固定资产投资增长率
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固定资产投资增长率范文第1篇
关键词：经济增长；居民消费；固定资产投资；svar模型；结构冲击
中图分类号：f061.3 文献标识码：b
一、引言
消费和投资是拉动经济增长的两大引擎，消费的拉动作用较投资的拉动作用更具持续性。尽管我国经济取得了快速发展，但突出的经济增长结构问题影响了国民经济的稳定发展，而且显现了投资对经济增长贡献率超过消费对经济增长贡献率的现象。图1显示，我国居民消费对经济增长贡献率总体处于下降趋势，固定资产投资对经济增长贡献率总体处于上升趋势。从2001年开始，我国经济增长主要由投资拉动。尤其是2009年，在世界经济大幅下滑的情况下，我国经济能够保持8.7%的增长速度，主要是靠政府大量的基础设施等固定资产投资带动的。但是，居民消费、固定资产投资变动引起的经济波动，即居民消费、固定资产投资受到冲击对产出的动态影响不能通过贡献率得以表现，可能存在固定资产投资对经济增长贡献率高，但是固定资产投资受到冲击对经济增长影响弱，这可以通过居民消费、固定资产投资变动和经济波动之间的动态关系来说明。
结构向量自回归（svar）模型是研究变量间动态冲击效应较成熟的方法，它是基于向量自回归（var）模型提出的。一个n元p阶的svar模型：
二、实证分析
（一）变量说明
国内生产总值、居民消费、固定资产投资是一国经济发展水平、消费水平、投资水平最具代表性指标，本文旨在研究居民消费、固定资产投资变动与经济波动之间的动态关系，而增长率是反映波动（变动）较合理的指标。因此，本文选取了实际国内生产总值增长率（rgdp）、实际居民消费增长率（rxf）、实际固定资产投资增长率（rtz）三个变量，并以1978年为基期（1978=100）的居民消费价格指数和gdp平减指数（根据名义gdp和不变价gdp计算得到），消除1978-2009年居民消费及国内生产总值和固定资产投资的价格因素，从而得到实际增长率（样本期间为1979-2009年）。
（二）savr模型及识别
svar模型是基于var模型提出的，传统的var理论要求模型中每一个变量是平稳的，随着协整理论的提出，对于非平稳时间序列，只要各变量之间存在协整关系就可以直接建立var模型。所以，首先要对变量进行平稳性检验。本文运用adf检验，根据aic和sc准则、dw值、参数t统计量，确定c、t、l,检验结果如表1所示。结果表明rgdp、rxf、rtz在1%的显著性水平下是平稳的，因此可以直接建立var模型，然后对参数施加约束，识别svar模型。
建立svar模型，其次要确定var模型的滞后阶数。eviews5.0给出了判断滞后阶数的模块，一般根据lr（5%显著水平）、fep值、aic值、sc值、hq值进行确定，经过综合比较，选定滞后阶数为1阶。检验结果见表2。
选择滞后阶数时还要注意var模型残差的自相关和异方差。经检验，选择滞后1期。残差序列不存在自相关和异方差，由于篇幅限制，将不在列示。
最后,检验var（1）的稳定性，若不稳定，脉冲响应函数将失效。经检验，var(1)的ar单位根的模都小于1，满足稳定性条件，根据svar（1）得到的脉冲响应函数是稳健的、可靠的，检验结果见表3。
对于n元p阶svar模型，需对结构式施加n(n-1)/2限制条件才能识别结构冲击。本文建立的svar（1）模型含有三个内生变量，即n=3，需施加3个约束条件。一般情况下，依据经济理论对参数进行约束，参数约束有短期约束和长期约束之分。长期约束一般是零约束，是指一个变量对另一个变量的结构冲击的长期响应为0, 而本文所选取的三个变量之间有着较强的相互影响关系。因此，选择短期约束：(1)固定资产投资产生经济效益具有滞后性，又基于我国现实情况，即居民消费与固定资产投资当期相互带动作用较弱，可以认为居民消费变动和固定资产投资变动之间当期无影响，即假设a23=0，a32=0；(2)居民消费变动受当期产出波动的影响，通过建立rxf与rgdp之间的回归方程（依据加权最小二乘估计），估计rgdp对当期rxf的长期平均影响系数为0.785146，因此假设a21=0.785146。
模型估计结果：a12=-0.252974，a13=-0.056602，即实际居民消费增长率每提高一个百分点，在当期实际gdp增长率大约提高0.253个百分点，实际固定资产投资增长率每提高一个百分点，在当期实际gdp增长率大约提高0.057个百分点，说明在拉动经济增长力度方面，居民消费优于固定资产投资。
（三）脉冲响应函数分析
脉冲响应函数是分析当一个误差项发生变化，或者说模型受到某种冲击时对系统的动态影响，用以描绘在扰动项上施加冲击，对内生变量当前值和未来值所带来的影响。本文选择追踪期数为10，实线表示脉冲响应函数，虚线表示正负两倍标准差偏离带。
由图2可知，给实际消费增长率一个正冲击，在第1期对实际gdp波动产生最大正效应，约0.379个百分点，之后冲击效应减弱，到第8期已趋于0，但是从第5期到第8期出现了程度微弱的负效应，在第6期出现最大负效应，约为-0.027个百分点，然而从第1期到第8期累积冲击效应约为0.887个百分点。总体上，居民消费变动的结构冲击对经济波动产生正影响，但持续性不强。
给实际固定资产投资增长率一个正冲击，在第2期对实际gdp波动产生最大正影响，约0.216个百分点，之后影响逐渐减弱，到第8期趋于消失，从第5期到第8期也出现了程度微弱的负影响，在第6期出现最大负影响，约为-0.022个百分点，然而从第1期到第8期累积冲击效应约为0.398个百分点。总体上，固定资产投资变动的结构冲击对经济波动产生正影响，但是不仅持续性不强，而且对经济波动的冲击力度弱于居民消费变动对经济波动的冲击力度。
来自实际gdp增长率自身的一个正冲击，在第1期对经济波动产生最大正效应，约为1.499个百分点，然后下降，在第5期出现最大负效应，约为-0.137个百分点，于第7期冲击效应趋于消失，前7期累积冲击效应约为2.187个百分点，总体上冲击影响为正。说明经济波动主要受自身冲击的影响，实际gdp增长率与其滞后值有较大的关联，应注意我国经济发展的长期战略。由于本文变量以实际增长率表示，居民消费增长率、固定资产投资增长率的结构冲击对gdp增长率影响较弱，表达的是，若居民消费增长率、固定资产投资增长率增加一单位，引起gdp增长率较小幅度的增加，只能说明增加单位居民消费、单位固定资产投资，对经济增长的带动力较弱，即效率较差。而不能认为居民消费、固定资产投资不能促进经济增长，因为居民消费、固定资产投资是带动经济增长的两个最主要的动力。
上述实证结果表明，虽然总体上来自居民消费、固定资产投资变动的外生结构冲击对经济波动产生正效应，但是脉冲响应路径显示，仅持续4期正效应，并出现了4期程度微弱的负影响，而且经济波动主要受自身结构冲击的影响，说明我国居民消费、固定资产投资带动经济增长不仅持续性不强，而且单位效率差。但是，由于居民消费变动对经济波动的冲击力度强于固定资产投资变动对经济波动的冲击力度。所以，对于促进经济增长而言，扩大居民消费产生的效力强于扩大固定资产投资产生的效力。
由图3可知，给实际gdp增长率一个正冲击，在第1期对居民消费变动产生最大正效应，约为1.177个百分点，之后从第3期到第6期出现了负效应，在第4期出现最大负效应，约为-0.106个百分点，冲击影响于第6期趋于0，然而从第1期到第6期累积冲击效应约为1.255个百分点。总体上，来自经济波动的外生结构冲击对居民消费变动产生正效应，但只是短期影响。
同样给实际gdp增长率一个正冲击，也是在第1期对固定资产投资变动产生最大正影响，约为3.557个百分点，之后也是从第3期到第6期出现了负影响，在第3期为-0.714个百分点，冲击效应于第6期趋于消失，然而从第1期到第6累积冲击效应约为2.403个百分点。总体上，来自经济波动的外生结构冲击对固定资产投资变动产生正影响，虽然只是短期影响，但是受到经济波动的冲击力度强于居民消费变动受到经济波动的冲击力度。
上述实证结果表明，虽然总体上来自经济波动的外生结构冲击对居民消费、固定资产投资变动产生正效应，但是脉冲响应路径显示，只持续2期正效应，并出现了4期程度微弱的负影响，但是不能认为经济增长对保持居民消费、固定资产投资持续增长效用不大，因为只有产出不断增加才能保证消费、投资的持续增长，这只能说明，我国居民消费、固定资产投资自身存在问题，削弱了产出增加对其增长的持续促进作用。然而，固定资产变动受到经济波动的冲击力度强于居民消费变动受到经济波动的冲击力度，说明我国经济产出倾向于用于固定资产投资，和现实相符，由图1可知，固定资产投资对经济增长贡献率总体上处于上升趋势，尤其从2001年开始，固定资产投资成为拉动经济增长的主要动力。
（四）预测方差分解
方差分解是另一种分析变量间动态关系的方法，是将每个内生变量的方差分解成与各结构冲击相关联的组成部分，用相对方差贡献率评价各结构冲击对每个内生变量的相对重要性。由表4可知，在rgdp方差分解中，居民消费增长率的结构冲击对经济增长率预测方差贡献率经过第1、2、3期增长，于第4期开始基本稳定在8.5个百分点。固定资产投资增长率的结构冲击对经济增长率预测方差贡献率经过第1、2、3期增长，于第4期开始基本稳定在2.1个百分点。经济增长率自身结构冲击对经济增长率预测方差贡献率经过第1、2期下降，于第3期开始基本稳定在89.3个百分点。这和图2脉冲响应分析结果基本一致，经济波动主要受自身结构冲击影响，居民消费、固定资产投资变动的结构冲击对经济波动影响微弱，从而说明居民消费、固定资产投资带动经济增长单位效率差；同时，rgdp方差分解也验证了，居民消费变动对经济波动的影响明显强于固定资产投资变动对经济波动的影响。
在rxf方差分解中，经济增长率的结构冲击对居民消费增长率预测方差贡献率于第5期开始基本稳定在44.7个百分点，但是居民消费增长率自身结构冲击对居民消费增长率预测方差贡献率较大些，于第5期开始基本稳定在54.85个百分点。因此，虽然经济波动对居民消费变动产生了较大程度的影响，但居民消费变动受自身结构冲击影响较大。在rtz方差分解中，经济增长率的结构冲击对固定资产投资增长率预测方差贡献率经过前4期微弱波动，于第5期开始基本稳定在81个百分点。因此，固定资产投资变动主要受经济波动的影响。由此可知，以上分析结果和图3脉冲响应分析结果也基本一致，经济波动的结构冲击对固定资产变动的影响力较大，从而说明了我国经济产出倾向于用于固定资产投资。
三、结论及建议
本文基于svar模型分析了我国居民消费、固定资产投资变动和经济波动之间的动态影响关系，实证结果揭示了以下两方面问题。
（一）我国经济保持长期稳定增长面临压力
居民消费、固定资产投资作为带动经济增长的最主要的两个动力，然而图2脉冲响应函数和rgdp方差分解表明，二者的变动冲击并不能对我国经济增长产生长期且持续的正影响，二者带动经济增长单位效率差，并且图3脉冲响应函数表明，经济增长只对二者增长产生短期影响，从而较难通过持续提高我国居民消费水平、固定资产投资水平影响经济增长。因此，我国经济保持长期稳定增长面临压力，这一问题主要归因于我国居民消费水平偏低及固定资产投资结构失衡。
1．居民消费水平偏低。居民收入是影响居民消费水平的主要因素，图4显示了1978-2009年我国居民收入占国内生产总值比重变化情况。图4表明，我国居民收入占国内生产总值比重，1978-1984年处于上升阶段，但最大没超过60%；1984-1992年处于下降阶段，从1988年开始低于50%；1993-2009年基本保持在40%左右。较长时间内，我国经济产出分配到居民部分较少，居民收入水平偏低。加之我国社会保障制度不健全，存在有钱不敢花现象，以及我国居民重储蓄，居民消费结构不合理，家庭消费支出以住房、医疗、教育消费支出为主，从而造成居民消费水平偏低。长期低收入和低消费造成居民消费带动经济增长单位效率差，不利于经济的持续增长。一次经济增长冲击，虽能带动当期消费较大程度增加，但只要上述限制因素存在，也会对后期消费造成不利影响。
2．固定资产投资结构失衡。固定资产投资按结构分，主要分为建筑安装工程（各种房屋、建筑物的建造工程和各种设备、装置的安装工程）和设备工具器具购置两部分，图5显示了1981-2009年建筑安装工程、设备工具器具购置占固定资产投资比重变化情况。由图5可知，虽然建筑安装工程占固定资产投资比重处于下降趋势，但是每年都在60%以上，而设备工具器具购置占固定资产投资比重没有超过30%。由此可见，大量固定资产投资用于公共基础设施、房屋等建筑物建设，而用于企业购买生产设备、器具等生产投资较少。这一现象容易造成重复投资，物品、服务供给长期增长受到限制。这种结构失衡的固定资产投资，尤其是存在大量质量差的重复投资，造成固定资产投资带动经济增长单位效率差，必然影响经济持续稳定增长。
（二）我国经济增长存在投资短期性问题
图2脉冲响应函数和rgdp方差分解表明，对于促进经济增长而言，扩大居民消费产生的效力强于扩大固定资产投资产生的效力，然而图3脉冲响应函数和rxf、rtz方差分解表明，我国经济产出倾向于用于固定资产投资。事实上，我国已显现投资拉动型经济增长模式，主要因为：消费增长受收入、消费习惯、社会保障制度、宏观经济发展状况等因素影响，因此短期内消费增加程度有限；然而，短期内投资能够得到较大程度增加，并且容易受政府宏观经济调控控制，因此政府能够在短期内通过大幅增加投资刺激经济增长。我国应对国际金融危机的4万亿财政刺激计划，使得我国在国际经济形势恶化的情况下仍保持了8.7%的增长速度，而这项计划的大量资金用于公共基础设施等建筑物投资，充分说明了短期内能够通过大幅增加投资刺激经济增长。但是，投资的最终目的是生产更多的物品和服务以满足居民需求，扩大投资刺激经济增长在长期内最终要落在消费上。因此，我国靠投资拉动经济增长具有短期性，应以消费作为拉动经济增长的主要动力。
综上所述，为使我国经济健康持续稳定发展必须从以下几方面入手：第一，调整固定资产投资结构，加大企业生产设备性投资，扩大企业生产规模，为社会提供更多的物品和服务。首先，合理规划公共基础设施建设，防止重复投资，减少盲目投资，降低对资金的占用率；其次，控制房地产建设规模，加强对资金流向房地产市场的管制；最后，根据国家产业结构调整目标，加大对生产企业尤其是中小生产企业的资金扶持，尤其是制定合理的贷款优惠政策，满足生产企业扩大规模对资金的需求。第二，调整投资消费比例，扩大经济产出用于居民消费部分。主要是提高居民收入水平，合理调整国民经济初次分配，加大再分配力度，尤其是健全并完善工资管理制度，减轻企业税收负担，提高职工薪酬待遇，拓宽农村居民收入渠道，积极引导农村剩余劳动力转移。第三，建立健全社会保障制度，提高社会福利水平，优化消费结构，增强居民消费信心。主要应完善养老保险、医疗保险、住房公积金制度，提高保障水平和覆盖率，降低住房、医疗、教育支出占家庭消费支出的比重，提高生活消费品支出占家庭消费支出的比重，从而避免有钱不敢花现象。
参考文献：
［1］ 高铁梅.计量经济分析与方法建模—eviews应用及实例［m］．北京：清华大学出版社，2009.
［2］ （美）奥利维尔•布兰查德.宏观经济学［m］．钟笑寒.译.北京：清华大学出版社，2003.
［3］ 张荣.健康投资、消费与经济增长［j］．系统工程理论与实践，2008（1）.
［4］ 杜丽群.投资与经济增长问题研究——关于李斯特投资理论的几点思考［j］．北京大学学报（哲学社会科学版），2000（3）.
［5］ 曾丽萍.投资、消费与经济增长关系的实证分析［j］．云南财贸学院学报（社会科学版），2006（1）.
［6］ 刘金全，于惠春.我国固定资产投资和经济增长之间的影响关系的实证分析［j］．统计研究，2002（1）.
［7］ 王天营.我国固定资产投资对经济增长的滞后影响研究［j］．经济问题，2004（12）.
固定资产投资增长率范文第2篇
论文关键词：湖北省，GDP，固定资产投资
一、湖北省GDP和固定资产投资的基本情况
1、全省GDP总量和固定资产投资快速增长
1995-2007年，湖北省GDP从2109.38亿元增长到9230.68亿元，年增长率达13.2%；固定资产投资从1995年的785.09亿元快速增长到2007年的4330.40亿元，年均增速接近15.52%，成为推动全省经济持续发展的重要力量。
表1：1995-2007湖北省GDP与固定资产投资(单位：亿元)
年份
GDP
固定资产投资
2001
3880.53
1486.55
1995
2109.38
785.09
2002
4212.82
1605.06
1996
2499.77
935.22
2003
4757.45
1809.45
1997
2856.47
1023.50
2004
5633.24
2264.80
1998
3114.02
1156.76
2005
6520.14
2676.60
1999
3229.29
1239.14
2006
7581.32
3343.50
2000
3545.39
1339.20
2007
9230.68
4330.40
表2：1996-2007湖北省GDP与固定资产投资年增长率
年份
GDP增长率
固定资产年增长率
2002
8.56%
7.97%
1996
18.51%
19.12%
2003
12.93%
12.73%
1997
14.27%
9.44%
2004
18.41%
25.17%
1998
9.02%
13.02%
2005
15.74%
18.18%
1999
3.70%
7.12%
2006
16.28%
24.92%
2000
9.79%
8.07%
2007
21.76%
29.52%
2001
9.45%
11.00%
2、经济增长与固定资产投资增长的变化关系
从图中我们可以看到，固定资产投资增速的波动是影响宏观经济周期波动的一个直接的、物质性的主导因素，固定资产投资也成为经济周期波动的物质基础，又是诱发经济波动的主要因素。此外，经济增长曲线与固定资产投资增长曲线具有明显“时滞效应”，经济增长相对于固定资产投资的变动存在一定的滞后效应，滞后期大约为1-2年。
图1 湖北省GDP与固定资产投资增长速度
二、相关性分析和因果关系检验
1、相关性分析
相关分析是对变量之间的相关关系的分析，其主要目标是考察变量之间是否存在内在依存关系杂志网，并做出符合实际的判断。如果变量间的相关程度很高，还可以通过绘制散点图判断因变量和自变量之间有无明显线性关系。
从湖北省GDP总量和固定资产投资相关性的散点图（图2）可见，多数年份的散点都分布在一条直线附近，可以基本判定GDP总量和固定资产投资之间存在着较强的线性相关。
图2GDP总量和固定资产投资相关性的散点图
对于两者之间是否存在明确的因果关系必须通过相关检验获得，本文运用格兰杰因果关系检验法等方法对1995-2007年GDP与固定资产投资之间的关系进行深入分析。
2、因果关系检验
(1) 数据与变量
为了消除时间序列数据异方差性，对固定资产投资和国内生产总值进行自然对数变换，分别用LnFI和LnGDP表示取自然对数以后的固定资产投资和国内生产总值。
(2) 单位根检验与协整分析
由于时间序列数据往往存在非平稳性，直接对两个非平稳的时间序列进行回归，可能引起伪回归，因此有必要对数据进行平稳性检验。检查序列平稳性的标准方法是单位根检验，在这里采取的检验方法是ADF检验，滞后阶数的选择由AIC准则决定。
表3 ADF检验结果
变量
检验类型
ADF
临界值
结论
LnGDP
(c，t，3)
3.274963
-3.2127(5%)
非平稳
LnFI
(c，t，1)
2.861689
-3.1449(5%)
非平稳
DLnGDP
(c，t，4)
-3.780768
-3.4033(5%)
平稳
DLnFI
(c，t，3)
-4.299737
-3.6122(5%)
平稳
注：本表中检验结果采用Eviews软件计算得到，其中，检验形式中的C、T、K分别表示单位根检验方程中是否包括常数项、时间趋势和滞后阶数。
从表3可以看出LnGDP和LnIFA的ADF值均大于5%显著性水平的临界值，表现为非平稳，而对LnGDP和LnIFA分别进行一阶差分后的DLnGDP和DLnIFA则通过了检验，因此可以认为LnGDP和LnIFA两者均为1阶单整向量。现在在单位根检验的基础上，检验固定资产投资与国内生产总值之间是否具有协整关系。
首先对LnGDP和LnFI进行最小二乘法估计，结果如下：
LnGDP＝1.946746+0.863484LnFI
（15.13） （49.72）
括号内为t值，再对上述方程的回归残差进行单位根检验，由于残差均值为0，所以选择无截距项，无趋势项的ADF检验，结果如下：
表4回归残差的单位根检验
ADF统计量
5%临界值
10%临界值
-2.029896
-1.974028
-1.602922
由表4可知：由上面的检验结果可以看出杂志网，ADF的统计量为-2.029896小于显著性水平0.05时的临界值-1.974028，因此可以认为估计该残差序列属于平稳序列，表明LnGDP和LnFI有协整关系，也就是说湖北省固定资产投资和国内生产总值序列之间存在长期稳定的关系，回归系数0.863484表明固定资产投资增加1%，GDP总值增加约0.863484，从回归系数看固定资产投资对GDP增长的影响很显著。
(3) 误差修正模型
检验结果表明，湖北省固定资产投资和经济增长之间存在着长期稳定的均衡关系，但是变量的这种长期均衡与其短期波动之问的关系，还需要进一步研究。因此在协整分析的基础上建立固定资产投资与经济增长之间的误差修正模型：
LnGDP=0.025080+0.679490LnFI-0.307375Ut-1
(5.292946) (0.975624)
在误差修正模型中，解释了因变量的短期波动是如何被决定的。一方面，它受到自变量短期波动的影响，另一方面取决于Ut-1。由上式可见，短期内固定资产投资总额变动1％，将引起国内生产总值同方向变动0.679490％；误差修正(Ut-1)的系数反映了对偏离长期均衡的调整力度，弹性为-0.307375%。从该模型可以看出，上一年度偏离均衡的误差以-0.307375%的比率对本年度的LnGDP作出反向修正，这一调整系数说明湖北经济增长与固定资产投资之间存在明显的动态均衡机制。
(4)Ganger因果检验
Ganger因果检验实际是考察相互关联的两个变量之间在时间上的先导-滞后关系，对湖北省GDP和固定资产投资进行Ganger因果关系检验结果如下：
表5 因果关系检验结果
滞后期
原假设
观测值
F值
P值
结论
1
固定资产投资不是GDP的Ganger原因
12
4.13578
0.0725
拒绝
GDP不是固定资产投资的Ganger原因
2.16950
0.1749
不拒绝
滞后期选取考虑了投资完成所需时间和SIC指标。由表可知：对于固定资产投资不是GDP原因的原假设，P值为0.0725，表明在95%的置信条件下可以认为固定资产投资是GDP的Ganger原因；对于GDP不是固定资产投资原因的原假设，P值为0.1749，不能拒绝原假设。这表明湖北省的固定资产投资是经济增长的显著原因，而经济增长对固定资产投资增长的作用不显著杂志网，固定资产投资和GDP增长之间只存在单向因果关系。由此，可以得出结论，固定资产投资的增加或减少必然会引起GDP的增加或减少，而GDP的变化对固定资产投资的变化没有直接因果关系。
三、结 语
如上所述，固定资产投资的增长固然能够带动GDP的增长，但如果不顾客观可能，一味盲目地追求固定资产投资规模的扩大，则由此所带来的GDP的增长可能以破坏环境、浪费资源为代价，还可能造成国民经济的严重失调，是不可取的。GDP虽然是考察经济增长的主要指标，但并不是唯一的指标，比GDP增长更为重要的是社会的全面进步和人民福利的不断改善。时下愈演愈烈的房地产热其实也从某个侧面反映出某些地方政府仍然存在GDP崇拜和难以克制的投资冲动，显然，这是与建设“两型”社会的目标背道而驰的。为了经济社会的可持续发展，固定资产投资应更加注重结构的优化和效益的提高。
固定资产投资增长率范文第3篇
关键词：国债投资；经济效应；绩效评价
一、引言
1998年以来通货紧缩成为中国经济发展中的一个突出问题。通货紧缩直接导致投资不振，消费不旺，经济增长减慢，失业上升等一系列问题的产生。激活内需与结构调整已经成为中国经济当前面临最大的难题。1998年中国财政政策的启动打破了长期以来在“倒逼机制”下形成的过度依赖银行信用扩张来支撑经济增长的模式，使得以国债政策为核心的财政政策首次在严峻的挑战面前担当起了拉动经济的主力军。一般认为财政主体进入市场存在着支出效率不高、供给结构不合理以及对民间投资产生挤出效应等弊端。因此，如何评价国债绩效就显得十分必要了。多马投资双重效应理论认为，投资不仅可以增加有效需求（投资产生的收入效应或需求效应），同时也能增加资本存量（投资产生的能力效应和供给效应），提高生产能力，加速经济增长。哈罗德—多马经济增长模型指出，在高储蓄率的基础上，为保证增长率接近自然增长率，必须提高边际资本系数。假定各部门资本系数保持不变，那么提高资本系数的唯一办法就是提高资本系数高的部门在资本分配结构中的比重。从中国近几年的实际情况来分析，各部门资本系数高低依次为：出口部门＞政府部门＞民间部门。但在出口不景气的条件下，提高出口部门在资本分配结构中的比重显然无助于整个宏观经济资本系数的提升。因此，增加政府部门在资本结构中的分配比例就成为必然的选择。
二、中国国债减税性和生产性特征分析
国债能否产生拉动效应主要由3个因素决定：财政支出是否具有生产性；投资函数的形式；资产替代性如何。中国发行的国债基本上属于减税国债。据统计，1978－1991年国企留利额年均递增33.5％，同期国债余额年均递增33％。减税有利于降低资本成本，刺激企业的投资。假如因发债而引起市场利率上升时，也未必会真正引发投资下降。格鲁斯曼（Grossman，1972）和巴罗（Barro，197Q等认为，虽然发债短期内会导致市场利率上扬，通过投资函数I（r，Y）使投资I下降，但发债引起的国民收入Y的上升却可以拉动投资I增长。因此，即使在市场利率上升的情况下，投资的最终增减取决于两种力量的相对强弱。中国民间利率的低弹性和经济的高成长都决定了债务融资所产生的是正的拉动效应。目前，中国资本市场发展不完善，有价证券市场风险极大，居民金融资产结构单一，证券类型的资产所占的比重较低，其资产组合调整的余地不大。根据2000年第一季度央行对全国城乡储户所作的问卷调查表明，储蓄仍是居民金融资产的主要形式，居民选择意愿中储蓄占70.2％，国债8.3％，股票仅为7.6％。此外，随着货币增长率的上升，广义货币和GNP的比率在下降的现象也说明中国家庭的金融资产结构非常单一。降息和开征利息税虽然降低了储蓄收益，但中国居民储蓄资产仍然保持着较低的利率弹性。另一方面也说明，居民金融资产多元化进程较慢，市场缺少被居民广泛接受的安全投资工具。因此低风险的公债发行产生拉动效应的可能性相当大。新凯恩斯模型（Benavie，1976）和新古典模型（Park，1973）研究也证明具有资本性的财政赤字并不会产生挤出效应。格鲁斯曼和卢卡斯（GrossmanandLucas，1974）亦证明生产性财政支出影响生产潜能。因此，判断国债是否产生拉动效应的关键之一就在于研判中国国债资金是否具有生产性。中国国债从性质上可分为赤字国债和建设国债两大类。赤字国债主要用于平衡财政收支。理论表明，赤字支出对社会需求的贡献程度要大于财政盈余下的政府支出。因为赤字支出是没有财政收入支撑的政府支出，它对社会总需求的贡献率是100％。而有财政收人支撑的政府支出对社会总需求的贡献，只是把居民收入转化为财政收入时，居民原本用于储蓄的收入部分才转化为政府投资，所以后者对社会总需求的贡献率取决于社会平均储蓄倾向。建设性国债绝大多数用于基础设施和公共物品的支出，对经济的拉动作用更为直接。从1995年国债支出结构来看，在3300亿元国债余额中，约2650亿元即占国债总余额的80.30％的国债投向财政性建设领域，占国家预算内直接安排的固定资产投资5380亿元的49.25％。由此可见，中国国债支出结构具有典型的生产性特点。
国债用于扩大总需求的途径包括：（1）政府购买支出（投资支出或消费支出）直接形成现实总需求；（2）通过转移支付影响不同消费倾向的群体的可支配收入，来提高总体（高低收入群体）边际消费倾向。即可述为c＝c1y1＋c2Y2，其中：c1＜C2，y1＞y2，c1、c2表示高收入与低收入群体的平均消费倾向。两条途径的乘数不同因而影响效应也不同，转移支出是通过y2cAD，其乘数为b／（1－b）（1－t）（b为边际消费倾向，t为税率，0＜b＜1，0＜t＜1）。政府购买支出乘数为1／（1－b）（1－t），将直接形成生产能力。因此，途径（1）的扩张效应大于途径（2）的扩张效应。所以中国国债的建设属性对国债经济效应的发挥十分有利。
三、对若干领域国债投资绩效的实证研究
（一）国债与固定资产投资增长的相关性和趋势性分析
在影响经济增长波动的因素中除了经济体制、经济结构调整、宏观经济政策等外，投资始终是影响经济增长波动的重要因素之一。90年代“投资主导型”经济增长模式取代了80年代“超前消费”主导型经济增长模式。投资对经济增长影响力和贡献率的增速开始大于消费对经济增长的影响力和贡献率。研究证明，在影响中国国民经济增长的诸多因素中，资本因素始终是第一位的。1952－1978年间，其贡献份额为58.36％；1979－1995年间为40.40％。资本投入的增速与GDP的增长存在着明显的正相关性。参照国际上的经验，情形也大致如此。1979－1997年间中国总投资与实际GDP增长率相关系数为0.68，与名义GDP增长率相关系数为0.85.固定资产投资在总投资中又占据着重要的地位。固定资产投资实际增长率与GDP实际增长率间的相关性已经由1978－1990年的0.628上升到1991－1997年的0.891.1989年投资仅下降343.4亿元，总需求减少达1000亿元，GDP比1988年下降7.2个百分点。由此可见，固定资产投资对中国经济增长起着举足轻重的作用，固定资产投资的先期快速增长往往是经济实现快速增长的重要先决条件之一。通过对1982－1996年间固定资产投资与GDP增长关系的实证分析也可见一斑。1982－1988年和1991－1996年两次经济的高速增长均是在固定资产投资率先增长之后出现的。1982－1988年，GDP的平均增长速度为11.4％。而固定资产投资在1982年就率先启动，当年现价固定资产投资增长21.8％，可比价固定资产投资增长13.6％，分别比上一年现价及不变价的固定资产投资增幅高19和8个百分点。1991－1996年可比价固定资产投资增幅高达19.2％，高出同期GDP增幅7.2个百分点。长期以来形成的信贷依赖型经济增长模式导致中国固定资产投资与货币供应量（M2）的变化存在着明显的相关性。1984－1996年间统计数据显示，中国贷款增长率的变动基本与M2增长率变动同向。而固定资产投资增长率往往随着M2起落而变化。1989年M2增长率减至18％，固定资产投资增长率一下跌为7.2％；随后各年的M2增长率从27.29％一直攀升到37.3％，固定资产投资增长率也直线上升到1993年的最高水平61.8％。1995年开始，M2下降到30％的水平，固定资产投资增长率也随之递减。从1997年到现在，投资增长率持续低于15％，1997年至1999年全社会固定资产增长率分别为8.8％、13.9％、5.8％。其中非国有经济部门固定资产投资则呈负增长态势。这种状况是与中国当前的经济结构大调整和保持国民经济持续增长后劲的要求都是不相适应的。
国债在全社会固定资产投资中占据着重要位置，是固定资产投资的主要支撑力量。固定资产投资与货币量之间的相关性进一步强化了国债在固定资产投资中的重要地位。从1982－1997年数据的相关性检验结果来看，国债发行增长与固定资产增长存在着较高的相关性。在此期间，1984、1989年的实际固定资产增长大幅回落均与该年度国债发行额减少有着直接或间接的关系。从两者比率总体变化趋势来看（扣除1984，1983年外），国债对实际固定资产投资增长的贡献率（国债发行增长额÷实际固定资产投资增长额×100％）基本上经历了一个由大到小，而后趋于稳定的过程。
（二）国债投资平抑经济波动的福利绩效分析
世界各国的经济发展史证明，剧烈的经济波动将极大地降低经济增长的总体绩效和社会总福利。短期超速的经济增长的往往被随之而来的低速和负增长所带来的痛苦所抵消。经济增长的巨幅波动破坏了经济长期稳定增长的内在机制，加剧了宏观经济的潜在运行风险。据统计，1953年以来，中国经济周期中曾发生8次大波动。波动频率高达3－6年；波动幅度前7次最高曾达66.1％，最低8.4％，平均22.6％。部分时候波动幅度甚至高于美国30年代经济危机时的波幅。1960－1989年中国经济波动系数是美日等国的2－3倍，是世界平均水平的4.2倍。经济增长的平衡性对于经济绩效的提高十分有利。彼得·林德特和直尔斯·金德尔伯格（1985）曾指出：“价格稳定是一种明显的净利益”。布坎南也认为，积极的财政介入可以减低过度非均衡，也同样有利于福利的提高。运用国债减缓经济周期性波动的幅度还有利于全民福利的增加。从统计数据中可以明显看出，国债的发行促进了经济的平衡增长，对消除经济剧烈波动起到一定的作用。随着经济的发展和国债规模的扩大，中国经济周期性波动的性质已经发生本质改变，由原先总量型波动转变为增长型波动。改革开放以来，国内生产总值增长速度与固定资本形成增长速度基本一致，表明中国经济周期波动在需求方面带有较明显的投资主导型特征，而在供给方面又表现为以工业为主导的特征。从国债实践来看，国债规模上升并不构成引起固定资产投资效率下降的直接或间接原因，相反，国债资金的介入有助于固定资产投资的增长。1993－1999年全社会固定资产投资增长率与GDP增长率之比分别为4.72、2.51、1.94、1.51、1.00、1.83和0.72，呈现依次下降的趋势。固定资产投资增长率与GDP增长率之比的大幅度降低，一方面说明单位投资所支持的经济增长能力大幅度提高，另一方面也说明经济增长波动与固定资产投资之间的相关性进一步提高。随着财政（国债）资金对固定资产投资介入的加深，经济增长波动幅度也日渐减小。1977－1999年经济周期波动振幅平均为7个百分点（波动振幅＝波峰水平－谷低水平），1977－1999年波动系数（波动系数＝实际经济增长偏离长期趋势的幅度／长期趋势）为0.3148，大大低于1952－1976年1.6751的水平。特别到了1994年以后，经济增长的波动收敛性日趋明显。经济周期波幅和波动系数缩小，经济运行的稳定性大为增强。经济平均扩张速度（扩张期经济波动的振幅／扩张期时间长度）为4.6％，与1981年以前相比明显减缓；平均扩张长度为2年，与改革前基本持平；同期平均收缩速度呶缩期经济波动的振幅／收缩期时间长度）为2％，平均收缩时间长度为3.5年，比改革前延长了0.9年。
（三）国债对技改投资增长的贡献性分析
经济结构的优化调整和升级都离不开技术进步与技术改造。利用国债投资对关系到实体经济长远发展的技术装备工业和高科技产业的投资需求进行扶持，将十分有利于把财政政策的短期和中长期效应有机结合起来，促进国民经济持续发展。90年代以来，技改投资由1993年的50.31％回落到1997年8.25％，1999年甚至回落到1.1％的水平，并且增幅持续下降的趋势一直未得到扭转。1998年开始为扭转技改投资下滑的局面，财政部陆续在国债中安排了国债技改项目资金，从实践结果来看成效十分显著。1998年90亿元的国债贴息技改贷款，据测算，拉动约1000亿元的企业技改投资；1999年90亿元的技改贴息国债使2000年第一季度技术更新改造投资增长了15.8％，全年带动1800亿元技改投入；2000年4月财政部再次宣布在新发行的1000亿元国债中安排90亿元的技改贴息国债。2000年约880个技改项目得到银行贴息，累计投资达2400多亿元。从技改资金来源构成分析，与国债技改投资的增长相反，自筹资金以及利用外资占技改资金来源的比重出现下降。据统计，2000年1至6月，占企业技改资金来源2／3的自筹资金虽然增长22.8％，但其占全部资金来源的比重却由1999年同期的70.8％下降为66.1％。利用外资技改资金增幅下降15.6％，其占全部资金来源的比重也从去年同期的5％下降为3.2％。自筹资金以及利用外资所占比重的下降将会构成技改投资稳定增长的制约因素。由此可见，国债在技改投资增长中起着举足轻重的作用。2000年1至6月全国技术改造完成投资1399.74亿元，比1999年同期增长22.9％，远远高于1999年全年1.1％的水平，也超过“九五”前4年1－6月技改投资增长最大的1997年15％的水平。技改投资的增幅远远超过了同期其它投资项目的增长（如基建投资完成4188.81亿元，增长6.6％；房地产开发完成投资1622.60亿元，增长22.4％）。
国债技改投资还带动了银行、企业相关配套技改资金的投入。2000年1－6月，工行在基础设施和国债技改项目等固定资产投资方面发放的项目贷款已累计达540亿，比1999年同期增长47％，其中投向公路、电力、城建等基础设施262亿元，占49％，投向企业技术改造和高新技术产业化项目278亿元，占51％。受理国债贴息技改、高新技术产业化和城建项目635个，贷款需求730多亿元；承贷项目440个，贷款额430亿元，其中，承贷的国债技改项目占全部国债技改项目的70％以上。截至2000年底，财政已累计投入195亿元国债资金用于企业技术改造贴息，安排重点技术改造国债资金项目880项，拉动技改投资2400亿元（其中贷款1459亿元），国债贴息资金的拉动效应达到1：12.这对中国产业升级和重点行业结构调整将起到重要作用。
（四）国债投资的经济增长绩效分析
改革以来经济增长的历程充分证明了，国债特别是投资性支出的增支国债对经济增长起着十分显著的作用。通过国债投资与GDP增长之间关系的计量分析也可证明一点。从1981－1999年间国债与GDP增量的回归模型可以看出，通货膨胀率和居民储蓄余额对GDP增长的贡献均表现为负相关性，这也从一个侧面说明，居民储蓄余额的增长将间接导致民间投资增长下降。因此，适当降低居民储蓄余额，引导其进入投资领域，将有利于经济增长。货币供应量M0和国债发行额对GDP的增长起到正促进作用，其中每增加6.789个单位的国债发行额可带动GDP增长1个单位，即国债投资对GDP净增量的贡献率高达14.47％。
固定资产投资增长率范文第4篇
关键词：产业结构；固定资产投资结构；灰色关联分析；优化
现代经济增长方式本质上是以产业结构变动为核心的增长模式，产业结构合不合理，直接影响着经济发展的速度与质量。而合理的产业结构需要合理的投资结构来撑托，可以说，一个国家或地区的投资结构塑造了其特有的产业结构。投资结构合理与否，对整个经济结构的合理化和形成良性循环有着重大而深刻的影响。
国内很多学者对产业结构和固定资产投资结构进行了研究，取得了丰硕的成果。但他们的研究大都是用计量经济学的方法研究固定资产投资结构对经济增长的影响，对固定资产投资结构与产业结构的关系从理论层面上进行描述的比较多。针对甘肃省固定资产投资规模偏小，投资结构不够合理的问题，本文通过对甘肃省固定资产投资对国民生产总值及三次产业增加值的灰色关联度分析，定量地探究固定投资结构与产业结构的内在联系，以期对优化固定资产投资结构，促进产业结构合理化转变作一些有益的补充。
一、甘肃固定投资结构和产业结构的现状分析
（一）投资结构现状
经历了十年西部大开发，甘肃固定资产投资从2000年的441.35亿元增加到2009年的2479.60亿元，按可比价格计算，年均增长率为17.67%，其中：第一产业固定资产投资年均增长率为19.92%，第二产业年均增长率23.03%，第三产业年均增长率13.66%。图1反映了2000-2009年甘肃三次产业固定资产投资比重的变化趋势：第一产业投资比重比较平稳，第二产业投资比重显著上升，第三产业投资比重则成逐年下降的趋势，到了2008年的时候，第二产业的投资比重已超过第三产业的投资比重，且有继续拉大的趋势。
（二）产业结构现状
由于产业投资结构决定产业结构，2000年以来，对第二产业的投资倾斜对全社会产业结构的变动产生了很大的拉动作用。
从产出的绝对值来看，甘肃省生产总值由2000年的1052.88亿元增长到2009年的3387.56亿元，按可比价格计算，年均增长率为10.88%，其中：第一产业年均增长率为5.78%；第二产业年均增长率为11.90%；第三产业年均增长率为11.76%，第二产业的增长速度最快。图2反映了2000-2009年甘肃三次产业增加值比重的变化，2004年开始，第二产业增加值比重显著上升，在2007年达到最大，之后缓慢下降。第一产业增加值比重显著下降。第三产业增加值比重则经历了缓慢下降和缓慢上升的过程。总体来看，甘肃省产业结构逐渐形成了“二、三、一”的格局。
二、灰色关联分析基本原理及实证分析
（一）基本原理
灰色关联度分析的基本思想是对一个发展变化着的系统，进行发展态势的量化比较分析，发展态势的量化比较，就是对各时间序列几何关系的比较。几何曲线形状越接近，相关序列之间的关联度越大，反之就越小。
根据空间理论这一数学基础，按照规范性、偶对称性、整体性和接近性这四条原则，灰色系统理论确立了参考数列x0与若干比较数列xi之间在各个时刻的关联系数：
ζ0i（k）=■
其中：ρ为分辨系数，其作用在于提高关联系数之间的差异显著性，ρ∈（0，1）通常取0.5。
因为关联系数是比较数列与参考数列在各个时刻（即曲线上各点）的关联程度值，信息过于分散，不便于进行整体性比较，为此有必要把这一分散的信息集中起来再做平均处理，便得到比较数列xi对参考数列x0的关联度：
r0i=■■ζ0i（k）
关联度越大，说明两个序列的几何曲线形状相似性越大，也就是说一个因素对另外一个因素的影响越显著。
在复杂的系统中，如果比较数列是多个，参考数列也是多个，各个比较数列可先分别对某一参考数列进行关联分析，得出关联度，从而建立关联度矩阵，对系统进行因素分析。
（二）实证分析
本文数据选自2001-2010年甘肃省统计年鉴，以2000-2009年甘肃省GDP、第一产业增加值、第二产业增加值、第三产业增加值作为参考数列，以第一产业固定资产投资额、第二产业固定资产投资额、第三产业固定资产投资额为比较数列，算出关联度矩阵并整理成表，如表1所示。
关联度系数表中的各行表明了甘肃省某个产业投资对各个产业增加值的关联度，行和表示三次产业固定资产投资对三次产业增加值的综合关联度，其数值越大，表明对经济发展的影响越显著。第三产业投资对各产业增加值的综合关联度为2.7686，数值最大，说明第三产业固定资产投资对经济发展的影响最大，可以通过扩大第三产业投资的规模来实现经济的更快发展。第二产业固定资产投资对各产业增加值的综合关联度最低，为2.2348，表明第二产业固定资产投资对经济发展的影响不显著，也反映了第二产业的投资效率不高。
关联度系数表中的各列表明了甘肃省某个产业增加值对各个产业投资的关联度。各列的列和表明某个产业增加值对三次产业固定资产投资的综合关联度，其数值越小，说明用越少的投资就能得到满意的产值，该产业就越有发展潜力。第一产业增加值对各产业投资的综合关联度为2.4245，数值最小，说明甘肃省第一产业是具有较大发展潜力的产业，需要稳步发展。第二产业增加值对各产业投资的综合关联度为2.4949，数值最大，说明甘肃省第二产业的发展对投资的依赖性最大。
（三）结果分析
下文对每一个产业进行详细的分析，试图找出其中的问题，并提出一些有益的建议。
第三产业固定资产投资对各产业增加值的综合关联度为2.7686，数值最大，表明发展第三产业对经济发展的影响具有显著的效果。而且第三产业投资对第一、二产业增加值的综合关联度也都大于第一、二产业投资对其他产业增加值的关联度，表明第三产业的发展对第一、二产业有很好的带动作用。所以在资金允许的情况下，扩大第三产业的投资规模对产业结构的优化有很大的拉动作用，更能促进经济的快速发展。但是相对第一产业来说，第三产业的发展对投资依赖性较大，这也反映了第三产业内部投资结构一些问题。从第三产业内部投资结构看，第三产业的投资偏重于低技术方向、技术密集度不高的传统服务业。以2008年为例，甘肃省2008年交通运输、仓储和邮政业所占第三产业的投资比重为13.6%，批发零售业及传统的住宿餐饮业总投资的比重达到6.3%；而那些具有竞争力的、高技术密集的部门则未达到应有的投资比例和发展水平，如2008年对金融业的投资所占第三产业的投资比重仅为0.1%，教育、文化体育及娱乐业总投资比重也只达到5.4%，可见第三产业内部投资结构还不够合理。因此，在稳步扩大第三产业投资规模的同时，要积极引导第三产业的投资方向，使资金向着具有竞争力、高技术密集的部门转移，以促进第三产业的优质发展。
第二产业固定资产投资对各产业增加值的综合关联度为2.2348，数值最小，可见第二产业固定资产投资对经济发展的影响并不显著，反映出第二产业的投资效率还不够高。另外，第二产业增加值对投资的综合关联度为2.4949，数值最大，表明第二产业的发展对投资的依赖性最大。长期以来，甘肃始终着重的是以资源开发为主的原材料生产工业，这样一种工业模式对投资的依赖性较大。而且第二产业的最终产品大都为粗放型的初级产品，深加工的广度和深度差，产业链条短，这是第二产业投资效率不高、发展缓慢的最主要原因。随着自然资源的日益减少，以资源开发为主的原材料生产工业道路必将越走越窄。因此，在控制第二产业固定资产投资规模的同时，要积极引导投资朝着新兴工业方向流动、改善投资质量，同时要延长和加深产业链条，提高工业品的附加值，提高投资效益。
甘肃省是一个农业大省，河西走廊是我国粮食主产区之一，作为第一产业的主体农业，在国民经济中具有基础和保障作用，必须保证其稳定发展。但是甘肃省对第一产业的绝对投资总量还是偏小的，其占总固定资产投资的比例很小，这不利于农业的发展。甘肃农业的固定资产投资对产出的综合关联度为2.3993，大于第二产业投资对产出的综合关联度，即发展第一产业对甘肃经济的发展有较显著的影响。而且，第一产业增加值对投资的关联度为2.4245，数值最小，反映出第一产业的发展对投资的依赖性最小，第一产业的发展潜力很大。因此，稳步提高对第一产业的投资，对甘肃经济发展具有重要的意义。
三、结论
通过对甘肃省固定资产投资结构和产业结构的灰色关联分析，第一产业固定资产投资对总产出的关联度较大，而且考虑到甘肃省农业化发展水平不高的现状，我们认为第一产业要稳健发展，应稳步扩大第一产业的投资规模。第二产业虽然发展显著，但是这是以大量的投资消耗为代价的，甘肃第二产业投资对其他产业增加值的影响最小，也表明了第二产业发展相对独立，第二产业未能发挥应有的“辐射效应”，对其他产业的发展也未起到应有的拉动作用。而且甘肃重工业偏重，使得能源消耗比较高，污染物排放过大，甘肃省的环境面临很大的压力，所以要控制对第二产业的投资规模，积极调整第二产业内部的投资结构，还要对第二产业的产品进行深加工，延长产业链条，提高第二产业的投资效益。
第三产业投资对经济发展的影响最显著，而且对第一、二产业的发展起到了积极的带头作用，所以应扩大第三产业的投资规模。但是我们也要看到第三产业对投资的依赖性还较大，第三产业内部对“高、精、尖”部门的投资比重非常小，因此，要引导第三产业的投资从传统服务业向着具有竞争力、高技术密集的部门转移。
参考文献：
1.邓聚龙.灰色系统教程[M].华中理工大学出版社,1990.
2.甘肃年鉴编委会.甘肃统计年鉴[M].中国统计出版社,2001-2010.
3.王秋红,耿小娟.甘肃产业结构的演变及其特征分析[J].商业时代,2010(26).
4.潘克定.扬州市投资结构对产业结构的影响分析[J].北方经济,2009(8).
5.张鹏,陈杰.重庆市产业投资结构灰色关联分析与优化对策[J].重庆大学学报,2005(11).
6.范德成,刘希送.产业投资结构与产业结构的关系分析[J].学术交流,2003(1).
7.张丽峰.中国产业投资结构与产业结构的协整分析[J].工业技术经济,2006(1).
8.李杰.中国投资产业结构的偏差及其调整[J].经济学家,2002(1).
固定资产投资增长率范文第5篇
一、浦东、滨海新区社会经济指标增长趋势分析
（一）新区人口集聚速度分析
浦东作为最早成立的国家级新区，在中央和各省市政府的支持下，人口集聚效应快速显现。1990年浦东新区成立之初人口仅133万，2010年常住人口达到505万，每年保持6.86%的速度增长。浦东新区人口集聚呈现3个增长阶段：1990年到2000年，常住人口由133万增加到240万，每年增加10万人；2000年到2008年，浦东新区人口由240万增加到306万，每年增加8.25万人，人口的增长速度趋缓；2009年至今，南汇区并入浦东新区，浦东新区人口由2008年的306万，激增到504万（见图1）。
浦东新区人口占全市的比重由1990年的10%上升到2010年的21.9%，比重稳步提高。从人口增长速度来看，浦东新区人口集聚在前两个10年呈现两种趋势：在第一个10年，新区人口集聚速度明显快于全市，全市常住人口年增长率为2.77%，浦东新区人口年增长率为6.86%，比全市约快4个百分点；在第二个10年，新区与全市的人口增速基本持平。
（二）主要经济指标增长速度分析
1.新区GDP指标变动趋势分析
从1990年到2010年，浦东新区GDP年均增长率为17.58%，基本上保持5年翻一番的速度增长。1995年，浦东新区GDP为414.65亿元，到2000年GDP增加到920.63亿元；2010年GDP增加到4708亿元。从GDP占全市的比重来看，浦东新区GDP占全市的比重从2004年到2008年都维持在22%左右，为上海市经济总量的1/5强。2009年南汇区并入浦东新区后，浦东新区GDP占全市的比重由2008年的22.4%上升到26.6%，提升了5个百分点。
从经济贡献上来看，浦东新区的发展为上海市的经济发展提供了一个强大的增长点，对上海经济的带动作用日益明显。2004年以后浦东新区的增长速度相对比较平稳，年增长率维持在15%左右，略低于浦东新区刚成立的前10年。浦东新区近6年（2006-2010）GDP保持了年均17%的增长速度，上海市全市GDP的增长率近6年保持在13%。2009年南汇区并入浦东新区后，整个新区GDP的增长有所提升，南汇区的并入推动浦东新区进入新的快速增长阶段（见图2）。
与浦东新区相比，滨海新区GDP的增长率在2005年之前低于浦东新区，而在此后增长速度快于浦东新区。从两个新区的GDP增长速度来看，前10年GDP的增长速度呈现快速上升的趋势，经过10年的发展GDP增长进入平稳期。
2.新区固定资产投资指标分析
固定资产投资是反映区域经济活跃程度的最重要指标，可以通过这一指标观测新区不同阶段的投资活动趋势和规律。新区建设初期通常是基础设施和房地产投资的高峰期，其波动程度也比较大。从固定资产的投资规模来看，1990年浦东新区固定资产投资仅14亿元，到2010年高达1432亿元，是1990年的101倍，保持了每年26.67%的增长速度。从固定资产投资的增长率比来看，新区固定资产投资的增长速度在前10年（1990-2000）要显著快于全市，政策驱动效应明显。随着新区建设进入成熟阶段，固定资产投资的增长率与全市处于同一水平，但波动较大。
与浦东新区相比，滨海新区的固定资产投资增速要远远快于浦东新区。2003年浦东新区的固定资产增长速度要快于滨海新区，而从2004年到2009年，浦东新区的固定资产投资额都远远低于滨海新区，从图3可以较为清楚地看出这一趋势。2009年南汇区并入后，固定资产投资的速度得到提升，2010年浦东新区固定资产投资的增长速度超过滨海新区。
3.房地产投资额
新区的发展离不开房地产的开发与投资，1995年浦东新区的房地产投资仅有18.26亿元，到2010年房地产投资额高达555.74亿元，增长了30倍，年平均增长率为25%。从1995年到2000年，浦东新区房地产投资额处于平稳增长阶段，而从2000年以后，呈现跨越式增长。房地产投资额占全市的比重始终都维持在1/5左 右。
从图4可以看出，2005年开始滨海新区的房地产投资额增长率要高于浦东新区。滨海新区房地产投资额的增长率在2007年高达34%，而2008年之前浦东新区几乎维持在同一水平，其中2005年、2006年增长比同期还有所下降，2009年以来南汇区的并入显著带动了浦东新区房地产投资额的增长。
（三）新区的经济带动效应
