固定资产投资效果分析
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固定资产投资效果分析范文第1篇
关键词：加强 固定资产 投资审计 途径研究
一、固定资产投资审计的内容及基本要求
固定资产投资审计对象不能单纯地说成是建设单位，它是指固定资产投资建设的技术经济过程，在这个建设过程中，涉及到众多的参与部门和单位，如建设单位，施工单位、设计单位、金融部门、建设单位的主管部门等，上述所有单位在建设与建设管理过程中所做的每一项工作，都是审计的对象或客体。固定资产投资审计的中心任务是保证党和国家制订的有关投资建设的方针政策、法律法规、财经纪律的贯彻与执行，检测稽核各部门、各地区执行建设五年计划和年度计划的情况及结果，积极参与投资宏观调控，完善投资体系，调整投资结构，减少投资浪费，提高投资效益。从固定资产投资建设的程序上看有前期审计、在建期审计和竣工后审计三大部分；从固定资产投资审查计的范围上看有基本建设投资审计、技术改造投资审计和其他投资审计等主要部分；从审计的专业特征上看又包括投资建设技术审计、财务审计、经济审计及管理审计等内容。
二、加强固定资产投资审计途径探索
（一）加强固定资产投资效益审计
固定资产投资效益审计依据一般是其预期目标，对其实施动态和静态、价值量和实物量、定量和定性、微观和宏观等不同分析方法进行结合使用，从而对其投资的效率性、效果性以及经济性进行合理评价。其中投资效率性则主要是对其工程进度、损失浪费以及资金使用等情况上的审计；投资经济性则就是对工程招投标、价款结算以及合同履行等情况的审计；投资效果性则主要是指其投资决策、投资使用以及建设规模等方面所实施的审计。
在效益方面，要特别注重环境效益。充分考虑预防环境污染、改善环境质量、保持生态平衡等方面的环境效益审计将成为今后固定资产投资审计的一个重点。在审计的深度和广度上，要做到财务收支审计和预算执行、决算审计并重，以建设单位为主，延伸审计施工、监理等与投资活动有关的部门和单位。重点查处乱上建设项目、违反建设程序、虚假招投标、违规转包分包以及项目建设中偷工减料等违纪违规行为。
（二）对固定资产投资审计技术进行创新
审计技术的创新，有助于对审计质量进行提高，同时还能够有效的对其审计风险进行降低。随着现代社会经济市场的不断发展，我国投资主体也越来越多元化，随之其审计工作也随之复杂，人们对审计质量的要求也日益提高，因此必须要对其审计技术和方法进一步进行创新。在实施固定资产投资审计之中，通常情况下就是将其资金活动作为主线，并对其财务会计等相关资料实施检查，所实施的抽象审计通常情况下能够在内部控制测评基础上落实的也是很少的一部分。
（三）加强固定资产投资审计质量管理
就我国现有学术研究成果而言，审计质量并没有一个标准的定义，依据《中国审计大辞典》的论述，审计质量代表的是审计业务工作的总体水平，也就是说审计结果与审计目的之间的契合程度。广大学术研究者在经过系统的总结之后，认为审计质量在实际工作中指的是审计人员素质水平以及其审计过程中的总体水平。审计质量最终以审计报告的面貌出现。其最为关键的指标在于是审计工作对于提高会计报表可信度所做出的贡献。
固定资产审计质量的提高，更有助于对其审计作用进行充分发挥。其质量管理主要包括以下几点：首先要对建设项目前期的工作事项审计工作进行加强，其中包括项目决策及其可行性评估，资金来源和实施效果分析等等，其全部都是在工程前期必须要实施审计的内容，对其工程质量具有直接影响；其次要加强工程建设的全过程审计，以能够对工程进度和质量实施有效控制，实施事前、事中以及事后的全过程审计监督；最后还要对其审计资源实施整合，以能够对审计工作的整体效能进行有效的发挥。其中在专业审计人员素质方面需要进行加强培训，以能够增加其审计资源，同时由于其培训周期过长，可以对其社会审计力量进行充分应用，实现外部审计和内部审计的综合使用，对其审计资源实施整合发展，从而更加有助于对其审计质量进行提高，充分的对其审计整体效能进行发挥。
（四）提高固定资产投资审计人员综合素质
鉴于审计工作的艰巨与特殊性，因而必须要进一步提高审计人员素质和加强审计队伍建设。一方面，在固定资产审计工作特点充分结合下，构建一支比较精通固定资产审计工作的队伍，并进一步培养他们在财务管理及法律税收等方面的能力，尤其要注重审计组长的选择；另一方面还应加快对固定资产审计知识结构的更新，要求企业经济责任审计人员需要具备专业的审计知识及较高的宏观判断与思维分析能力，并通过多方面培训，强化审计人员的财会税收法律及科学决策等方面的知识。
三、结语
综上所述，固定资产投资审计的加强，不但能够促进工程项目投资成本的有效控制管理，同时还能够对其工程质量和经济效益进行提升，因此加强固定资产投资审计具有重要实施意义。关于其具体加强途径则就集中在加强固定资产投资效益审计、对固定资产投资审计技术进行创新、加强固定资产投资审计质量管理以及提高固定资产投资审计人员综合素质之上，关于这几点途径的有效实施，还需要广大审计人员以及审计工作研究者，不断进行探索和发现，以能够切实对固定资产投资审计质量进行提高。
参考文献：
[1]富任湘.浅谈固定资产投资审计发展中存在的问题及对策[J].现代商业，2009（14）：72-73.
固定资产投资效果分析范文第2篇
[关键词]粗放式发展；R&D创新；固定资产投资；竞争优势
[中图分类号]F270 [文献标识码]A [文章编号]1673-0461（2013）08-0014-10
一、研究背景与问题
自我国“九五”期间提出转变经济增长方式，实现企业转型升级以来，已近20年，一直面临挑战，如何提升企业核心竞争力，至今仍是困难重重（Jia，2011）。自2008年金融危机爆发后，几乎每一个国家都受到了伤害，都把加快创新促进经济增长作为后金融危机时代走出困境和萧条的重要实现手段（Hausman，et al.，2013），对我国也是非走不可的道路（历以宁，2011）。这就需要研究我国企业粗放式发展的形成机制，包括粗放式发展的特征标志，企业核心竞争力如何形成，我国粗放式投资对企业竞争力所产生的影响。通过这些研究，才能找到改进我国经济增长和企业发展的模式，实现企业可持续发展。
从历史看，在我国改革开放辉煌的30年里，固定资产投资始终作为我国政府拉动经济快速发展的有效手段，并不需要企业很高的技术研发和知识含量，就能有效地带动经济的快速增长，促成企业的快速成长。或者说这种快速的经济增长并不依赖于企业的技术进步，只需要大量固定资产的投资拉动。这种不依赖于企业技术研发与知识含量的经济增长是我国粗放式发展的重要特征和标志。要改变这种状态和粗放式发展的特征，就需要改变投资的方式，比如，增加企业员工创新教育与技术培训的投资（Tim，2011）。
那么，在这种粗放式发展的投资环境下，会对我国企业的创新行为和竞争优势产生怎样的影响？或者说政府固定资产投资行为会对企业创新投资行为产生什么影响，又如何影响企业的核心能力与竞争优势。对此，本文从宏观层面的政府固定资产投资和微观层面的企业固定资产投资两个视角，来探讨我国粗放式投资环境对企业创新投入与竞争优势影响的内在机理，目标是为我国政府提出的创新型国家建设和企业创新决策提供理论与实证支持，这也是企业创新，促进技术进步的社会责任（Oana，2011）。
本文的特色与创新性：我国企业粗放式发展，“九五”期间就提出了转型，到“十二五”已近20年，成效不大，本文对此的研究，有利于企业理解转型升级的困境，建立转型升级的内在机制，有效地选择转型升级的策略。此外，在我国现有关于企业R&D创新和固定资产投资研究中，前者主要集中在R&D活动对企业绩效的影响，后者主要集中于宏观层面上社会固定资产总投资对行业或区域增长的贡献，很少将这两个层面的研究与我国企业粗放式发展模式联系起来，不利于把握企业创新能力与企业外部投资环境的内在机理，以寻求新的发展方向和模式。对此，本文将把宏观和微观两个层面的企业固定资产投资作为两个维度，来研究企业粗放式发展的动机，对企业创新行为和竞争优势的影响，以从更高层次揭示我国企业创新行为与粗放式投资环境的内在联系，为我国政府和企业的固定资产投资行为、企业创新与核心竞争优势的形成提供政策建议。
本文的研究思路与框架如图1所示：首先，在确定R&D投资对企业竞争优势是否存在显著的相关性后，通过观察政府固定资产投资与企业固定资产投资对企业竞争优势的调节作用，来判断政府与企业粗放式投资对企业创新效果与竞争优势的影响，以揭示出我国企业创新行为，竞争优势与粗放式投资环境的内在联系。
二、我国粗放式发展与企业投资行为
（一）我国经济粗放式发展的特征
（1）固定资产投资。改革开放以来，固定资产投资一直是拉动我国经济高速增长的主要动力，甚至出现经济增长过度依赖投资，过度依赖能源资源的投入（谢伏瞻，2011）。据统计，在改革开放的1978年到1989年，我国固定资产投资年均增长率达21%，累计总额达到24 074亿元，即使在国务院于1988年底“关于清理固定资产投资再建设项目、压缩投资规模、调整投资结构”的通知后，从1990年至1999年这10年间，也是我国固定资产投资发展最快的时期。此后，从2000年至2009年，我国固定资产投资总体上较为快速。以2009年为例，我国全年全社会固定资产投资224 846亿元，比上年增长30.1%。从不同地区看，东部地区投资增长23.9%，中部地区增长36.0%，西部地区增长35.0%。从2005年到2009年的5年时间内，社会固定资产投资增长了153%，投资增长速度非常快。①
（2）经济规模的快速增长。固定资产投资作为拉动经济增长的三驾马车之一，效果显然。据国家统计局的数据，在我国国内生产总值以年均约10%的高速增长中，其中最重要的途径就是通过固定资产投资实现社会扩大再生产。原因是固定资产投资，比如基础设施，生产设施和生产工具，不仅是经济发展的基础，也是企业投资环境的要求，而且所产生的规模化生产能不断地满足和带动消费者需求的增加。比如，有统计显示，我国1991年～2005年固定资产投资、劳动力与技术进步对经济增长的贡献份额则分别为64.85%、6.65%与28.70%。这有力地说明了我国固定资产投资对经济高速发展所发挥的作用，相比之下，劳动力和技术进步对经济增长的贡献比重较低。这个结果也说明我国固定资产的大量投资是我国粗放型发展的典型特征。
经济增长受政府固定资产投资的拉动，反过来，也诱导和驱动着企业固定资产的投资，促进经济的增长，形成两者的互动循环过程。比如，DeLong（1990）通过对美国社会固定资产投资进行检验发现，厂商的机器设备投资每变动1%，国内生产总值将增加0.33个百分点；而且Blomstrom & Lipsey（1996）还验证了人均实际GDP增长率与后一期投资率也有高度的相关关系，会促成后续期的资本形成与积累（Kravis，1982），形成更大规模的发展。
（3）低附加值的高速发展。固定资产投资拉动经济增长的相关研究成果很多，而且几乎所有结果都显示我国经济增长的主要动力是靠固定资产投资驱动（杨召文、刘志杰，2005），创造高附加值的效率很低，属于粗放型发展。比如，徐瑛，陈秀山和刘凤良（2006）的研究结果表明，中国经济在1987年至2003年长达17年的发展进程中都主要是靠投资增加来拉动经济增长，有的时期还导致经济增长过热，相比之下，技术进步的拉动作用非常微弱而且波动很大，后劲不足。原因是固定资产的大量投资既可以满足扩大相关部门物质资料和科技设备等的需求，也可以直接扩张或间接地刺激相关部门的消费增长（赵梦涵，2002），对GDP增长非常显著（李朝鲜，2007）。即使是分区域的研究也表明，我国区域各省的经济增长，其主导因素也是物质资本而非技术进步或技术转移（徐现祥，舒元，2004）。但另一方面，从效率上看，我国当前固定资产投资规模过大，效率不甚理想（和宏明，2006）；投资每提高1%，经济增长率相应却只增加0.04%（邹薇，周洁，2007）。这意味着我国快速的经济增长，靠的是大规模的固定资产投资，属于低附加值的高速发展。
（二）政府固定资产投资对企业粗放式投资的激励影响
（1）激励了企业粗放式的投资。政府固定资产投资的重点是基础设施，比如，加大地区内的桥梁、道路等公共设施建设，大幅地降低了这些地区企业经营的公共交易成本，如仓储与运输成本；同样，政府固定资产投资对区域公共服务平台的建设，将促进这些地区物流、配送等服务业的兴起，会大幅地降低企业的原材料采购成本。在这样的投资环境下，激励的是企业加大固定资产投资，使企业有能力用更低成本的资源，承担更低的风险来促成企业的快速成长，或者说相比R&D技术创新投资，企业加大固定资产投资会有更高的经营效率，更能快速地促成企业的成长。
（2）弱化了企业R&D投入的动机。在这种粗放式、低成本使用资源的投资环境下，企业固定资产投资本身也能在多方面促成企业的快速成长和发展，比如，可以迅速扩大企业的生产能力，满足我国庞大市场的需要，取得市场收益；同时，通过固定资产投资产生的规模效应还能降低生产成本，也会增加企业的价值。企业在这内外两种因素的影响和作用下，有动机追随和利用政府固定资产投资带来的低成本投资优势，不断加大固定资产投资，而不是技术创新投资，以获得企业快速的粗放式发展，弱化了企业R&D投入的动机。
（3）增加了企业创新投入的机会成本。在这种粗纺式投资环境的激励下，企业R&D投资的外部性，比如，R&D溢出效应，也降低了企业进行R&D投资的动力。原因是R&D投资产生的溢出效应，使企业的创新技术很快被其他企业模仿而迅速地失去研发优势，导致企业R&D投资需要承担很高的风险。相反，企业利用政府大量基础设施投资带来的低廉物质资本投资，收益快，风险小，结果使企业有很强的动机跟随政府的粗放式投资，加大企业的固定资产投资。这意味着政府固定资产的大量投资，增加了企业进行创新投入的机会成本。
三、文献回顾与理论假设
（一）我国企业走出困境，获得竞争优势的实现手段
当前，我国企业走出困境，实现转型升级的关键是改变企业在价值链中位置，占据有竞争优势的高端价值链的地位。随着科学技术的发展，谁的产品更新换代速度快，谁就能最早抢占市场最高点，取得产品价格上的优势。而产品的改进和新产品的开发靠的是企业的研发活动所形成的发明创造和专利产品（徐欣，2010）。企业的这些发明创造和产品专利，构成了企业取得成本优势和差异化优势的基础和前提，是企业获得高端价值链，取得竞争优势的源泉。
国外对此的相关研究包括：R&D投资对企业销售增长、边际收益率等指标产生的影响，从而得出R&D支出与企业业绩之间的正相关关系。比如，研究表明，企业R&D支出会显著影响企业市值与账面之差（Ben Zion，1978）；企业的利润增长与公司专利权有显著的正相关关系（Grabowski，1968；Koeller，1995）。随后的研究包括：Chan，Lakonishok（2001）发现R&D投资水平与其后的超额报酬率显著正相关；尽管R&D研发的失败风险可能会模糊或抵消掉R&D价值创造对企业业绩的影响，但Asthana与Zhang（2006）的研究已表明，R&D活动给企业带来的超额报酬率大于R&D项目本身风险给企业带来的消极影响。
国内对此的相关研究，也得到了许多的结果，比如，尽管中国上市公司R&D投资水平比较低，但R&D投资不仅与公司业绩正相关（程宏伟，2006），与股东报酬显著正相关（马嘉应，2003），而且R&D活动还可以带来企业期权价值的增长（陆桔利，2006），对企业经营业绩所产生的贡献要高于固定资产投资（薛云奎、王志台，2001）；企业R&D投资是企业知识创造与积累的重要过程，得到的研究结果是专利权与企业的研发投资显著正相关（李春艳，2011）。
从国内外的研究看，R&D投资与企业利润、回报和价值有显著的正相关关系，这说明企业R&D投资是企业获得竞争力的重要标志。原因是企业R&D投资可以使企业在市场上有更大的盈利空间和更多的经营决策主动权，更有能力根据不同的市场环境采取不同的经营策略，即使在上下游产业的竞争与价格变动的冲击下，也能保持更高的承受能力。理论上，尽管企业价值活动来自于企业的研发、设计、制造、生产、营销和经营管理等各个环节，但创新和技术进步在知识经济下所创造的价值份额越来越重，尤其是企业核心竞争力的塑造和强化，越来越依赖于R&D投资。事实上，早在1912年熊彼特的创新理论就指出，技术创新是经济增长的主要原动力，只有技术创新才会打破经济“循环流转”的僵局，增强企业的应变能力，形成差异化优势，在更高层次上实现经济增长。一旦新技术只掌握在少数企业手中，这些企业不仅可以通过新技术降低产品成本，建立价格优势，迅速地抢占市场，而且还可以通过网络和渠道锁定客户市场，形成竞争对手进入这些市场的高壁垒。
更重要的是，R&D投资是通过技术进步作为企业增长的主动力，相比固定资产投资所产生的投资诱导效应，在到达一定程度时就会出现衰减趋势，呈现出边际报酬递减现象，经不起市场的波动，而企业R&D投资可以获得持续的竞争力。比如，华为始终将R&D创新投资放在重要位置，所形成的核心竞争力，即使在2008年金融海啸的巨大冲击下仍然保持了逆势强势增长的势头。事实上，企业越早认识到R&D投资的战略意义，越易获得可持续的竞争力。原因是企业越早形成的新技术和新产品，首先从生产环节就领先竞争对手，其次由于新产品的差异化，进入的是一个空白市场，可以获得与上下游商家的议价能力，在赚取高回报的同时，还领先于后来的竞争者而形成自己的品牌优势，使企业的竞争力得到持续的发展。综上所述，可提出如下假设：
H1：企业R&D投资可以显著地提高企业的竞争优势。
（二）粗放式投资环境如何影响企业的创新行为与竞争优势
为什么粗放式投资环境有利于促成企业成长？根据Solvay和Sanglier等（1998）设计的一个公司成长模型。他们认为企业成长取决于两个因素：一是各种市场因素引起的需求，二是企业长期技术进步的趋势。在我国改革开放，推动经济发展的进程中，政府固定资产投资不仅为有效地扩大市场供给提供了良好的物质基础和前期准备，而且可以有效地扩大需求，鼓励和引导市场消费，因而在我国企业成长的这两个因素中，是市场需要，特别是改革开放初期的物质匮乏导致的市场需求促进了我国企业的快速成长。
粗放式投资环境会对企业的许多投资行为与R&D投资效果产生影响。首先，政府固定资产投资对企业经营行为的影响。政府加大固定资产投资，意在实现GDP的快速增长，但同时，政府营造的投资环境与政策也是企业投资行为的风向标。比如，政府扩大固定资产投资规模，会引导企业利用政府的投资来改变预期企业的投资前景，将更多的资金投资于见效更快、风险更小的固定资产投资，或是最大限度地利用政府固定资产投资来为企业谋求更多的利润。在这种情况下，企业的投资并不是完全出于市场化程度下的最理性投资，对形成企业的持续竞争力具有非理性的选择。显然，这样配置的资产，与企业R&D投资所需要固定资产的配置结构并不完全一致，不利于企业R&D投资的价值创造，或者说R&D投资对企业绩效的贡献水平将不能得到充分的展示与发挥。尤其是对非常看重GDP增长的一些地方政府，固定资产投资对提升地方政府绩效更有刺激作用，更驱使着企业跟随政府行为，对政府投资政策做出积极响应，比如，驱使着企业搞好政企关系，进行公关游说以获得最大的政策优惠和经济效益。从这个意义上看，政府固定资产的大量投资，不仅会削弱企业R&D投资的积极性，也会削弱R&D投资所能形成的竞争优势。
其次，政府固定资产投资对企业投资行为的影响。著名经济学家凯恩斯提出了投资乘数理论，政府增加投资会使得国民收入更大幅度的增长。在此基础上，许多学者对该理论进行了进一步的研究，将其拓展成了现代经济增长理论和产业乘数效应。根据产业乘数效应，在一定区域和一定的时间范围内，以特定产业或企业投资为诱导因子，带动相关产业的扩张，产生集聚效应，最终带动该区域的经济成倍增长。在这种乘数效应的诱导与激励下，政府更有动机加大固定资产的投资，使得一定数量的政府固定资产投资，能刺激出企业或社会投资数倍于政府投资的数量，促成经济的粗放式快速增长。粗放式增长又反过来促成政府进一步加大固定资产的投资，并在乘数效应的作用下，该投资又会通过多级传导与扩散对相关产业产生影响，通过企业与居民的投资产生放大效应，导致更深层次的粗放式发展。这种互动的循环作用，会更严重地削弱企业R&D创新投资的动机和R&D投资所能形成的竞争优势。
综上所述，政府大幅度的固定资产投资，会直接或间接地导向、影响和干预企业的创新行为与创新效果，使得企业在粗放型发展中有动机以牺牲资源和环境为代价，寻求成本更低的增长方式，结果会导致企业投资行为偏离R&D形成竞争优势的方向，削弱了企业R&D创新形成的竞争力。由此可提出假设：
H2：政府固定资产投资会削弱企业R&D投资所能取得的竞争优势。
（三）企业粗放式投资如何影响R&D活动形成的竞争优势
在成熟市场上，企业R&D投资决策由市场的需求与竞争决定，非常复杂，因而围绕企业R&D活动所配置的固定资产投资也有多种选择。比如，若企业固定资产投资是为了实现企业R&D成果的转换，则企业配置的固定资产应与R&D投资策略保持一致，以形成固定资产的专用性。根据已有的研究，若固定资产投资的专用性越高，那么取得和维持这种资产的准租金就会越高，不仅可以使企业形成行业壁垒，进而获得超额利润，同时还能扩大企业产能，降低生产成本，实现规模经济（Klein，1978）。在这种情况下，固定资产投资无论是数量还是质量，均与R&D投资具有高度的战略一致性，这时的固定资产投资已成为企业R&D成果转化的重要实现机制，也是实现企业R&D投资转化为竞争优势的有效手段。如果企业R&D投资是为了形成、改进和改良企业现有的固定资产，那么，企业R&D投资的结果将形成或增强固定资产的某种专用性，同样能使企业获得R&D投资所能产生的竞争优势。
在这些过程中，固定资产就成为企业R&D技术转化的物质载体，所产生的竞争优势与企业固定资产投资是否与R&D活动的匹配和协调性程度相关，也决定了R&D成果转换为企业竞争优势与R&D价值创造能力的程度，图2是其作用原理。
从图2可以看出，企业R&D活动形成的竞争优势与企业R&D投资和相匹配的固定资产投资相关。对于成熟市场中的投资行为，两者的匹配和协调程度较为一致，R&D所形成的竞争优势就较为明显。但在大多数情况下，特别是新兴市场机制的不完善，企业固定资产投资与R&D投资存在着不一致性，因而R&D投资所产生价值取决于两者的相互作用，即：
R&D投资与固定资产投资的相互作用=
λ固定资产投资*R&D投资*cosα （1）
其中λ表示与固定资产投资和R&D投资额无关的常数因子，图2中的角α则代表固定资产投资与R&D目标间的契合与一致程度。当α=0°，则代表固定资产投资满足R&D成果转化所需的全部固定资产与硬件资源，两者的投资方向和决策依据的参数完全一致；当α=180°，则代表企业的固定资产投资与企业的R&D投资所依据的决策参数完全不同，这样的固定资产投资与企业R&D投资所需要的技术转换背道而驰，特别在资源约束的条件下，会阻碍R&D成果的转化和R&D技术在企业中的有效应用和实施。
在许多企业的实际情况下，α是介于这二者之间的。比如，当0°
尽管R&D活动通过改进现有产品或通过新产品的差异化来赢得企业的竞争优势，但这种优势在固定资产投资的调节作用下可能产生两种结果。第一种可能是为了R&D成果的转化而购进必需的技术设备、生产线，或是为了提高产品技术含量，对引进先进的生产设备进行学习与升级，此时的固定资产投资与R&D投资的目标是一致的，固定资产投资会增强R&D投资对企业绩效的贡献，二者互相补充、互相促进，将产生“1+1>2”的效果。
第二种结果是在政府固定资产投资的乘数效应作用下，新增固定资产是为了扩大原有产能，目标是通过大量资源与生产要素的投资，而不是通过R&D创新投资来获得粗放式的快速成长。在追随这种粗放式快速成长的过程中，当企业超过一定规模的固定资产投资，就会出现边际收益率递减的趋势，这时的企业如果继续加大固定资产投资，更是以生产要素的投资带动企业的成长，这是典型的粗放型增长模式，结果会导致企业在价值链上处于越来越低的位置，甚至出现严重的产能过剩。在这种情况下，企业加大固定资产投资，将与R&D投资的价值活动要实现的目标背道而驰，结果只会削弱R&D投资所能产生的价值和所能形成的竞争优势。
根据上述分析，在我国粗放型的经济发展模式中，许多企业的固定资产投资主要是为了顺应政府提供的投资环境，将大量的生产要素投资到见效快，利润来源直观的项目，但缺乏技术创新与技术含量的支持。或者说，企业固定资产投资不仅消弱了R&D投入的动机，也与R&D投资需要的固定资产投资配置背道而驰，导致企业边际报酬率递减，企业最终没有持续的竞争力，后劲不足，甚至产生严重过剩。由此可提出如下假设：
H3：企业固定资产投资会削弱企业R&D投资所能形成的竞争优势。
四、研究设计与实证检验
（一）如何刻画企业R&D投资形成的竞争优势
企业竞争优势一般包含3个方面：①差异化形成较高的市场份额；②低成本形成超出同行业收益的平均水平；③集中优势形成较高的经营效率。对企业R&D投资来说，这3个方面产生竞争优势的过程主要表现为新产品的增加或现有产品的改进所带来销售收入的增加、产品成本的有效减少，最终结果都会体现在销售毛利率的提升上。因此，R&D投资能否产生竞争优势，可以通过销售毛利率来有效地刻画，这是本文用销售毛利率刻画竞争优势的重要依据。事实上，销售毛利率的本质反映了企业的销售定价与成本之间的相关关系，该指标越高，则说明成本与价格之间的空间越大，企业由此产生的议价能力也越大，在同行业中处于更加优势的地位，这也是R&D投资是否达到了预期目标的重要标志。
因此，毛利率作为衡量R&D投资是否形成竞争优势的重要指标，它可以反映出产品的竞争力、行业内地位和生产技术水平是否先进等，也代表了企业产品销售的获利能力。如果企业可以通过研发活动提高毛利率，意味着企业新产品的增加或现有产品改进，可以在材料成本、生产技术水平、供求关系和市场定价权等方面形成的优势，在同类产品市场上拥有更大的伸缩空间，即使面对上游成本上涨和下游价格打压的竞争与冲击，也有很强的承受能力。这是企业 R&D形成竞争优势与高端价值链的典型特征。因此，企业毛利率是R&D投资是否获得竞争优势的有效替代变量，也是衡量和刻画企业竞争优势的最基本指标。同时，考虑到企业研发活动产生的绩效具有一定的滞后性，但实证研究却并未得到一致的结论（程宏伟，2006）。本文在研究中也考虑了这种滞后性，同时也作为检验和判断本文结论是否具有稳健性的敏感性测试方法。
（二）数据样本与模型变量设计
自“九五”提出转型以来，2003年～2007也是我国粗放式高速发展时期，因而选择2003年～2007年间在沪深两地A股上市公司作为研究样本，有利于研究企业粗放式发展对企业R&D创新行为的影响。相关财务数据来源于中国经济金融数据库（CCER Data）；R&D支出数据是从各家上市公司的年报中手动收集而成，年报来源于巨潮网（.cn）；各地区当年政府固定资产投资总额取自中国统计年鉴“各地区按主要行业分的全社会固定资产投资”，共涉及13个行业。剔除了金融行业的公司，最后我们得到在连续3年时间内至少披露过一次R&D支出的上市公司数据，有效样本容量为896。
在此样本期间，考虑到我国2002年《企业会计制度》要求企业在会计报表附注中披露R&D支出数据，但没有具体规定在哪个科目进行披露。为统一口径，本文研发费用从“支付的其他与经营活动有关的现金”明细项目下提取，提取的科目包括“技术开发费用”、“技术改造费用”和“研发费用”（谢小芳，2008）。模型变量如表1所示。
（三）模型设计
为检验假设1、假设2和假设3，建立如下回归模型：
GPM=a0+a1RD+a2RDt-1+a3RDt-2+a4FAI+a5lnPA+a6CONTROL+a7lnTA+a8LEV+a9lnNOC+a10AREA+a11IND （1）
GPM=a0+β1govFAI*RD+a1RD+a2RDt-1+a4FAI+a5lnPA+ a6CONTROL+ a7lnTA+ a8LEV+ a9NOC+a10AREA+a11IND （2）
GPM=a0+γ1FAI*RD+a1RD+a2RDt-1+a4FAI+a5lnPA+ a6CONTROL+ a7lnTA+ a8LEV+ a9lnNOC+a10AREA+a11IND （3）
所有这些模型的实证检验都是采用STATA9.2完成。
四、描述性统计与实证结果分析
（一）描述性统计
1. 企业竞争优势的总体状况
本文对896家样本企业毛利进行描述性统计，结果如表1所示。其中，GPM表示毛利率，wGPM则分别代表修正首尾各1%的异常值以后的毛利率指标。从表2中可以看出，毛利率处于
-0.1138与0.7631之间，均值为0.2440；除了少数毛利率为负之外，大部分企业的毛利率均属于正常范围。
2. 主要变量相关系数
根据模型变量的计量方法，可以得到各个变量的相关系数矩阵为：
企业R&D支出在当期、上一期以及上上期之间的相关度为30%～40%左右，均非常显著；企业各期固定资产投资与R&D支出或者没有相关性，或者为显著的负相关关系，说明各期的固定资产投资与R&D投资或者相对独立，或者没有关系，原因与我国粗放式投资环境的影响相关；企业毛利率与当期、上一期以及上上期的R&D支出都呈现出显著正相关关系，说明R&D支出直接影响企业的竞争优势。
（二）实证结果分析
1. 企业竞争优势的形成机制
为检验假设1，利用多元线性回归方程（1），多视角地观察了R&D活动对企业竞争优势的影响和贡献，这包括考虑了不同时期的R&D投资（模型1和2），不同样本（模型3）和企业规模（模型4和模型5）的影响，结果如表4所示。从表中的各个模型看，企业的竞争优势与企业R&D创新投资具有显著的正相关性，而与企业的固定资产投资规模、企业固定资产存量和总资产规模都没有相关关系。这说明企业竞争优势的形成不是靠企业的固定资产投资与资源要素的投资形成的，而是靠R&D活动的知识积累与技术含量获得的。这个结果提供了区分和甄别粗放式与知识型企业的重要实证证据。
根据表4中模型1和2的结果，当期及上一期R&D投资均与当期企业的毛利率呈现显著正相关关系，而上上期的R&D活动对当期的毛利率几乎没有任何贡献了。这意味着R&D投资对企业当期及滞后一期的毛利率的贡献非常显著，而滞后两期的效应就很微弱了。这个结果一方面说明，毛利率作为企业是否取得市场竞争优势的重要标志，R&D投资能够在投资的一段时间内有效地提升企业的市场竞争力。这个结果也从侧面说明我国企业技术更新、产品升级换代的速度基本为1年～2年。因此，企业要保持持续的竞争力，不仅需要R&D 投资，还需要持续的R&D投资，才能使自己的产品永远走在市场的前列。
考虑到企业披露R&D信息可能具有一定的随机性，导致每年披露研发投资的样本也不相同，对此，我们选取连续3年披露R&D信息的企业（共183家）作为样本，回归结果如模型3所示，其结果与前文完全一致；同时，考虑到企业的总资产规模扩大时，会产生一定的规模效应，降低相应企业的平均成本，还设计了模型4和5的检验来考察上述结论的稳定性，结果相同，说明其实证结果是稳健的。
根据上述模型结果和分析，不难得出结论，企业竞争优势来源于企业的R&D创新投资，而且这种竞争优势一旦形成，还需要持续的投资，才能形成企业持续的竞争优势。
2. 粗放式投资环境对企业R&D投资竞争优势的影响
为检验粗放式投资环境对企业R&D投资形成竞争优势的影响（假设2），通过回归方程得到的结果如表5中模型1所示。
从表5中的模型结果看，尽管R&D投资对企业竞争优势有显著的影响，但政府固定资产投资营造的环境却对此带来的是反向的负面影响。从表5的模型1结果看，政府固定资产投资与企业R&D投资的交叉项对于企业毛利率的回归系数为负，且具有显著性。这说明政府固定资产投资对企业R&D形成竞争优势产生的是负向作用，不仅无助于提升企业R&D创新获得的竞争优势，而且还显著地削弱了企业R&D活动在提高企业竞争优势中的能力。
政府固定资产投资对企业R&D投资形成竞争优势产生的反向结果表明，政府投资规模越大，对企业R&D投资产生的竞争优势削弱程度越大。这意味着企业R&D活动对提高企业的竞争优势越大，相应地政府固定资产投资对企业R&D活动产生竞争优势的负面影响越大，进而对企业的可持续竞争优势也会产生更大的削弱作用。
为什么政府固定资产投资与企业R&D投资的交叉项系数会显著为负？这说明政府固定资产投资与企业R&D投资的目标发生偏差。原因是企业在追随政府投资的行为过程中，导致企业大量投资的资源偏离了企业R&D投资的核心目标，属于粗放式投资，阻碍了企业R&D活动核心价值的实现能力。由此可以得出结论，政府固定资产投资会削弱企业R&D投资所产生的竞争优势，也不利于企业的可持续发展。
3. 企业固定资产投资对企业R&D投资效果的影响
为检验企业固定资产投资对企业R&D投资产生竞争优势的影响（假设3），利用回归方程得到的结果如表5中模型2所示。
从表5中模型2的结果看，尽管企业R&D投资对企业毛利率有显著的正相关关系，提高了企业在同行业中的核心竞争力，但这不是由企业固定资产投资带来的。相反，总起来看，表5中的各个模型结果都表明，企业固定资产投资反向地降低和削弱了企业R&D创新投资所带来的竞争优势。也就是说，当企业增大固定资产投资规模，会显著地降低企业R&D创新活动所带来的竞争优势。因此，如果企业为了迎合粗放式投资环境，进行大规模的固定资产投资，以取得短期的经营业绩，而不是有效地配合企业的R&D投资与R&D价值创造进行固定资产投资，结果将显著地阻碍企业R&D投资形成的竞争优势，是企业微观层次粗放型成长的典型标志。
表5中模型3的回归结果，是基于企业固定资产存量对R&D投资效果影响的研究。与新增固定资产投资相比，固定资产存量反映的是企业现有固定资产积累的总量，得到的结果依然是企业固定资产的存量与R&D投资形成竞争优势呈现负相关。
上述这些结果说明，企业固定资产资产，无论是增量还是存量，都显著地抑制了企业R&D投资形成的竞争优势。原因是在我国改革开放的粗放式发展中，企业大规模的固定资产投资虽能扩大再生产，增加产能，形成规模效应，但对企业R&D活动应形成的竞争优势产生了明显的抑制效果。这个结果意味着在我国粗放型增长方式下，企业R&D创新与企业固定资产扩张朝着各自不同的目标进行，最终导致了R&D投资本应形成的竞争优势被粗放式的投资增长削弱了。
根据上述结果和分析，可以得出如下结论：企业固定资产投资会削弱R&D投资对市场竞争力的贡献。因此，企业要实现可持续发展，不只是要做出固定资产决策，更重要地是要做出R&D决策，而且要还使这两个决策的目标与决策依据保持一致，才能取得持续的竞争力。相反，简单地追随政府固定资产投资产生的乘数效应，企业将难以提升R&D创新所产生的竞争优势。
稳健性测试：本文从多个视角，通过不同模型和样本进行了检验，得到的结果都相同。同时，还通过对异方差可能引起的偏差进行了修正，其结果也相同，这说明本文得到的这些结论是稳健的。
五、结论与政策启示
（一）研究结论
（1）R&D投资可以使企业获得竞争优势，且具有一定的持续性。这个结果对企业的可持续发展具有非常重要的战略意义，原因是企业R&D投资形成的竞争优势最终会转化为企业的利润和价值增加，这是企业成长和可持续发展的源泉。
（2）尽管我国政府大规模的固定资产投资，可以降低企业的公共交易成本，有利于企业降低经营成本，但对企业投资行为所产生的影响，却是削弱了企业R&D投资所形成的竞争优势。原因是政府固定资产投资对企业的带动效应，使得企业忽视了R&D投资与应配置的固定资产投资的一致性，削弱了本应形成竞争优势的内在联系，结果导致了企业投资行为的短视。
（3）政府固定资产投资所产生的乘数效应，使得企业的固定资产投资削弱了企业R&D投资所能产生的竞争优势。原因是在这样的投资环境下，企业固定资产投资的主要动机是扩张企业规模，促成企业快速长大，而不是通过提高企业产品与服务的技术含量，做强企业。这种企业层次的粗放型增长方式，导致企业固定资产的投资并没有与R&D合为一力，结果是R&D投资的竞争优势被减弱。
（二）政策启示
结论1的启示：在我国粗放式发展过程中，政府大规模的固定资产投资所产生的乘数效应，使得许多企业的投资行为都存在着短视化行为，是固定资产投资诱导的粗放型增长。对此的政策启示是，企业要获得持续的竞争优势，需要从战略的高度认识到R&D投资的重要性。这个重要性的核心体现在企业要瞄准市场定位，且这种定位决策不宜受太多非市场因素的影响。在此基础上，企业要坚持R&D创新投资，才能形成可持续的核心竞争力与竞争优势，在激烈的市场竞争中立于不败之地。
结论2的启示：在我国粗放式发展过程中，我国很多地方政府几乎都以GDP总额作为地区经济增长的唯一参考因素，而固定资产投资无疑会刺激GDP迅速增长，产生乘数效应。在这样的投资环境作用下，政府固定资产投资没有对企业R&D创新投资本应形成的竞争优势产生积极作用，反而是削弱的负面影响。这个结论的政策启示是，要把我国建设成为创新型国家，需要政府自身在拉动社会投资的过程中，考虑对企业和社会创新行为的影响，即政府投资的资源配置应考虑如何支持和促进企业R&D投资形成的竞争优势。比如，政府应加大对公共服务及产学研等科技合作平台等方面的固定资产投资力度，目标是引导出企业进行R&D创新投资的市场化行为，减少非市场化因素的影响，才能使政府推动的创新型国家建设具有效率，创新型国家建设才能落到实处。
结论3的启示：政府在促进经济发展和产业结构调整过程中，尽管所形成的商业环境为企业提供了许多的投资机会。但企业面对这些机会时，需要企业从可持续发展和可能形成竞争优势的长远战略来选择固定资产的投资决策，以确保企业R&D投资本应产生的竞争优势不被削弱或消失。反之，若企业在追随这些投资机会的过程中，一旦出现固定资产投资扩张与R&D投资活动不配套、不同步，尽管企业固定资产投资能获得短期的可视效益，但却是以牺牲企业R&D投资本应产生的竞争优势为代价，得不偿失。对此，企业应将目光放到增强自身持久竞争力上来，确保企业固定资产的投资与R&D投资合为一力，实现企业的可持续发展。
[注 释]
① 资源来源：国家统计局网站，http：//。
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The Internal Mechanism of Enterprise Extensive Development
and Competitive Advantage
Tang Qingquan ，Li Hongwei ，Li Haiwei
（ Sun Yat-sen University， Guangzhou 510275， China ）
固定资产投资效果分析范文第3篇
第二条我市行政区域内,钢铁、电解铝、铜冶炼、铁合金、电石、焦炭、石油化工、化工、建材、煤炭、电力、造纸等行业新、改、扩建项目和年综合能耗2000吨标准煤以上(含2000吨)或年耗电在200万千瓦时以上(含200万)的固定资产投资项目,必须进行节能评估审查。年综合能耗2000吨标准煤以下或年耗电200万千瓦时以下的固定资产投资项目,建设单位应提交节能监测咨询评估机构出具的节能效益评价表,报节能行政主管部门备案。
第三条市经委是全市节能行政主管部门,负责本市固定资产投资项目合理用能评估和审查工作,并进行监督管理。发展改革、财政、规划、国土、建设、交通、水利、安监、环保等有关部门在各自职责范围内依法做好相关工作。
第四条固定资产投资项目在备案、核准、批复立项前,必须进行合理用能审查,应征求节能行政主管部门意见,以促进合理利用能源,提高能源利用效率,促进本市产业结构调整和产业升级。
第五条固定资产投资项目的设计和建设,应当遵守合理用能标准和节能设计规范,其可行性研究报告或项目申请报告必须包含合理用能的专题论证内容(由市经委负责制定下发)。
项目建设单位应委托经省、市节能行政主管部门认可的节能监测咨询评估机构对项目可行性研究报告或项目申请报告中的合理用能专题论证内容(节能篇)进行评估,并出具合理用能评估报告。
第六条合理用能评估报告应当包括以下内容:(一)项目是否符合国家产业政策和山东省及本市有关规定;(二)项目是否符合中国节能技术政策大纲和行业节能设计规范;(三)项目的用能总量及用能种类是否合理;(四)项目的设计是否采用先进工艺技术,是否达到国内能耗先进水平或国际先进水平,其单位建筑面积、设备、工艺和产品能耗是否达到国家和本市规定的标准;(五)是否严格执行国家明令推广或淘汰的设备、产品目录;(六)项目的能耗指标、采用的节能技术措施和预期达到的节能效果分析;(七)法律、法规或国家有关部门规定的其他内容。
第七条申请固定资产投资项目合理用能审查应当提交下列材料:(一)《固定资产投资项目合理用能审查申请书》;(二)企业法人营业执照副本复印件;(三)项目基本情况表;(四)项目节能措施综述;(五)项目可行性研究报告或项目申请报告;(六)固定资产投资项目合理用能评估报告或节能效益评价表;(七)申请单位主管部门意见;(八)根据合理用能评估报告意见需补充的材料;(九)相关节能设计标准和规范;(十)国家法律、法规和相关部门规定的其他材料。
第八条固定资产投资项目合理用能审查程序为:(一)节能行政主管部门在接到申请后5个工作日内确定是否受理,并通知申请单位。如申请材料不齐全或者不符合要求的,应当场或者在接件5个工作日内一次性告知申请单位需要补正的全部内容;(二)对提交的项目材料进行审查,必要时应进行现场勘查;(三)对审查的项目,节能行政主管部门应在15个工作日内出具《固定资产投资项目合理用能审查批复》,如需进行现场勘查的,可延长20个工作日做出批复。
第九条节能评估工作应本着公开、公平、公正的原则,凡参与节能篇(章)编制的单位一律不得承担该项目节能评估工作。
第十条通过合理用能审查的项目,在实施过程中遇有建设规模、建设内容、节能技术方案等发生重大变化的,项目建设单位应及时以书面形式向节能行政主管部门报告,由节能行政主管部门出具书面确认意见或要求其重新办理审查手续。
第十一条项目审批、核准或备案部门应严格把关,对未进行合理用能审查或未通过合理用能审查的项目,一律不得审批、核准或备案,不得享受国家有关优惠政策,更不得批准开工建设;对擅自进行审批、核准或备案的,要依法追究直接责任人的责任。
第十二条有关行政主管部门应认真履行职责,加强项目建设和运行过程中的监督检查,确保节能措施与能效指标的落实;对建设内容和生产行为违反已审查节能措施的,要责令停止施工并限期整改,同时依法追究相关单位的法律责任。
第十三条项目正式竣工验收前,建设单位应报请合理用能审查部门进行合理用能的竣工检验。对未达到合理用能标准和节能设计规范要求的,不予验收。
固定资产投资效果分析范文第4篇
中图分类号：F812.45 文献标识码：A
内容摘要：本文运用协整分析方法研究了地方政府投资行为如何通过银行信贷系统创造货币来推动通胀上升的过程。结果显示，地方投资量确实导致信贷规模扩张，并由此增加了国内货币量，进而推升了CPI。因此，有必要对地方投资行为进行遏制以防止经济大的波动。这要求政府职能实现转变，改变政府主导投资推动经济增长的机制。
关键词：地方政府投资 信贷扩张 通胀 协整分析
引言
我国经济的增长来自于地方政府间的地区竞争的作用，地方政府主导的投资占据中国经济投资的主要部分，尤其在次贷危机影响下，地方政府纷纷出台了自己的投资规划，引发了地方政府高达约20万亿元的投资机会。这些投资行为通过银行系统的信贷扩张，在遏制我国经济下滑的同时，也助推了通胀的高企不下，对中国宏观经济运行产生了重大影响。由于这种地方政府间的地区竞争推动的经济增长，是以高投资、高资源消耗和严重环境损害为代价，并且缺乏成本和效率的约束，因而就长期而言，这种投资驱动的增长模式将缺乏可持续性。
中国经济的增长要求实现增长驱动模式的转型，因而揭示现有增长动力传导机制和传导过程，对于中国经济的转型和发展具有重要意义。本文即试图从地方政府投资、信贷扩张与通胀关系的研究，来说明现有的增长动力是如何通过信贷系统得以释放，以及如何影响到通货膨胀的变动的。
实际上，政府投资对经济的影响一直以来都是国内外经济学家研究的重点。国外学者，例如Auschauer（1989）、Devereus、Head和LaPham（1996）等，主要关注于政府投资对经济增长的效应，而国内学者则较多地关注于政府投资行为本身的机制和过程，例如张中华（1997）用博弈论方法研究了地方政府投资行为，李国锋（2008）则从区域经济发展不平衡视角研究地方政府投资行为，张建辉（2008）讨论了转型期地方政府投资行为与经济增长的关系。对于地方政府投资如何冲击宏观经济过程的研究则不大多。鉴于此，本文以地方政府投资信贷扩张机制冲击为视角，以说明地方政府投资如何对当前的高企通胀问题造成影响。
地方政府投资、信贷扩张与通胀的关系
中国一直高企不下的投资来源于地方政府的投资冲动，而地方政府的投资冲动，则主要是由GDP增长为中心的考核体系和增加地方财政收入为目标所主导的。
以GDP增长为中心的考核体系下，地方政府对追求GDP的增长有强烈的偏好。而最容易推动当地GDP增长的方式往往就是投资的扩张，如果不是出口扩张的话。投资，例如大规模的基础设施投资，所需资金很大一部分来自地方政府的财政收入。
在现有的财政分权体制下，地方的财政收入主要来自流转税和预算外（甚至制度外）收入，而不是财产税类收入。这种税制结构必然导致地方政府不断通过自身投资和吸引企业投资来增加当地财政收入，或者寻求预算外收入的增加来增加财政收入。
由于现有的财政分权体制没有在地方层面形成一个利益制衡关系，地方政府可以随意做出投资决策，无需考虑当地居民的感受。同时，对地方政府的监督仅仅来自中央，通常很难有实际的效果。因此，地方政府的投资冲动就实际地形成大规模的投资扩张。例如，作为第一大税种的增值税，按中央得75%、地方政府得25%的比例进行分配。对地方政府来说，这25%的增值税是举足轻重的。为了确保税源，地方政府自然想方设法上投资项目，特别是那些能带来巨大税收利益的重化工业项目。这类项目只要企业开工投产，不管有没有赢利，都要按其生产规模向地方缴纳增值税（和营业税）。
从2008年至2010年，地方政府的固定资产投资一直保持很高的增长率。地方项目的固定资产投资总额累积起来达到了525591.60 亿元，中央项目的固定资产投资总额也达到了58129.22亿元。而且，地方项目固定资产投资额一直远高于中央项目固定资产投资额。截至2011年5月，地方项目固定资产投资额已经是中央项目固定资产投资额的16.8倍，达到了25991.49亿元。
地方政府的投资冲动对经济系统的影响主要是通过银行系统来实现和放大的。地方政府为从银行获得贷款成立了地方政府融资平台。这一方面导致地方政府债务上升，成为金融系统安全的重要隐患：截至2010年底，全国地方政府性债务余额107174.91亿元（其中政府负有偿还责任的债务67109.51亿元，占62.62%；政府负有担保责任的或有债务23369.74亿元，占21.80%；政府可能承担一定救助责任的其他相关债务16695.66亿元，占15.58%）。另一方面，通过银行信贷系统，地方政府的投资行为使得劳动力要素市场和商品市场受到需求冲击，M2大幅扩张，流动性大大增加，并由此使得CPI高企不下。
数据说明与模型结果分析
为了研究地方政府投资行为如何通过银行信贷系统对经济系统产生冲击，我们选取了固定资产投资代表地方政府投资量，因为地方项目投资所占固定资产总投资比例在90%以上，而地方项目投资的月度数据并不全面，因此用固定资产投资变量（inv）作为地方政府投资量的代表也是可行的，而用固定资产的国内贷款额（cred）作为信贷系统所起的作用，M2则用于说明经济体的货币量，CPI变量则作为通胀情况的一个代表变量。
如表1所示，通过对四个变量的平稳性检验发现，这四个变量0阶都非平稳，但是一阶差分后，这四个变量是平稳的，结果显示这四个变量都是同阶平稳的，这意味着可以采用协整分析方法研究地方政府投资行为是否可以通过信贷系统创造新的货币最终冲击到通胀水平。
由于并没有理论能够表明四个变量之间存在着相互的反馈关系，因此无法应用SVAR方法对四个数据同时进行分析，而只能用单方程协整方法进行研究。这里采用Engle和Granger于1987年提出的EG两步法。
如表2所示，首先通过固定资产投资与国内信贷规模间的协整关系分析，即得到回归结果（1）。回归结果（2）是国内信贷规模与M2的协整关系，回归结果（3）则表现了M2与CPI之间的协整关系。通过回归（1）、（2）和（3）的结果可以发现解释变量与被解释变量都存在着显著正向关系，通过对各回归结果的残差进行自相关检验表明残差是平稳的，表明了各变量间的协整关系成立。也就说明了，地方政府投资行为通过银行信贷系统贷款的发放，扩大了M2的量，推动了经济的流动性泛滥，导致CPI上升，显示地方投资通过对国内劳动市场和产品市场需求的拉动，推动物价上升的过程。
通过对这几个变量的格兰杰因果检验分析（见表3），可以发现，这些变量之间仅仅存在着单向的因果链条关系，表明了模型并不适合用SVAR方法进行分析，也进一步证实了地方政府投资行为对国内物价冲击机制来自于需求的干扰。
研究结论与政策建议
以上研究表明，地方政府投资确实通过银行信贷系统增加了M2，导致CPI上升，通胀高企不下，严重影响了经济平稳运行。因此，需要采取政策措施以改正这一地方政府投资驱动经济增长的方式。
现有的投资驱动存在的问题，根本在于投资具有政府主导色彩，缺乏足够的效率与成本的约束，使得这种投资驱动的增长缺乏持续性。要改变这种投资模式，需要调整对地方政府行为的激励约束机制，根本上就是要明确市场和政府的关系，让投资行为由市场决定，而减少政府的参与；同时需要理顺中央政府与地方政府的关系，核心是理顺财政支出划分、收入划分以及中央对地方的转移支付制度等三个方面的财政关系，在明确中国各级政府公共服务职能的基础上，建立制度化干部考核机制，避免地方政府的公共服务职能与经济发展职能的利益重叠。
因此，政府在中国经济转型之路上，必须要做三件事情：
一是通过财税制度的改革，明确政府与市场的关系以及中央政府与地方政府的关系，实现政府公共服务功能的定位。
二是要进行投资决策体制的改革，改变政府主导型投资决策体制，政府则主要通过各类的产业发展规划来引导市场资金的投入方向，实现投资以效率为导向，以成本为约束条件。
三是理顺各类制度和机制，以市场化为导向，消除行业垄断体制对市场价格形成机制的影响。
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作者简介：
固定资产投资效果分析范文第5篇
作者简介： 钟太洋，博士，讲师，主要研究方向为土地资源。
通讯作者： 黄贤金，教授，博导，主要研究方向为土地资源。
基金项目： 国家自然科学基金项目（编号：40801063；40971104）。
摘要 为分析基本农田保护政策对耕地保护的效果，论文把目标分解为两个问题，一是基本农田保护政策的实施是否对耕地流失面积的减少产生了影响；二是如果有显著影响，效果有多大，即因基本农田保护政策的实施，耕地流失面积减少了多少。论文收集了2004-2007年的省级面版数据，分别采用了固定效应模型、随机效应和混合OLS模型加以估计，固定效应和随机效应检验结果表明，固定效应和随机效应模型均不优于混合OLS模型。在模型估计结果的基础上，论文分析了基本农田保护政策对耕地流失的影响，并计算了基本农田保护政策的耕地保护效果。
关键词 土地经济学；政策效果评价；耕地保护；基本农田保护
中图分类号 F301.21 文献标识码 A
文章编号 1002-2104(2012)01-0090-06 doi:10.3969/j.issn.1002-2104.2012.01.015
基本农田保护政策是我国耕地保护政策中的重要组成部分，土地管理法第34条第2款规定“各省、自治区、直辖市划定的基本农田应当占本行政区域内耕地的百分之八十以上”。《基本农田保护条例》第9条明确规定“省、自治区、直辖市划定的基本农田应当占本行政区域内耕地总面积的80%以上，具体数量指标根据全国土地利用总体规划逐级分解下达”。自从1994年出台《基本农田保护条例》以来，基本农田保护政策业已实施16年多，那么，以保护耕地为目标的基本农田保护政策效果如何？从已收集到的文献来看，有不少文献分析了耕地保护政策的运行效果，有研究将耕地保护的各类政策作为一个整体分析了耕地保护政策的综合效果[1-6]，而有的研究则具体分析耕地保政策体系中具体某项政策的运行效果，例如分析土地用途管制制度的耕地保护效果[7-8]、耕地总量动态平衡政策效果[9]等，只有少量的文献对我国基本农田保护政策的耕地保护效果进行了分析[10-11]。从已有研究来看，有关基本农田政策效果的研究还可以在以下两个方面进一步深入：一是，在基本农田保护政策的表达指标方面，除采用虚拟变量和根据对政策强度的主观赋值之外，可以采用更为科学的定量指标来表达基本农田保护政策；二是，评价方法方面，除选择有关指标进行描述统计和对比分析、采用时间序列数据进行分析之外，还可以采用面板数据进行定量分析。
本文拟对以下问题进行分析：一是，基本农田保护政策是否对遏止耕地面积减少有效？二是，如果有效，基本农田保护政策的效果有多大？即因基本农田保护政策的实施，耕地流失面积减少了多少？
1 基本农田保护政策演变
1994年8月，国务院颁布了《基本农田保护条例》，正式确立了基本农田保护制度，1998年对《土地管理法》进行了修订，在耕地保护方面区分了一般农田和基本农田，并对基本农田规定了相对更为严格的保护措施，在数量保护方面，明确只有国务院才有批准征收基本农田的权利。《基本农田保护条例》也在1998年作了相应的修改。2003年，国土资源部下发了《关于进一步采取措施落实严格保护耕地制度的通知》》(国土资发［2003］388号)，进一步强调加强基本农田保护，提出了“基本农田五不准”，即“一是不准除法律规定的国家重点建设项目之外的非农建设占用基本农田；二是不准以退耕还林为名，将平原（平坝）地区耕作条件良好的基本农田纳入退耕范围,违反土地利用总体规划随意减少基本农田面积；三是不准占用基本农田进行植树造林，发展林果业；四是不准以农业结构调整为名，在基本农田内挖塘养鱼和进行畜禽养殖，以及其他严重破坏耕作层的生产经营活动；五是不准占用基本农田进行绿色通道和绿化隔离带建设。”2004年，国土资源部和农业部下发了《关于印发〈全国基本农田保护检查工作方案〉的通知》，并在全国范围内开展基本农田保护检查工作。2006年5月，国土资源部下发了《关于当前进一步从严土地管理的紧急通知》（国土资电发［2006］17号）和2006年8月国务院《关于加强土地调控有关问题的通知》（国发［2006］31号），这两个政策文件进一步加大了基本农田保护的力度。
2 研究方法与数据
2.1 变量选择
本文以年内减少耕地面积为因变量，选择以下一些因素作为自变量：
（1）固定资产投资，有不少研究已证明了固定资产投资与耕地面积减少之间的关系[8]，由于固定资产投资项目需要占用一定数量的土地，因此，通常认为固定资产投资与耕地面积减少之间具有正向关关系；
（2）人均GDP，经济增长与耕地面积减少尤其是建设占用之间存在着相关性[12-13]，已有的研究对于人均GDP与耕地面积减少之间关系形式还存在争议[14]；
（3）路网密度，有研究认为与耕地减少之间存在联系[1,15]，一般认为路网密度的提高会增加耕地占用的可能，因此，路网密度与耕地面积减少之间可能存在正相关关系；
（4）年初耕地面积，一个地区某一年度耕地减少面积不应超过该地区的耕地总面积，从土地占用的角度来看，如果某一地区耕地面积比较大，在区域土地总面积总耕地比重相对较高的话，耕地被占用的可能性也相应会更高，也就是说某有地区年内减少耕地面积与该地区年初耕地面积应有正向关系；
（5）年度虚拟变量，在不同年份，除实施基本农田政策之外，国家还可能出台其他有关耕地保护的政策，这就导致耕地保护实际执行力度在年度之间存在差异，但是又很难将每年的政策力度加以量化，因此，这里设置年度虚拟变量以解决这一问题；
（6）基本农田保护率，在现行的土地统计体系中，基本农田面积包括耕地面积和非耕地面积，考虑到《基本农田保护条例》第9条的规定以及上一轮规划，即《全国土地利用总体规划纲要（1997-2010）》的规划期限是1997-2010，基期年为1996年，因此，这里采用每年年初基本农田中耕地面积与1996年耕地面积之比作为年度实际的基本农田保护率；之所以不用基本农田面积除以耕地面积计算基本农田保护率，是因为基本农田中包含耕地和非耕地，基本农田中的非耕地主要包括园地、林地、牧草地和其他农用地，这就导致有的地方基本农田面积大于耕地面积，因此，这里采用基本农田中的耕地面积与1996年耕地面积的比值作为基本农田保护率。因基本农田和一般耕地的征转审批存在差异，因此，如果某一地区的基本农田保护率越高，则其耕地占用的难度就更大，因此基本农田保护率对于耕地面积减少具有负向作用。
各变量的含义以及期望符号具体见表1。
其中，yit为第i区第t年年内减少耕地面积，a0为常数项，basicit为第i区第t年基本农田保护政策变量，Zit为第i区第t年影响耕地面积减少的其他因素，vit为残差项；δ为basicit的系数，β为Zit的系数向量，i为区域，t为年度。
为避免共线性的影响，计算了表1中除年度虚拟变量的解释变量之间的相关系数，固定资产投资与路网密度、人均 GDP的相关系数较高（分别为0.585和0.417）且均在1%水平上检验显著，因此回归模型中，未把这两个变量包含在内。经过变量筛选之后的回归模型为：
yit =a0+δbasicit+β1arableit+β2investit
+β3year2005+β4year2006+β5year2007+vit （2）
其中，β1、β2、β3、β4和β5分别为arableit、investit、year2005、year2006和year2007的系数，其余同式（1）。
2.3 效果评价方法
本文所要解决的问题是基本农田保护政策是否对遏止耕地面积减少有效？如果有效，基本农田保护政策的效果有多大？对于这些问题，判断和计算方法如下：
（1）是否有效的判断。如果δ0且检验显著，则认为基本农田保护政策对遏止耕地面积减少有效；否则，认为基本农田保护政策对遏止耕地面积减少无效；
（2）效果大小，这里定义为绝对效果。通过模型估计得到各变量的系数，并将自变量的实际观测值代入模型，
2.4 数据来源
各省年内减少耕地面积的数据来自各《中国国土资源年鉴》，只有2005年和2007年的《中国国土资源年鉴》有基本农田的统计数据，2005年《中国国土资源年鉴》中有2004年年初和年末基本农田数据，2007年《中国国土资源年鉴》中有2006年年初和年末基本农田数据，这相当于具备2004年年初、2005年年初、2006年初和2007年初的基本农田面积数据；在《中国统计年鉴》中有关1996年耕地面积数据对应的时点是1996年10月31日，在其他正式出版的文献资料中也没有1996年年末耕地面积数据，因此，1996年年末各省耕地面积数据采用了中国土地勘测规划院提供的数据。
人均GDP数据来自2005、2006、2007和2008年的《中国统计年鉴》，并用GDP指数修正为可比价人均GDP。
固定资产投资数据来自2005、2006、2007和2008年的《中国统计年鉴》全社会固定资产投资，并用全社会固定资产投资价格指数修正为可比价固定资产投资。
路网密度则根据2005、2006、2007和2008年的《中国统计年鉴》中公路里程数据和区域土地面积计算得到。
需要特别说明的是，由于在2005年《中国国土资源年鉴》中，没有天津2004年初的基本农田数据，因此，在以下的分析中，未把天津包含在内；当然，本文分析所涉及的数据均不包含港澳台地区。另外，数据均为省级数据。
3 结果与分析
3.1 模型估计结果与分析
本文的数据为省级面板数据，这里分别采用固定效应模型、随机效应模型和混合OLS模型加以估计，并分别用F检验和B-P检验对固定效应和随机效应加以检验。固定效应检验的F值为1.93，对应的P值为0.0109；B-P检验的卡方值为1.15，对应P值为0.2842。综合以上检验结果，固定效应和随机效应模型均不明显优于混合OLS模型。因此，这里只报告混合OLS模型估计结果。估计结果具体见表2。
模型检验的F=16.48，其对应的P值为0.000 0，R2为0.47，N=120；各系数的T检验均在10%水平上显著，因此，模型拟合较好，可以用于解释。
从表2可以知道， arable、invest和basic的符号与预期一致。年度虚拟变量year2005、year2006和year2008均检验显著，这三个年度虚拟变量的系数符号均为负，这说明与2004年相比较，2005年、2006年和2007年有更小的截距项。这可能是由于2005年国务院下发了《国务院办公厅关于印发〈省级政府耕地保护责任目标考核办法〉的通知》（〔2005〕52号），开始实施省级政府耕地保护责任目标考核制度、2006年5月国土资源部下发了《关于当前进一步从严土地管理的紧急通知》（国土资电发〔2006〕17号）和2006年8月国务院《关于加强土地调控有关问题的通知》（国发［2006］31号），这些文件的出台加强了耕地保护的力度，使得相对于2004年，2005、2006和2007年耕地保护的力度相对更大、形成更为严格的用地政策和耕地保护政策环境。比较年度虚拟变量year2005、year2006和year2007的回归系数可以发现，这三个变量系数的绝对值越来越大，这说明，在2004-2007年期间，耕地保护的政策力度逐步加大，可能在2004-2007年期间地方各级政府面临着更大的耕地保护压力，2006年9月，国土资源部上报的《全国土地利用总体纲要》在国务院第149次常务会议上没有被通过，2007年，国务院了《国务院关于完善退耕还林政策的通知》（国发〔2007〕25号），其中明确“原定‘十一五’期间退耕还林2 000万亩的规模，除2006年已安排400万亩外，其余暂不安排”，即暂停了退耕还林。
和预期一样，固定资产投资的符号为正，回归系数表明，固定资产投资每增加1亿元约需增加4.3 hm2 耕地，这与对土地用途管制制度绩效采用基本建设投资数据的一项研究的估计结果比较接近[8]。年初耕地面积这个变量的回归系数的符号也与预期一致，估计得到的系数为正且系数检验显著，表明区域耕地减少面积与该区域的资源基础相关的，耕地面积相对多的地区其耕地减少面积也相应多一些。
3.2 政策效果评价
根据模型估计结果，δ的符号为负且t检验值在10%水平上检验显著，这说明基本农田保护政策对遏止耕地面积减少确实产生了显著影响。δ等于-364.435 5，这说明，基本农田保护率每提高1%，每省每年平均约能减少耕地流失面积364.4 hm2。
采用式（5），计算各区域各年度基本农田保护政策效果，计算结果见表3。
表3的数据是根据式（5）计算的，从式（5）来看，式（5）的计算出来的值的含义是与不实行基本农田保护制度、不划定基本农田保护区相比较，各地区各年度（2004年-2007年）以不同比例的基本农田保护率划定基本农田实施基本农田保护制度，减少耕地面积减少量。从表3可以看出，2004年-2007年期间，由于实施了基本农田保护政策、划定了基本农田保护区，全国（不包括天津市和港澳台地区，下同）分别减少了耕地流失面积为853 44519 hm2、847 72491 hm2、859 55937 hm2和857 96126 hm2，4年合计减少耕地流失面积3 418 69073 hm2，约为期间实际耕地流失面积3 020 76949 hm2的113倍。可见，基本农田保护政策的实施的确有效地遏止了耕地面积减少。
将表3中各地区各年数据与各地区1996年年末耕地面积相比，计算相对效果，计算公式如下：
从表4可以看出2004-2007年之间，北京、上海、浙江、福建、海南、青海、宁夏和等地的相对效果比较明显。以表4中的相对效果(r)为因变量，因人均GDP和路网密度为自变量进行回归分析，模型拟合效果不好，因此，还不能确定基本农田保护政策的相对效果与和人均GDP、路网密度的关系。
4 主要结论
通过前面有关基本农田保护政策效果的分析，可以得到以下结论：
（1）在2004-2007年期间，基本农田保护政策的实施对于减少耕地流失面积产生了显著影响，基本农田保护率每提高1%，约能减少耕地流失面积364.4 hm2；
（2）2004年-2007年期间，由于实施了基本农田保护政策、划定了基本农田保护区，全国分别减少了耕地流失面积为853 44519 hm2、847 72491 hm2、859 55937 hm2和 857 96126 hm2，4年合计减少耕地流失面积3 418 69073 hm2，约为期间实际耕地流失面积3 020 76949 hm2的113倍。
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Arable Land Conversion Effects of Basic Farmland Protection Policy
ZHONG Taiyang HUANG Xianjin CHEN Yi
(Department of Land Resource and Tourism Sciences, Nanjing University，Nanjing Jiangsu 210093, China)
