数据报告 数据报告（10篇）

随着个人的素质不断提高，报告不再是罕见的东西，我们在写报告的时候要避免篇幅过长。那么报告应该怎么写才合适呢？以下是山草香美丽的小编为大伙儿整理的数据报告（10篇），仅供借鉴，希望对大家有一些参考价值。

数据报告 篇一

GDP：只有四省区的增幅变大

今年是“十二五”的开局之年，转变发展方式和调整经济结构已经成为地方政策的主线。为此，许多省区都下调了2011年经济增速。已公布数据的29个地区呈现出“一高一低”的态势。“高”是指全国除了北京其余的28个地区的一季度GDP都高于9.7%的同期全国水平，“低”是指25个地区的开局经济增速都低于去年同期的增速。其中海南一季度的增长幅度下降最多，由去年一季度的25.1%下降为今年一季度的10%，同比下降了15个百分点。从一季度GDP增幅来看，12个地区的增速超过13%，除天津和福建外，其余的都是中西部地区。其中，增长速度最快为19.8%，其次是天津，增幅达到16.5%，然后是重庆同比增长16.3%。

CPI：19个地区增长超过5%

全国大部分地区一季度物价水平仍在高位徘徊，全国居民消费价格（CPI）同比上涨5%。从各地区的情况来看，共有19个地区的CPI增长超过5%的严重通胀警戒线，其中青海的CPI增长最快，高达8.8%，超过警戒线3.8个百分点。海南、广西、宁夏、甘肃、四川5个地区的CPI增幅超过6%。天津和云南的物价增幅最低，为3.6%。

注：吉林CPI增幅低于全国5%的平均水平。

城乡收入比：黑龙江、吉林1.5∶1 全国最低

从各地区的收入增长情况看，城乡收入的差距仍然较大，公布数据的20个地区中，15个地区的城乡收入比超过2:1，8个地区超过3:1，城乡差距较大的地区主要集中在西部地区，尤其是和贵州的收入差距比都超过了4.5:1，是全国差距最大的地区。城乡收入比小于2:1的地区主要集中在东部地区和东北地区，其中黑龙江和吉林的收入比最小，为1.5:1，辽宁其次，为1.6:1。

“三驾马车”：天津消费增速17.9%居首

在一季度经济增速同比回落的情况下，各地区拉动经济发展的“三驾马车”投资、出口、消费依然强劲。其中，出口与投资在“三驾马车”中依然强势，消费增速同比有所放缓。从固定投资的情况来看，公布数据的26个地区中，23个地区的增速超过20%，19个地区超过全国25%的增速。从社会消费品零售总额来看，22个地区的消费增长速度超过全国16.3%的增速，其中天津增幅最大达到17.9%，海南和宁夏其次，达到17.8%。从外贸出口情况看，出口数量方面，广东、浙江、山东列前三甲，分别达到1150亿、447亿、279亿美元；增幅方面，16个地区超过国家26.5%的增速，其中，甘肃和云南的增长速度最快都超过了100%，甘肃增长了1.4倍，云南增速为102%。

26个地区一季度全社会固定资产投资及其增幅比较

数据报告范文 篇二

关键词：大数据时代；财务会计报告；会计信息；问题

财务会计报告是反映企业某一特定日期财务状况、某一会计期间经营成果和现金流量的书面文件，财务会计报告的主要体现形式是财务会计报表。财务会计报告是会计核算的一种专门方法，是会计主体提供会计信息的主要手段，是会计核算的最后一个环节。会计核算工作，经过原始凭证的审核、记账凭证的填制以及各类账簿的登记，所提供的会计信息是分散的、无条理的、不系统的。为使企业投资者、债权人、企业管理层，以及企业外部工商、税务、银行等行政管理部门了解掌握企业经营活动动态，需要通过财务会计报告形式来进行。随着社会经济的发展，财务会计报告的报送形式也在不断变化，从手工填制、计算机打印到通过互联网传输，及时性、准确性不断提高。互联网、大数据下，借助云计算技术，会计核算手段更加先进，财务会计报告从事后编报转为实时编报成为可能。会计核算环境的变化，需要应对一些新问题，保证会计工作的顺利开展。

一、现行财务会计报告的现状与问题

财务会计报告是会计主体经营管理活动情况的概括总结，是企业管理者进行经营决策的依据，是投资者、债权人规避投资风险的重要参考资料。在国际国内市场风云变化下，经济运行步入新常态，企业经营风险飘摇不定。及时准确掌握会计信息，进行正确的预测决策，是企业管理层迫切需要的。现行财务会计报告还有许多片面性和局限性。

（一）财务会计报告信息内容不够充分

财务会计报告是了解掌握企业情况的最主要信息来源渠道，只有充分全面的财务会计信息，才能够满足会计信息使用者需求。尽管会计核算手段从手工到电脑到互联网、大数据、云计算时代，但财务会计报告体系依然如故，没有什么变化。企业信息披露不够充分，直接影响经营业绩的反映和监督效果。财务会计报告信息还停留在财务状况、经营成果和现金流量阶段，缺少预测性、前瞻性信息，缺少风险披露和影响财务状况的非财务信息，缺少企业社会责任信息、低碳环保绿色会计信息等等。

（二）财务会计报告信息披露方式单一

财务会计报告的具体体现形式是财务报表，会计主体的财务报表主要是资产负债表、利润表和现金流量表。财务会计报告的信息披露方式单一，不能满足各个层次使用者的需求。一成不变的报表格式，固定的项目数据，无法满足千差万别的会计信息使用者的个性化需求。财务会计报告的最初设计，服务对象是企业投资者，忽视对其他利益相关者所关心问题的披露。债权人、行政管理机关、上级部门，关心企业的角度各一，了解企业信息的内容不尽相同。解决会计信息使用上的差异，满足不同需求，是会计信息披露的新课题。

（三）财务会计报告信息缺乏时效性

知识经济、信息时代，时效性占有重要地位。会计工作特点是事后工作，财务会计报告报送延后进行，导致会计信息缺乏时效性。传统财务会计报告是手工完成的，同时受股利分配工作按年度进行的影响，财务会计报告的完成周期均耗时较长。年度财务会计报告要在下一年度的第一季度后才能完成，中期财务报告也会延时两个月。市场经济瞬时万变，这么长的报送周期，财务状况会发生很多新变化，进行正确预测决策缺乏有力依据。同时，长时间的报送周期，为企业的幕后交易提供了时间条件，资金的时间价值也被忽视。

（四）财务会计报告信息可靠性难以保证

市场经济是诚信经济，处处需要讲诚信。可靠性是会计信息质量的基本要求。一直以来，一些企业甚至上市公司的会计信息质量受到诟病。财务会计报告虚假，会计信息失真，是危害国家、投资者、债权人利益的大问题。企业经营者为达到粉饰经营业绩的目的，常常借助期末会计核算中的配比转账机会，带有更多的主观性，收支确认、计量随意进行。财务会计报告的过度粉饰，影响会计信息使用者对企业作出正确判断，影响宏观经济的预测和决策，减少国家税收，扰乱正常经济秩序。

二、解决大数据下财务会计报告问题的措施

市场经济形势下，企业间竞争激烈，经济信息瞬息万变，财务会计报告的时效性、有用性格外重要。随着会计核算手段和科学技术的进步，财务会计报告要紧跟时代前进的步伐，创新发展，提高服务水平，满足需求。经济越发展，会计越重要，为了使会计工作在国民经济发展中发挥重要作用，财务会计报告将扮演重要角色。

（一）提高财务会计报告内容的完整性

完整的会计信息才能全面、准确反映企业发展情况，为投资者、债权人、行政管理部门进行预测、决策提供依据。相关部门要结合经济快速发展的实际情况和财务会计报告使用者的需求，及时调整财务报表的内容构成和项目设置。遵循重要性原则，对可以合并的债权债务等项目进行调整，新增那些具有经济发展时代特征的项目。为适应不同会计主体的需要，应当增加一些空白项目，以备个别企业的特殊需求。对内容表达含糊的项目进行重新设置，避免填报或使用者的误读。例如资产负债表中的“固定资产”项目，应当直接列作“固定资产净值”，或者通过“固定资产”“累计折旧”分别反映。

（二）建立多样的财务会计报告披露方式

信息社会和互联网时代，人们的生活节奏不断加快，了解社会经济发展的数据情况，能够有多种形式和手段。简单明了的会计信息，通过快捷的技术手段传播，可以减少财务报告使用者的阅读时间，更轻松、更快速做出评价和判断。传统的表格数据，可以在数据处理时自动生成示意图、曲线图等形式，使得提供的信息更加直观和形象。为适合不同财务会计报告使用者的需求，应报送不同风格、不同格式、不同数据角度的报表。当然，报表之间需要有内在的关联，避免造假情况的发生。同时，也应照顾到统计部门的需求，在报表系统设计上能够完成统计报表的填报任务。

（三）提高财务会计报告的时效性

互联网让世界变成地球村，信息传播手段的不断翻新，对提高财务会计报告的时效性成为可能。及时的会计信息才有价值，才能适应瞬息万变的社会经济发展，才能做出正确的预测和决策。改变传统的财务会计报告的报送周期规定，借助信息技术，应当采用定期报送和实时报送并存的形式。压缩财务报表尤其是年度财务报告的报送间隔，为使用者提供及时的会计信息。对会计主体生产经营活动的主要数据，进行及时处理，自动生成资产负债表、利润表、现金流量表等主要财务报表，实时报送。需要进行数据深加工，借助人工分析的定性内容，可采用定期报送形式。

（四）确保财务会计报告的可靠性

财务会计报告是会计主体财务状况、经营成果、现金流量的报告性文件，是会计信息使用者掌握企业生产经营情况的主要手段。准确无误的财务会计报告，才能让企业关联方和行政管理部门作出正确判断。现代化的技术手段和传输方式，也离不开人的操作。要提高财会人员的职业道德和业务素质，创造良好和谐的工作环境和工作条件，让会计人员安心工作，没有后顾之忧，没有来自工作之外的干扰和压力。保证财会人员队伍稳定，确保会计核算工作的延续性。表彰工作兢兢业业，责任心强，制度、政策落实到位的会计人员。对那些弄虚作假，提供不真实财务会计报告的人员及时惩处。

作者：程勇 单位：沈阳大学工商管理学院

参考文献：

数据报告 篇三

应公布能较快反映经济拐点的GDP环比数字，避免决策者被同比增速误导；有关部门应尽快对银行进行窗口指导，控制贷款增速。

防止政策用力过度

国家统计局即将公布一季度GDP增长速度。GDP的同比增速很可能从去年四季度的6.8%继续下降到今年一季度的6.0%左右，因此可能被一些人认作短期内继续加大政策刺激力度的理由。

但笔者认为这种观点相当危险。这是因为，在经济出现拐点的前后，同比数字有很大的误导性。

根据国际经验，环比增速比同比增速一般能提前两个季度体现经济增长的拐点。从政策效果来说，同样要求决策者应该更关注环比。理由是，评估短期经济政策效果应该是看在最近一个季度的基础上总需求和就业情况是否改善，而非是否比十二个月以前有所改善。如果过分强调相对于十二个月以前是否改善(即只看同比)，就会掩盖最近一个季度的政策成果。反过来，如果要求当季政策立即扭转过去一年的累计经济下行，就会造成政策过度反应。

可见的是，虽然一季度GDP同比增速预计继续下降到6%，但年度化的(经季节性调整后，下同)环比增速已经从去年四季度的低谷(1.5%)大幅反弹到6.8%。今年二季度，即使同比增长速度仍然可能很低(我们预测为6.3%)，但年度化的环比增速预计将继续大幅反弹到12%以上。换句话说，经济拐点事实上已经出现，而不是在几个季度之后。

笔者的结论是，去年年底以来的宽松宏观政策已经产生了明显的扩大内需的效果，并在二季度将产生更加强劲的作用。我们的企业调研结果也支持上述结论。因此，在近几个月信贷高速增长之后，扩张性政策不应在短期内继续加码。相反，应及时控制信贷增速，以保存政策资源，防止出现信贷投放大起大落。

信贷猛增三大恶果

过去几个月的贷款增速无法持续，也不应允许其持续。

第一，如果对目前贷款增速不加控制，中期通货膨胀压力必然加剧。过去四个月，新增贷款已经达到约5万亿元，超过去年的总额，相当于一年前同期的370%。即使今后三个季度月均新增贷款量维持在一季度的一半(即每月7000亿元),全年信贷增速也将达到36%，广义货币(M2)增速至少25%。根据历史相关经验，25%的广义货币增速意味着在12-18个月后通货膨胀可能达到5%～10%。

第二，要防止近几个月的5万亿元贷款中部分资金进入高风险领域。去年11月份中央推出两年内实施4万亿元刺激内需的大型项目，按规划，这些中央支持的风险较小的项目在今年全年要求信贷提供不到1万亿元的融资。但是，过去四个月银行就贷出了5万亿元。笔者认为，应关注如下风险：1.部分贷款流入股市；2.一些企业将部分贷款转贷给其他企业用于高风险项目；3.开发商利用假按揭获得开发贷款的情况死灰复燃。另外，一些银行为了抢先做大贷款规模，大量使用票据贴现将资金贷出去。一旦资金控制权到了企业手中，而许多企业又没有好项目，资金的流向就面临风险。

第三，如果当前对贷款增速不加控制，等风险大面积暴露之后再采取强硬措施，就可能加剧信贷的大起大落，加大经济出现二次见底的风险。实证分析表明，当季的新增贷款环比增幅在很大程度上决定了下个季度的环比GDP增长。这个结论得到了我们企业调查结果的支持。所以，今年一季度新增贷款环比增速(300%)的飙升，肯定会导致二季度GDP的环比大幅上扬。

但是，二季度的新增贷款环比必须大幅度下降。只有二季度以后月均新增贷款比一季度下降80%，至每月3000亿元，才能将全年新增贷款控制在7万亿元，全年贷款增速控制在23%，以将中期通胀和信贷风险勉强维持在可控范围内。但如果在二季度对贷款增速不加控制，将导致三季度被迫以更大力度砍压贷款，加剧贷款大起大落，加大经济二次见底的风险。

短期内应节约“子弹”

理想的政策刺激应该是将政策资源(包括在通胀和信贷风险可控前提下的贷款扩张、在财政可持续前提下的赤字财政)在两年经济下行期间，进行比较平均的配置，这样才能有效地平滑经济周期。换句话说，不应在短期内将“子弹”全部用光，否则刺激政策的不可持续性可能会导致更多的经济波动。

笔者的具体政策建议是：

一、建议国家统计局公布GDP环比数字，避免决策被同比增速误导。

二、建议最高经济决策部门明确支持央行和银监会采取措施稳定贷款增速。

数据报告 篇四

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[2] MICHAEL A， MIKLOS A V. Thick data： adding context to big data to enhance auditability [J].International Journal of Auditing Technology，2014（2）：95-108.

[3] ALEXANDER K，MICHAEL G A，MIKLOS A V. Design and evaluation of a continuous data level auditing system[J]. Auditing： A Journal of Practice and Theory，2014，33（4）.

[4] CASSIDY M. Big data is yielding to thick data and that's a good thing，Bloomreach[EB/OL].http：///2014/05/big-data-is-yielding-to-thick

数据报告 篇五

人们通常粗略地把引进外资的战略归纳为“以市场换技术”，即以中国国内市场的潜在价值来吸引外资企业投资，从而使中国企业学到世界先进技术。问题在于，中国市场对外资的开放是否换来了技术溢出？这里涉及到一系列相关的问题：如何度量技术？如何估算技术溢出效果？毫无疑问，中国的技术水平与世界技术的前沿之间至今仍存在相当大的差距，也毫无疑问，中国应当学习国外先进技术。然而，学习国外先进技术可以通过多种渠道：如通过进出口贸易、来料加工契约方式、引进设备、引进人才、购买专利以及共建研发基地等，当然也可以通过FDI。为什么我们要如此强调以FDI的方式来学习国外先进技术？从理论上说(Kinoshita,2001)，引进外国直接投资企业的方式，会通过四种渠道对FDI的东道国企业产生正的技术溢出效应：(1)示范—模仿效应；(2)竞争效应；(3)对外联系效应；(4)培训效应，即通过劳动力从跨国公司到本国企业的流动，将外国直接投资企业的先进管理、先进技术转移给本国企业。在中国的FDI是否通过上述渠道对我们传输或溢出了技术呢？

本文利用中国第一次全国经济普查数据估算FDI对中国制造业的技术溢出效应。中国第一次全国经济普查是将原计划在2005年开展的第四次全国工业普查与2006年开展的第三次全国基本单位普查合并，在2005年完成的对中国境内从事第二产业和第三产业的全部法人单位、产业活动单位和个体工商业户的普查。普查的标准时间是2004年12月31日，时期资料为2004年度。由于资料的可得性限制，我们只获得加总后按地区（共410个市级单位）与按3位数分类的制造业产业（共190个3位数产业）数据的子样本。该样本只加总规模以上的内资企业、港澳台资企业与外资企业的财务数据与科技活动数据。这里所谓的“规模以上”是指产品销售收入在500万元以上的企业。样本中的中国“内资企业”包括国有企业、集体企业、股份合作企业、国有联营企业、集体联营企业、国有与集体联营企业、其他联营企业、国有独资公司、其他有限责任公司、股份有限公司、私营独资企业、私营合伙企业、私营有限责任公司、私营股份有限公司、其他内资企业等15类企业；“港澳台企业”包括与港澳台合资经营企业、与港澳台合作经营企业、港澳台商独资经营企业、港澳台商投资股份有限公司等4类企业；“外资企业”包括中外合资经营企业、中外合作经营企业、外资企业、外商投资股份有限公司等4类企业。因此，这里的“内资企业”、“港澳台资企业”与“外资企业”的划分是粗略的，无论是港澳台资企业类中，还是外资企业类中都含有内资的成分。由于数据是时点数据，我们只能做横截面数据分析。不过，由于该数据包含了迄今最新、最全面的中国境内企业R&D的活动信息，这为我们分析FDI的技术溢出效应提供了最新的第一手资料。

在以下的三节里，第一节讨论研究方法，并给出我们的三个估算模型。第二节通过横截面数据的回归分析，检验FDI对中国制造业的技术溢出效应，我们分地区（410个地级市）与分行业（190个3位数制造业产业）作了OLS分析，以便分析FDI在地区内的技术溢出与在行业内的技术溢出。第三节给出了研究的结论。

一方法与度量

在研究FDI对其东道国经济的技术溢出的文献里，最为常用的方法是在生产函数的估算中将FDI列入解释变量集，考察FDI变量对东道国GDP的影响是否显著为正。我们在这里不打算综述关于FDI技术溢出的全部经验研究文献，只就近年来与我们的研究直接有关的三种方法作简单回顾。

一是Aitken与Harrison(1999)的生产函数估算法。Aitken与Harrison运用委内瑞拉1976～1989年企业普查数据，估算了FDI对其经济的技术溢出效应。Aitken与Harrison(1997)指出，FDI对东道国企业的生产率可能会带来两种效果：一是由于FDI进入后挤占了东道国企业的市场份额，称为“偷窃市场效应”(stealmarketeffect)，这会使内资企业减少产量，内资企业的固定成本分摊到比原来更小的产出规模上，从而最终降低内资企业的生产率；二是由于FDI的技术溢出（通过人员在外资企业到内资企业的流动；通过新产品的示范；通过FDI企业在下游产业对上游的内资企业的订货，会对内资企业提供技术支持；通过FDI的出口导向，内资企业可以学到生产技术和营销技术等等）会使内资企业的平均成本曲线下移从而提高内资企业的生产率。至于这两种效应哪一种占上风？不同的国家可能会有不同的结果，甚至同一个接受FDI的国家在不同的发展时期也会呈现不同的结果。Aitken和Harrison的论文特别指出，通常关于FDI技术溢出的效果估算存在“识别”问题：FDI往往会投资于东道国内生产率较高的区域与产业，因此，即使在计量上发现FDI与东道国的生产率之间存在正相关关系，也难以说明因果关系。为此，借助于面板数据的优势，他们控制了地区、时间与产业哑变量，分别考察了FDI在区域内和在产业内的溢出效应。他们的回归模型中的被解释变量是取对数的企业产出(lny)，解释变量除了生产函数中常见的资本(K)与劳动(L)之外，加进了企业i所在的行业t中的FDI份额，与企业i所在的区域j中的FDI份额，FDI份额的变量是用FDI企业就业占全部就业的比重来定义的。这个回归方法对于企业数据的计量分析是十分贴切的，其好处是可以区分出FDI在产业内的技术溢出与地区内的技术溢出。

二是Sabirianova-Svejnar-Terrell（简称SST模型）(2005)对捷克与俄罗斯内FDI溢出效应的比较研究。SST模型在四个方面对我们的启发：(1)定义了引进FDI的东道国与世界先进水平之间的“技术差距”。这就是假定FDI企业的全要素生产率(TFP[,f])代表国际先进水平，从而用内资企业的全要素生产率(TFP[,d])与TFP[,f]之间的比率(TFP[,f]/TFP[,d])来度量东道国与世界先进水平的差距。(2)SST模型在估算FDI的溢出效应时区分了FDI份额对内资企业生产率的溢出效应与FDI份额对外资企业本身的溢出效应。(3)关于溢出效应的度量仍然是用FDI的份额对取对数后的产出(t)的回归系数来度量。(4)SST模型引进了FDI随时间变化的效应分析，它用FDI存在的时间长度(t)与FDI份额的交叉项系数来度量这一效应。SST模型的经验结果是，无论是在捷克，还是在俄罗斯，FDI对东道主企业的生产率都产生显著的负面效应：从1992～1994年这一阶段到1995～1997年这一阶段，FDI的进入反而使捷克与俄罗斯离世界先进水平更远了；在1995～1997年这一阶段到1998～2000年这一阶段，FDI也没有使这两国缩小与世界先进技术水平之间的差距。

三是Kinoshita(2001)关于FDI与东道国R&D交互作用而产生技术溢出效应的计量分析模型。SST模型(2005)已经指出，FDI之所以对东道国会发生负面效应，可能是由于东道国的R&D没能发挥吸收作用。而关于这一点，Kinoshita早在2001年就已经在计量模型中加以考虑。Kinoshita认为，东道国的研发活动具有两方面的作用：一是研发本身会对企业生产率发生正向作用，这是R&D的“创新”效应；另一方面是R&D对FDI的吸收效应，引进FDI的东道国应该具有与FDI相匹配的技术水平，才能吸收FDI带来的先进技术，而这种吸收FDI技术的技术水平是由R&D活动产生的。于是，在Kinoshita的计量模型里，引入了()这一变量（为研发支出占增加值的比重），以及()这一交叉项（这里，“FDI”是用FDI企业就业占全部就业比重定义的）。Kinoshita尽管也用FDI企业的全要素生产率TFP[,f]与内资企业的全要素生产率TFP[,d]之间的差来定义东道国与FDI企业母国之间的技术差距，并且在文中列出了15个主要产业中的平均值的差，但在估算FDI对东道国的溢出效应时，仍将（即东道国增加值的增长率）作为因变量。Kinoshita运用捷克制造业（1995～1998年）1217家企业的面板数据作回归，结果发现FDI对东道国的并不具有显著的作用（且系数为负），但()这一交叉项的回归系数显著为正，说明，尽管FDI没有对捷克发生直接的技术溢出作用，但东道国企业通过R&D与技术创新仍吸收了FDI的技术。

我们的经验分析借鉴了以上三个计量模型的方法。依次对以下三个估算模型作了OLS回妇：

在上述三个估算模型中，工业总产值记为Y，TY表示总的工业总产值（普查涵盖的2004年底的制造业内全部内资与FDI企业的工业总产值）；DY表示内资企业的工业总产值。K与L分别表示企业固定资本量与就业量，同样，TK与TL中的“T”都表示“总”（内资加FDI企业）；而DK与DL分别表示内资企业的固定资本量与就业量。“FDI”是用FDI企业就业占全部就业的比重度量的。“TFP”是指全要素生产率，定义如下：

j代表外资企业、港澳台资企业和内资企业三类企业，从而，TFPDIF（内资企业生产技术水平与外资企业生产技术水平的差距）便定义为：

下标d表示内资，下标f表示FDI，f又分“港澳台”与外资。

我们之所以将“TFPDIF”作为中国与世界先进技术水平之间的差距，是基于以下两点理由：(1)一般认为，“TFP”即“索罗余项”实际上代表一国的技术水平或制度因素对生产率的效应；(2)在SST模型、Kinoshita模型中，已经用其来定义东道国与FDI母国之间的技术差距，我们只是在这一定义基础上，把“TFPDIF”作为估算模型的因变量，旨为发现FDI，内资企业的R&D（我们用内资企业的R&D支出／就业量来定义的交叉项对于中国缩小与世界技术水平之间差距的作用，从而以数字来回答：市场是否换来了技术？

具体的估算过程如下：

在对方程(1)的回归中，我们把FDI分为两类，一类是港澳台资企业，另一类是其他的FDI，我们称为“外资”企业。所以，对方程(1)的回归由于变量FDI分为两类，我们实质上作了两个回归。又由于我们的数据分地区（观察规模为410个地级市）与分行业（观察规模为190个3位数制造产业），从而我们对方程(1)的回归便有4个结果。

关于方程(1)的回归结果可能带来Aitken与Harrison指出过的“识别问题”：FDI与ln(TY)之间的正相关系数可能会高估FDI对东道国的溢出作用，因FDI一般会流向经济发达地区。因此，我们在方程(2)专门考察FDI对内资企业生产率ln(TY)的作用，结果也分4种：分地区的港澳台资溢出效应，分行业的港澳台资溢出效应，分地区的外资溢出效应，分行业的外资溢出效应。

对方程(3)的回归基于对内资、港澳台资、外资三类企业的生产函数中的全要素生产率的分别估算，由此我们得到内资与港澳台企业之间全要素生产率之差的数列，以及内资与外资企业之间的全要素生产率之差的数列。因此，对方程(3)的回归又可分为两类：港澳台资的效应。由于对每一类“TFPDIF”估算又可分地区与行业，我们同样得到4个结果。

二FDI对中国制造业的溢出作用

（一）FDI对中国制造业总体的溢出作用

我们将FDI分为两类：除港澳台资以外的“外资”与“港澳台资”。然后分别考察它们对lnTY的效应。

表1给出了“外资”对于中国制造业总体生产率的效应。可以看出，“外资”的直接投资(FDI)在地区内与ln(TY)的系数，在行业内与ln(TY)的系数均在1%水平上显著为正；以就业比率定义的FDI份额，在地区内与ln(TY)的系数(1.115)要大于其在行业内与ln(TY)的系数(0.899)；但以资本比率定义的FDI份额在行业内与ln(TY)的系数值(0.871)则高于其在地区内与ln(TY)的系数值(0.841)。无论是分地区回归，还是按行业数据进行回归，我们都发现，按就业比率定义的FDI份额对ln(TY)的系数都要高于按资本比重定义的FDI份额对ln(TY)的系数。这意味着，如果正相关系数代表FDI对中国经济的溢出作用，则在地区内通过就业而传导的溢出作用要远大于在行业内通过就业而传递的溢出作用；在外资行业内通过资本形成而传递的溢出作用要稍大于地区内通过资本形成而传递的溢出作用；外资通过就业（人力资本）传递的溢出作用要大于通过资本形成而传递的溢出作用。

表2给出了港澳台资企业的FDI对中国制造业总生产率的效应分析。与表1相比较，我们发现，无论是分地区看，还是分行业看，港澳台资都与外资一样，在1%的水平上与中国制造业总生产率显著正相关。如果把“正相关系数”看成是溢出的一种度量，则可以从表2看出，按就业比重定义的FDI份额，在地区内对ln(TY)的溢出效应(1.04)要大于在行业内的溢出效应(0.911)；但若按资本比重来定义FDI份额，则其在行业内对ln(TY)的溢出效应(1.04)要大于其在地区内的溢出效应(0.886)。表2与表1的不同之处在于，港澳台资通过就业而传递的溢出效应不再对通过资本形成而传递的溢出效应占优。

（二）FDI对中国制造业内资企业的溢出作用

上一分节所显示的结果难以说明“因果性”，显著正相关的系数可能远远高估FDI对中国经济的溢出效应。这一分节我们只观察FDI对内资企业的总生产率的效应。结果如表3与表4所示。

表3给出“外资”对内资的溢出效果估算。由于在产出、资本与劳动变量中都减去了FDI企业的对应值，只考察外资的FDI份额对内资企业总生产率ln(DY)的效应，我们将表3与表1相比，便可以发现有以下不同：(1)外资的FDI份额对ln(DY)的作用系数值在4列中都显著变小了。(2)只有在分地区回归的结果中，外资份额才与内资企业的总生产率ln(DY)显著正相关，但其显著性已下降（从99%下降为95%）。(3)若从分行业的回归结果看，外资份额与内资企业的总生产率之间已没有显著的相关性。这说明，即使把正相关系数读成“正溢出效应”，这种溢出效应在行业内部也是不存在的。(4)外资在地区内通过就业对内资企业的正溢出效应(0.419)仍大于通过资本形成的渠道对内资企业发生的正溢出效应(0.328)。

再看港澳台资对制造业内资企业总生产率的效应（见表4）则可以发现：(1)与表2比较，港澳台资份额对ln(DY)的效应在对应的4列中都大大下降了，这说明，无论从地区溢出看，还是从行业溢出看，港澳台资对内资企业的净溢出作用都要比上一分节中显示的效应低许多。(2)表4与表3相比可以发现，港澳台资对内资企业总生产率的净溢出作用要大出2～3倍。(3)外资企业在分行业的回归里对内资企业不再具有显著的正相关关系，而港澳台资企业在分行业的回归中与内资企业的总生产率仍然显著正相关。这说明港澳台资企业对内资企业的正溢出作用要比外资企业对内资企业的正溢出作用强劲。(4)在地区内的溢出中，港澳台资通过就业渠道对内资企业的溢出效应大于其通过资本形成的渠道对内资企业的效应，但在行业内溢出中，港澳台资企业通过资本形成发生的溢出效应要大于其通过就业渠道而发生的溢出效应。

（三）FDI对于中国内资企业缩小与外资企业之间技术差距的作用

这一分节，我们考察内资企业与外资企业在全要素生产率上的差距，然后检验FDI份额是否对于中国企业缩小与国际先进技术水平之间的差距发生了有益的作用？中国内资企业的R&D活动是否具有“创新作用”或“增进吸收能力”的作用？

我们以公式(3)为基础进行分析。为了按公式(3)进行回归，我们首先按地区（410个地区）与按产业（190个3位数制造产业）对内资企业与外资企业、内资企业与港澳台资企业对应作了4次生产函数的估算，由于外资企业与港澳台资企业并未全部进入这410个地区与190个产业，并且中国政府对外资与港澳台资在产业准入上是有区别的，因此，当我们在地区观察值中删去外资为零的观察单位所剩下的观察单位数与删去港资为零的单位后剩下的样本规模是不一样的；同样地，在分产业的回归中，删去外资为零的观察值后的样本规模会不同于删掉港澳资为零的观察值后的样本规模。因此，事实上，我们要对“外资”与“港澳台资”企业各作分地区、分行业的生产函数估算，共获得4个数列的“全要素生产率”。同时，按上面这4个数列，我们再对应构造内资企业的子样本，估算出对应的4个关于内资企业的全要素生产率的数列。

结果与Kinoshita(2001)的发现类似。当我们将按地区、按行业的外资企业的TFP数列、港澳台资企业的TFP数列与对应的内资企业TFP数列比较时，发现：(1)这6个数列（分地区的外资、港澳台资、内资企业的TFP序列、分行业的外资、港澳台资、内资企业的TFP序列）中的每个数列中都各有正、负数；(2)由上述6个数列构成的关于FDI企业与内资企业之间在全要素生产率上面之差的4个序列中的每一个差序列也各由正负数组成；(3)但令我们惊讶的是，无论是简单算术平均数，还是加权平均数，外资企业TFP平均数与内资企业TFP平均数之差都是负的；(4)在两个港澳台资企业TFP与内资企业TFP之差的序列中，按地区求出港澳台资TFP算术平均数和加权平均数与对应的内资企业TFP均值之差都为正；而按行业算出的TFP之差的序列中，按算术平均与加权平均后求得的港澳台资TFP均值和内资企业的TFP均值之差都为负。4个TFP均值之差的平均数的信息如表5所示。

在表5中，所谓加权平均数中的权数W[,ih]为h类资本（h等于外资、港澳台资、内资三类）中在地区（或行业）i中投入的比率，即。

表5TFP的平均数之差（TFP按含截距的生产函数估算）

我们对TFP估算值所基于的生产函数估算采取了不含截距的方法，以此获得关于外资、港澳台资与内资分地区、分行业的6个TFP序列，按表5的方法重新计算FDI类企业的TFP与内资企业的TFP之差，结果如表6所示。

我们可以看到，由于对生产函数采取无截距估算，使TFP序列发生一些变化，结果使外资企业的TFP加权平均数与内资企业的TFP加权平均数之差，无论是从地区的角度看，还是按行业的角度看都为正；然而，若取算术平均数，则内资的TFP仍要高于外资的TFP（见表6板块A）。港澳台资的TFP，若按地区平均（无论是加权平均，还是算术平均），高于内资的TFP均值；而按行业看，则加权后港澳台资TFP均值会高于内资TFP的加权平均数，从算术平均数意义上的TFP来说，港澳台资并不胜于内资企业。

所以，若以无截距的生产函数作为估算基础，若对加权平均后的TFP值进行比较，则内资与FDI企业之间是存在一定的技术差距的。

那么，FDI的进入是否有助于内资企业缩小与外资企业或港澳台资企业的技术差距呢？我们按公式(3)对此作了OLS回归，回归结果如表7与表8。

表6TFP的平均数之差（TFP按无截距的生产函数估算）

从表7中我们可以看到：(1)外资的FDI对TFPDIF的作用大都为负（的4个估算值中有3个为负）说明外资份额提高后对于内资企业缩小与外资技术差距是有正面作用的，但作用并不显著，并且，无论是按有截距项的生产函数估算TFP，还是按无截距项的生产函数估算TFP，外资份额对TFPDIF的作用都不显著。

(2)中国内资企业本身的研发（人均R&D支出）则对缩小内资企业与国际先进技术水平之间的差距有正面作用（的估算值在按地区估算的模型中显著为负，且显著水平为1%）；在按行业估算的模型中，人均研发支出对缩小内资企业与国外技术水平之间差距的作用不显著。

(3)外资的直接投资与内资研发的交叉项系数的估算值在分地区回归模型中为正，且在10%水平上显著，说明外资进入与内资研发之间的交互作用不利于内资企业缩小与国际先进技术水平的差距，意味着外资进入后可能由于“市场偷窃”效应而使内资企业降低了对研发投入的动力。也说明国内研发在增加“吸收能力”方面尚有差距。

(4)尽管估算TFP的值与生产函数中含不含截距项有关系，但表7显示，在估算FDI份额、研发以及FDI与研发交叉项对TFPDIF的效应时，生产函数中含不含截距项基本上是无影响的。因此，我们可以得出结论：外资进入的份额对于内资企业缩小与国际先进水平之间的距离方面，即使存在正面效应，效应也不显著，倒是内资企业的研发即自主创新会显著地缩小中国企业与国际先进技术水平之间的距离。

我们再看港澳台资(HFDI)份额对TFPDIF的作用。表8显示：(1)在分行业回归的模型中，在10%或5%水平上显著为负，说明港澳台资的进入倒是会显著地缩小内资企业与港澳台资企业在技术上的差距，即内资企业在学习技术上可能更易于与港澳台资企业融合；(2)人均研发支出对于内资企业缩小与港澳台资企业的技术差距并无显著作用，尽管人均R&D投资的作用方向正确。这说明内资企业的研发可能更侧重于对付外资企业的竞争压力，而不太重视将R&D投向缩小与港澳台企业之间的技术差距。(3)港澳台资份额与内资企业R&D的交互项作用在分地区、分行业的4个估算模型中都不显著，不过在按地区回归的模型中的作用方向正确，说明港澳台资进入对内资企业的R&D不存在像外资企业那种对内资企业R&D的不利作用。

因此，与表7相比，我们发现，第一，港澳台资进入会使内资企业在技术上显著缩小与港澳台资企业的距离，而外资企业进入没有这方面的显著作用；第二，外资进入会不利于内资企业通过研发而缩小与国际先进技术水平之间的距离，但港澳台资进入则没有这种显著的负面作用。

三结论

中国对FDI出让了市场份额，是否换到了技术？我们的研究从三个层次上回答了这个问题：第一，从最粗浅的FDI份额与中国制造业（各类企业其中包括FDI企业）的总生产率相关系数来说，FDI显著与中国制造业的总生产率正相关。但这种正相关系数显然会过高地估算FDI对中国的技术溢出程度；第二，从FDI与剔除了FDI的内资企业的总生产率之间的相关系数看，我们已经发现在第一层次上的“技术溢出”大为减弱了，在产业内外资份额已与内资企业的总生产率不显著相关了，只有港澳台资份额仍与内资企业的总生产率显著正相关；第三，从FDI份额对中国企业缩小与国际先进技术水平之间距离的效果看，则我们更是看到，外资进入在这一方面并无显著作用，且外资进入会妨碍内资企业通过研发自主创新而缩小与国际先进水平之间距离的努力；倒是港澳台资进入会显著地缩小内资企业与港澳台资企业在技术上的差距，也没有发现由于港澳台资进入而不利于内资企业通过R&D缩小差距的努力投入的证据。因此，如果层层深入分析，我们只能得到这样的结论：除港澳台资以外的外资，在技术净溢出方面并无多少显著的证据，倒是让我们发现了外资进入会不利于中国企业通过R&D而缩小与世界先进技术水平之间差距的证据；然而，在上述三个层次上，港澳台资进入对于内资企业都存在正技术溢出的证据。

行业数据报告 篇六

【关键词】 内部审计报告关系；区位商；赫芬达指数

一、引言

内部审计报告关系的核心是服务对象，也就是向谁报告，它是内部审计制度的重要要素（严晖，2003）。研究表明，内部审计报告关系呈现多样化状况（程新生、张宜，2005；时现、毛勇，2008）。然而，对内部审计报告关系多样化的原因则没有直接的研究，只是有一些相关的研究（张继勋，2000；周恺，刘威，2004；耿建新、续芹、李跃然，2006；吴粒、郭薇，2007）。影响内部审计报告关系的因素可能有很多，本文以问卷调查数据为基础，分析地区、行业及企业规模对内部审计报告关系集聚度的影响，从而可以从一个特定的角度来探究内部审计报告关系多样化的原因。

二、数据和分析思路

（一）数据

本文所使用的数据来自于中国内部审计协会所属内部审计发展研究中心和南京审计学院国际审计学院组织的国有企业内部审计问卷调查结果。收回有效问卷1 024份，由于不少省市、行业的企业数量较少，因此本文剔除样本不足10家的省市和行业。在本文研究的向董事会报告、向监事会报告、向总经理报告、向副总经理报告、合署办公这五种报告关系中，向监事会报告的企业很少，本文剔除这类企业。最后得到相关的问卷252份。由于分析的具体问题不同，这252份问卷也未能用于全部问题的统计分析。

（二）分析思路

本文主要分析地区、行业、规模对内部审计报告关系具有怎样的影响。原本最直接的方法是采用统计学的回归分析法，看地区、行业、规模是否与某种报告关系存在着显著相关的关系，但是根据252问卷的回归分析结果表明，这三种因素和报告关系的显著相关关系并不存在。本文认为，影响内部审计报告关系的因素较多，因素与因素之间关系复杂，每个因素都只是其中的一个重要方面，所以，地区、行业、规模对内部审计报告关系的影响就不一定表现为统计上的显著相关关系，而可能表现为集聚关系。也就是说，只要某种报告关系在地区、行业、规模表现出一定的集聚性，就表明这种因素对内部审计报告关系的影响作用存在，而积聚性程度的高低还表现这种因素对内部审计报告关系影响作用的大小。

分析集聚性有多种工具，本文主要采用区位商和赫芬达指数这两种分析方法。区位商是用来衡量某一产业在一特定区域的相对集中程度，通过计算某一区域产业的区位商，可以找出该区域在全国具有一定地位的优势产业。它一般是指一个区域特定产业的产值（N1）占该区域工业总产值（A1）的比重与全省或全国该特定产业产值（N0）占全省或全国工业总产值（A0）的比重之间的比值，即前一比重（区域）除以后一比重（全省或全国）的商（刘晓红、李国平，2006），其公式是：Q = （N1/A1） / （N0/A0）。

借助区位商的值可以来判断产业的集聚程度，一般来说，区位商达到1.25就表示产业相对集聚，达到1.5则表示中度集聚，而达到3则表示高度集聚（Miller et al， 2001;梁华锋，2010；轶名，2010）。本文借鉴区位商的概念，计算内部审计的某种报告关系在行业、地区、规模范围内的集聚程度，如果出现集聚，则表示行业、地区和规模对这种类型的报告关系在该行业、地区、规模出现了一定的影响，并且根据区位商的大小区分为不同的集聚程度。

赫芬达指数是衡量市场结构的一个主要指标，是行业内所有企业的市场份额的平方和，值越大表明产业集聚程度越强；反之则越弱（吴学花、杨蕙馨，2004）。事实上，赫芬达指数与区位商异曲同工，只是角度不同而已。

本文运用芬达指数的原理来度量内部审计报告关系的集聚程度，将样本的赫芬达指数与均匀分布的赫芬达指数作比较。均匀分布的赫芬达指数是指每种份额在都相等的情况下的平方和，本文分析的内部审计报告关系只有四种，所以，均匀分布的赫芬达指数为Q = 4×（0.25）^2 = 0.25。只要某样本的赫芬达指数大于0.25，就表示出现了某种报告关系的集聚，相差越大，报告关系的集聚程度越高；反之，则没出现某种报告关系的集聚。

三、内部审计报告关系：基于区位商的集聚分析

（一）按地区计算的内部审计报告关系区位商（表1）

1.按照各地区内部的内部审计报告关系来看，内蒙古没有出现大于1.25的区位商，各报告关系整体水平同全国大体保持一致，表示在内蒙古地区没有出现内部审计报告关系集聚；上海市董事会报告关系的区位商为1.7778，表现为中度集聚；北京市副总报告关系的区位商为1.2220，表现为适度集聚，合署办公报告关系的区位商为1.6626，也表现为中度集聚；辽宁省总经理报告关系的区位商为1.4824，表现为中度集聚；河北的董事会报告关系的区位商为1.2764，副总报告关系的区位商为1.2356，表现为中度集聚；浙江省董事会报告关系的区位商为1.3054，表现为适度集聚；广东的副总报告关系的区位商为1.5887，表现为中度集聚。所以，从地区锚定来说，内部审计报告关系在各地区表现为适度和中度集聚。

2.从各内部审计报告关系来看，7个样本省中，董事会报告关系在上海、河北、浙江3个省市的区位商大于1.2；总经理报告关系仅有辽宁1个省的区位商大于1.2；副总报告关系在北京、河北、广东3个省市的区位商大于1.2；合署办公仅有北京的区位商大于1.2。表明在董事会报告关系以及副总报告关系中易出现集聚现象，而总经理关系以及合署办公中很少出现集聚现象。

（二）按行业来计算的内部审计报告关系区位商（表2）

1.按照各行业内部的内部审计报告关系来看，电力行业的副总报告关系区位商为1.9383，表现为中度集聚；建筑行业的董事会报告关系区位商为1.7065，表现为中度集聚；交通行业董事会报告关系区位商为1.7065，表现为中度集聚，合署办公报告关系区位商为1.6354，表现为中度集聚；金融行业董事会报告关系区位商为1.7065，表现为中度集聚；能源行业的董事会报告关系区位商为1.3652，合署办公报告关系区位商为1.3083，均表现为适度集聚；商业副总报告关系的区位商为1.4537，表现为适度集聚；烟草行业总经理报告关系区位商为1.5238，表现为中度集聚；冶金行业合署办公报告关系区位商为2.3363，表现为中度集聚；制造业（不含电力、能源和冶金，下同）董事会报告关系区位商为1.5169，表现为适度集聚，合署办公报告关系区位商为1.4537，表现为中度集聚。所以，从行业锚定来说，内部审计报告关系表现为适度和中度集聚。

2.从内部审计报告关系来看，9个样本行业中，董事会报告关系在建筑、交通、金融、能源、制造业5个行业的区位商大于1.2；总经理报告关系仅仅在烟草1个行业的区位商大于1.2；副总报告关系在电力、商业、制造业3个行业的区位商大于1.2；合署办公在交通、能源、冶金、制造业4个行业的区位商大于1.2。表明在董事会报告关系中易出现集聚现象，合署办公和副总报告关系次之，总经理报告关系很少出现集聚现象。

（三）按规模来计算的内部审计报告关系区位商（表3）

1.按照各规模企业的内部审计报告关系来看，总资产100亿元以上的企业，副总经理报告关系区位商为1.29668，合署办公报告关系区位商为1.1963，接近1.2，这两种报告关系存在适度集聚；总资产在50―100亿元的企业，副总报告关系区位商为1.4184，表现为适度集聚；总资产在10―50亿元的企业，合署办公报告关系区位商为1.4400，表现为适度集聚；总资产在10亿元以下的企业，董事会报告关系区位商为1.2060，有一定的集聚。所以，从规模锚定来说，内部审计报告关系总体表现为适度和中度集聚。

2.从内部审计报告关系来看，四种规模中，董事会报告关系仅在10亿元以下1种企业规模的区位商大于1.2；总经理报告关系在四种企业规模的区位商没有1个大于1.2；副总报告关系在100亿元以上、50―100亿元2种企业规模的区位商大于1.2；合署办公仅在10―50亿元1种企业规模的区位商大于1.2。表明在副总报告关系中易出现集聚现象，董事会报告关系和合署办公次之，总经理报告关系中很少出现集聚现象。

四、内部审计报告关系：基于赫芬达指数的集聚分析

本文分析的内部审计报告关系只有四种，如果四种报告关系均匀分布，则赫芬达指数为0.25，只要某样本的赫芬达指数大于0.25，就表示出现了某种报告关系的集聚，相关越大，报告关系的集聚程度越高。

（一）按地区计算的内部审计报告关系赫芬达指数（表4）

表4中数据显示，所有地区的赫芬达指数都大于0.25，这表明这些地区的内部审计报告关系都出现了向某些报告关系的集聚。但是地区与地区之间还是存在着明显差异，其中，辽宁省集聚程度最高，浙江省次之，河北最低。

（二）按行业计算的内部审计报告关系赫芬达指数（表5）

表5中数据显示，所有行业的赫芬达指数都大于0.25，这表明这些行业的内部审计报告关系都出现了向某些报告关系的集聚。但是行业与行业之间还存在着较大差异。其中，烟草行业集聚程度最高；金融行业次之；制造业最底。

（三）按规模计算的内部审计报告关系赫芬达指数（表6）

表6中数据显示，不同规模企业的赫芬达指数都大于0.25，这表明不同规模企业的内部审计报告关系都出现了向某些报告关系的集聚。但是不同规模的企业间还是存在着一定差异，其中，规模在50亿元―100亿元的企业集聚程度最高，规模在10亿元―50亿元的企业次之，规模在100亿元以上的企业最低。

五、结论

内部审计报告关系表现为多样化，本文采用了区位商和赫芬达指数两种方法分析内部审计报告是否存在集聚性。根据来自国有企业的252份问卷调查数据分析可以得出以下结论：

1.使用区位商对内部审计报告关系进行集聚分析的结果是：一是从地区来说，内部审计报告关系表现为适度和中度集聚，在董事会报告关系以及副总报告关系中易出现集聚现象，而总经理关系以及合署办公中很少出现集聚现象；从行业来说，内部审计报告关系表现为适度和中度集聚，在董事会报告关系中易出现集聚现象，合署办公和副总报告关系次之，而总经理报告关系很少出现集聚现象。二是从规模来说，内部审计报告关系表现为适度和中度集聚，在副总报告关系中易出现集聚现象，董事会报告关系和合署办公次之，而总经理报告关系中很少出现集聚现象。

2.根据赫芬达指数进行内部审计报告关系集聚分析的结果是：从地区来说，所有地区的赫芬达指数都大于0.25，表明这些地区的内部审计报告关系都出现了向某些报告关系的集聚，但是地区与地区之间还是存在着明显差异；从行业来说，所有行业的赫芬达指数都大于0.25，这表明这些行业的内部审计报告关系都出现了向某些报告关系的集聚，但是行业与行业之间还是存在着较大差异；从企业规模来说，不同规模企业的赫芬达指数都大于0.25，这表明不同规模企业的内部审计报告关系都出现了向某些报告关系的集聚，但是不同规模的企业间还是存在着一定差异。

上述结果表明，地区、行业及规模三种因素对内部审计报告关系的形成有重要影响。

【参考文献】

［1］ 张继勋。论我国内部审计的发展方向［J］.审计理论与实践，2000（11）.

［2］ 周恺，刘威。大陆与台湾内部审计制度的比较研究［J］.审计研究，2004（2）.

［3］ 程新生，张宜。中国制造业上市公司内部审计模式实证研究［J］.审计研究，2005（1）.

［4］ 耿建新，续芹，李跃然。内审部门设立的动机及其效果研究――来自中国沪市的研究证据［J］.审计研究，2006（1）.

［5］ 吴粒，郭薇。上市公司内部审计部门的设置动机［J］.财会月刊，2007（10）.

［6］ 时现，毛勇。08’中国国有企业内部审计发展研究报告［M］.中国时代经济出版社，2008：P23－29.

［7］ 刘晓红，李国平。基于区位商分析的区域产业结构实证研究［J］.统计与决策，2006（3）.

［8］ 梁华锋，澳门服务产业的集聚分析――区位商实证研究［EB/OL］.http：//省略。cn/a/ 20100410.htm.

［9］ 轶名。区位商［EB/OL］.http：// baike.省略/view/853711.htm.

［10］ 吴学花，杨蕙馨。中国制造业产业集聚的实证研究［J］.中国工业经济，2004（10）.

数据调查报告 篇七

【关键词】法定传染病；监测报告

自2004年我国建立“实时、在线、基于个案信息”法定传染病网络直报至目前，全国100%的疾病预防控制机构、近98%的县级及以上医疗机构和84%的乡镇卫生院均实现了网络直报，传染病网络报告质量也得到很大的提高。这对我国传染病疫情的及时发现和有效控制具有重要意义。然而我国对传染病网络直报系统的评价内容一直主要集中在报告质量与管理环节上，尚没有对整个报告系统进行全面、系统评价，比如系统的结构、稳定性、完整性、有用性、灵活性、灵敏度等。因此，本文主要针对此方面进行研究分析。

1材料与方法

1.1调查对象采用分层整群抽样法，将全国按经济发展水平划分为东、中、西三部，并将每部地区按不同的医疗水平划分为不同的层次段。在每个样本中随机抽取一个发展水平较高的城市和一个发展水平较低的城市。检查单位包括三类性质医疗卫生机构单位共168家：卫生行政部门、疾病预防中心和医疗机构。

1.2检查内容

1.2.1统计各省县及县级以上医疗机构的网络直报率和乡镇卫生院的网络直报率。

1.2.2统计各省分2009年1―11月法定传染病报告质量情况。包括：未及时报告率、未及时审核率、重卡率、县（区）零缺报率及综合指数。

1.2.3统计医疗机构门诊日志和登记本使用符合率及登记完整率。

1.2.4统计医疗机构传染病监测数据报告情况。包括从2009年1月至11月接诊传染病的相关科室的门诊日至、出入院记录本中医生诊断的法定传染病病例。

2结果

2.1 抽检6省的网络直报情况 抽检的6省县级以上医疗机构2498家，已进行网络直报的占到95.12%；乡镇卫生院7960家，直报率83.92%。具体情况见下表：

2.2 法定传染病报告质量

2.3医疗机构门诊日志和登记本使用符合率及登记完整率。

按医疗机构等次进行比较，符合率由高到低排列依次为：省级、市、县（区）级、乡镇级，完整率依次为：县（区）级、省级、地市级、乡镇级。

2.4医疗机构传染病监测数据报告情况。

3讨论

本研究通过对168家医疗机构单位进行数据质量现状及影响因素进行分析，发现我国不同地区法定传染病报告质量和管理水平存在显著差异。而目前影响这种差异的因素主要体现在受经济发展水平的影响及医务人员报告传染病的意识的强弱影响而表现出来的传染病报告培训少、培训级别低、医务人员诊断传染病水平低、缺乏报告传染病应有的工具及疾病控制机构对检查传染病报告的力度不足等方面。

参考文献

[1]TeutschSM，Churchill RE. Principles and practice of public health surveillance[M].Oxford University Press,2000。

数据报告范文 篇八

具体操作步骤如下：

1、打开微信，然后点击“发现”。

2、找到小程序，然后在小程序搜索框输入“年度报告”。

3、然后点击第一个“年度数据报告”。

4、其次点击界面中的“生成报告”。

5、然后会弹出获取信息界面，点击“允许”。

数据分析报告格式 篇九

关键词：财务分析；报告；认识

中图分类号：F276 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2012）07-0-01

当前，企业面临的市场竞争环境越来越激烈，企业生存、发展和获利也变得不确定，企业利益相关人为了自身利益的需要，希望及时、全面和客观了解企业的财务经营状况，以便做出正确的决策。而财务分析报告能直观的揭示企业经济内涵，满足管理层、债权人对企业经济活动的事前、事中预测和决策分析的需要。但作为财务工作人员，一般长于实务处理而短于财务报告的分析，苦于无问题可分析或拘囿于模式化分析。为此，笔者结合工作实际，谈谈自己对如何提升财务分析报告能力的认识。

一、财务分析报告概述

1.财务分析报告的类型

财务分析报告按内容划分为综合分析、专题分析和简要分析报告。综合分析报告是对企业整体财务情况进行分析，涵盖了企业所有财务报表的分析，主要用于年度、半年和季度财务分析，属于定期财务分析的范畴。它具有涉及面广，信息量大的特点，对财务报告使用者做出各项决策有深远的影响，也是企业财务分析报告最主要的内容。专题分析报告是对企业经济活动中的重大经济问题或薄弱环节进行专门分析，属于不定期财务分析的范畴。它具有时间不固定、分析事项单一的特点，利于财务报告使用者解决企业的特定问题。简要分析报告是对主要经济指标进行概要的分析，主要用于月度或旬的财务分析，属于不定期和定期财务分析的范畴。它具有简明扼要、重点分析的特点，主要反映企业特定财务指标的分析或预测今后发展趋势。

财务分析报告按分析时间可分为定期分析报告与不定期分析报告。定期分析报告主要受到财务制度强制性规定，主要向外部利益相关人提供企业一定时期的财务状况，如综合分析报告。而不定期报告不具有强制性规定，主要用于内部管理者对企业进行财务分析和财务决策，如专题分析报告。

2.财务报告的分析方法

财务分析方法主要有比较分析法、比率分析法和辨证分析法。比较分析法、比率分析法是基础的分析方法。比较分析法是通过对经济指标在数据上的比较来揭示经济指标之间数量关系和差异；比率分析法是将两个性质不同但相关的指标加以对比，找出客观联系。辨证分析法是财务报告分析最重要的分析方法，主要按照寻找差异-分析原因-措施建议的程序，揭示比较分析和比率分析中反映出企业财务报表中的变化和存在的问题的原因，通过对问题的深入分析，提出合理可行的解决办法并形成相应的财务分析报告。

二、财务报告分析常见问题或不足

1.财务分析报告高度不够

财务分析报告的编制是财务部门，而阅读者主要是企业管理层，由于受到部门的局限性，财务分析报告只能站在财务的角度，而难以站在企业管理的高度。易出现“就财务而财务、就数据而数据”的问题，财务分析视角难以拓展，不能将指标数据和数据背后的经营实质联系起来。这种与企业管理脱节，不能满足企业管理层“真正想了解的信息”，只能称为数据的罗列表述，而不是真正意义上的财务分析报告。

2.财务分析方法不科学

企业经营是一个动态的过程，财务报表数据虽然是静态的，但这种静态是相对的，而动态是绝对的，所以财务分析报告需要树立辨证分析法的观点来分析静态的数据。目前，存在问题是分析方法不科学，习惯于静态分析，靠经验来判断静态数据背后的动态问题。造成无法揭示问题的本质，结果只能是“抓大放小、避重就轻”。

3.财务分析整体性差

在进行财务分析时，只有将多种指标结合起来，从整体上进行分析，层层深入、递进式分析判断，才能深挖出指标背后的问题。财务报表分析人员在进行财务分析时，常常习惯于单项指标分析和判断，比如一个财务指标数值受到多种因素的影响，但分析时一般局限于一个指标进行反复分析，鲜于举一反三的分析。即使进行多个指标综合分析判断时，一般也只是将各个指标数值简单地加权计算，而没有将各个指标数值之间的因果关系有机地联系起来，更难以分析出指标背后的经济实质。

三、如何提升财务分析报告能力

1.充分了解财务分析报告的目的

首先，在撰写财务分析报告之前要明确分析报告的类型，有针对性的收集资料，以提高分析的效率和效果捕捉报表使用者希望“真正了解的信息”。其次，要辨证的进行财务分析，不同指标用于不同的财务分析目的，结果也不同，所以应辨证看待分析结果。比如资产负债率指标，当评价企业偿债能力时，是越小越好，但用于财务杠杆分析，高的资产负债率，可能表明企业充分利用财务杠杆效应，对企业财务最大化不是劣势而是优势。再次，要了解财务报告对象不同，对于对外公布的财务分析报告，应使用约定俗成的语言，注重分析的完整性，防止社会公众的误解。对于企业管理层使用的财务分析报告，语言力求通俗易懂，要重点进行问题分析。

2.注意财务分析报告格式的规范化

财务分析报告属于写作的范畴，但不同于一般的文学作品，其更倾向于公文类的模式。财务分析报告内容一般包括前言段、说明段、分析评价段和建议措施段，根据分析目的不同可能有所取舍。一是要先草拟提纲和段落层次，然后搜集整理相关资料，确定分析方法，按照找出差异—原因分析—建议措施步骤来反映问题和揭示问题。二是要注意分析的广度和深度，有所侧重。分析问题过广可能使财务分析报告抓不住重点，但分析的过窄可能使问题交代的不清楚。三是在财务分析报告形式上可以充分利用计算机应用技术，采用文字处理与图表相结合的方法，使财务分析报告形象生动、一目了然。在格式上力求简明扼要，对重大差异或重要的指标应标以特殊符号，以引起有关方面的重视。

3.财务分析报告应注意的事项

一是财务分析报告的写作人员要注重素材积累，多了解一些宏观经济情况，把握企业财务状况以外的客观原因。要重点搜集同行业竞争对手资料，因为同行是财务分析最好的“参照物”。二是要注意横向和纵向沟通，横向要和企业其他部门沟通，以全面了解企业经营情况，防止企业财务分析报告出现“坐井观天”现象。纵向要向企业管理高层多汇报、多请示，以了解企业未来经营战略的方向，吃透企业政策，使财务分析报告发挥“导航器”作用。三是要注重财务分析报告文字表达，行文要尽量流畅、简明，避免口语化。同时对财务数据多角度分析，避免轻易对财务数据下肯定结论，防止不准确的结论误导财务报告阅读者。

参考文献：

[1]张新民，钱爱民。企业财务报表分析[M].清华大学出版社，2007.

[2]韩立杰。浅谈财务分析报告的写作方法[J].黑龙江财会，2008(09).

数据报告 篇十

在西班牙将近有1.16百万公顷的土地面积用于葡萄种植(其中97.4%是酿酒葡萄，2%为实用葡萄，0.3%是葡萄干，其他的0.3%是用于商业用途的葡萄苗),西班牙有着全世界最大的葡萄种植面积，大概占整个欧洲葡萄种植面积的30%。

据FEGA西班牙农业保证基金的数据显示，在2007年，西班牙葡萄酒产量达到了34.3百万公升，其中18.5百万公升属于普通餐酒，2.5百万公升属于地区性餐酒，13.2百万公升属于DO等级的葡萄酒。

按葡萄种类来分，红葡萄酒和桃红葡萄酒的产量达到了19.2百万公升，约占总产量的56.1%,其中白葡萄酒所占比例为44%,同期相比，红葡萄酒产量下降了3.07%,白葡萄酒下降率达到16.12%。

Castilla-La Mancha是第一大葡萄酒生产地区，其比重大约占整个葡萄酒产量的47.3%,其中12.64百万公升是普通餐酒，1.7百万公升为地区性葡萄酒。1.85百万公升为DO级葡萄酒。

Catalonia是西班牙第二大葡萄酒产区，产量大概有3.36百万公升，占全国葡萄酒产量的9.8%。在Catalonia地区，白葡萄酒产量是红葡萄酒和桃红葡萄酒的2倍。

Extremadura的葡萄酒产量为2.6百万公升，排名第三。在这个地区白葡萄酒同样超过了红葡萄酒。

2006年，西班牙葡萄酒行业从业人数22863人，占整个农业雇佣人数的5.98%,葡萄酒销售公司的总销售额为3.19 billion欧元，在2005年，登记注册的葡萄酒公司有3991家，占了整个农业产业的12.4%,葡萄酒对西班牙GDP的贡献为1%。

西班牙独特的地理位置，与众不同的气候特征和多样性的土壤，让西班牙能生产出个性丰富的葡萄酒，西班牙有73个地区生产VCPRD葡萄酒，其中有5个为VDC,3个为VDP等级，其他剩下的为原产地控制，根据欧洲的生产模式，对每个区域生产的葡萄产量、酿造工艺和葡萄酒品质都有严格的限制。

公司结构、变革和创新

葡萄酒庄园和公司现在最大的变化就是其现代化的改革和创新。2000年以来，将近有650百万欧元投入其中。在西班牙营业额超过了100百万欧元的主要公司有7家(其中包括桃乐丝)。然而，也有很多小的葡萄酒生产商和合作社存在。

为了在酿造过程中控制质量，很多酒庄购买或增加葡萄园面积，从原料着手保证持续稳定的质量。他们对原有的生产设备和技术进行改进，利用不同的酿造技术提高葡萄酒品质层次。现代化进程也包括庄园重组或外资收购。

出口情况

2007年，西班牙以15.3百万公升的出口量位居第二，其全球市场份额为17%。在意大利、西班牙、法国这三大主要出口国中，西班牙是自1980年以来出口增长量最大的一个国家，从出口5.9百万公升提高到15.3百万公升，增长率也从12%上升到17%。根据这些数据分析，欧洲五大主要出口国(意大利、法国、西班牙、德国和葡萄牙)出口量占整个全球市场的61.9%。

在2007年，西班牙出口量为1.528 billion公升，约值1.833 billion欧元。其中瓶装酒、散装酒、DO等级酒和餐酒都出现了前所未有的增长。