固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計分析精選(九篇)
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第1篇：固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計分析范文
[關鍵詞]固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計；基礎工作；規(guī)范化
固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計是通過一定的數(shù)量關系對固定資產(chǎn)投資過程中的數(shù)量界限進行研究,并揭示固定資產(chǎn)投資的經(jīng)濟效果。它是一項系統(tǒng)知識比較強、專業(yè)要求比較高的工作,在國民經(jīng)濟統(tǒng)計中占有極其重要的地位。固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計工作記錄了企業(yè)的生存發(fā)展過程,通過準確、及時、全面地反映固定資產(chǎn)投資的規(guī)模、速度、結構和效果,為企業(yè)的管理和決策提供依據(jù)。
固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計是社會經(jīng)濟統(tǒng)計的一個重要組成部分。它全面反映整個社會固定資產(chǎn)生產(chǎn)總規(guī)模和固定資產(chǎn)活動的全過程。固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計信息,是國家制定戰(zhàn)略決策、社會經(jīng)濟計劃的重要依據(jù),也是進行國家管理、檢查監(jiān)督社會經(jīng)濟活動的重要手段。
固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計基礎工作,首先要建立行之有效的管理制度和規(guī)范的管理細則,按照從認識上提高、從組織上加強、從制度上健全、從全面上深入、從現(xiàn)代化上發(fā)展的原則,根據(jù)各企業(yè)實際情況,制定一套適合本企業(yè)特點的統(tǒng)計工作制度,作為行動標準。
其具體內(nèi)容如下。
一、設置固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計機構,充分認識統(tǒng)計工作的重要性
機構設置要本著確保完成國家各項統(tǒng)計任務、確保統(tǒng)計服務質量的前提下,還應遵循機構要精簡,效率要提高的原則。人員配備要堅持按統(tǒng)計法的要求,統(tǒng)計人員必須遵循理論聯(lián)系實際的原則,堅持實事求是,嚴格按“統(tǒng)計法”辦事,把數(shù)據(jù)的真實性、完整性和及時性做為衡量統(tǒng)計工作好壞的標志。
二、建立固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計信息網(wǎng)
每個單位必須有一個上下連貫、暢通無阻的統(tǒng)計信息網(wǎng)絡。統(tǒng)計人員只有按照傳遞程序和規(guī)范的進程工作,才能提高統(tǒng)計資料的實效性、準確性、客觀性、科學性。良好的硬件設施能為信息的交流提供方便、快捷的條件,能保證投資統(tǒng)計數(shù)據(jù)上報及時、準確、完整,也能為各級主管部門的決策和管理提供可靠的依據(jù)。
固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計報表和統(tǒng)計分析,是固定資產(chǎn)投資活動的綜合反映。準確、及時地上報,是企業(yè)和每一個統(tǒng)計人員對國家應承擔的責任。各個單位統(tǒng)計資料是否及時、準確全面是關系著國家全局的大事。所以說固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計基礎工作信息網(wǎng)是其保證體系。
三、建立、完善具體、全面的管理制度及辦法
按照“統(tǒng)計法”的規(guī)定,建立、健全固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計基礎工作制度(包括:統(tǒng)計人員崗位責任制、統(tǒng)計數(shù)字管理制、統(tǒng)計臺帳管理制、原始資料管理制,統(tǒng)計報表管理制等),使固定資產(chǎn)投資基礎工作有法可依,有章可循。根據(jù)我公司實際情況,在原制訂制度和執(zhí)行制度上做了大量工作,對原有的《固定資產(chǎn)投資管理辦法》進行了完善和修訂,重新制定了《固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計管理辦法》,對項目管理部門、設計部門、財務部門的職責、要求進行了劃分,明確了責任,并規(guī)定出嚴格的考核條款,使責任落實到單位,落實到人。做到分清部門職責,提高工作效率,保證工作質量。
四、建立原始記錄和統(tǒng)計臺帳
原始記錄是固定資產(chǎn)投資活動最初情況的記載,是計算各項統(tǒng)計指標的依據(jù)。因此要結合項目特點,為滿足企業(yè)統(tǒng)計核算、會計核算、業(yè)務核算的要求,設置各種原始記錄,把固定資產(chǎn)投資活動全過程記錄完整。如何收集原始資料,建立原始記錄,我公司都做出明確的規(guī)定。基層統(tǒng)計不僅要完成向上級統(tǒng)計機關報表的任務,還要向本公司領導及時提供有關的統(tǒng)計信息和經(jīng)濟管理上所需的各種核算數(shù)據(jù),因此收集原始資料的范圍不應過窄,對于工作所需的資料,具備條件時,統(tǒng)計可以存一份復印件(原件一般是要存檔的)。不具備條件時,可以將所需資料的主要內(nèi)容進行摘錄,特別是涉及工程造價、設備價格、概算預算、合同金額、用地面積、規(guī)劃面積、設計建筑總面積等數(shù)量方面的數(shù)據(jù),要記錄準確,關于有些文件的編號、批發(fā)文機關、發(fā)出日期等也要搞錄。這些記錄,對于今后的查詢是很有用處的。
按照國家固定資產(chǎn)統(tǒng)計報表的要求建立各種不同的統(tǒng)計臺帳。做好統(tǒng)計工作,基礎資料的搜集和整理至關重要,定期對搜集到的原始資料進行分類、歸納、整理、匯總,分門別類的記入相對應的臺帳。這是充分利用統(tǒng)計資料的有效方法。統(tǒng)計臺賬是整理歸納原始資料的一種科學手段,是計算匯總指標數(shù)據(jù)的有力工具,它是介于原始資料和填制報表之間必要的和重要的中間環(huán)節(jié)。在統(tǒng)計部門統(tǒng)一制定規(guī)范的臺賬之前,統(tǒng)計人員就應根據(jù)統(tǒng)計法的規(guī)定和實際工作的需要,主動地建立自己的統(tǒng)計臺賬。當統(tǒng)計部門統(tǒng)一制定規(guī)范的臺賬之后,統(tǒng)計人員應根據(jù)工作的實際需要,自動地編制一些明細性和輔賬頁、表格來充實、完善現(xiàn)有統(tǒng)一的臺賬。而且統(tǒng)計臺賬還是保存管理統(tǒng)計資料的重要方式。無論什么時候,需要查閱核對、研究分析各種指標數(shù)據(jù)它都是不可缺少的統(tǒng)計檔案。統(tǒng)計臺帳在統(tǒng)計基礎工作規(guī)范化中起著承上啟下的作用,為健全原始記錄和及時準確地編制統(tǒng)計報表,奠定了良好的基礎,創(chuàng)造了有利的條件。每年年底,統(tǒng)計工作人員都將本年的投資項按項目性質、實施單位進行分別統(tǒng)計,建立完善的臺帳,使資料的查詢方便、快捷,節(jié)省了大量人力、物力、財力。
五、采用現(xiàn)代化信息技術,進行知識培訓和更新
固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計技術現(xiàn)代化的途徑是從微機抓起,由小到大逐步建立統(tǒng)計信息自動系統(tǒng)。這樣有利于大量的統(tǒng)計數(shù)據(jù)就地、及時處理,所以,廣大統(tǒng)計工作者都應努力掌握計算機技術,使其成為得心應手的工具。同時嚴格按照規(guī)定的計算機代碼填報統(tǒng)計報表,為實現(xiàn)全國微機聯(lián)網(wǎng),年報報送軟盤或直接傳送打下基礎。超級秘書網(wǎng)
固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計工作不僅要求統(tǒng)計工作人員具有統(tǒng)計方面的專業(yè)知識,同時還必須具備一定的工程專業(yè)知識和投資分析及其它相關專業(yè)知識。統(tǒng)計人員要定期參加省、市統(tǒng)計部門的學習班,及時掌握國家有關投資和統(tǒng)計管理方面的政策和規(guī)定,開拓視野,提高素質,使固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計工作更上一個新臺階。
六、做好固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計資料整理分析,建立工程項目監(jiān)查制度
做好固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計資料整理分析,為加強宏觀控制和微觀管理提供依據(jù),同時積極為社會服務,辦好“開放式”統(tǒng)計,必須搞好固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計資料的整理、分析工作。提高統(tǒng)計分析的針對性,政策性。圍繞投資規(guī)模、投資結構、投資效益反映建設領域的新情況、新動向、新課題對基本建設中規(guī)律性問題進行研究、探索。在宏觀上為控制投資規(guī)模、調整投資結構及最終投資決策,提供科學準確的依據(jù)。在微觀上為企業(yè)生產(chǎn)、經(jīng)營、確定發(fā)展計劃提供有力的參考資料。充分發(fā)揮統(tǒng)計工作的服務職能。定期對工程項目的情況進行通報和分析。通過這項工作可以對工程項目建設的計劃、績效進行檢查,從中發(fā)現(xiàn)問題,舉一反三,確保整個工程項目投資控制過程有計劃、有監(jiān)督、有檢查、有考核,杜絕項目開工后資金失控的問題,真正做到項目管理的閉環(huán),同時能為后續(xù)開工的項目提供借鑒。
第2篇：固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計分析范文
關鍵詞：沈陽市；GDP；多元回歸模型；影響因素
一、引言
近年來，沈陽市GDP的增長勢頭明顯，城市在國家戰(zhàn)略中的地位越來越突出，并且城市公共環(huán)境也得到了明顯的改善，人民生活水平普遍得到了提升。沈陽市GDP的增長，反映出這個城市經(jīng)濟發(fā)展良好，人民收入增加、消費能力增強和經(jīng)濟市場的活躍。在20世紀末21世紀初，振興老工業(yè)基地戰(zhàn)略的實施給沈陽市的經(jīng)濟發(fā)展帶來莫大的契機。在經(jīng)濟發(fā)展的同時我們也應該看到其中隱含的諸如經(jīng)濟結構失衡、經(jīng)濟增長動力不足、創(chuàng)新增長機制落后等問題。因此，本文對沈陽市GDP進行多元回歸模型進行深入分析。
二、多元回歸模型的建立及數(shù)據(jù)的統(tǒng)計整合
1.多元回歸模型及回歸方程的建立
人們在現(xiàn)實中往往會遇到對某個因變量的統(tǒng)計分析，由于現(xiàn)實因素的復雜性，導致該因變量的自變量往往有多個。為了研究多個自變量對于因變量的影響及其影響程度的大小，我們將k個自變量X1，X2，X3，...，Xk與因變量y之間的關系表示為多元線性回歸模型
（1）式（1）中，因變量y由其估計值和殘差組成，其中估計值是由自變量決定的，殘差則與自變量無關，但是對于當前的多元回歸模型是否成立等非常重要。式（1）中b0為常數(shù)項，bi為偏回歸系數(shù)。具體分析中根據(jù)多元回歸分析模型的相關理論，同時結合沈陽市GDP發(fā)展的實際情況，本文選取固定資產(chǎn)投資、第一產(chǎn)業(yè)、工業(yè)、建筑業(yè)、交通運輸倉儲及郵政業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)、金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)和消費總額九項參數(shù)進行分析。
2.SPSS簡介
SPSS是國際上最有影響的統(tǒng)計分析軟件，包含了幾乎所有的統(tǒng)計分析功能，其基本功能有數(shù)據(jù)管理、統(tǒng)計分析等，界面友好、操作簡單、針對性強等特點。本文主要用到的是線性回歸分析模塊，通過自變量、因變量等因素的選取，從而進行沈陽市GDP數(shù)據(jù)的多元回歸模型的分析。
3.數(shù)據(jù)的來源及統(tǒng)計整合
本文的數(shù)據(jù)包括沈陽2006年到2013年共八年時間內(nèi)的GDP相關數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于各年的《沈陽統(tǒng)計年鑒》，保證數(shù)據(jù)的準確性和豐富性。表1為2006年到2013年沈陽GDP相關數(shù)據(jù)統(tǒng)計表。
表1 2006年-2013年沈陽GDP相關數(shù)據(jù)統(tǒng)計表（百億元）
三、多元回歸分析及結果檢驗
在建立沈陽市GDP影響因素分析回歸方程中，采用固定資產(chǎn)投資、第一產(chǎn)業(yè)、工業(yè)、建筑業(yè)、交通運輸倉儲及郵政業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)、金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)和消費總額九項數(shù)據(jù)為沈陽市GDP的影響因素，建立多元回歸模型。
在具體的回歸分析中根據(jù)多元回歸模型理論估計出回歸系數(shù)b0，b1，b2，...，bk，從而確定沈陽市GDP分析的多元回歸方程。在實際操作中，利用SPSS軟件輔助求解，表2為回歸模型系數(shù)統(tǒng)計分析表：
表2 回歸模型系數(shù)統(tǒng)計分析表
通過表2的分析結果我們可以看出，t列是上述GDP影響因素的回歸系數(shù)t檢驗的統(tǒng)計量，Sig列則記錄了相應的顯著性值。從表2中看出固定資產(chǎn)投資、第一產(chǎn)業(yè)、工業(yè)、建筑業(yè)、交通運輸倉儲及郵政業(yè)、金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)和消費總額八項參數(shù)的顯著性都小于0.1，并且常數(shù)項的顯著性同樣也小于0.1。因此，我們可以僅僅考慮y和X1、X2、X3、X4、X5、X7、X8、X9之間的關系而忽略X6變量。表3為回歸模型簡約化回歸系數(shù)統(tǒng)計分析表。
表3 回歸模型簡約化回歸系數(shù)統(tǒng)計分析表
因此我們得出因變量GDP與多個自變量，即多個影響因素的回歸方程為：
y=-24.001+0.016X1+1.866X2+1.19X3+3.645X4+4.892X5+0.395 X7-0.573X8-0.076X9
從上述回歸方程我們可以看出，沈陽市GDP與固定資產(chǎn)投資、第一產(chǎn)業(yè)、工業(yè)、建筑業(yè)、交通運輸倉儲及郵政業(yè)、金融業(yè)等成正比，同房地產(chǎn)業(yè)和消費總額成反比。從各影響因素的系數(shù)中可以對比得出，交通運輸、倉儲及郵政業(yè)對GDP的影響最大，建筑業(yè)次之，固定資產(chǎn)投資對GDP的影響最小，而房地產(chǎn)業(yè)則對GDP具有負影響。
四、Y語
本文通過對沈陽市GDP增長的多個因素進行多元回歸分析，發(fā)現(xiàn)沈陽市的交通運輸、倉儲及郵政業(yè)對經(jīng)濟的影響最大3，這說明沈陽市的第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速。在今后的發(fā)展中沈陽市應該繼續(xù)優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構，調整經(jīng)濟策略，從根本上刺激經(jīng)濟的穩(wěn)步增長。同時也有利于公共環(huán)境的改善和人均收入的提升，進一步增強人們的幸福感和歸屬感。
參考文獻：
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第3篇：固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計分析范文
【摘要】為了探究和分析我國國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響因素，本文根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》的近年數(shù)據(jù)，利用多元回歸分析法，把財政支出，進出口總額，固定資產(chǎn)投資，能源消耗總量，社會消費品零售總額，就業(yè)人數(shù)和居民消費水平等作為解釋變量，分析這些解釋變量與國內(nèi)生產(chǎn)總值的關系。進行回歸分析利用SPSS16.0，計算并輸出結果。利用統(tǒng)計檢驗，確定最佳模型，從而提出一些建議。
【關鍵詞】GDP；統(tǒng)計檢驗；回歸模型
一、引言
國民經(jīng)濟作為一個復雜的綜合體，它的影響因素一直是人們討論和研究的話題。通過對相關的研究文獻的梳理，發(fā)現(xiàn)許多研究都是一個角度如財政收入和能源消耗總量等，很少從多角度，多因素來分析和探究GDP的影響因素。因此，本文從中國這一大宏觀環(huán)境入手，采用多角度，多因素的方法來探究GDP的因素，來添補國內(nèi)對此研究的空位，并建立回歸方程，為我國GDP的增長提供建議和指導。
根據(jù)西方經(jīng)濟中關于國民收入核算的經(jīng)典理論，我們建立以國內(nèi)生產(chǎn)總值為因變量的線性回歸模型，引入財政支出，進出口總額，固定資產(chǎn)投資，能源消耗總量，社會消費品零售總額，就業(yè)人數(shù)和居民消費水平作為自變量，對GDP的影響作實證分析，試圖揭示這幾個變量對GDP的影響程度。
二、數(shù)據(jù)來源、變量及原始數(shù)據(jù)
數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站上的《中國統(tǒng)計年鑒2010》提供的1995-2009年的中國的國內(nèi)生產(chǎn)總值與財政支出，進出口總額，固定資產(chǎn)投資和能源消耗總量，社會消費品零售總額，就業(yè)人數(shù)和居民消費水平。自變量包括財政支出（X1），進出口總額（X2），固定資產(chǎn)投資（X3）和能源消耗總量（X4），社會消費品零售總額（X5），就業(yè)人數(shù)（X6）和居民消費水平（X7）。其中，國內(nèi)生產(chǎn)總值和居民消費水平都是按當年計算出來的。在財政支出中，2000年以前不包括國內(nèi)外債務還本付息支出和利用國外借款收入安排的基本建設支出。從2000年起財政支出中包括國內(nèi)外債務付息支出。
三、模型構建及分析
線性回歸分析是研究因變量和自變量之問變動比例關系的一種方法，一般數(shù)學模型為Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6+β7X7+ε （1）
其中，β0、β1、β2、β3、β4、β5、β6和β7為待定系數(shù)，ε為隨機誤差項，數(shù)據(jù)的分析處理使用SPSS16.0統(tǒng)計分析軟件。
1.模型的構建
GDP與財政支出、進出口總額、固定資產(chǎn)投資、能源消耗總量、社會消費品零售總額、就業(yè)人數(shù)和居民消費水平的相關系數(shù)都大于0.9.雙邊檢驗的顯著性概率值均為p=0.000<α=0.01，說明GDP與財政支出、進出口總額、固定資產(chǎn)投資、能源消耗總量、社會消費品零售總額、就業(yè)人數(shù)和居民消費水平之間呈正線性相關關系，且相關性特別顯著。
判決系數(shù)和修正判決系數(shù)都為1，說明模型的擬合程度很高；在對回歸方程的顯著性檢驗中，F(xiàn)檢驗的統(tǒng)計量的顯著性概率值p=0.000<α=0.01，說明七元線性回歸方程高度顯著；但在對回歸系數(shù)的顯著性檢驗中，居民消費水平回歸系數(shù)的t檢驗的統(tǒng)計量的顯著性概率值分別為0.011小于α=0.05，說明居民消費水平對GDP的影響特別顯著；但財政支出、進出口總額、固定資產(chǎn)投資、能源消耗總量、社會消費品零售總額、就業(yè)人數(shù)對GDP的影響不顯著。
由計算所得的判決系數(shù)及檢驗結果可以看出，GDP與財政支出、進出口總額、固定資產(chǎn)投資、能源消耗總量、社會消費品零售總額、就業(yè)人數(shù)和居民消費水平呈顯著的線性相關關系。但建立在的多元線性回歸方程中僅居民消費水平與GDP間存在著較顯著的線性關系，GDP與其他的影響因素的線性關系部顯著。
以上分析結果表明，采用七元線性回歸分析模型來描述GDP與財政支出、進出口總額、固定資產(chǎn)投資、能源消耗總量、社會消費品零售總額、就業(yè)人數(shù)和居民消費水平關系是合適的。由此得出的七元線性回歸方程為為Y=89085.443+0.465X1+0.428X2+0.491X3-.308X4-.436X5-1.066X6+30.405X7+ε （2）
2.對建立方程模型系數(shù)的進行統(tǒng)計意義和經(jīng)濟意義的解釋
回歸系數(shù)表示當其他自變量不變的條件下，其對應的自變量的單位變動對因變量平均值的影響。
如X7的統(tǒng)計意義；在X1，X2，X3，X4，X5，和X6保持不變的的情況下，X7每增加一個單位，Y平均增加30.405個單位經(jīng)濟意義；財政支出、進出口總額、固定資產(chǎn)投資、能源消耗總量、社會消費品零售總額、就業(yè)人數(shù)保持不變的的情況下，居民消費水平每增加1億元，GDP平均增加30.405億元。
四、結論
1. 模型結果分析
（1）通過上述分析，我們選取了7個因素作為分析，但最終只有1個因素進入模型，從模型上看出來，居民消費水平是影響GDP最顯著的因素。
（2）根據(jù)先驗信息，財政支出，進出口總額，固定資產(chǎn)投資，能源消耗總量，社會消費品零售總額，就業(yè)人數(shù)和居民消費水平都與GDP存在正相關的關系。而我們從得出的模型來看，僅居民消費水平是影響GDP最顯著的因素。但該統(tǒng)計和模型結果并不是說這些因素對GDP沒有影響，只是因為在理論上這些因素在模型中沒有通過模型檢驗，對GDP影響是那么顯著。
2.建議
通過該模型的研究，我們可以從中找到影響GDP的因素，以此來為我國GDP的增長提供了參考的模型。并對相應的問題提供了解決辦法。
（1）我們知道消費，出口和投資是拉動我國GDP的三架馬車。通過該模型的研究，居民消費水平是影響GDP最顯著的因素，我們從理論上驗證了這一觀點。因此，為了拉動GDP的增長，政府應該鼓勵和刺激居民消費。如政府可以通過減免稅收，降低儲存利率，提高居民收入和工資等的措施來提高居民購買力和刺激居民消費。
（2）通過該模型的研究，我們發(fā)現(xiàn)GDP的增長和能源消耗總量呈負相關的關系。在經(jīng)濟發(fā)展和創(chuàng)造國民財富時，能源的消耗是必不可少的，但不合理的，過度的消耗則會損失國民財富。這與我國現(xiàn)在能源大量消耗，資源不合理的利用的事實相符合。因此，為了避免國民財富的損失，在創(chuàng)造財富的同時，我們應該合理和循環(huán)利用資源并積極進行科技創(chuàng)新，開發(fā)新能源，制定節(jié)約措施。改變傳統(tǒng)的能源和資源利用開發(fā)方式，從而減少經(jīng)濟發(fā)展所造成的對能源消耗的壓力。
（3）而其他因素在理論上與GDP聯(lián)系密切，這表明我國經(jīng)濟體擴制還有待于完善。
參考文獻
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第4篇：固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計分析范文
[關鍵詞]后勤部門設備；鍋爐；計算機控制；節(jié)能減排；經(jīng)濟效能；固定資產(chǎn)
中圖分類號：TG240 文獻標識碼：A 文章編號：1009-914X（2016）19-0000-01
0.引言
鐵路后勤部門設備固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計是鐵路統(tǒng)計工作的重要組成部分，是鐵路后勤設備更新改造重要手段。近年來，由于投資主體對投資進度信息的需求不斷提高，客觀上對投資統(tǒng)計工作提出了更高的要求。為了進一步適應鐵路后勤部門設備信息化發(fā)展的基本需求，為各級建設組織單位和投資主體提供全面及時準確的決策支持信息，迫切需要加快鐵路后勤板塊設備固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計信息化建設的研究工作。
1.鐵路后勤部門設備固定資產(chǎn)信息化管理必要性
1.1信息管理方法及合理配置，有利于企業(yè)，尤其是有利于經(jīng)濟和社會的快速發(fā)展，通過設備固定資產(chǎn)，企業(yè)支出將逐漸增加，經(jīng)濟規(guī)模也逐漸將擴大，公司需要進一步擴大規(guī)模。在設備固定資產(chǎn)分配的基礎上，如果不能有效管理設備固定資產(chǎn)，如設備固定資產(chǎn)的數(shù)量和分布閑置的設施數(shù)據(jù)的充分理解，將不利于有效地分配設備固定資產(chǎn)，因此，設備固定資產(chǎn)信息管理模式是有效的管理模式，將有助于提高設備固定資產(chǎn)管理的效率。
1.2通過信息管理的方式，來加強對設備固定資產(chǎn)的監(jiān)測，將有助于防止設備固定資產(chǎn)的無形損失，它不僅可以規(guī)范資產(chǎn)管理計劃，同時也完善資產(chǎn)管理模式，減少投資的盲目性，提高設備固定資產(chǎn)管理效率和水平，以確保資產(chǎn)的有效運作，并增加其投資價值。
2.現(xiàn)代鐵路后勤管理信息系統(tǒng)存在問題
現(xiàn)行的鐵路后勤管理信息系統(tǒng)存在以下幾方面的問題
（1）設置僵化，靈活性不足。現(xiàn)行解決方案很難適應數(shù)據(jù)指標隨時變動的需要，不便于用戶根據(jù)組織單位情況進行調整和修改。
（2）數(shù)據(jù)格式不統(tǒng)一，共享困難。系統(tǒng)所需的大量基礎數(shù)據(jù)主要還是依靠人工錄入，已有電子數(shù)據(jù)或辦公自動化軟件產(chǎn)生的數(shù)據(jù)難以直接調用，大量低技術含量的勞動重復率較高，資源、人力和時間浪費嚴重。
（3） 形成信息孤島，難與外界溝通。按單項或少數(shù)幾項業(yè)務開發(fā)的后勤管理信息系統(tǒng)，通常只能對內(nèi)部的局部信息進行收集、處理與檢索，對組織機構之間的外部信息未給予足夠重視，致使信息資源的開發(fā)利用存在著嚴重封閉性。
3.鐵路后勤部門設備固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計分析系統(tǒng)主要功能設計
鐵路后勤部門設備固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計分析系統(tǒng)主要包括系統(tǒng)初始化、項目管理、臺賬交互、數(shù)據(jù)錄入、數(shù)據(jù)收審、報表處理、字典維護、系統(tǒng)設置等功能。
（1）系統(tǒng)初始化主要實現(xiàn)報告期內(nèi)項目數(shù)據(jù)的初始化操作，可以通過計劃文件導入、上級單位下發(fā)項目字典導入、讀取上期項目3個途徑完成。
（2）項目管理主要實現(xiàn)項目定義的增加、刪除、修改，項目分解、計劃匯總、特征值定義、項目導出等功能。
（3）臺賬交互主要實現(xiàn)系統(tǒng)與基層站段更新改造臺賬之間的雙向數(shù)據(jù)交互，主要包括設置項目導出類型、項目庫定義轉臺賬、臺賬錄入、臺賬完成數(shù)據(jù)轉項目庫等功能。
（4）數(shù)據(jù)錄入主要實現(xiàn)投資完成數(shù)據(jù)的采集，包括設備更新改造月報、月快報、年報中指標的錄入。
（5）數(shù)據(jù)收審主要實現(xiàn)將下級上報的數(shù)據(jù)文件進行反解壓和反序列化操作之后向用戶提供數(shù)據(jù)查看、修改、入庫等功能。
（6）報表處理主要實現(xiàn)項目數(shù)據(jù)匯總、數(shù)據(jù)四舍五入、報表查詢打印、上報基礎庫、上報更改綜
4.后勤設備鍋爐信息化管理
由于鐵路后勤設備種類繁多，本文挑選鍋爐這一大型重要設備為例進行闡述，如何對后勤設備進行信息化管理。
鍋爐計算機控制系統(tǒng)，一般由以下幾部分組成，即由鍋爐本體、一次儀表、微機、手自動切換操作、執(zhí)行機構及閥、滑差電機等部分組成。一次儀表將鍋爐的溫度、壓力、流量、氧量、轉速等量轉換成電壓、電流等送入計算機，手自動切換操作部分，手動時由操作人員手動控制，用操作器控制滑差電機及閥等，自動時對計算機發(fā)出控制信號經(jīng)執(zhí)行部分進行自動操作。計算機對整個鍋爐的運行進行監(jiān)測、報警、控制以保證鍋爐正常、可靠地運行，除此以外為保證鍋爐運行的安全，在進行計算機系統(tǒng)設計時，對鍋爐水位、鍋爐汽包壓力等重要參數(shù)應設置常規(guī)儀表及報警裝置，以保證水位和汽包壓力有雙重甚至三重報警裝置，這是必不可少的，以免鍋爐發(fā)生重大事故。
4.1 爐膛負壓為主調量的特殊燃燒自動調節(jié)系統(tǒng)
鍋爐燃燒過程有三個任務：給煤控制與空氣比例使空氣過剩系數(shù)在1. 08左右、給風控制，爐膛負壓控制。保持煤氣燃燒過程的經(jīng)濟性、維持爐膛負壓，爐膛負壓Pf的大小受引風量、鼓風量與煤氣量（壓力）三者的影響。爐膛負壓太小，爐膛向外噴火和外泄漏高爐煤氣，危及設備與運行人員的安全。負壓太大，爐膛漏風量增加，排煙損失增加，引風機電耗增加。根據(jù)多年的人工手動調節(jié)摸索，6. 5t/h鍋爐的Pf=100Pa來進行設計。調節(jié)是初始狀態(tài)先由人工調節(jié)空氣與煤氣比例，達到理想的燃燒狀態(tài)，在引風機全開時達到爐膛負壓100Pa，投入自動后，只調節(jié)煤氣蝶閥，使壓力波動下的高爐煤氣流量趨于初始狀態(tài)的煤氣流量，來保持燃燒中高爐煤氣與空氣比例達到最佳狀態(tài)。
4.2 鍋爐水位調節(jié)控制系統(tǒng)
汽包水位是鍋爐安全運行的重要參數(shù)，水位過高，會破壞汽水分離裝置的正常工作，嚴重時會導致蒸汽帶水增多，增加在管壁上的結垢和影響蒸汽質量。水位過低，則會破壞水循環(huán)，引起水冷壁管的破裂，嚴重時會造成干鍋，損壞汽包。所以其值過高過低都可能造成重大事故。它的被調量是汽包水位，而調節(jié)量則是給水流量，通過對給水流量的調節(jié)，使汽包內(nèi)部的物料達到動態(tài)平衡，變化在允許范圍之內(nèi)，由于鍋爐汽包水位對蒸氣流量和給水流量變化的響應呈積極特性。汽包水位控制系統(tǒng)，實質上是維持鍋爐進出水量平衡的系統(tǒng)。它是以水位作為水量平衡與否的控制指標，通過調整進水量的多少來達到進出平衡，將汽包水位維持在汽水分離界面最大的汽包中位線附近，以提高鍋爐的蒸發(fā)效率，保證生產(chǎn)安全。由于鍋爐水位系統(tǒng)是一個設有自平衡能力的被控對象，運行中存在虛假水位現(xiàn)象，實際中可根據(jù)
情況采用水位單沖量、水位蒸汽量雙重量和水位、蒸汽量、給水量三沖量的控制系統(tǒng)。
4.3 監(jiān)控管理系統(tǒng)
以上控制系統(tǒng)一般由PLC或其它硬件系統(tǒng)完成控制，而在上位機中要完成以下功能。
（1） 實時準確檢測鍋爐的運行參數(shù).
（2） 綜合及時發(fā)出控制指令
（3） 診斷故障與報警管理
（4） 記錄運行參數(shù)
（5） 計算運行參數(shù)
第5篇：固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計分析范文
關鍵詞：產(chǎn)業(yè)轉移 就業(yè)變化 影響因素 區(qū)域發(fā)展 勞動力
引言
伴隨改革開放和發(fā)展的深入，東部率先發(fā)展、中部崛起、西部大開發(fā)等戰(zhàn)略的相繼實施，東部發(fā)達地區(qū)的勞動密集型產(chǎn)業(yè)呈向中西部地區(qū)轉移的態(tài)勢。在此發(fā)展的大背景和相關條件下，中西部地區(qū)一些省市的經(jīng)濟發(fā)展加快，提高了城鎮(zhèn)化、工業(yè)化、城市化水平。2003 年中西部地區(qū)的工業(yè)增加值年增速開始趕超東部地區(qū)省市，人均 GDP 基尼系數(shù)呈下降趨勢，中西部和東部的經(jīng)濟差距在某種程度上不斷縮小，林毅夫（2003）等學者認為我國的區(qū)域經(jīng)濟結構表現(xiàn)出明顯的條件β收斂；勞動力的流動方向受產(chǎn)業(yè)轉移、區(qū)域經(jīng)濟差距縮小等的影響發(fā)生了一些轉變，如大量而典型的農(nóng)民工更傾向于到家鄉(xiāng)就業(yè)，一些學者也對此作了研究，有學者認為東部地區(qū)的勞動力規(guī)模會逐漸穩(wěn)定，農(nóng)村勞動力集中在中西部地區(qū)。
在區(qū)域發(fā)展與差距、產(chǎn)業(yè)轉移、勞動力流動的動態(tài)背景下，我國區(qū)域就業(yè)的發(fā)展態(tài)勢和分布有何發(fā)展態(tài)勢；基于不同地區(qū)、省市和城市的資源、產(chǎn)業(yè)、政府支持和對外開放等存在一定差異，在不同的地區(qū)中相關因素與就業(yè)機制是否具有差異性，影響機制如何，對于這些問題，在目前的文獻中研究相對匱乏，因此，對于多因素區(qū)域比較和產(chǎn)業(yè)轉移的綜合性方面值得進行深入的研究，具有現(xiàn)實意義。
相關變量選取及統(tǒng)計分析
（一）相關變量選取分析
根據(jù)上述分析，并結合相關文獻，我們選擇了城鎮(zhèn)就業(yè)人員的年增長率作為被解釋變量，分析1999-2011年省域非農(nóng)就業(yè)量的變動，選取以下外商投資、固定資產(chǎn)投資等作為解釋變量，進行分析與假設。
第一，以政府預算內(nèi)投資占全社會固定資產(chǎn)投資的比重（GIV），來衡量政府參與經(jīng)濟活動度，驗證政府行為對就業(yè)變動的影響程度。無論在何時，政府都在最大限度地增進就業(yè)，制定好宏觀經(jīng)濟發(fā)展目標，政府依據(jù)相應的宏觀調控理論，通過制定財政和貨幣政策進而影響就業(yè)，特別是在經(jīng)濟發(fā)展的波動時期，擴張的財政政策可有效地拉動就業(yè)。由于地理歷史等原因，我國各個區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展出現(xiàn)了非平衡性，比較明顯的是在中西部地區(qū)投資乏力，主要是依靠國家的支持、依靠政府財政投資來積極地增加就業(yè)能力；我國的東部地區(qū)在市場發(fā)育上較為完善，擁有一定量的私人投資，如果政府投資增加，可能會“擠占”私人投資，對就業(yè)的影響不那么明顯。
第二，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員占總就業(yè)人員的比重（IND），表示了產(chǎn)業(yè)結構作為一個變量因素對就業(yè)變動的影響度，產(chǎn)業(yè)結構不相同，相異的經(jīng)濟規(guī)模可以產(chǎn)生相異的就業(yè)容量。從國外發(fā)達國家來看，國外西方國家拉動就業(yè)主要依靠第三產(chǎn)業(yè)。當前，我國正在工業(yè)化進程中，重化工業(yè)比重大，資本密集型產(chǎn)業(yè)特征明顯，第二產(chǎn)業(yè)對就業(yè)的吸納效率不高，但第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)彈性大，促進就業(yè)的效率較高。
第三，外商直接投資占GDP的比重（FDI）這里包括基礎設施環(huán)境、公共服務效率、制度建設、對外開放程度等，可以衡量一個地區(qū)賴以承接產(chǎn)業(yè)轉移的投資環(huán)境及對外開放度。從某種程度上說，F(xiàn)DI投入不僅可在較長的時期中擴大一個區(qū)域的產(chǎn)業(yè)規(guī)模和增加就業(yè)數(shù)量，而且可帶來先進的生產(chǎn)技術和管理經(jīng)驗，彌補建設資金，在寬度和廣度上增加就業(yè)能力；當然，事情都有兩面性，F(xiàn)DI也能產(chǎn)生負效應，如大量的外資涌入會限制國內(nèi)企業(yè)發(fā)展和投資，就FDI對就業(yè)的影響需要進一步確定。而一些學者如蔡興等（2009）認為就我國來看，F(xiàn)DI對中西部就業(yè)促進要大于東部。
第四，固定資產(chǎn)投資（INV），反映了產(chǎn)業(yè)轉移與承接效應，從一般意義上說，往內(nèi)地轉移的低附加值制造業(yè)、勞動密集型產(chǎn)業(yè)會給中西部地區(qū)帶來積極影響，影響和導致了擴大承接地的產(chǎn)業(yè)規(guī)模，表現(xiàn)為一個區(qū)域內(nèi)增加了固定資產(chǎn)投資，從近年來的實際發(fā)展來看，擴大的承接地吸引產(chǎn)業(yè)規(guī)模、增加的固定資產(chǎn)投資，成為拉動就業(yè)增長的直接動力。就此一些學者也做了研究，如于愛晶（2004）認為我國投資每提高1%，就業(yè)增長0.14%，一些學者認為有時資本投入會形成對勞動要素的“替代”，當然由于我國各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展等的異質性，在東中西部地區(qū)，擴大的產(chǎn)業(yè)規(guī)模對促進就業(yè)效率會表現(xiàn)出差異。
第五，期初城鎮(zhèn)就業(yè)人員的增長率（FEMP），本文借鑒郭力（2012）等文獻，本文選取期初 1998 年各省域城鎮(zhèn)就業(yè)人員的增長率作為驗證區(qū)域就業(yè)β收斂的指標，如指標系數(shù)為負，各省域在 1999-2011年的就業(yè)增長率與其初始就業(yè)水平呈負相關，這表明在這一時期，期初的時候就業(yè)增長速度較低的省份擁有較高的就業(yè)增長率，就業(yè)量經(jīng)歷了動態(tài)收斂過程，該系數(shù)絕對值越大，表明區(qū)域就業(yè)收斂速度越快。
（二）相關變量統(tǒng)計分析
近年來，伴隨我國改革開放的深入發(fā)展，特別是打工潮的掀起，我國非農(nóng)就業(yè)量呈持續(xù)不斷攀升的態(tài)勢，就業(yè)量的年均增長率在 5% 左右，我國各個?。ㄊ?、自治區(qū)）就業(yè)增長率的離異系數(shù)由2001 年最高的 4.6下降到 2007 年的0.98（郭力，2012），表明了我國各省份之間的就業(yè)差距呈持續(xù)縮小的態(tài)勢；2002 年前后，就業(yè)增長率經(jīng)歷了一個較明顯的轉折，可在構建模型中考慮時間虛變量，虛擬變量在2002 年之前取 0，之后取 1。如果更深入的分析，可知影響就業(yè)的各個解釋變量表現(xiàn)出較為明顯的區(qū)域差異，一是伴隨著東部沿海地區(qū)的產(chǎn)業(yè)加速轉移內(nèi)地，中西部地區(qū)的固定資產(chǎn)投資開始加速追趕東部地區(qū)，如1999-2007 年，中西部各省平均固定資產(chǎn)投資額占全國平均水平由62.31%上升到了71.85%；從全國的FDI的區(qū)域布局來看，呈“東高西低”態(tài)勢，東部地區(qū)依靠天然的區(qū)位條件、人力資本、基礎設施、對外開放等具有吸引 FDI 的優(yōu)勢和天然條件，21世紀以來，內(nèi)地一些省市吸引 FDI 呈上升態(tài)勢，F(xiàn)DI 占 GDP 的比重不斷增大，中西部地區(qū)的各省市在投資環(huán)境、基礎設施、對外開放度等方面與東部的差距不斷縮?。痪彤a(chǎn)業(yè)結構來看，東部地區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)比較明顯的高于中西部地區(qū)，表明我國產(chǎn)業(yè)結構升級具有梯度特征；從工業(yè)化發(fā)展程度來看，東部地區(qū)已表現(xiàn)出后工業(yè)化時代特征，中西部處于工業(yè)化初期和起步階段；從政府預算內(nèi)投資占全社會固定資產(chǎn)投資的比看，由于各地區(qū)政府活力和參與度相異，不同地區(qū)政府參與經(jīng)濟活動的程度具有較明顯的差異，處于急于發(fā)展的需要，中西部地區(qū)政府參與經(jīng)濟活動的強度高于全國平均水平，承擔了更為重要的責任；東部地區(qū)處于資本的優(yōu)勢更依賴私人投資積累資本的階段，以促進經(jīng)濟增長。
模型構建及實證分析
根據(jù)上述分析，為提高實證分析的合理性、時效性和實用性，綜合所選取指標，借鑒郭力（2012）等文獻，構建模型如下：
EMPRit=β0+β1FEMPi+β2ETIMEt+β3 INVit+β4FDIit+β5GIVit+β6INDit+βit
其中，i表示全國 31個省、市、自治區(qū)，t為1999-2011年的時間序列，數(shù)據(jù)選自于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國勞動統(tǒng)計年鑒》等。根據(jù)結構參數(shù)與不同截面單位關系，數(shù)據(jù)模型可分為變截距和變系數(shù)模型，基于各省份差別體現(xiàn)在總量方面，F(xiàn)檢驗后采用變截距模型，Hausman檢驗結果模型采用個體隨機效應。基于不同區(qū)域的經(jīng)濟異質性，對區(qū)域數(shù)據(jù)進行回歸，模型估計結果如表1，可知F值顯示 3 個模型都通過了1%水平下的顯著性檢驗，D.W 值大多數(shù)變量通過了顯著性檢驗，適合作實證分析。
從上述的驗證分析可知，F(xiàn)EMP系數(shù)值為負，中西部地區(qū)的絕對值大于東部，表明1999-2011年間，全國區(qū)域就業(yè)β收斂特征，在國家戰(zhàn)略如西部大開發(fā)等的推動下，中西部地區(qū)加快了產(chǎn)業(yè)內(nèi)遷，迅速提高了城市化水平，吸納就業(yè)與東部地區(qū)差距縮小，更凸顯了內(nèi)地勞動力的稟賦優(yōu)勢，增強了中西部承接、發(fā)展勞動密集型產(chǎn)業(yè)的競爭優(yōu)勢，有利于區(qū)域經(jīng)濟的均衡發(fā)展。DTIME結果顯示2002 年前后我國就業(yè)增長率的顯著飛躍，并且中西部的就業(yè)增速平均提高了4.70%，高于東部2.99，驗證了 2004 年以來勞動力“回流潮”現(xiàn)象有區(qū)域就業(yè)結構變動的原因，東部沿海地區(qū)的“用工荒”更加嚴重。固定資產(chǎn)投資對于就業(yè)變動具有正向影響，中西部的就業(yè)貢獻更為明顯。FDI 占 GDP 的比對全國和中西部的就業(yè)變動有顯著的正向影響，但對東部則相異。第三產(chǎn)業(yè)人員占全部就業(yè)人員比對就業(yè)的影響效應具有地區(qū)差異，東部地區(qū)具有顯著的正向作用，中西部并不明顯，當前我國第三產(chǎn)業(yè)值占 GDP 的比約40%，未來東部地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)拉動就業(yè)有較大的空間。GIV結果表明政府財政力量在就業(yè)增長中發(fā)揮重要作用，投資比每提高1%，拉動就業(yè)增長率0.17%，中西部地區(qū)表現(xiàn)顯著，東部地區(qū)并沒有出現(xiàn)。
結論與對策
近年來，我國產(chǎn)業(yè)轉移加快，1999-2011年我國各省份就業(yè)有β收斂特征，2002 年經(jīng)歷了就業(yè)明顯飛躍，如固定資產(chǎn)投資、政府行為等影響就業(yè)的因素在中西部和東部的區(qū)域差異明顯。
因而，未來我國要平衡經(jīng)濟發(fā)展，促進勞動力發(fā)展。一是要積極并合理調整產(chǎn)業(yè)梯度轉移，優(yōu)化和調整產(chǎn)業(yè)發(fā)展布局，形成 “大國雁陣”式產(chǎn)業(yè)分工格局，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)的換代升級。二是合理引導勞動力回流，構建勞動力和產(chǎn)業(yè)的良性互動機制，實現(xiàn)可持續(xù)的區(qū)域互動發(fā)展機制。三是中西部地區(qū)重視改善投資環(huán)境，積極擴大對外開放度，鼓勵、引導勞動密集型的 FDI 更多地流向中西部地區(qū)，高效地利用勞動力資源，最大限度地促進就業(yè)。四是發(fā)揮政府財政投資的就業(yè)促進，政府應在中西部發(fā)展中起到關鍵的作用，關鍵是向基礎設施和公共服務等傾斜，東部地區(qū)政府應更多依靠市場機制，引導私人投資。
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第6篇：固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計分析范文
中國經(jīng)濟目前尚處于初級發(fā)展階段，經(jīng)濟增長具有典型的要素拉動特征。經(jīng)濟發(fā)展需要刺激投資需求，最終消費需求的形成也有賴于加大投資力度，投資與消費雙管齊下，投資需先行。因此，國民經(jīng)濟的高速增長離不開投資的持續(xù)增長。從理論上講，投資增長率和經(jīng)濟增長率具有一種正向的關聯(lián)關系。
一般認為，建設投資是國民經(jīng)濟增長的強大拉動因素。幾乎所有國家的政府都會在經(jīng)濟不景氣的時期，將建設投資作為刺激經(jīng)濟增長的工具。加大建設投資的規(guī)模，既可增加就業(yè)機會和國民可支配收入、擴大內(nèi)需，又可以直接帶動當前的經(jīng)濟增長，為新一輪的經(jīng)濟增長奠定物質基礎。西方學者的研究表明：建設投資在經(jīng)濟發(fā)展中扮演著非常重要的角色，尤其是在發(fā)展中國家，建設投資在這些國家的整體投資中的比率甚至達到了20%(Kessedes,1995)。
我國大量的文獻也討論了建設投資對國民經(jīng)濟的重要作用，但是，真正能夠揭示建設投資與經(jīng)濟增長之間的數(shù)量關系的研究成果卻極少。中國發(fā)展研究院曾經(jīng)做過一項研究，發(fā)現(xiàn)在中國經(jīng)濟中固定資產(chǎn)投資是決定社會需求的最積極的因素。因此，增加固定資產(chǎn)投資可以作為刺激經(jīng)濟活動的主要手段（中國發(fā)展研究院，1997）。雖然還有其他一些關于建設投資對中國經(jīng)濟增長重要性的研究，但是，這些研究大部分還處在定性階段，很少能夠指出建設投資對中國經(jīng)濟發(fā)展的貢獻水平。本研究就致力于找到其對中國經(jīng)濟發(fā)展拉動水平的具體數(shù)量關系。
二、數(shù)據(jù)和模型
在本研究中，建設投資對國民經(jīng)濟的拉動作用是指以一定速度增長的建設投資所拉動GDP的增長量或增長率。GDP是衡量一個國家或地區(qū)經(jīng)濟水平的重要指標和方法。它是指一個國家或地區(qū)在一年內(nèi)所有常住單位生產(chǎn)活動的最終成果的價值形態(tài)。另外本研究涉及的指標還有固定資產(chǎn)投資和建筑安裝工程投資。
固定資產(chǎn)投資(FAI)是衡量一個國家或地區(qū)在一年內(nèi)在固定資產(chǎn)方面投資總量的指標，它同樣也能夠以價值形態(tài)反映固定資產(chǎn)建造和購買活動的總量，是反映固定資產(chǎn)投資規(guī)模、速度、比例關系和使用方向的綜合性指標。固定資產(chǎn)投資可以根據(jù)國家的投資計劃分為基本建設投資、更新改造投資、房地產(chǎn)開發(fā)投資和其他固定資產(chǎn)投資四部分。本文采用這個指標來代表宏觀意義上的建設投資水平，既包括建水壩、修公路這些大型的土木工程項目，也包括住宅和商業(yè)房地產(chǎn)項目的開發(fā)，同時，還涉及各類建筑物、構筑物和大型設備的修繕和改造。
固定資產(chǎn)投資活動按其工作內(nèi)容和實現(xiàn)方式可以分為建筑安裝工程，設備、工具、器具購置，其他費用三個部分。在本文中也將建筑安裝工程投資(CI)作為衡量建設投資活動對國民經(jīng)濟增長拉動作用的一個變量，它是指各種房屋、建筑物的建造和各種設備裝置的安裝工程投資。建筑安裝工程投資比固定資產(chǎn)投資的范圍小一些，可以代表一年內(nèi)國民經(jīng)濟中的建筑工作量，是一個衡量建設活動水平更為合適的指標。
本研究擬采用動態(tài)計量經(jīng)濟學所倡導的誤差修正模型來描述建設投資和國民經(jīng)濟的相互作用。建立經(jīng)濟學模型的傳統(tǒng)方法主要是以理論為導向，依據(jù)某種已經(jīng)存在的經(jīng)濟理論或者已經(jīng)提出的對經(jīng)濟行為規(guī)律的某種解釋設定模型的總體結構，這種建模途徑對先驗的經(jīng)濟理論有很強的依賴性。這種建模方法在20世紀70年代的經(jīng)濟動蕩前屢次預測失靈，促使人們尋求另外的建模方法。20世紀70年代末80年代初，以英國經(jīng)濟學家D·F·Hendry為代表，提出了動態(tài)建模的方法，交替利用經(jīng)濟理論和經(jīng)濟數(shù)據(jù)提供的信息，在協(xié)整理論的基礎上建立反映變量短期波動和長期均衡的誤差修正模型(D·Hendry,1998)。
一般經(jīng)濟變量都可以用時間序列來表示，如果它的均值和方差都不隨時間變化，就稱這個序列是穩(wěn)定序列。如果一個序列在成為穩(wěn)定序列之前必須經(jīng)過d次差分，則稱該序列是d階單整。按照協(xié)整理論，幾個同階單整的時間序列之間可能存在著一種長期的穩(wěn)定關系，其線性組合可以降低單整階數(shù)，即所謂的協(xié)整關系。誤差修正模型就是建立在這種理論之上的。以GDP和建筑安裝投資(CI)為例，若GDP和CI具有協(xié)整關系，則它們之間的關系可以寫作一般的自回歸分布滯后的表達式：
附圖
和CI之間存在的長期均衡關系。于是GDP的短期波動被分為兩部分：一部分是長期均衡，一部分是短期波動。一般（β[,2]-1）都會小于0，因此，若(t-1)時刻GDP大于其長期均衡解，γecm[,t-1]為負值，使GDP[,t]減少；若(t-1)時刻GDP小于其長期均衡解，γecm[,t-1]為正值，使GDP[,t]增加。體現(xiàn)了長期均衡誤差對GDP的控制。
以不變價格表示的流量指標一般是一階單整。固定資產(chǎn)投資、建筑安裝投資和國內(nèi)生產(chǎn)總值都是流量指標，一般情況下屬于一階單整，它們之間可以存在這種長期穩(wěn)定的關系，同時，固定資產(chǎn)投資、建筑安裝投資的短期的變動又會對國內(nèi)生產(chǎn)總值產(chǎn)生短期的影響。因此，國內(nèi)生產(chǎn)總值的變動既受固定資產(chǎn)投資、建筑安裝投資短期變動的直接影響，又受兩者之間長期穩(wěn)定關系的調整，可以建立誤差修正模型來討論這種關系：
附圖
表明如果FAI變化了1%，GDP將變化β[,1]%。α[,1]同理?？梢姼鱾€系數(shù)具有很強的經(jīng)濟意義。
本研究中的數(shù)據(jù)都來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。數(shù)據(jù)自1981年始，且已經(jīng)折算為1981年不變價，這樣可以去除通貨膨脹的影響，更好地反映數(shù)據(jù)內(nèi)在的規(guī)律性。在本研究中，采用SPSS軟件包進行統(tǒng)計分析。各年的數(shù)據(jù)如下；
表1固定資產(chǎn)投資、建筑安裝投資與國內(nèi)生產(chǎn)總值
（1981-1999年，單位：億元）
附圖
注：1.所有數(shù)據(jù)均為1981年不變價；2.數(shù)據(jù)來源：《中國統(tǒng)計年鑒2000》。
三、建立誤差修正模型
（一）方程的初步設定和簡化
一般來講，在經(jīng)濟數(shù)據(jù)中，以不變價格表示流量的序列往往表現(xiàn)為一階單整。因此，從理論上判斷，LnGDP、LnFAI和LnCI序列都應該是一階單整。采用Dickey和Fuller于1979年、1980年提出的ADF方法進行單整檢驗結果也表明，的確如此。
然后，可以將方程設定為一般的自回歸分布滯后模型。模型的右邊包括被解釋變量的滯后、解釋變量及其時間滯后項。對于固定資產(chǎn)投資方程，首先設定為：
附圖
用最小二乘法估計這兩個自回歸分布滯后方程，采用逐步回歸(Stepwise)方法，剔除不顯著的變量。
在固定資產(chǎn)投資方程中，LnGDP[,t-1]、LnFAI[,t]和LnFAI[,t-1]被引入方程。估計得到的方程為：
附圖
可見方程的顯著性很高，完全可以通過檢驗。常數(shù)項的t值很小，并不顯著。（由于此方程對后面的過程只有理論上的意義，因此不必剔除常數(shù)項。）其他各項系數(shù)在99%的置信水平下顯著不為0。該方程的殘差類似白噪聲。
在建筑安裝投資方程中，也是LnGDP[,t-1]、LnCI[,t]和LnCI[,t-1]被引入方程。估計得到的方程為：
附圖
方程的顯著性很高，完全可以通過檢驗。常數(shù)項的t值很小，也不顯著。其他各項都在99%的顯著性水平下顯著不為0。該方程的殘差類似白噪聲。
可以看到，以上兩個方程中LnFAI[,t-1]和LnCI[,t-1]前的系數(shù)為負值。出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因是由于它們分別與LnFAI[,t]和LnCI[,t]之間存在著共線性的關系，導致兩者的系數(shù)在一定程度上能夠互相任意分配。但這對后面的研究影響不大。
（二）求長期均衡方程
下面可以用簡單的回歸分析求得長期均衡方程。對于固定資產(chǎn)投資方程，長期均衡方程為：
附圖
可見，整體顯著性明顯滿足。各項系數(shù)的顯著性檢驗均順利通過。從此均衡方程可以計算ecm序列（即殘差序列）：
附圖
AdjustedR[2]=0.982F=980.657
整體顯著性明顯滿足。各項系數(shù)的顯著性檢驗均順利通過。
ecm[,t-1]=LnGDP[,t-1]-3.228-9.793LnCI[,t-1]。
（三）建立誤差修正模型
1.固定資產(chǎn)投資方程
考慮到在初步設定的方程中LnFAI[,t]、LnFAI[,t-1]和LnGDP[,t-1]都比較顯著，在建立誤差修正模型時引入LnGDP[,t]，LnFAI[,t]，ecm[,t-1]，以保證方程的包容性。
設定誤差修正模型為：
附圖
p=0.0002，可見整體顯著性明顯滿足。
從變量顯著性檢驗來看，兩個方程的ecm[,t-1]的顯著性較低，但是，考慮到它們重要的經(jīng)濟意義，仍不將其剔除。
四、經(jīng)濟意義分析
（一）彈性分析
在以上兩個誤差修正方程中，LnFAI[,t]和LnCI[,t]前面的系數(shù)可以看作是GDP對FAI和CI的彈性系數(shù)，因此，可以根據(jù)方程的系數(shù)對它們進行彈性分析。
LnCI[,t]前的系數(shù)為0.324，這說明國內(nèi)生產(chǎn)總值對建筑安裝投資的彈性系數(shù)為0.324。當建筑安裝投資增長1%時，將帶動國內(nèi)生產(chǎn)總值增長0.324%。而LnFAI[,t]前的系數(shù)為0.317，這說明國內(nèi)生產(chǎn)總值對固定資產(chǎn)投資的彈性系數(shù)為0.317。當基本建設投資增長1%時，將帶動國內(nèi)生產(chǎn)總值增長0.317%。
這是非常重要的結論，定量地給出了建設投資對國民經(jīng)濟拉動作用的大小。可以看出，建設投資對國民經(jīng)濟的拉動效應大致是這樣一個概念，即當建設投資增長1%時，能帶動國內(nèi)生產(chǎn)總值增長大約0.32%。以往的分析往往僅限于定性，沒有反映出真正的定量關系。從兩個彈性系數(shù)可以看出，建設投資對國民經(jīng)濟的增長有很大的促進作用，彈性系數(shù)都較大。
（二）拉動效率分析
為了進一步分析建筑安裝投資和固定資產(chǎn)投資對國民經(jīng)濟拉動作用的大小，引入一個新的系數(shù)，將其稱之為“拉動效率”，它是GDP對該變量彈性系數(shù)與該變量在GDP中所占份額的比值，即附圖，D[,i]表示在此區(qū)間內(nèi)GDP對某一變量i的彈性系數(shù)，S[,i]表示某一變量i在此區(qū)間內(nèi)占據(jù)GDP的平均百分比。這樣可以排除彈性系數(shù)大小中不同變量份額因素的影響。如果q＞1，這表明某一變量在這一階段對GDP的拉動作用是積極的，超過了自身在GDP中所占據(jù)的份額，是高效率的。相反，如果q＜1，則表示這種拉動作用是消極的，少于變量自身占據(jù)GDP的份額，是低效率的。
結果如下（1981年—1999年間）：
變量D[,i]S[,i]q[,i]
CI（建筑安裝投資）0.3240.1961.652
FAI（固定資產(chǎn)投資）0.3170.3001.057
由此可見，兩者對國民經(jīng)濟的拉動作用都是很積極的，q[,i]均超過了1，建筑安裝投資更為顯著。它在國民經(jīng)濟中的份額為19.6%，而彈性系數(shù)達到了0.324%。這進一步驗證了在本文開始時所提到的定性研究的結論，建設投資在經(jīng)濟發(fā)展中扮演著非常重要的角色，是刺激經(jīng)濟活動的主要手段，能夠高效率地拉動國民經(jīng)濟的增長。
（三）誤差修正項(ECM)的分析
Ecm項系數(shù)的大小反映了對偏離長期均衡的調整力度，系數(shù)的估計值一般是負值。對于固定資產(chǎn)投資方程，Ecm前面的系數(shù)是-0.049，由此看來，調整的力度不是很大。調整的過程大致如下：
附圖
對于建筑安裝投資方程，Ecm前面的系數(shù)是-0.018，調整的力度也較小。因此，可以看出，建設投資主要以短期波動的形式來影響GDP的變化，長期均衡起的控制作用不大。這符合我國現(xiàn)階段的具體情況，我國目前正處在大規(guī)模建設的發(fā)展階段，還遠遠沒有達到建設量的穩(wěn)定和平衡，因此，目前主要是增量在起作用。
五、總結
本研究將固定資產(chǎn)投資(FAI)和建筑安裝投資投資(CI)作為對GDP產(chǎn)生拉動作用的變量，通過建立誤差修正模型得到了反映它們之間長期均衡和短期波動的表達式。從彈性系數(shù)可以看出，無論是建筑安裝投資，還是固定資產(chǎn)投資，二者對國民經(jīng)濟的拉動作用都是很明顯的，國內(nèi)生產(chǎn)總值對建筑安裝投資的彈性系數(shù)為0.324。當建筑安裝投資增長1%時，將帶動國內(nèi)生產(chǎn)總值增長0.324%。國內(nèi)生產(chǎn)總值對基本建設投資的彈性系數(shù)為0.317。當基本建設投資增長1%時，將帶動國內(nèi)生產(chǎn)總值增長0.317%。綜合起來，當建設投資增長1%時，能帶動國內(nèi)生產(chǎn)總值增長大約0.32%。從拉動效率來看，兩者對國民經(jīng)濟的拉動作用都是積極的，q[,i]均超過了1，建筑安裝投資更為顯著。
建設投資主要以短期波動的形式來影響GDP的變化，長期均衡起的控制作用不大。這主要是由于我國目前正處在大規(guī)模建設的發(fā)展階段，還遠遠沒有達到建設量的穩(wěn)定和平衡，因此，目前主要是增量在起作用。
因此，本研究的定量結果不僅驗證了很多研究者的定性結論，即建設投資在經(jīng)濟發(fā)展中扮演著非常重要的角色，是刺激經(jīng)濟活動的主要手段，能夠高效率地拉動國民經(jīng)濟的增長；而且給出了具體的拉動效應值，分析了短期波動和長期均衡各自的作用，有助于更加準確地分析建設投資對國民經(jīng)濟增長的貢獻。
收稿日期：2001-03-23
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第7篇：固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計分析范文
【關鍵字】寧夏；科技貢獻率；模型；測算分析
科技進步對經(jīng)濟增長的貢獻率是指科技進步對經(jīng)濟增長的貢獻份額。國際上通常將“科技進步貢獻率”稱為全要素生產(chǎn)率（total factor productivity，簡稱tfp）。其經(jīng)濟含義是：推動經(jīng)濟增長的所有要素扣除資本、勞動投入后的余額。它不僅包括技術發(fā)明、工藝改進，也包括經(jīng)營模式、管理制度等進步[1]。科技進步的實質內(nèi)容既包括生產(chǎn)力的進步，也包括生產(chǎn)關系的進步。
寧夏是西部少數(shù)民族地區(qū)，享受國家的少數(shù)民族優(yōu)惠政策。寧夏在促進經(jīng)濟發(fā)展中的內(nèi)生機制創(chuàng)新所帶來的“科技進步”，更加豐富了科技進步的內(nèi)涵。寧夏“十二五”國民經(jīng)濟和社會發(fā)展規(guī)劃提出：增強自主創(chuàng)新能力，實施科技興寧和人才強區(qū)戰(zhàn)略。充分發(fā)揮科技第一生產(chǎn)力和人才第一資源作用，為加快轉變經(jīng)濟發(fā)展方式、實現(xiàn)全面建設小康社會奮斗目標奠定堅實的科技基礎。到2015年，寧夏科技進步對經(jīng)濟增長的貢獻率將達到48%以上。對寧夏科技進步貢獻率進行測算分析，對分析和評價寧夏經(jīng)濟是否持續(xù)健康運行、經(jīng)濟結構是否合理以及實現(xiàn)穩(wěn)增長、調結構、惠民生的發(fā)展目標具有重大的意義。
1.模型選擇與檢驗
1.1模型選擇
科技進步貢獻率的測算方法主要有：柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)和索洛增長速度方程[2]。
柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的一般表達式為：，其中y為產(chǎn)出，a為常數(shù)，k為資金投入，α為資金產(chǎn)出彈性系數(shù)，l為勞動力投入，β為勞動力產(chǎn)出彈性系數(shù)，β=1-α。
索洛在柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的基礎上，推導出了一般形式生產(chǎn)函數(shù)的增長速度方程：，變形可得到索洛余值法科技進步模型，其中：α為科技進步的年平均增長速度；為產(chǎn)出的年平均增長速度；為資金的年平均增長速度；為勞動者的年平均增長速度；α，β分別為資金和勞動的產(chǎn)出彈性系數(shù)，在規(guī)模報酬不變情況下，α+β=1。公式的經(jīng)濟含義是：科技進步在經(jīng)濟增長中所作的貢獻等于扣除勞動力和資金投入增長的作用后的余額?？梢粤谐隹萍歼M步貢獻率的計算公式為：。資金對產(chǎn)出增長速度的貢獻率和勞動投入的增加對產(chǎn)出增長速度的貢獻率為：，。
1.2模型檢驗
對模型進行兩個方面檢驗：一是穩(wěn)定性檢驗，二是使用功能檢驗。
1.2.1穩(wěn)定性檢驗
分析樣本容量變化對模型參數(shù)估計值的影響來判斷模型的穩(wěn)定性。根據(jù)《寧夏統(tǒng)計年鑒》，選擇1996—2010年15年的數(shù)據(jù)進行檢驗。采用居民消費價格總指數(shù)（以1996年為基期）對寧夏gdp總值和全社會固定資產(chǎn)投資總額進行了調整，y′為調整后歷年的gdp總值，k′為調整后歷年的全社會固定資產(chǎn)投資總額，l為歷年年底從業(yè)人數(shù)，如表1[3]-[5]。
依據(jù)柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的一般表達式：，建立模型：并且變形為
y，k采用表1中調整后的數(shù)據(jù)y′，k′。
即
選擇1996—2007年的數(shù)據(jù)，通過spss軟件進行統(tǒng)計分析，得出資金產(chǎn)出彈性系數(shù)α=0.653688，勞動力產(chǎn)出彈性系數(shù)β=1-α=0.34312，=0.468181。再選擇1996—2010年的數(shù)據(jù)，通過spss軟件進行統(tǒng)計分析，可得出α=0.67231，β=1-α=0.32769，=0.477816 。
我們比較不同樣本容量的參數(shù)估計值，可以發(fā)現(xiàn)它們的符號、數(shù)值大小沒有發(fā)生大的改變，表明選擇該模型比較穩(wěn)定，可靠性較高。
1.2.2功能檢驗
將樣本范圍內(nèi)和實際已經(jīng)發(fā)生的樣本范圍外解釋變量的觀測值代入模型，計算出被解釋變量的理論值，并將該值與實際值進行比較。因為該模型通過了穩(wěn)定性檢驗，因此進行功能檢驗時，我們利用穩(wěn)定性檢驗計算出來的參數(shù)，再把2000年寧夏調整后的固定資產(chǎn)投資和勞動力數(shù)據(jù)代入模型，測算2000年寧夏gdp值，經(jīng)過模型預測，2000年寧夏gdp產(chǎn)值為292億元，和實際值284.8億元相比，精度達到97.5%，表明該模型對寧夏實際經(jīng)濟系統(tǒng)的代表功能強。
參數(shù)估計：通過spss軟件進行統(tǒng)計分析，可得出α=0.67231，β=1-α=0.32769，=0.477816。于是，線性回歸模型為：
回歸系數(shù)的顯
著性檢驗：給定顯著性水平α=0.05，查t分布表，得，由此可見，兩個回歸系數(shù)均通過t檢驗。
回歸方程的顯著性檢驗：給定α=0.05，查f分布表，得，所以f檢驗通過，表明回歸方程的回歸效果顯著。
擬合程度測定：因為，接近于1，表明回歸模型對樣本數(shù)據(jù)點的擬合程度很高。因此，回歸方程通過了所有的統(tǒng)計檢驗。
寧夏國內(nèi)生產(chǎn)總值的生產(chǎn)函數(shù)模型為：
索洛增長速度方程為：
2.寧夏科技進步貢獻率的測算
2.1各要素科技進步貢獻率的測算結果
根據(jù)1996年-2010年寧夏gdp、固定資產(chǎn)投資和從業(yè)人數(shù)增長速度數(shù)據(jù)如表2，應用索洛增長速度方程，測算出各要素在經(jīng)濟增長中的貢獻率，如表3。
3.結果分析
3.1寧夏科技進步對經(jīng)濟增長的貢獻逐年增長
“九五”期間（1996年-2000年）寧夏科技對經(jīng)濟增長的貢獻率不明顯，投資成為推動經(jīng)濟增長的主要方式。勞動對經(jīng)濟增長的貢獻僅次于投資。“十五”期間（2001年-2005年）寧夏科技進步對經(jīng)濟增長逐步發(fā)揮作用，投資推動經(jīng)濟增長的作用逐年減少?！笆晃濉逼陂g（2006年-2010年）寧夏科技進步對經(jīng)濟增長發(fā)揮了顯著的作用。在2008-2009年發(fā)生世界金融危機以來，寧夏采用加大投資拉動經(jīng)濟增長的方式，出現(xiàn)了資金對gdp增長的貢獻率一架馬車獨支格局?？傮w評價是寧夏科技進步對經(jīng)濟增長的貢獻逐年增長，經(jīng)濟增長已逐步走向調結構、保質量的良性軌道。
3.2勞動對gdp增長的貢獻率并不明顯
寧夏仍然是經(jīng)濟欠發(fā)達的地區(qū)，勞動資源優(yōu)勢并未轉化為經(jīng)濟發(fā)展優(yōu)勢。根本原因是勞動者文化素質技能不高，寧夏南部和中南部地區(qū)是勞動力資源最為豐富的地區(qū)，但仍然以廉價的勞務輸出為創(chuàng)造收入的主要主渠道，寧夏并未形成勞動密集型的制造、服務等產(chǎn)業(yè)基地。
4.提高寧夏科技進步貢獻率的建議
4.1大力推進創(chuàng)新型寧夏建設。加快推進集成創(chuàng)新和引進消化吸收再創(chuàng)新。把科技進步與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級、改善民生緊密結合起來。
4.2加大財政投入力度。加快建設科技公共研發(fā)服務平臺。構建以研發(fā)單位為主體、市場為導向、產(chǎn)學研相結合的技術創(chuàng)新戰(zhàn)略聯(lián)盟，加速科技成果轉化應用。
第8篇：固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計分析范文
關鍵詞：項目投資;特點問題;對策與建議
項目投資是一種以特定項目為對象，直接與新建項目或更新改造項目有關的長期投資行為。項目投資按其涉及內(nèi)容還可進一步細分為單純固定資產(chǎn)投資和完整工業(yè)投資項目。單純固定資產(chǎn)投資項目特點在于：在投資中只包括為取得固定資產(chǎn)而發(fā)生的墊支資本投入而不涉及周轉資本的投入；完整工業(yè)投資項目則不僅包括固定資產(chǎn)投資，而且還涉及到流動資金投資，甚至包括其他長期資產(chǎn)項目（如無形資產(chǎn)、長期待攤費用等）的投資。
一、項目投資的特點
與其他形式的投資相比，項目投資具有投資內(nèi)容獨特（每個項目都至少涉及一項固定資產(chǎn)投資）、投資數(shù)額多、影響時間長（至少一年或一個營業(yè)周期以上）、發(fā)生頻率低、變現(xiàn)能力差和投資風險大的特點。
二、項目投資統(tǒng)計工作存在的問題
(一)項目企業(yè)認識不到位，估報現(xiàn)象時有發(fā)生
在鄉(xiāng)鎮(zhèn)項目建設中，一般項目企業(yè)都沒有專職統(tǒng)計人員，都是會計負責各種報表，而企業(yè)會計大多是兼職會計，兼職幾家企業(yè)，有時去企業(yè)了解項目投資情況，往往負責人手里沒有帳，表達不全面，會計經(jīng)常在家辦公，所以對項目建設投資情況只依據(jù)帳簿，另外每月報表時間不是月末，會計還沒有結帳，對于項目投資報表估報現(xiàn)象時有發(fā)生。
(二)指標理解不清晰，影響統(tǒng)計數(shù)據(jù)質量
在報表過程中，一般投資統(tǒng)計指標，在會計帳簿里是沒有的，所以一些會計對指標的理解不清晰，例如實際投資額，完成投資額，計劃投資額，本年完成投資額等指標有相似情況，如不認真理解，容易出現(xiàn)統(tǒng)計失真情況，由于項目建設時間一般不是很長，所以投資報表也就幾個月，項目統(tǒng)計人員也不愿意去學習理解統(tǒng)計指標，或者剛熟悉明白，項目投資統(tǒng)計報表結束了，項目竣工了，所以大多投資統(tǒng)計數(shù)據(jù)質量，需要鄉(xiāng)鎮(zhèn)統(tǒng)計人員嚴格把關。如鄉(xiāng)鎮(zhèn)工作人員是新?lián)Q的，那數(shù)據(jù)質量更難以保證。
(三)某些項目隨意性大，給統(tǒng)計工作帶來了困難
在項目投資統(tǒng)計報表中，只要將項目報到上級單位備案后，一般是不能隨意替換，但是有些項目投資，就象“爛尾樓”一樣，擱置在那，計劃投資完不成，項目進展沒有，項目負責人計劃次年續(xù)建，續(xù)建了幾個年度，也沒竣工生產(chǎn)，統(tǒng)計人員需要月月調度，年年調度，項目簡介一改再改，增加了報表工作量，也增加了數(shù)據(jù)核實的難度。
(四)受考核指標影響，統(tǒng)計報表工作也很難
項目全年投資額，固定資產(chǎn)投資完成額，招商引資完成額這幾項統(tǒng)計數(shù)據(jù)，一般上級每年都要下達考核指標，需要按月調度，按季調度，半年總結排名，年度排名，所以受上級考核指標影響，偶爾出現(xiàn)水分情況，也是很無奈的。
三、從實際出發(fā)，做好項目投資統(tǒng)計工作的對策與建議
(一)配備專職統(tǒng)計人員，正確認識統(tǒng)計工作
在項目前期籌備階段，需要發(fā)改委，環(huán)保，安全等各項審批，如果在審批過程或者項目入數(shù)據(jù)庫時，要求配備一名專職統(tǒng)計人員，使接下來的統(tǒng)計工作能夠有序的進行。由于兼職人員工作太多，不能全面投入統(tǒng)計工作，所以如果各部門配合，共同要求專職統(tǒng)計，以此提高項目企業(yè)的重視程度，這樣以來企業(yè)能夠有條不紊的報表，才能全面推進項目投資統(tǒng)計工作。
(二)加強統(tǒng)計培訓，強化報表數(shù)據(jù)質量
無論在哪項工作中，培訓學習都是是非常必要的。統(tǒng)計報表由于表樣時有更換，基層統(tǒng)計指標眾多，對于新老統(tǒng)計員都需要相關培訓，培訓的形式可以是縣級單位組織培訓，鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府組織培訓，也可以通過網(wǎng)絡自學，掌握統(tǒng)計指標的含義，報表的邏輯關系，在工作中才能避免數(shù)據(jù)有誤差。俗話說“難了不會，會了不難”，只有掌握了各種統(tǒng)計知識，才能更好地應用于工作中，才能提高報表數(shù)據(jù)質量。
(三)加強部門協(xié)調，共同推進投資統(tǒng)計工作
在基層政府，項目投資統(tǒng)計工作一般是按行業(yè)分別統(tǒng)計的，統(tǒng)計助理具體統(tǒng)計農(nóng)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)，工業(yè)統(tǒng)計人員統(tǒng)計工業(yè)項目投資，但是最終上報縣局需要全口徑的投資統(tǒng)計數(shù)據(jù)，所以必須加強行業(yè)間配合，相互協(xié)調與相互溝通。另外還要加強發(fā)改委，經(jīng)貿(mào)委，工商，稅務等各部門間配合，共享項目投資統(tǒng)計信息，實現(xiàn)數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑一致，大小一致，充分實現(xiàn)統(tǒng)計數(shù)據(jù)的公信力。
(四)嚴格篩選投資統(tǒng)計項目
根據(jù)項目進展的幾個階段，即謀劃提出，洽談推進，開工建設幾個階段，由統(tǒng)計人員跟蹤采集信息，按照投資項目性質（新建、改建、續(xù)建）采集匯總，并根據(jù)項目總投資額及投資規(guī)模，把符合上報要求的項目，不重不漏的統(tǒng)計出來，對于一些進展不明確，投資主體不積極的項目，要通過匯報領導研究，是否符合統(tǒng)計上報標準。
第9篇：固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計分析范文
關鍵詞：柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù) 協(xié)整檢驗 回歸模型 誤差修正模型
中圖分類號：F123 文獻標識碼：A
1、引言
隨著經(jīng)濟的快速發(fā)展，分析我國或各個地區(qū)的經(jīng)濟增長影響因素的文獻有很多，但是分析的視角和方法差異明顯，其中運用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型進行影響因素分析的文獻不占少數(shù)。袁靖在《中國能源消費與經(jīng)濟增長關系的實證研究》中運用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型對經(jīng)濟增長的因素進行了分析，并著重研究了能源消費與經(jīng)濟增長的關系，從而可知節(jié)能減排并不會對中國經(jīng)濟增長造成負面影響，進而基于能源視角對經(jīng)濟發(fā)展提出建議。石賢光在《基于柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的河南省經(jīng)濟增長影響要素分析》中運用道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)對影響河南經(jīng)濟增長的三個主要因素——勞動力、資本和能源進行了回歸分析，從而表明河南省的經(jīng)濟增長主要依賴于勞動、資本和能源的投入。本文采用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，基于1980—2011年的時間序列數(shù)據(jù)對我國的經(jīng)濟增長的影響因素進行定量分析，從而得到勞動力投入與固定資本投資對我國經(jīng)濟發(fā)展的長期影響情況和短期調整狀況。
2、經(jīng)濟理論基礎
經(jīng)濟增長理論是現(xiàn)代經(jīng)濟學的一個重要分支,經(jīng)濟增長既是經(jīng)濟發(fā)展的總量表現(xiàn)形態(tài)又是取得經(jīng)濟成就最重要的標志和過程。決定經(jīng)濟增長的因素很多,其中資本、勞動力、技術進步和人力資本被認為是一國、一地區(qū)經(jīng)濟增長的主要決定因素?？虏己偷栏窭褂?0世紀20年代提出的著名的柯布―道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，是研究經(jīng)濟增長影響因素的經(jīng)典模型。
柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的常見形式是 ，具有以下性質：
（1） 是產(chǎn)出對勞動投入的彈性，它度量著資本投入保持不變的情況下，勞動投入變化1%時，產(chǎn)出的百分比變化。
（2）同樣 是產(chǎn)出對資本投入在勞動投入保持不變下的彈性。
（3）總和 給出規(guī)模報酬的信息，就是產(chǎn)出對投入比例的反應。
（4）參數(shù) 可看作是效率參數(shù)，因為 的大小在 與 固定的條件下直接影響產(chǎn)出量。
a、當 時，規(guī)模收益遞增，即一倍的投入將帶來多于一倍的產(chǎn)出。
b、當 時，規(guī)模收益不變，即一倍的投入將帶來一倍的產(chǎn)出。
c、當 時，規(guī)模收益遞減，即一倍的投入將帶來少于一倍的產(chǎn)出。
本文采用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，主要分析我國的固定資本投資與勞動力投入對經(jīng)濟增長的影響情況及我國的經(jīng)濟發(fā)展狀況。
3、實證分析
3.1 數(shù)據(jù)來源與變量說明
本文研究過程采用1980-2011年的年度數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)來源于相關年度的《中國統(tǒng)計年鑒》。對于模型中采用的變量，由于固定資產(chǎn)投資指數(shù)部分缺失，均以1980年為基期的國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)對 、固定資產(chǎn)投資 進行平減，以消除物價因素的影響，單位均為億元；另外，本文選取年底就業(yè)人員數(shù)作為勞動力投入量 ，單位為萬人。
在實際回歸中，為避免異方差性，本文對模型 兩側取對數(shù)，得到線性模型： ，再作相關的分析與檢驗。
3.2 對變量序列進行單位根檢驗
3.5 回歸模型結果分析
（1）計量經(jīng)濟學分析
從模型估計結果可以看出， 和 的系數(shù)均通過顯著性檢驗，回歸方程通過顯著性檢驗且擬合度高，說明 和 對 具有很強的解釋能力，因此固定資產(chǎn)投資與勞動力投入量的變動對于經(jīng)濟增長的影響是顯著的。
（2）彈性系數(shù)分析
勞動力投入的彈性為0.7380，固定資本投入的彈性為0.6300,這表明勞動投入和固定資本投資的增加均會帶來產(chǎn)出的相應增加，勞動力投入每增加1%，產(chǎn)出會增加0.7380%；固定資本投資每增加1%，產(chǎn)出會增加0.6300%。另外， ，說明我國經(jīng)濟增長是規(guī)模報酬遞增的，經(jīng)濟發(fā)展態(tài)勢良好。
（3）要素貢獻率分析
通過計算可得，1980—2011年，我國的 年均增長率為10.04%，固定資產(chǎn)投資年均增長率為14.34%，勞動力投入量年均增長率1.92%。結合各要素的產(chǎn)出彈性，由
固定資本投資的要素貢獻率：
勞動力投入的要素貢獻率：
計算可得，1980-2011年間，固定資產(chǎn)投資與勞動力投入對我國的經(jīng)濟增長率的貢獻率分別為89.98%、14.11%，其中，固定資本投資對我國經(jīng)濟增長的貢獻尤為突出。
3.6 誤差修正模型的建立
單位，產(chǎn)出變化率同向變動0.4936個單位，當勞動力投入變化率變動1個單位，產(chǎn)出變化率同向變動0.6699個單位。并且短期調整系數(shù)顯著，這說明對偏離長期均衡的調整有一定力度。即當短期波動偏離長期均衡時，將以29.22%的調整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。
4、結論與相關建議
本文采用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，對我國的經(jīng)濟增長的影響因素進行了定量分析，從反映長期均衡的回歸模型可以看出，勞動力投入和固定資本投資的增加均會帶來產(chǎn)出的相應增加，固定資本投資增加1%，產(chǎn)出會增加0.6300%，勞動力投入增加1%，產(chǎn)出會增加0.7380%。從勞動力投入和固定資本投資的產(chǎn)出彈性之和大于1，可知我國的經(jīng)濟增長是規(guī)模報酬遞增的，經(jīng)濟發(fā)展態(tài)勢良好。從短期角度考慮，誤差修正模型間接衡量了短期內(nèi)固定資本投資和勞動投入量對產(chǎn)出的影響，通過變化率的變化來反映經(jīng)濟變量之間的關系，我國的本期固定資本投入變化率變動1個單位時，產(chǎn)出變化率同向變動0.4936個單位，勞動力投入變化率變動1個單位時，產(chǎn)出變化率同向變動0.6699個單位。當短期波動偏離長期均衡時，將以29.22%的調整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。
綜上所述，我國的經(jīng)濟增長主要依賴于勞動與資本的投入，技術進步貢獻較小，仍舊是粗放型的增長方式，因此，為使我國的經(jīng)濟呈持續(xù)、快速、健康的發(fā)展態(tài)勢，應積極的轉變這種單純依賴生產(chǎn)要素投入的經(jīng)濟增長方式。通過調整與優(yōu)化經(jīng)濟結構、推進科技進步、加快體制創(chuàng)新等方式，實現(xiàn)經(jīng)濟增長方式的根本轉變，從而實現(xiàn)國民經(jīng)濟穩(wěn)定持續(xù)的發(fā)展。
參考文獻
[1]袁靖.中國能源消費與經(jīng)濟增長關系的實證研究[J].廣西經(jīng)濟管理干部學院學 報,2010,(1)：56-60
