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固定資產投資統計分析范文1
[關鍵詞]固定資產投資統計、基礎工作、規范化
固定資產投資統計是通過一定的數量關系對固定資產投資過程中的數量界限進行研究,并揭示固定資產投資的經濟效果。它是一項系統知識比較強、專業要求比較高的工作,在國民經濟統計中占有極其重要的地位。固定資產投資統計工作記錄了企業的生存發展過程,通過準確、及時、全面地反映固定資產投資的規模、速度、結構和效果,為企業的管理和決策提供依據。
固定資產投資統計是社會經濟統計的一個重要組成部分。它全面反映整個社會固定資產生產總規模和固定資產活動的全過程。固定資產投資統計信息,是國家制定戰略決策、社會經濟計劃的重要依據,也是進行國家管理、檢查監督社會經濟活動的重要手段。
固定資產投資統計基礎工作,首先要建立行之有效的管理制度和規范的管理細則,按照從認識上提高、從組織上加強、從制度上健全、從全面上深入、從現代化上發展的原則,根據各企業實際情況,制定一套適合本企業特點的統計工作制度,作為行動標準。
其具體內容如下。
一、設置固定資產投資統計機構,充分認識統計工作的重要性
機構設置要本著確保完成國家各項統計任務、確保統計服務質量的前提下,還應遵循機構要精簡,效率要提高的原則。人員配備要堅持按統計法的要求,統計人員必須遵循理論聯系實際的原則,堅持實事求是,嚴格按“統計法”辦事,把數據的真實性、完整性和及時性做為衡量統計工作好壞的標志。
二、建立固定資產投資統計信息網
每個單位必須有一個上下連貫、暢通無阻的統計信息網絡。統計人員只有按照傳遞程序和規范的進程工作,才能提高統計資料的實效性、準確性、客觀性、科學性。良好的硬件設施能為信息的交流提供方便、快捷的條件,能保證投資統計數據上報及時、準確、完整,也能為各級主管部門的決策和管理提供可靠的依據。
固定資產投資統計報表和統計分析,是固定資產投資活動的綜合反映。準確、及時地上報,是企業和每一個統計人員對國家應承擔的責任。各個單位統計資料是否及時、準確全面是關系著國家全局的大事。所以說固定資產投資統計基礎工作信息網是其保證體系。
三、建立、完善具體、全面的管理制度及辦法
按照“統計法”的規定,建立、健全固定資產投資統計基礎工作制度(包括:統計人員崗位責任制、統計數字管理制、統計臺帳管理制、原始資料管理制,統計報表管理制等),使固定資產投資基礎工作有法可依,有章可循。根據我公司實際情況,在原制訂制度和執行制度上做了大量工作,對原有的《固定資產投資管理辦法》進行了完善和修訂,重新制定了《固定資產投資統計管理辦法》,對項目管理部門、設計部門、財務部門的職責、要求進行了劃分,明確了責任,并規定出嚴格的考核條款,使責任落實到單位,落實到人。做到分清部門職責,提高工作效率,保證工作質量。
四、建立原始記錄和統計臺帳
原始記錄是固定資產投資活動最初情況的記載,是計算各項統計指標的依據。因此要結合項目特點,為滿足企業統計核算、會計核算、業務核算的要求,設置各種原始記錄,把固定資產投資活動全過程記錄完整。如何收集原始資料,建立原始記錄,我公司都做出明確的規定?；鶎咏y計不僅要完成向上級統計機關報表的任務,還要向本公司領導及時提供有關的統計信息和經濟管理上所需的各種核算數據,因此收集原始資料的范圍不應過窄,對于工作所需的資料,具備條件時,統計可以存一份復印件(原件一般是要存檔的)。不具備條件時,可以將所需資料的主要內容進行摘錄,特別是涉及工程造價、設備價格、概算預算、合同金額、用地面積、規劃面積、設計建筑總面積等數量方面的數據,要記錄準確,關于有些文件的編號、批發文機關、發出日期等也要搞錄。這些記錄,對于今后的查詢是很有用處的。
按照國家固定資產統計報表的要求建立各種不同的統計臺帳。做好統計工作,基礎資料的搜集和整理至關重要,定期對搜集到的原始資料進行分類、歸納、整理、匯總,分門別類的記入相對應的臺帳。這是充分利用統計資料的有效方法。統計臺賬是整理歸納原始資料的一種科學手段,是計算匯總指標數據的有力工具,它是介于原始資料和填制報表之間必要的和重要的中間環節。在統計部門統一制定規范的臺賬之前,統計人員就應根據統計法的規定和實際工作的需要,主動地建立自己的統計臺賬。當統計部門統一制定規范的臺賬之后,統計人員應根據工作的實際需要,自動地編制一些明細性和輔賬頁、表格來充實、完善現有統一的臺賬。而且統計臺賬還是保存管理統計資料的重要方式。無論什么時候,需要查閱核對、研究分析各種指標數據它都是不可缺少的統計檔案。統計臺帳在統計基礎工作規范化中起著承上啟下的作用,為健全原始記錄和及時準確地編制統計報表,奠定了良好的基礎,創造了有利的條件。每年年底,統計工作人員都將本年的投資項按項目性質、實施單位進行分別統計,建立完善的臺帳,使資料的查詢方便、快捷,節省了大量人力、物力、財力。
五、采用現代化信息技術,進行知識培訓和更新
固定資產投資統計技術現代化的途徑是從微機抓起,由小到大逐步建立統計信息自動系統。這樣有利于大量的統計數據就地、及時處理,所以,廣大統計工作者都應努力掌握計算機技術,使其成為得心應手的工具。同時嚴格按照規定的計算機代碼填報統計報表,為實現全國微機聯網,年報報送軟盤或直接傳送打下基礎。
固定資產投資統計工作不僅要求統計工作人員具有統計方面的專業知識,同時還必須具備一定的工程專業知識和投資分析及其它相關專業知識。統計人員要定期參加省、市統計部門的學習班,及時掌握國家有關投資和統計管理方面的政策和規定,開拓視野,提高素質,使固定資產投資統計工作更上一個新臺階。
六、做好固定資產投資統計資料整理分析,建立工程項目監查制度
做好固定資產投資統計資料整理分析,為加強宏觀控制和微觀管理提供依據,同時積極為社會服務,辦好“開放式”統計,必須搞好固定資產投資統計資料的整理、分析工作。提高統計分析的針對性,政策性。圍繞投資規模、投資結構、投資效益反映建設領域的新情況、新動向、新課題對基本建設中規律性問題進行研究、探索。在宏觀上為控制投資規模、調整投資結構及最終投資決策,提供科學準確的依據。在微觀上為企業生產、經營、確定發展計劃提供有力的參考資料。充分發揮統計工作的服務職能。定期對工程項目的情況進行通報和分析。通過這項工作可以對工程項目建設的計劃、績效進行檢查,從中發現問題,舉一反三,確保整個工程項目投資控制過程有計劃、有監督、有檢查、有考核,杜絕項目開工后資金失控的問題,真正做到項目管理的閉環,同時能為后續開工的項目提供借鑒。
固定資產投資統計分析范文2
關鍵詞：固定資產投資；融資渠道；投資方向；投資構成
中圖分類號：F2 文獻標識碼：A文章編號：1672-3198（2012）06-0006-02
固定資產投資是企業和國家最為重要的經濟活動之一，一直是黨和國家關注的重要問題，黨的十七屆五中全會對我國經濟發展明確提出了“完善投資體制機制，提高投資質量和效益”的要求。近年來國內許多學者研究發現，微觀層面的企業固定資產投資狀況并不令人滿意，效率低下。辛清泉、林斌和楊德明（2007）發現，我國上市公司1999一2004年5年累計新增投資收益率僅為2.6%，遠低于資本成本；張功富、宋獻中（2009）發現，2001-2006年間，滬深301家工業類上市公司最優投資率平均為年初固定資產凈值的24.4%，39.26%的公司投資過度，實際投資平均水平超出其最優投資的100.66%；其中有60.74%的公司投資不足，實際投資平均水平僅達到其最優投資的46.31%，周偉賢（2010）研究表明，在2004-2008年度，我國非金融類上市公司發生非效率投資行為現象較為普遍，且投資不足比投資過度更為嚴重。
以上學者的研究表明：伴隨著我國經濟的高速發展，企業的固定資產投資問題十分突出，已嚴重影響到國家經濟的健康有效運行。但是，學術界從微觀層面對我國企業固定資產投資狀況的討論，還不足以對我國固定資產投資狀況的整體和全面的認識，本文擬從我國統計局公布的公開數據，采用相應統計方法，從我國固定資產投資總額和固定資產投資資金來源、我國固定資產投資構成及我國固定資產投資分布等方面從宏觀層面來討論我國企業的投資狀況。
1 固定資產投資總額和投資資金來源分析
固定資產投資總額和固定資產投資資金的來源是認識我國固定資產投資現狀首先必須研究的問題。對固定資產投資總額的分析有助于對微觀層面企業投資過度和投資不足的認識，對固定資產投資資金的來源的分析則有助于了解微觀層面企業的融資渠道，以解決企業投資過度和投資不足的問題。為了對此問題有所認識，本文根據中華人民共和國國家統計局網站的相關數據，對我國2000年到2009年我國全社會固定資產投資總額和固定資產投資資金來源進行了相應的統計分析。
1.1 固定資產投資總額總體呈增長趨勢
根據統計數據，全社會固定資產投資總額從2000年的32917.7億元增加到了2009年的250229.7億元。固定資產投資總額逐年增長率分別為：11.54%、14.45%、21.72%，21.16%，20.61%，19.30%，19.90%，20.54%，30.93%；2000年到2009年我國全社會固定資產投資總額年平均增長比率為20%，增長最快的一年為2009年，為30.93%。圖1是固定資產總投資逐年增長比率的曲線圖。從圖1可以看到：2001年到2003年我國固定資產總投資是快速上升趨勢，在2003年到2008年固定資產總投資較為平穩，而在2008年到2009年固定資產總投資又出現了快速增長趨勢。
圖1 .2001年-2009年全社會固定資產總投資增長率1.2 固定資產投資資金主要源于自籌和其他資金
從2000年到2009年我國全社會固定資產投資資金來源的情況來看，我國固定資產投資資金主要源于國家預算內資金、國內貸款、利用外資、自籌和其他資金，在以上固定資產投資資金的來源中，自籌和其他資金為我國固定資產投資資金的主要來源渠道，且具有逐年遞增的趨勢，通過計算，可以看得自籌和其他資金從2000年到2009年，每年占到全社會固定資產投資總額比率分別為：68.59%、71.13%、71.13%、74.30%、76.96%、79%、82.15%、85%，82.85%，77.73%；平均為76.85%，國內貸款為第二，每年占到全社會投資總額比率分別為:20.44%、19.45%、20.37%、21.68%、19.57%、18.38%、17.81%、16.78%，15.3%，15.70%；平均為18.55%。圖2是2000年-2009年全社會固定資產投資資金自籌和其他資金來源、國內貸款占全社會固定資產投資總額構成比例的曲線圖，從圖2可以看到，以上兩種資金的來源在全社會固定資產投資資金來源從2000-2009年均比較平穩。圖2 2000年-2009年全社會固定資產投資資金來源構成比例1-3 國家預算內資金逐年增長比率的波動較大，自籌和他資金逐年增長比率較為平穩
從投資資金來源的變化方面來看，國家預算內資金逐年增長比率為：17.16%、19.44%、-17.60%、17.43%、21.65%、11.08%、20.23%、26.37%、37.29%；國內貸款逐年增長比率為:7.1%、18.28%、26.45%、12.65%、15.51%、16.70%、14.99%、12.86%、32.72%；利用外資逐年增長比率為：2%、17%、19.79%、26.40%、20.89%、8.2%、15.56%、3%、-14.88%；自籌和他資金逐年增長比率為：14.71%、14.45%、25.1%、23.88%、22.67%、22.38%、22.62%、18.46%、26.04%。圖3是各種投資資金來源的變化的曲線圖，從圖3可以看到：國家預算內資金逐年增長比率的波動較大，自籌和他資金逐年增長比率較為平穩。
投資資金來源增長比例通過對我國固定資產投資總額和固定資產投資資金的來源的分析，可以得到如下結論：（1）自改革開放以來，我國全社會固定資產投資總體上經歷了一個不斷上升的過程。（2）在企業現實的投資行為中，企業擁有了多種融資渠道，同時，政府逐步退出了企業投資資金供應者的角色，企業通過自身能力融通到相應的投資資金決定了企業投資行為，而企業是否能夠應用好這些資金進行正確的投資則決定了出資者的利益。
2 固定資產投資構成分析
固定資產投資構成的宏觀層面分析，能夠從總體上洞察微觀層面的企業投資的投向。從2000年到2009年我國全社會固定資產投資構成的統計數據看到，我國全社會固定資產投資投向主要為建筑安裝工程、設備工具器具購置和其他費用三個方面。
2.1 建筑安裝工程為我國固定資產投資主要投向
圖4為2000年-2009年全社會固定資產投資構成分布圖，可以看到，建筑安裝工程為我國固定資產投資主要投向，每年占到全社會投資總額的比率為：62.39%、61.69%、61.10%、60.19%、60.73%、60.13%、60.71%、60.82%、60.73%、55.45%。平均為：60.39%。以上數據表明，我國企業在投資中更加注重的是企業生產規模的擴大。
圖4 2000年-2009年全社會固定資產投資構成圖2
2 建筑安裝工程增長幅度較快，其他費用增長較平緩
圖5為2001年-2009年全社會固定資產投資構成分布增長變化圖，從圖中可以看到2001年到2009年中，前三年各項工程增長相對都較快，2003年到2008年增長相對較平穩，2008年后建筑安裝工程又出現大幅度的增長。從整個圖的趨勢來看，建筑安裝工程在近十年的變化中更突出，增長趨勢超過其他各項工程，具體增長比例為
10.54%、13.63%、20.53%、21.86%、19.82%、20.06%、20.05%、20.43%、24.36%，結合上述圖4中數據，進一步表明我國企業的增長依賴的是量上的擴張，而非內在實力的提升。圖5 2001年-2009年全社會固定資產
投資構成分布增長變化圖3 固定資產投資分布分析
固定資產投資在行業中的分布研究是分析我國各行業發展分布的基礎，是了解我國未來各行業發展的關鍵。
3.1 制造業是我國固定資產投資主要行業
經過計算，2003到2009年全社會固定資產投資制造業占各年比例為：制造業占全年的比例為26.4%、27.8%、30%、31%、32.4%、32.81%、31.44%；房地產業占各年的比例為：23.65%、23.66%、22.97%、22.3%、23.62%、23.4%、21.98%；教育占各年的比例為：3%、2.9%、2.5%、2.1%、1.7%、1.5%、1.6%；以上數據說明，制造業是我國投資行為發生的首要行業。
3.2 除制造業和房地產外的其他行業固定資產投資比例在逐年增長且增速較快
經過計算得到從2003年到2009年全社會固定資產投資逐年增長比例分別為：制造業固定資產投資逐年增長比例33.33%、35.69%、28.27%、30.55%、27.41%、24.53；房地產固定資產投資逐年增長比例26.9%、16.95%、25.73%、32.27%、24.67%、22.05%；其他行業固定資產投資逐年增長比例23.36%、24.78%、20.36%、17v51%、25.35%。從圖7可見制造業固定資產投資增幅比例較大，但整體趨勢在下降，說明制造業的固定資產投資在減緩，而除制造業和房地產外的其他行業固定資產投資比例增幅基礎較低，但從2006年開始出現了大幅度的增長，其增長比例的絕對值已超過制造業和房地產業。
基金項目：本文上海電機學院重點學科資助（07XKJ02）。
圖6 2003年-2009年全社會
固定資產投資行業分布圖從上文對我國2000年到2009年我國全社會固定資產投資總額、固定資產投資資金來源、固定資產投資構成和行業分布的相關統計數據及分析可以看出：固定資產投資總額總體呈增長趨勢，投資資金來源中國家預算內資金投資波動較大，自籌和他籌資金相對較為平穩且規模在擴大；在固定資產投資構成中主要是投資規模的擴大，也就是說增長是依賴于量的擴張，而非技術的更新與改造；在固定資產投資的行業分布中，制造業和房地產業外的其他行業固定資產投資在增速，這表明我國經濟正在緩慢的轉型，這是一個積極的信號。
圖7 2003年-2009年全社會各行業
固定資產投資逐年增長比例圖
參考文獻
［1］辛清泉，林斌，王彥超 政府控制、經理薪酬與資本投資［J］經濟研究，2007，（8）
固定資產投資統計分析范文3
關鍵詞:固定資產投資 消費 經濟增長 協整檢驗
投資、消費與經濟增長關系研究概述
對投資需求和經濟增長之間關系的研究中，美國等國的固定資本形成(固定資產投資在GDP中所占份額)同人均GDP之間具有顯著的正相關關系(DeLong和Summers，1992)，并且這種相關性顯示了從投資率到增長率之間的因果關系。國內，蔣曉華通過協整回歸、誤差修正模型以及Granger因果檢驗的計量經濟學方法，分析了固定資產投資和經濟增長之間的關系，得出了固定資產投資對經濟增長的影響顯著，但存在滯后效應;姚娜將固定資產分為國有固定資產、集體固定資產和個體固定資產，研究各固定資產投資總量對國民經濟總值的影響，得出公有固定資產投資與當期實際GDP之間存在高度相關關系，其中以國有和集體的固定資產投資為主，二者對GDP的產出有較大影響作用;苗敬毅利用單整PP檢驗和協整EG檢驗分析了中國固定資產投資和經濟增長間的長期均衡關系，建立了反映中國固定資產投資與經濟增長動態影響機制的傳遞函數模型。
另外，消費作為需求力量，對經濟增長起著拉動作用。近年來，消費需求對經濟增長的積極影響越來越大。本文以對河南省居民消費與經濟增長的研究為例，比較有代表性的觀點有:楊芳揭示了河南省農村居民消費需求的特點，并提出了刺激河南農村居民消費應采取的措施和對策;王慧采用擴展的線性支出系統，對河南省城鎮居民各類商品年消費支出與年可支配收入進行了系統的定量分析，揭示了城鎮居民消費需求將出現新型家電及電腦產品消費趨勢，現代通訊工具及上網需求日趨旺盛，娛樂教育文化服務支出增多等新熱點;田萍、廖靖宇應用聚類分析方法，對河南省17個地市級城市居民的消費結構進行了比較統計分析，得到了各城市居民消費結構的一些特點和規律，并進一步探討了其消費結構、可支配收入與總消費支出之間的關系。
但從現有文獻來看，相關研究存在以下不足:一是現有關于固定資產投資的研究文獻大多是從全國范圍內進行研究，對區域的研究較少;二是把投資、消費與經濟增長聯合起來進行協整分析的研究較少;三是現有研究文獻大多針對居民消費，沒有涵蓋政府消費，這樣從數量方面來研究總消費需求與經濟增長的關系，必然會產生一定的偏差;四是由于在用傳統的計量經濟方法研究消費時以存在動態穩定性為前提，而實際上經濟不斷增長的趨勢使大多數經濟變量序列是非平穩的，所以直接運用傳統的計量經濟方法研究非平穩的經濟變量之間的關系缺乏一定的可靠性。鑒于此，本文以河南省為例，將GDP中的固定資產投資和最終消費作為研究對象，在研究方法方面用協整理論和誤差修正模型彌補傳統計量經濟方法的不足，從而對河南省固定資產投資及最終消費與經濟增長的關系進行更為精確的實證分析。
數據選取
本文所用的樣本取自1978-2006年度的數據(來源于歷年《河南統計年鑒》)，用固定資產投資總額反映投資狀況，用最終消費總額反映最終消費狀況，用宏觀經濟指標—國民生產總值(GDP)反映經濟增長，數據全部折算成1978年不變價，以消除物價變動對其的影響。由于數據的自然對數變換不改變原來的協整關系并能使其趨勢線性化，又可以消除時間序列數據中存在的異方差，所以對實際GDP、固定資產投資和最終消費總額進行自然對數變換，分別表示為lnYt、lnIt和lnCt，其相應的差分序列為dlnYt、dlnIt和dlnCt。
實證檢驗
(一)單位根檢驗
由于數據選取的是GDP、固定資產投資和最終消費總額這類宏觀經濟變量，其時間序列大多都不是平穩的，隨著時間的位移而持續增長。但是這些變量主要受宏觀經濟環境的影響，如果經濟出現突發性震蕩，受到沖擊的這些宏觀經濟變量可能逐漸回到它們的長期增長趨勢上去，也可能呈現出隨機游走的狀態。若呈現出隨機游走的狀態，還用普通OLS進行回歸，許多參數統計量的分布不再是標準分布，所作的回歸被認為是“偽回歸”，為克服這一現象，使回歸有意義，本文對時間序列進行差分，然后對差分序列進行回歸。這樣做可以使差分序列趨于平穩，但缺點是忽略了原時間序列包含的有用信息，而這些信息對分析問題來說又是必要的。
為解決上述問題，可以采用協整理論，而要進行協整分析必須首先進行單位根檢驗。進行單位根檢驗有多種方法，如DF法、ADF法、PP法，本文采用ADF法來檢驗變量的穩定性，如對于非平穩變量，還需檢驗其一階差分(或增長率的平穩性)，如果變量的一階差分是平穩的，則稱該變量有單位根，所有變量都一階差分平穩是變量之間存在協整關系的必要條件。運用上述方法和數據，利用Eviews5.0軟件分別對各變量水平值和一階差分進行檢驗，檢驗結果(見表1)。
從表1可以看出，時間序列lnYt、lnIt和lnCt的ADF單位根檢驗值在1%的顯著性水平下大于所對應的臨界值，而dlnYt、dlnIt和dlnCt的ADF統計量是顯著的，也就是說變量lnYt、lnIt和lnCt是不平穩的，存在單位根I(1)。由于非平穩時間序列不能直接進行簡單回歸，所以需要通過協整檢驗進一步檢驗變量間的協整關系。
(二)Johansen協整檢驗
常用的協整檢驗方法有兩種:一種是EG兩步法，它通常用于檢驗兩變量之間的協整關系;另一種是JJ檢驗法，用于多變量之間的協整關系檢驗。JJ檢驗法可以對系統中所有獨立的變量關系作總體分析，并且不事先假定系統中變量關系的個數，也無需確定對哪一個變量作規范，有較普遍的適用性。因為lnYt、lnIt和lnCt都是一階單整變量，因此可使用Johansen檢驗或JJ法進行協整檢驗，以驗證該三變量是否存在協整關系，檢驗結果(見表2)。
協整檢驗從檢驗不存在協整關系這一零假設開始逐步展開。從零假設H0∶r=0開始，檢驗統計量的值大于1%和5%顯著性水平的臨界值，表明應拒絕零假設，接受備擇假設H1∶r≥1。在接下來的檢驗中，零假設H0∶r≤1在5%的顯著性水平上被接受，在5%的顯著性水平上，變量之間有且僅有一個協整關系。由此可見，在95%的概率度下可以確信河南省經濟增長與固定資產投資和最終消費總額存在長期均衡關系，長期均衡關系的協整方程是:
LnYt=0.726+0.664LnCt+0.342LnIt(1)
(2.08)(3.82)(5.55)
通過協整檢驗和協整方程可以看出，lnYt、lnIt和lnCt之間存在著長期協整關系。且固定資產投資增長率和最終消費增長率對經濟增長率長期有正的影響，當固定資產投資增長率增加1個單位時，能夠使經濟增長率上升0.342個單位。同理，當最終消費增長率增加1個單位時，能夠使經濟增長率上升0.664個單位。也就是說，固定資產投資增長率和最終消費增長率的適度上升，能刺激經濟增長率上升，即經濟增長幅度的變化增加。
(三)誤差修正模型
根據格蘭杰表示定理，協整關系必然可以表示為誤差修正模型。誤差修正模型描述變量圍繞長期均衡關系進行短期動態調整的過程。協整方程的誤差修正項為:
ECMt=LnYt-(0.726+0.664LnCt+
0.342LnIt)
建立誤差修正模型，其估計結果如下:lnIt和lnCt對lnYt的短期效應為:
LnYt=0.6462lnCt+0.2640lnIt-
(5.55)(3.43)
0.2530ECMt-1(2)
(-1.74)
即LnYt=0.6462lnCt+0.2640lnIt-0.2530lnYt-1+0.168lnCt-1+0.087lnIt+
0.184
在式(2)中解釋變量lnCt和lnIt的系數分別表示lnCt關于LnYt的短期彈性為0.6462，lnIt關于LnYt的短期彈性為0.2640，而長期彈性為0.2530，而誤差修正項象征著向長期均衡的調整，如果其系數是顯著的，就認為GDP與最終消費和固定資產投資在一個時期里的失衡分別有多大比例可在下一個時期里得到修正。由向量誤差修正模型可知:在短期，固定資產投資增長率和最終消費增長率對經濟增長率有正向作用，兩者對經濟增長率有刺激作用，固定資產投資增長率和最終消費增長率的增加，能推動經濟增長率上升。
結論
由上述分析過程可以得到以下結論:
第一，式(1)中的斜率在經濟上可以解釋為彈性。具體說來，由式(1)可知，河南省最終消費每增加1%，國內生產總值就增加0.664%;固定資產投資每增加1%，國內生產總值就增加0.342%。可見，投資、消費與經濟增長的關系是密切的，投資、消費是維持長期經濟增長的重要動力。
第二，投資、消費與經濟增長之間雖然存在以上長期均衡關系，但在短期內卻會偏離這種均衡關系，表現為向長期均衡關系不斷調整的動態過程。式(2)表明固定資產投資和最終消費的短期變化對國內生產總值有顯著的正影響，即投資、消費變動增加1個單位，會分別引起國內生產總值變動增加0.2640個單位和0.6462個單位，國內生產總值的實際值與均衡值的差距約有25.30%得到修正。
參考文獻
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5.王慧.河南省城鎮居民收入與消費結構的分析[J].經濟經緯，2001(3)
固定資產投資統計分析范文4
關鍵詞：進出口貿易 固定資產投資 GDP 協整檢驗
一、引言
我國正處于轉型階段，從經濟轉型大方向看，消費應該成為經濟增長的第一推動力。但是我國一方面屬于典型的投資拉動型經濟模式，另一方面堅持了改革開放35年。我國經濟增長從結構上說應該還是開放經濟下的投資推動型經濟增長模式，在啟動了消費動力后，如何看待這兩支經濟力量的關系，是未來經濟調整面臨的一個課題。在不考慮消費這一因素的基礎上，本文利用改革開放至今三十余年來的經濟數據，考察進出口貿易和固定資產投資對經濟增長的關系，分析結果對于更好的理順我國外貿進出口與固定資產投資的關系具有積極意義。
二、文獻綜述
（一）國外文獻綜述
對外貿易和投資作為經濟增長的三駕馬車的動力結構因素，國外學者通過不同角度對其各自在經濟增長中的作用進行了分析。
對外貿易方面，Barbara Pistoresi，和Alberto Rinaldi（2012）以進出口貿易和經濟增長作為研究對象，通過對意大利1863—2004年的經濟數據進行協整分析和因果關系檢驗，結果表明雙方之間存在長期協整關系，但是因果關系隨著時間跨度變化而變化。一戰時期進口增長導致經濟增長，進而拉動出口增長。而二戰時期貿易內部出現了雙向促進關系。Renuka Mahadevan和Sandy Suardi（2011）研究了進口、出口與經濟增長率間的不確定性動態影響。學者將貿易納入VECM—GARCH模型，以新加坡為例，考察經濟增長波動性。雙方在波動影響方面存在單項因果關系，生產率波動影響貿易，反之在政策層面還有待考察。M.J. Herrerias和Vicente Orts（2011）以中國為例，考察了進口、投資與增長之間的關系。其結果表明，進口與投資能夠促進對外貿易，并能促進長期勞動效率，進而影響經濟。
投資方面，Pernilla Johansson（2010）對負債、投資和增長之間的關系進行了考察，結果表明1989—2004年發展中國家，如果降低債務水平，將資源用于投資，能改進投資，減免債務存量，從而對經濟增長起到積極的促進作用。T.R. Lakshmanan（2011）以基礎設施投資會引起的經濟后果為研究對象，利用成本效益分析法，衡量交通運輸基礎設施所引起的廣泛經濟利益。如市場拓展、貿易收益、技術變化、空間集聚、城市群新知識創新和商業化進程等。Filiz Ozkan，Omer Ozkan和Murat Gunduz（2012）從政策角度分析了土耳其的投資對經濟增長的作用，利用因果關系檢驗，其發現建筑業對于國家擺脫經濟停滯有重要的作用，因為該行業關系到200個不同的部門，通過ECM模型、格蘭杰因果檢驗，發現固定資產投資（住宅）和GDP之間存在直接的因果關系。
（二）國內文獻綜述
對外貿易方面，姬斌和姚金安（2011）利用HP濾波、向量誤差修正模型對河北省外貿與經濟增長的關系進行實證分析，其結果表明，外貿與經濟增長之間存在單項因果關系，長期中存在穩定的均衡關系。楊雪等人（2011）將河南省的對外貿易對經濟增長的貢獻進行了研究，分別利用貢獻度和拉動度進行分析，證實了河南省對外貿易對經濟增長具有一定的促進作用。夏巖磊，李丹（2011）以皖江區域的外貿和經濟增長為例，建立了研究框架。主要研究兩者的互動關系，結果證實了雙方的互動，以及外貿對經濟增長的作用。
固定資產投資方面，劉金全，印重（2012）對我國固定資產投資和經濟增長的關聯性進行了研究，發現我國固定資產投資有顯著的“時間累積效應”，并且二者存在正向非對稱性關聯，固定資產投資對經濟增長產生正向“溢出效應”，但卻未反過來產生“牽拉效應”。何傳超（2011）對我國廣東省固定資產投資和經濟增長的關系進行了實證分析，表明雙方在廣州存在相互促進的關系，并且GDP的單向作用要大于固定資產投資的單向作用。任歌（2011）對我國不同區域進行了固定資產投資和經濟增長關系的差異性研究，統計分析表明，中部地區固定資產投資對經濟增長的影響要高于東西部地區，因此，有重點的投資對于制定區域發展戰略具有重要意義。
三、理論模型
本文最基本的理論模型就是柯布—道格拉斯生產函數，其最基本形式為：
Y = A（t） Lα Kβ μ
模型中，Y代表總產值；A是技術進步，其是與時間有關的函數；L是勞動力投入；K是固定資產凈值，也代表資本的投入；α 和β代表勞動和資本的產出彈性系數，μ代表隨機干擾引資，并且不會大于1。模型表示經濟產出是由勞動投入、資本投入和技術進步決定的，不同的彈性系數取值，產出水平存在差異。α +β=1表示規模報酬不變，α +β>1表示規模報酬遞增，α +β
如果考慮有N個自變量，于是就得到一般意義的柯布—道格拉斯函數模型：
Q（X1， X2， ……XN）= A（t） X1αX2β ……XNγμ
該模型不過是對基本柯布—道格拉斯函數的推廣，公式中字母存在差異，但是與基本模型中的代表意義完全一致。
將本文的變量代入一般意義的柯布—道格拉斯生產函數，得到：
固定資產投資統計分析范文5
[關鍵詞] 固定資產投資；經濟增長；相互關系；一元線性回歸；對策
[中圖分類號]F283 [文獻標識碼]A [文章編號]1005-6432（2013）25-0094-03
固定資產投資是國民經濟發展中的一個重要指標，它在拉動經濟增長和促進社會發展中發揮了重要的作用。同時固定資產投資作為一個先行指標，在確定經濟發展規模、經濟結構、產業結構、經濟增長方式等方面扮演了重要的角色，因此投資又往往成為政府宏觀調控的重要手段。投資活動實際是資源配置的一種形式，本文擬從分析固定資產投資與經濟增長的關系入手，總結改革開放以來我國經濟發展過程中幾次大的宏觀調控經歷，分析固定資產投資在經濟發展和宏觀調控中的作用，探討新時期在科學發展觀的指導下，充分發揮投資對資源的有效配置作用，更好地利用投資對經濟發展的拉動和調控功能，促進經濟和社會全面、協調、可持續發展。
1 固定資產投資與經濟增長的相互關系
在現代經濟社會中，投資（主要是固定資產投資）與經濟增長關系非常緊密。在經濟理論界有一個共同的觀點，即認為經濟增長情況主要是由投資決定的，投資是經濟增長的基本推動力，是經濟增長的必要前提。投資對經濟增長具有雙重效應，即具有投資供給與投資需求雙重作用[1]。
投資供給，不論數量多少，都是向社會再生產過程注入新的生產要素，增加生產資料供給，為擴大再生產提供物質條件，是經濟發展的重要因素。馬克思的擴大再生產理論也強調了資本積累對財富增長的作用，認為積累是擴大再生產的源泉。
投資需求的影響主要表現在通過增加投資來促進國民經濟相關行業的發展，從而刺激和拉動國民經濟的增長。同時，它與供給一樣，也表現出多級傳導和擴散的功能，通過對相關產業的影響，拉動消費需求的增長。在短期內，投資主要是作為一種需求來影響經濟的發展；而從長期來看，投資具有的供給效應更為明顯。正是由于這種特殊的雙重效應，投資不但影響著當年經濟的發展，而且對以后經濟的持續、穩定、健康發展也起著舉足輕重的作用。
從宏觀上看，投資項目之所以會出現，原因在于它所在的行業有資產更新或擴大供給的需要：一方面，經濟活動過程中損耗的固定資產需要用投資來補償；另一方面，人口的增長和社會經濟的發展使最終消費需求不斷擴大，市場需求持續增加，從而刺激擴大供給能力。擴大供給能力必然需要增加勞動力、資金、技術和固定資產的投入。從這一角度看，投資需求是經濟發展過程中產生的內在需求，受經濟規模和經濟結構的制約，經濟總量首先就是影響投資規模的重要因素。
由以上分析可以得出結論：投資是拉動經濟增長的重要力量。任何一個國家或地區，特別是在經濟發展初期無一不是依靠大量的投資建設支撐起來的，沒有一定量的投資，社會經濟就不會持續發展。從供給角度看，經濟增長是國民經濟各部門共同推動的結果，表現在各部門生產總量或供給總量的增加，包括商品和服務的共同增加，從需求的角度看，社會產品生產出來之后，最終離不開三大需求，即投資需求、消費需求和出口需求。投資、消費和出口的增加，就是對社會產品和服務需求的增加，也是對經濟增長的拉動。投資、消費和出口被稱為拉動經濟增長的“三駕馬車”。但是在一定時期，尤其是在不發達地區，經濟蓄勢起飛時投資促進經濟增長的作用強于消費。
2 我國固定資產投資增長對經濟增長關系的整體評價
縱觀50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。即使自20世紀70年代末我國實行改革開放以來的30年也是如此。本文選取1981—2007年固定資產投資與GDP的數據（數據來源： 2007年《中國統計年鑒》[2]）來論證投資與經濟增長的相互關系：
根據1981—2007年固定資產投資與GDP的數據（已剔除價格因素的影響）可以得出固定資產投資對經濟增長周期的波動影響如下：1981—2007年國內生產總值與固定資產投資大致經歷了相同的三個變動周期：其中1988年之前固定資產投資與國內生產總值波動較為頻繁，但波動幅度不是很大；1989—1997年作為一個周期，無論固定資產投資還是國內生產總值都經歷了一個非常大的振動，其中1993年固定資產投資增幅達50.08%，而1989年固定資產投資下降了6.6%，振幅達56.68%；1989年GDP的增長率為13.73%，而1995年GDP的增長率高達33.67%，振幅達19.94%。1998—2007年無論固定資產投資還是國內生產總值都處于歷史上振動幅度最小的階段。以上具有顯著特征的三個階段，基本上反映了在各個不同階段我國經濟政策對經濟的影響。1988年之前我國還基本上處于完全計劃經濟時期，因此，一旦固定資產投資增長較快，政府就會動用行政命令等非經濟手段使其速度降下來，一旦增速較低，又會采用相反的手段使其速度加快，這種對固定資產投資的調節同樣影響著我國GDP的增長過程。1989—1997年正是我國經濟由有計劃的商品經濟向社會主義市場經濟轉變階段，固定資產投資上的大起大落是在所難免的。1998年之后，特別是我國成功實現經濟軟著陸和經歷了亞洲金融風暴之后，又繼續實施積極的財政政策和穩健的貨幣政策，使得我國無論固定資產投資還是國內生產總值的增長都進入了一個比較穩定發展的階段，凸顯出我國政府對經濟宏觀調控的能力和社會主義市場經濟正逐步得以完善和發展的趨勢。
盡管自1981—2007年我國國內生產總值與固定資產投資的變動周期大致相同，但是，通過研究發現，我國固定資產投資對經濟增長具有一定的滯后影響，特別是自1988年以來，更為明顯。我國固定資產投資對國內生產總值增長的滯后影響大約是兩年，而且1999年以來，這種滯后影響期似乎更長。如1989年固定資產投資增速達到最低為-6.6%，而GDP的增速1991年才達到最低16.34%；1993年固定資產投資增速達到新一輪的最高點50.08%，而GDP的增速1995年才達到最高點33.67%；1998年固定資產投資的增速又一次達到最高點18.03%，而GDP的增速直到2001年才達到新一輪的最高點10.19%；特別是2000年以來的固定資產投資的強勁增長直到2003年才在GDP的增長中顯現出來（2003年GDP的增長率達到10.64%），隨后的三年里GDP的年均增長率都達到15%以上。這些特點基本上反映出我國固定資產投資政策導向作用，即1998年以來，我國加大全社會基本建設投資的力度，重視非直接經濟行業的投資，為經濟的新一輪大發展作必要的基礎性準備工作；這也反映出我國正從強調固定資產投資對經濟增長的拉動作用，轉變為既有利于拉動經濟增長，同時又有利于產業結構、產品結構以及區域經濟結構調整的政策取向。
3 固定資產投資需求與經濟增長相互決定的模型
因為在本次數據分析中只涉及兩個變量，所以，我們選用的模型是一元線性回歸模型[3]。規定Y表示“GDP總量”這個因變量，X表示“固定資產投資總量”這個自變量，建立數學模型，即Y=a+bX。
3.1 相關分析
根據1981—2007年固定資產投資與GDP的數據（已剔除價格因素的影響）計算可得相關系數R=0.98，可知自變量“固定資產投資總量”與因變量“GDP總量”存在高度相關。
3.2 建立回歸模型
在Excel中運用6SQ統計做出統計分析，得到的回歸方程為[AKY^]=1.8966X+15575。
3.3 模型的統計檢驗
通過相關系數R能推斷出自變量“固定資產投資總量”和因變量“GDP總量”之間存在相關關系，但是為了讓我們的結論更具有說服力與可信度，我們在Excel中運用6SQ統計做出了F檢驗和t檢驗。
3.3.1 F檢驗
針對原假設給定顯著性水平0.05，在F分布表中查出第一自由度為1和第二自由度為25的臨界值為4.24169898。通過運用6SQ統計得到的F=585.074081，由于585.074081>4.24169898，所以應該拒絕原假設，說明回歸方程顯著，即自變量“固定資產投資總量”對因變量“GDP總量”有顯著影響。
3.3.2 t檢驗
針對原假設H。：b=0，給定顯著性水平0.05，查t分布表得到自由度為24的臨界值為2.059538536，通過運用6SQ統計得到的t=24.18830463，其絕對值大于2.059538536，這說明應拒絕原假設，也就是說，自變量“固定資產投資總量”對因變量“GDP總量”有顯著影響。
4 加強投資宏觀調控，促進投資經濟協調發展的對策
4.1 調整投資結構，促進經濟增長
投資結構是指在一定時期的投資總量中，各要素的構成及其數量比例關系，它是經濟結構中的一個重要方面。伴隨著社會主義市場經濟體制的建立和融資渠道的不斷拓展，我國現有的投資結構呈現出國家財政投資、銀行貸款、企業自籌投資和利用外資多種渠道并存的格局。投資的適度規模和良好的投資結構是優化生產力布局，促進國民經濟持續、健康、快速發展的主要動因，也是優化社會事業結構，促進社會事業發展的主要途徑。在科學發展觀的指導下，牢固樹立以人為本、統籌發展、可持續發展觀的理念，把促進人的全面發展作為規劃的主要著力點，把增進人民福利、促進人與自然和諧發展、促進經濟社會和諧發展放到突出的重要位置。從過去主要考慮經濟總量的增加轉向經濟社會協調發展，從偏重經濟增長數量轉向更加重視轉變經濟增長方式、提高經濟增長質量和效益。要完成規劃中的新型工業化、新型城鎮化、農業現代化、市場化和國際化發展目標，固定資產投資將一如既往承擔重要角色。因此繼續推動投資適度穩定增長，優化投資結構，是我國經濟和社會事業又好又快發展的必然選擇[4]。
4.2 以投資促發展，把握發展動力源
投資是經濟持續增長的重要因素和必要條件，是引領經濟發展的動力源，投資的規模和運行質量在很大程度上決定著經濟增長的速度和質量，影響著經濟發展的后勁和活力[5]。目前我國正處在向工業化加速邁進，城鎮化和農業現代化水平還比較低的階段。工業化、城鎮化、農業現代化的發展都需要大量投資的推動，投資需求、投資空間是旺盛和巨大的。有關研究表明，目前我國的城鎮化率提高1個百分點，對消費品和城市基礎設施的需求拉動，按照保守的估計也可帶動生產總值增長1.5個百分點。就我國發展的現狀來看，投資的短缺和對投資的需求仍將在相當長的時期內存在，把擴大投資作為推進工業化、城市化、農業產業化的重要動力勢在必行[6]。
4.3 保持投資穩定較快增長，促進經濟健康協調發展
經濟的波動是經濟發展過程不可避免的現象，從之前的宏觀調控的分析中可以看出，改革開放30多年來，我國出現的幾次大的經濟波動，無一例外地與投資增長的波動有著密切聯系[7]。過高或過低、忽上忽下的增長都是不利于經濟發展的，甚至對經濟發展是一種傷害。因此保持投資在一定水平上的穩定增長至關重要，這是維護經濟健康協調發展的必然要求。
4.4 加大工業投資力度，增強工業發展后勁
工業是國民財富的主要創造者，是財政收入的主要來源，是推進現代化進程的主導力量。目前，我國的經濟發展正處在經濟結構調整和產業結構升級的階段，要實現我國工業化的系統目標，必須堅持以結構調整為主線，把產業結構、產品結構的調整和市場需求始終貫穿于工業發展的全過程[8]。產業結構的調整和升級以及用增量盤活存量，都必須通過投資活動去完成。因此，加大投資力度，利用政策導向引導資源優化配置，形成優勢產業群，對整體提升我國的工業水平有著十分重要的意義和作用。
4.5 加大農業投資力度，增強農業發展后勁
建設社會主義新農村是我國現代化進程中的重大歷史任務，是構建和諧社會的重要環節。建設新農村必須以堅持發展農村經濟為中心，著力改善農村的物質條件，加強農村基礎設施建設，加快教育、衛生等社會事業的全面發展[9]。
4.6 加大社會公共服務事業投入，促進經濟和社會和諧發展
經濟發展的落腳點是社會事業的全面進步和人民生活水平的不斷提高，經過繼續幾年大規模的基礎設施建設，公共基礎設施領域的供給能力明顯增強，相反，社會公共服務部門投資相對不足，服務能力弱。社會事業投資應在堅持與經濟發展水平相適應、堅持政府投資與社會投資相結合、社會效益與經濟效益相統一的原則基礎上，合理配置資金，一方面增加政府對公共部門的投資，另一方面政府要著力引導社會資金向公共服務部門轉移，加大社會公共服務事業薄弱環節的投入力度。為貫徹科教興國戰略，教育仍是預算內投資安排的重點，但要兼顧衛生、文化、體育等領域的重點需要，要優先安排基本社會公益性項目，集中財力用于義務教育、基本醫療、衛生防疫、公共文化等領域。繼續設立專項資金，加大對山區和貧困落后地區傾斜支持力度。完善社會保障體系，促進社會保障管理和服務的社會化，努力提高城鄉居民生活水平和生活質量。加強房地產調控和管理，積極推進經濟適用房建設，滿足普通居民基本住房需求。
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固定資產投資統計分析范文6
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?？梢钥闯觯ㄔO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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