时间：2022-08-31 06:45:38
开篇：写作不仅是一种记录，更是一种创造，它让我们能够捕捉那些稍纵即逝的灵感，将它们永久地定格在纸上。下面是小编精心整理的12篇统计公报，希望这些内容能成为您创作过程中的良师益友，陪伴您不断探索和进步。
(讯)工信部近日公布《2012年电子信息产业统计公报》，公报显示，2012年，我国电子信息产业销售收入突破10万亿元大关，达到11.0万亿元，增幅超过15%。
2012年，我国电子信息产业销售收入达到11万亿元，增幅超过15%;其中，规模以上制造业实现收入84619亿元，同比增长13.0%;软件业实现收入25022亿元，同比增长28.5%。
2012年，我国规模以上电子信息制造业增加值增长12.1%，高于同期工业平均水平2.1个百分点;收入、利润及税金增速分别高于工业平均水平2.0、0.9和9.9个百分点，在工业经济中的领先和支柱作用进一步凸显。
数据显示，我国制造大国地位日益稳固。2012年，我国规模以上电子信息制造业实现销售产值85044亿元，同比增长12.6%。手机、计算机、彩电、集成电路等主要产品产量分别达到11.8亿部、3.5亿台、1.3亿台和823.1亿块，同比增长4.3%、10.5%、4.8%和14.4%;手机、计算机和彩电产量占全球出货量的比重均超过50%，稳固占据世界第一的位置。(编选：)
原标题：山东无证生二娃要受罚 九种情形交社会抚养费
不符合计划生育政策，社会抚养费该如何征收?3月23日，山东省卫计委公布《关于计划生育依法收费、罚款、行政征收项目标准的通告》，集中公布国家和山东人口和计划生育法律、法规规定的计划生育收费、罚款和行政征收标准。
山东省卫计委在通告中表示，此举是为进一步加强全省卫生计生系统行风建设，杜绝乱收费、乱罚款现象，并将其纳入12356阳光计生服务热线咨询内容，接受社会各界和群众的监督。省卫计委要求各级卫生计生行政部门要坚持依法行政，严格按照法定标准进行收费、罚款和行政征收。
记者注意到，山东省计划生育收费罚款行政征收项目汇总表中，详细列明技术服务性收费、行政收费、违反计划生育服务管理规定以及违法生育行政征收等具体标准。
以“符合再生育规定情形，但未申请办理《生育证》而生育的处罚”为例，依据《山东省人口与计划生育条例》第四十三条第一款，按所在地县级人民政府上一年度统计公报公布的城镇居民年人均可支配收入或者农村居民年人均纯收入为基数的二分之一征收社会抚养费。
政策前瞻社会抚养费或统一设上限
2014年1月，无锡滨湖区计生局向张艺谋夫妇寄发社会抚养费征收决定书，张艺谋夫妇须缴纳社会抚养费总额达748万余元，“天价”社会抚养费引来争议。本报记者调查发现，社会抚养费名称曾几经变化，各地征收标准不一。而2014年11月，国家卫生计生委公布《社会抚养费征收管理条例(送审稿)》，并通过国务院法制办向社会公开征求意见，也引发全社会的争论。
2013年7月11日，浙江一律师向全国31个省级计生委、财政厅申请，要求公开2012年度社会抚养费收支及审计情况，社会抚养费问题引发广泛关注。2014年1月7日，国家卫计委发言人毛群安在国新办会上表示，国家卫计委正在启动对社会抚养费管理办法的修订，将对社会抚养费征收过程中存在的一些问题进行规范。
2014年11月20日，国家卫生计生委公布《社会抚养费征收管理条例(送审稿)》，并通过国务院法制办向社会公开征求意见。新规定首次提出不符合规定生育第二个子女的，按户籍地人年均可支配收入为标准，对双方当事人分别征收计征标准3倍以下的社会抚养费，这意味着此前由各地执行的数倍不等的征罚标准，将统一设上限。
但此次征集意见也引起诸多讨论，2015年全国两会期间，有代表认为，中国正面临新生人口不足、劳动力短缺、养老问题突出等困境，在这种情况下不应该继续征收社会抚养费。而国家卫生计生委曾组织专家就《社会抚养费征收管理条例(送审稿)》接受媒体采访，有关专家表示，不会取消征收社会抚养费。在坚持计划生育国策相对稳定的大前提下，必须坚持社会抚养费征收制度。取消征收社会抚养费对响应国家号召、遵守计划生育政策的公民不公平。 (记者李永明)
延伸阅读 社会抚养费名称几经变化
社会抚养费名称多次演变：20世纪80年代初叫“超生罚款”，1994年改为“计划外生育费”。1996年《行政处罚法》出台后，进一步明确对于超计划生育的不得罚款，但可以征收“计划外生育费”。2000年3月，中央8号文件明确规定实行征收社会抚养费征收制度。同年，财政部、国家计生委联合下发文件，要求各地将“计划外生育费”改为“社会抚养费”。2001年《人口与计划生育法》将“社会抚养费”明确规定下来。
社会抚养费征收也经历一系列规范的过程。2002年国务院颁布的第357号令《社会抚养费征收管理办法》，明确对计划外生育子女的公民，征收社会抚养费;授权省级人民政府确定社会抚养费的征收标准;将直接征收社会抚养费的权力下放至乡(镇)人民政府或街道办事处。 (记者李永明)
山东九种社会抚养费征收标准
若济南某区一城镇居民2014年违反规定生育，以该区2013年城镇居民人均可支配收入37932.62元为例
对符合再生育规定情形，但未申请办理《生育证》而生育的处罚。
按所在地县级人民政府上一年度统计公报公布的城镇居民年人均可支配收入或者农村居民年人均纯收入为基数的二分之一征收社会抚养费。须缴1.89万元
对不符合再生育规定情形，而生育第二个子女的处罚。
按所在地县级人民政府上一年度统计公报公布的城镇居民年人均可支配收入或者农村居民年人均纯收入为基数的三至四倍征收社会抚养费。须缴11.37万元至15.17万元
对符合法定结婚条件但未办理结婚登记而生育第一个子女的，生育后六十日内未补办登记的处罚。(处罚标准同1)须缴1.89万元
对不符合法定结婚条件，而生育第一个子女的处罚。
按所在地县级人民政府上一年度统计公报公布的城镇居民年人均可支配收入或者农村居民年人均纯收入为基数征收社会抚养费。须缴3.79万元
对有配偶者与他人生育第一个子女的处罚。
按所在地县级人民政府上一年度统计公报公布的城镇居民年人均可支配收入或者农村居民年人均纯收入为基数的四倍征收社会抚养费。当事人年实际收入高于规定基数的，以年实际收入为基数计征收社会抚养费。须缴15.17万元
当事人年实际收入高于规定基数，比如5万元，则将被征收20万元
对有配偶者与他人生育第二个子女的处罚。
按所在地县级人民政府上一年度统计公报公布的城镇居民年人均可支配收入或者农村居民年人均纯收入为基数的五倍征收社会抚养费。当事人年实际收入高于规定基数的，以年实际收入为基数计征收社会抚养费。
对有配偶而重婚或者明知他人有配偶而与之结婚生育第一个子女的处罚。
(处罚标准同6)须缴18.96万元当事人年实际收入高于规定基数，比如5万元，则将被征收25万元
对有配偶而重婚或者明知他人有配偶而与之结婚生育第二个子女的处罚。
按所在地县级人民政府上一年度统计公报公布的城镇居民年人均可支配收入或者农村居民年人均纯收入为基数的六倍征收社会抚养费。当事人年实际收入高于规定基数的，以年实际收入为基数计征收社会抚养费。须缴22.75万元
当事人年实际收入高于规定基数，比如5万元，则将被征收30万元
对不符合规定生育第三个以上子女的处罚。
关键词：内陆省份；内生型竞争力；模糊综合评价法
中图分类号：F202 文献标识码：A
DOI：10.3963/j.issn.16716477.2013.03.005
一、问题的提出
自改革开放以来全国经济保持着持续高速增长的态势，但其经济发展仍存在诸多问题，其中最典型的问题之一是区域间经济发展高度不平衡，内陆地区经济发展明显要落后于沿海地区。这种经济发展的滞后，已经成为我国经济发展的主要制约因素。
2011年中国统计年鉴的统计数据显示，2010年按GDP总量排名，内陆省份仅河南、四川、湖南挤进前10名，分别占全国GDP的5.76%、4.28%、4.00%，排名为第五、第八和第十[1]。内陆省份的经济发展表现出了明显的劣势，其地理条件、基础设施建设等方面远远不及沿海地区。因此，内陆省份提升竞争力，发展经济的路径必然与沿海地区有所不同。从内生型竞争力的角度出发，各地区、各国的内生型竞争力是由经济体系的内在运作所决定的，其根源在于不断细化和深化的分工与专业化，内生型竞争力的提升不是依靠区域的地理等自然条件的优势，而是通过后天努力创造而来的。可见研究内生型竞争力产生的条件及培育措施将对内陆省份的经济发展起着决定性的作用。
二、相关研究综述与概念界定
经济学开山鼻祖之一李嘉图最先提出了外生型比较优势理论，认为外生比较优势是先天给定的，因此人们和政府都不能人为地改变它，他认为国际或区域间的竞争是相对稳定的，即使技术的进步也是外生因素给定的，该理论认为资源禀赋的外生差异而给一国或一地区带来比较优势[2]。邹薇在《论竞争力的源泉：从外生比较优势到内生比较优势》一文中指出外生型比较优势理论并没有考虑到交易成本以及规模经济，而这些因素随着商品化和市场化进程的加快在国际和区域间竞争中的作用日益凸显[3]。
与此截然不同的是内生型比较优势是经济体系内部运作所决定的，是可以通过后天努力而培养的，其源泉是不断深化的分工和专业化，内生型比较优势取决于一国或一地区所选择的分工和专业化[3]。这意味着一国或一地区可以通过专业化或分工的选择而创造出该区域原来所不具有的比较优势。
杨秀容指出，从长远利益来看，如果一国或一地区过分地倚重外生比较优势将导致其贸易方向、产品和格局的静态化，并陷入比较优势的陷阱[4]。而内生型比较优势是分工和专业化的选择结果，因此能加快生产力发展的进程，从而成为该区域经济快速增长的源泉。
比较优势在市场上即表现为竞争力，竞争力强调后天的努力和政府的作用，是一国或一地区获得利润的能力，强大的竞争力是一国或一地区在市场贸易中获利的充分条件，然而，不能简单地将比较优势等同于竞争力，要将比较优势转化为竞争力还需要各种政策的支撑。
基于此，内生型竞争力即为一地区通过资源整合，创新力的提升，结构调整等方式自主地选择分工和专业化，并在政策支撑下，能为某一地区带来巨大贸易利润的竞争能力。
三、内陆省份竞争力现状分析
（一）内陆省份外贸依存度低
外贸依存度是衡量一地区外贸活动对该地区经济发展的影响，能够反映地区外贸经济的发展层度[5]。随着改革开放的深化，我国各个省份外贸依存度也产生了明显的差距。内陆省份其外贸依存度偏低。见表1。
由表1可见[613]，内陆省份的外贸依存度明显低于全国水平。根据对沿海地区的研究发现，外贸经济的发展在很大层度上都是由中小企业拉动的。
（二）产业结构逐步升级
产业结构的不断优化与升级是该地区经济发展良好和持续的重要表现，更体现出该地区在经济发展过程中选择分工的倾向，是培育内生型竞争力的必经之路。见图1至图3。
由图1至图3可见，内陆省份第一、二、三产业都有明显的增势，二、三产业的增势比较明显，第一产业稳步上升，产业结构基本呈现“二三二”的格局。
以湖北为例，在十一五期间，湖北省的产业结构比例由2006年的15.2∶44.9∶39.9 调整到13.6∶46.6∶39.6，第一产业的比例逐步下降，第二产业比例有所提升。但是与沿海经济发达地区江苏省的6.2∶53.2∶40.6以及广东省的5.0∶50.4∶44.6比例相比，湖北省的产业结构还有待进一步调整。对于湖北省而言，其工业基础雄厚，加大工业改造，振兴新兴产业，重点发展战略新兴产业是实现产业升级，发展内生型竞争力的重要途径。
（三）区域发展不均衡
与沿海省份相比，受地区政策倒向、经济发展基础薄弱等原因的影响，内陆省份的区域发展极不平衡，很难出现像广东、苏州那样多个地区协同发展，共同带动整个区域经济发展的状况。
湖北省经济发展存在着唯武汉市独大的现象，其他地区受各种因素的影响，发展滞后，主要表现在经济增长的基础不牢，工业经济发展基础薄弱，产业结构比较单一，缺乏支柱性产业；农业抗风险能力薄弱，生产集约化程度低；社会保障体系仍不够完善。湖北省的各州市主要经济指标见表2[7]。
（四）自主创新能力潜力较好
与沿海地区相比，内陆省份经济发展内部推动力不足，在分工与专业化选择上明显地处于被动接受地位。追根究底则是因为其自主创新能力不强，难以在科技日益创新的经济发展步伐中占据有利地位。但是内陆省份有着良好的教育基础，其创新能力的发展潜力较好。
从研发创新来看，2010年，湖北省专利申请31 311件，其中，发明专利申请为7 410件，比上年同期的6 065件，增长22.18%；实用新型申请为12 792件，比上年同期的10 579件，增长20.92%；外观设计申请为11 109件，比上年同期的10 562件，增长5.18%[7]。
实用新型、外观设计专利申请分别增长20.92%、5.18%，比全国平均增长率24.74%、19.72%，低3.82和14.54百分点[7]。
四、内陆省份内生型竞争力培育可行性分析
（一）内陆省份内生型竞争力可行性分析的指标体系建立
运用模糊综合评价法，内陆省份内生型竞争力的评价指标体系是由一级、二级、三级指标构成。一级指标由反应内陆省份竞争力的主要指标组成的，即国民经济、对外贸易和反应创新能力的教育科技组成。具体指标体系见表4。
（二）湖北内生型竞争力可行性综合评价结果
一级评价集Y={Y1，Y2，Y3 }，二级评价集Yi={Yi1，Yi2，Yi3}，三级评价集Yij={Yij1，Yij2，Yij3}，内陆省份内生型竞争力评价的等级集 V={V1 V2 V3 V4 }，评语和区间分数越高说明内陆省份内生型竞争力提升的能力越好，aijk是Yijk 对Yij的权重，Aij={aij1， aij2， aij3}以此类推一级权重集为Ai，评判隶属矩阵为Rij。见表5。
此外，评判集V的量化临界值为V1=100，V2=85，V3=70，V4=50，因此，将评判集V中各元素量化后最终得到评判结果为BVT=81.385，最终结果介于75-85之间，因此可得到内陆省份提升内生型竞争力能力较好，内陆省份通过提升内生型竞争力来加快经济发展步伐是可行的。
五、内陆省份培育内生型竞争力的建议
培育内生型竞争力首先要对各地区进行合理的分工布局，选择最有利于地区发展的分工方式，基于区域资源整合进行产业布局，打造全国有名的品牌。
（一）坚持国有企业体制改革的同时加快中小企业发展
中小企业的发展能在一定程度上推动区域经济的发展，并且结构体现该地区在专业化及分工中所占有的地位。在推进国有企业改革和发展的同时，内陆省份要着力发展中小企业，进一步完善中小企业发展政策，改善其成长环境，改进服务设施，保护其合法权益，提高中小企业在内陆省份经济发展中的推动作用，采取多种形式搞活内陆省份中小企业。
（二）运用契机发展优势品牌
优化产业的发展，各个地区在选择专业化和分工时考虑地方优势，因地制宜，发挥优势，合理规划，培育有影响力的具有地方特色的品牌。以湖北为例，在水资源丰富的鄂州、仙桃、孝感、随州等地方大力发展渔业，发展无公害水产生产，建立渔业工业园，实施加工精细化，扩在规模，培育具有优势的水产品品牌。在水产生产的同时深化渔业结构，积极开发旅游、垂钓休闲、特色餐饮等高雅文化产业；在神龙架、宜昌等山地地区，做好生态环境保护，发展旅游业和水果种植，走绿色生态经营道路，促进地方龙头企业的形成和建立，实现规模经济，规范经营；重振江汉平原的轻工业优势，在荆州等地区加快纺织服装业的发展；发挥黄石、咸宁等地矿产、石材资源丰富的优势，科学开采，实现可持续发展的基础上创立优势产业园；针对湖北省已有的制造业的优势，如十堰等地区的汽车制造基地，发挥产业集群效应优势。
（三）提高创新力，顺应产业结构调整政策，走上内生型增长轨道
顺应产业结构调整政策，抓住产业结构调整契机，进一步深化内陆省份的分工和专业化。因此，扶持支柱型产业，针对第一产业的发展，加大农业投入，促进农业机械化、信息化和产业化。在此基础上，内陆省份要提高自主创新能力，促进其产业向重加工产业、技术密集、知识密集型产业的转变。而针对第三产业，内陆省份贸易繁荣后随着信息化的发展，自然会带动物流业、金融业和信息产业的发展。因此内陆省份要提高创新能力，推动企业工业化、信息化改造和优化升级，从而为选择更有利的分工和专业化提供支撑，走上内生型增长轨道。
（四）产业间协同发展，在全球分工中占据有利地位
要因地制宜，发挥优势，培育第一、第二产业中优势品牌。要以第一、第二产业的发展带动物流及信息服务产业的发展，从而推动第三产业的发展。同时，物流产业和信息产业的高度发达也是第一、二产业快速发展的前提。因此，协同三大产业发展，优化产业结构，深化分工和专业化。抓住国家政策扶植契机，重点培育和发展战略新兴产业，把握全球未来产的业发展动向，以世界眼光超前规划产业布局，提高持续创新能力，力争通过战略性新兴产业的发展和前沿技术的创新，在全球分工中占据有利地位，创造新的经济增长点。
外贸依存度低，产业结构不尽合理，区域发展不均衡，创新能力不足等因素是内陆省份经济发展的主要障碍。相对沿海地区而言，内陆省份不具备优势的地理条件和基础设施，合理分工布局，发展内生型竞争力将成为内陆省份发展经济的必然选择。通过模糊综合评价法对内陆省份提升内生型竞争力的能力分析，发现其发展内生型竞争力的潜力较好。因此，内陆省份可以通过加快中小企业的发展，因地制宜，培育优势品牌；提高自主创新能力，调整产业结构，产业间协同发展，增强其核心竞争力，在全球分工中抢占有利地位。
[参考文献]
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摘要：通过文献资料法、专家访谈法、数理统计法和PEST分析等方法，在论述京津冀都市圈体育产业结构演化影响因素和演化态势
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摘 要：我国在世界上不仅拥有规模最大的总人口，而且拥有规模最大的迁流人口。自改革开放以来，大规模城乡人口迁移流动已成为
>> 我国城市流动人口避孕、避孕器具使用问题研究 我国社会转型与城市流动人口犯罪治理探讨 我国流动人口管理方式存在问题及对策 我国流动人口生殖健康状况与对策研究 我国流动人口社会保障问题研究 浅析我国流动人口子女的教育福利问题 我国流动人口社会保障问题浅析 我国流动人口计划生育管理问题解析 我国流动人口子女义务教育现状及对策研究 我国流动人口规模达2.11亿 其生存发展面临六大问题 解决我国流动人口子女教育问题的几点建议 当前我国流动人口的主要特征和面临的主要问题 我国城镇化进程中流动人口带来的社会风险与防范 城市流动人口社会融合的现状与政策思考 城市流动人口的社会保障问题与对策 中国城市流动人口的社会融合问题与对策研究 流动人口的职业卫生问题与对策 城市流动人口管理问题研究 我国城市流动人口的积极型救助政策构建 城市少数民族流动人口问题及对策研究 常见问题解答 当前所在位置：.
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如何看待公务员辞职现象?
——支持人才合理流动，尊重保障合法就业创业权益
近年来，一些公务员特别是一些党政领导干部辞去公职的消息引发关注，舆论中甚至出现“公务员离职潮”的说法。
针对公务员的辞职行为，上述4部门的《意见》特别提到，“要准确把握和执行政策，正确对待公务员依法辞去公职行为。”《意见》还提出，支持人才的合理流动，充分尊重和保障辞去公职人员合法就业和创业的权益。
在专家看来，官方在文件中的这一表述，从一个侧面明确了，对于公务员辞职现象，全社会应持理性态度。
去年6月，人社部曾《2017年度人力资源和社会保障事业发展统计公报》，按照这份公报提供的数据，截至2017年底，全国共有公务员716.7万人。
根据国家公务员局相关负责人的介绍，2008-2013年，全国公务员总数每年都有一定的增长，20XX、2017年开始出现少量减少，但在编制范围内总体上仍然保持稳定。
对于公务员是否存在“离职潮”，国家公务员局也回应称，从近几年的统计数据看，公务员队伍总量是基本稳定的，辞职的数量有所增长。2017年公务员辞职不到1.2万人，约占公务员队伍总数的0.2%，这个比例是在正常范围内的。一定比例的公务员辞去公职是公务员队伍正常流动现象，有利于补充新的力量、增强队伍活力。
“以前人们总认为公务员是‘铁饭碗’，出现‘公务员热’现象。如今，随着社会发展，就业创业多元选择空间扩大，只要在制度许可范围内，公务员队伍的正常人员流动应该给予支持。”
竹立家说，公务员说到底是一种职业选择，应该通过更完善的权力规范制度，让公务员回归其职业本位。
公报显示，2001年全国共筹集科技活动经费2589亿元，比上年增加243亿元，增长10.3％。
全年国家财政科技拨款额达703亿元，比上年增加128亿元，增长22.2％，占国家财政支出的比重为3.7％。在国家财政科技拨款中，中央财政科技拨款为444亿元，比上年增长27.1％，占中央财政支出的比例为7.7％；地方财政科技拨款为259亿元，比上年增长14.6％，占地方财政支出的比重为2.0％。
2001年全国科技活动经费支出为2313亿元，比上年增加262亿元，增长12.8％。
分执行部门看，各类企业、国有独立核算的科研院所、高等院校分别支出1496亿元、558亿元、166亿元，分别比上年增长了11.5％、11.3％、21％，各执行部门支出占经费总支出的比重分别为64.7％、24.1％和7.2％。
分支出用途看，科技活动人员劳务费支出为549亿元，比上年增长15.5％；固定资产购建支出为692亿元，比上年增长14％。
分地区看，科技活动经费支出超过100亿元以上的有北京、广东、江苏、上海、山东、四川和浙江，共支出1441亿元，占全国科技活动经费总支出的62.3％。
公报显示，反映我国自主研究与开发能力的科学研究与试验发展（R＆D）活动，全年共支出1043亿元，比上年增加147亿元，增长16.3％，R＆D支出与当年国内生产总值（GDP）的比例达到1.1％。按科学研究与试验发展人员（全时工作量）计算的人均研究与试验发展（R＆D）经费支出为11万元，比上年增加1.2万元。
分研究类型看，用于基础研究、应用研究、试验发展的经费支出分别为52亿元、176亿元和814亿元，分别比上年增长11.8％、15.8％和16.8％。基础研究、应用研究、试验发展占R＆D总支出的比重分别为5％、16.9％和78.1％。
分执行部门看，各类企业全年共支出R＆D经费630亿元，比上年增长17.3％，占全国总支出的60.4％，企业已经成为R＆D活动较为稳定的投资主体；国有独立核算的科研院所和高等学校R＆D经费支出分别为289亿元和102亿元，分别比上年增长11.7％和33.4％，占全国R＆D经费总支出的比重分别为27.6％和9.8％。
分产业部门看，七大行业R＆D经费投入强度（R＆D经费支出与销售收入的比例）超过1％。
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【关键词】 经济预测 时间序列 前移回归分析 人均GDP
随着时间推移，经济事物的发展产生的信息形成时间序列数据。既然时间序列数据的形成往往是多项影响因素综合作用的结果，那么，时间序列的未来取值就是可以预测的。《湖南省统计年鉴(2006)》除了收录了全省2005年经济、社会各方面的统计数据外，还汇总了历史重要年份和近二十多年的主要统计数据。《2006年湖南省国民经济和社会发展统计公报》对2006年的经济情况作了全面阐述。总结这一时期的经济发展数量规律，对于今后建设长江中游经济区具有重要意义。本文分析1988至2006年资料较齐全的12项经济指标，采用新提出的前移回归分析预测法，进行2007-2008年的预测。
一、前移回归分析方法简介
1、原有预测法及其缺陷
人类社会的经济发展产生的信息是时间序列数据。时间序列数据的形成往往是多项影响因素综合作用的结果，时间序列的未来取值是可以预测的。经济预测是经济决策科学化的工具，是政府编制计划、预见计划执行情况、加强计划指导的依据，也是企业改善经营管理的有效手段之一。
以往对于单一指标本身的预测，一般是采用时间序列平滑预测法，包括移动平均法、指数平滑法、差分指数平滑法、自适应过滤法、直线模型预测法、多项式模型预测法、指数曲线模型预测法、修正指数曲线模型预测法、成长曲线预测模型和季节变动预测法等。
建立回归方程的目的是要利用它来进行预报与控制。在实际问题中，事先并不能断定随机变量Y与x1、x2、…、xp之间确有线性关系，在求解回归方程前，线性回归模型只是一种假设，所以在求出线性回归方程之后，还需对其进行统计检验，给以肯定或否定的结论。
回归分析预测法不考虑时间顺序，只是按照影响因子的线性表达式求得因变量的值。某个因变量(如某个经济指标)的值，只有在同时期的其他影响变量值确切可知的情况下才能求得。因此，严格意义上讲，这不是预测。真正的预测是时间尚未到达时某项指标值的预估。
上述单一指标外延和多元回归分析两种定量预测方法，各有优势和不足。经济指标预测很难找到理想的定量方法。需要综合上述两种预测方法的优势，克服各自的不足，既考虑时间上的外推又考虑各项因素的影响。
2、“前移回归分析”方法原理
“前移回归分析”方法是作者2005年在湖北省经济预测中开始应用，2006年正式推出的。这里仅作简要介绍。
事物的发展是有一定的前兆或基础的。某年的国民经济各项指标值，反映了这一年为下一年各项事业打下的基础，是下一年某经济指标(如人均GDP)的自变量。
基于“某一时间段的指标值是下一时间段某项待预测指标的形成的基础”的观点，可以认为，后一时间段的因变量是前一时间段各自变量的函数，我们将回归模型写成：
其中，m=n-1，其余参数与前述回归模型相同。整个模型比前述模型少一行，即少一个样本，这对方程的求解影响很小。实际数据处理中即是将因变量向前移动一位到下一个时间段，如2005年的因变量数据移到2006年，故称“前移回归分析”。
二、湖南主要经济指标的预测
这种方法已经在湖北、云南、福建等省经济预测中取得了满意的效果。这里再对湖南省经济指标进行预测，原始数据见表1。
对表1的数据进行前移回归分析，来年人均GDP作为因变量y，其余指标按顺序作为自变量x1、x2、…、x11。根据样本和变量数以及预计要选入回归方程的变量数选取引入变量和剔除变量的F值。经F检验只有三产增加值、货物运输周转量、旅客周转量、居民消费价格指数和农民年人均收入5个指标效果显著，其余指标效果不显著。获得回归系数如表2。
由此得到回归方程：
下年人均GDP=-4874.021+2.539022上年三产增加值+4.405059上年货物周转量-0.0311535上年旅客周转量+24.52137上年居民消费价格指数+1.125225上年农民年人均收入
由这个方程计算1988年至2006年的人均GDP，列于表3，只有5年的误差超过100元，其余误差都较小，误差最大的也只有305元，最小的不到9元，平均相对误差只有2.56%，效果较好。
在2007年结束之前，全年各项指标无法得到。但是根据方程预测的人均GDP为13618元，这有待于2008年初统计结果的检验。如果考虑2.56%的平均误差，2007年人均GDP应当在13314元至13922元之间。
上述自变量和因变量共12项指标，事物的发展是多项因素综合作用的结果。实际上可以将其中任何一项作为因变量，其余作为自变量，预测出这项指标2007年的取值。若全部都轮流做一遍，则可以求得全部指标的预测值。居民消费价格指数和人口自然增长率每年变化不大，暂不预测。其余10项主要经济指标的预测结果见表4，各回归模型在此不再罗列。预测2008年的指标值，有两种方式。一种是把2007年的预测值代入回归模型直接求得；另一种是将2007年的预测结果加入建模后，再预测2008年的指标值。在已知样本较多的情况下，两种方法的结果几乎是一样的，预测出来的2007年的值只是一个样本，参不参与建模影响不大。2008年的预测效果预计比2007年差，这需要2009年初湖南省统计公报出炉后证实。预测2008年的指标，最好有2007年的实际值参与建模。
三、人均GDP预测模型给予的启示
回归方程反映了近二十年湖南省经济的内在规律，给予我们一些启示。
1、第三产业增加值、货物周转量、旅客周转量、居民消费价格指数和农民年人均收入5项指标是影响人均GDP的直接的、重要的因素。
2、货物周转量、旅客周转量和第三产业增加值三者体现了商品的流通、人员的流动以及服务、管理交流等项活动，是经济社会中活跃的因素，因此在模型中起重要作用。经济的发展，需要交通发达、货物通畅、第三产业繁荣。湖南省的交通在国内处于中等发达程度，加大交通基础设施建设力度，疏通货物流通渠道，建设现代物流体系，仍是政府应该加快发展的事业。但是，旅客周转量的系数是负的，流动过程中的人员，一般并不在工作或创造价值。改善劳动者工作地点布局，减少过年过节的异地返家和平时远途上下班的交通拥挤，既有利于节省交通所耗能源，也有利于节省劳动者的时间、减少疲惫。
3、居民消费价格指数影响着人均GDP的增长，物价上涨，GDP就会虚高。经济的发展，在一定程度上容易出现物价上涨、货币贬值。抑制物价上涨，是一项基本政策，要坚决贯彻执行。
4、农民年人均收入在模型中起着重要作用，经济的发展首先体现在农民收入的增加。湖南省三农问题仍是主要问题，直接关系到经济建设的成败。农业发展了，农民富裕了，全省的经济也就繁荣了
5、选入回归方程中的指标只有上述5项，并不说明其他指标不影响人均GDP。上述5项指标不是孤立的，它们隐含了国民经济多个部门的综合作用。
6、自2003年开始，湖南省的GDP增幅每年超过13%，速度偏快。按前述预测值，2007和2008两年人均GDP的增幅分别为15%和13%，有些偏大。政府应当采取措施，控制速度，使得速度、质量、效益相协调，人口、资源、环境相协调，推动又好又快发展。
四、结论
前移回归分析方法在对湖南省经济的应用实际中，现有资料处理效果令人满意。而对湖南省2007和2008两年人均GDP和其他9项指标的预测，有待于今后两年的证实。人均GDP预测的回归方程给予人们若干启示。解决三农问题、发展交通事业、平抑物价、引导人员的合理流动是目前经济发展中必须注意的问题。要着力推进经济结构调整和经济增长方式转变，努力提高经济增长的质量和效益。
（注：该文为福建省自然科学基金计划资助项目，项目编号：A0640008）
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关键词：对外直接投资；储蓄；出口；GDP
自从2006年底美国次贷危机爆发以来，世界各国都陷入了经济衰退的阴影之中。对外直接投资作为各国之间经济联系的纽带，成为金融危机时期重要的资本流动信号。中国的对外直接投资还处于起步阶段，虽然增幅非常快，但是总量不高，投资的领域也比较有限。本文就后金融危机时期的政策影响对中国对外直接投资进行分析和探讨。
一、研究方法和建立回归模型
由于对外投资水平的高低取决于国民收入、宏观经济的走势、贸易壁垒的强弱等，我们选取GDP(国内生产总值)的变化来反映一国综合实力以及国民收入的相对变化；EX(出口)的变化来反映贸易的广泛程度和贸易的难易程度；SAV(储蓄)的变化来反映一国资本流量的变化。因OFDI与GDP、EX、SAV散点图分别呈现对数函数关系，本文建立对数形式的经典OLS模型进行回归，样本数据为1989-2008年统计数据，数据来源分别为：《中国统计年鉴》、《中国对外直接投资统计公报》、中国人民银行统计数据、联合国贸易与发展委员会(UNCATAD)统计数据。
模型建立
用EVIEWS软件对模型进行回归，分析结果如下：
OFDI＝-31.7408＋5.2256 GDP－2.1279 EX＋0.4046 SAV
从回归结果看，调整后的R2＝0.9341，拟合程度比较高，方程可以较好的解释各变量之间的关系。而相关系数R＝O.9665表明因变量与各各变量的相关程度非常高。t值在5％的水平上显著。
二、模型结论及其分析
根据前文的实证研究，OFDI与GDP成正相关关系，并且GDP每增加1％，OFDI会增加5.2256％。伴随着中国成为最大的引资国，国内企业在技术、管理、品牌等方面的竞争压力显著增加。相对于有限的国内市场，通过直接投资获得国际市场的份额是一个必然步骤也是不错的选择。通过政府的救市和经济发展的必需，使得GDP并没有急速下滑，反而继续保持了比较高的增长，也就拉动了OFDI的增长。
此外，OFDI与EX成负相关的关系，EX每减少1％，OFDI相应增加2.1279％。金融危机以来，各国的贸易保护开始抬头，加大了我国出口的难度。在这样的背景下，我们的企业通过对外直接投资，兼并或者收购国外的企业，从而进入其所在国市场，减少以出口形式输出商品，可以有效解决目前的产品积压、价格降低等困难。
再次，实证结果告诉我们，OFDI与SAV成正相关关系。SAV每增加1％，OFDI会增加0.4046％。由于我国的消费习惯和福利政策等原因，我国居民的储蓄倾向较高。截至2008年底，我国居民储蓄额达到217885.35亿元，由于金融机构的资产负债表失衡，使得贷款投资变得相对较容易，贷款利率也相应下降。加上各种非投资方式和非正规渠道进入我国的热钱，加速了国内流动性过剩的局面。所以，综合国内有限的资源和金融市场的成熟性，企业对外投资是一个很好的选择。
三、结论和预测
目前来看，我国对外直接投资的主要特点是总额不大，但是增长速度较快，投资的产业面较窄，产业倾向比较严重，而且投资的地区和国家比较集中，如根据商务部的《2008年度中国对外直接投资统计公报》显示我国在香港、开曼群岛、英属维尔京群岛三者投资总额站我国对外投资总额的70％。而对发达国家的投资却比例不高。并且在金融危机初期，我国政府就相应出台了多项经济刺激政策，使得我们国家的经济保持平稳运行，并没有出现较大波动。就决定了金融危机对我国对外直接投资的影响不大，并且创造了新的发展契机。
1.金融危机使得美国等发达国家出现经济大幅衰退，美元相对于人民币贬值，虽然这在一定程度上增加了我国出口贸易的难度，但同时降低了我国对外直接投资的难度和成本。根据前面的实证研究，美元贬值一方面我们可以借着美元贬值的东风，用相对于以前较少的成本来兼并或者收购国外的中小企业，另一方面，我们可以通过直接投资来回避出口摩擦，既有利于国内的市场稳定又可以间接地保持一定的出口规模，保持自身在国际市场中的出口份额。
2.大规模的经济刺激计划使得投资成本大幅降低，加上中国经济的持续向好，对外投资应稳步上升。为应对危机，我国的利率从2008年的4.68％降至3.33％再降到2.25％，同GDP保持了8％的高速增长，促使我国企业加大了对外直接投资的步伐。
【关键词】对外直接投资；区域经济增长；面板数据
一、问题的提出
随着中国企业对外直接投资（Outward Foreign Direct Investment （OFDI））规模不断扩大，其对中国整体经济增长的正效应在以往的研究中并不匮乏，那么对中国区域经济增长的影响如何呢？在此背景下，继外商直接投资之后，OFDI与区域经济增长问题逐渐成为新的研究热点。但对该问题的研究一直以来有一个被忽略的问题，就是OFDI作用于整体经济增长的同时，我们并没有考虑到中国不同区域OFDI活跃性不同这个特殊性，因此，本文尝试从东、中、西部三个区域的角度研究OFDI与经济增长的关系，并得出相关的结论。
二、模型构建
本文选取了中国26个省（市）2004-2012年的OFDI数据以及GDP数据来构建面板数据模型，并且将26个省（市）分为东部、中部、西部三个区域来分别进行回归分析。
面板数据计量经济模型在实际研究中常用的panel data回归模型是固定效应模型（FEM）和随机效应模型（REM）。在实证研究中一般通过对数据的Hausman检验来确定选用何种模型。固定效应模型可表示为：yit=ai+Xit+uit。
利用F检验来进行模型设定检验，以此确定面板数据分析模型。首先用Chow检验的F统计量F1检验是否接受零假设；若拒绝零假设，再进行第二步检验。公式如下：
F2=[（RRSSURSS）/N1]/[URSS/（NTNK+1）]～F[N1，N（T1）K+1]
其中，RRSS、URSS分别表示有约束模型（即混合数据回归模型）和无约束模型ANCOVA估计的残差平方和或者是LSDV估计的残差平方和。在给定的显著性水平a下，如果F2>FαN1，NT1K+1，则拒绝零假设，即可以采用个体固定效应面板数据模型。把数据取自然对数，模型设定形式设定为：LnGDPit=c+βiLnOFDIit+uit
三、变量与数据来源
本文的被解释变量是中国各省市的GDP。解释变量是中国各省市的对外直接投资量OFDI。
由于考虑到数据的可得性以及平衡性，没有计入海南、贵州、、青海、宁夏、香港、澳门等地区的数据。各省市的GDP数据来自于2004-2012年统计年鉴，OFDI数据来源于2004-2012年的对外直接投资统计公报，2012年GDP数据来源于网站上的经验数据。GDP的单位是亿元，OFDI的单位是万美元，利用历年的平均汇率换算为万美元。
表1 变量的描述统计
变量 均值 标准差 最小值 最大值 观测值
gdp 10836.51 8378.519 1688 46013 182
ofdi 24369.15 39764.34 48 267915 175
lgdp 9.050496 0.6836229 7.4313 10.73668 182
lofdi 8.946343 1.753744 3.871201 12.49843 175
四、实证分析
借助Stata12.0软件，运用面板固定效应对模型参数进行估计。
1、总体样本回归
LnGDPit=7.216839+0.2089851LnOFDIit
R2= 0.8099 F（1，149） = 360.31
从总体样本回归结果来看，地区OFDI每增长一个百分点，其对经济增长的贡献也增加个百分点。
2、东部地区回归。采用个体固定效应面板数据模型，对东部十省市的数据进行回归得：
LnGDPit=6.918531+0.2628904LnOFDIit
R2= 0.8099 F（1，59）= 251.40
东部地区OFDI对经济增长都有显著影响，东部省（市）OFDI每增长一个百分点，经济增长达到了个百分点。
3、中部地区回归。采用个体固定效应面板数据模型，对中部八省市的数据进行回归得：
LnGDPit=0.6294+0.1835367LnOFDIit
R2=0.6294 F（1，47）= 79.83
中部地区OFDI对经济增长都有显著影响，东部省（市）OFDI每增长一个百分点，经济增长达到了个百分点以上。
4、西部地区回归。采用个体固定效应面板数据模型，对西部八省市的数据进行回归得：
LnGDPit=6.965302 +0.19589LnOFDIit
R2= 0.7194 F（1，41） = 105.13
西部地区OFDI对经济增长都有显著影响，西部省（市）OFDI每增长一个百分点，经济增长达到了个百分点以上。
五、相关结论
从三个区域看，东部地区OFDI每增长一个百分点，GDP增加个百分点；中部地区OFDI每增长一个百分点，GDP增加个百分点；西部地区OFDI每增长一个百分点，GDP增加个百分点。从OFDI对GDP的贡献来看，由高到低分别是东部、西部和中部。中国企业对外直接投资对区域经济增长的影响是多方面的。因此，OFDI对于一个地区经济发展的影响不是单纯的某个方面，事实上它可以渗透到经济发展的各个方面并且发挥着多样化的作用，既有直接效应也有间接效应。
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摘 要：在阐述山西省粮食种植及供给能力状况的基础上，借助山西粮食生产能力和常住人口总量数据，计算得出粮食自给率为88.
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