時間：2022-03-08 08:10:16
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篇固定資產投資論文，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。
我國固定資產投資增長高度依賴信貸資金的特殊原因
中國經濟目前仍是投資主導型經濟，投資占GDP比重不斷提高，信貸增長仍然是固定資產投資增長的重要來源。我國固定資產投資增長對信貸資金的高度依賴，主要是由以下幾個因素決定的：
第一，經濟處在經濟周期的不同位置和經濟增長的不同階段，對信貸資金的需求有所不同。在經濟周期的上升階段，信貸需求增加。每一輪經濟快速增長之前，投資開始加速，物價開始回升，貨幣供應量和銀行信貸資金也開始高增長。近年來，新一輪經濟周期的上升階段正值我國進入資本密集型增長階段，不僅是傳統的重化學工業，而且新興產業和技術的不斷出現，也使得企業和社會對資金的需求越來越大，資本深化不斷推進，創造單位GDP需要的資金存量增加，一定速度的經濟增長客觀上需要更多的資金供給。
第二，我國直接融資比重過低，導致企業融資高度依賴信貸資金。直接融資和間接融資的比例在發達市場經濟國家已達到1∶1左右，我國直接融資比例長期較低，融資結構以間接融資為主。貸款在全部非金融機構的融資中占近80%的比重，在企業融資中占90%左右，企業長期資金需求絕大部分通過銀行中長期貸款來滿足。
第三，政府國債投資和外商直接投資進一步增長，客觀上需要銀行配套資金，從而導致信貸資金需求的增長。以國債投資為例，1998～2002年我國共發行長期建設國債6600億元，銀行配套貸款1.32萬億元，銀行配套貸款是長期建設國債的2倍。也就是說，1000億元的國債投資需要2000億元的銀行配套貸款。
第四，商業銀行不良資產比例降低后，信貸擴張具有內在動力。國有獨資商業銀行股份制改造和農村信用合作社改革中，加強了對商業銀行不良貸款比例和余額持續“雙降”的考核，商業銀行紛紛采用新增貸款的方式稀釋不良貸款。與此同時，商業銀行上市的沖動，也有力地推動了貸款投放。另外，商業銀行出于控制信貸風險考慮并受制于投資渠道狹窄，也偏好于發放中長期貸款。而我國目前在商業銀行資產運用方面的限制較多，主要限于貸款業務，其他可投資產品較少，因此，銀行體系的大量資金也不得不投向中長期貸款。
對固定資產投資加強信貸政策引導的必要性
由于投資與貨幣供給和信貸增長之間的內在聯系，特別是在我國投資對信貸資金依賴程度較高的情況下，投資過熱往往伴隨著信貸過熱。信貸過熱之后往往形成大量不良資產，導致信貸緊縮，經濟增長速度大幅度回落。為了避免投資過熱及其產生的嚴重后果，就需要對信貸政策進行積極引導，促使投資總量保持在合理的限度內，投資結構不斷優化。
當前，致使投資過熱的原因很多：一是相當一部分投資是由政府主導下的投資，一些地方在經濟發展思路上還沒有完全擺脫盲目和片面追求經濟增長速度的思維模式，地區之間互相攀比，不少地方政府仍然用一年一變樣、三年大變樣的指導思想發展地方經濟；二是國有企業投資預算的軟約束；三是地方政府給予私營和外資企業過于優惠的土地、稅收等優惠政策，造成這些企業投資成本低估。
[關鍵詞]固定資產投資證券投資決策方法
投資是企業重要的財務活動之一，它通常是指企業將一定的財力和物力投入到一定的對象上，以期在未來獲取收益的經濟行為。投資活動可以按多種標準進行分類，其中按投資方式的不同可分為直接投資和間接投資，直接投資又稱為實物投資，是指直接用現金、固定資產、無形資產等進行投資，直接形成企業生產經營活動的能力。直接投資往往數額大，回收期長、與生產經營聯系緊密。
間接投資一般也稱為證券投資，是指用現金、固定資產、無形資產等資產購買或取得其他單位的有價證券（股票、債券等）。
固定資產投資的規模大小和技術的先進程度、證券投資的規模大小和投資對象的合理性，在很大程度上決定了企業經營和發展的潛力，因此，對固定資產投資和證券投資決策方法的研究和使用對企業的生存和發展都具有十分重要的意義。
一、固定資產投資決策
1、固定資產投資決策方法。如前所述，固定資產投資直接影響企業的生產經營規模，由于它投資數額大、投資回收期長、一經決策和實施就難以改變，因此固定資產投資決策成敗與否后果深遠。實務中，企業在進行固定資產投資決策時，一般都要提出幾種投資方案，進行反復比較后從中選取最佳或最合理的方案，這就需要運用凈現值法、內含報酬率法、現值指數法、投資回收期法、平均報酬率法等投資決策方法，但現行財務管理理論和實踐對固定資產投資主要采用凈現值(簡稱NPV)法。所謂凈現值是指投資方案的未來現金流人量的現值和現金流出量的現值的差額。用公式可表達為：
NPV=∑CIt／(1+i)t—∑COt／(1+i)t
其中：CIt表示第t年的現金流入量；COt表示第t年的現金流出量；i表示預定的折現率。
凈現值法的決策規則是：在只有一個備選方案的采納與否決策中，凈現值為正者則采納，凈現值為負者不采納；在有多個備選方案的互斥選擇決策中，應選用凈現值是正值中的最大者。
2、對固定資產投資決策方法的說明。不難發現，凈現值法與其他方法相比具有以下優點：
(1)凈現值法考慮了資金的時間價值，能夠反映各種投資方案的凈收益，即以各種投資方案收益的大小作為投資決策的依據，因此是一種較好的方法。
(2)凈現值法與企業的財務管理目標相一致。投資方案的凈現值就是該方案能夠給企業增加的價值，因此要實現企業價值最大化這一目標，就必須在多種備選方案中選擇凈現值最大且不小于零的投資方案。
因此，現行企業財務管理工作中主要采用凈現值法進行固定資產的投資決策。
二、證券投資決策
1．證券投資決策方法。證券投資決策的目標就是將投資收益和投資風險風險聯系起來，對二者進行權衡后選擇最為合理的證券進行投資。因此，證券投資決策主要是討論如何在規避風險的基礎上最大限度地獲取證券投資收益，這就是著名的投資組合理論。投資組合理論最初由馬考維茨(HMarkowitz)于20世紀50
年代創立，后經威廉•夏普(WSharpe)等人發展，主要運用證券投資回報率的期望值E和系統風險系數β兩個指標表示一個證券(或證券組合)的投資價值，以此為基礎的分析被稱為“E—β”分析。
證券投資組合的風險可以分為兩種性質完全不同的風險，即系統風險和非系統風險。系統風險又稱為不可分散風險或市場風險，是由于一些會影響到所有公司的因素如戰爭、通貨膨脹、經濟衰退、金融危機、國際市場的變化引起的風險。這些因素對任何企業來說，都是不可避免的；非系統風險又稱為可分散風險或公是指發生于個別公司的因素如新產品開發失敗、失去一項重要合同、重大項目投標的失敗、競爭對手的出現、生產工藝技術的老化等所造成的風險，此類風險可以通過多元化的投資來分散或消除。
2．對證券投資決策方法的說明。資本市場理論和實踐研究表明，證券的回報率和系統風險之間存在著很高的相關性，即風險與收益對等，高風險可以用高回報來補償，而低風險則伴隨著低回報。在完全有效的資本市場中，證券的價格反映其價值，證券的價格在任何時刻都應與其價值相符，因此購買或出售證券只能獲得與該證券的系統風險相一致的回報率。也就是說，證券投資的凈現值等于零。因此證券投資決策不能用凈現值作為評價指標，而應采用“E—β”分析法。
綜上所述，對固定資產投資與證券投資決策方法的差異歸納為以下幾點：
(1)現行企業財務管理理論和實踐對固定資產投資決策主要采用凈現值(NPV)法，而對證券投資決策則采用回報率與風險(E—β)分析法。
(2)只有當固定資產投資方案的凈現值不小于零時，才有可能接受該方案，而證券投資方案的凈現值一般為零。
(3)由于證券市場的競爭性遠遠高于產品市場，使得證券市場能夠迅速達到競爭性均衡狀態，因此，證券投資的平均租金高于零；而產品市場或者因為存在壟斷和寡頭，或者因為某個或某些企業的創新而使得該行業調整到競爭性均衡狀態還需要一定的時間，所以固定資產投資可以賺取經濟租金。
三、原因分析
1．從資本資產定價模型的角度來看。上面的分析似乎表明固定資產決策和證券投資決策是兩種截然不同的決策類型，其實并非如此，兩者實際上都使用資本資產定價模型來量化風險。
威廉•夏普1964年開創的資本資產定價模型(CapitalAssetPricingModel，簡稱CAPM)被認為是財務管理學形成和發展中最重要的里程碑，它的出現第一次使人們能夠對風險進行定量分析。這一模型為：
Kj=Rf+βj(Km—Rf)。
式中：Kj表示第j種股票或第j種證券組合的必要報酬率；Rf代表無風險報酬率；βj表示第j種股票或第j種證券組合的β系數；Km表示所有股票或所有證券的平均報酬率。
可見，資本資產定價模型簡單、直觀地揭示了證券的期望報酬率與風險之間的關系。
例：當前的無風險報酬率為6％，市場平均報酬率為12％，A項目的預期股權現金流量風險大，其值β為1．5；B項目的預期股權現金流量風險小，其β值為0．75，則：
A項目的必要報酬率=6％+1．5×(12％—4％)=18％
B項目的必要報酬率=6％+0．75×(12％—4％)=12％
因此，資本資產定價模型是證券投資分析的直接工具，應用資本資產定價模型可以直接預測證券投資組合的期望報酬率；而在固定資產投資決策中，資本資產定價模型同樣發揮作用，即可以用于估計固定資產投資方案的機會成本，固定資產投資方案的風險越大，資金的機會成本也就越大。如果固定資產投資方案的凈現值大于零，就說明該固定資產投資方案的期望報酬率大于資金的機會成本。
因此，無論是固定資產投資決策還是證券投資，資本資產定價模型都是一個有效的工具，所不同的是，在證券投資決策中，資金的機會成本就是該證券投資的期望報酬率；在固定資產投資決策中，用估計的資金機會成本作為折現率對固定資產投資方案的預期現金流量進行折現，計算其凈現值，并根據計算結果的大小對投資方案作出取舍。
2．從經濟租金和有效資本市場假說的角度來看。
關鍵詞：農村經濟發展； 農村公共品； 財政支出； 實證分析
一、引言
近年來，三農問題已成為我國社會日益突出的問題，至取消農業稅以來，國家在對農村財政支出也越來越多，已安徽省為例，2006年，安徽省農村固定資產投資非農戶投資總額為188.3億元，2010年安徽省農村固定資產投資非農戶投資總額達到654.5億元。近年來，安徽省政府也加大了對農村投資的力度，扶持了一些有關安徽省農業長遠發展的重大項目和工程的建設。盡管如此，但安徽省的農業基礎相對比較薄弱、農村發展相對滯后和農民持續增收困難的狀況并沒有發生根本改變。[1]因此，研究安徽省農村公共產品供給與農村經濟增長增長有一定的現實意義。本文以巴羅模型為基礎，分析安徽省非農戶固定投資也就可以說是政府對農村公共產品供給對安徽省農村經濟增長的影響。
二、建立模型的理論基礎
（1）農村公共支出和農村經濟增長內涵的確定。 公共支出又稱為財政支出，是指政府為了履行其職責而支出的費用。經濟增長是指一個經濟所生產的物質產品和勞務在一個相當長的時期內的持續增長，也即是實際總產出的持續增長。本文以安徽省第一產業生產總值作為具體的度量指標。
（2）計量模型的選擇及其相關變量的含義。在經濟增長理論中，新古典經濟增長理論主要研究的是經濟增長的要素貢獻，是通過分析各種要素貢獻來解釋經濟增長問題。在實證分析中大家廣泛采用柯布—道格拉斯生產函數。本文也采用柯布—道格拉斯生產函數的生產形勢，基于巴羅的模型的基礎上。則包含農業財政支出要素的農業生產函數隨即回歸方程就為如公式1-1所示。
Yt=AtLαtKβtGλt（1-1）
其中，At表示第t時期的技術進步的作用，一般情況下，是用常數和時間的函數關系來表示技術進步。Yt表示第t時期的農業生產總值，Lt，Kt，Gt分別表示第t時期的勞動投入量、農業資金投入量和安徽省農業財政支出量，α，β，λ為待估參數，α表示就業的產出彈性，β表示農業資本的產出彈性，λ表示財政農業支出的產出彈性，本文是通過估計這些參數，考察農業勞動投入量、農業資金投入、政府農業支出量對農業生產總值的影響。
本文采用雙對數模型來建立安徽省非農戶財政農業支出總量與安徽省農村經濟增長之間關系的計量模型，在先不考慮技術進步影響的情況下，公示如1-2所示。
lnYt=C+αlnLt+βlnKt+λlnGt+ε（1-2）
若令MPG=YG表示安徽省非農戶固定投資G的邊際生產率，根據巴羅的理論，當MPG=1時，非農戶投資的生產達到最優水平，也就是政府投資達到最優水平。按照邊際成本等于邊際收益的原則，最優的政府邊際收益也為1，若MPG>1，則會出現財政支出不足，若MPG
本文的數據樣本以安徽省2006-2010的數據位樣本區間，數據來源于2007-2011的《安徽統計年鑒》，以安徽生產總值中的第一產業值代表Y，以鄉村從業人員數代表L，以安徽地區農村固定資產代表K（數據來源《中國農村統計年鑒》），以安徽非農戶固定資產投資完成情況代表安徽省財政農業支出總量G，如下表3-1所示。
注：安徽第一產業值Y數據，鄉村從業人員數L數據，非農戶固定資產投資量G數據來源于2006-2010年《安徽統計年鑒》；農村固定資產總量K的數據來源于2006-2010年《中國農村統計年鑒》。
三、實證分析
現在運用表3-1所示數據，運用EVIEWS計量軟件進行普通最小二乘法（OLS）數據分析。降分析結果寫成標準形式如下公式1-3所示。
分析以上回歸方程的詳細結果，我們發現由于D.W=2.29，接近于2，所以，我們斷定其中三個自變量基本上不存在自相關。擬合優度R2=0.999，說明這三個解釋變量對農業經濟增長的解釋程度達到99%，解釋能力較強。F=15203，因此在0.05顯著性水平下，回歸模型從整體上是顯著的。三個變量的T值均比較大，可知這些值都是顯著的。此外，我們還可發現：
（1）農村從業人員即農業勞動投入量的產出彈性α==19.235，這表明農業勞動投入量的變動對農業生產總值的變動的影響為負，也就是說，在當前農業資本投入量（農村固定資產）和農業財政投入（非農戶固定資產投資）一定的情況下，農業勞動力美增加1%，農業生產總值將會降低19.235%。這可以反映出兩種情況：一種是當前安徽農村勞動力人均資本和人均政府財政投入過低；另一種是安徽省農村勞動力剩余太多，其實這兩種情況是一個問題的兩個方面。因此，可以判斷有兩種方式能提高勞動生產率，一種是增加投入資本以改善勞動力過剩的問題，另一種也可以通過勞動力的轉移從而提高勞動力過剩帶來的對生產率的影響。
（2）農業資本即安徽農村固定資產投入量的產出彈性β=1.009，表明安徽農村固定資產投入量對農業生產總值的變動的影響為正向的，并且有很大的促進作用，農村固定資產每增加1%，農業生產總值將會增長1.009%。因此，增加農村固定資產的投資對農業生產總值具有很大的促進作用。
（3）非農戶固定資產投資量的產出彈性λ=0.088，表明非農戶固定資產投資對農業生產總值的提高具有正向作用，非農戶固定資產投資量每增加1%，農業生產總值就平均增長0.088%。由前文討論的MPG=YG，且我們知道非農戶固定資產投資量的產出彈性λ=YG·GY，所以可以得知λ=MPG·GY，我們可以令S=GY，即S為非農戶固定投資量占安徽農業生產總值的比重。由此，我們可以得到MPG=λS，所以，我們可以根據表3-1中的數據計算得到MPG的值，根據巴羅的理論，MPG=1時財政農業支出達到最優規模，所以此時λ=S，固定λ=0.088，我們可以得到理論上財政農業支出（非農戶固定資產投資量）的最優規模，并將MPG的值列在下表4-1。
由表4-1所示，我們能夠得到理論上理想的財政農業支出規模，從理論上可以得知安徽省非農戶固定資產投入量還不夠，在不考慮農村公共產品提供的剛性約束和其他財政等約束的情況下得到的理想值。但我們應該盡量向理想值靠攏，設定目標，逐步實現。
四、結論
本文以安徽省為例，采用2006-2010年農村從業人員人數、固定資產投資、非農戶固定資產投資以及安徽省農村經濟等數據，非農戶固定資產投資對安徽省農村經濟增長的影響，運用eviews回歸的實證分析方法進行分析，并得出了如下結論：
1、非農戶固定資產投資量的產出彈性λ=0.088，表明非農戶固定資產投資對農業生產總值的提高具有正向作用，非農戶固定資產投資量每增加1%，農業生產總值就平均增長0.088%。
2、我們能夠得到理論上理想的財政農業支出規模，從理論上可以得知安徽省非農戶固定資產投入量還不夠，如表4-1所示，所以政府應該增加財政支農規模。（作者單位：安徽財經大學經濟學院）
參考文獻
[論文摘要]我國的信息化發展水平與經濟發展水平呈明顯正相關，目前推動我國信息化發展的因素主要是政府財政支出和最終消費，而固定資產投資對信息化建設的促進作用最弱。
一、信息化與經濟、社會發展水平的相關分析
國務院信息化工作領導小組在1997年全國信息化工作會議上提出，信息化是在國家統一規劃和組織下，在農業、工業、科學技術、國防及社會生活各個方面應用現代信息技術，深人開發、廣泛利用信息資源，加速國家實現現代化的進程。為了科學評價國家及地區的信息化水平，正確指導各地信息化發展，需要建立全國統一的信息化指標體系。信息產業部會同有關部委共同研究提出了《國家信息化指標構成方案》，作為當前進行國家和地區信息化水平量化分析和管理的依據和手段，該套方案由資源開發利用、信息網絡建設、信息技術應用、信息產品與月鳳務、信息化人力資源、信息化發展環境六個大項，20個小項指標組成。
國家信息化測評中心NIEC受國家主管部門的委托，根據信息產業部公布的《國家信息化指標構成方案》及有關指標數據，對全國各地區信息化水平進行了測算，2000年中國國家信息化水平總指數(NIQ)為38.46，比1999年的30.14和1998年的25.89，有較大提高，1998 - 2000年中國信息化水平總指數提高了48.6%，平均每年提高21.9%，大大快于國民經濟7—8%的增長速度。
本文試圖分析我國各地區信息化水平與經濟與社會發展水平之間的相關關系以及影響我國信息化水平的主要因素，數據如表1。
做信息化指數與人均GDP和社會發展指數的散點圖，結果如下(見圖一、圖二):可以看出，信息化水平和我國的經濟發展水平和社會發展水平都有明顯的正相關，信息化指數較高的地方，人均GDP和社會發展指數也較高，信息化指數與人均GDP的相關系數為0.754，與社會發展指數的相關系數為0.815，由此可以看出信息化的重要性。
二、影響我國信息化發展水平的因豪分析
影響信息化發展的因素很多，但本文只分析決定國民生產總值的投資、消費、和政府購買這三項宏觀指標對信息化的影響。由于全國各地區的信息化水平是一個水平數據，而不是總量數據，分析影響信息化發展水平的因素時，應該使用人均數據，而不是總量數據，因此，本文用各地區的固定資產投資、最終消費、政府財政支出的數據來除以人口總數得到人均固定資產投資RIJ、人均最終消費RJC以及人均政府財政支出RJG，用SPSS軟件做信息化指數Ⅱ與RJIRJC以及RJG的線性回歸分析，Ⅱ為因變量，其他變量為自變量，結果如表2。
從分析結果可知:固定資產投資、最終消費、政府財政支出對我國的信息化指數都有促進作用，各系數統計顯著，其中，人均固定資產投資增加一元，可以讓信息化指數增加8.621E—03個單位，人均最終消費增加一元，可以讓信息化指數增加8.881E - 03個單位，人均政府財政支出增加一元，可以讓信息化指數增加2 . 273E - 02個單位，對比之下，政府支出對我國信息化的推進作用最大，最終消費對我國信息化的推動作用次之，而固定資產投資對信息化的推進作用最弱。可見，目前我國信息化的推進主要還是靠政府財政支持，其次是靠消費的拉動，而固定資產投資對信息化的拉動作用在目前明顯不夠。
三、國際信息化指數與經濟發展水平的相關分析
1999年，國家統計局“中國信息能力研究”課題組建立了一套指標體系測度一些主要國家的信息化能力，該體系由體現信息能力的基礎性因素(包括促進性因素)、資源性因素、活躍性因素和保障性因素共四大類、30個小項組成，測度結果如上表，為了分析信息化能力與經濟發展水平之間的相關性，本文從《2001國際統計年鑒》上得到上表中對應國家1999年按購買力平價的人均GDP數據(美元)。從圖三的統計圖可以看出，各國的信息能力水平和人均GDP呈明顯的正相關，采用上述相同的方法得出兩者的相關系數為0.974，由此可見，在世界范圍內，信息化能力與經濟發展水平的相關性更為明顯。世界正步入信息化時代，信息已經成為比物質和能源更為重要的經濟贊源_，信，能力也將成為決定一個國家綜合國力的重要指標，較高的信息能力可以對國民經濟產生“產值倍增效應”，可以使經濟結構優化和高度化，從而提高國民經濟的國際競爭力。從數據表明，美國位居信息能力的榜首，其他發達國家的信息能力也處于較高水平，但中國的信息能力只相當于美國的8.6%、日本的8 . 892 %、甚至比經濟發展水平不如我國的印度也低。從中可以看出，我國的信息能力水平在世界居于落后水平，這無疑會使中國在未來的國際競爭中處于不利的位置。
論文關鍵詞：經濟增長，固定資產投資，外國直接投資流入，面板數據
一、引言
一般來說，經濟學家認為，外國直接投資流入（FDI）的導致提高經濟增長率Blonigen（2005）。一個外商直接投資主要增長的特點是先進的技術，往往伴隨著外國資本投資。此外，國內投資者也可以采用這一先進技術。換言之，外國直接投資通過技術外溢產生積極的外部條件。同時，增加外國資本可以幫助縮小儲蓄缺口（即國內儲蓄之間的比例和投資比例，獲得期望水平的差距）。總之工商管理畢業論文，要發揮外國直接投資在發展中國家，特別是從低生產率和資本存量不足蒙受經濟增長的積極影響，約翰遜（2006）。De Mello（1999）發現，外國直接投資是否促進了經濟增長取決于主要東道國的特點，特別是熟練勞動力數量。Borensztein等（1998）也證實，盡管外國直接投資對GDP有積極影響，但這種影響的程度取決于人力資本水平。同時使用截面和面板數據分析，Johnson（2006）表明，外國直接投資流入推動發展中國家的經濟增長，但不是在先進國家。 Alfaro（2003）進行的一項跨國家的分析，發現外國直接投資總額對東道國的經濟增長產生了模棱兩可的影響;把初級部門的外國直接投資流入量趨于對經濟增長產生負面影響。Olofsodotter（1998）用標準的OLS的方法為50個發展中國家和發達國家在1980年至1990年期間的截面數據進行分析。他發現，由于技術溢出效應，外商直接投資存量已經對經濟增長速度產生積極影響。De Mello（1999）采用使用32個發達國家和發展中國家的數據面板固定效應估計法來確定關系雜志網。他證實，外國直接投資可以帶來更好的技術，并在東道國加強管理。然而，一些相當薄弱的外國直接投資是否真的會造成經濟增長。Johnson（2006）采用了90個國家的面板和假設表明外國直接投資應該對作為一個技術溢出和有形資本的流入導致經濟增長能產生積極影響。通過面板和截面分析，他發現工商管理畢業論文，外國直接投資流入量提高發展中國家的經濟增長，但在發達經濟體并非如此。此外，Johnson（2006）還提供了對現有的外國直接投資與經濟增長，宏觀經濟數據的實證文獻引用優良審查。最后，Alfaro（2003）用于1981年至1999年期間跨國家的數據和研究外國直接投資對第一、制造業和服務業經濟增長的影響。他認為，外國直接投資的利益在不同行業之間差別很大。因此，在第一產業的外國直接投資往往會對經濟增長產生負面影響，這種關系在制造業是正面的和在服務業是模棱兩可的。
本文的目的是促進對中國各地區經濟增長與外國直接投資流入之間關系的實證文獻。我們研究的理論基礎在于著名的內生增長模型Romer（1990）。根據內生增長模型，輸出是對人力資本的生產加上標準因素的作用。我們把資本、FDI和人力資本作為要素投入變量。本文的主要焦點是外國直接投資流入量在經濟增長中的作用。從本質上講，我們研究外國直接投資是否在提高經濟效率和各地區經濟增長的實際國內生產總值。
二、數據來源和模型構建
本文利用聯合國統計部門提供的數據庫數據及中國國家統計局統計數據、中國商務部統計數據庫數據，從理論與實證角度分析對外國直接投資與各省市國內生產總值增長速度的關系進行估計。外國直接投資流入對各地區經濟增長產生的影響，借此提出具體的對策措施。試圖彌補現有研究文獻的某些不足。我們的數據面板涵蓋在1998年至2008年期間的中國31個省市。現我們構建模型如下：
（1）
在式（1）中，表示我國各省份序號，為年份編號；α為一組待估計的參數；GDPit表示第省份、第年的產出變量。我們用各省市的支出法GDP（億元）來表示。FDI（億元）為外商直接投資實際利用額（按當年平均匯率折算成人民幣）；LC（個人）表示人力資本（各省市當年的大中專畢業生人數）； K（億元）用各省市年固定資產投資額來表示。t為時間趨勢變量（1998-2008年） ， Uit是誤差項。
在我們估計的模型，兩個重要的因素需要加以考慮。首先，它可以說工商管理畢業論文，國內生產總值和外國直接投資之間的關系遵循雙向因果關系的同時性問題導致的估計。為了解決這個問題，我們進行的外國直接投資和實際GDP的一個Granger因果檢驗。通過Granger因果關系檢驗表1所示為因變量證實了我們的國內生產總值的選擇適宜的結果，因為有強烈的單向因果關系是實際國內生產總值對外國直接投資。因此，在我們的研究中同時性不是一個嚴重的問題雜志網。
表1 格蘭杰因果關系檢驗結果
零假設
F -統計
Prob.
GDP沒有因果FDI
1.38
0.35
FDI沒有因果GDP
【關鍵詞】固定資產折舊 費用分配 “含溢”資產有用會計信息
一、引言
隨著我國社會主義市場經濟的迅速發展及資本市場的不斷完善，企業投資客觀分為有形事業和金融投資兩大類，并把資產劃分成事業有形資產和金融資產兩部分。因此，企業取得并持有土地、房屋建筑物、機器機械設備、運輸工具等固定資產時，在會計制度范疇內，采用確定成本核算固定資產取得原價，并選擇折舊方法進行折舊會計處理。
在固定資產折舊會計處理過程中，折舊方法的選擇直接影響當期累計折舊額，從而影響計入當期的成本費用及固定資產賬面價值。目前，由于投資者充分依賴企業公開披露的財務報表信息進行投資決策，而固定資產不僅具有豐富的內容和雙重的性質，還是為企業帶來長期經濟利益的資源，是企業獲得營業利潤及其營業外收入的經濟源泉。因此，從提供有用會計信息出發，必須詳細客觀分析固定資產折舊的會計信息。
二、固定資產取得的資本性支出特征
企業取得并持有固定資產屬于有形事業投資行為，目的是為了獲得事業投資收益，取得固定資產支出具有資本性支出特征。因此，企業取得固定資產按確定原價核算，并設定資本性質的資產科目“累計折舊”，對持有固定資產實行折舊會計核算，收回投資成本。
1、固定資產賬面原價特征。根據固定資產取得支出的資本性特征，企業取得固定資產的全部支出從購入價額到交付使用為止發生的利息，構成固定資產原價，確認及計量于資產負債表。會計報表記錄的固定資產賬面價值作為有形長期資產投資的初始原價，反映了企業該資產的未來經濟收益能力。因此，在進行折舊計提時采用間接法，即固定資產賬面原價不變，而用“累計折舊”科目的增加間接反映固定資產賬面原價減少。
2、固定資產折舊的理論特征。根據固定資產折舊理論依據，固定資產對企業經營利潤有貢獻，并且這一貢獻額度是通過固定資產的機能減耗換取而來的，因此假設企業持續經營前提，固定資產取得原價就等于資產的潛在經濟使用能力。由此，會計制度規定，企業固定資產一經取得，不管使用帶來的真實收益如何，都必須在經濟使用年限內實行折舊會計處理，收回固定資產取得原價。
3、固定資產的“含溢”資產性特征。固定資產折舊會計核算客觀是收回取得原價目的，而企業取得并使用固定資產目的獲得超過投資成本以上的期望價值。因此，固定資產使用可能獲得的收益超過投資原價以上部分，無法在賬面價值上反映，只能以“含溢”資產形式存在；企業持有使用目的土地、房屋建筑物固定資產，客觀具有金融資產特性，這些資產的市場價值高出賬面價值部分，也是以“含溢”資產形式存在于資產負債表中所有者權益部分。
三、選擇固定資產折舊方法特征
根據企業會計制度規定，企業進行固定資產折舊會計處理過程中，可以選擇平均年限法、工作量法、年數總和法、雙倍余額遞減等折舊方法中的一種，進行累計折舊會計核算。
1、固定資產折舊會計核算特征。企業固定資產折舊會計核算有直接法和間接法兩種方法。直接法折舊會計核算是通過借：管理費用（或制造費用或營業費用），貸：固定資產的會計分錄，把折舊額直接沖減固定資產賬面價值；而間接折舊法則采用貸方為貸：累計折舊的會計分錄，核算固定資產的投資回收金額，固定資產賬面原價不變，通過固定資產賬面原價與累計折舊額的差，間接反映固定資產賬面價值減少。根據會計制度規定采用間接進行固定資產折舊會計處理。
2、選擇折舊方法的信息特征。根據會計制度規定，允許選擇固定資產折舊方法進行折舊核算。而事實上選擇不同的方法，直接影響當期累計折舊額及當期會計利益。
（1）企業選擇平均年限法折舊。表現為在經濟使用年限內每年計提的累計折舊額相同，分攤的成本費用相同，沖減每期利潤額相同，固定資產賬面價值減少額度每年相等。同時固定資產的累計折舊額按年同等速度增加，每年收回的固定資產投資成本額相同。
從上圖分析看來，企業選擇平均年限折舊法反映了累計折舊額在等額增加，賬面價值等額減少；反映了企業計劃每年等額分配攤銷費用平均收回固定資產投資成本的信息特征。
（2）企業選擇加速折舊。無論是雙倍余額遞減法還是年數總和法，目的都是加大經濟使用年限前期費用分配額。
采用雙倍余額遞減法時，不用考慮固定資產處理殘值收入，并以直線折舊率的兩倍作為加速折舊率。而年數總和法折舊，則先將固定資產折舊原價減去預計殘值收入后，再乘以一個由經濟使用年數形成的逐年遞減分數計算每年的折舊額。所以，采用雙倍余額遞減法計提的第一年累計折舊額、分攤的費用額、收回固定資產投資成本數額比采用年數總和法多。
企業還可以選擇固定資產承擔工作量為費用分配依據計提折舊額。可見，每種折舊方法計提的年度累計折舊額都不同，企業選擇哪一種折舊方法應該取決于費用分配計劃。
3、固定資產折舊會計信息特征。根據一貫性原則，無論選擇哪一種折舊方法都會產生如下會計信息特征：第一，不同折舊方法帶來年度的累計折舊額不同，但在整個經濟使用年限所計提的折舊總額相等；第二，不同折舊方法，計提的年度累計折舊額不同，表明年度分配的成本費用額不同，但費用分配總額相同，都以該固定資產取得原價為費用分配總額；第三，折舊方法不同，年度分配的成本費用額不同，對年度利潤影響不一樣，但合計計入的利潤表的費用總額相同；第四，無論哪種折舊方法，都表現為固定資產賬面原價在減少、折舊累計額在增加，投資成本的收回額在增加。由此可見，固定資產折舊會計處理，客觀上表現為折舊方法選擇，實質是固定資產投資原價的回收過程，反映了主觀分配費用的會計信息特征。
四、固定資產折舊的有用會計信息特征
企業固定資產折舊會計處理，體現了主觀分配費用特征，沒有考慮固定資產的客觀經濟收益。由此可見，折舊方法的選擇反映了固定資產的賬面確定成本回收的會計信息特征。
客觀上，企業取得并持有固定資產過程中，隨著生產經營技術發展，營業利潤將呈現不斷增長趨勢；其次固定資產的實際使用年限一般長于折舊年限，累計折舊全部計提完畢即投資成本收回之后，仍在使用并創造經濟收益；第三企業持有土地、建筑物等有形固定資產，具有客觀金融性，這類資產的市場公允價值遠遠高于賬面價值，如果處理這些資產直接所帶來的巨大經濟收益。可見這些固定資產本身具備的、超過其成本以上的經濟收益能力即資產性，無法在會計報表上得以確認及計量，只能以“含溢”資產形式存在，不易被投資者發現。
綜上所述，投資者應該從固定資產折舊會計信息特征的綜合分析，結合企業持有固定資產的種類、目的、使用狀況，有效預測固定資產賬面價值以外存在的經濟價值收益，客觀估算企業投資價值，做好最佳投資決策，實現最大投資利益合理規避投資風險。
【參考文獻】
[1] Financial Accounting Standards Boar（美國會計準則委員會），Statement of FinancialAccounting Concepts No.1（財務會計概念公告第一號）；Objectives of Financial。 Reportingby Business Enterprises（營利企業財務報告的基本目的），November 1978。
關鍵詞：城市基礎設施；投融資效率；DEA
中圖分類號：F299.24文獻標識碼：A文章編號：1001-8409（2013）04-0007-05
一、引言及文獻綜述
城市基礎設施（Urban Infrastructure）是城市生存和發展所必須具備的工程性基礎設施和社會性基礎設施的總稱，是使城市順利進行各種經濟活動和其他社會活動而建設的各類設施。按照定義，城市基礎設施一般可以分為工程性基礎設施和社會性基礎設施。本文所稱基礎設施一般僅指工程性基礎設施，包括能源系統、給排水系統、交通系統、通信系統、環境系統、防災系統等工程設施。隨著城市化進程的進一步深入，我國由政府主導城市基礎設施建設的傳統投融資模式已經不能適應城市發展的現實需要。如何提高我國區域城市基礎設施建設投融資的效率，緩解各地區城市建設資金壓力，破解城市投融資難題，已經成為當今城市建設的重大課題。
從宏觀上來看，我國城市建設投融資主要存在投融資水平不高、投資主體不明確、融資渠道狹窄等問題；從微觀上看，存在城市基礎設施建設資金缺口較大、城市基礎設施使用效率不高和運營效益不好等問題。正確認識城市建設發展與投融資之間的關系，促進我國城市建設投融資效率的提高，建立可持續發展的投融資制度，是我國在下一階段提高城市化水平的重點。
關于如何促進城市基礎設施建設投融資效率提高以及科學管理的課題，國內外學者已經做了大量的科學研究，得到了很多重要的科研成果。美國著名經濟學家杜瑪（Evsey D Domar）提出了政府投資雙重效果理論，指出政府投資一方面可以增加國民所得，進而使有效需求增加；另一方面政府投資也可以增加生產能力，使社會總產量上升，即投資生產力效果（Capacity Effect）。李嘉榮在分析我國西部城市基礎設施投資效率時援引了美國哥倫比亞大學經濟學教授埃德蒙德?菲爾普斯（Edmund S Phelps）對我國投資效率的看法，他認為“中國面臨著一個最終需要解決的長期問題是過失的投資，中國需要解決投資決策中的低效率問題”[1]。如果投融資效率不能有效提高，我國基礎設施投資的資金缺口只能越來越大。對于效率評價方法，李嘉榮還引用了中國人民大學教授和宏明用固定資產交付使用率和投資效果系數這兩個指標說明目前我國基礎設施投資的低效率觀點，提出應有序地將政府、國有企業、私人企業、外資企業等列入基礎設施建設的投融資主體，以提升投融資效率。潘勝強從城市政府宏觀經濟管理角度出發，建立了城市基礎設施建設發展水平評價模型和城市基礎設施投融資管理績效評價模型，并進行了實證研究[2]。滿奕、李昌友在分析城市基礎設施項目績效評價指標體系影響因素和設計原則的基礎上，建立了城市基礎設施項目績效評價指標體系，為城市基礎設施項目績效評價提供參考[3]。鄒慧寧利用昆明市2004年和2008年的相關統計數據，通過各指標等價劃分臨界值及各細分指標所附權重，對昆明市城市基礎設施建設投融資模式的績效進行了評價[4]。之前學者們的研究要么只是從理論上對城市基礎設施建設指標體系進行定性研究，要么未將城市基礎設施建設的基本框架完全納入考量范圍，導致模型擬合出現設置誤差。本文在總結前人研究成果的基礎上，認為將專門研究效率的模型――數據包絡分析（DEA）應用于城市基礎設施建設投融資效率研究中，可以從投入產出角度定量地研究我國各區域城市基礎設施建設投融資效率，為我國各地區緩解資金缺口提供借鑒，具有現實意義。
目前我國對城市基礎設施建設效率評價方法主要有典型層次分析法（AHP）、數據包絡法（DEA）、典型相關法和主成分分析法等。層次分析法具有系統性、簡潔性、靈活性、實用性等特點，適用于關聯因素多且難以用數學模型反映其關系特征的復雜問題的分析研究。層次分析法的基本思路是：把復雜問題的各種因素通過劃分相互聯系的有序層次使之條理化，但是，其計算結果是定性分析的結果，不適用于具有較高定量要求的方法。數據包絡法從決策單元的投入產出角度出發，用一組投入產出的觀測值來估計有效生產的前沿面并以之進行綜合評價。其優點是：適合于具有輸入輸出指標的決策單元的相對有效性評價，并且輸入輸出指標的單位可以不統一[5]。典型相關分析方法是一種用于研究分析兩組隨機變量之間線性相關結構的多元統計方法，其基本原理是分別在兩組隨機變量上利用線性組合來構造成為典型變量的具有代表意義的綜合變量，在保持變量信息總量不變的前提下，將原始隨機變量所包含的信息分配到這些典型變量上，通過分析這些典型變量之間的相關關系來替代對原來兩組隨機變量相關關系的研究。本文綜合利用了三種方法在效率評價上的優點，首先利用層次分析法建立了我國各區域基礎設施建設產出的評價體系；然后利用典型相關方法對城市基礎設施建設的多個評價指標進行綜合；最后利用DEA法對城市基礎設施建設投入產出效率進行分析。
二、計量模型、指標選擇及數據說明
（一）計量模型構建
數據包絡方法（DEA）是一種以相對效率為基礎的目標決策方法，目前已經成為評價具有相同類型決策單元（DMU）相對效率的有效方法。
其中，m和s分別表示輸入和輸出指標的個數；xij0和yij0表示第j0個DMU的第i項輸入和第j項輸出；s+r和s-i分別表示松弛變量；ε表示阿基米德無窮小量，在計算中取正的無窮小，如ε=10-6。
（二）城市基礎設施評價指標體系分析
城市基礎設施體系是一個復雜巨系統，其中涉及到社會、經濟、技術、工程等多方面的因素，它的現代化程度是由許多指標共同決定的，為了能較全面、科學地反映其現代化本質，同時又避免指標重復，采用層次分析法進行多因子分析，同時借鑒其他城市經驗和專家推薦相結合，選取城市基礎設施各子系統指標（見表1）。
表1城市基礎設施評價指標
系統評價指標指標城市基礎設施評價指標體系城市能源動力系統 （F1）燃氣普及率（%）t1電力消費總量（百億千瓦時）t2水資源系統（F2）人均水資源（十立方米/人）t3用水普及率（%）t4城市供排水系統（F3 ）供水綜合生產能力（百萬立方米/天）t5污水日處理能力（十萬立方米）t6供水管道長度（百千米）t7排水管道長度（百千米）t8道路交通系統（F4 ）城市道路照明燈（萬盞）t9實有道路長度（百千米）t10公交運營線路網長度（百千米）t11年末公共交通運營數（百輛）t12郵電通訊系統（F5）郵政營業網點（百處）t13城市電話用戶（百萬戶）t14互聯網寬帶接入端口（萬個）t15生態系統（F6 ）建成區綠地覆蓋率（%）t16生活垃圾處理率（%）t17（三）數據來源及指標處理
城市基礎設施建設指標分別來自2011年和2010年的《中國統計年鑒》，城市基礎設施建設固定資產投資和基礎設施維護資金投入來自各年《中國城市建設統計年鑒》。本文將城市基礎設施建設固定資產建設投入效率和基礎設施維護資金投入效率分別考慮，用2010年與2009年各個評價指標之差代表2010年新增投資的產出流量，而維護資金投入的產出指標則為2010年的各個指標存量。由于城市基礎設施建設的勞動投入沒有確切的統計，本文用建筑，電力、燃氣、水的生產和供應，交通運輸、倉儲和郵政以及水利環境和公用設施管理等行業就業人員的總數來代替城市基礎設施建設勞動力總量。
三、城市基礎設施建設投融資效率分析
由于DEA對投入產出指標的數量有嚴格數量要求，本文采用典型相關分析對產出指標進行降維處理。研究者一般采用主成分分析或因子分析對指標進行綜合處理，但是應用這類方法會使信息量損失較多；而典型相關分析可以在保持信息總量不變的條件下，使提取的綜合變量之間不具有相關性，并且將原始變量所包含的信息分配到這些典型變量上。
（一）城市基礎設施指標的典型相關分析
本文利用SPSS分別對2010年我國各省市城市維護建設資金產出（2010年城市基礎設施指標）和市政固定資產投資產出指標（2010年與2009年城市基礎設施指標之差）進行分析。認為城市基礎設施建設維護資金投入的產出指標是2010的存量指標，而2010年城市市政固定資產投資的產出指標是2010年的凈存量指標。
（1）城市維護建設資金產出指標分析
對于城市維護資金的產出指標，本文提取了兩個典型變量（見表2）。這兩個典型變量的相關系數分別為0989和0937，其χ2 統計量分別為119317和42085，P值為0，表明相關性十分顯著。由于原始變量的計量單位不同，不能直接進行比較，因此本文采用標準化后的數據構建典型相關模型。反映城市維護資金產出指標的第一個典型變量為 L1 ，第二個典型變量為 L2 。
（二）城市基礎設施建設投融資效率DEA分析
本文利用EMS13軟件，分別用我國31個省市的城市維護資金和城市建設勞動投入以及城市市政固定資產投資和城市建設勞動投入來建立基于投入導向BC2-DEA的模型。考慮統計口徑的統一性和可比性以及數據的可得性原則分別設置輸入指標和輸出指標。維護資金模型輸入指標為：城市設施維護資金（億元）、城市建設勞動投入（萬人）；維護資金模型輸出指標為：第一典型變量L1； 第二典型變量L2。市政固定資產投資模型的輸入指標：城市基礎設施市政固定資產投資（億元），城市建設勞動投入（萬人）；市政固定資產投資模型的輸出指標為：第一典型變量V1；第二典型變量V2；決策單元為我國大陸31個省市及自治區。
（1）城市維護建設資金效率分析
在城市維護建設資金的使用效率研究中，資金使用效率主要從整體上考察資金是否存在浪費現象。純技術效率主要衡量城市維護資金投入的運行效率和管理水平；規模效率是指在制度和管理水平一定的前提下，現有規模與最優規模之間的差異。因此，規模效率主要用于評價城市維護資金是否處在最優規模水平上。從表4的分析結果可以看出，我國各省市城市維護資金的總生產效率平均值為056，純技術效率平均值為0405，規模效率平均值為138。由此可知，我國城市維護資金配置使用未達到有效狀態，資金處在高投入低效率狀態下運行，維護建設資金的使用效率有待提高。從各地區的具體情況來看，我國東部沿海地區效率相對較高，海南、浙江和江蘇在東部名列前茅；中部地區資金使用效率處在全國最低位置，山西、河南和安徽等省份均處在“高資金投入，低使用效率”的怪圈內；西部的和青海生產效率都很高，與該地區資源豐富、城市人口規模較小以及人均占有高有關。例如，和青海的人均水資源含量遠高于東部和中部地區的省市，使得其在資金人力投入量較低的情況下得到較高的產出。同時從數據可以看出，城建維護資金呈現出規模報酬遞減的技術特征，東部地區維護資金使用效率低下是由于資金投入過剩造成的；中西部地區維護資金使用效率低下是由于資金投入不足造成的。表4城市維護建設資金使用效率測評結果
（2）市政固定資產投資效率分析
從表5的測評結果可以看出，我國市政固定資產投資總效率的平均水平為0347，純技術效率的平均水平為0938，而規模效率為0351。因此從總體上來看，我國各省市的市政固定資產的技術效率相對較高，導致總效率低下的主要原因是由于其投資水平未達到最優規模。為了應對2008年的國際金融危機，我國政府用4萬億資金刺激經濟，其中大部分用于城鎮基礎設施建設，然而過度投資卻導致資金使用效率的低下。從各省市的具體情況來看，福建的總效率高達136，新疆和次之，青海的投資效率最低。山西、遼寧等17個省市的純技術效率已經達到最高水平，表明資金的運行效率和管理水平都比較高。從整體上看來，只有適度調整市政固定資產投資規模才能最終促進整體使用效率的提升。
四、結論與建議
綜上所述，我國各個地區的城市建設資金使用效率各有差異，導致效率低下的原因也不盡相同。從整體水平來看，我國城市維護建設資金的規模效率較高，而其技術效率水平較低；我國市政固定資產投資的技術效率較高，而其技術效率較低。因此，對于城市維護資金，相關部門應該加強基礎設施建設資金的整合，發揮現有資金利用的效率最大化。各主管部門應加強項目信息的溝通，在立項審批、驗收等環節上加強把關，防止多頭立項和套用項目騙取財政資金。對規定可以重復申報立項的項目，對其資金要加強整合使用，提高項目建設的檔次和工程質量，同時完善資金撥付形式和辦法，把“撥款制”改成對資金終極使用者的“報賬制”；對項目工程要加強管理，整合后可集中委托對工程有嚴密管理程序的部門管理，這樣既解決了資金相對分散的問題，又可防止建設資金被挪用，提高資金使用效果，同時可減少行政管理成本；其次，應該大力引進民間資本，合理引入競爭機制，不僅可以緩解政府公共項目建設的資金壓力，吸收私營部門的知識、技術和管理方法，降低產出成本，使社會資源配置更加合理，而且符合經濟體制改革的市場化目標，有利于減少政府干預，提高建設服務效率。對于市政固定資產投資，相關部門應該盡力提高其規模效率，綜合考慮全體市民在整體上對城市建設的需求，統籌規劃城市各大系統的均衡配套，將提升城市硬件水平、保護生態環境和提高資源能源利用效率一并納入城市效率的綜合考評體系中。
參考文獻：
[1]李嘉榮，王鐘.西部城市化與基礎設施投融資效率分析[J].探索，2005（6）：144-148.
[2]潘勝強. 城市基礎設施建設投融資管理及其績效評價[D].湖南大學博士學位論文，2007.
[3]滿奕，李昌友.城市基礎設施建設項目績效評價指標體系構建研究[J].長沙鐵道學院學報，2007（4）：187-189.
[4]鄒慧寧.昆明市基礎設施投融資模式績效評價[J].經濟研究導刊，2011（12）：75-76.
[5]馮振環，趙國杰.基于DEA和廣義BCG模型的中國區域投資有效性評價[J].經濟地理，2000（12）：10-15.
[6]劉力昌，馮根福，張道宏，毛紅霞. 基于DEA的上市公司股權融資效率評價[D] .系統工程，2004（1）： 55-59.
摘要：隨著經濟的發展，企業流動資金短缺已成為企業管理當局面臨的突出問題。目前，有很多企業對于流動資金的管理力度不夠，尤其對于內部環境因素造成的資金困難無從應對。本文主要從企業內部著手提出解決企業流動資金短缺的問題，試圖為企業管理當局更好地管理流動資金提供新的思路。
關鍵詞：流動資金短缺；資金管理；內部控制；資本結構
解決流動資金短缺問題，是一項艱巨而復雜的系統工程。國家保障國民經濟健康運行，給企業的生產發展創造一個良好的環境外，企業管理當局應從內部管理入手，實行積極有效的管理制度。
一、建立存貨控制系統
企業管理當局要重視存貨管理，努力降低存貨量，并組織人員對倉庫定期盤點，及時發現、處理多余積壓和應報廢的物資。因此建立科學的存貨庫存控制系統：
1.以銷售為起點，按銷售情況來確定成品資金并依次向前確定生產資金和儲備資金，從機制上解決成品資金膨脹和存貨資金過大的現象；
2.科學地確定經濟訂購批量和訂購次數，有效地節約采購成本和儲備資金占用；
二、加強應收帳款的管理，積極清理“三角債”
企業應更重視事前的調查和事中的監督和控制，以確保應收帳款的安全。企業應制定完善的賒銷政策，并確保有效實施，同時還要充分考慮與應收帳款相對應的成本。為加強應收帳款的管理，應建立健全其管理體系：一是根據客戶的資信情況制定出相應的信用政策；二是在具體賒銷前，應對客戶進行全面的調查；三是努力減少掛帳信用，擴大票據信用，以便盡可能取得明顯的索債憑證；四是選擇素質較高的信用管理人員，確立科學有效的收款程序，探索收款技巧，并建立崗位責任制度。
三、抓好流動資金管理，提高流動資金使用效益
貨幣資金具有最強的流動性，企業必須隨時保持一定的貨幣資金來滿足周轉的需要，但同時貨幣資金盈利性差，過多地持有貨幣資金必然影響其流動性。因此，必須確定最佳現金持有量，超過最佳持有量的貨幣資金應投資于短期有價證券，最大限度降低機會成本，以賺取比銀行利息更高的利益。
企業應實行流動資金集中管理和預算管理，按照量入為出、保證重點、兼顧一般的原則，合理安排和使用資金。從流動資金的特性出發，對流動資金管理應在保證財務管理總目標的基礎上，明確具體地把目標確定在追求最大程度的流動性，即在實現利潤及財富最大化的同時追求流動性的最強。
四、謹慎、合理地決策項目投資
（一）樹立資本成本觀念。改掉一味追求規模，不計后果的行為，使投入的流動資金能產生高于資金成本的較高回報。
（二）產品要適銷對路。企業要科學分析市場需求，生產適銷對路、質量可靠的產品并積極進行產品的更新，使其能被消費者接受，實現貨幣回籠，不至于出現生產越多，積壓越多的局面。
（三）控制固定資產的投資規模，加強固定資金和流動資金的配套供應企業應根據國家產業政策合理調整流動資金的投入，根據經濟發展的要求，科學合理的篩選出重點項目。
（四）實行配套投資。堅持誰投資，誰配給流動資金或是哪一級投資由哪一級配給流動資金的做法。這樣就要求投資部門一是在安排固定資產投資的同時對項目投產后的流動資金需要量做出合理安排，使固定資產投資規模受到流動資金供應能力的制約，一定程度上也控制了固定資產投資規模的膨脹；二是在項目投資上應列進一定比例的流動資金，由投資者一次性供給，建設期內流動資金全部存入當地人民銀行，項目投產后，逐年用新增利潤償還需作為有關部門審批項目計劃的一個必須條件，作為國家授權管理流動資金的銀行部門要堅持原則，對沒有按規定比例配齊流動資金的項目，堅決不予貸款支持。
五、注重調整資本結構
對于不同的企業，資本結構并不存在一個通行的標準。因此，最佳的資本結構是具有個性化的、動態的組合。影響資本結構的共性因素主要有經濟周期、行業屬性、企業戰略、控股變動等，從會計角度考慮以下幾點是調整資本結構時需著重解決的：
1.企業在擴大再生產時，必須在確定固定資產投資的同時，落實較為穩定的一定數量的流動資金，切不可盲目上馬；
2.避免過分追求流動性而存置大量流動資產，造成存置損失，應按流動比率2∶1保持流動資產；
3.科學地安排自有資金與負債、長期負債與流動負債的結構，充分并靈活地利用各種流動負債來滿足流動資產的波動性需要；
六、采取措施盤活存量資產
企業流動資金沉淀不僅表現為產成品積壓和應收帳款余額過大，同時也表現為固定資產的閑置浪費和部分資金被用于非生產領域。當前，企業必須首先盤活存量資產，才會有足夠的資金投入新產品開發和產品結構調整。在盤活資金過程中，必須對沉淀資金按永久性沉淀和暫時性沉淀進行分類，對二者采取不同的盤活方法：
1.最終不能被市場接受的產品和生產這些產品的專用設備，由于它們的價值無法實現，屬永久性沉淀，只能將其變價處理，收回資金投入流通，考慮到企業的承受能力，應分批分期進行；
2.仍存在市場需求，但因企業內部體制、管理水平和產品本身質量因素使其市場受到影響的，除積極組織銷售、改進產品質量外，還必須采取降價快速出售的辦法，及時收回資金。
七、企業應注意的其他事項
（一）謹慎選擇籌資渠道
不同的籌資渠道，其所承擔的賦稅也不一樣。從納稅籌劃角度看，企業內部集資和企業之間拆借方式產生的效果最好，金融機構貸款次之，自我積累效果最差。
（二）面向市場，改善產品結構
關鍵詞：信息產業；價格指數；特征回歸法；IT經濟價值
中圖分類號：F416.672文獻標識碼：A文章編號：1003-4161(2007)03-0118-03
如何正確地將每期投入變動分解為物量變動與價格變動，是評價計算機硬件投入經濟價值的重要問題。這種分解通常通過建立價格指數，將每年投入按選定基年平減，以消除價格變動對投入變動的影響。我國目前沒有公布計算機硬件投入價格指數，這一數據的缺失，成為研究我國計算機投入價值的一大障礙。
Wyckoff1995[1]研究提出：各國計算機硬件投入價格變動存在較大的差異，導致這種差異的主要原因是各國不同的價格指數統計方法。基于Wyckoff的研究，Schreyer2000[2]提出以投入價值評測參照國的價格統計方法為基礎，外推被研究國的價格指數。Schreyer2000與Colecchia2003[3]對OEDC各國IT投入經濟價值測量結果表明，以這種方法構造的價格指數，可以有效控制被研究國與參照國之間價格統計方法的差異，提高測量結果的可比性。作為IT投入量占世界一半以上的IT大國（劉樹成2000）[4]，美國將是我國未來計算機投入價值評價的參照點。因此，本文根據Schreyer2000的研究方法，建立以美國計算機硬件投入指數為基礎的外推指數模型，利用中美兩國1986～2004年相關數據①，構造我國這一時期的計算機硬件價格指數。
1． 外推價格指數模型
美國計算機硬件投入價格指數構造的核心是利用特征回歸方法（Hedonic method）控制計算機硬件投入的屬性變化對價格變動的影響。特征回歸法由Griliches1961[7]提出，該方法將價格統計單位由單位產品轉化為單位屬性，假定每一屬性都是一個單獨市場，通過獲取單位屬性的價格回歸推導投入品價格。這種價格統計方法可以有效剔除質量變化導致的價格變化，只剩下由市場供求引起的價格變化，即價格指數構造中的“純價格”變化。美國經濟分析局1985年開始采用這種方法計算美國計算機硬件投入價格指數，并在同年倒推了美國1972～1984年基于特征回歸法的計算機硬件投入價格指數（Triplett 1986）[8]。
以美國指數序列變動為參照體，外推我國同類指數序列模型的基本假定是：我國計算機硬件投入指數變化與固定資產投入指數變化之間的差異具有與美國同類數據相似的變動趨勢。基于這一假定，我國計算機硬件投入價格指數模型分為預測值回歸模型與外推投入指數模型。
1．1預測回歸模型
預測值回歸模型通過計算美國計算機硬件投入價格變動（ΔlnPupc,t）與固定資產投入價格變動（ΔlnPuk,t）之間的差，假定二者之間存在某種函數關系，以此作為預測回歸模型。
以（1）式進行剔除年度變動因子的指數平滑回歸，測定兩類資本價格變化差的預測值序列λt，作為外推我國計算機硬件投入指數的基礎。
1．2外推投入指數模型
外推投入指數模型分為測算價格指數變動與計算價格指數兩步。首先將我國固定資產投入價格指數變動（ΔlnPck,t），與λt相加，得到我國計算機硬件投入價格指數變化（ΔlnPcpc,t）。
2．外推價格指數序列測算過程控制
由于我國計算機硬件投入指數序列通過外推法計算，因而測算結論的可靠性，需要對測算過程中的各項外推基礎，包括回歸時間序列（ΔlnPupc,t-ΔlnPuk,t）、預測值序列（λt）及殘差值序列，進行平穩性、獨立性及隨機性檢驗控制。
2．1 回歸時間序列檢驗
對回歸序列的自相關檢驗表明，隨延遲階數的增加，序列的自相關系數很快地衰減向零，因而回歸序列具有平穩性；在一階差分后，序列值之間的相關性檢驗結果也表明各序列值之間獨立，沒有相關性（P值明顯大于0.05）（表1）。
由于預測時序數據平穩，并且為白噪聲序列，滿足隨機性要求，因此，可用該序列預測計算機硬件投入指數變動與固定資產投入指數變動之間差異，作為外推我國計算機硬件投入指數的基礎。
2．2 預測值序列檢驗
對回歸時間序列，進行剔除年度變動因子的指數平滑回歸，所得的預測值序列線型軌跡與原始序列非常接近，表明預測值對真實值進行了很好的跟蹤，反映了真實值的變動（圖1②）。
圖1 回歸序列真實值與預測值軌跡對照圖
預測值雖然對真實值進行了良好的跟蹤，但為保證預測值的可信度，還需要對預測的殘差值序列的平穩與獨立進行檢驗。
2．3 殘差值序列檢驗
隨著延遲階數的增加，殘差值序列的自相關系數在零值附近隨機波動。Box-LjungO~檢驗結果P值明顯大于0.05，表明在95%的置信區間無法拒絕序列為純隨機序列的原假設，因此，回歸所得的殘差序列為純隨機序列（表2）。殘差自相關檢驗的結果證明預測所得的殘差序列平穩隨機，進一步證明回歸所得的預測序列不僅良好地反映了真實值變動，而且具有較高的可信度，因此可基于該預測序列外推我國計算機硬件投入價格指數。
3． 我國計算機硬件投入價格指數序列測算檢驗與分析
可靠的外推基礎是研究結論可靠性的重要保證，然而研究結論的可信度，還需要進一步檢驗外推指數序列對現實經濟現象的擬合。
3．1 我國計算機硬件投入價格指數測算結果檢驗
根據預測值序列，及我國1986～2004年固定資產投入價格指數變動③，利用公式（2）、（3）計算出我國1986～2004年計算機硬件投入價格指數（圖2）。
注：以1986=100，序列值為價格指數的自然對數值；美國數據來自美國經濟分析局（BEA）。
從測算結果看，我國計算機硬件投入價格指數與美國同期數據相比，下降趨勢緩、波動幅度大。波動區域集中在1987～1989年及1991～1995年期間。但指數序列在波動的同時，仍然保持了總體下降趨勢，表明外推的指數序列符合計算機硬件投入品更新換代快，價格下降快的特點。如果指數序列出現的波動與減緩趨勢符合我國同期經濟運行情況，則研究不僅具有技術上的可靠性，而且具有經濟意義上的可信性。
3．2 中國計算機硬件投入價格指數波動原因分析
我國固定資產投入價格指數序列是外推計算機硬件投入指數序列的重要基礎，其波動必然影響測算結果的變動。我國固定資產投入價格采用樣本配對的方法統計價格，以加權的方法計算總的固定資產投入價格指數，反映投入品價格變動的相對程度與趨勢。這種方法與美國固定資產投入價格指數的計算方法大體相同。但基于相同統計方法得到的我國固定資產投入價格指數的波動幅度明顯高于美國同期數據（圖3）。
注：中國數據來自《中國統計年鑒2005》及作者的計算;美國數據來自美國經濟分析局(BEA)，以上年=1。
造成我國固定資產投入價格指數大幅波動的根本原因在于我國同期經濟運行情況：我國在1987～1989年及1991～1995年這兩段時期先后出現過投資過熱，物價上漲過快等經濟運行狀況。1987年我國年固定資產投資熱度加大，物價上漲幅度較大，全年物價平均上漲7.3%；1988年物價水平沒有得到控制，投資熱度引起了生產資料價格的大幅上漲，該年主要生產資料銷售價格總指數比上年上升21.5%；1989年經濟過熱導致了通貨膨脹。在國家壓縮固定資產投資及壓縮社會需求等緊縮的財政政策下，1990～1991年期間投資品價格回落。然而，1992年經濟運行中再次出現固定資產投資規模偏大，貨幣投放增長過猛，生產資料價格漲幅偏高；1993年固定資產投資持續高速增長，投入品價格大幅上升，經濟運行再次出現通貨膨脹。在國家若干政策干預下，1995年固定資產投資過猛的趨勢得到一定程度的控制，投資增幅回落④，投資品價格再次回落，經濟運行再次進入平穩時期。
我國固定資產投資熱，導致了投資品價格上揚，引起了投資價格指數兩段時期的大幅波動。這種波動也影響了測算結果的變動趨勢，使外推的同期計算機硬件投入價格指數表現出相似的變動幅度，具有對同期經濟運行中價格上揚、通貨膨脹等運行狀況良好的解釋能力。外推序列的這種經濟解釋能力，也表明影響指數序列變動根本原因是經濟運行狀況，是經濟運行狀況的反映。而同一時期，美國低通貨膨脹率的良好經濟運行情況也使美國固定資產投入環比價格指數呈現出平穩的變動趨勢。
3．3 中國計算機硬件投入價格指數下跌趨勢減緩原因分析
從下跌趨勢看，我國計算機硬件投入價格指數的下跌幅度明顯低于美國，其根本原因也在于通貨膨脹與投入品價格上揚，對計算機硬件投入價格指數下跌的補償。
受我國同期固定資產投入價格變動趨勢影響，計算機硬件投入價格在1987～1989年及1991～1995年期間價格下落趨明顯減緩。受這兩周期緩減趨勢的影響，我國計算機硬件投入價格指數的下落趨勢明顯低于美國。這一下落趨勢，也反映了同期我國經濟運行狀況：受投資熱及通貨膨脹影響，我國計算機硬件價格雖然保持了下降的趨勢，但部分下落趨勢被投入品價格上揚及通貨膨脹補償，使我國計算機硬件投入價格的下降幅度低于美國同期數據。我國計算機硬件投入價格指數的下跌趨勢，進一步證實了研究結論對同期經濟運行情況有良好的解釋能力，因而研究得到的我國計算機硬件投入價格指數具有良好的可信度。
4.結論
研究使用外推指數法，以美國為研究參照體，推導中國計算機硬件投入價格指數，是數據缺失的情況下，研究我國每期計算機硬件價格變動趨勢的一種方法。由于缺少相關研究，研究所得的數據無法與同類研究比較。但從外推指數各項基礎的可信度檢驗及研究結論對同期經濟現象的解釋能力看，研究結論具有良好的可信性。因此，可以利用研究所得的我國計算機硬件投入價格指數區分我國每期計算機硬件投入變動中的價格變動與物量變動，進一步研究我國幾十年計算機硬件投入的經濟價值。
注 釋：
① 美國數據來源：美國經濟分析局（BEA），包括固定資產投入價格指數與計算機硬件投入價格指數［5］；中國數據來自國家統計局，包括固定資產投入價格指數［6］。
② 預測值先在一階差分的基礎上進行，再根據基年，對差分后預測值進行轉換。圖1中的預測值為后者。
③ 我國統計年鑒中公布了1991年以后的固定資產投入價格指數。1986-1990的投入價格指數利用《中國國內生產總值核算歷史資料：1952-1995》［9］中的固定資本形成指數，采用張軍（2004）［10］計算固定資產投入價格指數的方法計算。
④ 上述數據均來自《中國改革開放以來經濟大事輯要1978-1995》［11］。
參考文獻：
［1］ Wyckoff，AW. The Impact of Computer Prices on International Comparison of Productivity［J］, Economics of Innovation and New Technology ,277-93.
［2］Schreyer, P. The Contributionof Information and Communication Technology to Output Growth: A Study of the G7 Countries［R］, OECD Science doi: 10.1787/151634666253: 2000，(2) ： 1-24.
［3］ Colecchia & Schreyer, ICT Investment and Economic Growth in the 1990s: Is the United states a Unique Case?［J］ , Review of Economic Dynamics, 2002，(5)： 408-442.
［4］ 劉樹成，張平. “新經濟”透視［M］， 北京：社會科學文獻出版社，2001：59-69.
［5］ Bureau of Economic Analysis. Detailed data for Fixed Assets and Consumer Durable Goods ［EB/OL］: .
［6］ 中國國家統計局.《2005年統計年鑒 ： 各種價格定基指數》［EB/OL］：stats.省略/tjsj/ndsj/2005/indexch.htm.
［7］Griliches, Z. Hedonic Price Indexes for Automobiles: an Econometric Analysis of Quality Change［R］, NBER Staff Report No.3 , 1961, 173-96.
［8 Triplett, JE, The Economic Interpretation of Hedonic Methods ［J］, Survey of Current Business 66 (January),36-40.
［9］ 國家統計局國民經濟核算司. 中國國內生產總值核算歷史資料： 1952-1995［M］ , 大連：東北財經大學出版社， 1997.
［10］ 張軍，吳桂英，張吉鵬.中國省際物質資本存量估算：1952-2000［J］, 經濟研究, 2004，（10）： 35-44.
［11］武力，陳曉旭. 中國改革開放以來經濟大事輯要（1978-1998）［M］，北京：經濟出版社， 2000.
論文關鍵詞：城鄉收入差距，影響因素，主成分分析
一、引 言
城鄉收入差距不斷擴大，已成為中國經濟社會發展中最令人關注的焦點，成為中國二元經濟社會結構諸多矛盾的集中體現。中國城鄉收入差距，在改革開放之初的1978年為2.57：1，1983年一度縮小到1.7:1，而后的十幾年間，城鄉收入差距隨著國民經濟高速增長不但沒有縮小，反而不斷擴大。2000年城鄉收入差距擴大到2.8∶1經濟學論文，2007年則達到3.33∶1。城鄉收入差距過大不僅直接影響我國經濟的增長，也使城市和農村形成強烈反差，構成了社會和政治不穩定的潛在因素，最終會阻礙中國經濟健康持續增長。因此，研究城鄉收入差距的影響因素，對于縮小城鄉收入差距和解決城鄉協調發展的問題具有重大的意義。
在城鄉收入差距的影響因素分析中，理論界從不同的角度給予了詮釋，但可以總結為以下四種代表性觀點。一是資源性原因（吳敬璉、溫鐵軍、李朝林等），城鄉收入差距的擴大源于農民增收困難，而制約農民增收的根本矛盾是人地關系矛盾，即大量的農民勞動力與稀缺的土地資源之間的矛盾論文開題報告范例。二是制度性原因（陳錫文、易秋霖、吳光炳、李伯霞等），認為城鄉收入差距的根本原因是城市偏向的政策造成的，他們從城鄉二元結構體制、土地制度、戶籍制度、農村財政和稅收制度分析了制度的不合理對城鄉居民收入的影響。三是市場性原因（于鳳芹、彭騰等），認為農產品市場體系不完善、農業信息渠道不通暢、農業結構不合理、農村公共產品供給缺乏以及農業投資過少是擴大城鄉收入差距的原因。四是觀念性原因（吳碧君、于鳳芹等），認為整體上農民文化水平不高，科技素質低，直接影響了科學種田經濟學論文，也不利于尋找其他就業機會，導致農民整體收入增加困難，因而拉大了城鄉收入差距。
這些結論雖然能夠在一定程度上解釋中國（甚至大多數發展中國家）的城鄉收入差距現象，但是，城鄉收入分配研究無論是規范研究和實證研究上，還是在理論研究和經驗研究上，還存在一些不足：對城鄉收入差距的描述和預測缺乏系統、科學的指標體系；沒有對中國城鄉收入差距變化的原因和過程有充分地理解；對城鄉收入差距擴大的傳導機制并不十分清楚等。本文利用1980～2007年數據，通過主成分分析法、多元線性回歸分析方法對中國城鄉收入差距影響因素作實證分析。
二、城鄉收入差距模型分析
（一）測度指標
影響城鄉收入差距的因素很多，但可以大致歸納為兩個大的方面：一是發展類因素；二是二元化類因素。發展類因素主要包括物價水平、經濟發展總體水平、經濟實力、投資發展水平、外貿依存度和外商投資情況等方面的指標。二元化類因素則主要包括城鎮化水平、農村工業化水平、財政支出結構、城鄉投資對比、農業貿易條件以及惠農政策等方面的指標。經過比較、甄選，結合指標數據獲取的可行性原則，最終選取15個統計指標作為中國城鄉收入差距的影響因素體系（表1）。
表1 城鄉收入差距測度指標體系
影響因素
主要指標及代表符號
主要指標解釋
發展因素
CPI
反映物價水平
人均GDP
反映經濟發展總體水平
一產占GDP比重
二產占GFP比重
三產占GDP比重
財政總收入
反映經濟實力
全社會固定資產投資總額
反映投資發展水平
進出口占GDP比重
反映外貿依存度
實際使用外資額
反映外商投資情況
二元化影響因素
非農人口占總人口比重
反映城鎮化水平
鄉鎮企業就業人數占農村人口比重
反映農村工業化水平
財政支農支出占財政總支出比重
反映財政支出結構
全社會固定資產投資額城鄉比
反映城鄉投資
工農商品綜合比價指數
反映農業貿易條件
論文關鍵詞：投入產出模型，協整檢驗產出彈性
一、引言
保險公司是經營風險的特殊行企業，客觀上也存在著生產函數。于規模收益究竟是遞增還是遞減以及生產要素的產出彈性等問題，直接關系到該企業資源的最優配置狀態以及企業決策的制定。通過對其生產函數的深入研究，可以達到提高生產效率的目的。
國內學者在保險領域已做了大量研究。袁金芳（2006）認為包括保險業在內的我國金融中介對經濟增長的促進作用主要是通過提高儲蓄率和資本形成率兩條途徑來實現的,而資本的產出率并未相應提高。田瑞波（2005）認為中國保險業發展屬于經濟帶動型，雖然其發展與經濟增長之間存在著長期的內在關系，但保險業增長對經濟增長的促進作業不顯著。呂秀萍（2007）運用DEA方法研究表明，中國保險業的規模效率基本保持較佳水平,而技術效率水平較低且呈現下降趨勢。趙旭（2007）認為，從構成上看,存在著保險業技術進步和效率損失并存的格局。上述文獻僅在保險行業增長、保險行業效率方面開展了比較深入的研究，但并沒有擬合保險企業生產函數，做進一步的討論。本文目的是用企業的原始數據創新的擬合出的投入產出模型，對其生產函數進行深入的研究，加以獲得更多結論。
中國平安集團是中國第一家以保險為核心的畢業論文ppt，融證券、信托、銀行等多元金融業務為一體的高效的金融服務集團，于2009年躋身于世界500強行列。從保費收入來衡量，平安人壽為中國第二大壽險公司，平安產險為中國第三大產險公司。截止到2008年12月31日，集團總資產為人民幣7,547.18億元，權益總額為人民幣856.96億元，公司通過旗下各專業子公司共為超過4,000萬名個人客戶及約200萬名公司客戶提供了保險保障、投資理財等各項金融服務。基于此，本文選取中國平安集團作為保險企業的典型樣本，以1996 -2008的時間序列數據為研究對象，定量分析其生產函數的形式及構成，定性分析得出相應的政策建議。
二、模型的設定
企業進行生產的過程就是從投入生產要素到生產出產品的過程。生產要素一般包括諸如勞動力、設備、原材料、機器廠房及技術等。生產過程中生產要素的投入量和產品的產出量之間的關系，可以用生產函數來表示核心期刊。生產函數表示在一定的時期內，技術水平不變的情況下，生產中所使用的各種生產要素的數量與所能生產的最大產量之間的關系。
假定，，…表示生產過程中所需要投入的n種要素，Y表示產出，則生產函數的一般表達式為：
研究企業的生產函數，如果能夠詳盡地分析出企業投入要素與產出的關系當然最好不過，但這往往比較復雜。通常的處理辦法就是將眾多的投入要素分成兩類：勞動力投入（L）和資本投入（K），因此得到簡單的生產函數為：
1928 年美國經濟學家、數學家柯布(Charles W. Cobo)和道格拉斯(Paul Howard Douglas)在繼承與發展前人研究成果的基礎上, 將產出和投入的關系簡化為以下C-D生產函數：
（模型一）
模型一為經典的C-D生產函數模型。其中，A是無法觀測的技術因素，和分別代表了產量對資本投入和勞動投入的彈性。對C-D生產函數取對數得到下式：
（模型二）
全對數線性模型除估計方法的便利之外，其明顯的優勢在于：它可以直接通過變量的系數得出產出彈性并進一步估計出規模收益。
本文采用模型二，并以中國平安集團的數據為例畢業論文ppt，對保險企業的投入產出進行研究。
三、變量選取和數據來源
對模型中所涉及到的產出、資本和勞動力三個變量，分別采取中國平安集團的保險業務收入、固定資產和職工人數指標作為衡量。保險業務收入是反應保險企業產出的重要指標，這里用該指標作為產出Y的替代；選取各年度的固定資產作為資本存量K的替代；各年度職工人數（不包括保險人等業務人員）作為勞動力L的替代。
本文采用年度數據，樣本區間為1996—2008年。本文所涉及的數據均來自各年度《中國保險年鑒》，保險業務收入已經用GDP平減指數平減，固定資產已用固定資產投資價格指數平減，均剔除了價格影響。表1是平安集團1996年—2008年各指標的相關數據。
表1 平安集團保險業務收入、固定資產、職工人數
年 份
保險業務收入（百萬）
固定資產（百萬）
職工人數（人）
1996
10504.40
1483.37
13839
1997
15915.60
3180.46
23966
1998
17659.89
4277.55
10082
1999
22309.48
4342.47
14523
2000
26832.16
4372.15
20390
2001
46318.60
4507.21
26256
2002
62908.06
5318.59
34440
2003
66125.82
5511.00
35999
2004
63902.82
5316.68
39564
2005
73086.21
6061.41
43090
2006
86209.00
7269.08
52229
2007
97766.39
7711.66
70849
2008
128039.08
論文摘要：本文分析了我們目前通貨膨脹的原因，提出了防止通貨膨脹進一步惡化的措施。
自2006年下半年以來，我國通貨膨脹呈加速上揚的趨勢。國家統計局的數據顯示：2007年全年我國居民消費物價指數(CPI)同比上漲4.8%。已超過4%的輕度通脹的指標，接近5%。2008年二月份公布的數據中CPI指數同比增長8.7%，創下12年以來的最高值。因而，分析我國通貨膨脹的未來發展趨勢，產生的原因以及合理的對策選擇具有重要的現實意義。
一、通貨膨脹的原因分析
1.貨幣供給量是主要因素。中國式的通貨膨脹是由貨幣過多引起的，但并非過多的貨幣會平均式地同時流向各個行業導致各種商品的物價同時、等幅地全面價格上漲，而是過多的貨幣先流入強勢部門或行業(比如房地產)，然后由這些行業去投資或消費來推高商品或服務的物價水平。于是，關聯行業價格上漲，收入增加，從而使這些關聯行業又增加投資或消費，再對這些行業需要的產品價格產生影響。
從統計數據來看，廣義貨幣1999年底到2007年二季度末，從12多萬億元增長到37.7多萬億元，增長了3倍多；各項貸款1999年底到2007年二季度末從9多萬億元增長到25多萬億元，增長近3倍。可以說，在這7年多的時間里，銀行貸款和外匯儲備快速增長，從而使金融市場上貨幣泛濫。當金融市場上貨幣泛濫時，先是從房地產市場上尋找出路，推高房地產市場的價格；當股市開始發展與繁榮時，大量的資金又流向了股市，從而“吹”大股市的泡沫。在這時，中國式通貨膨脹就開始了。
2.資源緊缺導致需求拉升。我國過多的人口去搶占有限的資源，就會產生資源緊缺問題。這勢必會產生供給小于需求的效應，那么價格上漲就是這一問題直接的表現結果。尤其是和自然資源相關的產品，價格上漲水平更高。
這些產品價格的上漲從另一個側面也反映了產品的成本上升，尤其是一些初級產品或者中間產品價格的上升，最終使產成品的成本上升。不論企業產品成本大幅增加的原因是什么，也不論其是否合理，對于企業來說，用提高銷售價格的辦法來轉移給消費者最為簡便。由此可見，從需求拉動到產品成本推動兩方面拉動了物價的上升，是中國式通貨膨脹產的原因之一。
3.受國際市場的影響。20多年的改革開放使得我國的經濟對外依存度已達60%，這一指標已遠遠高于美國、日本和印度等發達國家和發展中國家14%～20%的范圍。目前，我國的多項涉外經濟指標均已名列世界前茅，據海關統計，截至2004年底，我國進出口總值已突破1萬億美元大關。其中，從貿易的主體來看，歐盟與我國的貿易額排第一，美國排第二，日本排第三。以上數據表明，我國經濟已經呈現出高度的外向性。這種高度的經濟外向性，使得我國經濟遭受美、歐、日三大經濟體影響的可能性越來越大，對各種外部影響的敏感性也越來越高，從而外部的通貨膨脹也就極易影響到我國。
2005年匯改以后，人民幣走上了升值之路。按理說，本幣升值會帶來通縮效應。但是，由于國際熱錢對人民幣升值幅度預期較高，大量涌入，再加上持續的貿易順差，給國內帶來了大量的流動性。更為重要的是，在“雙赤字”背景下，美元采取不負責任的主動性貶值。前一階段在美聯儲不斷加息的同時，美元反而貶值，顯然是過度發行了貨幣。國際上以美元標價的原油、金屬、糧食等重要商品價格都大幅上漲。
二、防止通貨膨脹進一步惡化的措施
1.加強宏觀調控，遏制固定資產投資增長過快
固定資產投資增速居高不下，帶動GDP增長率一直在高位運行。要防止中國經濟由“偏快”轉向“過熱”，首要任務就是進一步加強宏觀調控，遏制固定資產投資過快增長。2006年，中央已經出臺了清查新開工投資項目、加強土地管理、控制信貸增長等針對性的調控措施，并取得了一定的政策效果，應繼續加大政策落實力度。針對2007年以來高能耗行業盲目擴張在一些地區有所反彈的趨勢，要綜合采取經濟、法律手段，輔之以必要的行政措施，不斷加大對高能耗產業的結構調整力度，實行更加嚴格的市場準入標準，繼續控制“兩高一資”產品出口，穩妥推進資源環境價格改革，加大資源和環境保護力度；充分發揮市場在金融資源配置方面的基礎性作用，運用金融市場鼓勵和引導產業結構優化升級和經濟增長方式的轉變。
2.治理流動性泛濫，防止資產價格泡沫
我國經濟自2003年起出現流動性供給大于需求的現象，2005年以來，流動性過剩的問題日益突出，由于國際收支雙順差繼續增長和貨幣創造能力提高，未來流動性形勢依然嚴峻。國際經驗證明，在流動性過剩的大環境中，過剩的貨幣資金更多流入短期高收益的資產市場，會在短期內不斷推高資產價格，積累泡沫風險，甚至成為經濟危機的導火線。我國近兩年房地產價格不斷走高，股市的繁榮，明顯呈現出“資金推動型”的特點。特別是受當前美國次貸危機的影響，世界性的金融風險不斷上升，國際游資必定尋找避風港，中國將是首選，人民幣升值或者提高利率對熱錢會產生更大的吸引力。因此，中國有必要實施更為嚴格的資本管制，加大反洗錢工作的力度，防止熱錢的大量涌入；同時，嚴格清查銀行信貸安全，防范資產泡沫。
三、結語
對于我國的通貨膨脹問題的解決，絕不能照搬照抄哪一個國家的模式，要認真分析我國通貨膨脹產生的原因，走一條適合我國的解決之路，同時我們要從根源上來解決問題，達到標本兼治的目的。
參考文獻：
[1]石良平.加息的宏觀效應[J].我國統計，2007，(4).
