固定资产投资的作用

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固定资产投资的作用范文第1篇

李云婷，女，汉族，硕士研究生，陕西师范大学国际商学院，研究方向：西方经济学。

摘 要：本文运用空间计量模型，分析中国31个省份的人均消费、人均固定资产投资与人均GDP的关系，通过计算全局的Moran’s I指数和局部的Moran’s I散点图确定人均消费、人均固定资产投资与经济增长存在空间相关性，并刻画了2010年到2015年空间相关性的全局Moran’s I指数，并通过最小二乘法模型、空间滞后模型和空间误差模型计量模型验证了人均消费和人均固定资产投资对经济增长的空间溢出作用。

关键词：人均消费；人均固定资产投资；经济增长；空间计量；溢出作用

一、引言

中国经济增长一直是政界和学术界关注的焦点。中国经济经过30多年的高速增长之后，2012年到2014年开始回落保持在7%左右，2015年可能还达不到7%，中国可能陷入“中等收入陷阱”。为了让中国跨过“中等收入陷阱”，孔泾源给出了促进经济增长的建议，其中促进消费和投资是拉动经济增长的主要动力[1]。王小鲁、樊纲、刘鹏在研究中国经济增长方式转换和增长可持续性中发现，资本的增长对经济的增长起着重要作用，且贡献将进一步提高[2]。刘方认为消费是经济增长的最终动力，良性促进国民消费对国民经济的整体运行和功效起着决定性的作用[9]。所以消费和投资是经济增长的主要动力，本文选取了人均消费和人均固定资产投资来研究消费和投资对经济增长的影响。

对于经济增长的研究，很多经济学家也发现了经济增长的空间依赖性，但是由于空间问题很复杂没有专门的技术进行研究，古典经济学家只考虑了经济增长的时间效益，而忽视了经济增长的空间相关性，主要运用最小二乘法模型对经济增长进行估计，导致了经济研究结果在很多方面解释力不强[3]。现在从区域经济发展看来，地区经济的辐射效应的确能带动周边地区经济的发展，经济增长的空间相关性确实存在。薛继亮利用1995～2012年的省级数据，构建了空间计量模型考察了人口转变、技术进步和经济增长之间的关系[4]。吴玉鸣对2000年中国县域的经济增长进行研究发现：县域经济增长存在着较强的空间集聚知空间依赖性，县域经济增长不仅与人力资本、工业化、信息化等因素相关，而且与相邻县域的经济增长存在一定的空间依赖性[8]。综上所述，本文选取了人均消费与人均固定资产投资对经济增长进行回归，应用空间计量的分析方法分析经济增长的空间依赖关系。

二、文献综述

空间模型最早源于地理学，研究地理邻接之间的相关关系。后来应用于经济学，逐渐形成一个独立的学科，即空间经济学。后来随着计算机的发展，与空间经济学融合成空间计量经济学，空间计量经济学由美国经济学家Paelinck在1979年首次提出。空间计量经济学吸收了地理学的思想，并运用运筹学、计算机科学和统计学等知识来处理空间数据，研究区域之间经济行为在空间相关关系。这正是Tobler地理学第一定律所说：“任何事物之间均相关，而离得近的事物总比离得远的事物相关性要高。”即地区之间的经济行为一般都存在一定程度的空间相关性，包括空间依赖性和空间异质性。其中空间依赖性来源于空间溢出和遗漏变量。现如今，空间计量经济学可以研究许多经济行为的空间依赖关系，李林、丁艺和运用空间计量经济学研究金融集聚对区域经济增长的溢出作用[5]；郑长德和刘帅运用空间计量经济学研究碳排放与我国经济增长的空间依赖性[6]；许爱文、魏梅、程文露和王铮运用空间计量经济学研究信息化和产业空间聚集的相关性等[7]。总之空间计量经济学发展到现在已经是一门相当完善的科学，可以研究现实中的很多空间相关关系。

三、空间相关性检验

（一）基于全局莫然指数（Moran’s I）的经济增长的全局空间自相关检验

通过全局莫然指数来分析人均国内生产总值是否存在空间相关性。空间相关性是空间计量经济学的基础，如果不存在空间相关性，就不需要空间计量模型。全局莫然指数I在（-1，1）之间，大于0表示各地区间为空间正相关，小于0表明空间负相关，等于或接近0表示各地区之间无关联。首先构建一个空间权重矩阵W，其元素wij表示省份i与j的邻近关系。本文选择queen邻接方式，当i省份和j省份相邻时，wij等于1；当i省份和j省份不相邻时，wij等于0。

本文对中国2010年到2014年，5年鉴的人均国内生产总值进行全局莫然指数显著性检验可知：2010年人均国内生产总值的全局莫然指数为0.4488，P值为0.002；2011年全局莫然指数为0.4470，P值为0.001；2012年全局莫然指数为0.4337，P值为0.001；2013年全局莫然指数为0.4231，P值为0.003；2014年全局莫然指数为0.4075，P值为0.001。根据2010年到2014年5年间的人均国内生产总值进行全局莫然指数分析，其全局莫然指数都大于0.40，并且显著性水平P值都显著小于0.05，说明中国各省份的经济增长的确具有空间依赖关系，全局莫然指数为正，表示我国各省份的经济增长具有空间溢出效应。

（二）基于局部莫然指数（LISA）的区域之空间相关性检验

通过对2014年人均国内生产总值的局部莫然指数来检验各省份i与其相邻省份之间的关联程度。Moran’s I散点图是局部空间相关性分析的主要方法，正的Ii表示正相关，负值则表示负相关。根据2014年人均国内生产总值的散点图发现：莫然散点图将中国31个省份人均国内生产总值划分为四个象限的集聚模式：第一象限，高高集聚（HH）表示中心省份与邻近省份的人均国内生产总值都高，包括福建省、辽宁省、浙江省、江苏省、北京市、上海市和天津市；第二象限，低高集聚（LH），表示中心省份的人均国内生产总值低，而其邻近省份的人均国内生产总值高，包括河北省、黑龙江省、吉林省、安徽省、江西省和海南省；第三象限，低低集聚（LL），表示中心省份与邻近省份的人均国内生产总值都低，包括山西省、青海省、甘肃省、河南省、河南省、陕西省、四川省、贵州省、云南省、重庆市、湖北省、广西壮族自治区、自治区、宁夏回族自治区和新疆维吾尔族自治区；第四象限，高低集聚（HL），表示中心省份人均国内生产总值高，而其邻近省份人均国内生产总值低，包括广东省、山东省和。从散点图可以看出：人均国内生产总值高高聚集和高低聚集的地区主要在北京、上海、天津、浙江、福建、山东、广东等中国东南沿海的发达地区；低高聚集和低低聚集的主要在云贵川、新疆、、陕西、甘肃等中国中部和西部欠发达地区。

四、人均消费和人均固定资产投资与经济增长关系的实证分析

（一）指标选取及数据来源

本文选取中国31个省份从2010年到2014年5年的国内生产总值、社会消费品零售总额和固定资产投资总额的年度数据。其中人均国内生产总值（Y）为因变量，人均消费（X1）和人均固定资产投资（X2）为自变量，通过对人均国内生产总值与人均消费和人均固定资产投资建立回归模型。本文采用的2010年到2014年的数据来自《国家统计局》，国内生产总值、社会消费品零售总额和固定资产投资总额的单位均为亿元人民币，人均国内生产总值、人均消费和人均固定资产投资的单位均为万元。数据分析运用软件GeoDa。

（二）模型建立

1.最小二乘法模型回归

根据不考虑空间经济关系的传统经济增长关系，运用最小二乘法对人均国内生产总值和人均消费与人均固定资产投资建立模型，进行回归。

Y=-0.3512+1.6998X1+0.5145X2+e（1）R^2=0.7923，P=0.0000

其中：Y代表人均国内生产总值，X1代表人均消费，X2代表人均固定资产投资，e表示随机误差。公式（1）表示人均消费每增加1元，人均国内生产总值增加1.6998元；人均固定资产投资每增加1元，人均国内生产总值增加0.5145元。

2.空间滞后模型（SLM）回归

空间滞后模型主要研究各个变量在一个地区间是否有溢出效应。考虑到经济增长的空间相关性，运用空间滞后模型对人均国内生产总值和人均消费与人均固定资产投资建立模型，进行回归。

Y=-0.7930+0.1651WY+1.5346X1+0.5107X2+e（2）R^2=0.8026，P=0.0000

其中：Y代表人均国内生产总值，X1代表人均消费，X2代表人均固定资产投资，W为n×n的空间权重矩阵，e表示随机误差。公式（2）表示人均消费每增加1元，人均国内生产总值增加1.5346元；人均固定资产投资每增加1元，人均国内生产总值增加0.5107元；其他省份的人均国内生产总值每增加1元，本省份的人均国内生产总值增加0.1651元。

3.空间误差模型（SEA）回归

空间误差模型是假设地区之间的相关关系是通过误差项来完成，因为各个地区所在相对地里空间的不同而存在差异。考虑到各省份的经济增长处于不同的地区，运用空间误差模型对人均国内生产总值和人均消费与人均固定资产投资建立模型，进行回归。

Y=-0.2204+1.5643X1+0.5648X2+e，e=0.3868WY+ε（3）R^2=0.8127，P=0.0000

其中：Y代表人均国内生产总值，X1代表人均消费，X2代表人均固定资产投资，W为n×n的空间权重矩阵，e和ε表示随机误差。公式（3）表示人均消费每增加1元，人均国内生产总值增加1.5643元；人均固定资产投资每增加1元，人均国内生产总值增加0.5648元；其他省份的人均国内生产总值每增加1元，本省份的人均国内生产总值增加0.3868元。

五、结论

本文通过对人均国内生产总值和人均消费与人均固定资产投资分别建立最小二乘法模型、空间滞后模型和空间误差模型分析，得出以下几点结论：（1）三个模型中，空间误差模型的R^2最大，解释了人均国内生产总值的81.27%，而且Lambda的系数的显著性水平P=0.06626，小于10%的显著性水平，说明我国的经济增长的空间相关性是通过扰动误差项来影响的，所以运用空间误差模型分析经济增长的空间相关性更合适。（2）2010年到2014年人均国内生产总值的全局莫然指数都大于0.40，并且显著性水平P值都显著小于0.05，说明中国各省份的经济增长的确具有空间依赖关系，全局莫然指数为正，表示我国各省份的经济增长具有空间溢出效应。（3）通过2014年人均国内生产总值的Moran’sI散点图分析，人均国内生产总值高高聚集和高低聚集的地区主要的中国东南沿海的发达地区；低高聚集和低低聚集的主要是中国中部和西部欠发达地区。

（作者单位：陕西师范大学国际商学院）

参考文献：

[1] 孔泾源.“中等收入陷阱”的国际背景成因举证与中国对策[J].改革，2011.

[2] 王小鲁，樊纲，刘鹏.中国经济增长方式转换和增长可持续性[J].经济研究，2009.

[3] 方大春.经济增长要素的空间效应及分解[J].湖南财政经济学院学报，2015.

[4] 薛继亮.人口转变、技术进步和经济增长来自空间计量模型的验证[J].工业技术经济，2014.

[5] 李林，丁艺，.金融集聚对区域经济增长溢出作用的空间计量分析[J].金融研究，2011.

[6] 郑长德，刘帅.基于空间计量经济学的碳排放与经济增长分析[J].中国人口.资源与环境，2011.

[7] 许爱文，魏梅，程文露，王铮.中国信息化与产业空间聚集的关系研究[J].工业经济论坛，2015.

固定资产投资的作用范文第2篇

一、概念界定

文中所指的固定资产投资是指全社会固定资产投资，是以货币形式表现的在一定时期内，全社会建造和购置固定资产的工作量以及与此有关费用的总称。

固定资产投资的资金来源包括国家预算内资金、国内贷款、利用外资、自筹资金、其他资金等五部分。资金平衡是指固定资产投资资金的供给与需求情况。

二、2007年至2011年固定资产投资情况

（一）固定资产投资情况

2007—2011年，甘孜州固定资产投资累计839.57亿元，固定资产投资呈逐年递增的趋势。5年固定资产投资增速分别为24.16%、30.25%、31.89%和16.78%，年平均增长速度达25.77%。

数据来源：甘孜州2007—2011年统计公报、甘孜州统计局

固定资产投资呈现以下几个特点：一是投资总量逐年快速增长。甘孜州固定资产投资总量从2007年的98.98亿元增长到2011年的246.53亿元。5年时间内突破了100亿元和200亿元大关。二是投资结构趋向明显，第二产业投资加大，水电投资是甘孜州投资增长的主要支撑点。水电投资从2007年60.98亿元增长到2011年157.77亿元，增长2.63倍，超过同期固定资产投资总量增长速度。三是固定资产投资大于地区生产总值。甘孜州经济发展具有典型的投资拉动特征，固定资产投资对经济发展起了重要的贡献。

（二）固定资产投资资金来源分析

固定资产投资资金到位率较高，2007—2011年5年资金到位率均达80%以上。分别为80.21%、81.38%、82.65%、86.27%和83.98%。从各种资金来源来看，国家预算内资金、国内贷款、利用外资、自筹资金以及其他资金等各类资金均呈逐年增长的趋势，但在固定资产投资总额中所占比例趋势不同。

数据来源：甘孜州2007—2011年统计公报、甘孜州统计局

固定资产投资资金来源呈现以下几个特点：一是国家预算内资金是甘孜州固定资产投资资金来源的重要渠道之一。2007—2011年国家预算内资金占比一直保持10%以上，高于全国同期水平。二是国内贷款是甘孜州固定资产投资资金来源的重要渠道，对固定资产投资起着重要作用，呈现逐年增长趋势。2007—2011年甘孜州固定资产投资资金来源中，国内贷款平均占比达到42.02%，在2010年占比达45.94%，是所有资金来源中占比最大的。三是自筹资金支撑作用日益增强，固定资产投资的自主性不断提高。2007—2011年，甘孜州固定资产投资资金来源中自筹资金由24.11亿元增长到81.89亿元，增长了57.78亿元。2011年自筹资金在全部资金来源中的占比达39.55%，仅次于国内贷款占比。四是其他资金来源增长缓慢。其他资金占全部投资资金来源比重较低，一直保持在4%左右。

三、2012年甘孜州固定资产投资资金供需形势分析

（一）需求形势分析

2012年是实施“十二五”规划的关键之年，甘孜州十一届一次人代会明确提出2012年全州地区生产总值（GDP）同比增长14%，固定资产投资增长30%。按照这个要求，2012年全州GDP和固定资产投资规模将分别达到173.53亿元、320.49亿元。

根据近5年甘孜州固定资产投资资金来源情况分析：2007—2011年国家预算内资金占固定资产投资总额14.5%，国内贷款占35.23%，自筹资金占29.89%，利用外资占0.07%，其它资金占4.17%。2012年在实现藏区跨越发展目标引导下，来自国家的投资、银行贷款和招商引资的比重将会增加。假定2012年固定资产投资资金来源结构基本保持前5年的结构水平，预计甘孜州2012年固定资产投资：对国家预算资金的需求约为46.47亿元；对银行信贷的需求约为112.91亿元；对自筹资金的需求约为95.79亿元；对利用外资及其他融资的需求约为0.22亿元；对其它资金的需求为13.36亿元。

（二）供给形势分析

2007—2011年甘孜州国家预算内资金、国内贷款、自筹资金和其它资金的年平均增速分别为15.37%、27.48%、36.10%、28.75%。以此增速测算，2012年国家预算内资金、国内贷款、自筹资金和其它资金供给分别为37.02亿元、104.31亿元、111.46亿元、13.75亿元。按照甘孜州政府确定的招商引资目标任务，2012年全年将利用外资2000万美元折合人民币1.2亿元。

数据来源：甘孜州2007—2011年统计公报、甘孜州统计局

（三）供需对比分析

据预测，2012年固定资产投资资金需求为268.75亿元，能够实现的资金供给约261.66亿元，缺口7.09亿元。

说明：缺口为负值，说明资金供给小于资金需求；缺口为正值，说明资金供给大于资金需求。

通过上表分析可以看出，2012年固定资产投资资金供给总体不足，国家预算资金和国内贷款供给缺口分别为9.45亿元和8.76亿元。

四、保持2012年固定资产投资增长的建议

从2011年和2012年上半年经济运行形势看，2012年“稳中求进”的压力较大，影响经济发展的不确定因素较多，为确保甘孜州经济保持平稳较快发展，应拓宽融资渠道，加快重点项目前期工作，抓住招商引资，促进投资增长。

（一）多方联动，努力拓宽融资渠道

一是应抓住藏区跨越发展的机遇实行产业结构升级换代、加快调整步伐的重点，加大政府财政性资金的投入力度，给予企业适当的财政、税收优惠政策，继续争取国家政策性资金支持。二是构造以信贷融资为主、财政融资和证券融资共同发展的融资格局，支持符合条件的企业在资本市场发行股票、债券，扩大融资范围，确保固定资产投资的长期性和稳定性。三是进一步完善政府与金融机构之间联系机制，加大对优势产业、“节能减排”项目的支持力度，围绕拓展产业链要求，筛选推出生态能源、生态旅游、基础设施等一批重点项目，形成新的投资增长优势，增强投资信心。

（二）加快重点项目前期工作进度，争取金融机构信贷支持

目前甘孜州各商业银行都确立了优先满足成熟大项目贷款需求的政策，把投入的重点放在重点项目及重点企业上，尤其是能源开发、矿产开采和基础设施建设的信贷投入。因此政府应加快开发“两江一河”水电资源，建立完善“两江一河”流域水电开发协调机制，推进长河坝、黄金坪、猴子岩等电站建设，加快探矿采矿和原矿加工推进优势矿业发展，以争取金融机构的信贷支持。

（三）完善投融资管理，创新招商引资机制，进一步扩大利用外资

改善投资环境，逐步完善投融资管理制度，全面清理含有行政垄断和行业垄断的政策文件，废除不合理的审批和收费；出台鼓励自筹资金投资项目登记备案制等规章制度和实施细则，实现投资行为的法制化、规范化和程序化。同时突出招商重点，在齐抓一、二、三产业项目的同时，突出抓能源、旅游项目；围绕优势产业重点包装、重点招商；要坚持走出去、请进来，以商引商，高度重视对落户企业的服务，确保项目引得进、建得成、留得住，达到“引进一个、建好一个、带来一批”的联动效应。

（四）充分发挥财政资金杠杆作用

整合政府财政资金，改善生产性财政资金的投入方式，发挥财政资金对信贷及其他社会资金的引导作用，发挥财政资金杠杆作用，支持甘孜重点项目，真正使财政资金起到“四两拨千斤”的作用。

固定资产投资的作用范文第3篇

一、兵团固定资产投资利用效率分析

西部大开发实施前（1990-2000年），兵团生产总值缓慢增长，同期的固定资产投资增幅虽高于兵团生产总值的增幅，但差距不大。西部大开发战略实施以后，特别是中央新疆工作会议召开以来，由于对口援疆省份加大了对兵团的资金和技术投入，兵团生产总值、固定资产投资快速增长，固定资产投资增幅远高于兵团生产总值增幅，且增长势头强劲。

从宏观角度分析，考察固定资产投资的最终效益主要采用投资率和投资效益系数。

（一）固定资产投资率

固定资产投资率又称为资本形成率，由一定时期生产活动的最终成果用于形成生产性非金融资产的比重表示，是反映投资对经济增长拉动的指标。一般认为，投资率过低不能满足经济发展的要求，过高又会影响到投资的效益，进而损害经济增长的质量。

图一 全国、新疆、兵团投资率变动折线图

从图一可以看出：1990～2012年，兵团的固定资产投资率呈现出增长――下降――加速的变化趋势。1990～2003年为上升趋势，年均增长2%;2003～2007年保持平稳态势;2007～2012年，投资率进入快速增长时期，增幅逐年增大，期间年均增长达8.7%。

1990～2012年，兵团投资率年均增长4%，而同时期新疆年均增长仅为2.9%。期间，1998～2004年，兵团的投资率甚至高于全国投资率。这表明，兵团的经济增长具有高投资拉动的特征。

（二）兵团固定资产投资效益系数

投资效益系数是反映固定资产投资“质”的指标，由一定时期内国内生产总值增长额同相应的固定资产投资额的比值表示，是衡量固定资产投资经济效益的主要指标。

图二 兵团固定资产投资效益及其滞后期投资效益图

由于投资项目种类、政策效应、经济结构调整等因素的存在，会产生“滞后效应”，因此不仅需要考察当期投资效益系数，还要考察前期固定资产投资对该期GDP的影响，这种固定资产交付使用期和投资期的时间差形成效益滞后，称为固定资产投资效益滞后效应。

将图一、图二结合考察可知，兵团固定资产投资效益表现出以下特征：

（1）固定资产投资利用效率不断提高。

1990～1999年间，固定资产投资的利用效率较低，投资没有得到有效的利用，使得固定资产投资率和投资效益变化背离; 2000年以后，特别是2008年以来，兵团固定资产投资效益和投资率显著提升，且同步递增。说明兵团固定资产投资利用率较高，有效带动了经济增长。

（2）固定资产投资效益的滞后性较为明显。

由于固定资产投资从开始投放到交付使用有一个时间差，所以固定资产投资的这种效果会滞后释放。概括地说，生产总值增长对固定资产投资具有反作用力，固定资产投资的发展要以经济增长为前提条件。但是，无论对于一个国家，还是地区来说，其固定资产投资对经济增长都具有一定的滞后影响，其滞后影响期的长短从某种意义上来说，是可控的，决定其长短的直接动力来自于该国或该地区经济发展的战略考虑。

由t期（当期）、t-1期、t-2期比较可知，固定资产投资效益在t-2期表现最为明显，即当期固定资产投资的投入，随着时间的延续，其经济效益逐渐得以凸显并逐步增大，滞后性较为明显。

二、固定资产投资与生产总值关系的实证分析

（一）模型变量选择和方程描述

1.模型变量的描述、数据整理

本文运用联立方程模型，对固定资产投资与生产总值的关系进行实证分析。表2中列出了模型中使用的4个外生变量、3个内生变量、变量的含义、计量单位，观测指标的样本区间为1990～2012年，数据取自《兵团统计年鉴》（1990～2012年）。

表一 模型变量列表

其中，由于兵团地区政府支出数据无法直接得到，考虑到国有企业固定资产变动额和管理费用支出总额的合计值与地方政府财政支出的高度相关性，其总和可作为政府支出的工具变量，因此，取其近似值：政府支出=国有企业固定资产变动额+管理费用支出总额。

2.模型方程的描述

利用兵团1990～2012年的数据建立一个固定资产投资需求导向的经济联立方程模型，模型由3个内生变量方程组成：

（1）固定资产投资需求方程

（1）

该方程描述了固定资产投资和GDP、固定资产投资滞后期的关系。结合数据的可获得性，在分析固定资产投资的直接影响因素时，引入GDP和INV（-1）两个解释变量。

2.经济增长方程

（2）

该方程描述了经济增长和城市化率、社会消费零售总额的关系。城市化水平和社会消费零售总额作为社会消费能力的代表，成为带动刺激经济增长的因素，故引入这两个解释变量。

3.城市化模型

（3）

该方程描述城市化率和固定资产投资、政府支出、人口的关系。

由模型主要内生变量的动态模拟图可以看出，INV、GDP、CS的拟合效果很好。

（二）结论

1.固定资产投资需求：生产总值和固定资产投资之间存在着动态均衡机制，按照“加速原理”，经济增长可以推动投资以更快速度的增长;同时，经过资本积累，投资对经济增长又具有显著的促进作用。由固定资产投资需求模型可以看出，兵团生产总值每增加1元，固定资产投资额相应增加1.005元;上期的固定资产投资额每增加1元，可使本期固定资产投资额增加0.24元，上期固定投资的投入产生的效果，在当期不会完全释放，而是会产生滞后效果。

2.经济增长：理论上，如果投资产生的效益未被消费消化掉，那么该投资就存在一定程度的浪费，从而制约了经济的增长。由经济增长模型可以看出，与生产总值相关的是社会消费零售总额滞后一期，即上期社会消费零售总额每增加1元，生产总值增加1.24元。

3.城市化：实践证明，城镇化、新型工业化和农业现代化之间，彼此相互影响、相互促进。城镇化是工业发展的平台和载体，有利于各种生产要素的集中与聚集，能够吸纳大量农业人口，为农业规模化、专业化、标准化生产和提高农业产业化经营水平创造条件。

由城市化模型可以看出，固定资产投资每增加1个单位，城镇化水平相应增加0.07个单位。

三、主要结论

（一）固定资产投资已经成为促进兵团经济增长的主要推动力

经济增长为资本形成和投资增量的形成提供了物质基础，经济增长是增加投资的前提和基础。分析观察兵团经济增长主要是由投资增长拉动的，投资增长对促进经济的持续快速增长至关重要。

（二）固定资产投资对兵团经济增长的长效作用增大

投资对经济增长的推动是一个循序渐进的过程，投资先于经济增长而增长，投资的作用在当年的经济增长中并不一定能够完全反映出来，但在随后几年会逐渐显现。近年来兵团固定资产投资对经济增长的滞后期有所延长，决定其长短的直接动因的直接动力来自于该地区经济发展的战略考虑，兵团固定资产投资由见效快、周期短、难具长效机制的小项目向周期长、具有长效作用机制的大项目转移。

固定资产投资的作用范文第4篇

[关键词] 贷款利率固定资产投资实证分析SPSS

市场利率与社会总储蓄和总投资有着密切的联系。从长期来看,储蓄等于投资,但储蓄和投资对利率的变动有较大的弹性,利率影响现期的投资活动,并通过调节储蓄影响未来的投资规模。一般说来，低利率对固定资产投资活动有刺激作用，高利率对固定资产投资活动有抑制作用。低利率有利于投资，是因为在其它条件不变的情况下，降低利率减少了企业生产成本中的利息支出，可以增加盈利，于是刺激企业扩大投资规模；高利率则增加了企业借贷资金成本，企业投资的积极性会下降。利率的这一作用被西方经济理论界与货币管理当局视为衡量经济运行状况的一个重要指标和调节经济运行的重要手段。

表1利率与固定资产投资增长率

本文运用SPSS统计分析软件对我国贷款利率和固定资产投资增长率之间关系进行回归分析，探讨利率对固定资产投资的实际影响程度的大小。

一、用于分析的数据来源及说明

本研究用六个月的贷款利率来表示贷款利率，用固定资产投资增长率（固定资产投资完成额累计比上年同期增长率）来代表固定资产投资。原始数据源自《中国经济景气月报》、《中国统计》以及《中华人民共和国统计局年鉴》。表1是从1999年3月～2006年6月的利率与固定资产投资增长率季度数据。

二、固定资产投资增长率（固定资产投资完成额累计比上年同期增长率）和贷款利率回归分析

构建如下模型：

其中Y代表固定资产投资增长率，X代表商业贷款利率（此商业贷款利率是六个月为贷款期限的利率）。用SPSS进行回归分析结果如下。

表2 拟合参数

表3F检验

表4系数及t检验

得到以下回归模型：

统计学检验:R2=0.440，说明贷款利率能解释固定资产投资增长率变动原因的44% 部分；模型中的解释变量对被解释变量有重要影响（能通过t检验）；并且模型总体回归效果比较显著（能通过F检验）。

经济学检验：贷款利率会对固定资产投资增长率的变动产生一定影响，利率每增加1个单位，固定资产投资增长率下降2.477个单位。

三、结论

1.贷款利率与固定资产投资增长率反比关系。从成本效应的角度来看，因利率上升而导致的投资成本增加，必然使那些投资收益较低的投资者退出投资领域，从而使投资需求减少；相反，利率下跌则意味着投资成本下降，从而刺激投资，使社会总投资增加。

2.贷款利率对固定资产投资的影响不显著，也即固定资产投资变动主要不是由利率变动引起的。产生这种现象的原因主要有:

(1)从利率方面看，我国仍处于计划经济向市场经济的过渡期，利率水平的高低，很大程度上取决于政府对经济形势的判断（即人为因素影响较多），利率的确定及调整由中央银行决定，并不完全随货币资金供求关系的变化而变动，也就是说利率的市场化程度还不高，利率的变动必须兼顾各方面的利益，因而对固定资产投资起不到很好的调节作用。

(2)我国利率变动对固定资产投资的调节作用的实际效果与国家经济发展周期高度相关，当经济高涨时,即使调高利率也难以抑制投资增长;而经济萎缩时,即使央行不断降低利率,短期也刺激不了投资的增加。这样就降低了利率对固定资产投资影响的程度。

(3)我国的基础设施投资和房地产投资在固定资产投资中占相对较大比例，特别是近几年几大行业如房地产、汽车和建材等的投资非常大，而投资这些行业的企业大多是国有企业或民营企业。对于国有企业主要是来自于政府的直接投资或者是政府通过各种手段对其投资贷款进行补贴;对于民营企业他们最关心的是能不能借到钱，而不关心借到钱以后付多少利息，企业通常会想方设法借钱。因此，贷款需求对利率很不显著，提高利率并不能遏制投资和贷款需求。

(4)近些年银行往往有强烈的意愿把钱贷出去。这主要是由于政策规定，银行必须要把呆坏帐比例尽量降低，而要把贷出去的呆坏帐经过银行和企业的努力变成好帐，这个难度非常大，那么银行想要达到这个目的，一个最简单的办法是增加贷款、扩大分母。银行游说企业进行投资动力很大，并且常常会给企业提供最优惠的贷款利率，企业即使在利率很高的情况下愿意并且能够贷款。因此，这大大降低了贷款利率对固定资产投资影响的敏感性。

综上所述，经济理论中所阐述的利率对固定资产投资会产生很大影响，但在我国实际经济生活中表现的不十分明显，这在相当程度上受我国利率市场化程度不高以及经济发展周期的影响。因此，政府在针对固定资产投资而调整利率时应更加慎重。

参考文献：

[1]盖锐:金融学[M].北京:清华大学出版社，2006

[2]马庆国:管理统计[M].北京:科学出版社，2002

[3]平狄克:鲁宾费尔德．计量经济模型与经济预测[M]．北京：机械工业出版社，1999

[4]汪康懋曾伟娇:对我国低利率政策无效性的探讨[J].商业研究，2004(9)

固定资产投资的作用范文第5篇

关键词：固定资产；固定资产投资审计；投资审计

中图分类号：F239 文献标识码：A

收录日期：2015年3月23日

一、固定资产投资审计概念及内容

（一）固定资产投资审计的含义及特征

1、固定资产投资审计的含义。固定资产投资审计是指审计机关依据国家法律、法规和政策规定，对固定资产投资项目财务收支的真实性、合法性及效益性的监督行为。它是国家对固定资产投资活动实行监控的一种重要手段，是我国审计监督体系的重要组成部分。

2、固定资产投资审计的特点

（1）审计对象的宏观性。开展固定资产投资审计必须要有宏观意识，即从宏观着眼，从微观入手，通过大量的微观审计，发现宏观经济运行中具有普遍性和倾向性的问题，促进宏观调控，保证投资活动的顺利进行。

（2）审计内容的复杂性。固定资产投资审计不仅涉及建设单位的财务收支，更重要的是涉及决策、规划、设计、采购、招标、监理、概预算等与建设项目有关的管理活动。因此，开展固定资产投资审计不仅要审计投资计划安排是否符合国家的投资政策，还要审计投资的资金来源是否正当合理。

（3）审计过程的阶段性。国家建设项目周期较长，从一两年到十来年不等。为了及时、完整的反应国家建设项目资金的使用、建设项目管理等情况，审计机关需要分阶段对建设项目实施审计。固定资产投资审计一般分为建设项目资金筹措及使用、建设项目开工前、建设项目在建、建设项目竣工决算审计。

（4）审计技术的专业性。建设项目的全过程是一个专业技术型非常强的综合过程，涉及很多不同的专业，如经济、建筑、财会、计算机等，仅仅建筑专业又涉及工民建、公路、铁路、水利等几乎所有的二级专业。因此，对国家建设项目的审计，除了审计资金活动外，还要审计其他与建筑有关的行为。

（二）固定资产审计内容。固定资产投资审计的内容包括建设项目资金筹措及使用的审计、建设项目开工前审计、建设项目在建审计和建设项目竣工决算审计。

建设项目资金筹措及使用的审计是对建设项目资金的来源及运用情况的审计。建设项目资金筹措的审计按其来源不同分为：基建拨款审计、基建投资借款审计、其他借款审计、项目资本审计和项目资本公积审计。建设项目开工前审计是对建设项目从筹备建设到正式开工前这段时间的工作内容所进行的审计，包括投资立项审计、设计（勘察）管理审计、招投标审计等。建设项目在建审计是指对建设项目从正式开工到竣工验收前的建设实施阶段的内容进行的审计，包括工程管理审计、工程监理审计、工程造价审计等。建设项目竣工决算审计是指对已经完工建设项目的初步验收情况、试运行情况、合同履行情况及投资完成情况实施的审计。

二、加强固定资产投资审计的必要性

（一）可以为政府完善投资决策提供重要依据。固定资产投资对于国民经济增长有着巨大的拉动作用，可以加强对于政府投资活动的监控，通过对于项目立项、论证的事前监督，可以提供关于投资项目效益的重要信息，促使各级政府在投资活动中慎重行事，经济有效地使用公共资金。

（二）可以提高公共资金的使用效益。固定资产投资审计是关于投资项目真实性、合法性和效益性的审计，其中效益性是审计重点。固定资产投资审计通过对于投资项目的事前监督、事中控制和事后评价，保证公共资金能够投向最具经济、社会效益的投资项目，并保证投资资金运用过程的经济性、效率性和效果性。

（三）可以遏制投资与建设领域的腐败现象。国家审计机关通过开展固定资产投资审计，可以确定有关单位和个人在投资活动中的经济责任，约束对于政府投资权力的滥用，从而有利于防止经济犯罪、反腐倡廉。

三、固定资产投资审计存在的问题

（一）审计管辖权混乱。审计管辖是指审计机关确定各自审计对象的范围划分。确定审计管辖权的范围，一方面可以避免重复审计；另一方面可以使审计机关各自明确自己的职责和权限，增强审计的自觉性，提高审计工作的效率和效果。我国《审计法》第28条规定：“审计机关根据被审计单位的财政、财务隶属关系或者国有资产监督管理关系，确定审计管辖范围。”同时规定：“上级审计机关可以将其审计管辖范围内的审计事项，授权下级审计机关进行审计”，但这个授权过程在实际工作中并未得到执行。随着中央不断加大对地方经济建设的投入，每年都有大量的中央资金和主管部门的资金投入到地方各项基本建设项目。对于这样的项目，地方审计机关、特别是县级审计机关一般无法实施审计。最终导致许多财政资金或者国有资金投资的建设项目最后“无部门”来审。出现这种局面的主要原因是审计机关的监管权利不集中，审计机关的监管权力分散在财政、交通、城建等行业的主管部门，审计机关实行监督权力受到限制。

（二）固定资产投资审计覆盖面窄，审计力度不够。近年来，国家对公共领域的固定资产规模投资越来越大，但从审计项目占应该审计项目的比重或审计资金占应该审计资金的比重看，固定资产投资项目的审计比重较低。存在这样问题的原因，一方面审计机关经费紧张，没有足够的审计人力、财力和物力的支持；另一方面审计内部缺乏资源整合的动力，一些审计审计机关有能力进行审计，也有可能因为审计管辖权的限制而终止对固定资产投资项目审计。

（三）固定资产投资审计质量差。对固定资产投资项目审计的审计质量不高，主要表现在：1、对固定资产投资项目审计注重查错防弊，对于效益审计重视不够。固定资产投资市场秩序较为混乱，违法乱纪现象比较多，这客观上使审计人员不得不侧重于真实性、合法性审计，从而无法抽出足够的审计力量关注效益审计；2、固定资产投资项目事后审计比较多，事前和事中审计不够。我国固定资产投资决策论证体系不健全，建设项目管理体制和运行机制不健全，项目管理科学化、专业化水平不高。在这种情况下，对固定资产投资项目进行全程监督更有意义。

（四）审计技术手段落后，审计人员素质不高

1、审计技术手段落后。固定资产投资审计对计算机的应用与计算机在财政、金融审计中的应用相比，固定资产投资领域的计算机辅助审计还处于滞后状态。固定资产投资审计如何利用计算机技术、网络技术开展投资审计管理和投资审计现场技术成为一个很重要的课题，而实用性和通用性较强的审计软件也很匮乏。

2、审计人员素质低。审计机关懂财务的人员多，懂工程、法律的人员少，既懂工程又懂财务的人员少之又少。工程技术专业人员严重不足是固定资产投资审计发展的瓶颈。国家审计人员属国家公务员编制，其报酬相对固定，难以吸引工程造价师、软件开发等专业人才加入审计人员队伍。

四、固定资产投资审计改进建议

（一）变事后审计为事前审计。在投资项目设计任务书与可行性研究报告编制完成之后，有关部门审批之前，，邀请审计人员参加，实行跟踪审计。采用这种变事后审计为事前审计的方式，能增强审计人员的责任感与风险意识，提高审计的约束力。审计部门间接地参与了投资决策过程，这不仅不会影响审计的独立性，反而会增强审计威信，提高审计地位，更好地达到对固定资产投资的调控目的，发挥审计监督的作用。

（二）制定与完善固定资产投资审计法规。在固定资产投资审计领域，应尽快出台比较具体的审计规定与处理标准，使审计工作有法可依。审计法虽然对审计的方法和技术、审计程序等有相应的规定，但对于固定资产投资审计来说缺乏适用性。尽快出善的投资审计法规，是固定资产投资审计工作的迫切需要。只有完善有关的法规，才能加大对投资决策部门的制约力度，减少人为干扰，审计处理更加客观、公正。

（三）审计机关内部加强固定资产投资审计的质量控制。在相关的准则、规范不够健全的情况下，审计机关尤其需要通过内部的精心组织和安排，强化固定资产投资审计的质量控制工作。可以从以下几个方面入手：1、在制定审计计划时突出重点并把握投资项目的风险高发环节，要把好固定资产投资审计的“关口”，即立项决策关、勘察设计关、招投标关、合同控制关、施工过程控制关、竣工验收关、监督检查关等，在各个“关口”设计必要而合理的审计程序，配备充足的审计力量；2、在审计中，在实施主审负责制的基础上，加强对于审计小组成员、外部专家工作的督导；3、对审计结果严格实施“三级复核制”。

（四）创新固定资产投资审计的技术和方法。将审计方法转变为以评价内部控制系统为基础的抽样审计，并借助对内部控制系统的评价结果确定审计重点、范围和方法，同时，将风险分析和防范措施纳入审计程序的各个环节。

会计信息化和网络技术的发展对审计技术提出了更高的要求，网上交易、网上支付审计、虚拟企业的审计都将成为投资审计的具体内容，基于此，应对原有软件进行优化更新并针对新的投资审计领域开发出新的审计软件，使电子计算机在审计查证、分析性复核、审计信息的收集、传递等方面发挥应有的作用。

（五）调整审计人员结构，提高审计人员素质。加大审计部门工程技术人员的数量，在已具有的审计规模下，配齐财务人员、经济人员、技术人员与法律人员、调查人员构成比例，因为固定资产投资审计具有与其他专业的审计不同的技术性，搞投资审计，不懂工程技术是行不通的。在审计机构人员编制有限的条件下，审计部门可外聘一些基建工程人员，在社会上形成稳定的审计网络与系统。

主要参考文献：

[1]陈波，丁国瑾.关于我国固定资产投资审计的若干问题及对策.山西财经大学学报，2007.1.

[2]郑红霞.改进固定资产投资审计的方法研究.现代商业，2014.2.