城市固定资产投资
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城市固定资产投资范文第1篇
1模型选择关于投入效率的评价方法，新古典经济学主要是应用帕累托效率标准;新经济增长理论主要是应用索洛模型和Denison模型;西方经济效率理论对投入效率的评价方法较多，最常用的有四种:生产函数的经济计量评价方法;全要素生产指数;数据包络分析方法和随机边界方法(Schmid．A，1977;李子奈，1998)。本文以北京市作为研究对象，选取国外比较成熟的生产函数评价方法，对其固定资产投入效率进行评价。最基本的生产函数是美国数学家CharlesCobb和经济学家PaulDauglas于1928年提出的C-D生产函数(即Cobb-Douglas生产函数)，除此之外，比较常用的还有CES函数和超越对数函数(Griliches，1967)，从理论上来说，CES生产函数具有更广泛的应用范围，但并没有相关文献把它与其他生产函数进行实证比较。因此，为了保证对北京固定资产投入效率分析的准确性，本文拟通过对这三个生产函数模型的实证分析比较，确定最适宜的模型进行北京市固定资产投入效率评价。
1.1数据选取及说明本文依据2002年到2010年中宏数据库、《北京市统计年鉴》、《北京市城市建设统计年鉴》以及《北京区域统计年鉴》中的相关数据，借鉴前人研究成果(陈立文、孙静，2002)，将对GDP有较大的影响的城市人口数这一变量引入模型，选取GDP(万元)、固定资产投入(万元)、常住人口数(万人)等指标，对北京市固定资产投入效率及其空间差异进行分析。
1.2C-D函数、CES生产函数、超越对数生产函数评价方法比较利用2001年到2009年北京市国内生产总值(万元)、全社会固定资产投入K(万元)、全市户籍人口L(万人)，通过EVIEWS5软件，建立北京市全社会固定资产投入与国内生产总值之间的C-D生产函数的基本式为:由检验结果可知，C-D生产函数的方程是成功的;CES生产函数由于t检验不显著，因此该模型并不理想;超越对数生产函数在进行方程模拟时，软件显示为“奇异矩阵”，因此该模型不宜应用。由此为了进一步验证C-D生产函数的可行性，对模型模拟数值与实际GDP进行了比较和误差估计，发现各年的误差比例均小于0.15，因此，C-D生产函数是北京市固定资产投入效率最适宜的评价模型。2北京市固定资产投入对经济增长贡献的变动趋势
2.1固定资产投入增长对经济增长的贡献分析式固定资产投入及综合生产率对经济增长的贡献率的分析式为g=c+ak+bl，其中g为消除价格影响的GDP的平均增长速度，k为消除价格影响的固定资产投入额的平均增长速度，l为消除异常变动的人口投入增长速度。c为一个代表其他生产要素的变化对GDP平均增长速度影响的综合指标，同时，它也代表着技术进步和生产规模变动的影响。a、b选取的是上文C-D生产函数模型计算的结果。由此方程可以确定固定资产投入对经济增长贡献为EK=ak/g，人口对经济增长的贡献为EL=bl/g。
2.2北京市固定资产投入增长对经济增长贡献的变动趋势根据前述北京市及各区县全社会固定资产投入与国内生产总值之间的C-D生产函数，计算得到北京市固定资产投入贡献率以及人口的贡献率如图1:由图1可知，2002—2009年间，除2008年外，北京市历年整体固定资产投入贡献率在0.4～0.8之间波动，2008年由于受到金融危机的重创，固定3北京市固定资产投入贡献率的空间分布
3.1北京市及各区县①固定资产投入贡献率的现状分布选取2001—2009年北京市各区县的国内生产总值(万元)、全社会固定资产投入K(万元)、常住人口L(万人)，通过EVIEWS5软件模拟及相应计算，得到2009年北京市及各区县固定资产投入的贡献率如图2:由图2可知，2009年北京市总体固定资产投入贡献率为0.8，其中房山、昌平、怀柔、延庆四个区县贡献率显著，不仅超过了北京市的平均水平，而且均超过1，这四个区县均为北京市的郊区县，反映出2009年部分郊区固定资本投入对经济的促进作用很大，预计未来这种趋势还将持续下去。
3.2北京市各区县固定资产投入贡献率的变化趋势分析由图2知，2009年北京市各区县固定资产投入贡献存在着较为明显的差异，为了明确其发展趋势，需要根据2001—2009年的数据进行时间序列的动态分析。根据计算结果，参照北京市城市发展规划，将18区县分成四个次区域，并结合北京市城市功能定位，分别探讨各个次区域固定资产投入贡献率的变化趋势。
3.2.1首都功能核心区首都功能核心区包括东城、西城、崇文、宣武四区，其固定资产投入贡献率的变化如图3。由图可知，崇文、宣武二区固定资产投入的贡献率很小且历年来均很稳定，这与二区面积狭小、财力有限不无关系。东城、西城二区固定资产投入的贡献率较为显著且波动范围较大，与首都功能核心区固定资产投入主要用于改善城市生活环境和提高基础设施建设有关。图3首都功能核心区固定资产投入贡献率
3.2.2城市功能拓展区城市功能拓展区包括海淀、朝阳、石景山、丰台四区，此区域的固定资产投入贡献率的变化如图4。由图可知，功能拓展区四区的固定资产投入贡献率变化曲线极其相似，除石景山波动幅度较大之外，海淀、朝阳、丰台三区固定资产投入的贡献率集中在0～0.5之间，波动幅度较小且较平稳。这与城市功能拓展区合理控制建设强度，重点进行城市环境整治、交通梳理、基础设施改善，逐步疏解人口与产业，完善政治、文化和国际交往中心的功能，大力发展第三产业，提升城市职能中心品质的功能定位相吻合。此外，根据前述分析结果，人口因素对GDP具有重要的影响，经过计算分析发现人口增长对于解释固定资产投入贡献曲线有极其重要的作用(图5)。由图可见，四个区人口增长贡献率曲线与固定图4城市功能拓展区固定资产投入贡献率资产贡献率曲线呈现出很强的相似性，且波动范围较固定资产投入贡献率更大。这反映出功能拓展区人口的迅速增加大力推动了其经济的发展，而固定资产投入则随经济增长而平稳增长，对经济发展的贡献平和。由此可以预测未来随着人口的逐渐饱和，人口贡献率会在波动中进一步下降，固定资产投入贡献率则会在波动中逐渐上升，并且固定资产投入将主要用于满足新增人口的需求及基础设施建设的改善。图5城市功能拓展区人口增长贡献率
城市固定资产投资范文第2篇
关键词：固定资产投资；税收比重；回归分析
一、引言
近年来，我国固定资产投资增长加快，这是国民经济和社会发展步入一个新阶段、消费结构升级带动产业结构升级、工业化和城镇化步伐加快的结果，应该说具有一定的客观合理性和必然性。固定资产投资在加强经济和社会发展的薄弱环节方面发挥了积极作用，但也注意到随着新开工项目数量多、规模大，结构性矛盾突出，投资反弹压力加大等问题的出现。固定资产投资增长过快可能带来一些潜在问题，基于此我们以广东省的固定资产投资状况进行研究分析。
二、广东省固定资产投资现状
广东省作为经济迅速发展的大省之一，其固定资产投资增长的势头也较为迅速。2003年底，广东省用于基本建设和更新改造的固定资产投资额为25331894万元，比2002年底的18632040万元增长了36%。2004年底，基本建设和更新改造的固定资产投资额达到26319021万元，比上年增加了3.9%。到了2005年底，广东省固定资产投资额为42594068万元，比2004年增加了18.07%。2006全年广东省固定资产投资完成额为81168854万元，而到2007年底，广东省固定资产投资总额为95950100万元，同比增长18%。从总的投资规模上看，广东省固定资产投资的总规模在不断的攀升，与此同时，其增长过程中也伴随着其他一些相应的特征。
（一）房地产投资额增长迅速，成为投资增长的重要组成部分
在2003年以后，房地产投资额每年都保持在10%以上的增长速度，其中2004年和2005年房地产开发投资分别增长了16.48%和10.51%。2006年底，广东省房地产开发投资额达到16552471万元，比2005年底的13575691万元增长了21.9%。房地产投资的增长成为广东省固定资产投资增长的重要组成部分，房地产投资升温，房价也随之攀升，房地产市场的投机行为也更促使了房屋供给与需求之间的缺口增大，房屋价格的逐步升高，又迫使房地产投资需求增大，这就进一步带动了房地产投资的增长。
（二）采矿和制造业等生产领域投资增速加快
2006年全国采矿业固定资产投资完成4168.03亿元，比上年增长28.9%；制造业投资额为26398.61亿元，比2005年增长29.4%。在这一背景之下，广东省采矿业和制造业的固定资产投资额也相应出现了较快的增长。2006年末，广东省用于采矿业固定资产投资额为527534万元，用于制造业的固定资产投资额为24494519万元。在2007年，广东省用于制造业的投资额从2月份的1671376万元增加到5月份的8465810万元，增长速度较快。
（三）投资资金主要来源于国内贷款和自筹资金
2006年广东省固定资产投资的资金来源当中，国内贷款为16003113万元，占本年资金来源的17.4%；企业自筹资金为45384729，所占比例为49.4%。利用外资金额为8825459，占本年资金来源比例为9.6%。2007年5月份，广东省固定资产投资的资金来源中，国内贷款为7270390万元，占总的资金来源的比重为19.4%；自筹资金为18440839万元，所占比重为49.2%。企业自筹资金是企业进行投资的重要资金来源，而银行贷款也是支持投资增长的另一来源。随着央行紧缩的货币政策的实施，对控制银行信贷总额，进而影响投资起到了一定的作用。但防止投资增长反弹仍不能放松，投资增长过快仍旧是可能发生的。
（四）投资增长集中于经济发达的城市
经济发展欠发达和相对落后的城市和地区，投资增长较慢。2005年底，广东省固定资产投资额为42594068万元，按城市分类的投资情况为广州市8507300万元，同比增长10.25%；深圳市7572247万元，同比增长30.84%；东莞市3316903万元，同比增长31.61%。而清远和梅州的固定资产投资分别为1320762万元和607858万元，增长幅度也各自为9.1%和8.04%。2006年底，广东省中心城市的固定资产投资额为29731057万元，占居了50%的比例，而粤北山区完成的投资额仅为8613751万元，仅占了14.4%。经济发展的不平衡也反映在了固定资产投资的分布不均之上，这是我们面临的问题。
三、税收对投资产生的影响
在市场经济条件下，税收政策是政府通过市场调节资源配置的主要手段。通过不同税种的开征与停征以及税目、税率的调整、税收优惠措施的实行和不同的征收管理制度，可以对投资需求和投资供给产生直接影响，进而使社会资源按照政府的调控目标进行合理配置，促进经济资源使用效率的提高。
（一）税收对私人投资的效应
首先，从降低税收负担看，对投资人影响最为直接的是公司所得税税负的调整。公司所得税负愈高，可供投资人分配的实际所得愈少，可用于投资的收入也将减少。与税收对投资的鼓励效应相对应，税收对投资也有抑制效应。当经济发展过热，需要抑制投资时，国家可在税收上采取限制性措施，相应加大投资人的税收负担而使其减缓或削减投资。
（二）税收对政府投资的效应
税收对政府投资的效应，主要体现在税收数量或总规模的改变，可以改变政府的投资规模和投资结构。宏观税负水平的高低，不但影响政府的投资能力，而且影响企业和居民个人的投资能力。
因此，探索不同的税种对固定资产投资增长的影响作用，对于我们税收政策的制定，更好的促进固定资产投资稳定合理的增长，有着积极的意义。
四、广东省固定资产投资与不同税种收入变动关系实证研究
（一）模型说明
税收政策的变动，引起不同的税种在税收总额当中的比重变化，而这种变化将会对国民经济中各部门的经济活动产生影响，从而对社会的投资行为产生一定的影响，这些影响最终会对固定资产投资带来一些变化。本文主要选取了广东省国家税务局开征的增值税、消费税、企业所得税、外商投资企业和外国企业所得税、印花税、个人所得税、海关代征进口税收几个主要税种作为研究对象，剔除了在税收总额中占比重微小的城镇土地使用税、土地增值税、车辆购置税等。在假设固定资产投资增长率与这些税种在税收总额中的比重存在线性关系基础之上，建立了回归模型：
其中Y表示广东省固定资产投资额，在这里对其取了自然对数，以避免Y与被解释变量之间数量级相差太大，对模型产生不良影响。回归方程的解释变量包括X1增值税占当年税收总额的比重，X2消费税占税收总额的比重，X3内资企业所得税占税收总额的比重，X4外商投资企业和外资企业所得税占税收总额的比重，X5海关代征进口税占税收总额的比重，X6印花税占税收总额的比重，X7个人所得税占税收总额的比重。
（二）样本选取与数据来源
模型样本主要选择了1996年到2006年广东省固定资产投资数据以及1996年到2006年广东省国家税务局公布的增值税、消费税、企业所得税、外商投资企业和外资企业所得税、海关代征进口税、印花税和个人所得税作为模型的研究样本。这些数据主要来源于《广东省统计年鉴2006》、《广东省税收年鉴》以及广东省统计信息网和国家统计局网站公布的统计数据。
（三）实证分析
通过对以上数据进行回归分析，利用stata9软件进行逐步回归，在剔除不显著变量后得到如下结果：
根据运算结果进行一下分析：
1、拟合优度R检验。模型的拟合优度R2为0.9792，调整的R2为0.9704。这表明回归方程对数据的拟合表现较好。
2、F检验和t检验。模型的F检验值为110.10，表明解释变量的系数不全为0，而t检验的结果也显示出增值税占税收总额的比重X1、印花税占税收总额的比重X6及内资企业所得税占税收总额的比重X3三个解释变量较为显著（如表1）。
3、共线性检验。根据解释变量的相关矩阵来看（如表2），三个解释变量两两之间的相关性较低，因而不存在多重共线性的问题。
4、残差的异方差性检验。对残差进行正态性检验发现残差服从正态分布。残差的Breusch-Pagan-Godfrey检验值为1.5645，在5%的显著性水平上自由度为3的卡方分布临界值为7.8147，因而可以接受同方差假设。回归模型的DW值为3.251，残差可能存在一定的自相关。
（四）模型结论
模型的回归系数测度了给定解释变量增值税占税收总额的比重、印花税占税收总额的比重及企业所得税占税收总额的比重的绝对改变量时，被解释变量固定资产投资额的相对改变。由此，可以得到增值税在税收总额中所占的比重和印花税占税收总额的比重与固定资产投资增长成负的相关关系，而企业所得税占税收总额的比重与固定资产投资增长正相关。
从经济学角度对此结果进行分析可以理解为，由于增值税是对销售货物或者提供加工、修理修配劳务以及进口货物的企业单位和个人，就其货物销售或提供劳务的增值额和货物进口金额为征税对象所课征的一种流转税。广东省一直实行的生产型增值税，即对纳税人外购的货物和应税劳务已纳的税金允许抵扣，而对固定资产所含的税金不予扣除，其征税对象相当于国民生产总值，因而当增值税收所占比重增加时，实际上是对经济部门的可支配收入的削减，这对于企业的投资活动产生一定的抑制作用，因而增值税占税收总额的比重与固定资产投资额会呈现负的相关性。
五、防止固定资产投资增长过快的税收对策
（一）改变不同税种的征收力度，防止固定资产投资增长过快
不同的税种对固定资产投资有着不同的影响，通过模型的分析得出的不同税种占税收总额中的比重改变对固定资产投资增长产生着显著的影响。针对当前广东省乃致全国固定资产投资高速增长的形式下，在央行进行的紧缩货币政策调控之外，税收政策方面也可作适当的调整，以更好的促进固定资产良性的增长。完善企业所得税的优惠制度，推行产业税收优惠政策，对优势产业和有发展潜力的产业积极引导，减少或者取消产能过剩和高污染、高能耗产业的税收优惠；改善不同地区之间的税收优惠政策，促进地区间投资增长的协调，以带动地区经济的协调发展。
（二）制订合理的税收政策，促进固定资产投资结构合理化
当前广东省面临的固定资产投资增长快速的形势也并非只是绝对数量增长过快的问题，固定资产投资增长的结构不合理也是需要认真对待的。在广东省人民政府颁布的《关于促进我省产业结构调整的实施意见》中明确提出了广东省产业结构调整的总体目标是形成以农业为基础、高技术产业为先导、支柱产业为支撑、服务业全面协调发展的产业格局，实现节约、清洁、安全和可持续发展。因此，在固定资产投资方面，有必要引导投资向高级促进工业向高级化和适度重型化方面发展，有必要采取一定的税收优惠，引导快速增长的投资势头流向具有高技术的工业和高质量的服务业。而对于投资增速过快的房地产行业，有必要加大税收力度，进行适当的调控，合理的减缓固定资产投资增长过热的势头。
参考文献：
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5、申彤.辽宁省固定资产投资对GDP 影响的实证[J].中国乡镇企业会计,2007(4).
城市固定资产投资范文第3篇
〔关键词〕辽宁；固定资产投资；负增长
一、辽宁省固定资产投资现状
从固定资产投资增速来看，2019年1—9月，辽宁省固定资产投资完成额比上年同期出现负增长1.7%，其中房地产开发投资增长9.4%，第一产业投资增长0.1%，第二产业投资出现负增长8.1%。另据最新统计数字，1—11月，全省固定资产投资同比增长0.2%。其中，改建和技术改造投资增长36.8%，占固定资产投资的比重为7.5%，同比提高2个百分点。而从全国来看，2019年1—11月份，全国固定资产投资（不含农户）533718亿元，同比增长5.2%。分地区看，东部地区投资同比增长4.1%，中部地区投资增长9.3%，西部地区投资增长4.9%，东北地区投资下降3.7%。从固定资产投资占比来看，当前辽宁省固定资产投资占GDP比重约为28%，远远低于全国60%的平均水平。
二、辽宁省固定资产投资的影响因素分析
1.经济结构的不均衡影响了固定资产投资结构。从产业结构看，辽宁省第二产业占比相对较高，第二产业中重工业占比相对较高，对工业领域的固定资产投资的需求相对较高，但同时第三产业优势不足导致该领域的固定资产投资增长有限。2019年1—9月，辽宁省第三产业固定资产投资同比降幅为58.5%。从城乡结构看，辽宁省一直以来城镇化率相对较高，农村剩余劳动力转移和城镇化率进一步提升的空间相对有限，加之辽宁省人口外流较为严重，影响了城乡固定资产投资增长。从地区结构看，地区间经济发展水平不均衡，前五个地级市GDP占比约70%，其他9个占比仅约30%，导致固定资产投资在省内地区间不均衡，相对落后地区固定资产投资缺口大。从企业规模结构来看，辽宁省规模以上工业企业数量偏低，导致固定资产投资主体力量不足。
2.严峻的金融环境抑制了固定资产投资供给。一是大型的国有商业银行、政策性开发银行和股份制商业银行等对辽宁提供新增贷款越来越少。二是本土商业银行的风险管理水平偏低，服务地方能力有限。严峻的金融市场环境抑制了辽宁省固定资产投资的供给能力。
3.预期增加的财政压力将进一步抑制政府的固定资产投资供给。近年来，辽宁省财政在“保民生”和“促发展”之间艰难权衡，而在2020年国家逆周期调节、减税降费的背景下，辽宁省的财政压力将更大，进而影响政府的固定资产投资供给能力。
4.营商环境差异抑制了固定资产投资的供给和需求。省内和省际间的营商环境差异影响了金融企业和实体企业的选址，进而影响了辽宁省固定资产投资的供给和需求。目前，虽然辽宁省沈阳和少数地级城市营商环境有较大改善，但多数地级城市的营商环境仍不容乐观。浙江等省的“最多跑一次”改革，进一步加剧了省际间的营商环境差距，影响了社会资本固定资产投资选择。
5.政策红利消抵将进一步影响固定资产投资的供给和需求。当前，京津冀一体化建设、港珠澳大湾区建设、长三角一体化建设以及长江经济带建设等区域发展战略中的政策优惠，从一定程度上消抵了东北振兴战略中的固定资产投资优惠政策。
6.体制和思想观念抑制了固定资产投资潜力的实现。当前，辽宁省干部中不担当、怕问责的心态较为普遍，对干部干事创业的激励过少，对干部出错问责的惩戒过多。直至今日，干部因素依然是制约辽宁振兴和固定资产投资增长的最重要因素。
7.抓外部机遇不够影响了固定资产投资的开放性增长。辽宁省融入“一带一路”倡议不深入，与东北亚国家的投资和贸易合作不够，互联互通不够，影响了包括基础设施投资在内的固定资产投资的潜力释放和开放性增长。
三、提升辽宁省固定资产投资水平的对策建议
1.以经济结构优化来促进固定资产投资结构优化。一是提升生产业比重，从而增加第三产业固定资产投资。二是以“乡村振兴”为契机，增加第一产业固定资产投资。三是加速推进“突破辽西北”战略，扩大相对落后地区固定资产投资规模，提升投资整体效率。四是政策手段与市场手段兼顾，增加规模以上工业企业数量，优化固定资产投资的主体结构。
2.分类施策，提升金融机构的信心和风险管控能力。对于四大国有商业银行以及其他大型股份制商业银行而言，当务之急是帮助其降低信贷风险预期和提升其盈利性预期，从而恢复其对辽宁市场的信心。建议突破点：妥善处理原有失败投资项目的善后事宜，最大程度地降低银行损失；做好大型重点项目的推荐和招商。对于本地商业银行来说，政府帮助其渡过难关的方式是扶持和激励其提升风险管控能力。建议突破点：利用与先进兄弟省份的帮扶关系，通过高水平人才引进和现代企业制度改造，提升本地金融机构的风险管控和服务地方经济的能力。
3.后来居上，发展PPP模式，增加基础设施投资。当前，辽宁省政府与社会资本合作（PPP）项目无论是规模上还是数量上在全国都相对落后。在2020年国家继续减税降费、逆周期调节的趋势下，亟需大力推广PPP模式，通过吸引社会资本加入满足基础设施投资的大量资金需求，同时也为社会资本找到了稳定可持续的投资渠道。对辽宁省的PPP项目数据调查显示，几乎全部地级市的PPP项目政府支出责任占政府预算内支出的比重都远低于规定红线，辽宁省大力推广基础设施PPP投融资模式相对具有较大潜力。
4.通过分层学习，缩小地区间营商环境差距。从浙江省的“最多跑一次”改革，到个别省份的“一次不用跑”，各省在行政审批效率层面上的营商环境竞争可谓白热化。对于辽宁省整体来说，在学习先进省份的经验，推进“最多跑一次改革”，提升行政审批效率的同时，一定还要高度重视政府治理能力的提升和市场信用体系的建设。从省内来看，朝阳、阜新等相对落后地区要学习沈阳等城市的营商环境建设经验，加快一体化、全覆盖的线上行政审批体系建设。
城市固定资产投资范文第4篇
关键词：技术创新；经济增长；固定资产投资；固定效应模型；中介效应
经济增长在国际竞争中成为越来越重要的制胜指标，紧紧地联系着民族的未来。创新是促进发展的第一生产力，也是我国从富起来进入强起来的必要举措。作为GDP的重要组成部分，投资对促进经济增长至关重要，改革开放至今，我国主要是依靠投资等模式来促进经济高速发展，而固定资产投资在投资中占有重要地位，最容易对经济增长产生积极作用。截止到2019年固定资产投资占国内生产总值比例为56.6%，总额达到560874亿元。因此，研究我国不同省份的技术创新水平以及固定资产投资对经济增长的影响不仅有利于理解其作用机理，且有利于寻找实现地区经济持续协调发展的方法。
一、变量选取与模型构建
1.变量选取（1）被解释变量：经济增长。数据来源于《中国统计年鉴》，选取了我国30个省份2013年至2019年的人均地区生产总值（p-GDP）作为衡量指标，并取了对数。（2）核心解释变量：技术创新。文章选取了我国30个省2013年-2019年的地区人均专利申请量（p-PAT）作为衡量技术创新的指标，在研究中取了对数。（3）中介变量：固定资产投资。数据来源于《中经网统计数据库》，选取了我国30个省份2013年至2019年的全社会人均固定资产投资额（p-Invest）作为衡量指标。因为技术创新需要大量投资，猜测固定资产投资是技术创新促进经济增长的必经之路，因此选择固定资产投资作为中介变量。（4）控制变量：外商直接投资和政府参与度。因为经济开放会对经济产生影响，而经济开放的主要表现是资本的国际间流动；政府对经济活动的干预程度也会间接影响经济，所以选取这两者作为控制变量。文章选取了我国30个省2013年-2019年的地区外商直接投资额乘以当年的货币汇率并除以常住人口作为衡量外商直接投资（p-FDI）的指标；通过计算得出我国30个省2013年-2019年的地区财政支出占实际GDP的比重，并以此作为衡量后者（P）的指标。基于以上变量构建模型如下：Lnp-GDP=b0+b1lnp-PAT+b2p-FDI+b3P+s（1）p-Invest=b4+b5lnp-PAT+b6p-FDI+b7P+v（2）Lnp-GDP=b8+b9lnp-PAT+b10p-lnvest+b11p-FDI+b12P+m（3）首先对（1）式进行回归，看系数b1是否显著，若b1显著那么技术创新促进经济增长；然后检验技术创新对固定资产投资的影响，即对（2）式进行回归，若系数b5显著则证明技术创新能显著促进固定资产投资；最后对（3）式进行回归，若系数b10显著，则中介效应存在，若b9不显著则为完全中介，若b9显著则为部分中介。技术创新对经济增长的总效应为b1，直接效应为b9，中介效应为b5*b10，中介效应的贡献为b5*b10/b1。
二、实证分析
1.变量的描述性分析根据表1可知，所有变量的样本数皆为210个，由于我国区域经济水平的差异性和区域发展的非同步性，主要变量的最大值和最小值之间的差异较大。经济增长变量取对数之后的最小值为10.05，最大值为12，技术创新变量取对数之后的最小值为-8.5，最大值为-4.6，由于取对数会使得数值变小，降低数值之间的差异，但是变量最大值最小值仍相差较大，这意味着我国不同省份经济增长与技术创新存在非常明显的差距；固定资产投资与外商直接投资标准差分别为43352.7、30452.83，说明数值差异较大，即经济水平的差距导致固定资产投资与外商直接投资也存在较大差异；政府参与度平均值为0.25，而最大值与最小值的差额高达0.51，即政府对经济的干预程度存在较大差异。2.相关性分析根据表2可知，核心解释变量技术创新对被解释变量经济增长的影响在1%的置信水平上显著正相关，相关系数为0.803，说明技术创新能促进经济增长；固定资产投资与外商直接投资与经济增长相关系数分别为0.466和0.773，两者皆促进经济增长；政府参与度与经济增长相关系数-0.483，说明两者反向发展，即经济发展水平越低，政府参与度越高。3.回归分析文章数据的时间维度（T）为7，截面维度（N）为30，由于T小于N即为短面板，故采用静态面板模型。若要准确地对其进行分析，就必须先确定数据所属的模型类型。文章使用Stata16统计软件对数据进行分析以确定其所属的类型，由于检验结果全部拒绝原假设，P值皆为0.0000，因此文章以固定效应模型为准。模型一只包括了被解释变量经济增长和核心解释变量技术创新，没有加入任何控制变量。根据模型一的数据可知，技术创新前的系数值为0.336，且在1%的统计水平上显著，这表明技术创新变量可以显著地促进经济增长，在不考虑其他变量影响的情况下，对数化的技术创新每增加一个单位，对数化的经济增长就会增加0.336个单位。但是经济增长的影响因素非常多，若不考虑其他变量将会低估技术创新对经济增长的影响，在模型一的基础上加入政府参与度和外商直接投资两个控制变量后，技术创新对经济增长存在显著影响且影响系数增大，这说明在其他变量保持不变的情况下，对数化的技术创新变量增加一个单位会引起对数化的经济增长增加0.344个单位。从控制变量的估计结果来看，虽然所有的控制变量对经济增长影响的正负性存在不同，但都影响显著。外商直接投资反映了经济开放程度，外商直接投资的估计系数值为正且在1%的置信水平上显著，即经济开放有利于促进当地的经济增长；政府参与度反映政府在经济生活中所起的作用，中央政府对地方政府考核的最重要的指标就是当地的经济发展水平，因此政府干预在经济增长中一直扮演着重要的角色，文章中政府参与度的系数为负且在1%的水平上显著，即过度的政府干预不利于促进经济增长。为了进一步分析技术创新影响经济增长的方式，文章选择固定资产投资作为中介变量进行逐步回归分析，研究固定资产投资是否是技术创新影响经济增长的途径。首先，检验技术创新对经济增长的总体影响；其次，检验技术创新对固定资产投资的影响；最后，检验技术创新和固定资产投资对经济增长的影响。若模型二中的技术创新前的系数显著，模型三中技术创新前的系数显著，模型四中固定资产投资前的系数显著，则中介效应显著，若模型四技术创新前系数不显著则为完全中介，若模型四技术创新前系数显著，则为部分中介。首先，检验技术创新对经济增长的总效应为0.344，且在1%的统计水平上显著。其次，检验技术创新对固定资产投资的影响，可知技术创新可以显著地促进固定资产投资的增加，其系数估计值为15680.77。最后，检验技术创新和固定资产投资对经济增长的影响，可以看出中介变量固定资产投资对经济增长有显著的促进作用，其系数估计值为6.21e-06，技术创新的系数估计值为0.246，显著地低于模型二中的0.344。这说明固定资产投资的中介效应显著存在，且由模型四中技术创新的系数估计值在统计上显著可知固定资产投资为部分中介，这说明固定资产投资是技术创新促进经济增长的重要因素。由参数估计值可知，对数化的技术创新每提高1个单位，固定资产投资就会相应地提高15680.77个单位；固定资产投资每提高1个单位，对数化的经济增长会相应提高6.21e-06个单位；即对数化的技术创新每提高1个单位，通过固定资产投资使经济增长增加0.097378个单位。中介效应占比28.31%，即技术创新对经济增长的促进有28.31%是通过固定资产投资实现的，所以固定资产投资是比较重要的影响因素。
三、结论与政策建议
1.主要结论（1）从各个省域层面来说，专利申请量几乎在逐年递增，呈上涨趋势，但是不同地区之间却存在较大的差异。（2）根据固定效应模型回归的实证结果，技术创新和外商直接投资都对经济增长有显著的积极影响，但政府参与度却对经济增长有着显著的消极作用。（3）根据中介效应模型的实证结果可知，技术创新不仅可以直接对经济增长产生显著的积极影响，而且还可以通过固定资产投资对经济增长产生间接的积极影响。2.政策建议（1）优化区域创新布局我国各省份之间的技术创新水平差异比较大，所以我们不能“一刀切”让各个省份在技术创新上达到同一水平，而应该做到构建具有不同区域特色的创新发展格局，东部地区技术相对成熟，经济水平相对较高，则应主要提高在一次创新和集成创新上的能力，中西部和东北地区则应该结合自身的具体情况走差异化和追赶式发展道路。让创新水平高的区域带动创新水平低的区域，构建跨区域创新网络和共享平台建设。（2）完善知识产权制度专利保护制度是否健全会影响科研人员参与科研的积极性与热情，因此完善知识产权制度、明确产权的所有者，正确协调参与者、发明者以及企业家等人之间的利益是必要的。创新在带来高收益的同时也带来了高风险，因此政府应提高创新投入，提高个体或企业承担风险的能力。要大力提倡二次创新，但也要明确一次创新和二次创新的产权问题。（3）高水平人才队伍建设人才是创新的根本，是推动经济建设的主要推动力和内生动力，因此有必要着力营造良好的人才培养环境，健全人才培养机制，完善人才链，为解决区域经济类技术性难题提供人才保障，要推出“人才战略”的政策。同时，要加大引进力度，吸引海内外优秀人才，发展高科技应用型人才，增强知识经济水平，努力促进产学研深度融合，进而促进区域经济的持续发展。（4）优化固定资产结构固定资产投资可以显著促进我国经济增长，应该加大对固定资产投资的投入力度，保持一定比例的固定资产投资率，具体到30个省份来说，则要根据自身的经济发展水平、产业结构、要素禀赋、创新水平等因素综合确定其合理区间。由于我国城镇化和旧城改造的推进，房地产价格波动大、投机性强，且一线城市和二三线城市的情况存在较大差异，因此要进行合理的测算，保持房地产投资基本稳定，以最大程度地发挥其在促进经济增长中的作用。要优化固定资产投资的结构，并且制定合理的固定资产投资方案，尽可能做到资源配置市场化。（5）吸引国外资本流入外商直接投资对经济增长的影响存在一定的积极作用，因此要优化国内投资环境，实施一定程度的外商投资流入的优惠政策，尽可能吸引较多的国外资本进入我国市场，并且引导其投资向中西部地区偏移，促进我国经济均衡协调发展。
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城市固定资产投资范文第5篇
［关键词］消费需求；经济增长；投资率；消费率
［中图分类号］F275 ［文献标识码］A ［文章编号］1005-6432（2011）22-0099-02
1 研究背景与问题提出
扩大内需包括扩大投资需求和扩大消费需求两个方面。扩大投资需求,就是要通过积极的财政和货币政策,激活国内投资市场,特别是固定资产投资；扩大消费需求,就是通过增收、扩大信贷等经济杠杆,激活国内消费市场,从而带动经济持续健康增长。南宁市增加固定资产投资和扩大内需、消费,同时充分利用北部湾经济开发和东盟―中国自由贸易区建成的机遇,着手打造经济起飞的平台。
2 南宁市固定资产投资与GDP的关系分析
2.1 固定资产投资周期与名义经济周期在大体上保持同步变动的趋势
从“十五”时期到“十一五”时期前三年(2006―2008),南宁市经济平均增长速度较快而平稳,最小值8%,最大值14.6%；但是固定资产投资增长速度不均匀,最小值-7.55%,最大值51.74%。固定资产投资周期与名义经济周期在大体上保持同步变动的趋势,但又具有一定的差别。这主要表现在：第一,峰谷位置在时间上有所差别,经济增长往往滞后于固定资产投资一年达到峰值或是开始上升。第二,南宁市近10年来,全社会固定资产投资的波动幅度高于国内生产总值的波动幅度。以年度增长率的离差系数(标准差/均值)来衡量,1999―2008年南宁市固定资产投资的波动幅度(0.5048)是名义国内生产总值波动幅度(0.3685)的1.37倍,是实际国内生产总值波动幅度(0.3542)的1.43倍。
2.2 南宁市固定资产投资与GDP的关系检验
选择2000―2008的年度数据,并对南宁市固定资产投资和国内生产总值分别剔除固定资产投资价格指数和国内商品零售价格指数变动因素的干扰。
固定资产投资函数的选择：GDPt=B0+Bl×FAIr+ut
式中,FAI为南宁市固定资产投资额,GDP为南宁市生产总值，ut为随机误差。
2.3 南宁市固定资产投资与经济增长关系的协整分析
选择ADF检验南宁市固定资产投资与国内生产总值之间存在协整关系,结果是,在5％和10％的显著水平下,以AIC准则为标准,GDPt、FAIt都是I(1)变量,其一阶差分GDPt和FAIt均为平稳时间序列。选取Engle-Granger两步法(E-G)来进行协整检验,单位根检验结果表明南宁市固定资产投资与经济增长的时间序列均为一阶单整。即：GDPt～I(1),FAIt～I(1),因而可以进行协整回归,其结果如下：
GDPt=0.1526+2.151FAIt
(6.93) (21.86)
R2=0.899 DW=1.508
根据Durbin.Watson法对ut进行平稳性检验,结果显示两变量GDPt和FAIt是协整的,即南宁市固定资产投资与国内生产总值在这一时段存在稳定的长期均衡关系。
2.4 Granger因果关系检验
通过选取滞后长度,可以看出,原假设“GDP不是FAI变化的原因”和“FAI不是GDP变化的原因”均被拒绝了,说明两者存在着双向因果关系,即南宁市经济增长与固定资产投资增长存在着双向因果关系。
3 南宁市消费需求与GDP的关系分析
3.1 南宁市全市居民收入与消费水平稳步增长
近10年南宁市全市居民收入与消费水平稳步增长,但是农民收入和消费增长要相对缓慢,同时南宁市在全国所有省会中消费总额居于中等地位。
3.2 消费在经济增长中的比重逐步下降
消费需求是经济增长中份额最大,最稳定的需求期间,虽然南宁市的最终消费率呈下降趋势,但是在经济增长的三大需求中,始终占据主导地位,是拉动经济增长的份额最大的需求,是促进国民经济增长的主要动力。1999―2008年,南宁市最终消费率平均值为52.27％,同期的投资率平均值为27.1％,而净出口在GDP中所占的比重仅为3.2％。更重要的是,与投资相比,消费需求波动幅度较小,是经济增长中最为稳定的因素。消费需求的刚性决定了在GDP年新增额中,消费需求波动幅度远小于投资等其他因素,对经济增长影响惯性最大，因而,消费成为国民经济稳定发展的重要保证。
3.3 消费需求弹性表明最终消费对经济增长的拉动作用比较大
南宁市名义消费弹性系数在0.31~5.15,并且大部分都在2左右,且最小数值大于0.31,这说明南宁市消费富于弹性,国家实行扩大内需、刺激消费的政策可以很有效地促进经济增长。这期间,名义消费弹性系数平均为2.15,这说明我国名义消费每增长1％会带动名义GDP增长2.15个百分点。从总体上看,最终消费对经济增长的拉动作用比较大。
4 南宁市固定资产投资、消费需求与GDP的关系分析
4.1 南宁市固定资产投资率过高,增长速度过快
自1997年亚洲金融危机以来,南宁市的固定资产投资率在高位上持续提高,1999―2008年的平均投资率为50.2％,已经远远超出了全国的平均水平38％。工业化推动、城镇居民住房制度改革、积极财政政策、地方政府追求政绩、城市化水平加速是造成高投资率的主要原因,此外还有承接国际产业转移与高储蓄导致投资需求偏高。
4.2 南宁市投资与消费结构不合理
4.2.1 农村消费影响消费总量不足
农村消费需求主要是指农村居民满足消费需要并且具有货币支付能力的支出。目前,农村人口占南宁市人口半数以上,潜在的消费能力巨大。但是,由于农产品价格的低迷,农村社会保障体系缺乏等多种因素,农村居民消费不足。
4.2.2 收入因素影响了消费能力
改革开放以来,南宁市居民收入水平有了较大幅度的提高,但居民收入的增长速度还是远低于GDP增长速度,居民增收缓慢很大程度上影响了消费需求的扩大；居民收入差距扩大也导致消费需求不足,高收入阶层的平均消费倾向低,其消费需求逐渐接近饱和状态,消费增量低于收入的增量。低收入阶层边际消费倾向显著高于高收入阶层,但由于缺乏健全的收入补助机制,使得大量低收入阶层有消费欲望但缺少必要的消费能力,导致消费需求不足。
4.2.3 供给因素影响了消费意愿
随着人们生活水平的不断提高,消费需求结构发生了明显变化。但是市场供给未能适应具有不同收入和富裕程度的消费者的需要,致使消费结构出现断层。由于产业结构和地区经济结构雷同,前几年的重复建设形成了大量的无效供给,加剧了市场供给的矛盾。一些企业比较注意研究城市居民消费需求,但对农村市场却注意不够,许多产品的性能和价格水平脱离了农民的实际需要,直接影响了农村消费市场的扩大。
4.2.4 粗放型经济增长方式导致消费需求不足
南宁的高投资促进了经济的高增长,但由高投资推动的高增长模式是建立在投资效率低下的基础上的,是高投资、高消耗、低产出的粗放型增长方式。因此,实现经济的高速增长必须依赖更高的投资规模,从而导致了投资需求偏高。
5 “十二五”提升南宁市经济发展的对策
5.1 调整南宁市投资需求的财政政策
5.1.1 完善财政体制,抑制非理性投资
地方政府违背经济规律,过多地使用行政命令、指令性计划等方式对本地区经济活动进行干预,直接导致本地区经济活动中资源配置不合理,资源利用效率低下。在南宁市目前的财政体制中,财政收入具有相对集中性特征,财政支出具有相对分散性特征,二者的共同作用导致了地方政府支出成本与收益的不对称性,从而导致了地方政府具有推动投资过热的内在动力。为了釜底抽薪,从根本上抑制非理性投资,必须完善当前的财政体制。
5.1.2 改革财政支出政策
当前的财政支出结构还不尽合理,一定程度上制约着社会和谐和经济发展方式的转变。主要体现在两个方面：一是社会性支出不足；二是重要产业和重要领域的财政投资不足。可加强社会公共性开支,增加基本公共服务供给,加大重要领域的财政投入力度，从而优化财政支出结构。
5.2 改善南宁市农村固定资产投资结构
加大对南宁农村基础设施财政资金投入的力度,保证农村固定资产投资增长的速度。强化政府投资基础设施所引发的连带效应,发挥政府投资农村基础设施所起到的促进农业发展和吸引农村固定资产投资增加的双重作用。发挥南宁地区特点和政策优势,改善农村固定资产投资状况。抓住西部大开发的优惠政策,加大财政对农业的投资力度,重点加大对以农村乡镇和村庄为单位的小型基础设施建设投资。强化农村固定资产投资增长的主体地位，强力推动产业结构的再调整,通过激发农民的投资热情、发展农业产业化经营和壮大县域经济活力“三大”发展路径,增加农民收入,为扩大农户固定资产投资规模提供资金保证。
5.3 改革南宁市居民消费需求税收政策
提高就业率,促进低收入群体的收入增加,促进居民消费需求提高。通过完善税收综合调控体系来缩小收入差距,从而提高居民整体消费需求。在完善个人所得税、充分发挥其调控功能的基础上,开征和建立同个人所得税配套的相关税种。通过调节税收政策走向来突出税收重点激励作用。税收政策向农民倾斜,提高南宁市农民消费水平。改善农民消费的外部环境,提高农民消费需求。税收政策向服务业倾斜,提高居民消费水平；清理抑制当前消费需求热点的税收政策。
5.4 加快融入环北部湾经济圈和中国―东盟自由贸易区的步伐
环北部湾地区作为中国与东盟跨海联结的纽带,以其独特的地理位置、丰富的自然资源、良好的合作基础和广阔的开发前景,成为各方关注的焦点。环北部湾经济圈的构建与开发,有利于推进中国―东盟自由贸易区一体化建设,进一步丰富和充实中国与东盟合作的内涵,加强中国与东盟双边睦邻友好关系。
