固定资产投资效果分析范文

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篇1

论文关键词：货币供给，内生性，固定资产投资人均消费支出

 

自2008年波及全球的金融危机发生以来，2008年底，我国政府为刺激经济提出投放4万亿资金扩大内需的政策，而实际上，2009年各商业银行却放出了9.6万亿的信贷资金,这意味着我国的经济流通领域中真的需要这么多的资金，还是我国中央银行在一定程度上已经失去了对货币供给的控制，并且这么多的信贷资金投出去后会对我国经济增长起到多大的刺激作用也值得我们深思。

一、文献综述与问题的提出

自货币产生以来，人们对货币问题（包括货币供给的性质）的讨论就未曾停止过。在货币供给内生性理论方面，马克思早在1867年《资本论》第一卷中就有论述，马克思在他的货币流通公式中认为，在商品的流通过程中，流通中所需要的最适合的货币量是由流通中商品的价格总额和同名货币的流通次数决定的，即：执行货币流通手段职能的货币量=商品价格总额/同名货币的流通速度[①]。马克思具体是这样论述的，“因为这里所考察的直接的流通形式总是使商品和货币作为物体彼此对立着，商品在卖的一极固定资产投资人均消费支出，货币在买的一极，所以，商品世界的流通过程所需要的流通手段量，已经由商品价格总额决定了。事实上，货币不过是把已经在商品价格总额中观念地表现出来的金额实在地表现出来，因此，这两个数额相等是不言而喻的。”[②]从这我们可以看出，马克思认为货币供应量是有一定的内生性。新古典综合派的代表人物詹姆斯·托宾认为，货币供给量作为内生变量主要是由银行和企业的行为决定的，而银行和企业的行为取决于经济体系内的许多变量，中央银行不可能有效地限制银行和企业的支出[1]，更不能支配银行和企业的行动，所以货币供给是内生的。新剑桥学派的卡尔多认为，货币供给依赖于由收入水平支配的需求，货币当局只能控制利率，对货币供给并没有控制能力。卡尔多进一步支出，“在任何时候，或在一切时候，货币存量将由需求决定，而利息率则由中央银行决定。”[③]从以上分析可以看出，卡尔多认为货币供给也是内生的。

自1984年我国建立二级银行体制以来，我国学者对货币供给的性质也进行了大量的研究。谢平和俞乔（1996）[2]分析了货币供应量与基础货币和总准备金之间的关系认为，我国货币供给很大程度上是由货币需求影响和决定的杂志铺。万解秋和徐涛（2001）[3]从货币乘数的角度出发，认为银行和居民对经济环境的变化做出的反应改变了中央银行对货币乘数的控制能力，从而使货币供给具有很强的内生性。孙伯银（2003）[4]通过一系列分析认为，1997年以前中国的货币供给是以政治内生性为主的，而1997年之后则是以市场内生性为主的。

二、我国货币供给的内生性分析

（一）基础货币的内生性分析

根据现代货币供应理论，基础货币与货币供应量的关系为：M=B*K（M表示货币供应量，B表示基础货币，K表示货币乘数），即货币供给取决于基础货币和货币乘数两个因素固定资产投资人均消费支出，且具有同方向变化的关系。一般来说，货币当局能够完全控制基础货币，但由表1可知，我国的基础货币投放忽快忽慢，很不稳定。我国中央银行投放基础货币的渠道主要有两条：一是对商业银行等金融机构的再贷款，二是外汇占款。

1、再贷款与再贴现贷款

我国中央银行的再贷款额度等于货币发行量和存款准备金之和，1995年以前再贷款是基础货币投放的主要渠道,占央行总资产的60%。当商业银行普遍要求中央银行增加再贷款或再贴现贷款时，中央银行为了防止经济衰退，不得不满足商业银行的要求，这种“倒逼机制”使得我国货币供给初现内生性[5]。其次由于我国社会信用机制不完善，企业缺乏契约观念，商业票据还没有普及，没能形成一个发育成熟的票据贴现市场，所以我国再贴现业务发展十分缓慢。因此，央行再贴现贷款占基础货币投放总量的比重很低，使得基础货币的调控作用远未得到充分的发挥。

表1 1993-2008年中国外汇占款、基础货币和货币供应量变动表

 

年份

外汇占款[④]

（亿元）

基础货币[⑤]

（亿元）

外汇占款/基础货币（%）

M2（亿元）

M2/基础货币（%）

1993

875.54

13190.1

6.64

34879.8

2.64

1994

4481.8

15352.2

29.19

46923.5

3.06

1995

6774.5

18246.2

37.13

60750.5

3.33

1996

9578.7

23789.7

40.26

76094.9

3.20

1997

13467.2

27096

49.70

90995.3

3.36

1998

13728.3

26808.8

51.21

104498.5

3.90

1999

14792.40

29798.3

49.64

119897.9

4.02

2000

14291.14

31957.3

44.72

134610.4

4.21

2001

17856.43

33957.8

52.58

158301.9

4.66

2002

23223.34

37528.6

61.88

185007.0

4.93

2003

34846.92

43514.9

80.08

221222.8

5.08

2004

52592.64

53245.6

98.77

253207.7

4.76

2005

71211.12

64343.13

110.67

298755.48

4.64

2006

98980.27

77757.83

127.29

345577.91

4.44

2007

128377.32

101545.40

126.42

403401.3

3.97

2008

168431.11

129222.33

130.34

475166.60

3.68

2009

193112.47

143985.00

134.12

篇2

关键词：联立方程 经济增长 2SLS

消费、投资、出口是拉动经济增长的“三驾马车”，其中消费是GDP增长的主导因素。消费占GDP的贡献率中通常占50%~60%左右，国外消费占GDP的贡献率一般高达70%~80%左右，美国、英国甚至高达85%以上。投资主要由企业及个人投资和政府投资组成，企业及个人投资仍然主要取决于销售，取决于消费。政府投资的适当增加可以促进经济增长，但依靠财政收入的政府投资毕竟是有限的，政府投资和财政收入仍然与消费密切相关。可以看出，消费的地位是如此地重要，所以有必要对经济增长的消费结构进行统计分析。

吴巧云等（2007）在《利率对我国固定资产投资的调控效果分析》一文中通过实证检验，指出利用利率对我国固定资产投资进行调控效果不理想，并进一步建立模型分析发现，调控效果不明显的原因有:央行对利率的管制，导致利率与固定资产投资的相关关系不确定;我国当前投资收益偏高，使投资主体对成本不敏感；行政控制力或货币政策对货款的直接作用，也使利率对投资的影响效果不显著。杨江娜等（2007）在《我国贷款利率对固定资产投资影响的实证分析》一文中指出，理论上贷款利率的高低对固定资产投资产生很大的影响――低利率对固定资产投资活动有刺激作用，高利率对固定资产活动有抑制作用，但是通过实证研究发现我国贷款利率对固定资产投资的影响并不显著。

本文在相关模型的构建上通过数据分析同样得出了实际贷款利率的固定资产投资的影响不显著，从而重新构建模型，最后很好地说明了经济增长的结构分析。

模型设定

反映经济增长的指标有人均国民收入、农业生产总值、国民生产总值、国内生产总值（GDP）、人均GDP等。GDP是国际公认最综合反映一个国家或地区经济现代化以及经济实力和增长的指标，它反映了一个国家或区域内一定时期经济生产过程的最终成果，能够较好地反映一个国家的生产能力。因此，本文用GDP来反映一国的经济增长，研究一个国家的经济增长就是研究GDP与消费、投资、净出口等之间的关系。

在国民经济系统中，由于人们消费心里因素等原因，最终居民消费决定于上期的产出水平，同时它又是同期产出的一个部分，因此必定受它的影响，故应将总产出滞后项列为解释变量。同时，通常情况下税收水平会间接地影响居民的最终消费，因此，考虑到相关因素，最终建立消费方程为：

其中Ct为最终消费，Yt为总产出、用GDP表示， Tt为税收水平，β0、β1、β2、为对应系数。

投资发展水平取决于上一期的经济规模和利率影响，由于经济活动中往往存在滞后性，上一期的效应往往会传递给下一期，利率相当于资本的价格，直接影响着投资。据此，建立投资函数（虽然下文我们剔除了利率这个因素，但这里为了使得问题的周全，暂时可以实际贷款利率这个因素考虑进来，这不会对本文的分析造成影响）：

式中相关系数解释同上面的消费函数。

税收水平决定于一国的经济规模，随着经济规模不断壮大，税收快速增长，因而，建立税收函数：

式中相关系数解释同上面的消费函数。

净出口受经济体整体水平的制约，同时也会受到国内消费需求的影响，因此最后确定的净出口方程为：

根据模型可识别的阶条件，构建的模型都是可以识别的，虽然阶条件只是模型识别的必要条件，但是在Andrew Harvey的《The Econometrics Analysis of Time Series》的第二版指出，阶条件通常已足以保证可识别性，虽然当心秩条件是重要的，但不去验证它，一般不会造成什么危害。综上所讨论，建立联立方程模型为：

消费函数：

投资函数：

税收函数：

净出口函数：

收入恒等式：

其中： C：消费支出，，Y：收入，I：投资，T：税收，G：政府购买，r：实际存款利率，u：干扰项，NX：净出口。

模型中的内生变量是C、I、T和Y，而前定变量是G（政府购买）、r、Yt-1 。

数据来源及处理

本文运用1990~2007年的数据进行实证研究，数据来源于国家统计局的中国统计年鉴（其中，实际存款利率的数据根据相关利率加权而得）。

样本数据是将现价数据换算成1978年可比价后的数据，其中国内生产总值、净出口用GDP缩减指数换算；居民最终消费、政府消费和税收用居民消费价格指数换算；由于1991年前的固定资产价格指数是没有的，所以固定资产投资用1991年的固定资产投资价格指数换算 （991=100），1990年的固定资产投资价格指数设为（1991=85）。处理后的样本数据如表1所示。由于利率已经是实际贷款利率了，所以本文没有对利率再进行处理，相关数据都保留了两位小数。

实证研究

运用Eviews 6.0对所构建的联立方程进行参数估计，用到的是两阶段最小二乘估计（2SLS）方法。联立方程模型的参数估计如表2所示。

由表2可以看出，不论是从参数的经济意义还是统计意义上出发，整体上除了投资方程中利率的系数不显著外，联立方程模型的构建都是合理的，进一步验证了利率对固定资产的影响不显著。因此，联立方程进一步构建成以下形式：

消费函数：

投资函数：

税收函数：

净出口函数：

收入恒等式：

投资方程剔除利率后的两阶段估计结果如表3所示。由表3可以看出，不论是从参数的经济意义还是统计意义上出发，联立方程的构建是合乎人意的，各个方程的具体形式如下：

调整R^2=0.999DW=1.42

税收系数为0.45，表明税收增加1亿元，消费将增加0.45亿元，这从另一个方面反映出税收的增加使得政府的消费支出大于居民的消费减缩，从而使得税收的增加对消费产生正的效应。

调整R^2=0.937 DW=0.19

前一期的收入对当期的投资有较大的影响，原因在于上一期的收入中很大一部分构成了当期投资的基础，对当期的投资起到了积极的作用。

调整R^2=0.953DW=0.28

该方程的各项系数均可以通过检验，说明国家可以通过调节税收反过来影响收入（二者之间存在着因果关系）。

调整R^2=0.713DW=0.54

该方程的各项系数均可以通过检验，由此可见当期消费对净出口产生显著的影响，当期消费每增加1元，会带来净出口增加0.24元。

为了进一步研究前定变量对经济增长的影响，可以估计出关于模型的简化式。本文的主要目的在于研究经济增长的拉动作用，所以构建了政府购买和经济总量滞后一期的计量模型，结果为：

调整R^2=0.999DW=0.60

由于模型的简化式参数表述的是前定变量对内生变量的直接影响和间接影响的总和，因此可由简化式模型的参数找出政府消费与经济增长之间的关系，每当期政府消费每增加1元，会带来当期的产出增加0.57元。

结论

经济增长对居民消费、投资和税收都产生直接影响，而且这种影响是正向的，即经济的增长会带来消费、投资和税收的增加；政府的税收用于购买与个人因税收而减少消费相比，政府的购买规模大大超过了个人的消费抑制。前期的经济总量对当期投资的影响具有正的作用，因此要想未来投资具有更大的规模，必须在现阶段增加经济总量；与人们观念不同的是消费反而增加了净出口，说明消费的很大一部分还是国内生产的，这使得国内的产业有条件扩大规模并间接地带动了净出口；在适当的程度上，应该加大政府的购买力，以进一步拉动经济的快速增长和发展。

参考文献：

1.李占风，袁知英.我国投资、消费、净出口与经济增长[J].统计研究，2009

2.达摩达尔・N・古扎拉蒂.计量经济学基础[M].中国人民大学出版社，2010

3.格利高里・曼昆.宏观经济学[M].中国人民大学出版社，2005

4.张斌,杨越．外部经济环境变化对中国经济的影响：基于联立方程的经验分析[J]．世界经济，2002（6）

篇3

关键词：辽宁省；产业结构；优化升级；影响因素

中图分类号：F127文献标识码：A

收录日期：2014年5月5日

一、文献综述

国外学者关于产业结构优化问题研究较早且所持的观点不同，针对经济增长与产业结构的关系，以库兹涅茨（1989）为代表的收入决定论和以罗斯托（1988）为代表的结构决定论提出了相反的观点，前者认为经济总量提升导致产业结构的进一步升级；后者则主张产业结构的变化会引起经济总量的变化；主导产业及其扩散理论是罗斯托（1963）最早提出的。他指出，经济增长是主导产业迅速发展的结果，而这种发展又对其他部门从后向效应、侧向效应和前向效应三个途径产生扩散，从而促进整个产业发展；研究产业结构优化升级影响因素的关键是技术进步因素的研究。B.Asgari和A.Nagamastu（2003）认为，功能开发与同化能力良性循环、R&D支出带来的技术溢出效应能够增强企业的竞争与决策能力、促进高科技产业的发展，从而有利于实现产业结构的优化升级。

国内学者对推动产业结构优化升级的影响因素也做了诸多有益探讨。宋辉等（2007）在分析主导产业选择的基准基础上，通过运用投入产出模型、层次分析法及多目标规划法结合的复合模型，对河北省“十一五”时期主导产业选择、带动影响和产业结构优化升级等进行实证研究；技术进步对于产业结构的影响也是国内学者研究重点，张文等（2009）应用面板数据方法对我国产业结构优化的因素进行实证研究，研究发现经济发展水平与产业结构并没有明显的因果关系，而提高本国的技术创新水平以及增加外国直接投资会引起产业结构的明显变动。

二、辽宁省产业结构现状

本文引用干春晖、郑若谷等（2011）所采用的泰尔指数（TL），对辽宁省1996～2011年的产业结构进行衡量。其中，泰尔指数是由泰尔在利用《信息理论》中熵的概念的基础上提出来的，其公式为：

TL＝■（■）ln（■/■）

在该式中，TL为泰尔指数；Y为生产总产值；L表示总的就业人数；Yi为三次产业中各个产业的总产值；Li为相对应各产业就业的人数；i表示产业部门。当TL=0，即Yi/Li=Y/L，说明经济处于均衡状态，产业结构趋于合理化；当TL不为0时，表明产业结构偏离了均衡的状态，此时的产业结构即为不合理。TL的值越小，代表产业结构的合理化程度越高；反之，合理化程度越低。（图1）

从图1可以看出，辽宁省1996～2011年期间的TL值是不稳定的，且均偏离于均衡状态，最大达到0.93（2008年），最小也在0.11左右。这表明在1996～2011年期间，辽宁省的产业结构极不合理。这与辽宁省以重工业为主，第二产业发展基础较为雄厚，第一、第三产业基础薄弱相关。

三、产业结构优化影响因素分析

由于产业结构的优化最终体现在人均GDP的提升上，因而本文用辽宁省的人均GDP（名义）来衡量其产业结构的优化程度。同时，结合其他学者对产业结构优化影响因素的分类，将辽宁省产业结构的优化因素分为固定资产投资需求、技术进步、人力资本，并将该因素根据相应的指标进行量化。

1、数据来源及处理。本文数据选用年度数据，样本期间为1996～2011年，数据的来源主要为《辽宁省统计年鉴》、《中国统计年鉴》、《中国区域经济统计年鉴》，同时也参考了其他地区的统计年鉴。由于数据来源并不完全相同、存在统计误差，本文对所用数据进行了对数处理，以求更好地进行实证分析。

2、变量的ADF检验。变量存在不平稳会导致所建的VAR模型不平稳，在此基础上进行脉冲响应函数及方差分解的分析结果准确性大为降低，因此本文首先对辽宁省人均GDP（名义值）、固定资产投资、R&D经费支出以及国家财政教育性支出在取对数的基础上用扩展的ADF方法对其各自的平稳性进行了检验。结果表明，在取对数后的各个变量在样本区间内为二阶单整，即用来建立向量的自回归模型经检验为稳定的，因而可以做脉冲响应函数以及方差分解。

3、建立VAR模型。本文估计了用辽宁省人均GDP等四个变量的对数建立的VAR模型，并根据AIC和SC最小准则，选择模型的滞后期为1。

4、模型结果分析

（1）脉冲响应函数分析。（图2）首先，人均GDP（图2-1）对固定资产投资（X1）响应路径总体来讲为正的，说明大体上辽宁省的固定资产投资的增加会使得其人均GDP的增长。具体来讲，固定资产投资对于人均GDP从第一年起有着正的冲击，并在第四年达到最大，表明固定资产投资对人均GDP影响存在较短的时滞，其后对于人均GDP的影响逐渐减弱，后期趋于稳定，这与固定资产逐渐老化、生产率下降密切相关；其次，R&D经费支出（图2-2）对于人均GDP开始时的冲击较为微弱，于第五年有一个正的冲击，第九年达到顶峰之后，人均GDP开始有下降并至第十四年趋于稳定；最后，从（图2－3）可以看出，辽宁省人均GDP对于国家财政性教育性支出的反应较弱，在第三年上升到一个顶点后，其影响便达到一个相对均衡的状态，冲击力消失。这表明国家财政教育性投入存在较长的时滞，其对GDP的有益性需在长时间后才能显现。

（2）方差分解分析。根据估计得到的VAR模型，本文对辽宁省的人均GDP的变化进行方差分解，如表1所示，辽宁省人均GDP的变化中可以由固定资产投资及国家财政性教育支出的变化来解释的部分逐渐呈现减弱的态势，截至样本的最后一年，固定资产投资对人均GDP的解释只有25%左右；国家财政教育性支出是以更为缓慢的速度逐渐减弱对人均GDP的影响；另一方面，R&D经费支出对人均GDP变化的影响却呈逐步增强，到2009年其影响已经从最初的0.17%上升到27.23%，但之后趋于平衡。（表1）

根据以上脉冲响应函数及方差分析，可以得到以下的结论：从短期讲，辽宁省产业结构优化主要依赖于固定资产投资。固定资产投资的变化在下一年引发人均GDP的上升，并于第四年达到顶峰，但其后呈下降的趋势，这表明固定资产投资对辽宁省产业结构优化有效但效果有限，固定资产投资结构不合理；从长期看，辽宁省加大对R&D经费及国家财政性教育支出将会有利于其产业结构的进一步优化。

四、促进辽宁省产业结构优化的建议

1、提高R&D经费支出，促进技术进步。首先，扩大主导产业的R&D经费支出份额，促进主导产业的技术进步与发展。技术进步有利于辽宁省主导产业生产率的提高和生产成本的下降，从而获得更大的竞争优势，对其产业结构进一步优化做出重要的贡献，有利于辽宁省在振兴东北老工业基地的战略中承担更高层次地域分工重任；其次，提升对高科技产业R&D经费支出比重，鼓励技术创新，通过不断开拓新的技术形成新的产业。居民消费产品会随着技术创新升级换代，从需求角度促进产业结构的不断合理化。持续的技术创新也可以在对新技术引进传统产业部门的过程中产生渗透效应，通过对当地投资结构刺激新兴产业的诞生，对产业结构的优化产生带动效应，从供给角度推动产业结构的优化升级。

2、扩大财政性教育支出所占比重，提升劳动者质量。劳动者素质与人力资本状况密切相关，从供给视角对产业结构的优化产生重要影响。因此，辽宁省应主动积极地抓好教育投资，不断提升整体人口素质，从而缓解高科技产业及教育、培训产业在辽宁省的发展受限局面；另一方面，由于劳动者素质的提高，会有更多的人力资本从传统产业转移出来，进入到第三产业，在一定程度上会促使资金技术知识密集型产业相应的发展，这对辽宁省经济的发展和产业结构的优化是非常重要的。

3、优化固定资产投资结构。从对辽宁省的人均GDP的方差分解来看，虽然近年来固定资产投资对于人均GDP的解释程度不断下降，但其仍对产业结构具有不可忽略的作用。它不仅是再生产的一个重要手段，也是社会扩大再生产的基本手段，对于实现社会经济发展具有重大的推动力，在产业结构优化的过程中扮演着重要的角色。

辽宁省是东北老工业基地的重要组成部分，重工业的发展相对于其他地区较为成熟，鉴于此，今后辽宁省要优化固定资产投资的结构，重点进行对第三产业固定资产的投资，促使就业人员由第一、第二产业向第三产业转移，提高第三产业对经济发展和社会进步的作用，在三大产业协调发展的基础上，进而健全产业体系和优化产业结构。

主要参考文献：

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

［2］罗斯托.从起飞进入持续增长的经济学［M］.成都：四川人民出版社，1988.

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

［4］宋辉，王会强.主导产业选择与结构优化模型分析――以河北省为例［J］.河北大学学报（哲学社会科学版），2007.6.

［5］张文等.中国产业结构演变的影响因素分析［J］.科技管理研究，2009.6.

［6］干春晖，郑若谷，余典范.中国产业结构变迁对经济增长和波动的影响［J］.经济研究，2011.5.

篇4

关键词：FDI；决定因素；岭回归

中图分类号：F12 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2013）04-0204-02

改革开放以来，随着中国对外开放程度和市场化建设水平的不断提高，引进外资以促进国内经济的迅速发展已成为国家和各地区政府的一项基本经济政策。引进FDI不仅有利于填补资金缺口，还可助于调整国内经济结构与提升国际竞争力。因此，研究与分析决定影响中国FDI流入的决定性因素具有一定的现实意义，这一问题也成为近年来学者们研究的一大热点。

一、文献综述

大量的研究工作已经研究东道国的经济基础因素对FDI的影响。张纪（2006）通过实证研究1985—2002年美国对华直接投资情况得出中国吸引FDI的主要因素为巨大的市场潜力、快速的经济增长、市场开放程度、较低的劳动成本以及社会稳定性。

对于汇率对FDI流入的影响是长期还是短期的一直都是存在争议的。邓宁（1970）认为国际投资从相对强势货币的国家流入到相对弱势货币国家，主要是因为升值货币的价值和购买力的增加。Ang（2008）的面板数据实证分析得到一国的汇率与该国的FDI存在负相关。Edwards（1990）和Hansan（2007）却得到相反的结论。

就贸易与FDI之间的关系大体持两种。小岛清认为国际投资在一定程度上对国际贸易有促进作用。而巴克利与卡森则认为企业选择国际贸易还是选择对外直接投资，关键在于比较通过世界市场进行贸易的费用与企业将外部市场内部化所增加的管理费用孰大孰小。

二、实证分析

（一）变量选取与数据来源

本文将构建如下模型对中国外商直接投资FDI流入量决定因素进行检验：

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

其中，FDI表示中国的外商直接投资（单位：亿美元），T表示进出口总额（单位：亿元），E表示人民币兑美元汇率（用直接标价法表示），PERGDP表示人均GDP（以现价计算，单位：元），I表示全社会固定资产投资总额（单位：亿元）。本文对各变量均采取1983—2010年的年度数据。FDI、进出口总额、人均GDP、全社会固定资产投资总额数据来自CCER经济金融研究数据库，人民币兑美元汇率数据来自中国人民银行数据库网站。

（二）OLS模型处理

本文将运用SPSS18.0软件进行模型处理分析。先进行最小二乘法和多元线性回归方程，通过模型分析，结果如下：（1）发现R2=0.983，调整后的R2=0.979，可见多元线性回归模型拟合效果较为理想。并且整体回归模型通过显著性检验。说明线性关系明显，FDI流入量与这四个变量总体上相关。（2）拟合方程R2高达98%，可是四个变量中有两个未通过5%的显著性检验，说明回归方程变量间可能存在多重共线性的问题。（3）输出的VIF（方差膨胀因子），其中有三个变量的VIF值均远远大于10，这同样反映多重共线性的存在。输出的特征值中0.002趋于0，也加大了多重共线性问题。（4）全社会固定资产投资总额的系数为负数，与预期有悖。这一反常现象也恰恰说明正是由于多重共线性问题的存在，我们仅仅用多元线性回归建模不太合适，多重共线性的存在使得某些变量的回归系数的经济意义与实际是有所出入的。

（三）岭回归模型

针对出现多重共线性时，OLS明显实效的问题，我们采用岭回归来建立FDI流入与其影响因素的模型。

首先我们令k从0到1，步长为0.01，做出岭迹图，通过岭迹图发现k在0.6左右的时候，岭迹相对稳定，而且由于此时k相对不大，对于β的估计影响不会太大。我们令k=0.6，做岭回归，通过岭回归我们得到最终的岭回归模型如下：

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

分析如下：（1）岭回归拟合效果明显，并且X的4个因素的系数均大于0，与常识相符。（2）不过岭回归的负面效果也存在，对比多元线性回归模型，岭回归的调整的R方由0.975降到0.935，整体方程的F值也有不同程度的下降。（3）虽然调整的R2下降了一些，但是0.935仍可接受。至此，通过岭回归我们已经消除了多重共线性的影响，所得因素的系数的估计值也均通过显著性水平为5%的t检验。接下来我们可以通过岭回归方程的分析来得到影响中国FDI流入量的重要因素。

三、结果分析与政策性建议

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1．1指标设计

当前学者利用DEA方法研究农业全要素生产效率时，产出指标经常使用农林牧渔总产值和农民人均农业经营纯收入，投入指标以农业从业人员、农作物总播种面积、农业机械总动力和化肥施用量等指标为主。本文借鉴前人的研究成果，使用的农业投入指标和产出指标及其定义如下。水产养殖业产出以1990年价格的水产养殖业总产值进行计算，其中包括以1990年价格计算的海水养殖产品总产值和淡水养殖产品总产值，采用水产品价格指数进行折算。水产养殖业投入主要包括养殖专业劳动力、养殖面积、养殖固定资产投入与养殖中间消耗等4个方面。①渔业劳动力包括捕捞专业劳动力、养殖专业劳动力、兼业劳动力和后勤服务人员，后两个指标为概括性指标。为了统一口径，本研究选用养殖专业劳动力作为养殖劳动力指标。②水产养殖面积为每年的海水养殖面积和淡水养殖面积之和。③水产养殖固定资产投资为每年的海水养殖固定资产投资和淡水养殖固定资产投资之和。

1．2数据来源

在确定水产养殖业的投入与产出指标之后，着手进行数据的收集与整理。本研究设计指标数据中，海水养殖产品总产值、淡水养殖产品总产值、养殖专业劳动力、养殖面积、海水养殖固定资产投资与淡水养殖固定资产投资等6个指标的数据主要来自《中国渔业统计年鉴（1990－2010）》，其中养殖固定资产投资指标的2008年和2009年数据为预测值；渔业中间消耗指标的数据来自《中国农村统计年鉴（1991－2010）》。水产品价格指数和农业生产资料价格指数来自《中国统计年鉴（1991－2010）》。

2水产养殖业生产效率计算结果分析

2．1综合效率计算结果分析

选用DEAP2．1软件来进行模型的运算，得到的综合效率评价结果如表1所示。由表1可知，中国水产养殖业的生产综合效率指数、技术效率变化指数和规模效率变化指数的趋势基本一致。1990－2009年间，中国水产养殖业的综合效率效果一般，有8年为DEA有效，12年为非DEA有效，且两年的综合效率指数在0．9以下。在纯技术效率和规模效率的综合作用下，水产养殖业综合效率出现了不同程度的波动现象，1990－1992年间，中国水产养殖业的综合效率相对稳定；1993－1999年间，水产养殖业的综合效率波动较大；2000－2009年间，水产养殖业的综合效率又相对稳定。而由规模效益状态分析结果可知，除了2008年之外，非DEA有效年份的规模收益均处于递增阶段，且1996－2005年间的非DEA有效年份，技术效率变化指数均低于规模效率变化指数。以上两种情况表明，水产养殖业非DEA有效的主要原因是养殖技术进步水平低和规模经营水平低共同造成的。

2．2投影分析

为了更好地找到水产养殖业非DEA有效的深层原因，调整投入产出结构，提升水产养殖业的生产效率和经济效益，本研究将对技术效率与规模效率均无效年份的模型测评结果投影所产生的数据进行分析。由于篇幅限制，未将技术效率与规模效率均无效年份的投影数据进行一一列举，因此，采用加总的进行分析，对水产养殖业投入与产出的调整方向进行分析，具体数据详见表2。由表2可知，中国水产养殖业产出不存在冗余，而投入均存在不同程度的冗余，即保持现有水产养殖产出水平情况下，养殖专业劳动力、养殖面积、固定资产投入与中间消耗的投入可分别减少9．38％、7．78％、5．46％、7．23％，从而降低投入成本，提高水产养殖业的经济效益。

2．3曼奎斯特生产效率指数分析

运用几何平均法，同样借助DEAP2．1软件，计算中国水产养殖业全要素生产效率指数（Malmquist指数）及其构成要素的变化情况（表3）。1990－2009年间，水产养殖业的纯技术效率和规模效率均为1，由于篇幅限制在表3中未体现。由表3可知，1990－2009年间，水产养殖业全要素生产效率的平均增长率为－3．6％，主要原因是技术进步缓慢，没能为水产养殖业发展提供有效的技术支撑；技术效率指数均为1，说明水产养殖业重视养殖技术的推广与应用，现有水产养殖技术得到有效的充分利用，应继续保持此良好现状；技术进步率指数存在频繁且较大幅度的变动，这可能与水产养殖技术创新投入增长差异有关。水产养殖业全要素生产效率指数的分解结果表明，中国水产养殖业仍处在粗放式发展阶段，水产养殖业的产值增长主要源于劳动力、养殖面积、固定资产和中间消耗等资料的大量投入。

3水产养殖业生产效率的关键影响因素识别

3．1潜在影响因素设计与数据收集

因为全要素生产效率指数的变动主要由技术进步率指数的变动引起的，本文主要从技术创新与推广的人力、物力、财力等资源的投入情况来寻找全要素生产效率指数变动的原因。因此，本文初步设计的潜在影响因素包括：年末科技研发人员数量、每年科技研发经费投入金额、年末技术推广人员数量、每年技术推广经费投入额、每年培训渔民人数。潜在影响因素设计完成后，笔者利用《中国渔业统计年鉴》进行数据收集。经过收据收集整理发现，未能找到每年科技研发投入的相关数据，因此，首先剔除了每年科技研发经费投入指标，而用每年科教活动固定资产投入金额来替代。由于有些因素在某些年份没有统计，在进行整理后，只有1997－2007年间所有因素统计数据齐全。因此，只取该11年的数据进行影响因素的实证研究。

3．2关键影响因素识别结果分析

在确定全要素生产效率指数变动的潜在影响因素后，以1997－2007年间的全要素生产效率指数（SCXL）为因变量，以年末科技研发人员数量、每年科教活动固定资产投入金额、年末技术推广人员数量、每年技术推广经费投入额、每年培训渔民人数等5个因素为自变量，进行回归分析。利用SPSS17．0软件中的向后逐步回归功能，进行初步多元线性回归，结果DW统计值仅为2．678，存在负自相关问题。因此，利用加权的最小二乘回归分析法进行补救，DW统计值有了较大幅度的降低，降为1．710，较为接近2。由表4可知，回归模型调整后的拟合优度R2＝0．704，说明模型的拟合优度较好；同时，由表5可知，回归模型的F值为8．936，p值为0．009，说明模型的拟合优度是非常显著的，至少有部分变量具有很强的解释力，如KYRY、TGJF和PRRS。由表6可知，KYRY、TGJF、PXRS的t统计值分析为4．921、4．978、4．837，p值均为0．002，表明以上3个解释变量在95％的置信度下非常显著；同时，3个解释变量的VIF统计值分别为9．693、5．981、4．509，均小于10，说明模型不存在多重共线性问题。

4研究结论与政策建议

4．1研究结论

首先，水产养殖业的生效率评价结果显示：1900－2009年间，中国养殖业的技术效率与规模效率平均值呈现下降状态，导致水产养殖业综合效率和曼奎斯特全要素生产效率出现下降；中国水产养殖业产出不存在冗余，而投入均存在不同程度的冗余。其次，水产养殖业生产效率的关键影响因素识别结果显示：水产养殖业的全要素生产效率指数与年末科技研发人员数量、每年技术推广经费投入额和每年培训渔民人数具有显著的正相关关系。

4．2政策建议

4．2．1加大科技创新投入，完善水产养殖科技创新体系政府无法控制水产养殖主体的要素投入，而只能通过提高技术创新与推广，提升养殖主体的规模效率和要素生产效率。首先，政府应加大水产养殖科技研发人员的培养与培训投入，结合运用高校培养、科研机构培养、企业培养、产学研合作培养等方式，完善人才培养机制，为科技创新奠定人才基础；其次，加大财政科技投入，通过科技专项、自选科技项目、委托科技项目等形式，对高校、科研机构和企业进行水产养殖技术研发提供财政拨款资金，同时，通过税收减免、贷款扶持等优惠政策，鼓励养殖企业根据自身遇到的技术难题进行技术攻关，平衡水产养殖技术的基础研究和应用研究活动。

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关键词：乡村旅游；产业融合；灰色关联分析；北京市

中图分类号：S9；F323.5 文献标识码：A 文章编号：0439-8114（2016）09-2433-05

产业融合作为一种新型的产业创新方式，成为新时期拓展产业发展空间，推动产业价值增长的最主要源泉与动力之一。学术界对产业融合阐释，始于信息通讯业，被认为是狭义的产业融合。实际上，除了信息通讯领域，产业融合还广泛存在于其他领域。乡村旅游产业由休闲农业和民俗旅游两大部分构成。从形成机制上看，是以农业活动为基础，农业与旅游业交叉融合形成的新型产业。北京市是国内开展乡村旅游活动最早的城市之一，具备良好的农业资源条件和旅游发展环境。随着经济的发展。乡村旅游活动已从单一的“农家乐、观光采摘”逐渐向“观光、体验、休闲、度假”等多元化、多样化和多功能一体化方向转变。乡村旅游产业关联性高、综合性强的特征，决定了加大乡村旅游产业建设力度，已成为推动城市与乡村良性互动。转变经济增长方式，进而实现经济持续增长的重要内容。目前对于乡村旅游产业研究，多聚焦于乡村旅游业发展对新农村建设的重要意义、乡村旅游产业发展的特点、模式和路径等方面，且研究方法多以定性为主，而从产业融合视角，测算并分析乡村旅游产业融合度及其影响因素比较显见，本研究采取灰色关联方法，选取影响北京乡村旅游产业发展的关键指标，测算农业与旅游业的融合度，分析影响农旅产业融合的因素，进而有针对性地提出政策建议。

1 研究方法

灰色关联分析方法是基于灰色系统理论，以“部分信息已知。部分信息未知”的“小样本”、“贫信息”不确定性系统为研究对象，通过分析已知信息实现对系统运行的有效控制。应用灰色系统理论，乡村旅游业与相关联产业可以看成是一个多层次的复杂系统，具有模糊性、随机性、信息不完全性，即灰色性，内部存在灰色量和灰色关系。灰色关联分析方法在数据时间系列较短的情况下仍然能够得到较好分析结果。计算方法和步骤如下：

首先，确定参考序列Yi和比较序列Xi；然后采用均值化处理方法消除量纲，得到Yi'（t）与Xi'（t）；再求参考序列与比较序列的绝对差：

可得各年产业之间各综合关联系数γ（t）。各灰色关联系数变化范围为[0，1]，其值越大，关联性越大，反之越小。

2 北京市农业与旅游业融合度测算

2.1 指标选取

为测算农业与旅游融合度，本研究选取了2005-2013年反映北京都市型现代农业和旅游业发展水平的10个指标，构成综合评价指标体系（表1）。其中，都市型现代农业发展特征的指标有农业劳动生产率、土地产出率、水资源利用率、农业生态服务价值、设施农业收入、农林牧渔固定资产投资额等6项；旅游产业主要指标有游客人均消费支出水平、星级饭店和旅行社劳动产出率、星级饭店客房出租率、A级及以上和重点旅游景区数等4项。为便于比较，经济数据以1978年不变价格计算（表2）。

2.2 结果分析

由表3可知，2005-2013年间北京农业与旅游业的融合度平均值为0.814，农旅产业融合度处于上等水平。从变化趋势看，农业与旅游业的融合度呈现先升后降的趋势，最高点出现在2010年（0.885），之后逐渐下降，最低点在2013年（0.712）。

3 北京乡村旅游业融合发展的影响因素分析

3.1 指标选择

“钻石模型”是由美国哈佛商学院著名的战略管理学家迈克尔，波特提出，用于分析一个国家某种产业为什么会在国际上有较强的竞争力。波特认为，决定一个国家某种产业竞争力的有生产要素条件、需求条件、相关与支持产业以及企业战略、结构和竞争等因素。此外，还存在政府与机会两个辅助变量。根据“钻石模型”，产业融合主要改变了相关产业上述6个方面因素而形成了各自的优势。为此。本研究选取了乡村旅游总收入、农林牧渔业总产值、旅游业总收入3个指标，测算乡村旅游产业与农业、旅游业的关联关系。同时，分别从市场需求因素、基础设施、农业科技水平、农民组织化程度和政府政策等5个方面，共选取了10个指标。分析影响乡村旅游业融合发展的障碍因子。为便于动态比较，将研究时期划分为2005-2008年和2009-2013年两个时段。对于经济数值以1978年不变价计算，以消除物价影响。

3.2 结果分析

计算结果显示，所有指标灰色关联度均大于0.5（表5），说明所选取的指标对乡村旅游业收入的关联度都很高，对乡村旅游的影响都比较显著，所选择指标合理。

3.2.1 乡村旅游与旅游业、农业的融合度较高 乡村旅游与旅游业、农业的融合度分别为0.778和0.647。乡村旅游收入与旅游业收入、农林牧渔业总产值均同步增长，且与二者融合度呈现上升趋势，但乡村旅游与旅游业融合度高于农业。从2005-2013年统计数据看，北京市乡村旅游业总收入年增长率达到13.54%，分别比农林牧渔总产值和旅游业总收入年增长率高8.98和4.23个百分点。由此可见，推动北京旅游业发展，增强消费者对旅游产品的消费能力，对拉动乡村旅游发展具有显著的效果。同时。推动农业生产发展。也对乡村旅游发展具有一定的影响。

3.2.2 市场因素对乡村旅游产业发展影响最为突出 对影响农业与旅游融合的各因素，按融合度大小排序为市场需求因素（0.751）>农民组织化程度（0.749）>基础设施（0.702）>农业科技水平（0.687）>政府政策（0.678）。其中，市场需求变化对乡村旅游发展的影响最为突出。而市场需求指标中，私人轿车拥有量与乡村旅游收入关联度（0.818）最高，其次是城镇居民可支配收入（0.720）和农民人均纯收入（0.716）。从变化趋势上，城镇居民可支配收入、农民人均纯收入与乡村旅游收入呈现同步增长趋势，二者与乡村旅游收入融合度也不断增长，这表明增加城镇居民可支配收入、农民人均纯收入，对乡村旅游具有拉动作用。与二者相反的是，私人轿车拥有量与乡村旅游融合度却呈现下降趋势。尽管近年来北京居民私人轿车拥有量年增长率达到15.35%，超过乡村旅游收入增长率，但二者融合程度在降低。这表明私人轿车拥有量的增长，已经不能拉动乡村旅游发展，

3.2.3 基础设施对乡村旅游产业发展影响呈现下降趋势 反映乡村旅游资源禀赋及基础设施建设情况的3个指标与乡村旅游融合度从高到低依次是公路网密度（0.719）、观光园数量（0.700）和民俗接待户数量（0.686）。从2005-2013年的变化趋势上看，北京市公路网密度、农业观光园数量和民俗户数量均呈现增长趋势。年增长率分别达到4.98%、3.17%和2.02%，但3个指标与乡村旅游产业的关联度均呈下降趋势，分别下降了0.112、0.109和0.166个百分点。这显示，发展公路网（包括农村公路），增加观光园和民俗户数量，已经对乡村旅游收入增长不具有拉动作用。北京乡村旅游发展已进入从扩张资源及基础设施的数量向提高服务质量上转变的阶段。

3.2.4 现代科技是推动乡村旅游发展的重要动力代表农业科技水平的两个指标――农民计算机拥有率、人均农业技术人员，与乡村旅游关联度分别为0.754和0.619。从近9年发展趋势看，农民计算机拥有率年均增长率达到9.42%，但人均农业技术人员年均增长速度仅为1.7%，幅度不大。在两个时间段中，农民计算机拥有率与乡村旅游关联度变化不多，但万人农业技术人员与乡村旅游业关联度增加幅度较大。这表明，技术人员的农业技术推广及应用，为乡村旅游发展提供了技术保障，在促进农业与旅游业融合中发挥了重要作用。而随着计算机在北京市农民家庭的普及，农业信息化建设需要从增加硬件数量向加强农民培训的软件服务上转变。只有提高硬件物质的使用效率，现代信息技术才能对推动乡村旅游产业融合发挥促进作用。

3.2.5

提高农民组织化程度促进乡村旅游发展 农民组织化程度是影响农民市场竞争力和现代化水平的重要因素。灰色关联度分析显示，专业合作组织数量与乡村旅游关联度较高，达到0.747。近年来，北京市专业合作组织数量逐渐加大，截至2013年底，北京市工商登记注册的农民专业合作社有6010家，合作社入社成员总数24.1万个，带动非成员农户数24.4万户，占全市从事第一产业农户的70%以上。在专业合作组织数量变化与乡村旅游收入同步增长的同时，二者之间的灰色关联度在逐渐加大。表明提高农民的组织化程度，对于推动乡村旅游发展具有重要作用。

3.2.6 农村固定资产投资与乡村旅游产业关联度降低 农村固定资产投资是农业经济增长、农村社会进步、农民收入增加的重要物质基础。政府涉农政策影响着民间资本进入农村领域和农村非农产业，进而也影响农村固定资产投资力度。近年来，在政府政策引导下，北京市农村固定资产投资迅速增长。按1978年不变价格计算，从2005年的35.75亿元，增加到85.02亿元，增加了一倍多，年增长率达到11.43%。固定资产投资与乡村旅游收入都是同步增长，但从两个时间段上看，二者关联度从0.730下降到0.630。表明刺激农村固定资产投资，对乡村旅游发展的拉动作用已不明显，

4 政策建议

4.1 “双轮”驱动都市型现代农业发展

农业作为国民经济的基础产业，不仅是后起新兴产业所渗透融合的对象，而且。正是农业的基础地位和作为“母亲产业”的特殊性质，为这些后起新兴产业提供了广阔的发展空间，技术创新为产业融合提供了可能，组织发展把融合过程推到运作层面，从而把产业融合的可能性转化为现实。因此。加快技术创新和培训经营主体，是驱动农业与旅游业融合的两只重要“车轮”。一方面，加大现代高新技术在旅游项目开发上的应用，为产业融合提供技术支持：另一方面，进一步推动农业生产经营组织（包括农民专业合作组织/企业）从数量增长向质量提高转变，打造都市型现代农业，增强农业被融合和主动融合的能力。

4.2 增强旅游业与乡村旅游业互动活力

旅游业作为高成长业，对拉动乡村旅游产业具有较强作用。为此，需要进一步拓宽旅游市场，推动城市与乡村形成互动发展的良好态势。抓好乡村旅游示范点和精品线路的建设。树立典型，打造品牌：丰富旅游产品组合。打造多功能一体化的旅游产品：充分利用农业会展、节庆等重大活动，加强乡村旅游宣传。不断创新旅游业与乡村旅游业互动方式，促进两个产业的充分融合。

4.3 推动乡村旅游产业发展升级

乡村旅游硬件条件建设已经对乡村旅游经济增长不具有拉动作用，但随着城市和乡村居民收入的不断增加，乡村旅游的消费需求仍在不断增长。北京市乡村旅游产业已从扩张资源数量、满足物质需求向提高服务质量、满足精神需求上转变。因此，提高旅游产品质量、丰富旅游产品文化内涵、拓展旅游产品功能，已经成为推动乡村旅游业升级的重要内容。只有做到“人无我有。人有我新，人新我特”，才能使游客每到一处都有新的意境、新的感受、新的享受。

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关键词：外商直接投资；经济发展；产业结构调整

中图分类号：F127.41文献标识码：A文章编号：1003-4161(2007)01-0151-03

1．引言

改革开放20多年来，陕西省利用外资工作发展迅速，成绩显著，形成了以吸引外商直接投资（FDI：Foreign Direct Investment）为主，借用国外贷款和在国际市场筹集资金为辅，多种渠道并存，多种形式并举的利用外资格局。2005年，全省吸引外商投资继续保持一定幅度的增长。新批准外商投资项目256个，同比增长-5.54%；合同外资额158 237万美元，同比增长50.88%；实际使用外资62 839万美元，同比增长19.32%。截止2005年12月底，陕西省累计批准外商直接投资项目4 367个，合同外资108.98亿美元，实际利用外资54.07亿美元。

本文试图在对所掌握的文献资料综合研究、比较分析的基础上，根据陕西省的综合情况，定性和定量分析FDI对于促进经济发展、带动产业结构升级的作用。希望能“以小见大”，通过对陕西省利用外资的效果分析，进而推广至西部其他地区，探索西部如何利用外商直接投资促进本地区经济更快发展，从而使本文更具有时代气息和现实意义。

2. 外商直接投资对陕西省经济增长的作用

以前对陕西省利用FDI的研究多为定性研究，本文试图通过模型定量分析利用外商直接投资对陕西省经济增长的贡献度。FDI对陕西省经济增长的贡献度通常用陕西省年度总产出（GDP）对FDI的弹性来表示，我们假定FDI要素投入与GDP之间满足如下对数模型数量关系：

ln（GDP）=αln（FDI）+β［1］

即GDP与FDI之间存在GDP=eβFDIα的函数关系。在此函数关系中，α表示要素投入的报酬率，即FDI要素投入每增长1%时的产出增长率；eβ作为常数项，表示除了FDI之外其他所有要素投入的影响，主要是劳动要素的影响。本文利用陕西省1985～2004年20年的时间序列资料（表1、表2），对上述回归系数及其参数进行估计结果如下：

ln（GDP）=0.543611ln（FDI）+5.441875

t-Statistic: (10.13773) (38.11259)

Adjusted R-squared: 0.850961

F-statistic: 102.7736

数据来自陕西统计年鉴，GDP表示总产出，GDPⅠ表示第一产业总产值，GDPⅡ表示第二产业总产值，GDPⅢ表示第三产业总产值。

数据来源于陕西统计年鉴，GDZC表示固定资产投资总额，FDI表示外商直接投资总额。

经检验，方程拟合度较高，参数检验满足要求。该结果表明陕西省外商直接投资的报酬率为0.543611，也就是说外商直接投资每增长1%，陕西省的总产出将增长0.543611%，可见外商直接投资对于陕西省经济增长的促进作用还是比较明显的，但是低于全国平均水平（0.63）和广东地区的报酬率（0.87）［5］，说明陕西省在利用外商投资方面还存在许多不足，利用投资质量和效率还有待改善与提高。同时我们应该清醒的看到，跨国公司及外商来陕西投资的目标是实现利润最大化，外商不是“扶贫员”，他们的投资是为了实现全球化经营战略的安排，与我们的经济发展目标和利用外资目标客观上存在冲突，这样的投资不可避免地会给陕西带来一些负效应。

3．外商直接投资对陕西省产业结构调整的影响

库兹涅兹、钱纳里等经济学家对各国经济发展历史的研究证明：产业结构是经济结构提升的供给基础，人均国民收入水平的提高会促进经济结构变动。GDP构成中最终消费比重不断下降，投资份额上升；产业结构中第一产业比重将不断下降，第二产业和第三产业比重会不断上升。

在产业结构的这种转变过程中，外资在全社会固定资产投资中的比重不断提高，对国内投资的带动作用不断增强，且大部分外资流入第二和第三产业。作为固定投资主要来源之一的外商直接投资，成为促进产业结构转变的重要因素，主要表现在以下两个方面：一是促进了固定资产投资总量增长及其结构调整；二是带动了三次产业比重的变化，加快了产业结构升级。

3．1陕西省外商直接投资产业构成特点

2004年批准的项目中，第一产业项目9个，合同外资额6 430万美元，实际外资9万美元，占总额的比例分别为3.33%，6.13%和0.02%。第二产业项目175个，合同外资额60 724万美元，实际外资29 942万美元，分别占64.57%，57.9%和56.85%。其中制造业项目160个，合同外资49133万美元，实际外资24141万美元，分别占59.04%，46.85%和45.84%。第三产业项目87个，合同外资额37 723万美元，实际外资22 713万美元，分别占32.1%、35.97%和43.13%。

3．1．1在产业分布中，外商在陕西省第一产业的投资比重偏低。原因一是在农业体制方面，我国以家庭联产承包制为主体的农业经营体制，使外商直接投资产业与经营需要的规模经济难以体现；二是从投资来源看，由于陕西省外商投资的主要来源地为港台地区，他们主要从事制造业和房地产业，经营第一产业的企业很少；三是陕西省目前在第一产业没有明显的比较优势。

3．1．2第二产业的加工制造业吸收外商直接投资的比重最高，不论是项目数还是合同外商直接投资额都是第一位，约有94%的外商直接投资集中于第二产业和第三产业。这反映了陕西省工业基础比较雄厚，门类比较齐全。90年代中期，发展中国家制造业中外商直接投资的存量占全部外商投资存量的比重一般略高于45%，而陕西省这一比例超过50%。进入21世纪以后，来陕西投资的外商在技术、资金密集行业的投资增长很快，这符合当今世界资本与技术跨国转移的总体趋势。

3．1．3外商在陕西省第三产业中的投资比例约占36%。从第三产业内部看，外商直接投资的分布有很大差异，房地产业是第三产业中吸引外商投资最多的行业，约占27%，而金融、保险、商业、外贸、信息服务等其他发展中国家、我国沿海地区吸收外商直接投资较多的行业，目前在陕西省吸收外商投资的份额还十分有限。

3．2FDI对陕西省固定资产投资的带动作用

本文认为FDI对固定资产的带动作用可以用模型来衡量，模型方程式假定为：

ln（GDZC）=αon（FDI）+β [1]

其中GDZC指的是固定资产投资总额。根据表二中的数据对该模型进行回归分析和参数估计，结果如下：

ln（GDZC）=0.653737ln（FDI）+4.149299

t-Statistic:(9.071733)

(21.62366)

Adjusted R-squared:

0.810561

F-statistic:

82.29634

经检验方程拟合度较高，参数检验合格，该结果表明FDI对陕西省固定资产投资规模具有比较强的带动作用（约为0.65）。这说明外资在本地区产业结构变动中的作用能力，并不单纯地体现在外资本身规模对三次产业投资规模的影响上，还通过拉动投资规模放大了这种影响。由于近20年来陕西省外资大多流向了第二产业和第三产业，使得第二、第三产业固定资产投资规模增加。而FDI对投资的进一步拉动，又使得更多的资金进入了第二、第三产业，所以陕西省固定资产投资的部门结构进一步向第二、第三产业偏移。这种部门结构的变化，带动了三次产业间比例的变化。

3．3外商直接投资对陕西省产业结构转变的影响

三次产业增加值的相对变化，是反映产业结构转变的主要指标,FDI对产业结构转变的影响，最终体现为不同行业实际利用外资对其增加值的贡献。为衡量陕西省FDI的产业结构转变效应，本文以ln（GDP）=αln（FDI）+β [1]为回归方程，根据表1、表2的数据进行回归分析（=1、2、3，分别表示第一、第二和第三产业），结果如下：

由上表可以看出，FDI对于陕西省第一产业增加值变动的解释能力最弱（0.406839），对第三产业增加值的解释能力最强（0.617850），可以认为外商直接投资对于陕西省第三产业的增长所起的促进作用最为突出，对陕西省服务行业的渗透最为明显。

4．对陕西省利用外资的政策建议

根据陕西省利用FDI的特点和情况，我认为政府应该把重点放在如何“趋利避害”，发挥FDI对促进经济发展的最大效果，这就需要政府在以下几个方面发挥作用：

4．1改善投资环境

不断改善投资环境，力争创造一个日臻完善的“软”“硬”投资环境，以吸引更多的外商投资。

4．1．1在“硬”环境方面。 陕西省要重视基础设施的建设和完善，加强对交通、能源、通讯、供水等以前制约陕西经济发展的薄弱环节的建设和改造。陕西省可以加大引导外资参与对基础设施的投入力度，将陕西建成我国西部地区公路、铁路、航空和通讯的交汇枢纽。进一步完善现代电子科技手段，特别是高起点进行通信基础设施建设，加快西部地区信息网络发展步伐，提高信息资源利用能力，为陕西省吸引外商直接投资创造良好的硬件环境。

4．1．2在“软”环境方面。 陕西省各级政府转变观念，发挥政府对经济的宏观调控作用，政府经济政策程序要民主科学，政府要集中精力搞好宏观调控和创造良好的市场环境，不直接干预企业经营活动，减少政府对经济事务的行政性审批，建立廉洁高效、运转协调、行为规范的行政管理体制。

4．1．3维护市场经济秩序。实践已经证明，充分发挥市场机制在配置资源中的基础性作用，让“看不见的手”发挥更为重要的作用，实行公开、公平、公正竞争，经济活动才能富有活力。但是陕西省的计划色彩比较浓厚，市场观念淡薄，政府需要填补市场经济规则尚未建立起来时所形成的规则真空，并逐渐建立起社会主义市场经济运行规则。陕西省政府还要完善市场体系的各类主要市场，形成一个有机联系的市场体系。对外商来说一个地区市场的完善和开放是一个很关键的问题，完善和开放的市场会对外商产生较大的吸引力。反之，封闭的市场只会使外商望而却步。

4．2建立公开、透明的法制环境

无论是政治环境、经济环境或是社会环境，大都可以通过法律的形式表现出来。公开、透明的法制体系对外商投资有着很强的保护作用，相反，若有法不依，执法不公，将会影响外资进入的积极性。

中国加入世贸组织后，陕西省按照国际惯例及世贸组织的要求，抓紧清理地方政府制定的不符合要求的法规和规章，初步建立了符合通行的国际规则与规范的法律法规体系，并且树立了依法办事和宏观管理法制化的观念，加速了陕西市场经济法制化的进程，但是目前许多立法还不完善。今后省政府需要按照WTO规则的要求，以统一、公开、合理的方式制定和执行有关的法律、法规、规章和其他政策措施，创造一个公开、透明的法制环境，这样才能吸引更多的外商前来投资，并且能安心、放心投资。

5．结论

本文对陕西省利用外商直接投资的第一手资料进行了研究和分析，结合时间序列和回归方程，对外商直接投资与陕西省经济发展的关系做了实证分析，得出了外商直接投资对于陕西省经济增长以及产业结构转变的具体贡献度。结果表明，外资进入对于弥补资本不足、推动经济快速发展和带动产业结构升级都起到了不可替代的作用。同时，研究还发现，尽管经过改革开放20多年时间，陕西省吸引了大量的外商直接投资，但投资仍显不够，资本仍然是稀缺因素。因此，要保证陕西省经济快速稳定增长，必须继续积极利用外商直接投资。

根据对陕西省外商直接投资特点和效用的分析，作者对陕西省利用外资提出了一些政策建议：陕西省政府需在改善投资环境、维护市场经济秩序和建立公开、透明的法制环境方面发挥积极作用，从而合理、有效的吸引外商直接投资，达到促进陕西省经济发展的目的。

参考文献：

［1］ 方勇，张二震．长江三角洲地区外商直接投资与地区经济发展［J］．中国工业经济，2002，（5）．

［2］赵晋平．利用外资与经济增长［M］．人民出版社，2001．

［3］桑秀国．利用外资与经济增长―一个基于新经济增长理论的模型及对中国数据的验证［J］．人大复印资料《国民经济管理》，2002.12

［4］江小涓．中国的外资经济―对增长、结构升级和竞争力的贡献［M］．中国人民大学出版社，2002．

［5］曾国军，李硕．外商直接投资对地区经济发展的影响［J］．当代财经，2003．

［6］金永军．西部对FDI吸引力不足的原因及资本需求对策探讨［J］．经济前沿，2001，（7）．

［作者简介］郭镭（1982-）男，西安交通大学经济与金融学院，硕士研究生。研究方向：金融市场与投资。

篇8

江苏是我国的一个经济大省,江苏经济在全国经济增长中连续保持领先地位。1979-2007年间,江苏省生产总值、财政收入、全社会固定资产投资、社会消费品零售总额和出口总额年平均增长分别为:12.6%、16.9%、24.4%、16.9%、23.8%。2008年,江苏经济仍保持平稳较快增长,全省生产总值突破30000亿元,同比增长12.5%左右。人均地区生产总值近4万元,按当年汇率折算超过5700美元。全年城镇居民人均可支配收入18680元,同比增长14.1%,考虑物价因素,实际增长8.5%;人均消费性支出11978元,增长11.8%,其中食品支出占人均消费性支出的比重为37.9%。江苏如何才能继续保持“又好又快”的经济增长呢?通过对江苏经济增长影响因素进行全面综合分析,从而为制定政策和措施提供依据就显得十分有意义。

对于江苏经济增长影响因素问题,已有一些研究工作从实证的角度进行了相关探讨。如文献至文献所示,这些文献对于分析和掌握相关因素对江苏经济增长的促进作用有很大帮助,但他们主要是分析了某一个因素的影响作用,并没有考虑各种因素间的综合作用,因此,就无法从整体上把握江苏经济增长中的主次要因素。鉴于此,本文将采用一种新型的多元统计分析方法——偏最小二乘回归(PLS)分析方法,对江苏经济增长的各种影响因素进行全面的、综合的分析和研究。

二、研究理论与方法

1.经济增长理论概述

传统的新古典主义经济增长理论强调资本积累的作用,把储蓄率和投资率对经济起飞的影响看得极为重要。在经典的“索罗模型”(Solow,1956,1988)中,只要保证资本的积累,所有国家或地区,无论其初始的人均收入存在多大的差异,都最终会趋于收敛,这一理论导致很多发展中国家都把促进资本积累作为发展经济的首要任务。但是后来大都陷入诸如日益加深的城乡贫困化、旷日持久的高通货膨胀,以及经济结构失衡和国有企业效率低下的困境之中。随着分析技术的进步和经济思想的创新,经济增长理论取得了突破性的进展。其中罗默(Bomer,1986)和卢卡斯(Lueas,1988)做出了开创性的贡献,其后涌现出一大批新经济增长的文献。这些文献将人力资本、技术进步、分工演进、规模报酬递增、不完全竞争等因素引入增长模型,从而使增长理论在理论的严格性和对现实世界的解释方面前进了一大步。

2.PLS方法简介

偏最小二乘回归(PartialLeast-SquaresRegression,简称PLS)是一种新型的多元统计数据分析方法,它于1983年由伍德(S.Wold)和阿巴诺(C.Al-bano)等人首次提出,目前,它在理论、方法和应用方面得到了迅速发展,并在化工、医学、市场分析、金融等领域得到了广泛的应用。偏最小二乘回归(PLS)集中了主成分分析、相关分析和多元线性回归分析方法的特点,特别当两组变量的个数很多,且变量间都存在多重相关性,而观测数据的数量偏少时,用偏最小二乘回归分析方法建立的模型比传统的经典回归分析方法(OLS)有更好的效果。

三、江苏经济增长的实证分析

1.变量与数据来源

采用PLS回归方法,通过建立模型来分析江苏省经济增长的影响因素。根据1990--2007年江苏省统计年鉴和历年统计公报进行数据组织,选取国内生产总值(GDP)作为因变量Y,选取从业人员X1、全社会固定资产投资X2、出口总额X3、进口总额X4、实际外商直接投资X5、社会消费品零售总额X6、第三产业占GDP比重X7、财政支出X8、R&D科技投入X9、居民储蓄存款X10等作为自变量。建立江苏省经济增长模型:

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

2.PLS结果

利用SPSS16.0统计分析软件,对数据进行相关分析、共线性诊断分析和PLS回归分析,分别得到相关系数表、共线性诊断表和偏最小二乘法的回归系数表,(详见表1,限于篇幅这里略去了前两张表)。从相关系数表中可知,绝大多数相关系数在0.95以上,表明各变量间有很强的相关性。从共线性诊断表可知,最大/最小特征值=1.132/3.06E-06,远大于100,说明存在严重的多重共线性,故宜采用PLS方法。

四、结果分析与政策建议

从表1的标准化偏回归系数可以看出,对江苏省经济增长的影响因素从强到弱的依次为:社会消费品零售总额、固定资产投资、从业人员、居民储蓄存款、R&D科技投入、出口总额、财政支出、第三产业占比和实际外商直接投资。其中,进口总额的系数为负数,说明这一指标对经济增长起到阻碍作用,这与经济增长理论是相符的。

从表1可知,对于拉动经济增长的“三驾马车”消费、投资和出口三个要素中,消费对江苏经济增长的影响作用最显著,其余依次为投资和出口。

近18年来,江苏省社会消费品零售总额占GDP的比重一直保持在30%以上,该指标是反映居民消费是拉动经济增长的最重要的因素之一,居民消费能力的持续快速增长是拉动内需的重要因素。面对当前全球化的金融危机,总理在博鳌亚洲论坛2009年年会上表示,中国将加快形成内需为主和积极利用外需共同拉动经济增长的格局,使中国经济向更加均衡的发展方式转变。因此,为保证经济持续增长,江苏应积极鼓励和刺激居民消费,要采取提高居民消费率的各项政策措施,鼓励居民消费,从而拉动经济持续、快速、健康增长。

同时,政府消费即政府在文教、卫生、科学部门的财政支出同样可视为内需,从表1可知政府消费对拉动内需,对推动经济增长也有一定影响作用。

投资对江苏经济增长的影响作用排名第二位,特别是近几年全社会固定资产投资额占GDP的比重均超过40%。江苏省实施积极的财政政策,扩大投资需求,加快了全社会固定资产投资额力度。2007年全年完成固定资产投资12268.07亿元,有力地拉动了全省经济的较快增长。为扩大投资需求,江苏省进一步放开了投资领域,鼓励民间投资进入国家产业政策允许以及外商投资能够进入的领域,同时,打破行业和部门垄断,对建设资金不能平衡的工业项目和城建等基础设施项目,向全社会招标,公开选择合作投资者。在不断增加投资额力度的前提下,江苏省还进一步优化产业投资结构,据了解,全省资金重点将投向五个方面,即信息产业、基础设施、城镇体系建设、工业结构优化升级和服务业。明年江苏省将建设160个重大项目,计划总投资近万亿元。如将开工建设泰州长江大桥、南京四桥、崇启大桥;开工建设京沪高铁、沪宁、宁杭城际铁路,开工建设淮安机场;田湾核电二期工程及一批风电、生物发电和江苏第二核电站前期工作也将推进实施;推进苏州禾发科技、无锡海力士三期等一批先进制造业和高新技术产业项目建设。

在对外经济贸易中,出口业务对江苏经济增长的影响作用较为明显,它比实际外商直接投资的作用要大。通过计算贸易依存度,即进出口总额与其国内生产总值之比,反映经济总量的实现对国际市场的依赖程度,该比值越高,贸易国际化程度越高。江苏的贸易依存度相当高,2000-2007年江苏的外贸依存度分别为44.17%、44.95%、54.86%、75.61%、94.25%、102.00%、104.59%和103.29%,我省的对外开放程度远远大远于全国平均水平。正因为如此,本次全球化金融危机对我省的经济增长有明显的影响,因此,必须加大出口力度,通过提高产品的附加值、提高出退税率等方法,积极利用外需,共同拉动经济增长的格局。

从表1可知,对经济增长影响最基本的劳动、资本和技术三个要素中,劳动力投入对江苏经济增长的影响作用最显著,其余依次为资本积累和技术改造。

劳动力的投入对江苏经济增长的影响作用排名第三位。近18年来,江苏的从业人员占总人口的比重始终保持在62%以上,较高的从业人员比重对江苏的经济增长具有较强的促进作用。2007年从业人员平均劳动报酬达27212元,全省年末城镇登记失业率为3.2%。同时表明,江苏省的经济增长主要还是依靠劳动力投入和资本积累等生产要素的增加,技术改造对经济增长的贡献相对较小。但从长远的角度看,技术进步和科技创新则一直被认为是经济增长的引擎,因此,为了实现江苏经济的持续稳定的增长和转变经济增长的方式,必须大力增加科技投入,提高科技引入力度,不断提高科技因素对经济增长的贡献率。

篇9

一、医院信息化管理建设项目概况

(一)项目名称

(二)项目的承办单位

(三)承担可行性研究工作的单位情况

(四)项目的主管部门

(五)项目建设内容、规模、目标

(六)项目建设地点

二、项目承担单位的基本情况和财务状况

包括所有制性质、主营业务、近三年来的销售收入、利润、税金、固定资产、资产负债率、银行

信用等级、项目负责人基本情况及主要股东的概况

第二部分 医院信息化管理建设项目建设背景、必要性

这一部分主要应说明项目发起的背景、投资的必要性、投资理由及项目开展的支撑性条件等等。

一、医院信息化管理建设项目建设背景

(一)国家或行业发展规划

(二)项目发起人以及发起缘由

(三)……

二、医院信息化管理建设项目建设必要性

国内外现状和技术发展趋势，对产业发展的作用与影响，产业关联度分析，市场分析;

(一)……

(二)……

(三)……

(四)……

三、医院信息化管理建设项目建设可行性

(一)经济可行性

(二)政策可行性

(三)技术可行性

(四)模式可行性

(五)组织和人力资源可行性

第三部分 医院信息化管理建设项目优势

一、组织优势

二、技术优势

涉及成果来源及知识产权情况、已完成的研究开发工作及中试情况和鉴定年限、技术或工艺特点

以及与现有技术或工艺比较所具有的优势、该项技术的突破对行业技术进步的重要意义和作用等。

三、市场优势

四、模式优势

五、其他优势

第四部分 医院信息化管理建设项目产品规划

一、医院信息化管理建设项目产品产能规划方案

二、医院信息化管理建设项目产品工艺规划方案

(一)工艺设备选型

(二)工艺先进性说明

(三)工艺流程

三、医院信息化管理建设项目产品营销规划方案

(一)营销战略规划

(二)营销模式

(三)促销策略

第五部分 医院信息化管理建设项目建设规划

一、医院信息化管理建设项目建设地

(一)医院信息化管理建设项目建设地地理位置

(二)医院信息化管理建设项目建设地自然情况

(三)医院信息化管理建设项目建设地资源情况

(四)医院信息化管理建设项目建设地经济情况

(五)医院信息化管理建设项目建设地人口情况

二、医院信息化管理建设项目土建总规

(一)项目厂址及厂房建设

(二)土建总图布置

(三)场内外运输

(四)项目土建及配套工程

(五)项目土建及配套工程造价

(六)项目其他辅助工程

三、医院信息化管理建设项目建设环境保护方案

四、医院信息化管理建设项目建设节能方案方案

五、医院信息化管理建设项目建设消防方案

六、医院信息化管理建设项目建设生产劳动安全方案

七、各项建设条件落实情况

包括环境保护、资源综合利用、节能措施、原材料供应及外部配套条件落实情况等;其中节能分析 章节按照《国家发展改革委关于加强固定资产投资项目节能评估和审查工作的通知》(发改投资[2019] 2787号)要求进行编写。

第六部分 医院信息化管理建设项目组织实施情况

一、医院信息化管理建设项目组织

(一)组织形式

(二)工作制度

二、医院信息化管理建设项目劳动定员和人员培训

(一)劳动定员

(二)年总工资和职工年平均工资估算

(三)人员培训及费用估算

三、医院信息化管理建设项目实施的各阶段

(一)建立项目实施管理机构

(二)资金筹集安排

(三)技术获得与转让

(四)勘察设计和设备订货

(五)施工准备

(六)施工和生产准备

(七)竣工验收

四、医院信息化管理建设项目实施进度表

第七部分 医院信息化管理建设项目财务评价分析

一、医院信息化管理建设项目总投资估算

二、医院信息化管理建设项目资金筹措

一个建设项目所需要的投资资金，可以从多个来源渠道获得。项目可行性研究阶段，资金筹措工作是根据对建设项目固定资产投资估算和流动资金估算的结果，研究落实资金的来源渠道和筹措方式从中选择条件优惠的资金。可行性研究报告中，应对每一种来源渠道的资金及其筹措方式逐一论述。　并附有必要的计算表格和附件。可行性研究中，应对下列内容加以说明：

(一)资金来源

(二)项目筹资方案

三、医院信息化管理建设项目投资使用计划

(一)投资使用计划

(二)借款偿还计划

四、项目财务评价说明&财务测算假定

(一)计算依据及相关说明

(二)项目测算基本设定

五、医院信息化管理建设项目总成本费用估算

(一)直接成本

(二)工资及福利费用

(三)折旧及摊销

(四)工资及福利费用

(五)修理费

(六)财务费用

(七)其他费用

(八)财务费用

(九)总成本费用

六、销售收入、销售税金及附加和增值税估算

(一)销售收入

(二)销售税金及附加

(三)增值税

(四)销售收入、销售税金及附加和增值税估算

七、损益及利润分配估算

八、现金流估算

(一)项目投资现金流估算

(二)项目资本金现金流估算

九、不确定性分析

在对建设项目进行评价时，所采用的数据多数来自预测和估算。由于资料和信息的有限性，将来的实际情况可能与此有出入，这对项目投资决策会带来风险。为避免或尽可能减少风险，就要分析不确定性因素对项目经济评价指标的影响，以确定项目的可靠性，这就是不确定性分析。根据分析内容和侧重面不同，不确定性分析可分为盈亏平衡分析、敏感性分析和概率分析。在可行性研究中，一般要进行的盈亏平衡平分析、敏感性分配和概率分析，可视项目情况而定。

(一)盈亏平衡分析

(二)敏感性分析

第八部分 医院信息化管理建设项目财务效益、经济和社会效益评价

一、财务效益评价

内部收益率、投资利润率、投资回收期、贷款偿还期等指标的计算和评估。

二、经济效益评价

(一)经济费用效益或费用效果分析

(二)行业影响分析

(三)区域经济影响分析

(四)宏观经济影响分析

三、社会效益评价

(一)社会影响效果分析

(二)社会适应性分析

(三)社会风险及对策分析

第九部分 资金申请报告附件

企业营业执照

企业经营状况相关文件(损益表、资产负债表、现金流量表)

银行出具的贷款承诺(省级分行以上)文件或已签订的贷款协议或合同;

地方、部门配套资金及其它资金来源证明文件;

技术来源及技术先进性的有关证明文件;

环境保护部门出具的环境影响评价文件的审批意见;

节能、土地、规划等必要文件;

项目核准或备案文件(在有效期内且未满两年);

篇10

（中煤科工集团北京华宇工程有限公司西安分公司，西安710075）

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

摘要：煤矿辅助运输系统受到很多因素影响，技术分析和经济比较是辅助运输方案选择的核心内容，在技术均可行的前提下，首先分析各方案经济比选方法适合范围，并结合辅助运输系统特点建立修正费用现值模型，并以某矿实例分析修正费用现值法在煤矿辅助运输方案选择中的应用，最终确定最优方案，为某煤矿辅助运输方案的选择提供参考依据。修正费用现值法为辅助运输方案选择提供了一种定量比较的思路和方法。

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

关键词 ：修正费用现值法；方案经济比选方法；煤矿辅助运输方案；最低费用现值

Keywords:presentvalueapproachofcostamendment；comparisonandselectionmethodofplannedeconomy；mineassisttransportationscheme；presentworthoftheminimalcost

中图分类号：F840文献标识码：A文章编号：1006-4311（2015）21-0039-04

0引言

煤矿辅助运输系统受到很多因素影响，技术分析和经济比较是煤矿辅助运输方案选择的核心内容，技术比较法主要分析各方案在技术上可行性及优缺点，是一种定性的分析方法。本文假设技术均可行的前提下，运用经济比较方法进行辅助运输方案的选择。经济比较方法是一种较成熟的比较方法，但是煤矿辅助运输系统有其本身的特殊性和复杂性，如何选择合适的经济比较方法是方案选择的关键。经济比较法是一种定量的分析方法，经济比较可采用效益比较法、费用比较法和最低价格法。上述方法在简单的方案选择中可以得出很明显的结论，但煤矿辅助运输系统受到多种因素的影响，传统单一的方案评价法已经不能满足方案比较的要求。本文在费用现值法的基础上提出修正费用现值法，并以某矿实例分析修正费用现值法在煤矿辅助运输方案选择中的应用,最终确定最优方案，为某煤矿辅助运输方案的最终的选择提供参考依据。

1方案经济比选方法

方案经济比选是寻求合理的经济和技术方案的必要手段，也是煤炭建设项目经济评价的重要内容。项目经济评价中对互斥方案和可转化为互斥型关系的方案进行比选。备选方案应满足下列条件：备选方案的整体功能能达到目标要求；备选方案的经济效率达到可以被接受的水平；备选方案包含的范围和时间一致，效益和费用计算口径一致[1]。

方案经济比选可采用效益比选法、费用比选法和最低价格法[2]。

1.1效益比选法方法及适应范围

1.1.1效益比选法

效益比选法包括净现值比较法、净年值比较法、差额投资内部收益率比较法。

①净现值（NPV）比较法：比较备选方案的财务净现值或经济净现值，以净现值大的方案为优。比较净现值应该用相同的折现率。

②净年值（NAV）比较法：比较备选方案的净年值，以净年值大的方案为优。比较净年值时应采用相同的折现率。

③差额投资财务内部收益率比较法：使用备选方案差额现金年流量，应按下式计算：

计算差额投资财务内部收益率（?驻FIRR），与设定的基准内部收益率（ic）进行比较，当?驻FIRR?叟ic以投资大的方案为优，反之，已投资小的为优。在进行多方案比较时，应按投资大小，由小到大排序，再一次就相邻方案两两比较，选出最优方案。

1.1.2效益比选法适应范围

效益比选法要求用货币单位计算项目的效益，如销售收入额、成本节约额等。

净现值（NPV）比较法考虑资金的时间价值，并全面考虑项目整个计算期内的经济状况，经济意义明确直观，但不足之处是必须确定一个符合经济现实的基准收益率；而且净现值必须考虑互斥方案的寿命，如果方案寿命不等，必须构造一个相同的分析期限，才能进行方案比选；此外，净现值不能反映项目投资单位投资的使用效率，不能直接说明在项目运营期各年的经营成果[3]。

净年值（NAV）比较法可以进行寿命周期不等的互斥方案比选。实际上隐含这样一种假设，各备选方案在其寿命结束时间均可按原方案重复实施或与原方案经济效果水平相同的方案接续。在对寿命周期不等的互斥方案进行比选时，净年值比较法是最为简单的方法。

差额投资内部收益率法，需要首先对各备选方案进行绝对效果检验。对于通过绝对效果检验（NPV大于NAV或等于零，IRR大于等于基准收益率）的方案，再计算增量投资内部收益率的方法进行比选。

1.2费用比选法方法及适应范围

1.2.2费用比选方法适应范围

费用比选方法不要求用货币单位计算项目的效益，主要用于效益相同或效益基本相同，但难以具体估算的方案进行比较。费用现值比较法、费用年值比较法本质上是净现值比较法、净年值比较法的一种简化形式，适应范围基本相同。

备选方案的计算期不同时，易采用净年值法和费用年值法。如果采用净现值法和费用现值法，可将各方案计算期的最小公倍数作为比较方案的计算期，或者以各方案中最短的计算期作为比较方案的计算期，在某些情况下还可以采用研究期法。

1.3最低价格比较法及适应范围

1.3.1最低价格比较法

计算各比较方案净现值为零时的产品价格，推算备选方案的产品最低价格，以最低产品价格（Pmin）较低的方案为优。最低产品价格（Pmin）可按下式求得：

1.3.2最低价格比较法适应范围

产品产量不同，产品价格又难以确定的比较方案，当其产品为单一产品或能折合为单一产品时，可采用最低价格法，分别计算各比较方案净现值为零时的产品价格，推算备选方案的产品最低价格。

2修正费用现值法

2.1辅助运输方案的特点

煤矿辅助运输是指煤矿井下的运输除煤炭运输以外，人员、材料、设备和矸石等的各种运输方式。煤矿井下辅助运输可分为轨道辅助运输和无轨辅助运输两种。轨道辅助运输以铺设双轨或悬吊单轨为主要特征，采用架线电力、防爆柴油机、蓄电池和钢丝绳为牵引动力；而无轨辅助运输则以胶轮或履带为行走机构，采用防爆柴油机、蓄电池等为牵引动力。

煤矿辅助运输是整个矿井运输中的一个重要环节，尤其是现代化矿井对此更应高度重视。辅助运输工作效率直接影响生产效率，也是制约生产主要因素。如何选择技术可行、经济合理、效率高效的辅助运输系统对煤矿生产具有很重要的意义。在技术上可行的基础上，如何比较经济合理将是选择辅助运输方案的关键所在。辅助运输系统只是煤炭生产系统中的一部分，其产生的效益不能直接计算。费用现值比较法是暂不考虑投资方案的收益或收益相同，仅考虑投资、经营成本或残值的现值。设定煤矿辅助运输方案计算周期相同，产生的效益相同，只需对方案投资、经营费用比较。因此，辅助运输系统方案经济分析可以选择费用现值方法。

2.2修正费用现值法

修正费用现值比较法是在传统费用现值比较法基础上的修正。以煤矿辅助运输系统中的无轨辅助运输为例，分析费用现值法的修正过程，在无轨运输系统中无轨胶轮车设备投资比例大，更新速度不确定等特点，一般传统的费用现值法不能满足应用。修正费用现值比较法中全部投资除包括固定资产投资和流动资金以外，还考虑维持运营投资[5]。修正费用现值法公式为：

3实例分析

某煤矿生产能力20.0Mt/a，采用主斜井、副平硐综合开拓方式，矿井辅助运输任务均利用现有主工业场地的副平硐，辅助运输采用无轨胶轮车运输。按照矿井采掘接续计划，随着开拓的延伸，现有副平硐辅助运输距离越来越远，运输效率降低。结合矿井目前的开采现状、开采接续、煤层赋存特点及其他外部条件等因素，提出三种辅助运输方案。

方案一：原副平硐方案。矿井生产系统集中在主井工业场地，系统设施完善，辅助运输方式采用无轨胶轮车运输，开采一、二盘区时，副平硐担负全矿井辅助运输任务，且为主要进风井。如果矿井在接续西南区时，已有副平硐仍可作为辅助运输井筒继续使用，考虑西南区进风需要，需新增进风立井。利用原平硐方案，投资最低，年运营成本最高，效率低。

方案二：新增副斜井方案。在西南区新增一条副斜井，保证西南区辅助运输能力。另外需新增进风立井，满足矿井通风需求。新增副斜井方案，投资最高，运营成本较低，效率较低。

方案三：新增副立井方案。拟在西南区新增一条副立井，保证矿井西南区辅助运输能力。副立井既承担西南区辅助运输任务，又能兼作进风井进风和安全出口。新增副立井方案，投资较高，年经营成本最低，效率高。

3.1费用现值构成数据参数

3.1.1年经营成本

年经营成本是项目评价中所使用的特定概念，作为项目运营期的主要现金流出，其构成和估算可采取下式表达：经营成本=外购原材料、燃料和动力费+工资及福利费+修理费+其他费用。某煤矿辅助运输方案年经营成本对比表，见表1。

3.1.2流动资金

流动资金=流动资产-流动负债，流动资金是经营过程中作为周转用的资金，某煤矿辅助运输方案流动资金对比表，见表2。

3.1.3无轨胶轮车设备投资

某煤矿辅助运输方案设备更新投资主要考虑无轨胶轮车运输设备。依据某煤矿西南区开采设计辅助运输系统运输能力设计，某煤矿辅助运输各方案无轨胶轮车数量、设备更新投资对比表，考虑设备运杂费6%、备品及备件费1%在内的设备更新投资，见表3。

3.2修正费用现值比较

某煤矿辅助运输中无轨胶轮车运输特点，方案一、方案二无轨胶轮车运输设备折旧年限按4年考虑，方案三无轨胶轮车运输设备折旧年限按6年考虑。无轨胶轮车设备投资，见表3，不考虑计算期末回收固定资产余值及运输设备更新残值。方案一提升系统固定资产投资9644.98万元，方案二提升系统固定资产投资26197.84万元，方案三提升系统固定资产投资24404.45万元。

某煤矿辅助运输方案经济比较中计算期按20年、基准收益率按10%考虑，各方案费用现值计算结果分别见表4、表5、表6。

综合表4、表5、表6分析，方案一20年费用现值为115630.81万元，方案二20年费用现值108449.03万元，方案三20年费用现值90108.08万元，选择费用现值最低的方案三最优。

4结语

在技术均可行的基础上，煤矿辅助运输系统方案经济比选方法选择修正费用现值比较法合理。系统正常运行20年考虑，在基准收益率10%的情况下计算各方案的费用现值，选择费用现值最低的方案三最优，因此，某煤矿辅助运输系统采用方案三副立井方案较为合理。

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