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固定資產投資不足范文1
［關鍵詞］消費需求；經濟增長；投資率；消費率
1研究背景與問題提出
擴大內需包括擴大投資需求和擴大消費需求兩個方面。擴大投資需求，就是要通過積極的財政和貨幣政策，激活國內投資市場，特別是固定資產投資；擴大消費需求，就是通過增收、擴大信貸等經濟杠桿，激活國內消費市場，從而帶動經濟持續健康增長。南寧市增加固定資產投資和擴大內需、消費，同時充分利用北部灣經濟開發和東盟—中國自由貿易區建成的機遇，著手打造經濟起飛的平臺。
2南寧市固定資產投資與GDP的關系分析
2.1固定資產投資周期與名義經濟周期在大體上保持同步變動的趨勢
從“十五”時期到“十一五”時期前三年(2006—2008)，南寧市經濟平均增長速度較快而平穩，最小值8%，最大值14.6%；但是固定資產投資增長速度不均勻，最小值-7.55%，最大值51.74%。固定資產投資周期與名義經濟周期在大體上保持同步變動的趨勢，但又具有一定的差別。這主要表現在：第一，峰谷位置在時間上有所差別，經濟增長往往滯后于固定資產投資一年達到峰值或是開始上升。第二，南寧市近10年來，全社會固定資產投資的波動幅度高于國內生產總值的波動幅度。以年度增長率的離差系數(標準差/均值)來衡量，1999—2008年南寧市固定資產投資的波動幅度(0.5048)是名義國內生產總值波動幅度(0.3685)的1.37倍，是實際國內生產總值波動幅度(0.3542)的1.43倍。
2.2南寧市固定資產投資與GDP的關系檢驗
選擇2000—2008的年度數據，并對南寧市固定資產投資和國內生產總值分別剔除固定資產投資價格指數和國內商品零售價格指數變動因素的干擾。
固定資產投資函數的選擇：GDPt=B0+Bl×FAIr+ut
式中，FAI為南寧市固定資產投資額，GDP為南寧市生產總值，ut為隨機誤差。
2.3南寧市固定資產投資與經濟增長關系的協整分析
選擇ADF檢驗南寧市固定資產投資與國內生產總值之間存在協整關系，結果是，在5％和10％的顯著水平下，以AIC準則為標準，GDPt、FAIt都是I(1)變量，其一階差分GDPt和FAIt均為平穩時間序列。選取Engle-Granger兩步法(E-G)來進行協整檢驗，單位根檢驗結果表明南寧市固定資產投資與經濟增長的時間序列均為一階單整。即：GDPt～I(1)，FAIt～I(1)，因而可以進行協整回歸，其結果如下：
GDPt=0.1526+2.151FAIt
(6.93)(21.86)
R2=0.899DW=1.508
根據Durbin.Watson法對ut進行平穩性檢驗，結果顯示兩變量GDPt和FAIt是協整的，即南寧市固定資產投資與國內生產總值在這一時段存在穩定的長期均衡關系。
2.4Granger因果關系檢驗
通過選取滯后長度，可以看出，原假設“GDP不是FAI變化的原因”和“FAI不是GDP變化的原因”均被拒絕了，說明兩者存在著雙向因果關系，即南寧市經濟增長與固定資產投資增長存在著雙向因果關系。
3南寧市消費需求與GDP的關系分析
3.1南寧市全市居民收入與消費水平穩步增長
近10年南寧市全市居民收入與消費水平穩步增長，但是農民收入和消費增長要相對緩慢，同時南寧市在全國所有省會中消費總額居于中等地位。
3.2消費在經濟增長中的比重逐步下降
消費需求是經濟增長中份額最大，最穩定的需求期間，雖然南寧市的最終消費率呈下降趨勢，但是在經濟增長的三大需求中，始終占據主導地位，是拉動經濟增長的份額最大的需求，是促進國民經濟增長的主要動力。1999—2008年，南寧市最終消費率平均值為52.27％，同期的投資率平均值為27.1％，而凈出口在GDP中所占的比重僅為3.2％。更重要的是，與投資相比，消費需求波動幅度較小，是經濟增長中最為穩定的因素。消費需求的剛性決定了在GDP年新增額中，消費需求波動幅度遠小于投資等其他因素，對經濟增長影響慣性最大，因而，消費成為國民經濟穩定發展的重要保證。
3.3消費需求彈性表明最終消費對經濟增長的拉動作用比較大
南寧市名義消費彈性系數在0.31~5.15，并且大部分都在2左右，且最小數值大于0.31，這說明南寧市消費富于彈性，國家實行擴大內需、刺激消費的政策可以很有效地促進經濟增長。這期間，名義消費彈性系數平均為2.15，這說明我國名義消費每增長1％會帶動名義GDP增長2.15個百分點。從總體上看，最終消費對經濟增長的拉動作用比較大。
4南寧市固定資產投資、消費需求與GDP的關系分析
4.1南寧市固定資產投資率過高，增長速度過快
自1997年亞洲金融危機以來，南寧市的固定資產投資率在高位上持續提高，1999—2008年的平均投資率為50.2％，已經遠遠超出了全國的平均水平38％。工業化推動、城鎮居民住房制度改革、積極財政政策、地方政府追求政績、城市化水平加速是造成高投資率的主要原因，此外還有承接國際產業轉移與高儲蓄導致投資需求偏高。
4.2南寧市投資與消費結構不合理
4.2.1農村消費影響消費總量不足
農村消費需求主要是指農村居民滿足消費需要并且具有貨幣支付能力的支出。目前，農村人口占南寧市人口半數以上，潛在的消費能力巨大。但是，由于農產品價格的低迷，農村社會保障體系缺乏等多種因素，農村居民消費不足。
4.2.2收入因素影響了消費能力
改革開放以來，南寧市居民收入水平有了較大幅度的提高，但居民收入的增長速度還是遠低于GDP增長速度，居民增收緩慢很大程度上影響了消費需求的擴大；居民收入差距擴大也導致消費需求不足，高收入階層的平均消費傾向低，其消費需求逐漸接近飽和狀態，消費增量低于收入的增量。低收入階層邊際消費傾向顯著高于高收入階層，但由于缺乏健全的收入補助機制，使得大量低收入階層有消費欲望但缺少必要的消費能力，導致消費需求不足。
4.2.3供給因素影響了消費意愿
固定資產投資不足范文2
關鍵詞：招投標交易中心 固定資產投資 關聯度;
中圖分類號：TU723.1 文獻標識碼：A
一、引言
2012年，某市統籌推進新型工業化、城鎮化和農業現代化，在密集出臺的一系列“穩增長”措施保障下，全市經濟呈現平穩快速增長態勢。2012年全市實現地區生產總值11459.00億元。該市GDP增幅2012年在全國第二，在西部位居第一。在經濟發展欣欣向榮的背景下，對2012年該市工程建設招標投標交易中心入場交易活動與固定資產投資的關聯度進行分析，得出具有重要理論意義和現實意義的結論。該市工程建設項目投資是全市固定資產投資的一部分，研究項目交易累計總額與固定資產投資之間的關系，可以從科學的角度把握該市工程項目建設總規模與全市固定資產投資總規模之間的內在規律性。
二、固定資產投資與工程招投標交易額的關系
（一）固定資產投資與工程招投標交易額的時間序列關系分析
據該市統計局的統計數據顯示，2012年固定資產投資平穩較快，全市完成固定資產投資額9380.00億元，同比增長22.9%，比全國平均水平高2.3個百分點。根據統計信息網的數據整理出2012年度各月全市固定資產投資情況，并統計2012年各月市工程建設項目總交易額，繪制出如圖1的固定資產投資和累計總交易額隨時間變化的曲線圖。
圖12012年某市固定資產投資和工程建設累計交易額增長圖
由圖1可以看出，2012年該市固定資產投資累計由一月份的381.28億元逐月快速增長至十二月份的9380.00億元，固定資產投資隨時間序列基本呈線性增長；本年度交易中心登記在案的全市工程交易累計總額從一月份的58.44億元逐月緩慢增長到十二月份的1136.77億元，其隨時間序列同樣大致呈現線性增長，工程總交易額的增長速度遠沒有全市固定資產投資的增長速度快。
（二）固定資產投資與工程招投標交易額的線性關系分析
2012年交易中心登記在案的全市工程建設項目累計交易額與該市該年度固定資產投資這兩個變量關系的散點圖如圖2所示。
圖22012年該市工程建設項目累計交易額與固定資產投資關系散點圖
由圖2可看出，2012年該市工程建設項目累計交易額與全市固定資產投資之間基本呈現線性相關性。設定工程建設項目累計交易額為自變量，固定資產投資累計額為因變量，建立回歸模型，計算機輸出結果如表1和表2。
表12012年該市工程建設項目累計交易額與固定資產投資關系方差分析
表22012年該市工程建設項目累計交易額與固定資產投資關系回歸結果
由表1和2可得出2012年該市工程建設項目累計交易額與全市固定資產投資的線性函數關系為：固定資產投資＝－747.618＋8.617×工程建設項目累計交易額。且p值為7.13×10－11，小于顯著水平0.05，故可以認為2012年該市工程建設項目累計交易額與固定資產投資之間有顯著的線性關系。
（三）工程招投標交易額占固定資產投資比重分析
工程建設項目投資占全社會固定資產投資比重是衡量工程建設領域發展穩定性、持續性的一個重要指標，也是衡量工程建設領域發展規模與國民經濟總量關系的主要指標之一。從短期看，指標表明工程建設項目年度投資完成額占固定資產投資總額的比重；從長期看，它反映工程項目投資在建總規模與全社會固定資產投資總規模的比例關系。這個比例過高或過低，都會影響國民經濟持續健康發展。2012年該市工程建設項目交易額占全市固定資產投資比重如圖3所示。
圖32012年該市工程建設項目交易額占全市固定資產投資比重
由圖3可看出，2012年該市工程建設項目交易額占全市固定資產投資比重經歷了三個階段的變化：第一階段（1—3月）為平穩增長期，在這段時間內，該比重由15.33%逐步提高到18.88% 。第二階段（3—8月）為緩慢回落期，期間，該比重由15.33%逐漸回落到13.21% 。第三階段（8—12月）為平緩期，此階段該比重始終保持在12%—13%之間。因此，可以確定，2012年該市工程建設項目交易額占全市固定資產投資比重基本保持在12%—20%之間的水平。
固定資產投資不足范文3
〔關鍵詞〕遼寧；固定資產投資；負增長
一、遼寧省固定資產投資現狀
從固定資產投資增速來看，2019年1—9月，遼寧省固定資產投資完成額比上年同期出現負增長1.7%，其中房地產開發投資增長9.4%，第一產業投資增長0.1%，第二產業投資出現負增長8.1%。另據最新統計數字，1—11月，全省固定資產投資同比增長0.2%。其中，改建和技術改造投資增長36.8%，占固定資產投資的比重為7.5%，同比提高2個百分點。而從全國來看，2019年1—11月份，全國固定資產投資（不含農戶）533718億元，同比增長5.2%。分地區看，東部地區投資同比增長4.1%，中部地區投資增長9.3%，西部地區投資增長4.9%，東北地區投資下降3.7%。從固定資產投資占比來看，當前遼寧省固定資產投資占GDP比重約為28%，遠遠低于全國60%的平均水平。
二、遼寧省固定資產投資的影響因素分析
1.經濟結構的不均衡影響了固定資產投資結構。從產業結構看，遼寧省第二產業占比相對較高，第二產業中重工業占比相對較高，對工業領域的固定資產投資的需求相對較高，但同時第三產業優勢不足導致該領域的固定資產投資增長有限。2019年1—9月，遼寧省第三產業固定資產投資同比降幅為58.5%。從城鄉結構看，遼寧省一直以來城鎮化率相對較高，農村剩余勞動力轉移和城鎮化率進一步提升的空間相對有限，加之遼寧省人口外流較為嚴重，影響了城鄉固定資產投資增長。從地區結構看，地區間經濟發展水平不均衡，前五個地級市GDP占比約70%，其他9個占比僅約30%，導致固定資產投資在省內地區間不均衡，相對落后地區固定資產投資缺口大。從企業規模結構來看，遼寧省規模以上工業企業數量偏低，導致固定資產投資主體力量不足。
2.嚴峻的金融環境抑制了固定資產投資供給。一是大型的國有商業銀行、政策性開發銀行和股份制商業銀行等對遼寧提供新增貸款越來越少。二是本土商業銀行的風險管理水平偏低，服務地方能力有限。嚴峻的金融市場環境抑制了遼寧省固定資產投資的供給能力。
3.預期增加的財政壓力將進一步抑制政府的固定資產投資供給。近年來，遼寧省財政在“保民生”和“促發展”之間艱難權衡，而在2020年國家逆周期調節、減稅降費的背景下，遼寧省的財政壓力將更大，進而影響政府的固定資產投資供給能力。
4.營商環境差異抑制了固定資產投資的供給和需求。省內和省際間的營商環境差異影響了金融企業和實體企業的選址，進而影響了遼寧省固定資產投資的供給和需求。目前，雖然遼寧省沈陽和少數地級城市營商環境有較大改善，但多數地級城市的營商環境仍不容樂觀。浙江等省的“最多跑一次”改革，進一步加劇了省際間的營商環境差距，影響了社會資本固定資產投資選擇。
5.政策紅利消抵將進一步影響固定資產投資的供給和需求。當前，京津冀一體化建設、港珠澳大灣區建設、長三角一體化建設以及長江經濟帶建設等區域發展戰略中的政策優惠，從一定程度上消抵了東北振興戰略中的固定資產投資優惠政策。
6.體制和思想觀念抑制了固定資產投資潛力的實現。當前，遼寧省干部中不擔當、怕問責的心態較為普遍，對干部干事創業的激勵過少，對干部出錯問責的懲戒過多。直至今日，干部因素依然是制約遼寧振興和固定資產投資增長的最重要因素。
7.抓外部機遇不夠影響了固定資產投資的開放性增長。遼寧省融入“一帶一路”倡議不深入，與東北亞國家的投資和貿易合作不夠，互聯互通不夠，影響了包括基礎設施投資在內的固定資產投資的潛力釋放和開放性增長。
三、提升遼寧省固定資產投資水平的對策建議
1.以經濟結構優化來促進固定資產投資結構優化。一是提升生產業比重，從而增加第三產業固定資產投資。二是以“鄉村振興”為契機，增加第一產業固定資產投資。三是加速推進“突破遼西北”戰略，擴大相對落后地區固定資產投資規模，提升投資整體效率。四是政策手段與市場手段兼顧，增加規模以上工業企業數量，優化固定資產投資的主體結構。
2.分類施策，提升金融機構的信心和風險管控能力。對于四大國有商業銀行以及其他大型股份制商業銀行而言，當務之急是幫助其降低信貸風險預期和提升其盈利性預期，從而恢復其對遼寧市場的信心。建議突破點：妥善處理原有失敗投資項目的善后事宜，最大程度地降低銀行損失；做好大型重點項目的推薦和招商。對于本地商業銀行來說，政府幫助其渡過難關的方式是扶持和激勵其提升風險管控能力。建議突破點：利用與先進兄弟省份的幫扶關系，通過高水平人才引進和現代企業制度改造，提升本地金融機構的風險管控和服務地方經濟的能力。
3.后來居上，發展PPP模式，增加基礎設施投資。當前，遼寧省政府與社會資本合作（PPP）項目無論是規模上還是數量上在全國都相對落后。在2020年國家繼續減稅降費、逆周期調節的趨勢下，亟需大力推廣PPP模式，通過吸引社會資本加入滿足基礎設施投資的大量資金需求，同時也為社會資本找到了穩定可持續的投資渠道。對遼寧省的PPP項目數據調查顯示，幾乎全部地級市的PPP項目政府支出責任占政府預算內支出的比重都遠低于規定紅線，遼寧省大力推廣基礎設施PPP投融資模式相對具有較大潛力。
4.通過分層學習，縮小地區間營商環境差距。從浙江省的“最多跑一次”改革，到個別省份的“一次不用跑”，各省在行政審批效率層面上的營商環境競爭可謂白熱化。對于遼寧省整體來說，在學習先進省份的經驗，推進“最多跑一次改革”，提升行政審批效率的同時，一定還要高度重視政府治理能力的提升和市場信用體系的建設。從省內來看，朝陽、阜新等相對落后地區要學習沈陽等城市的營商環境建設經驗，加快一體化、全覆蓋的線上行政審批體系建設。
固定資產投資不足范文4
[關鍵詞] 固定資產投資 適度規模 控制 模型 預測
一、引言
固定資產投資規模與國民經濟增長的關系十分密切，一方面，經濟的發展程度直接制約著投資的數量;另一方面，投資規模的變動又會影響國民經濟的發展。因此，為了保持經濟長期持續穩定協調的發展，固定資產總投資應當控制在適度的規模之內，探尋固定資產投資的適度規模對于城市經濟發展是非常重要的。本文結合西安市市情，對西安市固定資產投資適度規模進行分析和預測，旨在為城市管理者提供決策參考依據。
二、固定資產投資適度規模概述
固定資產投資對經濟增長的貢獻是由于它向社會提供了生產能力、運輸能力、住宅和公共建筑物等社會供給能力和大量實物,增加了社會財富。雖然由于項目投資建設需要一定周期，這種社會供給能力不一定是即期(當年)的現實供給,而且可能存在滯后的現象,但它卻決定著擴大社會再生產有無后續能力和資源的問題，關系到國民經濟的發展前景，因此固定資產投資規模不能過小,否則會影響和減少社會經濟發展的后勁，導致社會消費需求的不足。另一方面,固定資產投資本身又是巨大的有現實購買力的有效需求,是對社會經濟和物質資源的巨大消耗,這無形中就增加了社會的總需求能力，但同時也加大了社會總供給的壓力。因此固定資產投資總規模又不能過大，過大會使社會總供給能力承擔不了。
所以，固定資產投資的總規模，無論過大還是過小，對于經濟發展都是不利的，為了保持經濟長期持續穩定協調的發展，固定資產總投資應當控制在適度的規模之內。
三、西安市固定資產投資適度規?？刂颇Ｐ偷慕?/p>
要達到適度的年度投資總規模，從定性上考慮應該滿足以下幾個條件：其一是投資的增加應該在國民生總值增長量所許可的范圍內，以使投資有物力基礎，不會過度增加社會總供給的壓力；二是投資規模的增長要以不降低人民生活水平為準則；三是各年總投資規模既要能夠滿足當年新上項目的需要,又要保證有足夠資金滿足當年所有的在建項目繼續施工的資金投入需要,使其能在計劃工期內完工。
在上述投資規模合理性原則的定性分析基礎上,利用靜態的投入產出等經濟學理論,先在綜合平衡的基礎上確定一個合理的年度投資規模的大致范圍，在該范圍內進一步對投資規模進行優化,以確定出適度的年度投資總規模。筆者參考有關文獻，應用現代控制論理論,建立一個具有自適應和反饋調節功能的西安市固定資產投資規模的數學模型,用以確定適度的投資規模。在建模過程中,首先要選擇合適的狀態變量和控制變量，在對西安市投資體系進行研究的基礎上,將年度國民收入作為狀態變量,將全社會年度固定資產投資總量(可看作是年度平均投資力度)作為控制變量；接著在目標函數的選擇上,為了使該模型能夠反映西安市國民經濟的發展戰略目標，將目標函數設計成為對各年國民收入標準輸出值的跟蹤。最終,建立如下的全社會年度固定資產投資總量宏觀經濟控制的數學模型。
其狀態方程為:
Y(k+1)=Q×Y(k)+V×I(k) k=0,1,2,3,…,n-1，①
目標函數為:
J=min[Y(k)-Y*(k)]2，②
約束條件為:Iak≤I(k)≤Ibk, ③
該模型中Y(k)表示第k年的國民收入,在此用第k年的國內生產總值來代表;I(k)表示第k年的全社會固定資產投資總量;V表示效率,即增加單位固定資產投資額所能帶來的國民收入增加額;Q表示國民收入的衰減系數:Y(k)表示第k年的國民收入標準輸出值;Iak表示第k年的全社會固定資產投資總量的最低值;Ibk表示第K年的全社會固定資產投資總量的最高值。
四、西安市固定資產適度投資規模控制及預測的實證研究
根據研究的需要和資料獲取程度，在該控制模型中筆者選取1996年～2005年10年作為分析區間。模型中其他指標的測算過程如下(由于篇幅原因,各指標的具體測算過程在本文中不予體現）：
①Iak與Ibk可以根據定性條件來進行測定。這里設定其最低值Iak為上一年固定資產投資的實際值，最高值設定為上一年國民生產總值；
②V值則可以通過計量經濟學方法,運用最小二乘估計來測定。經過多次回歸分析，得到的V值的測算結果為0.418。
③根據西安市市情，對Q值也進行了估算，取值為0.95；
④對于Y*(k),即第k年的國民收入標準輸出值,按如下方法計算:按實際的國民收入并綜合考慮西安市的發展規劃所確定的國民經濟發展速度,選取1997年～2005年西安市國內生產總值平均增長速度13.36%為標準,以1996年的實際國民收入為初始條件, 分別得到各年國民收入標準輸出值為(單位:億元RMB）:457.68(1997年),514.73(1998年),578.90(1999年),651.06(2000年)，732.22(2001年),820.51(2002年),937.43(2003年)，1171.86(2004年),1267.14(2005年),1439.08（2006年），采用人機對話方式，利用Mathematica 4軟件進行優化模擬（計算程序略）得到西安市各年固定資產投資的最優值，詳見下表：
注:（以上各年實際投資額數據均來自西安市統計年鑒）
從上表可以看出，從1996年～2003年，西安市固定資產投資實際投資額與最優投資額之間存在一定的差異，結合西安市具體市情分析，上述年份西安市固定資產投資力度確實存在相對不足的狀況。但是進入2004年以來，固定資產實際投資額與最優投資額之間的絕對差在逐漸縮小，固定資產投資規模越來越向優化方向發展，充分解釋了國家的西部大開發的政策效應正在逐步體現出來，西安市投資環境發生較大改善，固定資產投資的規模效益在不斷增強。
在上述研究基礎上，考慮到我國西部大開發戰略和投資體制改革的進一步深入實施，以及西安市固定資產投資對國民經濟拉動作用的不斷增強等因素作用，在投資效益系數v=0.418不變的情況下，分別采用衰減系數Q=0.94和Q=0.93對西安市2007年～2012年的固定資產投資適度投資規模的合理區間進行分析和預測,得到結果如下表所示：
預測結果顯示，西安市固定資產適度投資規模在2007年～2012年間增長較快，城市管理者應注意投資從數量增加型向持續高效型的轉變，逐步提高適度投資規模效益，促使固定資產投資為國民經濟的持續增長發揮強有力的支撐作用。
五、研究意義
通過對西安市1996年～2006年固定資產投資實際投資額與投資規模的最優值進行比較分析，并對該市2007年～2012年固定資產投資適度規模的最優值區間進行預測和分析,為西安市固定資產投資的規模優化提供了參考數據,也為城市管理者提供了決策依據,研究表明:固定資產投資額度的計劃編制和安排不再是盲目的,固定資產投資規模將逐步向優化方向發展;運用科學的手段對固定資產適度投資規模進行合理的分析和預測，對深入研究固定資產投資與國民經濟增長的內在關系以及城市的宏觀管理，具有積極的現實意義。
參考文獻:
[1]西安市統計局:2003年西安統計年鑒[M].北京:國家統計出版社,2003
[2]侯容華 汲鳳翔主編:中國固定資產投資效益研究―理論、實證、案例[M].北京:中國計劃出版社,2002.6
固定資產投資不足范文5
引言
“十一五”至今投資年均增長提高到34.7%，GDP年均增長也相應提高到14.9%。特別是2008年，全球金融危機不斷蔓延，中國為克服外需衰退，平穩度過危機，各級政府積極利用擴大投資政策，陜西經濟實現平穩較快增長，2010年陜西GDP達到10 123.48億元，首次突破1萬億元[1]。
戴瑞嬌等選取浙江省2004―2007 年17個行業的民間投資額與國內生產總值的數據，實證分析了浙江省民間投資與經濟增長的關系，并提出促進浙江民間投資進一步良性發展的對策[2]。邱福林等認為農業固定資產投資與農業經濟增長存在協整和格蘭杰因果關系，且關聯度緊密，農業經濟增長促進農業固定資產投資的增加，但由于農業固定資產投資有滯后效應的特性，其在投資達到一定年限后，才會對農業經濟起促進作用，且效果顯著[3]。
黃旭東等通過對陜西省投資對經濟增長的定量分析，陜西投資每增長1個百分點，國內生產總值增長0.607個百分點，它的效應超過勞動每增長一個百分點國內生產總值增長0.393個百分點的效應[4]。本文對陜西省固定資產投資與經濟增長的關系進行實證分析，利用好固定資產投資，提升傳統產業科技含量，促進經濟發展方式轉變，對今后正確處理投資和經濟增長的關系、運用投資資金有現實意義[1]。
一、數據選取及變量說明
1.變量的選取
本文考慮兩個時間序列，國內生產總值增長率和固定資產投資增長率。
2.數據來源
本文所使用的樣本數據來自1983―2012年的年度數據，數據來源于《陜西統計2012》。
3.計量模型的建立
本文采用回歸分析法來研究固定資產投資增長率與經濟增長率的關系，可建立如下模型：
Y=C+βX+u
其中c為常數項，β為回歸系數，u為誤差項。
二、實證分析
1.平穩性檢驗
對時間序列數據進行回歸，需對所有的變量進行平穩性檢驗，如果對非平穩的時間序列直接進行回歸可能會導致謬回歸，這里采用 ADF 檢驗對所有變量進行單位根檢驗[5]。
由上表可以看出，陜西固定資產投資增長率和經濟增長率的ADF檢驗值都小于顯著性水平為5%的臨界值，都是平穩序列。
2.協整檢驗
通過對這兩個變量擬合回歸模型，求出殘差序列，并對殘差序列進行是否平穩的單位根檢驗，若殘差序列是平穩的，則說明這兩個變量之間存在協整關系，即說明這兩個變量之間存在長期的穩定關系，若殘差序列非平穩，則說明這兩個變量之間不存在協整關系，即說明這兩個變量之間不存在長期的穩定關系[5]。
Yt=13.1645+0.2052Xt+u
ut是I（0），即ut是平穩的，因此，接受Y與X是協整的假設。誤差修正項為：
ECMt-1= Y -13.1645 - 0.2052 Xt
由此可得，陜西省固定資產投資與國內生產總值之間存在長期均衡關系；即固定資產投資每增加1%，國內生產總值將增加 0.2052%，而由變量前的系數為正，則表明陜西省固定資產投資對經濟增長具有正向推動作用。
3.誤差修正模型建立
上面已經建立了協整方程，而協整關系僅反映了變量之間的長期均衡關系，誤差修正模型就是為了建立短期的動態模型以彌補長期靜態模型的不足，其既能反映不同時間的長期均衡關系，又能反映短期偏離向長期均衡修正的機制[5]。
以Y的差分Y1為因變量，以X的差分X1、滯后一期的誤差修正項et-1為自變量：
Y1=0.2362+0.1209X1-0.762ECMt-1+Vt
根據上面模型的回歸參數可以看出，誤差修正項ECMt-1反映了經濟增長、固定資產投資短期波動偏離它們長期均衡關系的程度，短期固定資產投資的變化將引起國內生產總值同方向變化，經濟增長率與固定資產投資增長率的短期彈性為 0.1209，即固定資產投資總額每變動1%，將會引起國內生產總值同方向變動0.1209%。
固定資產投資在整個社會發展中占很大比例，對于經濟的影響比較大，與我們的結論基本相符。但是固定資產投資每增長 1%，GDP 將增長 0.1209%，這個值比起幾位學者研究全國的0.8 以上要小了很多[6]?？梢钥闯觯潭ㄙY產投資額的增加帶來了GDP的增加，但投資效益不高，導致經濟增長率與固定資產投資增長率之間沒有完全呈現出等比例變化的趨勢，因此陜西的投資計劃還需進行調整。
4.格蘭杰因果關系檢驗
由協整檢驗結果可知，固定資產投資與經濟增長之間存在著長期穩定均衡關系，但這種均衡關系是否為因果關系，是由于經濟的增長帶來投資增加，還是因投資的增加帶來經濟的增長，需進一步的研究。為了檢驗這一因果關系，我們對上述序列的平穩形式進行格蘭杰因果檢驗。
滯后期數分別取5-9來考察固定資產投資增長率和經濟增長率的關系，當確定5%的顯著性水平時，滯后期數為9時，固定資產投資增長率在0.00030的水平上為經濟增長率的Granger原因，而經濟增長率不是固定資產投資增長率的Granger原因。滯后期數為5-8時可以看出均不能拒絕兩者之間都不互為Granger原因。由此可見，雖然回歸分析部分顯示雙方都存在顯著影響關系，但滯后期不同，兩者之間存在不同因果關系。
研究結論
固定資產投資不足范文6
一、投資對經濟增長影響理論
投資與經濟增長的關系非常密切。在經濟理論界，西方和中國有一個類似的觀點，即認為投資是經濟增長的基本推動力，是經濟增長的必要前提。投資對經濟增長的影響，可以從要素投入和資源配置來分析。從要素投入角度看，投資對經濟增長的影響表現在投資供給對經濟增長的推動作用和投資需求的拉動作用兩個方面。投資需求對經濟增長的影響作用是雙向的：擴大投資需求將對經濟增長產生拉動作用；縮小投資需求則會抑制經濟的增長，著名的投資乘數理論便是由此而來。從資源配置角度看，資源配置最終反映經濟結構，而合理的經濟結構是經濟發展的條件。經濟結構通過兩大部類比例關系、生產流通過程、生產資料和勞動力利用、技術進步和提高經濟效果影響經濟發展，而投資是影響經濟結構的決定因素。所以，歸根到底還是投資促進了經濟增長和平衡發展。
經濟增長理論經過二百多年的發展，逐漸從勞動決定論，經由資本決定論向技術決定論演進，經歷了從古典經濟增長理論、現代經濟增長理論至新經濟理論的發展。
投資和經濟增長有著密切的關系，固定資產投資是投資的主要組成部分，是促進經濟增長的重要手段。固定資產投資本身就是 GDP 的組成部分，對經濟增長有直接的拉動作用，同時還可以誘發其他投資行為，是經濟體資本存量形成的主要方式，是未來經濟增長的基礎。固定資產投資對經濟的直接拉動作用是固定資產投資的外在表現，而它對經濟體資本存量的形成，才是它的重要內涵。本文正是深入探討固定資產投資對經濟增長的影響效果，將更加側重它的內涵，即對資本存量的形成，促進其他經濟資源的利用，共同促進經濟增長。因此，這一研究有著深遠的理論意義。
國內學者從不同的角度，以不同的方法研究固定資產投資與經濟增長之間的關系。大體有三種觀點：第一種觀點認為中國固定資產投資增加與經濟增長之間存在較強的當期相關性，但是兩者之間并不存在顯著的因果關系（劉金全等，2002）；第二種觀點認為固定資產投資在拉動經濟增長上起到了巨大作用，并且二者之間還存在著長期穩定的雙向因果關系（雷輝，2006）。第三種觀點認為固定資產投資單方向是經濟增長原因（蔣曉華，2007）。
改革開放三十多年來，烏魯木齊的經濟持續快速增長。烏魯木齊市生產總值從1978年的8億多元上升到2013年的2 400億元，與此同時固定資產投資額從1978年的2億多元上升到2012年的1 271.59億元，烏魯木齊固定資產投資對經濟增長的作用如何？本文通過定量分析來研究二者的之間的規律。
二、實證分析
（一）樣本數據來源及處理
本文使用的原始數據來源于歷年的《烏魯木齊統計年鑒》和2013年的烏魯木齊國民經濟和社會發展統計公報。數據處理使用Eviews6.0軟件。本文選用時間序列為（1978―2013年），烏魯木齊全社會生產總值（GDP）作為衡量經濟增長的指標，全社會固定資產投資（FI）作為衡量投資需求的指標，計量單位均為萬元，為了消除趨勢因素的影響和時間序列的異方差問題，因此變量的數據地區生產總值和固定資產投資進行對數形式變換，分別用進行對數變換后的國內生產總值（lnGDP）和固定資產投資額（lnFI）表示，其一階差分用D（lnGDP）和D（lnFI）表示。
（二）單位根檢驗
單位根檢驗主要用來判定時間序列的平穩性。一般回歸前要檢驗數據是否存在單位根，以檢驗數據的平穩性，避免偽回歸，或虛假回歸，確保估計的有效性。本文采用單位根（ADF）檢驗方法對lnGDP 、lnFI和D（lnGDP）和D（lnFI）序列數據進行平穩性檢驗，檢驗結果（如下頁表1所示）。
由檢驗結果得知，lnGDP和lnFI兩個變量的P值都大于5%的顯著性水平下對應的臨界值，說明這兩個序列存在單位根，則拒絕零假設，是非平穩序列。再對一階差分序列進行平穩性檢驗，結果表明兩個變量的P值都小于5%的臨界值，因此這兩個序列一階差分是平穩的，即為一階單整序列，變量之間存在長期穩定的關系，記為I（1），接下來利用協整分析變量間是否存在穩定的均衡關系。
（三）協整性檢驗
協整檢驗的前提是如果兩個變量都是單整變量，只有當它們的單整階數相同時，才可能協整。當兩個變量協整時，則它們之間存在一個長期穩定的比例關系；反之，當兩個變量不是協整時，則它們之間就不存在一個長期穩定的比例關系。為確定烏魯木齊GDP和FI之間是否具有協整關系，我們根據 Engle-Granger提出的協整檢驗的兩步法對兩序列進行檢驗。
首先，用OLS法估計lnGDP和lnFI 得到以下方程：
LnGDP=1.679526+0.947926lnFI
其中判定系數 R2=0.984253，R2=0.9838表明模型在整體上擬合得非常好。
其次進行殘差檢驗。結果（見表2）。
由表2可知，殘差項為平穩序列，因此得出 lnGDP 與 lnFI 之間存在協整關系，說明與之間存在長期均衡關系。
（四）格蘭杰因果關系檢驗
協整檢驗告訴我們變量之間存在著長期的均衡關系，但是否構成因果關系，還要進一步檢驗，因果檢驗用來分析兩個序列間的因果關系是否存在。因果關系檢驗是檢驗一個變量的滯后變量是否可以放入其他變量的方程中，如果該變量受到其他變量滯后期的影響，則稱兩個變量間存在因果關系。
格蘭杰因果關系檢驗揭示變量間相互影響的關系，它解決了兩變量間是雙向還是單向影響的問題以及一個變量能夠在多大程度被另一個變量解釋，而在加入滯后期后解釋程度又將如何發生變化。在分析檢驗的過程中，所需檢驗的參數模型如下：
C ?W?J?Granger于 1969 年對變量是否有因果關系作出了如下的定義：如果x是引起 y 變化的原因，則x應該有助于預測 y，即在y關于y過去值的回歸中，添加x的過去值作為獨立的解釋變量，應該顯著增加回歸的解釋能力，并且變量y預測變量x在統計上不顯著。此時，稱x為y的原因（Granger cause）。如果添加x的滯后變量之后，沒有顯著增加回歸模型的解釋能力，則x不是y的原因。
由前面的分析可知，FI 與GDP之間存在著協整關系，因此，下面對烏魯木齊固定資產投資與烏魯木齊生產總值數據（1978―2013）進行格蘭杰因果檢驗。檢驗的結果（見表3）。 從上頁表3可以看出，當滯后期為2和3時，固定資產投資不是經濟增長的格蘭杰因果；當滯后期為4和5時，“經濟增長不是固定資產投資的因”與“固定資產不是經濟增長的因”原假設的F值均顯著地不為零，同時概率值小于10%的顯著性水平，拒絕原假設。因此，總體上我們可以得出兩個結論：第一，FI與GDP之間存在長期穩定的相關性；第二，FI 增長是GDP增長的原因，FI 增長可以促進GDP增長。同時，GDP 增長是 FI 增長的源泉，經濟越發達，越有能力進行固定資產投資。
三、主要結論與建議
（一）主要結論
通過協整分析驗證了1978―2013 年烏魯木齊固定資產投資與經濟增長之間存在著長期穩定的均衡關系。烏魯木齊GDP增長對固定資產投資的促進作用大于固定資產投資對經濟增長的推動作用，固定資產每增加1.0個百分點，GDP增加0.95百分點。固定資產投資對經濟增長具有巨大推動作用，他通過拉動社會總需求的增加，從而帶動與投資相關行業的產出和消費需求的增長。
通過格蘭杰因果關系檢驗，說明全社會GDP的變化必然引起固定資產投資的變化，但烏魯木齊固定資產投資與經濟增長和生產總值之間存在著因果關系，但不存在雙向的因果關系，固定資產投資是經濟增長的格蘭杰因，也就是說，固定資產投資的提高能推動生產總值的增長，反之，固定資產投資的減少會使生產總值的增長受到不利的影響。這與業界的相關理論是吻合的。但國內生產總值的增加不是固定資產投資增長的格蘭杰因，這就意味著，烏魯木齊生產總值的增加對投資的拉動效果不明顯，不足以產生拉動效應。
（二）政策建議
1.從宏觀的角度看，要有效提高新疆固定資產投資效益，就要從新疆長期固定資產投資政策、固定資產投資體制改革、提高政府宏觀調控能力以及協調區域間的投資分配四方面出發，四者互相配合，最終達到提升新疆固定資產投資效益的目的。
2.固定資產適度規模投資角度。（1）利用好民間資金。烏魯木齊也有較多民間資金，但實際利用率很低，外流較嚴重。充分利用民間資金，是減輕財政負擔，加快增加投資的有效方式之一。因此，為了控制民間資金外流，需采取以下措施：轉變政府職能，為民間投資創造良好的政策環境。同時，盡快取消稅費方而的所有制差別待遇；加強對民間投資金融服務，建立民間資本服務的中小金融結構，加入地方金融機構對民間投資的支持力度。降低對小企業設立的門檻，具備一定條件就發放貸款支持民營企業的發展；加大民營資本對基礎產業、支柱產業、高新技術產業投資，基礎設施領域可通過 BOT、TOT 等融資方式吸納民營資本。（2）利用好外資。烏魯木齊利用外資的規模較小，現階段應該抓住內地援疆的時機，抓住機遇，充分利用好援疆省份的各種資源，改善投資環境，提高服務意識。
