時間：2022-08-31 06:45:38
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇統計公報，希望這些內容能成為您創作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
(訊)工信部近日公布《2012年電子信息產業統計公報》，公報顯示，2012年，我國電子信息產業銷售收入突破10萬億元大關，達到11.0萬億元，增幅超過15%。
2012年，我國電子信息產業銷售收入達到11萬億元，增幅超過15%;其中，規模以上制造業實現收入84619億元，同比增長13.0%;軟件業實現收入25022億元，同比增長28.5%。
2012年，我國規模以上電子信息制造業增加值增長12.1%，高于同期工業平均水平2.1個百分點;收入、利潤及稅金增速分別高于工業平均水平2.0、0.9和9.9個百分點，在工業經濟中的領先和支柱作用進一步凸顯。
數據顯示，我國制造大國地位日益穩固。2012年，我國規模以上電子信息制造業實現銷售產值85044億元，同比增長12.6%。手機、計算機、彩電、集成電路等主要產品產量分別達到11.8億部、3.5億臺、1.3億臺和823.1億塊，同比增長4.3%、10.5%、4.8%和14.4%;手機、計算機和彩電產量占全球出貨量的比重均超過50%，穩固占據世界第一的位置。(編選：)
原標題：山東無證生二娃要受罰 九種情形交社會撫養費
不符合計劃生育政策，社會撫養費該如何征收?3月23日，山東省衛計委公布《關于計劃生育依法收費、罰款、行政征收項目標準的通告》，集中公布國家和山東人口和計劃生育法律、法規規定的計劃生育收費、罰款和行政征收標準。
山東省衛計委在通告中表示，此舉是為進一步加強全省衛生計生系統行風建設，杜絕亂收費、亂罰款現象，并將其納入12356陽光計生服務熱線咨詢內容，接受社會各界和群眾的監督。省衛計委要求各級衛生計生行政部門要堅持依法行政，嚴格按照法定標準進行收費、罰款和行政征收。
記者注意到，山東省計劃生育收費罰款行政征收項目匯總表中，詳細列明技術服務性收費、行政收費、違反計劃生育服務管理規定以及違法生育行政征收等具體標準。
以“符合再生育規定情形，但未申請辦理《生育證》而生育的處罰”為例，依據《山東省人口與計劃生育條例》第四十三條第一款，按所在地縣級人民政府上一年度統計公報公布的城鎮居民年人均可支配收入或者農村居民年人均純收入為基數的二分之一征收社會撫養費。
政策前瞻社會撫養費或統一設上限
2014年1月，無錫濱湖區計生局向張藝謀夫婦寄發社會撫養費征收決定書，張藝謀夫婦須繳納社會撫養費總額達748萬余元，“天價”社會撫養費引來爭議。本報記者調查發現，社會撫養費名稱曾幾經變化，各地征收標準不一。而2014年11月，國家衛生計生委公布《社會撫養費征收管理條例(送審稿)》，并通過國務院法制辦向社會公開征求意見，也引發全社會的爭論。
2013年7月11日，浙江一律師向全國31個省級計生委、財政廳申請，要求公開2012年度社會撫養費收支及審計情況，社會撫養費問題引發廣泛關注。2014年1月7日，國家衛計委發言人毛群安在國新辦會上表示，國家衛計委正在啟動對社會撫養費管理辦法的修訂，將對社會撫養費征收過程中存在的一些問題進行規范。
2014年11月20日，國家衛生計生委公布《社會撫養費征收管理條例(送審稿)》，并通過國務院法制辦向社會公開征求意見。新規定首次提出不符合規定生育第二個子女的，按戶籍地人年均可支配收入為標準，對雙方當事人分別征收計征標準3倍以下的社會撫養費，這意味著此前由各地執行的數倍不等的征罰標準，將統一設上限。
但此次征集意見也引起諸多討論，2015年全國兩會期間，有代表認為，中國正面臨新生人口不足、勞動力短缺、養老問題突出等困境，在這種情況下不應該繼續征收社會撫養費。而國家衛生計生委曾組織專家就《社會撫養費征收管理條例(送審稿)》接受媒體采訪，有關專家表示，不會取消征收社會撫養費。在堅持計劃生育國策相對穩定的大前提下，必須堅持社會撫養費征收制度。取消征收社會撫養費對響應國家號召、遵守計劃生育政策的公民不公平。 (記者李永明)
延伸閱讀 社會撫養費名稱幾經變化
社會撫養費名稱多次演變：20世紀80年代初叫“超生罰款”，1994年改為“計劃外生育費”。1996年《行政處罰法》出臺后，進一步明確對于超計劃生育的不得罰款，但可以征收“計劃外生育費”。2000年3月，中央8號文件明確規定實行征收社會撫養費征收制度。同年，財政部、國家計生委聯合下發文件，要求各地將“計劃外生育費”改為“社會撫養費”。2001年《人口與計劃生育法》將“社會撫養費”明確規定下來。
社會撫養費征收也經歷一系列規范的過程。2002年國務院頒布的第357號令《社會撫養費征收管理辦法》，明確對計劃外生育子女的公民，征收社會撫養費;授權省級人民政府確定社會撫養費的征收標準;將直接征收社會撫養費的權力下放至鄉(鎮)人民政府或街道辦事處。 (記者李永明)
山東九種社會撫養費征收標準
若濟南某區一城鎮居民2014年違反規定生育，以該區2013年城鎮居民人均可支配收入37932.62元為例
對符合再生育規定情形，但未申請辦理《生育證》而生育的處罰。
按所在地縣級人民政府上一年度統計公報公布的城鎮居民年人均可支配收入或者農村居民年人均純收入為基數的二分之一征收社會撫養費。須繳1.89萬元
對不符合再生育規定情形，而生育第二個子女的處罰。
按所在地縣級人民政府上一年度統計公報公布的城鎮居民年人均可支配收入或者農村居民年人均純收入為基數的三至四倍征收社會撫養費。須繳11.37萬元至15.17萬元
對符合法定結婚條件但未辦理結婚登記而生育第一個子女的，生育后六十日內未補辦登記的處罰。(處罰標準同1)須繳1.89萬元
對不符合法定結婚條件，而生育第一個子女的處罰。
按所在地縣級人民政府上一年度統計公報公布的城鎮居民年人均可支配收入或者農村居民年人均純收入為基數征收社會撫養費。須繳3.79萬元
對有配偶者與他人生育第一個子女的處罰。
按所在地縣級人民政府上一年度統計公報公布的城鎮居民年人均可支配收入或者農村居民年人均純收入為基數的四倍征收社會撫養費。當事人年實際收入高于規定基數的，以年實際收入為基數計征收社會撫養費。須繳15.17萬元
當事人年實際收入高于規定基數，比如5萬元，則將被征收20萬元
對有配偶者與他人生育第二個子女的處罰。
按所在地縣級人民政府上一年度統計公報公布的城鎮居民年人均可支配收入或者農村居民年人均純收入為基數的五倍征收社會撫養費。當事人年實際收入高于規定基數的，以年實際收入為基數計征收社會撫養費。
對有配偶而重婚或者明知他人有配偶而與之結婚生育第一個子女的處罰。
(處罰標準同6)須繳18.96萬元當事人年實際收入高于規定基數，比如5萬元，則將被征收25萬元
對有配偶而重婚或者明知他人有配偶而與之結婚生育第二個子女的處罰。
按所在地縣級人民政府上一年度統計公報公布的城鎮居民年人均可支配收入或者農村居民年人均純收入為基數的六倍征收社會撫養費。當事人年實際收入高于規定基數的，以年實際收入為基數計征收社會撫養費。須繳22.75萬元
當事人年實際收入高于規定基數，比如5萬元，則將被征收30萬元
對不符合規定生育第三個以上子女的處罰。
關鍵詞：內陸省份；內生型競爭力；模糊綜合評價法
中圖分類號：F202 文獻標識碼：A
DOI：10.3963/j.issn.16716477.2013.03.005
一、問題的提出
自改革開放以來全國經濟保持著持續高速增長的態勢，但其經濟發展仍存在諸多問題，其中最典型的問題之一是區域間經濟發展高度不平衡，內陸地區經濟發展明顯要落后于沿海地區。這種經濟發展的滯后，已經成為我國經濟發展的主要制約因素。
2011年中國統計年鑒的統計數據顯示，2010年按GDP總量排名，內陸省份僅河南、四川、湖南擠進前10名，分別占全國GDP的5.76%、4.28%、4.00%，排名為第五、第八和第十[1]。內陸省份的經濟發展表現出了明顯的劣勢，其地理條件、基礎設施建設等方面遠遠不及沿海地區。因此，內陸省份提升競爭力，發展經濟的路徑必然與沿海地區有所不同。從內生型競爭力的角度出發，各地區、各國的內生型競爭力是由經濟體系的內在運作所決定的，其根源在于不斷細化和深化的分工與專業化，內生型競爭力的提升不是依靠區域的地理等自然條件的優勢，而是通過后天努力創造而來的。可見研究內生型競爭力產生的條件及培育措施將對內陸省份的經濟發展起著決定性的作用。
二、相關研究綜述與概念界定
經濟學開山鼻祖之一李嘉圖最先提出了外生型比較優勢理論，認為外生比較優勢是先天給定的，因此人們和政府都不能人為地改變它，他認為國際或區域間的競爭是相對穩定的，即使技術的進步也是外生因素給定的，該理論認為資源稟賦的外生差異而給一國或一地區帶來比較優勢[2]。鄒薇在《論競爭力的源泉：從外生比較優勢到內生比較優勢》一文中指出外生型比較優勢理論并沒有考慮到交易成本以及規模經濟，而這些因素隨著商品化和市場化進程的加快在國際和區域間競爭中的作用日益凸顯[3]。
與此截然不同的是內生型比較優勢是經濟體系內部運作所決定的，是可以通過后天努力而培養的，其源泉是不斷深化的分工和專業化，內生型比較優勢取決于一國或一地區所選擇的分工和專業化[3]。這意味著一國或一地區可以通過專業化或分工的選擇而創造出該區域原來所不具有的比較優勢。
楊秀容指出，從長遠利益來看，如果一國或一地區過分地倚重外生比較優勢將導致其貿易方向、產品和格局的靜態化，并陷入比較優勢的陷阱[4]。而內生型比較優勢是分工和專業化的選擇結果，因此能加快生產力發展的進程，從而成為該區域經濟快速增長的源泉。
比較優勢在市場上即表現為競爭力，競爭力強調后天的努力和政府的作用，是一國或一地區獲得利潤的能力，強大的競爭力是一國或一地區在市場貿易中獲利的充分條件，然而，不能簡單地將比較優勢等同于競爭力，要將比較優勢轉化為競爭力還需要各種政策的支撐。
基于此，內生型競爭力即為一地區通過資源整合，創新力的提升，結構調整等方式自主地選擇分工和專業化，并在政策支撐下，能為某一地區帶來巨大貿易利潤的競爭能力。
三、內陸省份競爭力現狀分析
（一）內陸省份外貿依存度低
外貿依存度是衡量一地區外貿活動對該地區經濟發展的影響，能夠反映地區外貿經濟的發展層度[5]。隨著改革開放的深化，我國各個省份外貿依存度也產生了明顯的差距。內陸省份其外貿依存度偏低。見表1。
由表1可見[613]，內陸省份的外貿依存度明顯低于全國水平。根據對沿海地區的研究發現，外貿經濟的發展在很大層度上都是由中小企業拉動的。
（二）產業結構逐步升級
產業結構的不斷優化與升級是該地區經濟發展良好和持續的重要表現，更體現出該地區在經濟發展過程中選擇分工的傾向，是培育內生型競爭力的必經之路。見圖1至圖3。
由圖1至圖3可見，內陸省份第一、二、三產業都有明顯的增勢，二、三產業的增勢比較明顯，第一產業穩步上升，產業結構基本呈現“二三二”的格局。
以湖北為例，在十一五期間，湖北省的產業結構比例由2006年的15.2∶44.9∶39.9 調整到13.6∶46.6∶39.6，第一產業的比例逐步下降，第二產業比例有所提升。但是與沿海經濟發達地區江蘇省的6.2∶53.2∶40.6以及廣東省的5.0∶50.4∶44.6比例相比，湖北省的產業結構還有待進一步調整。對于湖北省而言，其工業基礎雄厚，加大工業改造，振興新興產業，重點發展戰略新興產業是實現產業升級，發展內生型競爭力的重要途徑。
（三）區域發展不均衡
與沿海省份相比，受地區政策倒向、經濟發展基礎薄弱等原因的影響，內陸省份的區域發展極不平衡，很難出現像廣東、蘇州那樣多個地區協同發展，共同帶動整個區域經濟發展的狀況。
湖北省經濟發展存在著唯武漢市獨大的現象，其他地區受各種因素的影響，發展滯后，主要表現在經濟增長的基礎不牢，工業經濟發展基礎薄弱，產業結構比較單一，缺乏支柱性產業；農業抗風險能力薄弱，生產集約化程度低；社會保障體系仍不夠完善。湖北省的各州市主要經濟指標見表2[7]。
（四）自主創新能力潛力較好
與沿海地區相比，內陸省份經濟發展內部推動力不足，在分工與專業化選擇上明顯地處于被動接受地位。追根究底則是因為其自主創新能力不強，難以在科技日益創新的經濟發展步伐中占據有利地位。但是內陸省份有著良好的教育基礎，其創新能力的發展潛力較好。
從研發創新來看，2010年，湖北省專利申請31 311件，其中，發明專利申請為7 410件，比上年同期的6 065件，增長22.18%；實用新型申請為12 792件，比上年同期的10 579件，增長20.92%；外觀設計申請為11 109件，比上年同期的10 562件，增長5.18%[7]。
實用新型、外觀設計專利申請分別增長20.92%、5.18%，比全國平均增長率24.74%、19.72%，低3.82和14.54百分點[7]。
四、內陸省份內生型競爭力培育可行性分析
（一）內陸省份內生型競爭力可行性分析的指標體系建立
運用模糊綜合評價法，內陸省份內生型競爭力的評價指標體系是由一級、二級、三級指標構成。一級指標由反應內陸省份競爭力的主要指標組成的，即國民經濟、對外貿易和反應創新能力的教育科技組成。具體指標體系見表4。
（二）湖北內生型競爭力可行性綜合評價結果
一級評價集Y={Y1，Y2，Y3 }，二級評價集Yi={Yi1，Yi2，Yi3}，三級評價集Yij={Yij1，Yij2，Yij3}，內陸省份內生型競爭力評價的等級集 V={V1 V2 V3 V4 }，評語和區間分數越高說明內陸省份內生型競爭力提升的能力越好，aijk是Yijk 對Yij的權重，Aij={aij1， aij2， aij3}以此類推一級權重集為Ai，評判隸屬矩陣為Rij。見表5。
此外，評判集V的量化臨界值為V1=100，V2=85，V3=70，V4=50，因此，將評判集V中各元素量化后最終得到評判結果為BVT=81.385，最終結果介于75-85之間，因此可得到內陸省份提升內生型競爭力能力較好，內陸省份通過提升內生型競爭力來加快經濟發展步伐是可行的。
五、內陸省份培育內生型競爭力的建議
培育內生型競爭力首先要對各地區進行合理的分工布局，選擇最有利于地區發展的分工方式，基于區域資源整合進行產業布局，打造全國有名的品牌。
（一）堅持國有企業體制改革的同時加快中小企業發展
中小企業的發展能在一定程度上推動區域經濟的發展，并且結構體現該地區在專業化及分工中所占有的地位。在推進國有企業改革和發展的同時，內陸省份要著力發展中小企業，進一步完善中小企業發展政策，改善其成長環境，改進服務設施，保護其合法權益，提高中小企業在內陸省份經濟發展中的推動作用，采取多種形式搞活內陸省份中小企業。
（二）運用契機發展優勢品牌
優化產業的發展，各個地區在選擇專業化和分工時考慮地方優勢，因地制宜，發揮優勢，合理規劃，培育有影響力的具有地方特色的品牌。以湖北為例，在水資源豐富的鄂州、仙桃、孝感、隨州等地方大力發展漁業，發展無公害水產生產，建立漁業工業園，實施加工精細化，擴在規模，培育具有優勢的水產品品牌。在水產生產的同時深化漁業結構，積極開發旅游、垂釣休閑、特色餐飲等高雅文化產業；在神龍架、宜昌等山地地區，做好生態環境保護，發展旅游業和水果種植，走綠色生態經營道路，促進地方龍頭企業的形成和建立，實現規模經濟，規范經營；重振江漢平原的輕工業優勢，在荊州等地區加快紡織服裝業的發展；發揮黃石、咸寧等地礦產、石材資源豐富的優勢，科學開采，實現可持續發展的基礎上創立優勢產業園；針對湖北省已有的制造業的優勢，如十堰等地區的汽車制造基地，發揮產業集群效應優勢。
（三）提高創新力，順應產業結構調整政策，走上內生型增長軌道
順應產業結構調整政策，抓住產業結構調整契機，進一步深化內陸省份的分工和專業化。因此，扶持支柱型產業，針對第一產業的發展，加大農業投入，促進農業機械化、信息化和產業化。在此基礎上，內陸省份要提高自主創新能力，促進其產業向重加工產業、技術密集、知識密集型產業的轉變。而針對第三產業，內陸省份貿易繁榮后隨著信息化的發展，自然會帶動物流業、金融業和信息產業的發展。因此內陸省份要提高創新能力，推動企業工業化、信息化改造和優化升級，從而為選擇更有利的分工和專業化提供支撐，走上內生型增長軌道。
（四）產業間協同發展，在全球分工中占據有利地位
要因地制宜，發揮優勢，培育第一、第二產業中優勢品牌。要以第一、第二產業的發展帶動物流及信息服務產業的發展，從而推動第三產業的發展。同時，物流產業和信息產業的高度發達也是第一、二產業快速發展的前提。因此，協同三大產業發展，優化產業結構，深化分工和專業化。抓住國家政策扶植契機，重點培育和發展戰略新興產業，把握全球未來產的業發展動向，以世界眼光超前規劃產業布局，提高持續創新能力，力爭通過戰略性新興產業的發展和前沿技術的創新，在全球分工中占據有利地位，創造新的經濟增長點。
外貿依存度低，產業結構不盡合理，區域發展不均衡，創新能力不足等因素是內陸省份經濟發展的主要障礙。相對沿海地區而言，內陸省份不具備優勢的地理條件和基礎設施，合理分工布局，發展內生型競爭力將成為內陸省份發展經濟的必然選擇。通過模糊綜合評價法對內陸省份提升內生型競爭力的能力分析，發現其發展內生型競爭力的潛力較好。因此，內陸省份可以通過加快中小企業的發展，因地制宜，培育優勢品牌；提高自主創新能力，調整產業結構，產業間協同發展，增強其核心競爭力，在全球分工中搶占有利地位。
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摘要：通過文獻資料法、專家訪談法、數理統計法和PEST分析等方法，在論述京津冀都市圈體育產業結構演化影響因素和演化態勢
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摘 要：我國在世界上不僅擁有規模最大的總人口，而且擁有規模最大的遷流人口。自改革開放以來，大規模城鄉人口遷移流動已成為
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如何看待公務員辭職現象?
——支持人才合理流動，尊重保障合法就業創業權益
近年來，一些公務員特別是一些黨政領導干部辭去公職的消息引發關注，輿論中甚至出現“公務員離職潮”的說法。
針對公務員的辭職行為，上述4部門的《意見》特別提到，“要準確把握和執行政策，正確對待公務員依法辭去公職行為。”《意見》還提出，支持人才的合理流動，充分尊重和保障辭去公職人員合法就業和創業的權益。
在專家看來，官方在文件中的這一表述，從一個側面明確了，對于公務員辭職現象，全社會應持理性態度。
去年6月，人社部曾《2017年度人力資源和社會保障事業發展統計公報》，按照這份公報提供的數據，截至2017年底，全國共有公務員716.7萬人。
根據國家公務員局相關負責人的介紹，2008-2013年，全國公務員總數每年都有一定的增長，20XX、2017年開始出現少量減少，但在編制范圍內總體上仍然保持穩定。
對于公務員是否存在“離職潮”，國家公務員局也回應稱，從近幾年的統計數據看，公務員隊伍總量是基本穩定的，辭職的數量有所增長。2017年公務員辭職不到1.2萬人，約占公務員隊伍總數的0.2%，這個比例是在正常范圍內的。一定比例的公務員辭去公職是公務員隊伍正常流動現象，有利于補充新的力量、增強隊伍活力。
“以前人們總認為公務員是‘鐵飯碗’，出現‘公務員熱’現象。如今，隨著社會發展，就業創業多元選擇空間擴大，只要在制度許可范圍內，公務員隊伍的正常人員流動應該給予支持。”
竹立家說，公務員說到底是一種職業選擇，應該通過更完善的權力規范制度，讓公務員回歸其職業本位。
公報顯示，2001年全國共籌集科技活動經費2589億元，比上年增加243億元，增長10.3％。
全年國家財政科技撥款額達703億元，比上年增加128億元，增長22.2％，占國家財政支出的比重為3.7％。在國家財政科技撥款中，中央財政科技撥款為444億元，比上年增長27.1％，占中央財政支出的比例為7.7％；地方財政科技撥款為259億元，比上年增長14.6％，占地方財政支出的比重為2.0％。
2001年全國科技活動經費支出為2313億元，比上年增加262億元，增長12.8％。
分執行部門看，各類企業、國有獨立核算的科研院所、高等院校分別支出1496億元、558億元、166億元，分別比上年增長了11.5％、11.3％、21％，各執行部門支出占經費總支出的比重分別為64.7％、24.1％和7.2％。
分支出用途看，科技活動人員勞務費支出為549億元，比上年增長15.5％；固定資產購建支出為692億元，比上年增長14％。
分地區看，科技活動經費支出超過100億元以上的有北京、廣東、江蘇、上海、山東、四川和浙江，共支出1441億元，占全國科技活動經費總支出的62.3％。
公報顯示，反映我國自主研究與開發能力的科學研究與試驗發展（R＆D）活動，全年共支出1043億元，比上年增加147億元，增長16.3％，R＆D支出與當年國內生產總值（GDP）的比例達到1.1％。按科學研究與試驗發展人員（全時工作量）計算的人均研究與試驗發展（R＆D）經費支出為11萬元，比上年增加1.2萬元。
分研究類型看，用于基礎研究、應用研究、試驗發展的經費支出分別為52億元、176億元和814億元，分別比上年增長11.8％、15.8％和16.8％。基礎研究、應用研究、試驗發展占R＆D總支出的比重分別為5％、16.9％和78.1％。
分執行部門看，各類企業全年共支出R＆D經費630億元，比上年增長17.3％，占全國總支出的60.4％，企業已經成為R＆D活動較為穩定的投資主體；國有獨立核算的科研院所和高等學校R＆D經費支出分別為289億元和102億元，分別比上年增長11.7％和33.4％，占全國R＆D經費總支出的比重分別為27.6％和9.8％。
分產業部門看，七大行業R＆D經費投入強度（R＆D經費支出與銷售收入的比例）超過1％。
>> 論新時期大眾化背景下的精英教育人才培養模式探索 大眾化背景下本科應用型人才培養模式的探討 大眾化教育背景下應用型本科人才培養策略探究 教育大眾化背景下經濟學專業個性化人才培養體系優化 提高人才培養質量的精英人才培養模式研究與實踐 高等教育大眾化背景下“2+2”立體人才培養模式初探 高等教育大眾化背景下藝術院校拔尖人才培養模式初探 高校精英人才培養模式理念分析與范式構建 職業生涯教育視野下的紡織行業精英人才培養 研究型大學精英人才培養體系研究 “大眾創業萬眾創新”背景下高校創業人才培養模式研究 高職院校精英人才培養方案設計 大學環境類精英人才培養的理論研究與思考 大眾化教育視野下現代中醫人才培養模式的思考 大眾化背景下高校管理人員職業化研究 大眾化背景下高校管理多元化與長效性發展機制研究 “大眾化”背景下高校貧困生資助存在的問題及對策研究 高等教育大眾化背景下高校教育管理質量問題研究 高校大眾化教育下創新性人才影響因子研究 大眾化教育背景下的精英教育探索 常見問題解答 當前所在位置：？fromId=3148560.
②地方省屬高校[EB].百度百科，http：///view/5280679.htm？fromId=3836992.
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【關鍵詞】 經濟預測 時間序列 前移回歸分析 人均GDP
隨著時間推移，經濟事物的發展產生的信息形成時間序列數據。既然時間序列數據的形成往往是多項影響因素綜合作用的結果，那么，時間序列的未來取值就是可以預測的。《湖南省統計年鑒(2006)》除了收錄了全省2005年經濟、社會各方面的統計數據外，還匯總了歷史重要年份和近二十多年的主要統計數據。《2006年湖南省國民經濟和社會發展統計公報》對2006年的經濟情況作了全面闡述。總結這一時期的經濟發展數量規律，對于今后建設長江中游經濟區具有重要意義。本文分析1988至2006年資料較齊全的12項經濟指標，采用新提出的前移回歸分析預測法，進行2007-2008年的預測。
一、前移回歸分析方法簡介
1、原有預測法及其缺陷
人類社會的經濟發展產生的信息是時間序列數據。時間序列數據的形成往往是多項影響因素綜合作用的結果，時間序列的未來取值是可以預測的。經濟預測是經濟決策科學化的工具，是政府編制計劃、預見計劃執行情況、加強計劃指導的依據，也是企業改善經營管理的有效手段之一。
以往對于單一指標本身的預測，一般是采用時間序列平滑預測法，包括移動平均法、指數平滑法、差分指數平滑法、自適應過濾法、直線模型預測法、多項式模型預測法、指數曲線模型預測法、修正指數曲線模型預測法、成長曲線預測模型和季節變動預測法等。
建立回歸方程的目的是要利用它來進行預報與控制。在實際問題中，事先并不能斷定隨機變量Y與x1、x2、…、xp之間確有線性關系，在求解回歸方程前，線性回歸模型只是一種假設，所以在求出線性回歸方程之后，還需對其進行統計檢驗，給以肯定或否定的結論。
回歸分析預測法不考慮時間順序，只是按照影響因子的線性表達式求得因變量的值。某個因變量(如某個經濟指標)的值，只有在同時期的其他影響變量值確切可知的情況下才能求得。因此，嚴格意義上講，這不是預測。真正的預測是時間尚未到達時某項指標值的預估。
上述單一指標外延和多元回歸分析兩種定量預測方法，各有優勢和不足。經濟指標預測很難找到理想的定量方法。需要綜合上述兩種預測方法的優勢，克服各自的不足，既考慮時間上的外推又考慮各項因素的影響。
2、“前移回歸分析”方法原理
“前移回歸分析”方法是作者2005年在湖北省經濟預測中開始應用，2006年正式推出的。這里僅作簡要介紹。
事物的發展是有一定的前兆或基礎的。某年的國民經濟各項指標值，反映了這一年為下一年各項事業打下的基礎，是下一年某經濟指標(如人均GDP)的自變量。
基于“某一時間段的指標值是下一時間段某項待預測指標的形成的基礎”的觀點，可以認為，后一時間段的因變量是前一時間段各自變量的函數，我們將回歸模型寫成：
其中，m=n-1，其余參數與前述回歸模型相同。整個模型比前述模型少一行，即少一個樣本，這對方程的求解影響很小。實際數據處理中即是將因變量向前移動一位到下一個時間段，如2005年的因變量數據移到2006年，故稱“前移回歸分析”。
二、湖南主要經濟指標的預測
這種方法已經在湖北、云南、福建等省經濟預測中取得了滿意的效果。這里再對湖南省經濟指標進行預測，原始數據見表1。
對表1的數據進行前移回歸分析，來年人均GDP作為因變量y，其余指標按順序作為自變量x1、x2、…、x11。根據樣本和變量數以及預計要選入回歸方程的變量數選取引入變量和剔除變量的F值。經F檢驗只有三產增加值、貨物運輸周轉量、旅客周轉量、居民消費價格指數和農民年人均收入5個指標效果顯著，其余指標效果不顯著。獲得回歸系數如表2。
由此得到回歸方程：
下年人均GDP=-4874.021+2.539022上年三產增加值+4.405059上年貨物周轉量-0.0311535上年旅客周轉量+24.52137上年居民消費價格指數+1.125225上年農民年人均收入
由這個方程計算1988年至2006年的人均GDP，列于表3，只有5年的誤差超過100元，其余誤差都較小，誤差最大的也只有305元，最小的不到9元，平均相對誤差只有2.56%，效果較好。
在2007年結束之前，全年各項指標無法得到。但是根據方程預測的人均GDP為13618元，這有待于2008年初統計結果的檢驗。如果考慮2.56%的平均誤差，2007年人均GDP應當在13314元至13922元之間。
上述自變量和因變量共12項指標，事物的發展是多項因素綜合作用的結果。實際上可以將其中任何一項作為因變量，其余作為自變量，預測出這項指標2007年的取值。若全部都輪流做一遍，則可以求得全部指標的預測值。居民消費價格指數和人口自然增長率每年變化不大，暫不預測。其余10項主要經濟指標的預測結果見表4，各回歸模型在此不再羅列。預測2008年的指標值，有兩種方式。一種是把2007年的預測值代入回歸模型直接求得；另一種是將2007年的預測結果加入建模后，再預測2008年的指標值。在已知樣本較多的情況下，兩種方法的結果幾乎是一樣的，預測出來的2007年的值只是一個樣本，參不參與建模影響不大。2008年的預測效果預計比2007年差，這需要2009年初湖南省統計公報出爐后證實。預測2008年的指標，最好有2007年的實際值參與建模。
三、人均GDP預測模型給予的啟示
回歸方程反映了近二十年湖南省經濟的內在規律，給予我們一些啟示。
1、第三產業增加值、貨物周轉量、旅客周轉量、居民消費價格指數和農民年人均收入5項指標是影響人均GDP的直接的、重要的因素。
2、貨物周轉量、旅客周轉量和第三產業增加值三者體現了商品的流通、人員的流動以及服務、管理交流等項活動，是經濟社會中活躍的因素，因此在模型中起重要作用。經濟的發展，需要交通發達、貨物通暢、第三產業繁榮。湖南省的交通在國內處于中等發達程度，加大交通基礎設施建設力度，疏通貨物流通渠道，建設現代物流體系，仍是政府應該加快發展的事業。但是，旅客周轉量的系數是負的，流動過程中的人員，一般并不在工作或創造價值。改善勞動者工作地點布局，減少過年過節的異地返家和平時遠途上下班的交通擁擠，既有利于節省交通所耗能源，也有利于節省勞動者的時間、減少疲憊。
3、居民消費價格指數影響著人均GDP的增長，物價上漲，GDP就會虛高。經濟的發展，在一定程度上容易出現物價上漲、貨幣貶值。抑制物價上漲，是一項基本政策，要堅決貫徹執行。
4、農民年人均收入在模型中起著重要作用，經濟的發展首先體現在農民收入的增加。湖南省三農問題仍是主要問題，直接關系到經濟建設的成敗。農業發展了，農民富裕了，全省的經濟也就繁榮了
5、選入回歸方程中的指標只有上述5項，并不說明其他指標不影響人均GDP。上述5項指標不是孤立的，它們隱含了國民經濟多個部門的綜合作用。
6、自2003年開始，湖南省的GDP增幅每年超過13%，速度偏快。按前述預測值，2007和2008兩年人均GDP的增幅分別為15%和13%，有些偏大。政府應當采取措施，控制速度，使得速度、質量、效益相協調，人口、資源、環境相協調，推動又好又快發展。
四、結論
前移回歸分析方法在對湖南省經濟的應用實際中，現有資料處理效果令人滿意。而對湖南省2007和2008兩年人均GDP和其他9項指標的預測，有待于今后兩年的證實。人均GDP預測的回歸方程給予人們若干啟示。解決三農問題、發展交通事業、平抑物價、引導人員的合理流動是目前經濟發展中必須注意的問題。要著力推進經濟結構調整和經濟增長方式轉變，努力提高經濟增長的質量和效益。
（注：該文為福建省自然科學基金計劃資助項目，項目編號：A0640008）
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關鍵詞：對外直接投資；儲蓄；出口；GDP
自從2006年底美國次貸危機爆發以來，世界各國都陷入了經濟衰退的陰影之中。對外直接投資作為各國之間經濟聯系的紐帶，成為金融危機時期重要的資本流動信號。中國的對外直接投資還處于起步階段，雖然增幅非常快，但是總量不高，投資的領域也比較有限。本文就后金融危機時期的政策影響對中國對外直接投資進行分析和探討。
一、研究方法和建立回歸模型
由于對外投資水平的高低取決于國民收入、宏觀經濟的走勢、貿易壁壘的強弱等，我們選取GDP(國內生產總值)的變化來反映一國綜合實力以及國民收入的相對變化；EX(出口)的變化來反映貿易的廣泛程度和貿易的難易程度；SAV(儲蓄)的變化來反映一國資本流量的變化。因OFDI與GDP、EX、SAV散點圖分別呈現對數函數關系，本文建立對數形式的經典OLS模型進行回歸，樣本數據為1989-2008年統計數據，數據來源分別為：《中國統計年鑒》、《中國對外直接投資統計公報》、中國人民銀行統計數據、聯合國貿易與發展委員會(UNCATAD)統計數據。
模型建立
用EVIEWS軟件對模型進行回歸，分析結果如下：
OFDI＝-31.7408＋5.2256 GDP－2.1279 EX＋0.4046 SAV
從回歸結果看，調整后的R2＝0.9341，擬合程度比較高，方程可以較好的解釋各變量之間的關系。而相關系數R＝O.9665表明因變量與各各變量的相關程度非常高。t值在5％的水平上顯著。
二、模型結論及其分析
根據前文的實證研究，OFDI與GDP成正相關關系，并且GDP每增加1％，OFDI會增加5.2256％。伴隨著中國成為最大的引資國，國內企業在技術、管理、品牌等方面的競爭壓力顯著增加。相對于有限的國內市場，通過直接投資獲得國際市場的份額是一個必然步驟也是不錯的選擇。通過政府的救市和經濟發展的必需，使得GDP并沒有急速下滑，反而繼續保持了比較高的增長，也就拉動了OFDI的增長。
此外，OFDI與EX成負相關的關系，EX每減少1％，OFDI相應增加2.1279％。金融危機以來，各國的貿易保護開始抬頭，加大了我國出口的難度。在這樣的背景下，我們的企業通過對外直接投資，兼并或者收購國外的企業，從而進入其所在國市場，減少以出口形式輸出商品，可以有效解決目前的產品積壓、價格降低等困難。
再次，實證結果告訴我們，OFDI與SAV成正相關關系。SAV每增加1％，OFDI會增加0.4046％。由于我國的消費習慣和福利政策等原因，我國居民的儲蓄傾向較高。截至2008年底，我國居民儲蓄額達到217885.35億元，由于金融機構的資產負債表失衡，使得貸款投資變得相對較容易，貸款利率也相應下降。加上各種非投資方式和非正規渠道進入我國的熱錢，加速了國內流動性過剩的局面。所以，綜合國內有限的資源和金融市場的成熟性，企業對外投資是一個很好的選擇。
三、結論和預測
目前來看，我國對外直接投資的主要特點是總額不大，但是增長速度較快，投資的產業面較窄，產業傾向比較嚴重，而且投資的地區和國家比較集中，如根據商務部的《2008年度中國對外直接投資統計公報》顯示我國在香港、開曼群島、英屬維爾京群島三者投資總額站我國對外投資總額的70％。而對發達國家的投資卻比例不高。并且在金融危機初期，我國政府就相應出臺了多項經濟刺激政策，使得我們國家的經濟保持平穩運行，并沒有出現較大波動。就決定了金融危機對我國對外直接投資的影響不大，并且創造了新的發展契機。
1.金融危機使得美國等發達國家出現經濟大幅衰退，美元相對于人民幣貶值，雖然這在一定程度上增加了我國出口貿易的難度，但同時降低了我國對外直接投資的難度和成本。根據前面的實證研究，美元貶值一方面我們可以借著美元貶值的東風，用相對于以前較少的成本來兼并或者收購國外的中小企業，另一方面，我們可以通過直接投資來回避出口摩擦，既有利于國內的市場穩定又可以間接地保持一定的出口規模，保持自身在國際市場中的出口份額。
2.大規模的經濟刺激計劃使得投資成本大幅降低，加上中國經濟的持續向好，對外投資應穩步上升。為應對危機，我國的利率從2008年的4.68％降至3.33％再降到2.25％，同GDP保持了8％的高速增長，促使我國企業加大了對外直接投資的步伐。
Abstract： The level of investment and expenditure of pension insurance directly affects the long-term stable development of pension system. This article analyzes the effect result of the urban pension income， levy payment income， cumulative balance， urban pension per capita spending on the pension expenses of the same year， and explores ways to increase pension fund expenditures， thereby increasing the efficiency of pension fund spending and social satisfaction on pension insurance.
關鍵詞：養老保險支出；征繳費收入；累計結存；養老金人均支出；ADF檢驗；ECM模型
Key words： pension insurance expenditures；levy payment income；cumulative balance；per capita pension expenditures；ADF test； ECM model
中圖分類號：F840.67 文獻標識碼：A 文章編號：1006-4311（2016）30-0025-02
0 引言
據《2015年度人力資源和社會保障事業發展統計公報》（1992～2015）顯示，我國2015年度基本養老保險基金支出27929億元，比上年增長19.7%。從1992年到2015年，24年的時間里，支出總額增加了的92.88倍，消除物價指數影響后，實際增長了35.56倍，養老保險基金支出的年均增長率（18.84%）也已經遠遠超過我國GDP的增長率（9.71%）。[1]很顯然，養老保險基金支出總額在多因素的影響下，出現了快速增長的趨勢，并且有可能長期持續。研究對1992～2015年我國養老保險基金收支的相關數據進行分析，找出影響養老保險基金支出的主要因素并建立模型，探討增加養老保險基金支出的途徑。
1 資料與方法
1.1 一般資料
我國1992～2015年養老保險基金收支數據，數據來源于1992～2015《人力資源和社會保障事業發展統計公報》、《中國統計年鑒》及各期人力資源社會保障統計快報數據。[2]為方便分析，本研究對原始數據進行了分析處理，共提煉出5個統計指標為：當年養老保險支出、當年城鎮養老金收入、當年征繳費收入、當年累計結存、城鎮養老金人均支出等。
1.2 方法
本文所用軟件為E-views5。通過計量經濟學模型對影響我國養老保險基金支出的主要因素進行實證分析和檢驗，主要采用協整檢驗和修正誤差模型分析。數值變量設置為：當年養老保險支出（Y）、當年城鎮養老金收入（X1）、當年征繳費收入（X2）、當年累計結存（X3）、城鎮養老金人均支出（X4）。其中Y為因變量，X1～X4為因變量。
2 計量模型分析與檢驗
2.1 建立計量模型
本文實證分析基本模型借鑒Aizenman and Marion的方法[3]，根據我國養老保險基金支出增長的典型特征，回歸的基本模型假定如下：
2.2 協整檢驗與長期均衡分析
由于時間序列數據存在非平穩性，對非平穩性時間序列建立模型會導致偽回歸，因此，我們首先對所選取的變量進行ADF平穩性檢驗之后，再進行協整檢驗和修正誤差模型檢驗，最后建立因變量與自變量之間的均衡關系。
2.2.1 ADF平穩性檢驗[4]
利用1992～2015年數據計算Y及X1～X4，進行ADF檢驗，檢驗結果如表1所示。
從表1的結果得出，Y、X1、X2、X3、X4均為二階單整序列，即以上序列均為二階單整序列，各變量可能存在長期均衡關系。
2.2.2 協整回歸與分析[5]
我們對變量進行OLS擬合，回歸結果如表2所示。
回歸結果將不顯著的常數項剔除掉，得到如下方程：
Y=1.842X1+2.605X2+0.617X3+0.323X4
通過表2，可以得出X1、X2、X3、X4均通過了顯著性檢驗，從方程中可以看出，各變量對因變量的影響均為正向的，并且當年征繳費每增加1個單位，會導致當年城鎮養老保險支出增加2.605個單位，其次是當年城鎮養老金收入對其的影響，每增加一個單位當年城鎮養老金收入，會導致當年養老保險支出增加1.842個單位。
2.2.3 為了檢驗以上變量是否存在長期均衡關系，還需要對均衡方程的殘差項進行平穩性檢驗。從表3結果得知，殘差resid是平穩序列，在1%水平下通過顯著性檢驗，可以認為因變量Y與自變量X1～X4存在長期均衡關系。
2.2.4 ECM修正誤差模型檢驗[6]
摘 要：在闡述山西省糧食種植及供給能力狀況的基礎上，借助山西糧食生產能力和常住人口總量數據，計算得出糧食自給率為88.
>> 山西省蘋果生產現狀、存在問題及對策 山西省山藥生產現狀及發展對策 山西省糧食生產的思考 湖北省糧食生產現狀分析與發展對策 河南省發展糧食生產存在的主要問題與對策 博白縣糧食生產現狀\問題及對策 廣西糧食生產現狀及對策研究 遵義市糧食生產現狀與發展對策 山西省A電廠安全生產管理現狀及問題分析 河北省糧食生產的集聚研究 山西省鈣果(歐李)產業現狀\存在問題與發展對策 山西省煤炭清潔生產問題研究 郎溪縣糧食生產現狀及對策 富順縣糧食生產現狀及對策 嘉祥縣糧食生產現狀、做法及存在問題對策 信陽糧食生產現狀與發展思考 河南省糧食生產核心區建設的問題與對策 山西省小麥產業發展現狀與對策 山西省投資現狀與經濟增長研究 糧食生產中存在的問題及其對策 常見問題解答 當前所在位置：l.
[2] 山西省統計局，國家統計局山西調查總隊.山西省2012年國民經濟和社會發展統計公報[EB/OL].（2013-03-01）[2013-03-11]..
[3] 2012年山西省糧食外購情況點評分析[EB/OL].（2013-04-20）..
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