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固定資產投資效果范文1
論文關鍵詞：貨幣供給，內生性，固定資產投資人均消費支出
自2008年波及全球的金融危機發生以來，2008年底，我國政府為刺激經濟提出投放4萬億資金擴大內需的政策，而實際上，2009年各商業銀行卻放出了9.6萬億的信貸資金,這意味著我國的經濟流通領域中真的需要這么多的資金，還是我國中央銀行在一定程度上已經失去了對貨幣供給的控制，并且這么多的信貸資金投出去后會對我國經濟增長起到多大的刺激作用也值得我們深思。
一、文獻綜述與問題的提出
自貨幣產生以來，人們對貨幣問題（包括貨幣供給的性質）的討論就未曾停止過。在貨幣供給內生性理論方面，馬克思早在1867年《資本論》第一卷中就有論述，馬克思在他的貨幣流通公式中認為，在商品的流通過程中，流通中所需要的最適合的貨幣量是由流通中商品的價格總額和同名貨幣的流通次數決定的，即：執行貨幣流通手段職能的貨幣量=商品價格總額/同名貨幣的流通速度[①]。馬克思具體是這樣論述的，“因為這里所考察的直接的流通形式總是使商品和貨幣作為物體彼此對立著，商品在賣的一極固定資產投資人均消費支出，貨幣在買的一極，所以，商品世界的流通過程所需要的流通手段量，已經由商品價格總額決定了。事實上，貨幣不過是把已經在商品價格總額中觀念地表現出來的金額實在地表現出來，因此，這兩個數額相等是不言而喻的。”[②]從這我們可以看出，馬克思認為貨幣供應量是有一定的內生性。新古典綜合派的代表人物詹姆斯·托賓認為，貨幣供給量作為內生變量主要是由銀行和企業的行為決定的，而銀行和企業的行為取決于經濟體系內的許多變量，中央銀行不可能有效地限制銀行和企業的支出[1]，更不能支配銀行和企業的行動，所以貨幣供給是內生的。新劍橋學派的卡爾多認為，貨幣供給依賴于由收入水平支配的需求，貨幣當局只能控制利率，對貨幣供給并沒有控制能力?？柖噙M一步支出，“在任何時候，或在一切時候，貨幣存量將由需求決定，而利息率則由中央銀行決定。”[③]從以上分析可以看出，卡爾多認為貨幣供給也是內生的。
自1984年我國建立二級銀行體制以來，我國學者對貨幣供給的性質也進行了大量的研究。謝平和俞喬（1996）[2]分析了貨幣供應量與基礎貨幣和總準備金之間的關系認為，我國貨幣供給很大程度上是由貨幣需求影響和決定的雜志鋪。萬解秋和徐濤（2001）[3]從貨幣乘數的角度出發，認為銀行和居民對經濟環境的變化做出的反應改變了中央銀行對貨幣乘數的控制能力，從而使貨幣供給具有很強的內生性。孫伯銀（2003）[4]通過一系列分析認為，1997年以前中國的貨幣供給是以政治內生性為主的，而1997年之后則是以市場內生性為主的。
二、我國貨幣供給的內生性分析
（一）基礎貨幣的內生性分析
根據現代貨幣供應理論，基礎貨幣與貨幣供應量的關系為：M=B*K（M表示貨幣供應量，B表示基礎貨幣，K表示貨幣乘數），即貨幣供給取決于基礎貨幣和貨幣乘數兩個因素固定資產投資人均消費支出，且具有同方向變化的關系。一般來說，貨幣當局能夠完全控制基礎貨幣，但由表1可知，我國的基礎貨幣投放忽快忽慢，很不穩定。我國中央銀行投放基礎貨幣的渠道主要有兩條：一是對商業銀行等金融機構的再貸款，二是外匯占款。
1、再貸款與再貼現貸款
我國中央銀行的再貸款額度等于貨幣發行量和存款準備金之和，1995年以前再貸款是基礎貨幣投放的主要渠道,占央行總資產的60%。當商業銀行普遍要求中央銀行增加再貸款或再貼現貸款時，中央銀行為了防止經濟衰退，不得不滿足商業銀行的要求，這種“倒逼機制”使得我國貨幣供給初現內生性[5]。其次由于我國社會信用機制不完善，企業缺乏契約觀念，商業票據還沒有普及，沒能形成一個發育成熟的票據貼現市場，所以我國再貼現業務發展十分緩慢。因此，央行再貼現貸款占基礎貨幣投放總量的比重很低，使得基礎貨幣的調控作用遠未得到充分的發揮。
表1 1993-2008年中國外匯占款、基礎貨幣和貨幣供應量變動表
年份
外匯占款[④]
（億元）
基礎貨幣[⑤]
（億元）
外匯占款/基礎貨幣（%）
M2（億元）
M2/基礎貨幣（%）
1993
875.54
13190.1
6.64
34879.8
2.64
1994
4481.8
15352.2
29.19
46923.5
3.06
1995
6774.5
18246.2
37.13
60750.5
3.33
1996
9578.7
23789.7
40.26
76094.9
3.20
1997
13467.2
27096
49.70
90995.3
3.36
1998
13728.3
26808.8
51.21
104498.5
3.90
1999
14792.40
29798.3
49.64
119897.9
4.02
2000
14291.14
31957.3
44.72
134610.4
4.21
2001
17856.43
33957.8
52.58
158301.9
4.66
2002
23223.34
37528.6
61.88
185007.0
4.93
2003
34846.92
43514.9
80.08
221222.8
5.08
2004
52592.64
53245.6
98.77
253207.7
4.76
2005
71211.12
64343.13
110.67
298755.48
4.64
2006
98980.27
77757.83
127.29
345577.91
4.44
2007
128377.32
101545.40
126.42
403401.3
3.97
2008
168431.11
129222.33
130.34
475166.60
3.68
2009
193112.47
143985.00
134.12
固定資產投資效果范文2
【關鍵詞】GDP；固定資產投資；誤差修正模型
在當今經濟的高速列車上，投資需求已然成為我們國家經濟一直保持著平穩較快增長的重要因素。其中投資尤以固定資產投資為主要項目，因此固定資產投資對各省的經濟增長起到了主要的促進作用。重慶作為西南地區的唯一直轄市，成為國家振興西部經濟建設的先頭軍，也是西部戰略中的重要門戶。近年來不僅大力引進外資，同時也增加了固定資產投資的力度，增加了勞動就業，通過比較優勢和后發優勢逐漸縮小與東部地區之間的差異，多管齊下的促進經濟的增長。為了研究固定資產投資對重慶市經濟增長的作用方向和效果，本文欲采用1985～2009年的數據進行回歸分析、協整檢驗、誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗等計量方法，研究重慶市固定資產對GDP的影響。由于計算過程中的數據繁瑣，所有數據處理均采用excel和Eivews軟件實現模型計算。
一、重慶固定資產投資與經濟增長的實證分析
（一）數據選取和分析
本文所使用的樣本取自1986-2010年重慶統計年鑒，為了剔除通貨膨脹因素和消除數據產生的異方差影響，保證數據的可比性，所有數據除以當年的CPI并取對數，即LNGDP、LNFAI，從而增強數據的平穩性，使結論更準確真實。同時為了大家直觀了解FAI對GDP的作用以及兩者的相關性，我們在樣本區間對兩者數據做了散點圖，如圖1所示。
（二）協整分析
1．變量的平穩性檢驗。本文采用的數據是時間序列，采用的方法是對數據進行差分檢驗，即ADF單位根檢驗。如下表1示。
注：（1）表示一階差分，檢驗形式中的c，t，k分別表示帶有常數項，趨勢項和滯后階數；（2）滯后階數選取準則均采用以AIC和SC值最小為原則；（3）***表示10%的顯著水平下顯著，**表示5%的顯著水平下顯著，*表示1%的顯著水平下顯著。結果表明，經過一階差分后的序列LNGDP和LNFAI的ADF檢驗值在顯著性水平下都是穩定的，說明和兩個序列都是一階單整的，滿足協整關系的前提。
2．協整檢驗。本文采用E-G兩步法，對重慶市兩變量數據進行OLS方程估計。得到結果如下：
ιnGDP=2.74+0.72LNFAI （1）
t=（22.96） （37.06） R2=0.98
DW=1.78 F-statisic=1373.731
對方程產生的殘差進行平穩性檢驗，如下表2示。
檢驗結果表明擬合優度為0.98，可見回歸方程擬合度優良；回歸系數的t檢驗值均顯著，拒絕原假設，說明解釋變量LNFAI對LNGDP有顯著影響，殘差單位根檢驗也表明和具有協整關系，即固定資產投資彈性為0.72，即固定資產投資每提高一個百分點，GDP平均增加約0.72個百分點，從回歸系數來看固定資產投資對GDP增長的影響很顯著，這與理論分析和經驗判斷一致，也表明了重慶市的固定資產投資對經濟增長有較大的拉動作用。
（三）格蘭杰因果關系檢驗
協整檢驗只是說明了兩者之間有協整關系，但為了進一步檢驗固定資產投資的增長能否促進經濟的增長，也就是說固定資產投資是不是經濟增長的原因，我們對LNGDP和LNFAI進行格蘭杰因果檢驗，如表3示。
上表標明滯后三期的情況下，LNFAI是LNGDP的格蘭杰原因，LNGDP不是LNFAI的格蘭杰原因。由此固定資產投資與GDP只存在單一因果關系，即固定資產投資的增加促進GDP的持續增長的原因，GDP的增長不是固定資產投資加大的原因。但這并不違背我們要加快經濟腳步目標重點發展投資的措施，因此增長固定資產投資的對經濟增長貢獻特別重要。
（四）誤差修正模型的建立
協整檢驗的結果表明重慶固定資產投資和經濟增長之間存在長期穩定的均衡關系，但變量的這種長期均衡與其短期波動之間的關系，還需要進一步研究。為進一步研究重慶市的固定資產投資與經濟增長的短期行為，建立描述重慶市的短期波動向長期均衡調整的誤差修正模型。因此在協整分析的基礎上建立固定資產投資與經濟增長之間的誤差修正模型：
LNGDPt=0.41LNFAIt-0.13ECMt-1 （2）
t=（22.10）（-12.93）R2=0.9 DW=17 F-statisti=286.34
（2）式中沒有常數項，是因為輸出結果中常數項的t統計量不顯著，故省略不計，其他系數也表明不存在自相關的影響。誤差修正系數為負的，符合誤差修正機制的反向修正過程。誤差修正（ECM）的系數反映了對偏離長期均衡的調整力度，彈性為0.13。這一調整系數說明重慶市經濟增長與固定資產投資之間存在明顯的動態均衡調節機制。
二、結論及建議
從以上分析中得到重慶市每年的FAI增長速度明顯，投資率已經超過80%以上。驗證了1985～2009年的重慶市FAI和GDP的長期均衡關系、格蘭杰因果和誤差修正分析，證明了固定資產投資的快速增長直接拉動社會總需求的快速增長，從而帶動長期產出水平的快速增長，即重慶市的固定資產投資與經濟增長之間存在著長期穩定關系和動態均衡機制。但是面對這樣的依存關系，我們不免有一些隱憂：（1）FAI的增長是否已經達到規模報酬遞減規律的最高點，是否進入固定資產投資的瓶頸期。（2）投資力度過大會不會忽視了其他的需求，如消費需求。（3）FAI的投資效率是不是最優。以下給出一些適當的建議：
第一，政府應該積極引導投資結構的優化，提高投資效率，深化固定資產投資體制改革。對發展重慶經濟具有戰略意義的基礎和骨干行業，如能源，交通運輸，郵電通信和機械工業等主導產業，在投資上應該適度傾斜。
第二，只有居民消費支持的固定資產投資才能長久推動經濟增長。今后相當長的一段時間投資也還是重慶的經濟“引擎”，因此固定資產投資還需保持適度的規模和速度，但是僅僅靠投資拉動經濟增長是不夠的，還要強調提高消費需求，保持投資與消費比例的協調。
第三，從長遠來看，由于固定資產投資存在邊際效率遞減，只有依靠技術進步和產業結構優化才能抵消投資邊際效率遞減，以固定資產投資引導產業結構調整和升級，實現經濟的可持續發展。
參 考 文 獻
[1]劉金全，我國固定資產投資和經濟增長之間影響關系的實證分析
[J]．統計研究．2002
[2]雷輝，我國固定資產投資與經濟增長的實證分析[J]．國際商務—對外經濟貿易大學學報．2006
[3]譚姝琳，固定資產投資與GDP的辯證關系分析[J]．金融．2010
[4]侯祥鵬，長三角地區固定資產投資與經濟增長的關系[J]．江蘇大學學報—社會科學版．2010
[5]劉玉珍，東中西部地區經濟增長對固定資產投資的敏感性測度[J]．經濟天地．2006
[6]湯小明．發達國家碳金融發展現狀[J]．企業導報．2009（11）：173
[7]余興、張豪，山東省固定資產投資與經濟增長的實證關系研究[J]．經濟與法．2010
固定資產投資效果范文3
關鍵詞：固定資產投資審計；內容；步驟；存在問題
1 固定資產投資審計的特征
固定資產投資是和固定資產再生產聯系在一起的，其本質就是固定資產再生產。它的范圍包括基本建設、技術改造、車船飛機購置和其它固定資產投資，也就是通過新建、擴建、改建、恢復和更新改造等形式來實現的一切固定資產簡單再生產和擴大再生產。固定資產投資審計對象不能單純地說成是建設單位，它是指固定資產投資建設的技術經濟過程，在這個建設過程中，會涉及到眾多的參與部門和單位，如建設單位，施工單位、設計單位、金融部門、建設單位的主管部門等，上述所有單位在建設與建設管理過程中所做的每一項工作，都是審計的對象或客體。
2 固定資產投資審計步驟
2.1 擬定審計計劃。
2.2 組織審計人員，成立審計小組。
2.3 制訂審計計劃，進駐審計現場。
2.4 選擇合適的審計方法，實施項目審計。
2.5 交換審計意見，達成共識，擬定審計報告。
2.6 編制并完成審計報告，整理審計檔案，項目審計終結。
3 固定資產投資審計內容
3.1 前期文件審計
（1）審計前期決策程序的合規性；（2）審計可行性研究報告編制的完整性和編制深度的到位程度；（3）審計投資決策文件本身的科學性和合理性，財務評價是否可行（財務贏利能力，清償能力，財務外匯平衡能力）
3.2 當期固定資產審計
（1）計算固定資產原值與本期產品產量的比率，并與以前期間數進行比較，以便發現閑置固定資產或已減少固定資產未在賬戶上注銷的問題。（2）計算本期計提折舊額與固定資產總成本的比率，并將此比率同上期數進行比較，旨在發現本期折舊額計算上的錯誤。（3）計算累計折舊與固定資產總成本的比率，并將此比率同上期數進行比較，旨在發現累計折舊核算上的錯誤。（4）比較本期各月之間、本期與以前各期之間的修理及維護費用，旨在發現資本性支出和收益性支出區分上可能存在的錯誤。（5）比較本期與以前各期的固定資產增加和減少額。應當深入分析其差異，并根據被審計單位以往和今后的生產經營趨勢，判斷差異產生的原因是否合理。（6）分析固定資產的構成及其增減變動情況，并與在建工程、現金流量表、生產能力等相關信息交叉復核，檢查固定資產相關金額的合理性和準確性。
3.3 固定資產增加的審計
（1）審查固定資產購建計劃是否合理、合法。主要應查明所確定的購建項目是否符合生產經營需要，資金來源是否合法。（2）審查固定資產購建合同是否嚴格執行。主要應查明購建合同是否符合合同法，其中所列的項目數量和質量是否符合計劃要求，價格是否合理，合同的條款是否嚴格執行，有無違反的情況。（3）審查固定資產購建支出是否符合規定。主要應查明固定資產購建的各項支出是否真實、合法，有無非法行為。（4）審查固定資產利用程度是否符合預定的要求。主要應審查有無閑置、未使用、不需要或不按用途使用的新增固定資產，對于存在的問題，應查明原因和追究責任。
3.4 調查未使用和不需用的固定資產
審計人員應調查被審計單位有無已完工或已購建但尚未交付使用的新增固定資產、因改擴建等原因暫停使用的固定資產，以及多余或不適用的需要進行處理的固定資產，如有，應作徹底調查，以確定其是否真實。同時，還應調查未使用、不需用的固定資產的購建啟用及停用時點，并作出記錄。
4 固定資產投資審計存在問題
對于固定資產投資項目的真實性、合法性審計比較多，著重于查錯糾弊，對于效益審計重視不夠。審計人員少有將固定資產投資審計向效益審計擴展的觀念，固定資產投資建設市場秩序較為混亂，違法亂紀現象比較多，這客觀上使審計人員不得不側重于真實性、合法性審計，從而無法抽出足夠的審計力量開展效益審計。
對于固定資產投資項目事后審計比較多，事前介入和事中控制不夠，特別是對投資項目選擇的決策過程難以施加影響。在中國固定資產投資領域，投資決策論證體系不健全，權責分明、制約有效、科學規范的建設項目管理體制和運行機制尚未完全建立，項目管理的科學化、專業化水平還不高，全過程的審計監督更顯重要。
固定資產投資審計人才短缺，現有審計人員隊伍知識和能力結構不合理。固定資產投資審計涉及的審計事項復雜、專業性強。例如，為了對工程造價進行審計，需要審計人員具備工程造價方面的專業知識和執業資格；為了對工程合同管理的情況進行評價，審計人員需要具備合同法等法律方面的知識和經驗等。然而，審計機關目前懂財務的人員比較多，懂工程、法律的人員比較少，既懂工程又懂財務的人員少之又少。
在固定資產投資審計實踐中，審計人員的工作缺乏客觀標準，主觀判斷多，審計風險難以得到有效控制。關于固定資產投資審計尚未形成具有操作性的準則和指南，對于固定資產投資效益審計的理論研究和經驗總結做得尤其不夠。《審計機關國家建設項目審計準則》的規定比較原則、抽象，對于固定資產投資效益審計也強調不多，審計人員在具體工作中感到缺乏依據和標準。
固定資產投資審計就事論事多，為各級政府宏觀決策和管理服務的職能發揮不夠等。審計著眼于查處單個問題的多，不善于通過對微觀審計所獲得的資料進行分析研究，從宏觀上提出搞好建設項目的建議和改進審計方法的措施。
5 結語
固定資產投資審計要“圍繞中心，服務大局”，要把投資項目審計與行業性結合起來，全面推進對固定資產投資審計的績效審計，把檢查項目建設情況、建成后的營運狀況和實際效果相結合，把評價經濟效益、社會效益和環境效益相結合，對財政資金使用經濟性、效率性和效果性做出評價，促進被審計單位改進經營管理、提高效益為審計重點，推行常規審計與績效審計、問責審計相結合的審計方法，促進投資項目管理水平和資金使用效益的提高。
參考文獻
固定資產投資效果范文4
關鍵詞: 固定資產投資;信貸規模;協整;脈沖響應函數
一、引言
投資是宏觀經濟運行過程中的重要環節,作為社會總需求的一部分,它對經濟發展具有直接的拉動作用?？v觀改革開放以來我國經濟發展的歷程,每次經濟波動總是伴隨著投資的劇烈波動,正因為如此,投資是國家實施宏觀調控的主要對象和著力點。貨幣政策作為國家實施宏觀調控的主要工具,在對固定資產投資的調控中發揮重要作用,尤其是貨幣政策的信貸傳導途徑對固定資產投資調控的效果更為明顯。以近年來國家宏觀調控為例,2003年,我國扭轉了通貨緊縮的局面,固定資產投資迅速增長,因此,2004年,國家開始加大宏觀調控的力度,通過貨幣政策嚴控信貸規模,收到了很好的調控效果,固定資產投資在達到階段高點后回落。但是,在隨后的2006和2007年,央行放松了對信貸規模的控制,導致固定資產投資進一步過快增長,為解決固定資產投資過熱的問題,央行不得不在2008年初采取了嚴厲的信貸控制,要求各商業銀行在2008年的信貸增長不能超過2007年的增長余額,并按季監測投放進度。2008年下半年開始,為應對全球金融危機,國家宏觀調控政策進行了重大調整,實施了一攬子經濟刺激計劃,包括適度寬松的貨幣政策,指導金融機構擴大信貸規模,刺激投資快速增長,有力支持了經濟企穩回升,為國民經濟增長“保八”做出了巨大貢獻。因此,從我國固定資產投資和信貸規模運行的歷史經驗來看,我們可以初步判斷我國固定資產投資與信貸規模密切相關,貨幣政策信貸傳導途徑對固定資產投資具有重要的影響。
二、文獻回顧
根據米什金(2009)對貨幣政策傳導機制理論的總結,貨幣政策主要通過傳統利率途徑、資產價格途徑和信貸途徑影響企業投資,進而影響社會總需求和實際產出。由于我國尚未完全利率市場化,資本市場發展相對滯后,企業融資主要以間接融資為主的情況下,貨幣政策信貸傳導途徑對固定資產投資的影響應該相當顯著,目前已有一些文獻對我國貨幣政策信貸途徑對固定資產投資的影響進行了研究。萬躍楠(2004)利用簡單線性回歸方法對1991-2003年固定資產投資與貸款、利率的關系進行實證分析,結果表明我國貨幣政策主要通過信貸渠道來影響投資,貨幣政策對實體經濟的影響取決于銀行的信貸行為,而利率對投資的影響很小。聶學峰和劉傳哲(2005)利用相關分析、Granger因果關系分析和自回歸分布滯后模型,對中國貨幣政策傳遞到投資的具體途徑進行了實證分析,結論表明貨幣政策主要通過信貸途徑傳遞到投資上。李文森等(2006)通過對江蘇省有關情況的調查表明,固定資產投資與信貸的相關程度明顯降低,企業及政府自有資金較為充裕,通過信貸之外的渠道籌資環境寬松,投資增長的內生性增強,金融宏觀調控面臨新的變化。戴達年(2007)分析了信貸政策對固定資產投資調控的機理與措施。張力生和胡曉琳(2009)以河北衡水為例分析固定資產投資與中長期貸款關系。由此可以看出,目前的研究由于采用的數據和方法上的差異,導致結論也并不完全一致。本文擬運用協整檢驗和向量自回歸模型分析固定資產投資與信貸規模的關系,以進一步明確和認識貨幣政策信貸傳導途徑對固定資產投資的影響。
三、實證分析
(一)數據來源與處理
筆者選取1985年至2008年我國固定資產投資規模(FINV)和金融機構人民幣貸款余額(CR)兩個變量,共24年的數據,然后取自然對數。數據來源于《中國統計年鑒》。
(二)單位根檢驗
對時間序列進行分析,進而判斷各個經濟變量之間是否存在穩定關系,以及確定變量之間的具體數量關系的前提是,這些時間序列變量必須為平穩序列。否則即使回歸結果能夠通過顯著性檢驗且回歸方程擬和程度良好,這樣的回歸也有可能是偽回歸,并不能說明經濟變量之間存在的真實關系。而對于非平穩的時間序列,如果變量本身并不平穩,但是在經過至少n次差分后能夠成為平穩,則這種變量被稱為n階單整變量。單整階數相同的時間序列變量有可能存在某種長期穩定的均衡關系,即協整關系。對于具有協整關系的變量可以通過計量模型進一步分析它們之間的經濟關系。因此,在對固定資產投資和信貸規模進行分析之前,首先要檢驗這兩個變量的平穩性,在不平穩的情況下還需要進一步檢驗這些變量是否具有協整關系。本文采用Dickey和Fuller在1979年提出的ADF單位根檢驗法,該檢驗表明,如果ADF統計量在一定的顯著性水平下小于臨界值,則可以認為在這一顯著性水平下,被檢驗的時間序列變量是平穩的;反之亦然。采用Eviews6.0進行單位根檢驗,結果如表1所示。
注:“D”表示一階差分,檢驗形式(C,T,K)分別表示所設定的檢驗方程含有截距項、時間趨勢項以及所選的滯后項數,N指不包括截距項或時間趨勢項。
ADF單位根檢驗結果表明,在5%的顯著性水平下,LNFIVE和LNCR均為非平穩序列,而這兩個變量在經過一階差分后均成為平穩序列,即這兩個變量同為一階單整變量。因此LNFIVE和LNCR之間有可能存在協整關系,即信貸規模和固定資產投資規模有可能存在著長期穩定的均衡關系。
(三)協整檢驗
單位根檢驗只能證明LNFIVE和LNCR同為一階單整變量,并且有可能存在協整關系,但不能證明LNFIVE和LNCR之間是否確實存在協整關系,也不能確定這些變量之間是否真的存在長期穩定的均衡關系。因此,有必要在單位根檢驗的基礎上,進行協整分析,作出上述變量之間是否存在長期穩定均衡關系的判斷。Engle和Granger于1987年提出兩步檢驗法,對兩個時間序列變量之間是否存在協整關系進行檢驗。該法先用被解釋變量對解釋變量進行回歸,然后對回歸得到的殘差序列進行單位根檢驗,判斷其是否平穩。如果殘差序列為平穩序列,則可以判斷被解釋變量和解釋變量之間存在著協整關系。采用Eviews6.0,得到回歸方程和回歸殘差序列平穩性檢驗結果如下:
LNFINV = -1.4711 + 1.0452LNCR
(-3.8621)(30.01)
R2=0.9762F=900.8072
檢驗結果顯示:LNFIVE和LNCR的回歸擬和程度很高;回歸系數以及方程整體均在5%的顯著性水平下通過檢驗;回歸后得到的回歸殘差序列是平穩序列。根據Engle和Granger的兩檢驗法的結論,說明LNFIVE和LNCR之間存在協整關系,即固定資產投資和信貸規模之間存在長期穩定的均衡關系。從長期看,在其他條件不變的前提下,信貸規模增長1%,會導致固定資產投資增長1.04%。
(四)脈沖響應函數
協整檢驗反映了固定資產投資與信貸規模之間的長期均衡關系,為了能從動態角度更好地分析兩者間的互動關系,本文對固定資產投資和信貸規模建立滯后2期的向量自回歸模型,并在此基礎上對其作脈沖響應分析。脈沖響應函數是用于衡量來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量當前和未來值的影響的變動軌跡,它能夠比較直觀地刻畫出變量之間的動態交互作用及其效應。
圖 1 是模擬的脈沖響應函數曲線,橫軸代表滯后階數,縱軸代表對新息沖擊的響應程度。圖中實線部分為計算值,虛線為響應函數值加或減兩倍標準差的置信帶。從圖1左邊的脈沖響應函數曲線看,固定資產投資在受到信貸規模一個單位正向的標準差的沖擊后,在滯后期內的沖擊效應為正,并在第5期達到最大值,之后雖有下降,但仍然保持在相對較高的水平,這說明信貸規模對固定資產投資具有較大且持續性的影響。從圖1右邊的脈沖響應函數曲線看,信貸規模在受到固定資產投資一個單位正向的標準差的沖擊后,在當期為負值,之后快速上升,并在第5期達到最大值,這表明固定資產投資的增長也會增加對信貸的需求,帶動信貸規模的增長。
四、研究結論及政策建議
本文運用協整檢驗和向量自回歸模型就貨幣政策信貸傳導途徑對固定資產投資的影響進行了實證分析。協整檢驗的結果表明,我國固定資產投資與信貸規模之間存在長期均衡的協整關系;脈沖響應函數結果表明,信貸規模對固定資產投資具有較大且持續性的影響,固定資產投資的增長也會增加對信貸的需求,帶動信貸規模的增長。這說明我國貨幣政策信貸傳導途徑對固定資產投資有顯著的影響,通過信貸途徑對投資的調控往往能從源頭上調節固定資產投資規模和增長速度。因此,國家實施宏觀調控過程中,應發揮信貸傳導途徑對固定資產投資的調控作用,當固定資產投資增長過快,出現投資過熱的情況下,應通過貨幣政策控制信貸規模,抑制投資過快增長;當固定資產投資減慢,影響宏觀經濟穩定和經濟發展時,則應通過貨幣政策擴張信貸規模,刺激固定資產投資,以保持經濟平穩較快發展。
參考文獻:
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固定資產投資效果范文5
關鍵詞 固定資產投資總額 時間序列 ARIMA模型
一、引言
我國固定資產投資政策對國民經濟有著至關重要的影響?？v觀改革開放30多年來我國經濟增長的變動趨勢，不難發現固定資產投資是影響其變動的主要因素。1981-1990年我國固定資產投資對經濟增長的貢獻份額為56.65％；1991-2002年固定資產投資對經濟增長的貢獻份額為64.85％。而同期勞動力對經濟增長的貢獻份額分別僅為26.22％、6.65％，科技進步對我國經濟增長的貢獻份額分別為17.13％、28.170％?？梢?，固定資產投資在推動我國經濟高速發展的歷程中有著不容忽視的作用。
固定資產投資是影響我國過去、當前及未來一段時期經濟增長的關鍵因素。我國固定資產投資增勢良好，對國民經濟的平穩增長起到了重要的支撐作用，固定資產投資總額的變化對投資策略和經濟增長研究具有一定的指導作用。因此，研究我國固定資產投資總額變化趨勢具有必要性。本文通過對選取的數據建立自回歸移動平均模型，對固定資產投資總額進行動態分析和預測，并對預測效果給予評價。
二、ARIMA建模思想與步驟
AKIMA(p，d，q)模型是美國統計學家Box和Jenkins于1970年首次提出的，廣泛應用于各種類型時間序列數據的分析方法，是一種預測精度較高的短期預測方法。其實質是差分運算與ARMA模型的組合。
AKIMA模型的基本思想是：將預測對象隨時間推移而形成的數據序列視為一個隨機序列，用一定的數學模型來近似描述這個序列。這個模型一旦被識別后就可以從時間序列的過去值及現在值來預測未來值?，F代統計方法、計量經濟模型在某種程度上已經能夠幫助企業對未來進行預測。其建模步驟主要為：第一，對序列的平穩性進行識別；第二，對非平穩序列進行平穩化處理；第三，建立相應的模型并對參數進行估計；第四，檢驗模型的估計效果；第五，利用模型進行預測分析。
三、ARIMA模型在固定資產投資中的應用
1、數據的選取
本文選取1982-2009年全社會固定資產投資年度總額進行建模，探討模型在固定資產投資預測中的應用。數據來源于國家統計局網站的年度統計數據(具體數據略)。
2、數據的處理
(1)數據的時間序列趨勢性
由于原始數據差異較大，為了便于有效分析固定資產投資總額變化趨勢，消除時間序列的異方差性，對原數據取對數并將生成的新序列定義為LnY，運用EVIEWS軟件對上述數據做趨勢圖，如圖1所示。從圖1可以明顯看出，取對數后的固定資產投資總額時間序列隨著時間的外后推移呈遞增趨勢。
(2)數據的平穩性檢驗
對上述數據LnY做一階差分，生成新的序列LnY1，再對新序列進行時序圖分析、自相關圖分析或單位根檢驗，如圖2所示。通過時序圖可以顯著看出，一階差分后的固定資產投資總額序列趨勢性消失，圍繞固定值上下波動。進一步地，采用單位根法對數據進行平穩性檢驗。在5％的顯著性水平下，LnY1時間序更數據通過了ADF檢驗，P值為0.0259，表明一階差分后的固定資產投資總額時間序列是平穩的，并進行殘差白噪聲檢驗，可知該序列為平穩非自噪聲序列。由此可以得出取對數后的固定資產投資總額序列是一階單整的，即I(1)。
3、模型的建立
(1)模型的識別
時間序列ARIMA模型的選擇，取決于該序列的自相關系數和偏自相關系數，通過該序列的AC值和PAC值，選擇適當階數的ARMA(p，q)進行擬合。本文利用Eviews軟件對上述數據進行時序圖的自相關圖和偏自相關圖分析(圖3)。
(2)模型選擇
通過上述的LnY1的自相關圖和偏自相關圖，可以看出，自相關圖的系數K=1和K=4時在二倍標準差之外，其余均在零值附近波動，偏自相關圖的系數在K=1之后都落在隨機區間內。由此，可以根據ACF和PACF值落入置信區間并呈拖尾現象的特征，考慮建立模型ARMA(1，1)和ARMA(1，4)，見表1。
根據最優模型的最小信息量選擇原則，通過上表的比較分析，最小信息量檢驗顯示無論是使用AIC準則還是使用SBC準則，ARMA(1，4)均要優于ARMA(1，1)模型，所以本文選擇ARMA(1，4)模型進行擬合。
(3)參數估計與模型檢驗
運用計量分析方法可對ARIMA(1，1，4)模型進行參數估計與檢驗，用Eviews軟件建立模型并運用最小二乘法對參數進行估計，結果如下：
LnY1=0.194+[AR(1)=0.449，MA(4)=-0.957，BACKCAST=1982]
(18.858) (2.482) (－32.174)
R2=0.636，F=21.010，P=0.000，D.W.=1.613
其中，LnY1是對時間序列的原始數據取對數后的一階差分后的序列，括號里表示參數的t檢驗值。由上述可知，在5％的顯著性水平下，模型各參數均通過了顯著性檢驗，且可決系數為0.636470，模型擬合效果較好。
進一步地，需對模型的殘差序列進行白噪聲檢驗。殘差的白噪聲檢驗可通過殘差自相關圖、Q、LB、DW統計量進行判斷分析。本文采用Q統計量的值進行判斷，檢驗結果如表2所示。
可以看出，在5％的顯著性水平下，取對數并一階差分后的固定資產投資總額擬合模型的殘差序列通過白噪聲檢驗，即模型信息提取充分，ARIMA(1，1，4)擬合模型顯著有效。
4、模型的預測
預測就是利用序列已觀測到的樣本值對序列在未來某時刻的取值進行估計。預測包括動態預測和靜態預測，對ARIMA模型來講，一步靜態向前預測比動態預測更為準確。
因此，本文采用一步向前靜態預測方法，依據上述模型對我國1982-2009年取對數并一階差分后的全社會固定資產投資總額進行預測，如圖4所示。
從圖中可以看出，模型的擬合效果較好，預測值圍繞著實際值上下波動，誤差范圍不大，因此預測結果具有一定的參考價值。利用該預測方法，可對2007-2010年我國固定資產投資總額進行預測，結果見表3。
我國固定資產投資總額2007-2009年預測值分別為136870.83億元、166529.20億元、224936.06億元，其相對誤差在4％以下，因此，可以認為該模型預測值很好的擬合了固定資產投資總額真實值。
運用該模型，對2010年我國固定資產投資總額進行預測，其預測值為287079.08億元，在2009年的基礎上有所上升，與近幾年短期變動趨勢一致，與我國宏觀經濟政策相吻合。
四、結論
固定資產投資效果范文6
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?，固定資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
