固定资产投资规模

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固定资产投资规模范文第1篇

【关键词】投资；适度规模水平

投资需求是经济发展过程中产生的内在需求。固定资产投资是扩大再生产规模，提高社会生产力，构建产业结构及空间布局，增强经济实力，提升竞争力，提高和改善人民物质文化生活条件的基本途径。

固定资产投资通过乘数效应拉动经济增长。从生产的角度看，投资本身就是一种生产活动，通过投资建设可以直接创造工业、服务业等相关产业，形成新的生产能力和效益，为社会提供新的产品和服务，直接使生产总值增加。同时，通过投资创造出来的工业、服务业等相关产业的发展，又可以形成新的增加值，通过多层次的传递方式间接推动经济增长。从使用角度看，投资增加会使社会有效需求增加。扩大投资会拉动原材料、生产设备、劳动力等的需求，从而拉动与投资活动相关行业的产出的增长。

投资作为推动经济增长的重要因素，其规模和速度对舟山经济的影响，已成为一个不可忽视的重要问题。分析固定资产投资与经济增长之间的关系，把握固定资产投资与经济增长的运行轨迹，对于确定舟山合理的投资规模，保持舟山经济持续快速健康发展具有十分重要的现实意义。

本文分析了改革开放以来舟山市固定资产投资与经济增长的基本态势，采用回归模型对固定资产投资与经济总量之间关系进行了定量测度，通过分析两者之间的数量关系，对“十二五”期间我市固定资产投资需求作了初步预测，并就如何优化固定资产投资结构、保持固定资产投资适度增长从而促进舟山经济又好又快发展进行了思考。

一、改革开放以来舟山GDP与固定资产投资基本态势

改革开放以来，舟山经济取得长足发展，固定资产投资额不断攀升。全市GDP从1978年的3.9亿元增加到2010年的633.5亿元，固定资产投资额从1978年的0.9亿元增加到2010年的413.8亿元，固定资产投资与GDP的比例由1978年的0.24:1上升到2010年的0.65:1。

分析舟山30年多来投资与经济运行的轨迹，可以得出一些结论：

1、投资波动与经济波动紧密关联，舟山是典型的投资拉动型经济

1999年以前投资波动与经济波动具有明显的“趋同性”，1999年以后出现明显的“滞后效应”，滞后期为1年。从二者的环比名义增幅曲线图可以看出，1999年以前（除了1985年和1991年固定资产投资增速有点异常外），舟山固定资产投资增长率与经济增长率之间上下波动曲线变化趋势基本相同，它们之间具有几乎相同的波动方向。固定资产投资增长，GDP也相应增长，固定资产投资增势趋缓，经济增长速度相应放缓。两者波动的波峰、波谷也几乎同时出现，1985年两者同时到达波峰、1990年和1998年同时到达波谷。1999年以后，两者出现滞后期为一年的“滞后效应”，当年投资增长上升，次年GDP增长也相应上升，当年投资增长放缓，次年GDP增长相应放缓。如2000年投资增长放缓，2001年GDP增长跟着放缓，2001年投资增幅上升，2002年GDP增长跟着上升。分析投资对GDP滞后期出现的原因，跟投资项目的规模和项目完成跨越时间长短有关。1999年以前，舟山固定资产投资项目规模普遍较小，当年投资当年完成当年即可对经济产生乘数效应；1999年以后，随着投资项目规模的逐渐扩大，建设项目跨越时间延长，当年的投资项目也许在一年或几年后才能有相应产出，所以，产生一定的滞后效应。

3、投资结构的变化使其对经济的促进方式有所改变

判断投资对经济促进作用，可以使用一个简单的指标，即单位投资产出的GDP增量，称之为投资产出率，又称投资效果系数，简称投资系数。引起投资效果变化的原因比较复杂，这跟市场的需求、产能利用率的高低等等因素紧密关联，但起决定作用的是投资结构的变化。1994年前，舟山投资效果总体较高，投资效果系数1981―1985年达到71.9%，1986―1990年为36.7%，1991―1994年为53.9%，这与当时由于投资总量小，一个较大的投资项目就可对全市固定资产投资总额产生很大的影响，同时，投资以生产性投资为主，一般是当年建设，当年或第二年就见效，对经济的拉动作用比较直接快速。但1995―2010年投资效果系数为24.1%，似乎与投资率出现了“背离”，这与舟山投资结构的变化密切相关。1994年以来，全市在水利围垦、城市建设上的投资急剧增加，2000年后的大桥、港口建设在全市投资中所占份额也大幅提高，可以说，近几年舟山的投资结构呈现出大项目多、长期项目多、基础设施项目多的特征。这些项目对舟山经济实现全面跨越发展起着至关重要的影响，但也存在着投资回报周期延长等情况。这一阶段的投资结构特点，决定了其对经济的促进作用从短期向长期、从快速见效向可持续发展转变。这从某种程度上也是舟山经济发展到新的阶段在投资领域所体现出来的特点。

二、舟山固定资产投资与GDP之间的量化分析

改革开放以来，舟山投资率总体呈上升趋势，特别是2006―2010年，投资率一直保持在64%以上。高积累高投资带来了经济的高速增长，推动了舟山工业化、现代化进程，这不仅大大提高了舟山经济在全省的地位，也为舟山提前基本实现现代化打下了良好基础。工业化国家的发展历史证明，在初步实现工业化时期，无论是经济总量的增长还是结构的转换，都需要巨额的投资作为支撑。就今后舟山经济发展而言，要保持经济持续快速健康增长，加快推进工业化、现代化、城市化进程，仍需要一定投资规模的支持和推动。高投资率是经济起飞的必然现象，这是一个无法逾越的发展阶段，是不以人的意志为转移的。

投资规模到底该多大？诚如上面所述，不同时期投资对经济的促进效果是不一样的，新增同样的GDP在不同的阶段对投资的需求也是不一样的，同样总量的GDP在不同的阶段所要求的投资规模也是不一样的。

这里利用SPSS统计软件，对舟山不同历史阶段GDP和投资之间的总量关系逐一进行分析，力求能找到最适合舟山现阶段及未来几年GDP和投资总量之间的数量关系，以供参考。

1、两者相关程度。相关关系是指客观现象之间确实存在的，但在数量上表现为不固定的相互依存关系。相关系数是描述两个变量之间线性关系程度和方向的统计量，相关系数绝对值越接近1，两者关系越密切，绝对值越接近0，两者关系越不密切。对相关程度的测定是建立线性回归模型的前提和基础，如果测出来两者相关程度不高，建立出来的模型效果就大打折扣。根据舟山1978―2010年GDP和固定资产投资额统计资料，以固定资产投资额为自变量X，以GDP为因变量Y，对不同年份到2010年之间的两者相关程度进行逐一测定，两者相关系数均在0.9以上，表明GDP和固定资产投资高度正相关，具有极强的关联性，可以建立两者之间的线性回归模型。

2、建立一元线性回归模型。采用一元线性回归模型：Yi=a+bXi（其中，Yi为历年GDP，Xi为历年固定资产投资额，a和b为回归系数）。对改革开放以来不同年份到2010年之间逐一建立GDP和固定资产投资额之间的回归模型，对建立的回归模型逐一进行检验，最终确定，选择2002―2010年这9年样本量最能反映舟山现阶段GDP和固定资产投资之间的数量关系，得到回归方程：

=696973+1.268Xii=2002,2003,……,2010。

上述关系表明，每增加1万元的固定资产投资，将带动GDP增加1.268万元。

对该回归模型的回归系数以α=0.05进行假设性检验，回归系数a的T统计量值是4.3，回归系数b的T统计量值是20.6，两者均大于临界值1.96，可以认为该模型通过了假设性检验，即有95%的概率可以保证，该模型是可以接受的。

对回归模型的拟合程度进行检验，可决系数R2=0.984，显示模型拟合程度极好。

[说明：T统计量是在假设检验中，用于检验回归系数是否等于某一特征值的统计量，T统计量检验的是某个系数是否为0（即该变量是否不存在于回归模型中）；可决系数又称决定系数，是衡量在样本范围内用回归来预测被解释变量的好坏程度。该系数越接近于1，说明回归拟合得越完美。]

三、预测不同总量GDP所需要的固定资产投资规模

舟山市国民经济和社会发展第十二个五年规划纲要提出了再造一个新舟山的宏伟目标，若单从经济总量翻一番来看，到2015年，全市GDP总量计划达到1267亿元，要达到这个目标，根据上述回归模型进行测算，同期固定资产投资规模须达到944亿元。

四、下阶段舟山固定资产投资增长路径思考

舟山固定资产投资增长点在上世纪80年代可概括为发展集体经济，乡镇企业蓬勃发展；90年代是以水产品加工业为主的传统产业布局和开发区建设，舟山水产加工业迎来了最辉煌的鼎盛时期；新世纪以来，舟山紧紧抓住产业“梯度转移”的历史机遇，充分利用自身的资源优势，固定资产投资的增长主要是以常石、中远、欧华、金海湾、和邦化学等为代表的临港工业投资和以洋山港、大陆连岛工程等为代表的大规模的基础设施建设。进入“十二五”的舟山投资的增长点将在哪里，如何在现有投资项目陆续完工的情况下，固定资产投资按照科学发展观要求再能有适度规模的增长。这不仅关系到舟山经济持续快速健康发展、赶超沿海发达地区的现实需要，更是决定舟山下阶段发展方向的一个重大课题，不能不让人深思。

1、加大港口物流体系等投资力度。与国内各大港口相比，舟山拥有丰富的深水岸线资源，未来一段时期是舟山充分发挥区位优势寻求经济发展的重要战略机遇期，港口开发是舟山下阶段最具潜力和竞争力的产业。舟山要大力发展港口物流等现代服务业，使其成为继临港工业后拉动舟山经济增长的又一新的支柱产业。要按照货源结构的变化趋势加快港口开发建设、核心港区建设，构建现代港口物流体系；要加快港口公共基础设施建设，提高港口发展的基础支撑和服务能力。要努力把舟山港打造成煤炭、矿石、石油、粮食、化工品、集装箱等大宗战略物资储备中转基地；适应修造船、海洋工程装备、重化工等发展的临港工业基地；适应对外贸易持续稳定的物流基地。

2、大力加强海岛开发。舟山沿海岛屿众多，分布很广。绝大多数岛屿还是处在封闭、单一的岛屿经济状态，与外界联系较弱。这些海岛发展滞后的主要原因是有“位”无“区”，即有重要的地理位置，但是没有强劲的经济区位带动因素。随着舟山港口建设时代的到来，将从整体上改变这一区域的经济区位格局，从现有封闭落后的“边缘地带”，成为开放现代的海洋经济的前沿区。对舟山港口建设的周边海岛来说，应抓住港口建设的契机，实现由封闭的“岛屿区位”向开放的“海港区位”的转变，围绕港口建设的市场需求，通过海上补给和海洋旅游发展商务、旅游、房地产、度假休闲、娱乐等高附加值的服务业投资建设。

固定资产投资规模范文第2篇

关键词：西部大开发；DEA模型；固定资产投资效益

中图分类号：F2

文献标识码： A

文章编号： 16723198（2013）13005102

1 引言

长期以来，新疆境内一直存在着较大的区域发展差距，尤其是西部大开发战略实施以来，南北区域差距逐渐拉大。资金的趋利性导致新疆固定资产投资大多集中在经济发展相对较好的北疆地区，南疆地区固定资产投资相对薄弱。新疆地域跨度大，地区气候条件、资源条件、文化、产业结构、人员素质等相差较大，使得各地区固定资产投资效益参差不齐。另一方面，新疆与内地经济发展差距有拉大趋势，一些地方政府都寄希望于通过投资规模的扩大来带动经济的快速发展，过度依赖固定资产投资增长对经济的拉动作用。“重投资、轻效益，重数量、轻质量”的投资理念较为普遍，已成为影响新疆经济快速发展的重要因素。

关于固定资产投资的效益研究，侯荣华（2002）运用效益系数指标测量了中国1980年—2000年固定资产投资效益，发现当年GDP新增和上年投资额相关程度最高。苗敬毅（2006）依据现代经济周期理论证明了固定资产投资波动是引起经济波动的最主要原因，但具有2个月的滞后性。崔光莲（2009）从经济效益、社会效益和生态效益三个方面对新疆固定资产投资效益进行了比较系统的研究。现有的研究成果中，对新疆固定资产投资效益的研究相对较少，对新疆各地州的研究更是几乎没有。研究如何通过调整投资区域布局来提升新疆整体效益问题具有重要的现实意义。

2 新疆各地州固定资产投资效益DEA分析

2.1 模型构建

数据包络分析（简称DEA）是由Charnes和Cooper等人在1978年首次提出的，是一种典型的非参数模型。Fare等（1992a）改造了DEA模型构造出一个跨周期效率衡量指标——Malmquis指数。该指数不需要事先确定投入产出间的函数关系，避免了主观因素的影响，弱化了数据质量对估计结果的影响，减少了模型的误差。根据Chen和Ali（2004）将Malmquis指数表示为：

其中R1为相对于可变规模报酬的纯技术效率变化，R2为规模效率变化，R3为技术水平变化，R1与R2的乘积为技术效率变化。纯技术效率变化、规模效率变化、技术水平变化若大于1，则表示该项对TFP具有正向促进作用；反之，则为负向阻碍作用。

2.2 结果及分析

本文选取样本为新疆十五个地州1990—2000、2001—2011两个阶段的算数平均值面板数据。选取投入变量为：固定资产投资，产出变量为：人均地区生产总值、财政收入、有效灌溉面积、普通中学在校学生人数、每万人平均医生数。文中数据主要根据1991—2012年新疆统计年鉴、各地州统计年鉴、各地州统计公报、新疆统计信息网等计算而得。

2.2.1 Malmquis指数分析

根据上述导出的Malmquis指数方法，利用DEAP2.1软件分析结果如下：

表1显示：从整体来看，新疆固定资产投资综合效率变动的标准差为0.38，标准差是反映离散程度的指标，其值越大，表明越不均衡。可以看出新疆地区投资效益变化差异性较大。综合效率均值下降了60.1个百分点，说明西部开发以后新疆固定资产投资总体效益降低，且技术水平下降是引起综合效率降低的主要原因。这里的技术水平下降不是绝对水平的下降，而是在一定的投入产出规模下，技术水平进步速度相对较慢所引起的相对效率下降。

从各地州来看：综合效率大于1的地区只有克拉玛依市和吐鲁番地区，大于0.5的有乌鲁木齐和巴音郭楞蒙古自治州，其余地区都小于0.5，说明新疆各地区固定资产投资效益较西部大开发前是下降的，且大部分地区下降较为严重。根据影响综合效率的因素，我们把各地区分为三类：

（1）技术效率变动和技术水平都小于1。

主要包括：哈密地区、昌吉回族自治州、伊犁州直属县（市）和喀什地区。这些地区固定资产投资在西部大开发以后增长速度较快，而投资投资管理水平和技术水平增长相对滞后，使得技术效率变动和技术水平都小于1，共同导致综合效率下降，必须提高这些地区固定资产投资的科学性和投资项目的管理水平，调整投资规模，同时加强更新改造投资力度，引进先进的管理模式和工程建设技术。

（2）技术效率变动等于1，但技术水平小于1。

主要包括：博尔塔拉蒙古自治州、克孜勒苏柯尔克孜自治州和和田地区，这三个地区一直是投资额最低的地区，且增长较缓慢。投资规模小，便于投资管理，同时，投资边际效率较高，而项目建设技术水平较低，应当积极改进技术，引进技术人才。

（3）技术效率变动大于1，但技术水平小于1。

其余的9个地区技术效率都大于1，主要是技术水平下降引起综合效率下降。这些地区主要是经济发展水平较好的地区，但技术水平增长较慢导致综合效率下降，应当加大更新改造投资，提高自主创新能力，同时，积极引进东中部先进的技术和高科技人才。

2.2.2 松紧效益分析

为了进一步反映西部大开发以后新疆各地州固定资产投资与产出效益的静态现状，本文选取2001—2011年平均值的截面数据做DEA分析，这里采用投入导向的VRS模型。结果如下：

表2给出了存在松紧效应的地州，其余地区都不存在冗余。可以看出，上表中五个地区产出都存在不同程度的冗余，表明这些地区应当努力促进固定资产投资结构优化。其中巴音郭楞蒙古自治州的人均地区生产总值、财政收入、每万人平均医生数冗余最严重，分别为4964.845元、6.757亿元和4.107人；伊犁州直属县（市）的有效灌溉面积和普通中学在校学生人数冗余量分别为：111.139万亩和18338719人，处于最高水平；吐鲁番地区和哈密地区虽然各项产出都存在冗余，但冗余量相对较小。说明这些地的固定资产投资在产出方面还有一定的上升空间。但从投入角度来看，只有巴音郭楞蒙古自治州存在投入冗余，说明该地区在加快经济发展过程中应当注意投资规模的适度性。

剩下的十个地区中投入和产出都不存在冗余，这主要可以分为两种情况：第一，由于技术水平相对较高，使得投入和产出处于相对均衡的状态，实现最大效率，如乌鲁木齐市、克拉玛依市、石河子市、昌吉回族自治州和塔城地区。这些地区相对较大的技术改造和更新投资是提高固定 资产投资效益的主要途径，应当继续保持。第二，由于固定资产投资的相对缺乏，成为提升产出能力的瓶颈，使得产出和投入处于低水平的均衡状态，但投资布局是相对合理的，如博尔塔拉蒙古自治州、阿克苏地区、克孜勒苏柯尔克孜自治州、喀什地区、和田地区。因此，在现有的投资结构下继续扩大该地区的固定资产投资规模，打破经济发展瓶颈，可以实现更高水平的均衡状态，进一步提升固定资产投资效益。

3 提升新疆各地州固定资产投资效益路径

3.1 积极调整投资布局，提高固定资产投资利用效率

对于一些经济发展水平相对落后的地区，主要是由于其投资相对缺乏，投资的边际效率较高，固定资产投资成为限制生产能力提升的瓶颈，因此，应当继续加大该区域的投资力度，打破投资瓶颈，实现投入产出更高水平的均衡。对于产出松弛比较大的地区，在加大固定资产投资力度的同时应当注意调整投资结构，以投资为导向促进地区优势资源的开发以及优势产业的培育。

另外，根据“新疆维吾尔自治区国民经济和社会发展第十二个五年规划”中提出的“两带两区”的发展战略布局以及特殊经济开发区的发展要求，在投资布局时应当加大天山北坡经济带、天山南坡产业带、喀什、霍尔果斯等重点地区的投资力度，打造新疆经济增长极，从整体上提升新疆固定资产投资效益；同时大力扶持发展南疆三地州贫困地区和沿边高寒地区，通过投资布局来协调区域经济发展。

3.2 处理好生产性投资和非生产性投资的关系

生产性投资能够带来直接的经济效益，而非生产性投资通过改善投资环境产生间接效益。新疆各地州应当根据各自特点加大非生产性投资以改善投资环境，如道路、水利、电力、教育，卫生、治安等基础设施的投资，以及促进一些相关法律法规的完善，保证稳定的社会环境等。

3.3 调整投资结构，实现由资源投入增长型向技术投入增长型转变

近年来，新疆各级政府为了追求高速的GDP增长，把大量的资金投向资源开发和初级产品加工行业，呈现一种粗放的经济发展模式，严重降低了固定资产投资产出效益。因此，新疆必须积极调整投资结构，加大重点行业的技术改造和更新的投资，通过技术进步延长产业链条。加强各地区优势农产品深加工行业投资支持力度，大力发展高科技含量、高档次、高附加值的农产品精深加工业，形成南疆以特色林果精深加工为主、北疆以特色农副产品和畜产品精深加工为主的产业格局。同时，加强农业科技创新，开展农业生产、加工、流通等重点领域的关键技术攻关的资金支持。

参考文献

[1] 尚豫新，祝宏辉.新疆投资的区域有效性研究[J].改革与开放，2010，（3）.

[2]崔光莲.新疆固定资产投资效益评价[M].乌鲁木齐：新疆人民出版社，2009，（3）.

[3]魏权龄.数据包络分析[M].北京：科学出版社出版，2004.

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[5]于洁，刘润生，曹燕，庞景安.基于DEA—Malmquist方法的我国科技进步贡献率研究：1979～2004年[J].软科学，2009，（2）.

[6]韩延玲，高志刚.新疆区域投资环境的组合评价研究[J].干旱区资源与环境，2007，（1）.

[7]伍文中.基础设施投资效率及其经济效应分析——基于DEA分析[J].经济问题，2011，（1）.

固定资产投资规模范文第3篇

1.确定最大滞后阶数。滞后期的大小关系到模型残差是否存在自相关性和模型自由度问题，本文选取常用的LR、AIC、SC三个指标，检验结果（见表3）。由表3可知，滞后期p=1时，LR、AIC、SC三个指标同时取得最优值（数值带*），此时既能有效消除残差中的可能存在的自相关，又能使得模型自由度达到较优，保证了模型估计参数的有效性，即滞后期p=1是最佳选择。

2.格兰杰因果检验。对固定资产投资和经济增长之间格兰杰因果关系进行检验，检验结果（见表4）。由表4可知，不论滞后期为1阶还是2阶，都因为F统计量概率较小而拒绝假设“lnFI不是lnGDP的Granger原因”，都因为F统计量概率较大而接受假设“lnGDP不是lnFI的Granger原因”。其经济学意义为：不论滞后期为1阶还是2阶，lnGDP和lnFI存在单向因果关系，即西安市固定资产投资对经济增长有促进作用，但经济增长对固定资产投资作用不明显。

3.建立模型。

（1）模型建立。应用Eviews6.0软件建立滞后一期向量自回归模型。lnGDP和lnFI两个模型的R2（0.9981）和Adj.R2（0.9979）值都较高，说明模型拟合优度较高，F值较大（6284.143），AIC（-2.7638）、SC（-2.6198）较小，说明模型总体上是显著的。即该模型较好的反映lnGDP和lnFI两者之间的数量关系。VAR模型的回归方程为：lnGDP=0.6637×lnGDP（-1）+0.2864×lnFI（-1）+0.4057方程表明，西安市地区生产总值的影响因素主要是自身滞后一期因素lnGDP（-1）和固定资产投资滞后一期因素lnFI（-1）；西安市固定资产投资的影响因素主要是lnFI（-1）和lnGDP（-1）。由估计系数大小可知，lnGDP（-1）对经济增长的影响较大，lnFI（-1）对经济增长的影响相对较小。经济学意义为：西安市固定资产投资与经济增长之间存在长期动态均衡关系，长期内西安市经济增长同时受到固定资产投资滞后因素和GDP滞后因素的影响，当年固定资产投资每增加1%，下一年经济增长就会增加0.2864%。

（2）模型检验及脉冲响应分析。对VAR模型进行AR根检验，由图1可知，模型两个特征跟绝对值的倒数都小于（或等于1），即在一个单位圆内（或上）。这说明该VAR模型是平稳的。图2表示西安市地区生产总值对固定资产投资一个标准差新息扰动的动态反应路径，由图2可知，西安市固定资产投资的正向冲击导致地区生产总值波动在第一年达到最大，之后呈现逐年缓慢下降的趋势。这说明西安市投资增量对宏观经济波动的影响的时效比较长，固定资产投资对经济推动的衰减速度并不快，应该再采取除投资以外的方式来快速推动西安市经济发展。依Engle定理，假如一组变量存在协整关系，则协整回归可以转化为误差修正模型。描述固定资产投资与经济增长之间短期波动向长期均衡调整的误差修正模型为：DlnGDP=0.151427EC-1+0.109157DlnGD（P-1）+0.461981DlnF（I-1）-0.003485EC-1是误差修正项，系数的大小反应了对偏离长期均衡的调整力度。本误差修正模型中修正系数为0.151427，说明经济增长受多种其他因素影响，经济增长与固定资产投资之间的均衡关系对当期非均衡误差调整的模型自身修正能力较弱。

（3）方差分解。方差分解的基本思想是把系统中的每个内生变量（共m个）的波动（k步预测均方误差）按其成因分解为与各方程新息相关联的m个组成部分，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要性。本文利用方差分解方法来研究西安市固定资产投资对地区生产总值增长的贡献度，将西安市生产总值的单位增量分解为一定比例的自身贡献和固定资产投资的贡献，结果（见表5）。由分析结果可知，固定资产投资规模对西安市经济增长具有显著的推动作用，随预测期的增加，西安市固定资产投资对其地区生产总值的贡献度逐渐变小，在第一期时取得最大值72.64%，即使第十期依然达到40.62%，这有效地支持了前面脉冲响应分析的结论。

主要结论及建议

1.长期内西安市经济增长同时受到自身滞后因素和固定资产投资滞后因素的影响。由VAR模型可知，西安市经济增长的滞后因素对其自身的影响系数为0.6637，影响显著，说明西安市未来一年的经济发展较大程度上取决于人们当年对经济的预期。西安市固定资产投资滞后因素对经济增长的影响系数为0.2864，影响也较为显著。针对这种状况，建议相关部门采取积极措施提高人们对经济的信心，增加对西安市经济发展的乐观预期，从而有效的促进经济增长。

2.短期内西安市固定资产投资对本地区经济增长有单向推动作用。由VEC模型可知，西安市经济增长的滞后因素对其自身的影响系数为0.109157，影响的显著性不高，说明短期内人们不会轻易改变对经济的预期，对经济增长的影响不大。西安市固定资产投资滞后因素对经济增长的影响系数为0.461981，影响显著，说明短期内固定资产投资能较好地促进经济增长。针对这种状况，建议相关部门适当增加固定资产投资以保障经济又好又快发展。

3.积极拓宽固定资产投资渠道。政府投资存在“挤出效应”，会减少民间投资；同时，政府投资也存在边际效益递减规律，因此，调动民间投资的积极性是增加固定资产投资规模的有效途径。政府应该给予民间资本更大的发展空间，大力培育有市场竞争力的企业。

固定资产投资规模范文第4篇

投资被高估，消费被低估

从统计局公布的数据看，在过去十年大部分时间里，资本形成对GDP的贡献均超过最终消费，也即中国经济增长一直靠投资拉动。但笔者对固定资产投资增速与GDP增速之间进行一致性分析，发现自2004年起投资增速与GDP增速之间发生了明显的背离现象，如在2005-2007年固定资产投资增速回落的过程中，GDP增速却出现了上升。既然大家普遍认为中国经济是靠投资拉动的，那么固定资产投资增速与GDP的背离现象就足以引起人们对投资规模数据可靠性的怀疑了。

1.固定资产投资规模被高估。若从增量资本产出比（ICOR，反映投资效率指标）看，1994年大约为1.955，到了2009年已经达到6.09，甚至在2011年达到了7.05的水平。也就是说，增加1元钱的GDP，原本只要1.955元的投资，现在则需7.05元投资。这当然可以解释为边际投资效率的降低，但是否也可以解释为投资的“水分”越来越大呢？虽然说土地购置成本的上升等价格因素也是造成固定资产投资增速虚增的原因，但即便用扣除价格因素后的实际增速来考察，也同样会发现固定资产投资规模有虚增嫌疑。

从投资过程的实物投入看，绝大部分的固定资产投资项目，都需要用到钢材和水泥，即钢材和水泥在固定资产投资规模中占一定比例，假如这个比例恒定的话，那么固定资产投资规模增加10%，钢材和水泥的用量也应该增加10%。然而，从统计数据看，2004-2011年螺纹钢消费量平均增长率为15.96%，但同期固定资产实际投资平均增速为22.78%（扣除价格因素），每年平均竟相差6个多百分点，说明螺纹钢消费量并没有随固定资产投资的增长而同步增长，其在固定资产投资中占比越来越小。

如2010年螺纹钢消费量同比只增长13.12%，但同期固定资产投资实际增速为20.89%，超过螺纹钢消费量增速7个百分点。而更能说明问题的是水泥，因为水泥的保质期较短，不宜储存或对外出口。据统计局数据，2001年全社会固定资产投资额中每亿元所含的水泥产量为1.7万吨，而到了2011年，每亿元所含的水泥产量仅为0.67万吨，即便考虑过去10年水泥的价格上涨因素（按普通硅酸盐水泥价格涨幅计），也要比10年前减少了一半左右。

再从新增吨钢产能所花费的固定资产投资金额（剔除价格因素）来看，2004至2010年整体呈上行趋势。2004年至2006年，新增吨钢产能的投资花费为3300元/吨，而2007年至2010年上升至7000元/吨，由于2004年至2010年新建产能所购设备未有显著变化，这种台阶式跳升显然不能用设备换代或涨价来解释，反而是投资金额多报的可能性较大。

以上两个证据说明，固定资产投资规模统计存在高估可能。之所以出现高估的情况，无非有三个主要路径：项目转包、统计报表虚报和偷工减料。项目转包是目前非常常见的现象，每转一次，就可以提取一定比例的管理费，如果转包5次，或许实际发生的工程费要比计划少掉一大半。此外，有些项目中存在虚报价格、从事关联交易的财务欺诈行为的可能性；还有些申报项目为能获批而支出的公关费用、招标过程中发包方得到的回扣等支出，往往也计入工程款项而被统计入固定资产投资中。至于在偷工减料方面，把钢筋拉长拉细以降低成本等，更是屡有所闻。

2011年7月审计署了2010年审计署绩效报告，在报告中提到“截至2010年6月底，全国审计机关共对京沪高速铁路等已投入资金1.9万亿元的5.4万个投资项目实施了审计或审计调查。通过审计，核减工程价款和挽回损失、节省工程投资283亿元，占相关项目投资总额的3.5%”。由此，我们认为固定资产投资至少被高估了3.5%，当然，被审计出来的部分只是冰山一角而已。

2.居民可支配收入总额被低估。投资被高估，不仅在统计上需要重新评估中国经济的增长模式，而且也需要对居民收入进行重估。因为国家统计局“居民人均可支配收入”数据是抽样调查数据，存在误差。由人均可支配收入乘以人口数测算的居民可支配收入总额必然也存在误差。笔者认为长期以来居民可支配收入是被低估的，因为从长期看，收入应该等于支出，假定一年内居民新增支出也大致等于新增收入，那么，就可以估算出该年份的居民实际可支配收入，若减去国家统计局公布的居民可支配收入抽样调查数据，则就是低估的部分。

这里所指的支出，其含义是经济学上的消费加储蓄，即广义支出，包括年内新增的消费、新增居民储蓄、居民在股票、债券和基金及银行理财产品、保险费用的净支出，还有购房投资及房贷还本付息等方面的净投入，以及固定资产投资等。根据这一方法，2008年居民可支配收入总额被低估约4.7万亿。

如今，笔者又发现了一个更便捷的估算方法。《2010年中国统计年鉴》中有2006-2008这三年的“资金流量表（实物交易）”，显示2006至2008年住户部门可支配总收入分别为12.9万亿、15.66万亿和18.24万亿。这是统计局以联合国1993年版国民经济核算体系（SNA）为模式确定的核算方法所得出的数据，其基本原理类似于会计中的“有借必有贷”的平衡计算法。这里所谓的“住户部门”，也包括一般居民之外的个体工商业者，这与国家统计局抽样调查中的“居民”涵盖范围是一致的。

如果把2006-2008年国家统计局城乡居民人均可支配收入抽样调查数据，分别乘以城乡常住人口，则可以推算出2006-2008年中国居民可支配收入总额分别为9.48万亿、11.32万亿和13.20万亿。与上述资金流量表的数据相比，分别相差了3.42万亿、4.34万亿和5.04万亿。也就是说，国家统计局修正后的2008年居民可支配收入总额要比原先公布的抽样调查结果高5.04万亿，也高于笔者之前的估算。

虽然国家统计局要到2013年才会公布2011年的“资金流量表（实物交易）”，但根据已经公布的2011年城乡居民人均可支配收入（抽样调查结果），可以推算出2011年中国居民可支配收入总额约为19.65万亿。由于2008-2011三年居民可支配收入（抽样调查结果）累计涨幅为51%，可推算出2011年的实际居民可支配总收入可能达到27.54万亿，即低估了7.89万亿（图4），相当于居民可支配收入占GDP的比重从41.8%提升至58.6%，该比重或许可以化解长期被大家诟病的“居民收入占GDP比重过低”的困惑。

3.消费被低估。居民可支配收入被低估，可以从逻辑上推断全社会消费能力被低估。统计年鉴中与消费有关的科目主要包括：社会消费品零售总额和GDP支出法下居民消费支出。GDP支出法下的居民消费支出比社会消费品零售总额更能反映中国居民综合生活消费水平，但有很多被低估的成分。我们采用化整为零的方法，尽量还原真实的居民消费支出。

根据我们的详细测算，居民实物消费被低估4%-10%（高端消费品被低估较多），服务性消费被低估18%-21%（主要存在于文化娱乐、居住和医疗等领域）。这样还能算出总的被低估的居民消费支出。修正后的居民消费支出占GDP比重，与统计局公布的居民消费占GDP比重进行对比，得出居民消费支出占GDP比重大约被低估2%左右。从修正后消费和投资与GDP占比情况看，2004-2011年消费占比都明显高于投资占比。

我们假设固定资产投资被高估了10%，主要基于审计署绩效报告中固定资产投资被高估3.5%以及没有被审计出来的部分。我们将修正后的消费、投资、净出口对GDP的贡献率进行重新计算，并与统计局公布的修正前相应的数据进行对比，得到的结果令人信服。经过修正，我们发现消费对GDP的贡献被低估了，投资对GDP的贡献则相对被高估了， 2005、2006、2007、2008、2011年消费对GDP的贡献都超过了投资，09和10年出现投资贡献超过消费主要是因为4万亿计划的作用。

未来中国经济由消费主导

在上一节，我们综合各种消费被低估的因素和投资被高估的因素，则可以确信消费对经济增长的贡献在前几年就已经超过投资。未来情况将会如何呢？我们认为，考虑到劳动力价值重估、社会保障完善和金融改革等因素，中国经济将由消费主导。

1.劳动力价值重估。统计局数据显示，2012年中国15-59岁劳动年龄人口绝对数从9.4亿下降到9.37亿，几十年来首次出现下降，意味着我们已经处于人口红利的消退期。另一方面，中国现有的第一产业劳动力人数远低于官方统计数据，今后可向城市转移的剩余劳动力人口大约只有4000万-6000万（详见李迅雷《中国还有多少农村劳动力可向城市转移》）。

过去中国劳动力供应充分，劳动力价值低估，导致劳动者报酬占GDP比重持续下降，而今随着刘易斯拐点远去，人口红利逐步衰退，劳动力价值面临重估，劳动报酬占GDP的比重开始上升。

劳动报酬占比上升的一大证据是民众收入增速快于GDP增速。在劳动力短缺的时代，居民收入增速低于经济增速，而在2010年以后，随着劳动力人口的下降，农村和城镇居民收入增速相继超过GDP增速。过去十年全国各地居民最低工资标准逐年增加，农民工平均月收入在过去5年也出现快速上升，在2012年年均工资已达到3万元。

2.社会保障逐步加强。中国消费的一个重要制约是人民生活缺乏保障，其中养老保险和医疗保险是重要短板。过去几年，城镇养老保险以及农村合作医疗确实在稳步推进。

2012年底，全国企业月均退休金达到1721元，比2006年的818元增加了一倍多，而且温总理在2013年政府工作报告中提出今年企业退休金还将上涨10%，达到近1900元。农村合作医疗从2004年开始起步，到2011年参加人数达到8.32亿，当年支出1710亿，2012年前9月支出达到1717亿，每年增幅都在30%以上。

3.金融改革助推居民非工资性收入增长。“十”报告提出到2020年，实现城乡居民人均收入比2010年翻一番的目标，一个重要的渠道是增加居民财产性收入。从统计局公布的数据看，城镇居民财产性收入增速快，占城镇居民总收入比重不断提高，而农村居民财产性收入增速缓慢，但是两者占居民总收入的比重只有2%左右。未来随着金融市场改革的大力推进，居民的财产性收入有望出现快速的增长。

4.消费：从数量到质量。劳动力价值重估、社会保障完善和金融改革让我们相信，未来中国经济以消费主导的趋势是确定性的。除此之外，我们还观察到了消费自身正在发生一些质的变化。

中国过去的消费以数量增长为典型特征，过去10年的汽车销量从200万辆增长到2000万辆，年均增速近30%，未来数量增长空间有限，近两年乘用车增速已明显下滑。另一方面，2010年以后国人对SUV等高品质轿车青睐有加，其占比在3年内翻了3倍，同期上海车牌价也是频创新高，体现了消费升级的巨大需求。

固定资产投资规模范文第5篇

【关键词】固定资产；经济增长；投资

一、引言

长期以来，投资作为我国经济增长的“三驾马车”之一，对经济增长的拉动作用非常显著。无论经济处于平稳发展阶段还是不景气时期，几乎所有政府都会将固定资产作为促进经济增长的重要工具。一方面，固定资产投资增加使社会有效需求和生产能力得到增加，促进了国民经济相关行业的发展；另一方面，固定资产投资可以转化成建筑业及相关产业的增加值，成为当期GDP。安徽省作为我国中部的一个内陆省份，没有雄厚的资本积累，没有东部沿海的优惠政策，没有发达的经济基础，所以固定资产投资成为拉动本省经济发展的重要工具。固定资产投资不仅促进安徽省经济增长，同时在投资生产过程中，也起到了改善基础设施和提高人民生活作用，为社会和科技发展奠定雄厚的物质基础。然而，随着安徽省经济不断增长，固定资产投资与国民经济发展的协调性和互动性存在一定程度的矛盾。固定资产投资过多和不合理利用，都将大大制约经济的发展。因此，研究固定资产投资对经济增长的贡献，以测度固定资产投资的合理性和科学性，对安徽省经济长期健康发展有重要意义。

二、实证分析

1.选取变量

本文选取安徽省国内生产总值（GDP）为因变量，固定资产投资（INVEST）为自变量，为了消除时间序列存在的异方差现象，对变量取对数，即：LNGDP、LNINV。

2.数据说明

本文主要采用1982-2011年份的数据，数据来源于安徽各年统计年鉴，为了消除价格影响，本文对数据做了平减处理，换算成以1981年为基期。

3.建立模型

LNGDP=a+bLNINV+e，其中：a为常数项，b为回归系数，e为残差系列。本文分析软件是Eviews6.0。

4.变量ADF检验

在进行变量回归之前必须要进行时间序列平稳性检验，只有各个变量同介单整，那么才满足协整条件，否则会出现“伪回归现象”。由表1可以看出，在5%水平下，变量LNGDP和LNINV都是非平稳的，但经过一介差分后，DLNGDP和DLNINV在5%显著水平下序列式平稳的。

表1 ADF检验

变量 检验类型 5%临界值 ADF统计量 结论

LNGDP （C，0，0） -2.971853 -0.270557 不平稳

DLNGDP （C，0，1） -2.971853 -3.146089 平稳

LNINV （C，0，0） -2.971853 0.081112 不平稳

DLNINV （C，0，1） -2.986225 -4.010767 平稳

注：检验类型（C，T，K）中，C表示常数项，T表示时间趋势，K表示滞后项，0表示不含有该项，D表示一阶差分。滞后介数采用AIC或SC最小规则。

5.变量回归

由上文可见，LNGDP与LNINV都服从1阶单整，满足协整条件，OLS回归后如表2。

表2 OLS回归

得到回归方程：LNGDP=2.734428+0.738087LNGDP

其中R2=0.979682，调整后的R2也达到0.97，说明总体拟合度比较好，F统计量1350.088，相应概率为0，说明模型总体是显著的。由此可以说明安徽省固定资产投资和国内生产总值之间存在长期均很关系，安徽省固定资产投资每增加1%，GDP将增长0.738087%。

6.残差检验

回归后模型是否是稳定的，还要进行残差检验，这里也用ADF检验法。

表3 残差检验

由表3可见，在5%水平下，统计量-4.373892小于临界值-2.991878，表明残差是稳定的。

7.Granger因果检验

判断一个变量变化是否是另外一个变量变化原因，这就需要用到Granger因果检验。

表4 Granger因果检验

通过检验，由表4可见，固定资产投资和国内生产总值不存在双向因果关系，LNINV是LNGDP的Granger原因，即固定资产投资对于经济增长是有作用的。

三、结论和建议

通过上文的实证分析，我们可以得知安徽省固定资产投资和GDP之间存在长期稳定关系，固定资产投资对经济增长有拉动作用，即固定资产投资每增加1%，GDP大约增长0.74%。固定资产投资对经济的作用效果，先通过作用于社会总需求，拉动总需求的增加，进而带动社会总产出的快速增长。

安徽是个传统的农业大省，虽然近些年经济得到迅速发展，但传统的经济增长模式仍然未彻底改变，安徽经济增长在未来一段时间内，投资拉动依然占主导地位，但固定资产投资拉动的效率不是很高，因此合理利用固定资产投资，加快经济结构调整迫在眉睫。作为“中部崛起”成员之一，安徽省应该抓住国家“中部崛起”的战略机遇，结合自然环境和人文方面的优势，优化固定资产投资结构，提高固定资产投资效率。既要保持满足安徽省经济增长发展要求的投资规模，又要保持投资增长的稳定性和协调性，不要片面追求投资规模的扩大，要注重投资质量和投资效益，合理引导资金的投向，避免重复建设和盲目建设，合理运用产业政策，加大对战略性新兴产业领域和科技教育的投资力度，调整经济结构和产业结构，转变经济增长方式，使传统的劳动密集型产业向知识和技术密集型转化。

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