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固定資產投資的概念范文1
關鍵詞：投資統計；難點；對策
中圖分類號：F406.4 文獻標識碼：A 文章編號：1001-828X（2012）01-0-01
一、固定資產投資統計工作的特點
眾所周知，固定資產投資統計的范圍是指全社會建造和購置固定資產的經濟活動。把固定資產再生產過程的經濟現象作為統計對象，從建設準備開始，經過建筑施工、設備安裝、建筑投產的全過程，體現了固定資產投資統計工作有如下特點：
1.固定資產投資統計對象的廣泛性
凡是屬于為社會再生產過程中，可供較長時間反復使用，并在使用過程中基本上不改變原有實物形態的勞動資料和其他物質資料，單位價值在規定限額以上的固定資產都屬于統計對象，反映了固定資產投資對象的廣泛性，投資主體涉及到國民經濟各行業。
2.固定資產投資統計單位的不固定性
一個單位往往建造和購置固定資產通常是在一個較為確定的時間內完成，加之一個單位要通過固定資產投資項目審批單位下達計劃并進行投資后，才能成為固定資產投資的統計單位，因此固定資產投資統計單位與一些統計專業相比，具有不固定性。
3.固定資產投資統計信息及時性
由于固定資產投資統計是在獲取投資項目建設信息基礎上建立統計報表關系進行投資統計工作，因此為確保固定資產投資統計單位不漏，要求統計專業人員及時了解轄區內固定資產投資建設項目的動態信息。
4.固定資產投資統計工作的工程專業性
按工作量統計是固定資產投資統計原則，即工程形象進度法填報固定資產投資額。固定資產投資統計數據主要取自施工單位或監理部門每月報給建設方的進度報表，而這一數據取得的原則不僅要求建立在施工單位或監理部門管理規范的基礎上，而且還需要投資統計專業人員具備一定建筑工程專業基礎知識。
二、現行固定資產投資統計工作面臨的困難和問題
固定資產投資統計工作的種種特點使固定資產投資統計實際工作面臨較多困難和問題。具體表現如下：
1.投資信息獲取協調難度大
未經本級政府發改部門批準的項目信息獲取過程復雜、環節多、難度大，通常由地市級統計部門與發改部門協商取得投資信息，縣級統計部門再從地市級統計部門獲取信息資料，增加了數據收集環節。目前許多投資項目的立項、審批、備案工作不屬同級審批，要及時、準確掌握不屬于同級部門審批的投資項目統計信息，常常依靠項目清理取得相應統計信息，導致了固定資產投資統計信息工作滯后。
2.部門聯動機制不暢通
早在1991年國家統計局、國家計委、建設部、中國人民建設銀行四家部門就聯合下發了《關于建立固定資產投資項目新開工統計和竣工統計報告制度的通知》，根據通知規定：項目建設單位開工要進行統計登記，竣工要提供竣工統計報告。這兩項規定，對通過統計數據質量檢驗項目投資實施情況起到很好作用，但在實際操作中，由于各部門沒有形成共識，沒有建立起相應約束機制，當固定資產投資項目經建設部門批準開工建設后，統計部門就成為一個孤立收集項目建設信息的部門。特別是驗收的竣工項目，統計報表上計劃總投資與實際投資差距過大，增加了投資統計數據查詢量。
3.部分行業的固定資產投資統計范圍、內容界定存在差異
根據實踐，舉一例：如原煤生產企業固定資產投資統計應包括哪些？單憑對固定資產投資統計概念理解，企業統計人員難于清晰。由于統計內容劃分較粗，常常出現同一企業的同一個投資項目由不同統計人員得出的統計數據不一致。
新形勢下做好固定資產投資統計工作的對策針對現行固定資產資產投資統計工作中面臨的困難和存在的問題，為進一步加強和改進固定資產投資統計工作，提高統計數據質量。筆者認為應從以下幾個方面入手：
一是及時建立固定資產投資統計工作定期聯席制度。在加強固定資產投資統計工作中應建立起以政府牽頭的投資統計工作協調領導小組，每月按投資項目審批權限，把發改、經信、財政、衛生、住建等有項目審批權限的部門納入固定資產投資統計定期聯席常態化管理。特別加強建立固定資產投資項目新開工統計和竣工統計報告制度，只要有新開工項目，住建等部門及時督促施工方與統計部門建立統計報表關系后方可頒發開工許可證，此外，對竣工項目要實行統計報告制度。這一措施既能保證固定資產投資統計單位的不重不漏，還能加強部門之間數據協調性。通過對項目投資統計報表、工程進度報表的互相檢驗，在保證投資統計數據質量的同時，還能保證工程投資數據的準確性，使住建、銀行、發改、統計部門就同一項目所取得的數據保持一致。
二是積極研究建立行業固定資產投資統計口徑、范圍的細化。只有統計口徑、填報范圍一致，才能保證統計數據可比性與一致性。從目前看，特別要對行業固定資產投資統計內容、范圍進一步明確，應針對某地區某一行業在經濟發展中所起的作用，積極協同相關行業主管部門對本行業固定資產投資統計口徑進行明確細化，使行業統計范圍更加明確、具體、統一和規范。
三是下功夫建立一個上下連貫、暢通無阻的投資統計信息網絡體系。投資統計信息網絡建設是投資統計的基礎，在統一網絡平臺上，各施工單位與各縣區統計局進行聯網直報，在統一的數據處理平臺下對固定資產投資統計原始數據進行處理，縣區專業人員與企業統計人員能即時傳遞程序和規范工作進程，加強對專業知識溝通交流，不斷提高統計資料及時性、準確性、客觀性和科學性。此外還要進一步建立部門、企業投資統計人員業務培訓機制。要逐步完善和建立部門、企業投資統計人員業務培訓機制，不斷開拓統計人員視野、提高素質，使固定資產投資統計數據更能準確、客觀地反映經濟發展狀況，不斷提高政府統計數據公信力。
參考文獻：
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固定資產投資的概念范文2
一、引言
促進農民增收和保持經濟增長一直是我國經濟政策的根本出發點。從現階段來看，城鄉二元結構矛盾依然存在，收入差距進一步擴大；金融危機的后續效應造成經濟復蘇不確定，保證經濟擁有一定速度增長，也是維護社會穩定的必須手段。所以，將這兩個目標結合起來進行分析具有其內在合理性。
促進收入和經濟增長其實屬于同一問題的不同側面，在外需陡降、內需疲軟且無法短期拉動的情況下，關注并分析投資對其的作用就格外重要。投資的有效性一直是經濟理論和經濟現實中高度關注的命題。自從“人力資本”概念引入正統經濟學后，將投資分為固定資產投資和人力資本投資成為分析的一種趨勢。大量的經驗分析表明，投資對我國的經濟拉動和居民收入增高具有顯著性。在國外，對經濟增長的研究主要包括擴Solow［1］（1956）為代表的新古典增長理論以及80年代末以Lucas［2］和Romer［3］為代表的內生經濟增長理論或新增長理論。新古典增長理論認為，由于資本收益的遞減作用，長期的人均產出會收斂于一個穩定狀態的水平。如果沒有外生的技術進步，經濟將趨于停滯。內生增長理論通過使用更廣義的資本概念，即物質和人力資本以及干中學，克服了新古典增長模型中的報酬遞減趨勢。自Lucas［2］以來，人力資本積累就被認為是經濟增長的持久動力。Glomm&Ravikumar［4-6］利用了公共經濟學模型論證了公共教育支出直接影響人力資本積累并借此影響長期經濟增長。由此，進行人力資本投資和固定資產投資對經濟增長效果的分析就大量涌現。在中國，由于強勢政府的存在和歷史上計劃經濟的影響，我國的長期經濟增長一般被認為是基于政府支出的結果，而政府支出包含政府購買和政府主導的公共投資。特別是在經驗分析上，由于長期把投資歸結為固定資產的投資，導致經濟增長的經驗分析往往得出固定資產導致經濟增長的結論，而對微觀福利——“人均純收入”關注較少。人力資本理論集中解釋了一些在理論界長期沒有得到有效解決的問題，使這一理論在主流經濟學中占據一席之地。周其仁［7］與蕭灼基［8］都豐富了人力資本理論的論述，將這一理論與中國的農村改革緊密結合，通過實地調查和個案分析，深化了對人力資本理論的認識和運用。如果按照收入法來考察GDP，則可知工資收入也是經濟增長中的一個組成部分，因此投資尤其是人力資本投資，應該會增加人均收入。但兩種投資究竟對農民增收和經濟增長的效應如何？是否存在不同的作用機制和特點？尚不得而知。本文從投資的基本事實出發，歸納出若干現象，最終通過計量方法得出兩種投資對農民收入和經濟增長的影響機制。
綜觀國內外研究，對于這個問題的研究和分析可以歸結為三個方面：首先是從理論上詳細探討和證明投資對經濟增長、提高收入的作用，著名的Solow模型以及Ramsey、Dimond模型等均做出了經典的說明，國內較有代表性的如戰明華等［9］就借助了Ramsey-Cass-Koopmans的模型構建了一個中國高投資、低消費經濟模式經濟增長模式的解釋框架。第二是從實踐上深入考察資本量的度量問題，如Chow［10］較早地度量了資本存量，隨后賀菊煌［11］、王小魯和樊綱［12］、張軍和章元［13］都度量了中國的資本存量；陳釗等［14］通過估算形成了1987—2001年各地區完整的教育發展面板數據。第三是從時間和空間兩個維度進行了大跨度的面板分析，從實證分析上通過計量經濟技術得出較為準確的度量，較近的研究如賀堅［15］專門討論了中國投資、消費比例與經濟發展政策的相關問題；張占東［16］實證分析了金融危機背景下農村需求對河南經濟增長的具體效應；杜麗永［17］借助省際動態面板數據實證了投資在長期中的作用，并認為在不同階段上投資對經濟增長的作用存在差異。
二、中國農村投資的基本特點
圖1顯示了自1980年開始的我國農村集體和個人的固定資產投資額，從中可以看出，農村的固定資產投資只占了全國固定資產投資一個極小的比例。這個比例的變化如圖2所示，從圖中可以看出農村集體單位固定資產投資占比在90年代初期有一個攀升，后期一直處于較為平穩的狀態，并且始終保持著一個10%以上的投資比重。而個人固定資產投資比重則呈現明顯的下降趨勢。到2010年已經降至2.8%左右的水平。有兩個原因導致上述變化：首先是國家不斷加大農村投資，從政策層面上保持了集體單位對農村投資一個較為固定的比例；其次是隨著國家投入的不斷加大，使得個人投資被很大程度擠出。此外，勞動力流出嚴重也是導致農村個人固定資產投資占比急劇下降的原因。這也說明，在分析農村投資對經濟增長和人均收入影響時，不能采用個人固定資產投資額，以免得出負相關的錯誤結論。
由此得到農村投資的第一個特點是：農村投資占全社會投資比例不高，其中農村集體單位固定投資占比一直穩定在10%左右，而農村個人固定資產投資占比一直趨于下降。
農村投資由于其目的性不同而具有很多內容，且農村分布廣泛，加之項目眾多，使得我國的農村投資分析具有特殊的復雜性。根據《2011年中國農村統計年鑒》顯示，2010年全國農村固定資產投資完成額為36691億，其中建筑工程投資為21192.4億，占比57.76%。同時，我國水利基本建設投資占農業基本建設投資比重也逐年升高，（表1）。
從表1中可以得到農村投資的第二個特點：農村投資中建筑工程投資占一半以上，水利建設相關投資占基本建設投資穩定在50%以上且持續上升。與此同時，農業基本建設占比非常小，這與人們通常想象的占比很不一樣，主要原因是統計口徑和統計方法上存在不一致?？紤]到變量統計上的一致性和占比的代表性，更宜選用與水利建設相關的投資額作為分析數據。
中國農村投資的第三個特點是：農村固定投資更注重公共物品投資，且公共物品投資占據農村投資絕大部分。從表2中可以明顯看出公共物品投資（如電力、燃氣及水的生產和供應業、水利、環境和公共設施管理業等）成為農村固定資產投資中的主力。
對于人力資本投資的度量一般都以農村受教育經費或投向教育領域的各種費用之和進行計量。《2011年中國農村統計年鑒》和《2011年中國統計年鑒》專門列出了“農村居民生活消費現金支出及構成”，表3是對其的摘要。在相關年鑒中，專門列出“當年教育經費投資金額”項，相較其他支出表，該項所列金額為當年實際完成教育經費投資額，具有較高的準確度，因此考慮以該數據作為人力資本投資變量的測度。結合陳釗等（2004）和張公信（2010）［18］的研究可以得出中國農村投資在人力資本方面的特點：農村人力資本投資占農村投資極少的比例，且農村人力資本投資的內容主要是技術含量極低、期限較短、簡單重復的技術培訓等。這個特點導致農村的人力資本投資轉化為人力資本可能需要較短的時間，但人力資本可能提高的效率較低，從而影響其今后對經濟增長和人均收入的作用程度。
考慮到農村固定資產投資和全社會總投資的關聯性和農村人力資本投資的特征，可以得到如下的命題：中國農村固定資產投資和人力資本投資對經濟增長和人均收入有明顯的正向促進作用，但前者與后者的作用機制和傳導特征會有所不同。其中前者對農村社會發展有一個較強的時滯，而后者可能時滯并不長。
三、數據與建模
（一）模型與數據
向量自回歸（VAR）模型是1980年由西蒙斯（Sims）提出的。這種模型采取多方程的形式，用模型中所有內生當期變量對它們的若干滯后值進行回歸，從而估計出全部內生變量的動態關系。它不但具有聯立方程對多個經濟變量相互影響進行分析的優點，而且還平等地對待了所有變量，避免了主觀上的隨機性。其基本模型可以描述為：Yt=m+P1Yt-1+P2Yt-2++PnYt-n+ut其中，Yt為n×1維列向量；m為n×1維常數列向量，ut為n×1維隨機誤差列向量。數據采用1990—2009年中國的農村居民人均純收入（income）、國內生產總值中第一產業產值（gdp）、農村教育經費投資額（intel_inv）、水電建設和當年發電量完成額（estat_inv）作分析，其中用農村教育經費投資表示人力資本投資，水電建設和當年發電量完成額表示固定資本投資。為了克服可能的異方差，數據均取其自然對數；為了增強可比性，所有數據均采用可比價格，其中1990價格=100。所有數據均來自各年《中國統計年鑒》和《中國農村統計年鑒》。本文計量分析采用Eviews5.1軟件進行。
（二）建模與分析
為了避免可能的偽回歸問題，對所有變量進行單位根檢驗，檢驗結果顯示，所有變量在取自然對數后為二階平穩，即所有變量均是I（2）的。由于非平穩序列之間也可能存在平穩關系，需要對非平穩序列進行Johansen檢驗，檢驗結果表明，不存在協整關系（見表4），可以進行VAR建模。似然比檢驗統計量表明在5%的水平的上不存在協整關系。圖3為模型的穩定性檢驗，檢驗結果表明模型本身是穩定的。根據相關準則判斷，最優滯后階數為2，所以建立的模型見表5。本文主要關注的是第二列和第三列的兩個方程，重要的系數已經用加粗予以表示。盡管是二階差分后的變量，在經濟含義上并不那么明顯。但系數本身的大小仍能說明一些具有重要意義的問題：首先，固定資產投資對數波動的變化存在較強的滯后效應，即第二期的系數大于第一期的系數；其次，人力資本投資對數波動的變化存在較弱的滯后效應，即第二期的系數小于第一期的系數；第三，從波動的兩期幅度來看，人力資本投資波動的變化對地區生產總值和農村人均收入的波動變化都具有更大的總效應。具體而言，假設存在1個單位的沖擊，則固定資產投資波動的變化對其他兩者的效應分別是0.3961和0.1651，類似的，人力資本投資波動的變化對其他兩者的效應分別是1.1792和0.8184。這說明人力資本投資投資波動的變化對地區生產總值波動的變化和農村人均收入波動的變化具有更大的效應。
（三）脈沖響應分析
為了進一步說明表格方程中所表示出的經濟含義和實際效果，可以利用軟件生成其脈沖響應的圖示（圖4）進行考察。脈沖圖反映，D2lngdp和D2lnincome對D2lnest_inv和D2lnintel_inv產生沖擊的反應，從脈沖圖中可以得出如下基本結論：
（1）沖擊最終都將收斂，但在收斂過程中固定資產投資帶來的其他兩個因變量波動明顯大于人力資本投資所帶來的因變量波動，這符合中國投資基本事實：固定資產投資速度呈現高位增長的同時國內生產總值的波動與其波動高度相關；而相比之下，人力資本投資則較為穩定。
（2）固定資產投資呈現出較人力資本投資稍長的滯后效應。傳統觀點認為固定資產投資是“立竿見影”的，而人力資本投資轉化需要一個較長的時間過程。但本文所選取的農村人均支出涵蓋的內容基本上還是九年義務教育和職業方面的培訓，所產生出的人力資本也絕大多數從事勞動密集型產業，這與城鎮中的人力資本投資具有較高的技術含量并不相同。
四、結論
本文立足1990—2010的時間長度實證了農村固定資產投資、農村人力資本投資對地區生產總值和農民人均收入的作用，本文證實了投資對于經濟發展和人均收入提高的積極作用，拒絕了理論上投資加大與經濟增長中出現的“負相關關系”。研究發現：
（1）人力資本投資對農村居民人均純收入和國內生產總值具有顯著影響，且這種影響大于固定資產投資。從得出的模型可以看出，假設存在1個單位的沖擊，則固定資產投資波動的變化對其他兩者的效應分別是0.3961和0.1651，類似的，人力資本投資波動的變化對其他兩者的效應分別是1.1792和0.8184。
（2）固定資產投資只是在滯后2期才對前兩者有顯著影響，而這種影響的系數還很小，但是人力資本投資則在每期都有顯著影響。這充分說明我國人力資本投資極具價值。同時，也說明我國人力資本投資無論是在結構還是內容上還存在不科學的地方，過多的低效率、低科技含量的人力資本投資雖然見效較快，但不利于人力資本的積累，使得人力資本積累只能從干中學中得到，喪失了技術趕超、降低學習曲線的機會。
（3）人力資本投資和固定資產投資對前兩者的影響均出現正負交替的影響，且后者對地區生產總值和農村人均收入的影響波動更為劇烈。這從一定程度說明我國的投資比較紊亂，投資方向和投資結構都還存在不合理，可能這與我國長期以來投資由政府主導而非充分市場化所致。但脈沖響應還是顯示出人力資本投資的波動區間明顯窄于固定資產投資波動區間，這說明人力資本投資本身具有長期的內在穩定性，不易受市場的大幅波動。
本文結論具有一定的政策含義：
固定資產投資的概念范文3
[關鍵詞] 外商直接投資 固定資產投資 經濟增長 協整分析 格蘭杰因果檢驗 方差分解
一、引言
作為我國改革開放基本國策的重要組成部分,吸引外資始終是我國的一項重要工作,并取得了顯著的成效,從1979年到2000年底,流入我國的外資累計達5185.64億美元,其中“九五“期間,我國累計利用外資2135億美元;并且從1993年起,我國利用外資連續8年居發展中國家首位,連續7年居世界第二位。外資規模的不斷擴大,促進了我國經濟的迅速發展,同時利用外資對于更新觀念，加快我國改革的步伐也起到了積極作用。
改革開放二十年來,廣東利用外資取得了長足的發展,從1979―1998年間,廣東累計協議利用外資金額1765.86億美元,簽訂利用外資項目202852個,實際利用外資金額961.9億美元;其中協議利用外商直接投資金額1556.15億美元,簽訂利用外商直接投資項目76510個,實際利用外商直接投資金額743.78億美元。外商直接投資對廣東省的經濟發展起了不小的作用。另一方面，固定資產投資也對國民經濟的發展起到很大的作用。本文擬運用協整分析，格蘭杰因果檢驗等計量分析方法從實證角度來分析外商直接投資，固定資產投資與經濟增長之間的相互關系。
二、外商直接投資，固定資產投資與經濟增長之間的協整分析
本文變量以GDP代表經濟增長，FDI代表外商直接投資，GDI代表固定資產投資。三個變量數據都是以1978年為基期計算得到。由于數據的自然對數不改變原來變量的協整關系，并能使之線性化，消除時間序列中存在的異方差現象，所以對GDP，FDI，GDI進行自然對數變換，以LOGGDP，LOGFDI，LOGGDI表示經濟增長，外商直接投資，固定資產投資的自然對數。
協整(Cointegretion)的概念是20世紀80年代由恩格爾-格蘭杰(Engel-Granger)提出的，實際上某些非平穩經濟變量的線性組合有可能是平穩的,非平穩經濟變量間存在的這種長期穩定的均衡關系稱作協整關系。我們首先對變量的平穩性進行檢驗,同時考察變量的單整階數,即對變量及其差分進行單位根檢驗。
1.單位根檢驗
由于大部分經濟變量的時間序列為非平穩序列，不具備方差齊性和均值為常數的要求，屬于單整變量。所以在進行分析之前必須對變量做平穩性檢驗。我們利用ADF檢驗分別對三個變量進行了單位根檢驗。檢驗結果表明LOGFDI， LOGGDP，LOGGDI是一次差分平穩，也就是說這三個變量均為I（1）過程。見表1
2.協整檢驗
三個變量都是一階單整，說明三個變量之間可能存在協整關系，即變量之間長期穩定的比例關系。本文使用Johanson(1995)多變量協整檢驗方法對時間序列LOGGDP，LOGGDI，LOGFDI進行協整檢驗。Johanson協整檢驗是一種基于向量自回歸模型的檢驗方法,在進行協整檢驗以前,必須首先確定VAR模型的結構。
用赤池(Akaike)信息準則(AIC)或用施瓦茨(Schwartz)準則(SC)選擇最大滯后期k值,選擇k值的原則是在增加k值的過程中使AIC的值或SC的值達到最小。同時我們知道在VAR模型中適當加大k值(增加滯后變量個數),可以消除誤差項中存在的自相關。但從另一方面看,k值又不宜過大，k值過大會導致自由度減小,直接影響模型參數估計量的有效性。最后選擇k=3，同時,用Q統計量檢驗殘差序列有無自相關,懷特(White)檢驗和ARCH統計量檢驗是否存在異方差,JB(Jarque2Bera)檢驗殘差的正態性,結果表明,在5%的顯著水平上各方程回歸的殘差序列均滿足正態性,不存在自相關和異方差。通過模型選擇的聯合檢驗,確定最合適的協整檢驗模型為協整空間中有常數項，有線性趨勢項,數據空間有線性趨勢項。
特征根跡檢驗和最大特征值檢驗都表明，在滯后四階的情況下LOGGDP與LOGFDI之間存在一個協整關系。這說明廣東省的經濟增長與外商直接投資在增長率水平上存在一個長期的均衡關系。這一長期的均衡關系保證了各變量在增長率水平上的任何短期偏離最終會在這一協整關系的引力作用下回歸到長期的均衡狀態。
特征根跡檢驗和最大特征值檢驗也表明在滯后三階的情況下LOGGDP與LOGGDI之間存在兩個協整關系，說明廣東省的經濟增長與固定資產投資在增長率水平上存在一個長期的均衡關系。
3.向量誤差修正模型和協整關系
由于存在協整關系，因此可以建立包含一個協整方程的向量誤差修正模型（VEC）。模型結構選擇保持與Johanson協整檢驗結構的一致性。由于單個參數估計值的解釋是很困難的,同時意義也不大,我們這里就省略向量誤差修正模型具體形式,只寫出相應的協整關系式。首先估計出LOGGDP與LOGFDI的協整(長期)關系為：
loggdpt-1=0.286287logfdit-1+3.128233
從上式可以看出，從長期來看外商直接投資對經濟增長的彈性為0.286287，外商直接投資對廣東省的經濟增長可能起一個較大的作用，外商直接投資每增加1%，廣東省的國內生產總值約增加0.296287%。
其次估計LOGGDP與LOGGDI的協整關系：
loggdpt-1=0.881075loggdit-1-1.78778
上式表明，從長期來看固定資產投資對經濟增長的彈性為0.881075，這也說明廣東省的經濟增長主要依賴于國內投資。所以廣東省在大力引進外資的情況下，還是要把主要精力放在挖掘自身的能力上。
三、外商直接投資，固定資產投資與經濟增長之間的動態關系：格蘭杰因果關系檢驗和方差分解
基于建立的向量誤差修正模型，為了更好的觀察外商直接投資，固定資產投資與廣東省經濟增長之間的動態關系，可以進行格蘭杰因果關系檢驗，同時對三個序列之間的關系進行方差分解。
1.格蘭杰因果關系檢驗
協整檢驗結果可以說明變量之間是否存在長期，均衡的關系，但是這種關系是否具有因果性還需要作進一步的驗證。Granger（1969）對變量之間的因果關系作了定義，并就這種因果關系的存在提出了一種檢驗方法，即Granger因果性檢驗，檢驗結果如表2所示。滯后期為3。
如表可以看出LOGGDP是LOGGDI的格蘭杰原因。這說明廣東省高速的經濟增長吸引了更多的國內投資。LOGGDI不是LOGGDP的格蘭杰原因，這說明廣東省的經濟增長與固定資產投資之間只有單向的因果關系。LOGGDP不是LOGFDI的格蘭杰原因，而LOGFDI也不是LOGGDP的格蘭杰原因，說明廣東省的經濟增長與外商投資之間沒有什么因果關系。
2.方差分解
Granger因果關系只能說明變量之間是否具有因果關系，但是不能夠測度這種因果關系的強弱，因此我們采用方差分解來對這些變量不同預測期限的均方誤差（MSE）進行分解。方差分解的主要思想是把系統中每個內生變量的波動按其成因分解為與各方程信息相互關聯的部分，從而了解各信息對模型內生變量的相對重要性，結果詳見表3.表4.表5
從表3可以看出：對于LOGGDP與LOGFDI兩變量的系統，廣東省經濟增長的預測誤差主要來自于其自身，而外商直接投資的增長對經濟增長的預測誤差影響很小。
從表4可以看出：對于LOGGDP與LOGGDI兩變量的系統。LOGGDP的預測誤差主要來自于其自身。而LOGGDI對LOGGDP的影響從第7步開始穩定在13%左右。
從表5可以看出：LOGGDI的預測誤差主要來自于LOGGDP，說明固定資產投資的增加主要由于經濟增長的原因。
四、結論
1.資本是推動廣東省經濟增長的關鍵因素之一，無論是國內的固定產投資還是外 商直接投資都對于廣東省的經濟增長起著正面的推動和促進作用，比較來看，固定資產投資對經濟增長的影響作用要大于外商直接投資對于經濟增長的影響作用。因此從長期來看，廣東省的經濟增長還應主要依賴于固定資產投資，同時也要積極，審慎地利用外商直接投資。
2.廣東省的經濟增長，外商直接投資，固定資產投資三個變量都不是平穩變量，這三個變量的自然對數都是I（1）變量，其中經濟增長，外商直接投資在增長率方面存在一種長期，均衡的關系。經濟增長，固定資產投資在增長率方面也存在一種長期，穩定的均衡關系。
3.從Granger因果關系分析中看出，廣東省的經濟增長是其省內固定資產投資增長的格蘭杰原因，沒有雙向的因果關系。
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[5]李 軍:“ 廣東外商直接投資面面觀” 《國際經濟合作》 1999年第10期
固定資產投資的概念范文4
中國經濟目前尚處于初級發展階段，經濟增長具有典型的要素拉動特征。經濟發展需要刺激投資需求，最終消費需求的形成也有賴于加大投資力度，投資與消費雙管齊下，投資需先行。因此，國民經濟的高速增長離不開投資的持續增長。從理論上講，投資增長率和經濟增長率具有一種正向的關聯關系。
一般認為，建設投資是國民經濟增長的強大拉動因素。幾乎所有國家的政府都會在經濟不景氣的時期，將建設投資作為刺激經濟增長的工具。加大建設投資的規模，既可增加就業機會和國民可支配收入、擴大內需，又可以直接帶動當前的經濟增長，為新一輪的經濟增長奠定物質基礎。西方學者的研究表明：建設投資在經濟發展中扮演著非常重要的角色，尤其是在發展中國家，建設投資在這些國家的整體投資中的比率甚至達到了20%(Kessedes,1995)。
我國大量的文獻也討論了建設投資對國民經濟的重要作用，但是，真正能夠揭示建設投資與經濟增長之間的數量關系的研究成果卻極少。中國發展研究院曾經做過一項研究，發現在中國經濟中固定資產投資是決定社會需求的最積極的因素。因此，增加固定資產投資可以作為刺激經濟活動的主要手段（中國發展研究院，1997）。雖然還有其他一些關于建設投資對中國經濟增長重要性的研究，但是，這些研究大部分還處在定性階段，很少能夠指出建設投資對中國經濟發展的貢獻水平。本研究就致力于找到其對中國經濟發展拉動水平的具體數量關系。
二、數據和模型
在本研究中，建設投資對國民經濟的拉動作用是指以一定速度增長的建設投資所拉動GDP的增長量或增長率。GDP是衡量一個國家或地區經濟水平的重要指標和方法。它是指一個國家或地區在一年內所有常住單位生產活動的最終成果的價值形態。另外本研究涉及的指標還有固定資產投資和建筑安裝工程投資。
固定資產投資(FAI)是衡量一個國家或地區在一年內在固定資產方面投資總量的指標，它同樣也能夠以價值形態反映固定資產建造和購買活動的總量，是反映固定資產投資規模、速度、比例關系和使用方向的綜合性指標。固定資產投資可以根據國家的投資計劃分為基本建設投資、更新改造投資、房地產開發投資和其他固定資產投資四部分。本文采用這個指標來代表宏觀意義上的建設投資水平，既包括建水壩、修公路這些大型的土木工程項目，也包括住宅和商業房地產項目的開發，同時，還涉及各類建筑物、構筑物和大型設備的修繕和改造。
固定資產投資活動按其工作內容和實現方式可以分為建筑安裝工程，設備、工具、器具購置，其他費用三個部分。在本文中也將建筑安裝工程投資(CI)作為衡量建設投資活動對國民經濟增長拉動作用的一個變量，它是指各種房屋、建筑物的建造和各種設備裝置的安裝工程投資。建筑安裝工程投資比固定資產投資的范圍小一些，可以代表一年內國民經濟中的建筑工作量，是一個衡量建設活動水平更為合適的指標。
本研究擬采用動態計量經濟學所倡導的誤差修正模型來描述建設投資和國民經濟的相互作用。建立經濟學模型的傳統方法主要是以理論為導向，依據某種已經存在的經濟理論或者已經提出的對經濟行為規律的某種解釋設定模型的總體結構，這種建模途徑對先驗的經濟理論有很強的依賴性。這種建模方法在20世紀70年代的經濟動蕩前屢次預測失靈，促使人們尋求另外的建模方法。20世紀70年代末80年代初，以英國經濟學家D·F·Hendry為代表，提出了動態建模的方法，交替利用經濟理論和經濟數據提供的信息，在協整理論的基礎上建立反映變量短期波動和長期均衡的誤差修正模型(D·Hendry,1998)。
一般經濟變量都可以用時間序列來表示，如果它的均值和方差都不隨時間變化，就稱這個序列是穩定序列。如果一個序列在成為穩定序列之前必須經過d次差分，則稱該序列是d階單整。按照協整理論，幾個同階單整的時間序列之間可能存在著一種長期的穩定關系，其線性組合可以降低單整階數，即所謂的協整關系。誤差修正模型就是建立在這種理論之上的。以GDP和建筑安裝投資(CI)為例，若GDP和CI具有協整關系，則它們之間的關系可以寫作一般的自回歸分布滯后的表達式：
附圖
和CI之間存在的長期均衡關系。于是GDP的短期波動被分為兩部分：一部分是長期均衡，一部分是短期波動。一般（β[,2]-1）都會小于0，因此，若(t-1)時刻GDP大于其長期均衡解，γecm[,t-1]為負值，使GDP[,t]減少；若(t-1)時刻GDP小于其長期均衡解，γecm[,t-1]為正值，使GDP[,t]增加。體現了長期均衡誤差對GDP的控制。
以不變價格表示的流量指標一般是一階單整。固定資產投資、建筑安裝投資和國內生產總值都是流量指標，一般情況下屬于一階單整，它們之間可以存在這種長期穩定的關系，同時，固定資產投資、建筑安裝投資的短期的變動又會對國內生產總值產生短期的影響。因此，國內生產總值的變動既受固定資產投資、建筑安裝投資短期變動的直接影響，又受兩者之間長期穩定關系的調整，可以建立誤差修正模型來討論這種關系：
附圖
表明如果FAI變化了1%，GDP將變化β[,1]%。α[,1]同理?？梢姼鱾€系數具有很強的經濟意義。
本研究中的數據都來源于《中國統計年鑒》。數據自1981年始，且已經折算為1981年不變價，這樣可以去除通貨膨脹的影響，更好地反映數據內在的規律性。在本研究中，采用SPSS軟件包進行統計分析。各年的數據如下；
表1固定資產投資、建筑安裝投資與國內生產總值
（1981-1999年，單位：億元）
附圖
注：1.所有數據均為1981年不變價；2.數據來源：《中國統計年鑒2000》。
三、建立誤差修正模型
（一）方程的初步設定和簡化
一般來講，在經濟數據中，以不變價格表示流量的序列往往表現為一階單整。因此，從理論上判斷，LnGDP、LnFAI和LnCI序列都應該是一階單整。采用Dickey和Fuller于1979年、1980年提出的ADF方法進行單整檢驗結果也表明，的確如此。
然后，可以將方程設定為一般的自回歸分布滯后模型。模型的右邊包括被解釋變量的滯后、解釋變量及其時間滯后項。對于固定資產投資方程，首先設定為：
附圖
用最小二乘法估計這兩個自回歸分布滯后方程，采用逐步回歸(Stepwise)方法，剔除不顯著的變量。
在固定資產投資方程中，LnGDP[,t-1]、LnFAI[,t]和LnFAI[,t-1]被引入方程。估計得到的方程為：
附圖
可見方程的顯著性很高，完全可以通過檢驗。常數項的t值很小，并不顯著。（由于此方程對后面的過程只有理論上的意義，因此不必剔除常數項。）其他各項系數在99%的置信水平下顯著不為0。該方程的殘差類似白噪聲。
在建筑安裝投資方程中，也是LnGDP[,t-1]、LnCI[,t]和LnCI[,t-1]被引入方程。估計得到的方程為：
附圖
方程的顯著性很高，完全可以通過檢驗。常數項的t值很小，也不顯著。其他各項都在99%的顯著性水平下顯著不為0。該方程的殘差類似白噪聲。
可以看到，以上兩個方程中LnFAI[,t-1]和LnCI[,t-1]前的系數為負值。出現這種現象的原因是由于它們分別與LnFAI[,t]和LnCI[,t]之間存在著共線性的關系，導致兩者的系數在一定程度上能夠互相任意分配。但這對后面的研究影響不大。
（二）求長期均衡方程
下面可以用簡單的回歸分析求得長期均衡方程。對于固定資產投資方程，長期均衡方程為：
附圖
可見，整體顯著性明顯滿足。各項系數的顯著性檢驗均順利通過。從此均衡方程可以計算ecm序列（即殘差序列）：
附圖
AdjustedR[2]=0.982F=980.657
整體顯著性明顯滿足。各項系數的顯著性檢驗均順利通過。
ecm[,t-1]=LnGDP[,t-1]-3.228-9.793LnCI[,t-1]。
（三）建立誤差修正模型
1.固定資產投資方程
考慮到在初步設定的方程中LnFAI[,t]、LnFAI[,t-1]和LnGDP[,t-1]都比較顯著，在建立誤差修正模型時引入LnGDP[,t]，LnFAI[,t]，ecm[,t-1]，以保證方程的包容性。
設定誤差修正模型為：
附圖
p=0.0002，可見整體顯著性明顯滿足。
從變量顯著性檢驗來看，兩個方程的ecm[,t-1]的顯著性較低，但是，考慮到它們重要的經濟意義，仍不將其剔除。
四、經濟意義分析
（一）彈性分析
在以上兩個誤差修正方程中，LnFAI[,t]和LnCI[,t]前面的系數可以看作是GDP對FAI和CI的彈性系數，因此，可以根據方程的系數對它們進行彈性分析。
LnCI[,t]前的系數為0.324，這說明國內生產總值對建筑安裝投資的彈性系數為0.324。當建筑安裝投資增長1%時，將帶動國內生產總值增長0.324%。而LnFAI[,t]前的系數為0.317，這說明國內生產總值對固定資產投資的彈性系數為0.317。當基本建設投資增長1%時，將帶動國內生產總值增長0.317%。
這是非常重要的結論，定量地給出了建設投資對國民經濟拉動作用的大小?？梢钥闯?，建設投資對國民經濟的拉動效應大致是這樣一個概念，即當建設投資增長1%時，能帶動國內生產總值增長大約0.32%。以往的分析往往僅限于定性，沒有反映出真正的定量關系。從兩個彈性系數可以看出，建設投資對國民經濟的增長有很大的促進作用，彈性系數都較大。
（二）拉動效率分析
為了進一步分析建筑安裝投資和固定資產投資對國民經濟拉動作用的大小，引入一個新的系數，將其稱之為“拉動效率”，它是GDP對該變量彈性系數與該變量在GDP中所占份額的比值，即附圖，D[,i]表示在此區間內GDP對某一變量i的彈性系數，S[,i]表示某一變量i在此區間內占據GDP的平均百分比。這樣可以排除彈性系數大小中不同變量份額因素的影響。如果q＞1，這表明某一變量在這一階段對GDP的拉動作用是積極的，超過了自身在GDP中所占據的份額，是高效率的。相反，如果q＜1，則表示這種拉動作用是消極的，少于變量自身占據GDP的份額，是低效率的。
結果如下（1981年—1999年間）：
變量D[,i]S[,i]q[,i]
CI（建筑安裝投資）0.3240.1961.652
FAI（固定資產投資）0.3170.3001.057
由此可見，兩者對國民經濟的拉動作用都是很積極的，q[,i]均超過了1，建筑安裝投資更為顯著。它在國民經濟中的份額為19.6%，而彈性系數達到了0.324%。這進一步驗證了在本文開始時所提到的定性研究的結論，建設投資在經濟發展中扮演著非常重要的角色，是刺激經濟活動的主要手段，能夠高效率地拉動國民經濟的增長。
（三）誤差修正項(ECM)的分析
Ecm項系數的大小反映了對偏離長期均衡的調整力度，系數的估計值一般是負值。對于固定資產投資方程，Ecm前面的系數是-0.049，由此看來，調整的力度不是很大。調整的過程大致如下：
附圖
對于建筑安裝投資方程，Ecm前面的系數是-0.018，調整的力度也較小。因此，可以看出，建設投資主要以短期波動的形式來影響GDP的變化，長期均衡起的控制作用不大。這符合我國現階段的具體情況，我國目前正處在大規模建設的發展階段，還遠遠沒有達到建設量的穩定和平衡，因此，目前主要是增量在起作用。
五、總結
本研究將固定資產投資(FAI)和建筑安裝投資投資(CI)作為對GDP產生拉動作用的變量，通過建立誤差修正模型得到了反映它們之間長期均衡和短期波動的表達式。從彈性系數可以看出，無論是建筑安裝投資，還是固定資產投資，二者對國民經濟的拉動作用都是很明顯的，國內生產總值對建筑安裝投資的彈性系數為0.324。當建筑安裝投資增長1%時，將帶動國內生產總值增長0.324%。國內生產總值對基本建設投資的彈性系數為0.317。當基本建設投資增長1%時，將帶動國內生產總值增長0.317%。綜合起來，當建設投資增長1%時，能帶動國內生產總值增長大約0.32%。從拉動效率來看，兩者對國民經濟的拉動作用都是積極的，q[,i]均超過了1，建筑安裝投資更為顯著。
建設投資主要以短期波動的形式來影響GDP的變化，長期均衡起的控制作用不大。這主要是由于我國目前正處在大規模建設的發展階段，還遠遠沒有達到建設量的穩定和平衡，因此，目前主要是增量在起作用。
因此，本研究的定量結果不僅驗證了很多研究者的定性結論，即建設投資在經濟發展中扮演著非常重要的角色，是刺激經濟活動的主要手段，能夠高效率地拉動國民經濟的增長；而且給出了具體的拉動效應值，分析了短期波動和長期均衡各自的作用，有助于更加準確地分析建設投資對國民經濟增長的貢獻。
收稿日期：2001-03-23
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固定資產投資的概念范文5
一、項目立項、投資決策階段的控制
(一)項目立項的可行性分析
項目的可行性分析是立項的最基本要求。加強可行性研究，對不同建設和方案進行技術、經濟的比較和選擇，作出判斷和決定。項目決策正確與否，直接關系到工程造價的高低及投資效果的好壞。正確決策是合理確定與控制工程造價的前提，正確的項目投資行動來源于正確的項目投資決策。做好項目可行性研究報告，根據市場需求及發展前景，合理確定工程的規模及建筑標準，并從客觀和微觀兩個方面對投資項目的風險進行認真分析。
客觀分析主要是從宏觀上評價社會政治形勢、國家政策法規、市場需求和資源情況，從而正確選擇投資機會；微觀分析是根據單位發展戰略和項目開發的需要，組織專家或委托咨詢機構，從技術、經濟和環境保護等方面，全面地、系統地論證擬建項目的必要性和可行性，對擬建項目的建設規模、資源條件、市場預測、工程技術和財務經濟評價等的真實性、客觀性、可靠性進行全面評價，作出投資決策。運用科學的風險投資決策分析方法，如差量分析法、量本利分析法、凈現值法、回收期法、銷售無差別點等測算不同方案的凈現金流量、期望收益率等，從而正確選擇投資方案，避免因決策失誤而造成損失。
(二)投資估算控制
投資估算對立項具有決定意義。項目立項前。除進行可行性分析外，還要科學地進行工程項目的效益分析、編制工程投資估算。
項目投資估算是項目主管部門審批項目建議書的依據之一，并對項目的規劃、規模起參考作用；是項目投資決策的重要依據，也是研究、分析、計算項目投資經濟效果的重要條件，并對工程設計概算起控制作用。投資估算是項目資金籌措及制訂建設貸款計劃的依據，是核算建設項目固定資產投資需要額和編制固定資產投資計劃的重要依據。項目投資的估算包括固定資產投資估算和流動資金估算兩部分。
固定資產投資估算的內容按照費用的性質劃分為：建筑安裝工程費、設備及工器具購置費、工程建設其他費用(此時不含流動資金)、基本預備費、漲價預備費、建設期貸款利息、固定資產投資方向調節稅等。其中，建筑安裝工程費、設備及工器具購置費形成固定資產；工程建設其他費用可分別形成固定資產、無形資產及其他資產?；绢A備費、漲價預備費、建設期利息，在可行性研究階段為簡化計算，一并計入固定資產。
固定資產投資可分為靜態部分和動態部分。漲價預備費、建設期利息和固定資產投資方向調節稅構成動態投資部分；其余部分為靜態投資部分。
流動資金是指生產經營性項目投產后，用于購買原材料、燃料，支付工資及其他經營費用等所需的周轉資金。它是伴隨著固定資產投資而發生的長期占用的流動資產投資，流動資金=流動資產-流動負債。其中，流動資產主要考慮現金、應收賬款和存貨；流動負債主要考慮應付賬款。因此，流動資金的概念實際上就是財務中的營運資金。
投資估算編制盡可能細致、全面，從現實出發，充分考慮到施工過程中可能出現的各種情況及不利因素對工程造價的影響?？紤]市場情況及建設期間預留價格浮動系數。使投資基本上符合實際并留有余地。在規劃階段的投資估算誤差允許大于±30％；建議書階段的投資估算控制在±30％以內；初步可行性研究階段的投資估算控制在±20％以內；詳細可行性研究階段的投資估算控制在±10％以內。使投資估算真正起到控制項目總投資的作用。
二、招標過程控制
在招標階段，一定要嚴格執行國家規定的有關招標投標制度，擇優選擇施工隊伍。招標成功的關鍵取決于建設單位對市場價的掌握程度。在建筑市場上。各施工單位在管理水平、施工工藝、組織方案及工效等方面存在著差異，對于同一個工程項目，其造價離散性很大。項目管理者在招標中可采取的辦法：一是設定標底但不唯標底，評標時，對商務標上下封頂，低于底線的。
必須有可行的降價措施；二是推行國際通行的工程量潔單報價，可使真實的價格更加明朗化；三是用獎勵的辦法鼓勵承包商使用新技術來降低工程造價；四是引導承包商在費率上進行競爭，對有些主材料占比例大的項目，大幅度進行總價降點對承包商顯失公平，可采用綜合費率降點招標。
在目前不很規范的市場機制下，工程招、投標管理沒有完全法制化、規范化，不正當的競爭依然存在，工程投標依然采取各種手段進行競爭。施工企業為了爭取施工項目，通常是以降低標價、提高標準、縮短工期或減少應有的費用項目等為代價，造成施工項目到手后降低施工質量，或者盲目超概，造成投資損失。因此，在招標過程中要進行嚴格評標。
固定資產投資的概念范文6
一、我國投資項目決策的現狀
1.在法律法規方面存在問題
由于我國社會經濟是在改革開放之后才取得突破性進展，并且發展速度非?？?，因此，在短短幾十年的時間里，受到整體大環境以及政府政策等各方面因素的影響，在固定投資方面一直沒有構建起完善的法律法規。這就導致在固定資產投資方面，我國缺少了法律法規上的約束，導致很多固定資產投資項目都存在違規、違法操作，存在較大的法律風險，一旦出現問題，就會對整個投資項目造成影響。同樣，缺少法律法規的約束，在對項目投資決策上也會造成一定影響，尤其是對于政府項目而言，不對項目本身的市場前景、發展以及風險等進行評估，就盲目進行投資，影響最終的投資結果和收益。
2.存在個人主義問題
在對項目投資進行決策的過程中，除了法律法規方面存在的問題之外，個人主義當中存在的問題也非常重要，能夠直接對項目投資的決策性產生影響。個人主義問題方面主要包括三個原因：首先是行政責任層次方面的原因。在當前企業在對某一個項目投資問題進行內部決策的時候，嚴重的缺少相對應的責任約束機制，缺乏相對應的社會民主監督，這樣一來，決策者自身的決策就會受到不同程度的影響。領導者自身的個人意志在這種形勢下，就會受到各種不同因素的影響，促使一些“不法者”混入其中，擾亂決策者的決策思維，導致一些不理智的決策結果。其次是市場發展層面的原因問題。企業在實際投資項目的決定過程中，為了保證決策的有效性，就會向各種各樣的中介單位索取相對應的服務。而中介單位在實際操作過程中，能夠對其產生影響的因素也有很多，很難保證其自身提供給企業的投資項目決策服務就一定能夠保證客觀性和有效性，所以對決策者的整體決策來說，并不能夠起到良好的作用。最后是組織管理層面的原因問題，很多企業在對項目投資進行決策的過程中，會出現法人實體缺失的現象，項目的投資主體和決策主體以及實際建設管理主體相互之間并沒有完全的分離。
二、投資項目決策體系在構建過程中的組成部分
企業在對某一個投資項目采取決策措施時，應該制定完善的決策體系，如圖1所示即為投資項目決策體系的組成圖：
1.投資項目決策體系的核心部分
企業在針對投資項目采取決策措施時，要將決策體系一并融入其中，利用體系中各項指標和內容，對決策提供切實有效的依據支持。決策體系當中的核心部分能夠引導決策機制的有效運行，從根本上來看，可以看作是決策主體之間相互影響和作用的一種之表現形式。在實際操作過程中，企業行政正處于決策主體當中的核心部分，可以說是決策權力的最終擁有者，其自身能夠對決策結果產生直接性的影響。與此同時，在投資項目的決策過程中，其自身的投資主體呈現出的多元化特征，為當前社會投資者提供了更多決策的依據。
2.投資項目決策體系的中間部分分析
投資項目決策體系當中的中間部分，是主體在執行其自身決策權力的作用部分。在實際決策過程中，為了保證決策的科學性和有效性，可以提供相對應的理論作為基礎支持，而決策主體會將決策程序作為另外一種決策的表現方式，兩者之間都是決策主體在決策實施過程中，所需要選擇的必然途徑。所以，投資項目決策體系當中的中間部分，一直以來都是作為一種輔助決策的作用出現。
3.投資項目決策體系的外部分析
投資項目決策體系的外部內容主要是指決策主體自身所處的環境，在制度規范、標準的形勢下，企業的決策主體才能夠將其自身的影響和作用發揮出來，直接對決策結果產生影響。決策制度的實際應用，不僅能夠對決策主體形成良好的制約和控制，而且還能夠通過一系列的實踐活動，從中獲取到相對應的經驗，為決策制度的完善和優化打下良好的基礎。
三、投?Y項目決策機制的相關內容內容研究
1.對投資項目決策機制的評價分析
對于企業投資項目來說，決策的整個過程與結果相比，過程顯得更加的重要，在整個決策過程中，能夠促使決策者不斷的總結經驗，為日后的項目決策提供更多可以參考的依據。決策機制的評價在實施過程中，不僅是眼前機制在產生過程中呈現出來的靜態結果，而且還應當將相關因素內容落實到動態追蹤方面，將靜態和動態進行有效結合，這樣才能夠對整個決策過程進行科學合理的評價。比如湖南高新創投集團盈成油脂項目的投資決策中，正是由于構建了完善的項目決策機制，并以此為基礎對投資項目進行良好決策，才取得了最終的良好效果。
2.投資項目決策機制評價指標體系的構建和實施
投資項目決策機制評價指標體系的構建以及實施，需要將評價根本目的和目標作為前提條件，結合企業自身的實際特點來進行制定。在評價當中，需要將一些宏觀概念和微觀概念進行有效結合，只有保證將宏觀指標作為主體，而微觀指標作為輔助存在，這樣才能夠盡可能保證指標的全面性和有效性避免一些信息數據失去真實性。這樣一來，定量指標就需要更加的明確，讓其具有更強的說服力，這樣才能夠將其自身的影響和價值體現出來。如果是動態指標與靜態指標之間的相互結合，在這種形勢下，需要將動態指標作為主體。決策機制在實際應用過程中，會隨著環境、決策者自身的思想以及社會經濟的變化而發生變化，所以指標體系在實施過程中，應當保證一定的動態性和開放性，其具體如表1所示。
3.企業投資項目決策機制模型的構建
為了保證達到良好的決策機制應用效果，在實際操作過程中，要根據企業自身的實際情況，構建科學合理的投資項目決策機制。決策機制模型構建圖如圖2所示。
在任何一項投資項目決策開始之前，需要對呈現出來的一系列決策問題進行一一的核對和分析研究，將這些問題轉化成為各種各樣的決策目標，并且對決策目標作出相對應的決策預期。這樣不僅能夠保證決策效果最終呈現出來的最優化狀態，而且能夠保證將決策信息與決策主體之間有效的結合，從根本上利用決策制度來對決策提供有效的依據和支持。
