5），就业人数（X6）和居民消费水平（X7）。其中，国内生产总值和居民消费水平都是按当年计算出来的。在财政支出中，2000年以前不包括国内外债务还本付息支出和利用国外借款收入安排的基本建设支出。从2000年起财政支出中包括国内外债务付息支出。

 

三、模型构建及分析

线性回归分析是研究因变量和自变量之问变动比例关系的一种方法，一般数学模型为Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6+β7X7+ε （1）

 

其中，β0、β1、β2、β3、β4、β5、β6和β7为待定系数，ε为随机误差项，数据的分析处理使用SPSS16.0统计分析软件。

1.模型的构建

GDP与财政支出、进出口总额、固定资产投资、能源消耗总量、社会消费品零售总额、就业人数和居民消费水平的相关系数都大于0.9.双边检验的显著性概率值均为p=0.000<α=0.01，说明GDP与财政支出、进出口总额、固定资产投资、能源消耗总量、社会消费品零售总额、就业人数和居民消费水平之间呈正线性相关关系，且相关性特别显著。

 

判决系数和修正判决系数都为1，说明模型的拟合程度很高；在对回归方程的显著性检验中，F检验的统计量的显著性概率值p=0.000<α=0.01，说明七元线性回归方程高度显著；但在对回归系数的显著性检验中，居民消费水平回归系数的t检验的统计量的显著性概率值分别为0.011小于α=0.05，说明居民消费水平对GDP的影响特别显著；但财政支出、进出口总额、固定资产投资、能源消耗总量、社会消费品零售总额、就业人数对GDP的影响不显著。

 

由计算所得的判决系数及检验结果可以看出，GDP与财政支出、进出口总额、固定资产投资、能源消耗总量、社会消费品零售总额、就业人数和居民消费水平呈显著的线性相关关系。但建立在的多元线性回归方程中仅居民消费水平与GDP间存在着较显著的线性关系，GDP与其他的影响因素的线性关系部显著。

 

以上分析结果表明，采用七元线性回归分析模型来描述GDP与财政支出、进出口总额、固定资产投资、能源消耗总量、社会消费品零售总额、就业人数和居民消费水平关系是合适的。由此得出的七元线性回归方程为为Y=89085.443+0.465X1+0.428X2+0.491X3-.308X4-.436X5-1.066X6+30.405X7+ε （2）

 

2.对建立方程模型系数的进行统计意义和经济意义的解释

回归系数表示当其他自变量不变的条件下，其对应的自变量的单位变动对因变量平均值的影响。

如X7的统计意义；在X1，X2，X3，X4，X5，和X6保持不变的的情况下，X7每增加一个单位，Y平均增加30.405个单位经济意义；财政支出、进出口总额、固定资产投资、能源消耗总量、社会消费品零售总额、就业人数保持不变的的情况下，居民消费水平每增加1亿元，GDP平均增加30.405亿元。

 

四、结论

1. 模型结果分析

（1）通过上述分析，我们选取了7个因素作为分析，但最终只有1个因素进入模型，从模型上看出来，居民消费水平是影响GDP最显著的因素。

（2）根据先验信息，财政支出，进出口总额，固定资产投资，能源消耗总量，社会消费品零售总额，就业人数和居民消费水平都与GDP存在正相关的关系。而我们从得出的模型来看，仅居民消费水平是影响GDP最显著的因素。但该统计和模型结果并不是说这些因素对GDP没有影响，只是因为在理论上这些因素在模型中没有通过模型检验，对GDP影响是那么显著。

 

2.建议

通过该模型的研究，我们可以从中找到影响GDP的因素，以此来为我国GDP的增长提供了参考的模型。并对相应的问题提供了解决办法。

（1）我们知道消费，出口和投资是拉动我国GDP的三架马车。通过该模型的研究，居民消费水平是影响GDP最显著的因素，我们从理论上验证了这一观点。因此，为了拉动GDP的增长，政府应该鼓励和刺激居民消费。如政府可以通过减免税收，降低储存利率，提高居民收入和工资等的措施来提高居民购买力和刺激居民消费。

 

（2）通过该模型的研究，我们发现GDP的增长和能源消耗总量呈负相关的关系。在经济发展和创造国民财富时，能源的消耗是必不可少的，但不合理的，过度的消耗则会损失国民财富。这与我国现在能源大量消耗，资源不合理的利用的事实相符合。因此，为了避免国民财富的损失，在创造财富的同时，我们应该合理和循环利用资源并积极进行科技创新，开发新能源，制定节约措施。改变传统的能源和资源利用开发方式，从而减少经济发展所造成的对能源消耗的压力。

 

（3）而其他因素在理论上与GDP联系密切，这表明我国经济体扩制还有待于完善。

参考文献

[1]荆长春.2009年各省市国内生产总值和财政支出回归分析[J].北方经济，2010（4）：16-17.

[2]刘桂芳.北京市的国内生产总值分析及其预测[J].中国高教论丛.2003（3）：8-9.

[3]鲁兴华.我国能源消耗量多元线性回归分析[J].经济研究，2011（6）：15-17.

[4]邵莉莉.环保投资与经济增长的回归分析—以山西省为例[J].北方经济，2011（3）：69-70.

[5]石贤光.河南省能源消费对经济增长影响的实证研究[J].濮阳职业技术学院学报，2011（8）：125-126.

第4篇：固定资产投资统计分析范文

[关键词]后勤部门设备；锅炉；计算机控制；节能减排；经济效能；固定资产

中图分类号：TG240 文献标识码：A 文章编号：1009-914X（2016）19-0000-01

0.引言

铁路后勤部门设备固定资产投资统计是铁路统计工作的重要组成部分，是铁路后勤设备更新改造重要手段。近年来，由于投资主体对投资进度信息的需求不断提高，客观上对投资统计工作提出了更高的要求。为了进一步适应铁路后勤部门设备信息化发展的基本需求，为各级建设组织单位和投资主体提供全面及时准确的决策支持信息，迫切需要加快铁路后勤板块设备固定资产投资统计信息化建设的研究工作。

1.铁路后勤部门设备固定资产信息化管理必要性

1.1信息管理方法及合理配置，有利于企业，尤其是有利于经济和社会的快速发展，通过设备固定资产，企业支出将逐渐增加，经济规模也逐渐将扩大，公司需要进一步扩大规模。在设备固定资产分配的基础上，如果不能有效管理设备固定资产，如设备固定资产的数量和分布闲置的设施数据的充分理解，将不利于有效地分配设备固定资产，因此，设备固定资产信息管理模式是有效的管理模式，将有助于提高设备固定资产管理的效率。

1.2通过信息管理的方式，来加强对设备固定资产的监测，将有助于防止设备固定资产的无形损失，它不仅可以规范资产管理计划，同时也完善资产管理模式，减少投资的盲目性，提高设备固定资产管理效率和水平，以确保资产的有效运作，并增加其投资价值。

2.现代铁路后勤管理信息系统存在问题

现行的铁路后勤管理信息系统存在以下几方面的问题

（1）设置僵化，灵活性不足。现行解决方案很难适应数据指标随时变动的需要，不便于用户根据组织单位情况进行调整和修改。

（2）数据格式不统一，共享困难。系统所需的大量基础数据主要还是依靠人工录入，已有电子数据或办公自动化软件产生的数据难以直接调用，大量低技术含量的劳动重复率较高，资源、人力和时间浪费严重。

（3） 形成信息孤岛，难与外界沟通。按单项或少数几项业务开发的后勤管理信息系统，通常只能对内部的局部信息进行收集、处理与检索，对组织机构之间的外部信息未给予足够重视，致使信息资源的开发利用存在着严重封闭性。

3.铁路后勤部门设备固定资产投资统计分析系统主要功能设计

铁路后勤部门设备固定资产投资统计分析系统主要包括系统初始化、项目管理、台账交互、数据录入、数据收审、报表处理、字典维护、系统设置等功能。

（1）系统初始化主要实现报告期内项目数据的初始化操作，可以通过计划文件导入、上级单位下发项目字典导入、读取上期项目3个途径完成。

（2）项目管理主要实现项目定义的增加、删除、修改，项目分解、计划汇总、特征值定义、项目导出等功能。

（3）台账交互主要实现系统与基层站段更新改造台账之间的双向数据交互，主要包括设置项目导出类型、项目库定义转台账、台账录入、台账完成数据转项目库等功能。

（4）数据录入主要实现投资完成数据的采集，包括设备更新改造月报、月快报、年报中指标的录入。

（5）数据收审主要实现将下级上报的数据文件进行反解压和反序列化操作之后向用户提供数据查看、修改、入库等功能。

（6）报表处理主要实现项目数据汇总、数据四舍五入、报表查询打印、上报基础库、上报更改综

4.后勤设备锅炉信息化管理

由于铁路后勤设备种类繁多，本文挑选锅炉这一大型重要设备为例进行阐述，如何对后勤设备进行信息化管理。

锅炉计算机控制系统，一般由以下几部分组成，即由锅炉本体、一次仪表、微机、手自动切换操作、执行机构及阀、滑差电机等部分组成。一次仪表将锅炉的温度、压力、流量、氧量、转速等量转换成电压、电流等送入计算机，手自动切换操作部分，手动时由操作人员手动控制，用操作器控制滑差电机及阀等，自动时对计算机发出控制信号经执行部分进行自动操作。计算机对整个锅炉的运行进行监测、报警、控制以保证锅炉正常、可靠地运行，除此以外为保证锅炉运行的安全，在进行计算机系统设计时，对锅炉水位、锅炉汽包压力等重要参数应设置常规仪表及报警装置，以保证水位和汽包压力有双重甚至三重报警装置，这是必不可少的，以免锅炉发生重大事故。

4.1 炉膛负压为主调量的特殊燃烧自动调节系统

锅炉燃烧过程有三个任务：给煤控制与空气比例使空气过剩系数在1. 08左右、给风控制，炉膛负压控制。保持煤气燃烧过程的经济性、维持炉膛负压，炉膛负压Pf的大小受引风量、鼓风量与煤气量（压力）三者的影响。炉膛负压太小，炉膛向外喷火和外泄漏高炉煤气，危及设备与运行人员的安全。负压太大，炉膛漏风量增加，排烟损失增加，引风机电耗增加。根据多年的人工手动调节摸索，6. 5t/h锅炉的Pf=100Pa来进行设计。调节是初始状态先由人工调节空气与煤气比例，达到理想的燃烧状态，在引风机全开时达到炉膛负压100Pa，投入自动后，只调节煤气蝶阀，使压力波动下的高炉煤气流量趋于初始状态的煤气流量，来保持燃烧中高炉煤气与空气比例达到最佳状态。

4.2 锅炉水位调节控制系统

汽包水位是锅炉安全运行的重要参数，水位过高，会破坏汽水分离装置的正常工作，严重时会导致蒸汽带水增多，增加在管壁上的结垢和影响蒸汽质量。水位过低，则会破坏水循环，引起水冷壁管的破裂，严重时会造成干锅，损坏汽包。所以其值过高过低都可能造成重大事故。它的被调量是汽包水位，而调节量则是给水流量，通过对给水流量的调节，使汽包内部的物料达到动态平衡，变化在允许范围之内，由于锅炉汽包水位对蒸气流量和给水流量变化的响应呈积极特性。汽包水位控制系统，实质上是维持锅炉进出水量平衡的系统。它是以水位作为水量平衡与否的控制指标，通过调整进水量的多少来达到进出平衡，将汽包水位维持在汽水分离界面最大的汽包中位线附近，以提高锅炉的蒸发效率，保证生产安全。由于锅炉水位系统是一个设有自平衡能力的被控对象，运行中存在虚假水位现象，实际中可根据

情况采用水位单冲量、水位蒸汽量双重量和水位、蒸汽量、给水量三冲量的控制系统。

4.3 监控管理系统

以上控制系统一般由PLC或其它硬件系统完成控制，而在上位机中要完成以下功能。

（1） 实时准确检测锅炉的运行参数.

（2） 综合及时发出控制指令

（3） 诊断故障与报警管理

（4） 记录运行参数

（5） 计算运行参数

第5篇：固定资产投资统计分析范文

关键词：产业转移 就业变化 影响因素 区域发展 劳动力

引言

伴随改革开放和发展的深入，东部率先发展、中部崛起、西部大开发等战略的相继实施，东部发达地区的劳动密集型产业呈向中西部地区转移的态势。在此发展的大背景和相关条件下，中西部地区一些省市的经济发展加快，提高了城镇化、工业化、城市化水平。2003 年中西部地区的工业增加值年增速开始赶超东部地区省市，人均 GDP 基尼系数呈下降趋势，中西部和东部的经济差距在某种程度上不断缩小，林毅夫（2003）等学者认为我国的区域经济结构表现出明显的条件β收敛；劳动力的流动方向受产业转移、区域经济差距缩小等的影响发生了一些转变，如大量而典型的农民工更倾向于到家乡就业，一些学者也对此作了研究，有学者认为东部地区的劳动力规模会逐渐稳定，农村劳动力集中在中西部地区。

在区域发展与差距、产业转移、劳动力流动的动态背景下，我国区域就业的发展态势和分布有何发展态势；基于不同地区、省市和城市的资源、产业、政府支持和对外开放等存在一定差异，在不同的地区中相关因素与就业机制是否具有差异性，影响机制如何，对于这些问题，在目前的文献中研究相对匮乏，因此，对于多因素区域比较和产业转移的综合性方面值得进行深入的研究，具有现实意义。

相关变量选取及统计分析

（一）相关变量选取分析

根据上述分析，并结合相关文献，我们选择了城镇就业人员的年增长率作为被解释变量，分析1999-2011年省域非农就业量的变动，选取以下外商投资、固定资产投资等作为解释变量，进行分析与假设。

第一，以政府预算内投资占全社会固定资产投资的比重（GIV），来衡量政府参与经济活动度，验证政府行为对就业变动的影响程度。无论在何时，政府都在最大限度地增进就业，制定好宏观经济发展目标，政府依据相应的宏观调控理论，通过制定财政和货币政策进而影响就业，特别是在经济发展的波动时期，扩张的财政政策可有效地拉动就业。由于地理历史等原因，我国各个区域经济发展出现了非平衡性，比较明显的是在中西部地区投资乏力，主要是依靠国家的支持、依靠政府财政投资来积极地增加就业能力；我国的东部地区在市场发育上较为完善，拥有一定量的私人投资，如果政府投资增加，可能会“挤占”私人投资，对就业的影响不那么明显。

第二，第三产业就业人员占总就业人员的比重（IND），表示了产业结构作为一个变量因素对就业变动的影响度，产业结构不相同，相异的经济规模可以产生相异的就业容量。从国外发达国家来看，国外西方国家拉动就业主要依靠第三产业。当前，我国正在工业化进程中，重化工业比重大，资本密集型产业特征明显，第二产业对就业的吸纳效率不高，但第三产业的就业弹性大，促进就业的效率较高。

第三，外商直接投资占GDP的比重（FDI）这里包括基础设施环境、公共服务效率、制度建设、对外开放程度等，可以衡量一个地区赖以承接产业转移的投资环境及对外开放度。从某种程度上说，FDI投入不仅可在较长的时期中扩大一个区域的产业规模和增加就业数量，而且可带来先进的生产技术和管理经验，弥补建设资金，在宽度和广度上增加就业能力；当然，事情都有两面性，FDI也能产生负效应，如大量的外资涌入会限制国内企业发展和投资，就FDI对就业的影响需要进一步确定。而一些学者如蔡兴等（2009）认为就我国来看，FDI对中西部就业促进要大于东部。

第四，固定资产投资（INV），反映了产业转移与承接效应，从一般意义上说，往内地转移的低附加值制造业、劳动密集型产业会给中西部地区带来积极影响，影响和导致了扩大承接地的产业规模，表现为一个区域内增加了固定资产投资，从近年来的实际发展来看，扩大的承接地吸引产业规模、增加的固定资产投资，成为拉动就业增长的直接动力。就此一些学者也做了研究，如于爱晶（2004）认为我国投资每提高1%，就业增长0.14%，一些学者认为有时资本投入会形成对劳动要素的“替代”，当然由于我国各地区经济发展等的异质性，在东中西部地区，扩大的产业规模对促进就业效率会表现出差异。

第五，期初城镇就业人员的增长率（FEMP），本文借鉴郭力（2012）等文献，本文选取期初 1998 年各省域城镇就业人员的增长率作为验证区域就业β收敛的指标，如指标系数为负，各省域在 1999-2011年的就业增长率与其初始就业水平呈负相关，这表明在这一时期，期初的时候就业增长速度较低的省份拥有较高的就业增长率，就业量经历了动态收敛过程，该系数绝对值越大，表明区域就业收敛速度越快。

（二）相关变量统计分析

近年来，伴随我国改革开放的深入发展，特别是打工潮的掀起，我国非农就业量呈持续不断攀升的态势，就业量的年均增长率在 5% 左右，我国各个省（市、自治区）就业增长率的离异系数由2001 年最高的 4.6下降到 2007 年的0.98（郭力，2012），表明了我国各省份之间的就业差距呈持续缩小的态势；2002 年前后，就业增长率经历了一个较明显的转折，可在构建模型中考虑时间虚变量，虚拟变量在2002 年之前取 0，之后取 1。如果更深入的分析，可知影响就业的各个解释变量表现出较为明显的区域差异，一是伴随着东部沿海地区的产业加速转移内地，中西部地区的固定资产投资开始加速追赶东部地区，如1999-2007 年，中西部各省平均固定资产投资额占全国平均水平由62.31%上升到了71.85%；从全国的FDI的区域布局来看，呈“东高西低”态势，东部地区依靠天然的区位条件、人力资本、基础设施、对外开放等具有吸引 FDI 的优势和天然条件，21世纪以来，内地一些省市吸引 FDI 呈上升态势，FDI 占 GDP 的比重不断增大，中西部地区的各省市在投资环境、基础设施、对外开放度等方面与东部的差距不断缩小；就产业结构来看，东部地区的第三产业比较明显的高于中西部地区，表明我国产业结构升级具有梯度特征；从工业化发展程度来看，东部地区已表现出后工业化时代特征，中西部处于工业化初期和起步阶段；从政府预算内投资占全社会固定资产投资的比看，由于各地区政府活力和参与度相异，不同地区政府参与经济活动的程度具有较明显的差异，处于急于发展的需要，中西部地区政府参与经济活动的强度高于全国平均水平，承担了更为重要的责任；东部地区处于资本的优势更依赖私人投资积累资本的阶段，以促进经济增长。

模型构建及实证分析

根据上述分析，为提高实证分析的合理性、时效性和实用性，综合所选取指标，借鉴郭力（2012）等文献，构建模型如下：

EMPRit=β0+β1FEMPi+β2ETIMEt+β3 INVit+β4FDIit+β5GIVit+β6INDit+βit

其中，i表示全国 31个省、市、自治区，t为1999-2011年的时间序列，数据选自于《中国统计年鉴》、《中国劳动统计年鉴》等。根据结构参数与不同截面单位关系，数据模型可分为变截距和变系数模型，基于各省份差别体现在总量方面，F检验后采用变截距模型，Hausman检验结果模型采用个体随机效应。基于不同区域的经济异质性，对区域数据进行回归，模型估计结果如表1，可知F值显示 3 个模型都通过了1%水平下的显著性检验，D.W 值大多数变量通过了显著性检验，适合作实证分析。

从上述的验证分析可知，FEMP系数值为负，中西部地区的绝对值大于东部，表明1999-2011年间，全国区域就业β收敛特征，在国家战略如西部大开发等的推动下，中西部地区加快了产业内迁，迅速提高了城市化水平，吸纳就业与东部地区差距缩小，更凸显了内地劳动力的禀赋优势，增强了中西部承接、发展劳动密集型产业的竞争优势，有利于区域经济的均衡发展。DTIME结果显示2002 年前后我国就业增长率的显著飞跃，并且中西部的就业增速平均提高了4.70%，高于东部2.99，验证了 2004 年以来劳动力“回流潮”现象有区域就业结构变动的原因，东部沿海地区的“用工荒”更加严重。固定资产投资对于就业变动具有正向影响，中西部的就业贡献更为明显。FDI 占 GDP 的比对全国和中西部的就业变动有显著的正向影响，但对东部则相异。第三产业人员占全部就业人员比对就业的影响效应具有地区差异，东部地区具有显著的正向作用，中西部并不明显，当前我国第三产业值占 GDP 的比约40%，未来东部地区第三产业拉动就业有较大的空间。GIV结果表明政府财政力量在就业增长中发挥重要作用，投资比每提高1%，拉动就业增长率0.17%，中西部地区表现显著，东部地区并没有出现。

结论与对策

近年来，我国产业转移加快，1999-2011年我国各省份就业有β收敛特征，2002 年经历了就业明显飞跃，如固定资产投资、政府行为等影响就业的因素在中西部和东部的区域差异明显。

因而，未来我国要平衡经济发展，促进劳动力发展。一是要积极并合理调整产业梯度转移，优化和调整产业发展布局，形成 “大国雁阵”式产业分工格局，实现产业的换代升级。二是合理引导劳动力回流，构建劳动力和产业的良性互动机制，实现可持续的区域互动发展机制。三是中西部地区重视改善投资环境，积极扩大对外开放度，鼓励、引导劳动密集型的 FDI 更多地流向中西部地区，高效地利用劳动力资源，最大限度地促进就业。四是发挥政府财政投资的就业促进，政府应在中西部发展中起到关键的作用，关键是向基础设施和公共服务等倾斜，东部地区政府应更多依靠市场机制，引导私人投资。

参考文献：

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2.Riach， Peter A.， and Judith Rich. An Experimental Investigation of Sexual Discrimination in Hiring in the English Labor Market.B.E[J]. Journal of Economic Analysis & Policy 2006，6 （2）

3.蔡兴，莫骄，冯志坚.中国出口、FDI 与就业关系的区域差异分析―基于东部、中部和西部地区面板数据的检验[J].经济地理，2009（2）

4.林毅夫，刘培林.中国的经济发展战略与地区收入差距[J].经济研究，2003（3）

第6篇：固定资产投资统计分析范文

中国经济目前尚处于初级发展阶段，经济增长具有典型的要素拉动特征。经济发展需要刺激投资需求，最终消费需求的形成也有赖于加大投资力度，投资与消费双管齐下，投资需先行。因此，国民经济的高速增长离不开投资的持续增长。从理论上讲，投资增长率和经济增长率具有一种正向的关联关系。

一般认为，建设投资是国民经济增长的强大拉动因素。几乎所有国家的政府都会在经济不景气的时期，将建设投资作为刺激经济增长的工具。加大建设投资的规模，既可增加就业机会和国民可支配收入、扩大内需，又可以直接带动当前的经济增长，为新一轮的经济增长奠定物质基础。西方学者的研究表明：建设投资在经济发展中扮演着非常重要的角色，尤其是在发展中国家，建设投资在这些国家的整体投资中的比率甚至达到了20%(Kessedes,1995)。

我国大量的文献也讨论了建设投资对国民经济的重要作用，但是，真正能够揭示建设投资与经济增长之间的数量关系的研究成果却极少。中国发展研究院曾经做过一项研究，发现在中国经济中固定资产投资是决定社会需求的最积极的因素。因此，增加固定资产投资可以作为刺激经济活动的主要手段（中国发展研究院，1997）。虽然还有其他一些关于建设投资对中国经济增长重要性的研究，但是，这些研究大部分还处在定性阶段，很少能够指出建设投资对中国经济发展的贡献水平。本研究就致力于找到其对中国经济发展拉动水平的具体数量关系。

二、数据和模型

在本研究中，建设投资对国民经济的拉动作用是指以一定速度增长的建设投资所拉动GDP的增长量或增长率。GDP是衡量一个国家或地区经济水平的重要指标和方法。它是指一个国家或地区在一年内所有常住单位生产活动的最终成果的价值形态。另外本研究涉及的指标还有固定资产投资和建筑安装工程投资。

固定资产投资(FAI)是衡量一个国家或地区在一年内在固定资产方面投资总量的指标，它同样也能够以价值形态反映固定资产建造和购买活动的总量，是反映固定资产投资规模、速度、比例关系和使用方向的综合性指标。固定资产投资可以根据国家的投资计划分为基本建设投资、更新改造投资、房地产开发投资和其他固定资产投资四部分。本文采用这个指标来代表宏观意义上的建设投资水平，既包括建水坝、修公路这些大型的土木工程项目，也包括住宅和商业房地产项目的开发，同时，还涉及各类建筑物、构筑物和大型设备的修缮和改造。

固定资产投资活动按其工作内容和实现方式可以分为建筑安装工程，设备、工具、器具购置，其他费用三个部分。在本文中也将建筑安装工程投资(CI)作为衡量建设投资活动对国民经济增长拉动作用的一个变量，它是指各种房屋、建筑物的建造和各种设备装置的安装工程投资。建筑安装工程投资比固定资产投资的范围小一些，可以代表一年内国民经济中的建筑工作量，是一个衡量建设活动水平更为合适的指标。

本研究拟采用动态计量经济学所倡导的误差修正模型来描述建设投资和国民经济的相互作用。建立经济学模型的传统方法主要是以理论为导向，依据某种已经存在的经济理论或者已经提出的对经济行为规律的某种解释设定模型的总体结构，这种建模途径对先验的经济理论有很强的依赖性。这种建模方法在20世纪70年代的经济动荡前屡次预测失灵，促使人们寻求另外的建模方法。20世纪70年代末80年代初，以英国经济学家D·F·Hendry为代表，提出了动态建模的方法，交替利用经济理论和经济数据提供的信息，在协整理论的基础上建立反映变量短期波动和长期均衡的误差修正模型(D·Hendry,1998)。

一般经济变量都可以用时间序列来表示，如果它的均值和方差都不随时间变化，就称这个序列是稳定序列。如果一个序列在成为稳定序列之前必须经过d次差分，则称该序列是d阶单整。按照协整理论，几个同阶单整的时间序列之间可能存在着一种长期的稳定关系，其线性组合可以降低单整阶数，即所谓的协整关系。误差修正模型就是建立在这种理论之上的。以GDP和建筑安装投资(CI)为例，若GDP和CI具有协整关系，则它们之间的关系可以写作一般的自回归分布滞后的表达式：

附图

和CI之间存在的长期均衡关系。于是GDP的短期波动被分为两部分：一部分是长期均衡，一部分是短期波动。一般（β[,2]-1）都会小于0，因此，若(t-1)时刻GDP大于其长期均衡解，γecm[,t-1]为负值，使GDP[,t]减少；若(t-1)时刻GDP小于其长期均衡解，γecm[,t-1]为正值，使GDP[,t]增加。体现了长期均衡误差对GDP的控制。

以不变价格表示的流量指标一般是一阶单整。固定资产投资、建筑安装投资和国内生产总值都是流量指标，一般情况下属于一阶单整，它们之间可以存在这种长期稳定的关系，同时，固定资产投资、建筑安装投资的短期的变动又会对国内生产总值产生短期的影响。因此，国内生产总值的变动既受固定资产投资、建筑安装投资短期变动的直接影响，又受两者之间长期稳定关系的调整，可以建立误差修正模型来讨论这种关系：

附图

表明如果FAI变化了1%，GDP将变化β[,1]%。α[,1]同理。可见各个系数具有很强的经济意义。

本研究中的数据都来源于《中国统计年鉴》。数据自1981年始，且已经折算为1981年不变价，这样可以去除通货膨胀的影响，更好地反映数据内在的规律性。在本研究中，采用SPSS软件包进行统计分析。各年的数据如下；

表1固定资产投资、建筑安装投资与国内生产总值

（1981-1999年，单位：亿元）

附图

注：1.所有数据均为1981年不变价；2.数据来源：《中国统计年鉴2000》。

三、建立误差修正模型

（一）方程的初步设定和简化

一般来讲，在经济数据中，以不变价格表示流量的序列往往表现为一阶单整。因此，从理论上判断，LnGDP、LnFAI和LnCI序列都应该是一阶单整。采用Dickey和Fuller于1979年、1980年提出的ADF方法进行单整检验结果也表明，的确如此。

然后，可以将方程设定为一般的自回归分布滞后模型。模型的右边包括被解释变量的滞后、解释变量及其时间滞后项。对于固定资产投资方程，首先设定为：

附图

用最小二乘法估计这两个自回归分布滞后方程，采用逐步回归(Stepwise)方法，剔除不显著的变量。

在固定资产投资方程中，LnGDP[,t-1]、LnFAI[,t]和LnFAI[,t-1]被引入方程。估计得到的方程为：

附图

可见方程的显著性很高，完全可以通过检验。常数项的t值很小，并不显著。（由于此方程对后面的过程只有理论上的意义，因此不必剔除常数项。）其他各项系数在99%的置信水平下显著不为0。该方程的残差类似白噪声。

在建筑安装投资方程中，也是LnGDP[,t-1]、LnCI[,t]和LnCI[,t-1]被引入方程。估计得到的方程为：

附图

方程的显著性很高，完全可以通过检验。常数项的t值很小，也不显著。其他各项都在99%的显著性水平下显著不为0。该方程的残差类似白噪声。

可以看到，以上两个方程中LnFAI[,t-1]和LnCI[,t-1]前的系数为负值。出现这种现象的原因是由于它们分别与LnFAI[,t]和LnCI[,t]之间存在着共线性的关系，导致两者的系数在一定程度上能够互相任意分配。但这对后面的研究影响不大。

（二）求长期均衡方程

下面可以用简单的回归分析求得长期均衡方程。对于固定资产投资方程，长期均衡方程为：

附图

可见，整体显著性明显满足。各项系数的显著性检验均顺利通过。从此均衡方程可以计算ecm序列（即残差序列）：

附图

AdjustedR[2]=0.982F=980.657

整体显著性明显满足。各项系数的显著性检验均顺利通过。

ecm[,t-1]=LnGDP[,t-1]-3.228-9.793LnCI[,t-1]。

（三）建立误差修正模型

1.固定资产投资方程

考虑到在初步设定的方程中LnFAI[,t]、LnFAI[,t-1]和LnGDP[,t-1]都比较显著，在建立误差修正模型时引入LnGDP[,t]，LnFAI[,t]，ecm[,t-1]，以保证方程的包容性。

设定误差修正模型为：

附图

p=0.0002，可见整体显著性明显满足。

从变量显著性检验来看，两个方程的ecm[,t-1]的显著性较低，但是，考虑到它们重要的经济意义，仍不将其剔除。

四、经济意义分析

（一）弹性分析

在以上两个误差修正方程中，LnFAI[,t]和LnCI[,t]前面的系数可以看作是GDP对FAI和CI的弹性系数，因此，可以根据方程的系数对它们进行弹性分析。

LnCI[,t]前的系数为0.324，这说明国内生产总值对建筑安装投资的弹性系数为0.324。当建筑安装投资增长1%时，将带动国内生产总值增长0.324%。而LnFAI[,t]前的系数为0.317，这说明国内生产总值对固定资产投资的弹性系数为0.317。当基本建设投资增长1%时，将带动国内生产总值增长0.317%。

这是非常重要的结论，定量地给出了建设投资对国民经济拉动作用的大小。可以看出，建设投资对国民经济的拉动效应大致是这样一个概念，即当建设投资增长1%时，能带动国内生产总值增长大约0.32%。以往的分析往往仅限于定性，没有反映出真正的定量关系。从两个弹性系数可以看出，建设投资对国民经济的增长有很大的促进作用，弹性系数都较大。

（二）拉动效率分析

为了进一步分析建筑安装投资和固定资产投资对国民经济拉动作用的大小，引入一个新的系数，将其称之为“拉动效率”，它是GDP对该变量弹性系数与该变量在GDP中所占份额的比值，即附图，D[,i]表示在此区间内GDP对某一变量i的弹性系数，S[,i]表示某一变量i在此区间内占据GDP的平均百分比。这样可以排除弹性系数大小中不同变量份额因素的影响。如果q＞1，这表明某一变量在这一阶段对GDP的拉动作用是积极的，超过了自身在GDP中所占据的份额，是高效率的。相反，如果q＜1，则表示这种拉动作用是消极的，少于变量自身占据GDP的份额，是低效率的。

结果如下（1981年—1999年间）：

变量D[,i]S[,i]q[,i]

CI（建筑安装投资）0.3240.1961.652

FAI（固定资产投资）0.3170.3001.057

由此可见，两者对国民经济的拉动作用都是很积极的，q[,i]均超过了1，建筑安装投资更为显著。它在国民经济中的份额为19.6%，而弹性系数达到了0.324%。这进一步验证了在本文开始时所提到的定性研究的结论，建设投资在经济发展中扮演着非常重要的角色，是刺激经济活动的主要手段，能够高效率地拉动国民经济的增长。

（三）误差修正项(ECM)的分析

Ecm项系数的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度，系数的估计值一般是负值。对于固定资产投资方程，Ecm前面的系数是-0.049，由此看来，调整的力度不是很大。调整的过程大致如下：

附图

对于建筑安装投资方程，Ecm前面的系数是-0.018，调整的力度也较小。因此，可以看出，建设投资主要以短期波动的形式来影响GDP的变化，长期均衡起的控制作用不大。这符合我国现阶段的具体情况，我国目前正处在大规模建设的发展阶段，还远远没有达到建设量的稳定和平衡，因此，目前主要是增量在起作用。

五、总结

本研究将固定资产投资(FAI)和建筑安装投资投资(CI)作为对GDP产生拉动作用的变量，通过建立误差修正模型得到了反映它们之间长期均衡和短期波动的表达式。从弹性系数可以看出，无论是建筑安装投资，还是固定资产投资，二者对国民经济的拉动作用都是很明显的，国内生产总值对建筑安装投资的弹性系数为0.324。当建筑安装投资增长1%时，将带动国内生产总值增长0.324%。国内生产总值对基本建设投资的弹性系数为0.317。当基本建设投资增长1%时，将带动国内生产总值增长0.317%。综合起来，当建设投资增长1%时，能带动国内生产总值增长大约0.32%。从拉动效率来看，两者对国民经济的拉动作用都是积极的，q[,i]均超过了1，建筑安装投资更为显著。

建设投资主要以短期波动的形式来影响GDP的变化，长期均衡起的控制作用不大。这主要是由于我国目前正处在大规模建设的发展阶段，还远远没有达到建设量的稳定和平衡，因此，目前主要是增量在起作用。

因此，本研究的定量结果不仅验证了很多研究者的定性结论，即建设投资在经济发展中扮演着非常重要的角色，是刺激经济活动的主要手段，能够高效率地拉动国民经济的增长；而且给出了具体的拉动效应值，分析了短期波动和长期均衡各自的作用，有助于更加准确地分析建设投资对国民经济增长的贡献。

收稿日期：2001-03-23

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[6]李子奈，叶阿忠．高等计量经济学[M]．北京：清华大学出版社，2000．

第7篇：固定资产投资统计分析范文

【关键字】宁夏；科技贡献率；模型；测算分析

科技进步对经济增长的贡献率是指科技进步对经济增长的贡献份额。国际上通常将“科技进步贡献率”称为全要素生产率（total factor productivity，简称tfp）。其经济含义是：推动经济增长的所有要素扣除资本、劳动投入后的余额。它不仅包括技术发明、工艺改进，也包括经营模式、管理制度等进步[1]。科技进步的实质内容既包括生产力的进步，也包括生产关系的进步。

宁夏是西部少数民族地区，享受国家的少数民族优惠政策。宁夏在促进经济发展中的内生机制创新所带来的“科技进步”，更加丰富了科技进步的内涵。宁夏“十二五”国民经济和社会发展规划提出：增强自主创新能力，实施科技兴宁和人才强区战略。充分发挥科技第一生产力和人才第一资源作用，为加快转变经济发展方式、实现全面建设小康社会奋斗目标奠定坚实的科技基础。到2015年，宁夏科技进步对经济增长的贡献率将达到48%以上。对宁夏科技进步贡献率进行测算分析，对分析和评价宁夏经济是否持续健康运行、经济结构是否合理以及实现稳增长、调结构、惠民生的发展目标具有重大的意义。

1.模型选择与检验

1.1模型选择

科技进步贡献率的测算方法主要有：柯布-道格拉斯生产函数和索洛增长速度方程[2]。

柯布-道格拉斯生产函数的一般表达式为：，其中y为产出，a为常数，k为资金投入，α为资金产出弹性系数，l为劳动力投入，β为劳动力产出弹性系数，β=1-α。

索洛在柯布-道格拉斯生产函数的基础上，推导出了一般形式生产函数的增长速度方程：，变形可得到索洛余值法科技进步模型，其中：α为科技进步的年平均增长速度；为产出的年平均增长速度；为资金的年平均增长速度；为劳动者的年平均增长速度；α，β分别为资金和劳动的产出弹性系数，在规模报酬不变情况下，α+β=1。公式的经济含义是：科技进步在经济增长中所作的贡献等于扣除劳动力和资金投入增长的作用后的余额。可以列出科技进步贡献率的计算公式为：。资金对产出增长速度的贡献率和劳动投入的增加对产出增长速度的贡献率为：，。

1.2模型检验

对模型进行两个方面检验：一是稳定性检验，二是使用功能检验。

1.2.1稳定性检验

分析样本容量变化对模型参数估计值的影响来判断模型的稳定性。根据《宁夏统计年鉴》，选择1996—2010年15年的数据进行检验。采用居民消费价格总指数（以1996年为基期）对宁夏gdp总值和全社会固定资产投资总额进行了调整，y′为调整后历年的gdp总值，k′为调整后历年的全社会固定资产投资总额，l为历年年底从业人数，如表1[3]-[5]。

依据柯布-道格拉斯生产函数的一般表达式：，建立模型：并且变形为

y，k采用表1中调整后的数据y′，k′。

即

选择1996—2007年的数据，通过spss软件进行统计分析，得出资金产出弹性系数α=0.653688，劳动力产出弹性系数β=1-α=0.34312，=0.468181。再选择1996—2010年的数据，通过spss软件进行统计分析，可得出α=0.67231，β=1-α=0.32769，=0.477816 。

我们比较不同样本容量的参数估计值，可以发现它们的符号、数值大小没有发生大的改变，表明选择该模型比较稳定，可靠性较高。

1.2.2功能检验

将样本范围内和实际已经发生的样本范围外解释变量的观测值代入模型，计算出被解释变量的理论值，并将该值与实际值进行比较。因为该模型通过了稳定性检验，因此进行功能检验时，我们利用稳定性检验计算出来的参数，再把2000年宁夏调整后的固定资产投资和劳动力数据代入模型，测算2000年宁夏gdp值，经过模型预测，2000年宁夏gdp产值为292亿元，和实际值284.8亿元相比，精度达到97.5%，表明该模型对宁夏实际经济系统的代表功能强。

参数估计：通过spss软件进行统计分析，可得出α=0.67231，β=1-α=0.32769，=0.477816。于是，线性回归模型为：

回归系数的显

著性检验：给定显著性水平α=0.05，查t分布表，得，由此可见，两个回归系数均通过t检验。

回归方程的显著性检验：给定α=0.05，查f分布表，得，所以f检验通过，表明回归方程的回归效果显著。

拟合程度测定：因为，接近于1，表明回归模型对样本数据点的拟合程度很高。因此，回归方程通过了所有的统计检验。

宁夏国内生产总值的生产函数模型为：

索洛增长速度方程为：

2.宁夏科技进步贡献率的测算

2.1各要素科技进步贡献率的测算结果

根据1996年-2010年宁夏gdp、固定资产投资和从业人数增长速度数据如表2，应用索洛增长速度方程，测算出各要素在经济增长中的贡献率，如表3。

3.结果分析

3.1宁夏科技进步对经济增长的贡献逐年增长

“九五”期间（1996年-2000年）宁夏科技对经济增长的贡献率不明显，投资成为推动经济增长的主要方式。劳动对经济增长的贡献仅次于投资。“十五”期间（2001年-2005年）宁夏科技进步对经济增长逐步发挥作用，投资推动经济增长的作用逐年减少。“十一五”期间（2006年-2010年）宁夏科技进步对经济增长发挥了显著的作用。在2008-2009年发生世界金融危机以来，宁夏采用加大投资拉动经济增长的方式，出现了资金对gdp增长的贡献率一架马车独支格局。总体评价是宁夏科技进步对经济增长的贡献逐年增长，经济增长已逐步走向调结构、保质量的良性轨道。

3.2劳动对gdp增长的贡献率并不明显

宁夏仍然是经济欠发达的地区，劳动资源优势并未转化为经济发展优势。根本原因是劳动者文化素质技能不高，宁夏南部和中南部地区是劳动力资源最为丰富的地区，但仍然以廉价的劳务输出为创造收入的主要主渠道，宁夏并未形成劳动密集型的制造、服务等产业基地。

4.提高宁夏科技进步贡献率的建议

4.1大力推进创新型宁夏建设。加快推进集成创新和引进消化吸收再创新。把科技进步与产业结构优化升级、改善民生紧密结合起来。

4.2加大财政投入力度。加快建设科技公共研发服务平台。构建以研发单位为主体、市场为导向、产学研相结合的技术创新战略联盟，加速科技成果转化应用。

第8篇：固定资产投资统计分析范文

关键词：项目投资;特点问题;对策与建议

项目投资是一种以特定项目为对象，直接与新建项目或更新改造项目有关的长期投资行为。项目投资按其涉及内容还可进一步细分为单纯固定资产投资和完整工业投资项目。单纯固定资产投资项目特点在于：在投资中只包括为取得固定资产而发生的垫支资本投入而不涉及周转资本的投入；完整工业投资项目则不仅包括固定资产投资，而且还涉及到流动资金投资，甚至包括其他长期资产项目（如无形资产、长期待摊费用等）的投资。

一、项目投资的特点

与其他形式的投资相比，项目投资具有投资内容独特（每个项目都至少涉及一项固定资产投资）、投资数额多、影响时间长（至少一年或一个营业周期以上）、发生频率低、变现能力差和投资风险大的特点。

二、项目投资统计工作存在的问题

(一)项目企业认识不到位，估报现象时有发生

在乡镇项目建设中，一般项目企业都没有专职统计人员，都是会计负责各种报表，而企业会计大多是兼职会计，兼职几家企业，有时去企业了解项目投资情况，往往负责人手里没有帐，表达不全面，会计经常在家办公，所以对项目建设投资情况只依据帐簿，另外每月报表时间不是月末，会计还没有结帐，对于项目投资报表估报现象时有发生。

(二)指标理解不清晰，影响统计数据质量

在报表过程中，一般投资统计指标，在会计帐簿里是没有的，所以一些会计对指标的理解不清晰，例如实际投资额，完成投资额，计划投资额，本年完成投资额等指标有相似情况，如不认真理解，容易出现统计失真情况，由于项目建设时间一般不是很长，所以投资报表也就几个月，项目统计人员也不愿意去学习理解统计指标，或者刚熟悉明白，项目投资统计报表结束了，项目竣工了，所以大多投资统计数据质量，需要乡镇统计人员严格把关。如乡镇工作人员是新换的，那数据质量更难以保证。

(三)某些项目随意性大，给统计工作带来了困难

在项目投资统计报表中，只要将项目报到上级单位备案后，一般是不能随意替换，但是有些项目投资，就象“烂尾楼”一样，搁置在那，计划投资完不成，项目进展没有，项目负责人计划次年续建，续建了几个年度，也没竣工生产，统计人员需要月月调度，年年调度，项目简介一改再改，增加了报表工作量，也增加了数据核实的难度。

(四)受考核指标影响，统计报表工作也很难

项目全年投资额，固定资产投资完成额，招商引资完成额这几项统计数据，一般上级每年都要下达考核指标，需要按月调度，按季调度，半年总结排名，年度排名，所以受上级考核指标影响，偶尔出现水分情况，也是很无奈的。

三、从实际出发，做好项目投资统计工作的对策与建议

(一)配备专职统计人员，正确认识统计工作

在项目前期筹备阶段，需要发改委，环保，安全等各项审批，如果在审批过程或者项目入数据库时，要求配备一名专职统计人员，使接下来的统计工作能够有序的进行。由于兼职人员工作太多，不能全面投入统计工作，所以如果各部门配合，共同要求专职统计，以此提高项目企业的重视程度，这样以来企业能够有条不紊的报表，才能全面推进项目投资统计工作。

(二)加强统计培训，强化报表数据质量

无论在哪项工作中，培训学习都是是非常必要的。统计报表由于表样时有更换，基层统计指标众多，对于新老统计员都需要相关培训，培训的形式可以是县级单位组织培训，乡镇政府组织培训，也可以通过网络自学，掌握统计指标的含义，报表的逻辑关系，在工作中才能避免数据有误差。俗话说“难了不会，会了不难”，只有掌握了各种统计知识，才能更好地应用于工作中，才能提高报表数据质量。

(三)加强部门协调，共同推进投资统计工作

在基层政府，项目投资统计工作一般是按行业分别统计的，统计助理具体统计农业和第三产业，工业统计人员统计工业项目投资，但是最终上报县局需要全口径的投资统计数据，所以必须加强行业间配合，相互协调与相互沟通。另外还要加强发改委，经贸委，工商，税务等各部门间配合，共享项目投资统计信息，实现数据统计口径一致，大小一致，充分实现统计数据的公信力。

(四)严格筛选投资统计项目

根据项目进展的几个阶段，即谋划提出，洽谈推进，开工建设几个阶段，由统计人员跟踪采集信息，按照投资项目性质（新建、改建、续建）采集汇总，并根据项目总投资额及投资规模，把符合上报要求的项目，不重不漏的统计出来，对于一些进展不明确，投资主体不积极的项目，要通过汇报领导研究，是否符合统计上报标准。

第9篇：固定资产投资统计分析范文

关键词：柯布—道格拉斯生产函数 协整检验 回归模型 误差修正模型

中图分类号：F123 文献标识码：A

1、引言

随着经济的快速发展，分析我国或各个地区的经济增长影响因素的文献有很多，但是分析的视角和方法差异明显，其中运用柯布—道格拉斯生产函数模型进行影响因素分析的文献不占少数。袁靖在《中国能源消费与经济增长关系的实证研究》中运用柯布—道格拉斯生产函数模型对经济增长的因素进行了分析，并着重研究了能源消费与经济增长的关系，从而可知节能减排并不会对中国经济增长造成负面影响，进而基于能源视角对经济发展提出建议。石贤光在《基于柯布-道格拉斯生产函数的河南省经济增长影响要素分析》中运用道格拉斯生产函数对影响河南经济增长的三个主要因素——劳动力、资本和能源进行了回归分析，从而表明河南省的经济增长主要依赖于劳动、资本和能源的投入。本文采用柯布—道格拉斯生产函数，基于1980—2011年的时间序列数据对我国的经济增长的影响因素进行定量分析，从而得到劳动力投入与固定资本投资对我国经济发展的长期影响情况和短期调整状况。

2、经济理论基础

经济增长理论是现代经济学的一个重要分支,经济增长既是经济发展的总量表现形态又是取得经济成就最重要的标志和过程。决定经济增长的因素很多,其中资本、劳动力、技术进步和人力资本被认为是一国、一地区经济增长的主要决定因素。柯布和道格拉斯于20世纪20年代提出的著名的柯布―道格拉斯生产函数，是研究经济增长影响因素的经典模型。

柯布—道格拉斯生产函数的常见形式是 ，具有以下性质：

（1） 是产出对劳动投入的弹性，它度量着资本投入保持不变的情况下，劳动投入变化1%时，产出的百分比变化。

（2）同样 是产出对资本投入在劳动投入保持不变下的弹性。

（3）总和 给出规模报酬的信息，就是产出对投入比例的反应。

（4）参数 可看作是效率参数，因为 的大小在 与 固定的条件下直接影响产出量。

a、当 时，规模收益递增，即一倍的投入将带来多于一倍的产出。

b、当 时，规模收益不变，即一倍的投入将带来一倍的产出。

c、当 时，规模收益递减，即一倍的投入将带来少于一倍的产出。

本文采用柯布—道格拉斯生产函数，主要分析我国的固定资本投资与劳动力投入对经济增长的影响情况及我国的经济发展状况。

3、实证分析

3.1 数据来源与变量说明

本文研究过程采用1980-2011年的年度数据,数据来源于相关年度的《中国统计年鉴》。对于模型中采用的变量，由于固定资产投资指数部分缺失，均以1980年为基期的国内生产总值指数对 、固定资产投资 进行平减，以消除物价因素的影响，单位均为亿元；另外，本文选取年底就业人员数作为劳动力投入量 ，单位为万人。

在实际回归中，为避免异方差性，本文对模型 两侧取对数，得到线性模型： ，再作相关的分析与检验。

3.2 对变量序列进行单位根检验

3.5 回归模型结果分析

（1）计量经济学分析

从模型估计结果可以看出， 和 的系数均通过显著性检验，回归方程通过显著性检验且拟合度高，说明 和 对 具有很强的解释能力，因此固定资产投资与劳动力投入量的变动对于经济增长的影响是显著的。

（2）弹性系数分析

劳动力投入的弹性为0.7380，固定资本投入的弹性为0.6300,这表明劳动投入和固定资本投资的增加均会带来产出的相应增加，劳动力投入每增加1%，产出会增加0.7380%；固定资本投资每增加1%，产出会增加0.6300%。另外， ，说明我国经济增长是规模报酬递增的，经济发展态势良好。

（3）要素贡献率分析

通过计算可得，1980—2011年，我国的 年均增长率为10.04%，固定资产投资年均增长率为14.34%，劳动力投入量年均增长率1.92%。结合各要素的产出弹性，由

固定资本投资的要素贡献率：

劳动力投入的要素贡献率：

计算可得，1980-2011年间，固定资产投资与劳动力投入对我国的经济增长率的贡献率分别为89.98%、14.11%，其中，固定资本投资对我国经济增长的贡献尤为突出。

3.6 误差修正模型的建立

单位，产出变化率同向变动0.4936个单位，当劳动力投入变化率变动1个单位，产出变化率同向变动0.6699个单位。并且短期调整系数显著，这说明对偏离长期均衡的调整有一定力度。即当短期波动偏离长期均衡时，将以29.22%的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。

4、结论与相关建议

本文采用柯布—道格拉斯生产函数，对我国的经济增长的影响因素进行了定量分析，从反映长期均衡的回归模型可以看出，劳动力投入和固定资本投资的增加均会带来产出的相应增加，固定资本投资增加1%，产出会增加0.6300%，劳动力投入增加1%，产出会增加0.7380%。从劳动力投入和固定资本投资的产出弹性之和大于1，可知我国的经济增长是规模报酬递增的，经济发展态势良好。从短期角度考虑，误差修正模型间接衡量了短期内固定资本投资和劳动投入量对产出的影响，通过变化率的变化来反映经济变量之间的关系，我国的本期固定资本投入变化率变动1个单位时，产出变化率同向变动0.4936个单位，劳动力投入变化率变动1个单位时，产出变化率同向变动0.6699个单位。当短期波动偏离长期均衡时，将以29.22%的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。

综上所述，我国的经济增长主要依赖于劳动与资本的投入，技术进步贡献较小，仍旧是粗放型的增长方式，因此，为使我国的经济呈持续、快速、健康的发展态势，应积极的转变这种单纯依赖生产要素投入的经济增长方式。通过调整与优化经济结构、推进科技进步、加快体制创新等方式，实现经济增长方式的根本转变，从而实现国民经济稳定持续的发展。

参考文献

[1]袁靖.中国能源消费与经济增长关系的实证研究[J].广西经济管理干部学院学 报,2010,(1)：56-60