固定资产投资增长率精选(九篇)

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第1篇：固定资产投资增长率范文

引言

“十一五”至今投资年均增长提高到34.7%，GDP年均增长也相应提高到14.9%。特别是2008年，全球金融危机不断蔓延，中国为克服外需衰退，平稳度过危机，各级政府积极利用扩大投资政策，陕西经济实现平稳较快增长，2010年陕西GDP达到10 123.48亿元，首次突破1万亿元[1]。

戴瑞娇等选取浙江省2004―2007 年17个行业的民间投资额与国内生产总值的数据，实证分析了浙江省民间投资与经济增长的关系，并提出促进浙江民间投资进一步良性发展的对策[2]。邱福林等认为农业固定资产投资与农业经济增长存在协整和格兰杰因果关系，且关联度紧密，农业经济增长促进农业固定资产投资的增加，但由于农业固定资产投资有滞后效应的特性，其在投资达到一定年限后，才会对农业经济起促进作用，且效果显著[3]。

黄旭东等通过对陕西省投资对经济增长的定量分析，陕西投资每增长1个百分点，国内生产总值增长0.607个百分点，它的效应超过劳动每增长一个百分点国内生产总值增长0.393个百分点的效应[4]。本文对陕西省固定资产投资与经济增长的关系进行实证分析，利用好固定资产投资，提升传统产业科技含量，促进经济发展方式转变，对今后正确处理投资和经济增长的关系、运用投资资金有现实意义[1]。

一、数据选取及变量说明

1.变量的选取

本文考虑两个时间序列，国内生产总值增长率和固定资产投资增长率。

2.数据来源

本文所使用的样本数据来自1983―2012年的年度数据，数据来源于《陕西统计2012》。

3.计量模型的建立

本文采用回归分析法来研究固定资产投资增长率与经济增长率的关系，可建立如下模型：

Y=C+βX+u

其中c为常数项，β为回归系数，u为误差项。

二、实证分析

1.平稳性检验

对时间序列数据进行回归，需对所有的变量进行平稳性检验，如果对非平稳的时间序列直接进行回归可能会导致谬回归，这里采用 ADF 检验对所有变量进行单位根检验[5]。

由上表可以看出，陕西固定资产投资增长率和经济增长率的ADF检验值都小于显著性水平为5%的临界值，都是平稳序列。

2.协整检验

通过对这两个变量拟合回归模型，求出残差序列，并对残差序列进行是否平稳的单位根检验，若残差序列是平稳的，则说明这两个变量之间存在协整关系，即说明这两个变量之间存在长期的稳定关系，若残差序列非平稳，则说明这两个变量之间不存在协整关系，即说明这两个变量之间不存在长期的稳定关系[5]。

Yt=13.1645+0.2052Xt+u

ut是I（0），即ut是平稳的，因此，接受Y与X是协整的假设。误差修正项为：

ECMt-1= Y -13.1645 - 0.2052 Xt

由此可得，陕西省固定资产投资与国内生产总值之间存在长期均衡关系；即固定资产投资每增加1%，国内生产总值将增加 0.2052%，而由变量前的系数为正，则表明陕西省固定资产投资对经济增长具有正向推动作用。

3.误差修正模型建立

上面已经建立了协整方程，而协整关系仅反映了变量之间的长期均衡关系，误差修正模型就是为了建立短期的动态模型以弥补长期静态模型的不足，其既能反映不同时间的长期均衡关系，又能反映短期偏离向长期均衡修正的机制[5]。

以Y的差分Y1为因变量，以X的差分X1、滞后一期的误差修正项et-1为自变量：

Y1=0.2362+0.1209X1-0.762ECMt-1+Vt

根据上面模型的回归参数可以看出，误差修正项ECMt-1反映了经济增长、固定资产投资短期波动偏离它们长期均衡关系的程度，短期固定资产投资的变化将引起国内生产总值同方向变化，经济增长率与固定资产投资增长率的短期弹性为 0.1209，即固定资产投资总额每变动1%，将会引起国内生产总值同方向变动0.1209%。

固定资产投资在整个社会发展中占很大比例，对于经济的影响比较大，与我们的结论基本相符。但是固定资产投资每增长 1%，GDP 将增长 0.1209%，这个值比起几位学者研究全国的0.8 以上要小了很多[6]。可以看出，固定资产投资额的增加带来了GDP的增加，但投资效益不高，导致经济增长率与固定资产投资增长率之间没有完全呈现出等比例变化的趋势，因此陕西的投资计划还需进行调整。

4.格兰杰因果关系检验

由协整检验结果可知，固定资产投资与经济增长之间存在着长期稳定均衡关系，但这种均衡关系是否为因果关系，是由于经济的增长带来投资增加，还是因投资的增加带来经济的增长，需进一步的研究。为了检验这一因果关系，我们对上述序列的平稳形式进行格兰杰因果检验。

滞后期数分别取5-9来考察固定资产投资增长率和经济增长率的关系，当确定5%的显著性水平时，滞后期数为9时，固定资产投资增长率在0.00030的水平上为经济增长率的Granger原因，而经济增长率不是固定资产投资增长率的Granger原因。滞后期数为5-8时可以看出均不能拒绝两者之间都不互为Granger原因。由此可见，虽然回归分析部分显示双方都存在显著影响关系，但滞后期不同，两者之间存在不同因果关系。

研究结论

第2篇：固定资产投资增长率范文

对投资需求和经济增长之间关系的研究中,美国等国的固定资本形成(固定资产投资在GDP中所占份额)同人均GDP之间具有显著的正相关关系(DeLong和Summers,1992),并且这种相关性显示了从投资率到增长率之间的因果关系。国内,蒋晓华通过协整回归、误差修正模型以及Granger因果检验的计量经济学方法,分析了固定资产投资和经济增长之间的关系,得出了固定资产投资对经济增长的影响显著,但存在滞后效应;姚娜将固定资产分为国有固定资产、集体固定资产和个体固定资产,研究各固定资产投资总量对国民经济总值的影响,得出公有固定资产投资与当期实际GDP之间存在高度相关关系,其中以国有和集体的固定资产投资为主,二者对GDP的产出有较大影响作用;苗敬毅利用单整PP检验和协整EG检验分析了中国固定资产投资和经济增长间的长期均衡关系,建立了反映中国固定资产投资与经济增长动态影响机制的传递函数模型。

另外,消费作为需求力量,对经济增长起着拉动作用。近年来,消费需求对经济增长的积极影响越来越大。本文以对河南省居民消费与经济增长的研究为例,比较有代表性的观点有:杨芳揭示了河南省农村居民消费需求的特点,并提出了刺激河南农村居民消费应采取的措施和对策;王慧采用扩展的线性支出系统,对河南省城镇居民各类商品年消费支出与年可支配收入进行了系统的定量分析,揭示了城镇居民消费需求将出现新型家电及电脑产品消费趋势,现代通讯工具及上网需求日趋旺盛,娱乐教育文化服务支出增多等新热点;田萍、廖靖宇应用聚类分析方法,对河南省17个地市级城市居民的消费结构进行了比较统计分析,得到了各城市居民消费结构的一些特点和规律,并进一步探讨了其消费结构、可支配收入与总消费支出之间的关系。

但从现有文献来看,相关研究存在以下不足:一是现有关于固定资产投资的研究文献大多是从全国范围内进行研究,对区域的研究较少;二是把投资、消费与经济增长联合起来进行协整分析的研究较少;三是现有研究文献大多针对居民消费,没有涵盖政府消费,这样从数量方面来研究总消费需求与经济增长的关系,必然会产生一定的偏差;四是由于在用传统的计量经济方法研究消费时以存在动态稳定性为前提,而实际上经济不断增长的趋势使大多数经济变量序列是非平稳的,所以直接运用传统的计量经济方法研究非平稳的经济变量之间的关系缺乏一定的可靠性。鉴于此,本文以河南省为例,将GDP中的固定资产投资和最终消费作为研究对象,在研究方法方面用协整理论和误差修正模型弥补传统计量经济方法的不足,从而对河南省固定资产投资及最终消费与经济增长的关系进行更为精确的实证分析。

数据选取

本文所用的样本取自1978-2006年度的数据(来源于历年《河南统计年鉴》),用固定资产投资总额反映投资状况,用最终消费总额反映最终消费状况,用宏观经济指标—国民生产总值(GDP)反映经济增长,数据全部折算成1978年不变价,以消除物价变动对其的影响。由于数据的自然对数变换不改变原来的协整关系并能使其趋势线性化,又可以消除时间序列数据中存在的异方差,所以对实际GDP、固定资产投资和最终消费总额进行自然对数变换,分别表示为lnYt、lnIt和lnCt,其相应的差分序列为dlnYt、dlnIt和dlnCt。

实证检验

(一)单位根检验

由于数据选取的是GDP、固定资产投资和最终消费总额这类宏观经济变量,其时间序列大多都不是平稳的,随着时间的位移而持续增长。但是这些变量主要受宏观经济环境的影响,如果经济出现突发性震荡,受到冲击的这些宏观经济变量可能逐渐回到它们的长期增长趋势上去,也可能呈现出随机游走的状态。若呈现出随机游走的状态,还用普通OLS进行回归,许多参数统计量的分布不再是标准分布,所作的回归被认为是“伪回归”,为克服这一现象,使回归有意义,本文对时间序列进行差分,然后对差分序列进行回归。这样做可以使差分序列趋于平稳,但缺点是忽略了原时间序列包含的有用信息,而这些信息对分析问题来说又是必要的。

为解决上述问题,可以采用协整理论,而要进行协整分析必须首先进行单位根检验。进行单位根检验有多种方法,如DF法、ADF法、PP法,本文采用ADF法来检验变量的稳定性,如对于非平稳变量,还需检验其一阶差分(或增长率的平稳性),如果变量的一阶差分是平稳的,则称该变量有单位根,所有变量都一阶差分平稳是变量之间存在协整关系的必要条件。运用上述方法和数据,利用Eviews5.0软件分别对各变量水平值和一阶差分进行检验,检验结果(见表1)。

从表1可以看出,时间序列lnYt、lnIt和lnCt的ADF单位根检验值在1%的显著性水平下大于所对应的临界值,而dlnYt、dlnIt和dlnCt的ADF统计量是显著的,也就是说变量lnYt、lnIt和lnCt是不平稳的,存在单位根I(1)。由于非平稳时间序列不能直接进行简单回归,所以需要通过协整检验进一步检验变量间的协整关系。

(二)Johansen协整检验

常用的协整检验方法有两种:一种是EG两步法,它通常用于检验两变量之间的协整关系;另一种是JJ检验法,用于多变量之间的协整关系检验。JJ检验法可以对系统中所有独立的变量关系作总体分析,并且不事先假定系统中变量关系的个数,也无需确定对哪一个变量作规范,有较普遍的适用性。因为lnYt、lnIt和lnCt都是一阶单整变量,因此可使用Johansen检验或JJ法进行协整检验,以验证该三变量是否存在协整关系,检验结果(见表2)。

协整检验从检验不存在协整关系这一零假设开始逐步展开。从零假设H0∶r=0开始,检验统计量的值大于1%和5%显著性水平的临界值,表明应拒绝零假设,接受备择假设H1∶r≥1。在接下来的检验中,零假设H0∶r≤1在5%的显著性水平上被接受,在5%的显著性水平上,变量之间有且仅有一个协整关系。由此可见,在95%的概率度下可以确信河南省经济增长与固定资产投资和最终消费总额存在长期均衡关系,长期均衡关系的协整方程是:

LnYt=0.726+0.664LnCt+0.342LnIt(1)

(2.08)(3.82)(5.55)

通过协整检验和协整方程可以看出,lnYt、lnIt和lnCt之间存在着长期协整关系。且固定资产投资增长率和最终消费增长率对经济增长率长期有正的影响,当固定资产投资增长率增加1个单位时,能够使经济增长率上升0.342个单位。同理,当最终消费增长率增加1个单位时,能够使经济增长率上升0.664个单位。也就是说,固定资产投资增长率和最终消费增长率的适度上升,能刺激经济增长率上升,即经济增长幅度的变化增加。

(三)误差修正模型

根据格兰杰表示定理,协整关系必然可以表示为误差修正模型。误差修正模型描述变量围绕长期均衡关系进行短期动态调整的过程。协整方程的误差修正项为:

ECMt=LnYt-(0.726+0.664LnCt+

0.342LnIt)

建立误差修正模型,其估计结果如下:lnIt和lnCt对lnYt的短期效应为:

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)中解释变量lnCt和lnIt的系数分别表示lnCt关于LnYt的短期弹性为0.6462,lnIt关于LnYt的短期弹性为0.2640,而长期弹性为0.2530,而误差修正项象征着向长期均衡的调整,如果其系数是显著的,就认为GDP与最终消费和固定资产投资在一个时期里的失衡分别有多大比例可在下一个时期里得到修正。由向量误差修正模型可知:在短期,固定资产投资增长率和最终消费增长率对经济增长率有正向作用,两者对经济增长率有刺激作用,固定资产投资增长率和最终消费增长率的增加,能推动经济增长率上升。

结论

由上述分析过程可以得到以下结论:

第3篇：固定资产投资增长率范文

关键词：国债投资；经济效应；绩效评价

一、引言

1998年以来通货紧缩成为中国经济发展中的一个突出问题。通货紧缩直接导致投资不振，消费不旺，经济增长减慢，失业上升等一系列问题的产生。激活内需与结构调整已经成为中国经济当前面临最大的难题。1998年中国财政政策的启动打破了长期以来在“倒逼机制”下形成的过度依赖银行信用扩张来支撑经济增长的模式，使得以国债政策为核心的财政政策首次在严峻的挑战面前担当起了拉动经济的主力军。一般认为财政主体进入市场存在着支出效率不高、供给结构不合理以及对民间投资产生挤出效应等弊端。因此，如何评价国债绩效就显得十分必要了。多马投资双重效应理论认为，投资不仅可以增加有效需求（投资产生的收入效应或需求效应），同时也能增加资本存量（投资产生的能力效应和供给效应），提高生产能力，加速经济增长。哈罗德—多马经济增长模型指出，在高储蓄率的基础上，为保证增长率接近自然增长率，必须提高边际资本系数。假定各部门资本系数保持不变，那么提高资本系数的唯一办法就是提高资本系数高的部门在资本分配结构中的比重。从中国近几年的实际情况来分析，各部门资本系数高低依次为：出口部门＞政府部门＞民间部门。但在出口不景气的条件下，提高出口部门在资本分配结构中的比重显然无助于整个宏观经济资本系数的提升。因此，增加政府部门在资本结构中的分配比例就成为必然的选择。

二、中国国债减税性和生产性特征分析

国债能否产生拉动效应主要由3个因素决定：财政支出是否具有生产性；投资函数的形式；资产替代性如何。中国发行的国债基本上属于减税国债。据统计，1978－1991年国企留利额年均递增33.5％，同期国债余额年均递增33％。减税有利于降低资本成本，刺激企业的投资。假如因发债而引起市场利率上升时，也未必会真正引发投资下降。格鲁斯曼（Grossman，1972）和巴罗（Barro，197Q等认为，虽然发债短期内会导致市场利率上扬，通过投资函数I（r，Y）使投资I下降，但发债引起的国民收入Y的上升却可以拉动投资I增长。因此，即使在市场利率上升的情况下，投资的最终增减取决于两种力量的相对强弱。中国民间利率的低弹性和经济的高成长都决定了债务融资所产生的是正的拉动效应。目前，中国资本市场发展不完善，有价证券市场风险极大，居民金融资产结构单一，证券类型的资产所占的比重较低，其资产组合调整的余地不大。根据2000年第一季度央行对全国城乡储户所作的问卷调查表明，储蓄仍是居民金融资产的主要形式，居民选择意愿中储蓄占70.2％，国债8.3％，股票仅为7.6％。此外，随着货币增长率的上升，广义货币和GNP的比率在下降的现象也说明中国家庭的金融资产结构非常单一。降息和开征利息税虽然降低了储蓄收益，但中国居民储蓄资产仍然保持着较低的利率弹性。另一方面也说明，居民金融资产多元化进程较慢，市场缺少被居民广泛接受的安全投资工具。因此低风险的公债发行产生拉动效应的可能性相当大。新凯恩斯模型（Benavie，1976）和新古典模型（Park，1973）研究也证明具有资本性的财政赤字并不会产生挤出效应。格鲁斯曼和卢卡斯（GrossmanandLucas，1974）亦证明生产性财政支出影响生产潜能。因此，判断国债是否产生拉动效应的关键之一就在于研判中国国债资金是否具有生产性。中国国债从性质上可分为赤字国债和建设国债两大类。赤字国债主要用于平衡财政收支。理论表明，赤字支出对社会需求的贡献程度要大于财政盈余下的政府支出。因为赤字支出是没有财政收入支撑的政府支出，它对社会总需求的贡献率是100％。而有财政收人支撑的政府支出对社会总需求的贡献，只是把居民收入转化为财政收入时，居民原本用于储蓄的收入部分才转化为政府投资，所以后者对社会总需求的贡献率取决于社会平均储蓄倾向。建设性国债绝大多数用于基础设施和公共物品的支出，对经济的拉动作用更为直接。从1995年国债支出结构来看，在3300亿元国债余额中，约2650亿元即占国债总余额的80.30％的国债投向财政性建设领域，占国家预算内直接安排的固定资产投资5380亿元的49.25％。由此可见，中国国债支出结构具有典型的生产性特点。

国债用于扩大总需求的途径包括：（1）政府购买支出（投资支出或消费支出）直接形成现实总需求；（2）通过转移支付影响不同消费倾向的群体的可支配收入，来提高总体（高低收入群体）边际消费倾向。即可述为c＝c1y1＋c2Y2，其中：c1＜C2，y1＞y2，c1、c2表示高收入与低收入群体的平均消费倾向。两条途径的乘数不同因而影响效应也不同，转移支出是通过y2cAD，其乘数为b／（1－b）（1－t）（b为边际消费倾向，t为税率，0＜b＜1，0＜t＜1）。政府购买支出乘数为1／（1－b）（1－t），将直接形成生产能力。因此，途径（1）的扩张效应大于途径（2）的扩张效应。所以中国国债的建设属性对国债经济效应的发挥十分有利。

三、对若干领域国债投资绩效的实证研究

（一）国债与固定资产投资增长的相关性和趋势性分析

在影响经济增长波动的因素中除了经济体制、经济结构调整、宏观经济政策等外，投资始终是影响经济增长波动的重要因素之一。90年代“投资主导型”经济增长模式取代了80年代“超前消费”主导型经济增长模式。投资对经济增长影响力和贡献率的增速开始大于消费对经济增长的影响力和贡献率。研究证明，在影响中国国民经济增长的诸多因素中，资本因素始终是第一位的。1952－1978年间，其贡献份额为58.36％；1979－1995年间为40.40％。资本投入的增速与GDP的增长存在着明显的正相关性。参照国际上的经验，情形也大致如此。1979－1997年间中国总投资与实际GDP增长率相关系数为0.68，与名义GDP增长率相关系数为0.85.固定资产投资在总投资中又占据着重要的地位。固定资产投资实际增长率与GDP实际增长率间的相关性已经由1978－1990年的0.628上升到1991－1997年的0.891.1989年投资仅下降343.4亿元，总需求减少达1000亿元，GDP比1988年下降7.2个百分点。由此可见，固定资产投资对中国经济增长起着举足轻重的作用，固定资产投资的先期快速增长往往是经济实现快速增长的重要先决条件之一。通过对1982－1996年间固定资产投资与GDP增长关系的实证分析也可见一斑。1982－1988年和1991－1996年两次经济的高速增长均是在固定资产投资率先增长之后出现的。1982－1988年，GDP的平均增长速度为11.4％。而固定资产投资在1982年就率先启动，当年现价固定资产投资增长21.8％，可比价固定资产投资增长13.6％，分别比上一年现价及不变价的固定资产投资增幅高19和8个百分点。1991－1996年可比价固定资产投资增幅高达19.2％，高出同期GDP增幅7.2个百分点。长期以来形成的信贷依赖型经济增长模式导致中国固定资产投资与货币供应量（M2）的变化存在着明显的相关性。1984－1996年间统计数据显示，中国贷款增长率的变动基本与M2增长率变动同向。而固定资产投资增长率往往随着M2起落而变化。1989年M2增长率减至18％，固定资产投资增长率一下跌为7.2％；随后各年的M2增长率从27.29％一直攀升到37.3％，固定资产投资增长率也直线上升到1993年的最高水平61.8％。1995年开始，M2下降到30％的水平，固定资产投资增长率也随之递减。从1997年到现在，投资增长率持续低于15％，1997年至1999年全社会固定资产增长率分别为8.8％、13.9％、5.8％。其中非国有经济部门固定资产投资则呈负增长态势。这种状况是与中国当前的经济结构大调整和保持国民经济持续增长后劲的要求都是不相适应的。

国债在全社会固定资产投资中占据着重要位置，是固定资产投资的主要支撑力量。固定资产投资与货币量之间的相关性进一步强化了国债在固定资产投资中的重要地位。从1982－1997年数据的相关性检验结果来看，国债发行增长与固定资产增长存在着较高的相关性。在此期间，1984、1989年的实际固定资产增长大幅回落均与该年度国债发行额减少有着直接或间接的关系。从两者比率总体变化趋势来看（扣除1984，1983年外），国债对实际固定资产投资增长的贡献率（国债发行增长额÷实际固定资产投资增长额×100％）基本上经历了一个由大到小，而后趋于稳定的过程。

（二）国债投资平抑经济波动的福利绩效分析

世界各国的经济发展史证明，剧烈的经济波动将极大地降低经济增长的总体绩效和社会总福利。短期超速的经济增长的往往被随之而来的低速和负增长所带来的痛苦所抵消。经济增长的巨幅波动破坏了经济长期稳定增长的内在机制，加剧了宏观经济的潜在运行风险。据统计，1953年以来，中国经济周期中曾发生8次大波动。波动频率高达3－6年；波动幅度前7次最高曾达66.1％，最低8.4％，平均22.6％。部分时候波动幅度甚至高于美国30年代经济危机时的波幅。1960－1989年中国经济波动系数是美日等国的2－3倍，是世界平均水平的4.2倍。经济增长的平衡性对于经济绩效的提高十分有利。彼得?林德特和直尔斯?金德尔伯格（1985）曾指出：“价格稳定是一种明显的净利益”。布坎南也认为，积极的财政介入可以减低过度非均衡，也同样有利于福利的提高。运用国债减缓经济周期性波动的幅度还有利于全民福利的增加。从统计数据中可以明显看出，国债的发行促进了经济的平衡增长，对消除经济剧烈波动起到一定的作用。随着经济的发展和国债规模的扩大，中国经济周期性波动的性质已经发生本质改变，由原先总量型波动转变为增长型波动。改革开放以来，国内生产总值增长速度与固定资本形成增长速度基本一致，表明中国经济周期波动在需求方面带有较明显的投资主导型特征，而在供给方面又表现为以工业为主导的特征。从国债实践来看，国债规模上升并不构成引起固定资产投资效率下降的直接或间接原因，相反，国债资金的介入有助于固定资产投资的增长。1993－1999年全社会固定资产投资增长率与GDP增长率之比分别为4.72、2.51、1.94、1.51、1.00、1.83和0.72，呈现依次下降的趋势。固定资产投资增长率与GDP增长率之比的大幅度降低，一方面说明单位投资所支持的经济增长能力大幅度提高，另一方面也说明经济增长波动与固定资产投资之间的相关性进一步提高。随着财政（国债）资金对固定资产投资介入的加深，经济增长波动幅度也日渐减小。1977－1999年经济周期波动振幅平均为7个百分点（波动振幅＝波峰水平－谷低水平），1977－1999年波动系数（波动系数＝实际经济增长偏离长期趋势的幅度／长期趋势）为0.3148，大大低于1952－1976年1.6751的水平。特别到了1994年以后，经济增长的波动收敛性日趋明显。经济周期波幅和波动系数缩小，经济运行的稳定性大为增强。经济平均扩张速度（扩张期经济波动的振幅／扩张期时间长度）为4.6％，与1981年以前相比明显减缓；平均扩张长度为2年，与改革前基本持平；同期平均收缩速度呶缩期经济波动的振幅／收缩期时间长度）为2％，平均收缩时间长度为3.5年，比改革前延长了0.9年。

（三）国债对技改投资增长的贡献性分析

经济结构的优化调整和升级都离不开技术进步与技术改造。利用国债投资对关系到实体经济长远发展的技术装备工业和高科技产业的投资需求进行扶持，将十分有利于把财政政策的短期和中长期效应有机结合起来，促进国民经济持续发展。90年代以来，技改投资由1993年的50.31％回落到1997年8.25％，1999年甚至回落到1.1％的水平，并且增幅持续下降的趋势一直未得到扭转。1998年开始为扭转技改投资下滑的局面，财政部陆续在国债中安排了国债技改项目资金，从实践结果来看成效十分显著。1998年90亿元的国债贴息技改贷款，据测算，拉动约1000亿元的企业技改投资；1999年90亿元的技改贴息国债使2000年第一季度技术更新改造投资增长了15.8％，全年带动1800亿元技改投入；2000年4月财政部再次宣布在新发行的1000亿元国债中安排90亿元的技改贴息国债。2000年约880个技改项目得到银行贴息，累计投资达2400多亿元。从技改资金来源构成分析，与国债技改投资的增长相反，自筹资金以及利用外资占技改资金来源的比重出现下降。据统计，2000年1至6月，占企业技改资金来源2／3的自筹资金虽然增长22.8％，但其占全部资金来源的比重却由1999年同期的70.8％下降为66.1％。利用外资技改资金增幅下降15.6％，其占全部资金来源的比重也从去年同期的5％下降为3.2％。自筹资金以及利用外资所占比重的下降将会构成技改投资稳定增长的制约因素。由此可见，国债在技改投资增长中起着举足轻重的作用。2000年1至6月全国技术改造完成投资1399.74亿元，比1999年同期增长22.9％，远远高于1999年全年1.1％的水平，也超过“九五”前4年1－6月技改投资增长最大的1997年15％的水平。技改投资的增幅远远超过了同期其它投资项目的增长（如基建投资完成4188.81亿元，增长6.6％；房地产开发完成投资1622.60亿元，增长22.4％）。

国债技改投资还带动了银行、企业相关配套技改资金的投入。2000年1－6月，工行在基础设施和国债技改项目等固定资产投资方面发放的项目贷款已累计达540亿，比1999年同期增长47％，其中投向公路、电力、城建等基础设施262亿元，占49％，投向企业技术改造和高新技术产业化项目278亿元，占51％。受理国债贴息技改、高新技术产业化和城建项目635个，贷款需求730多亿元；承贷项目440个，贷款额430亿元，其中，承贷的国债技改项目占全部国债技改项目的70％以上。截至2000年底，财政已累计投入195亿元国债资金用于企业技术改造贴息，安排重点技术改造国债资金项目880项，拉动技改投资2400亿元（其中贷款1459亿元），国债贴息资金的拉动效应达到1：12.这对中国产业升级和重点行业结构调整将起到重要作用。

（四）国债投资的经济增长绩效分析

改革以来经济增长的历程充分证明了，国债特别是投资性支出的增支国债对经济增长起着十分显著的作用。通过国债投资与GDP增长之间关系的计量分析也可证明一点。从1981－1999年间国债与GDP增量的回归模型可以看出，通货膨胀率和居民储蓄余额对GDP增长的贡献均表现为负相关性，这也从一个侧面说明，居民储蓄余额的增长将间接导致民间投资增长下降。因此，适当降低居民储蓄余额，引导其进入投资领域，将有利于经济增长。货币供应量M0和国债发行额对GDP的增长起到正促进作用，其中每增加6.789个单位的国债发行额可带动GDP增长1个单位，即国债投资对GDP净增量的贡献率高达14.47％。

第4篇：固定资产投资增长率范文

关键词：第三产业固定资产投资　投资需求　投资供给

一、引言

许多文章文献已从各个角度分析了固定资产投资对我国经济增长的重要推动作用，但很少论及第三产业固定资产投资对第三产业的推动作用。自改革开放以来，我国投资体制不断进行改革，但以中央和地方政府等为投资主体的格局尚未改变，这样的体制在我国现有国情下发挥了重要作用。现今，又一起全球性的经济危机正在蔓延。如何进行投资驱动三驾马车，政府应采取有力措施加强投资，正确引导投资，对保持国内经济增长，缓解危机起到了至关重要的作用。

本文选取1990、1995、1998、2000―2007年，我国第三产业固定资产与第三产业产值的时间序列数据，对我国第三产业固定资产投资和第三产业产值作了描述分析和回归分析，相关数据来自国家统计局网站stats.省略。

二、第三产业固定资产投资与第三产业产值的基本态势

样本区间为1990、1995、1998、2000―2007年，这11年第三产业固定资产投资由1990年的1191.96增加到2007年的72766.67，增加了60倍，第三产业增加了11倍。

(一)第三产业固定资产投资与第三产业产值的运行态势

从表1和图1中可以看出，在这11年中第三产业的均值为51654.15亿元，第三产业固定资产均值为30169.69亿元，其中1990―1995年间，第三产业固定资产投资增长较快，由1191.96亿元增加到1995年的6131.88亿元，增加5.14倍，第三产业增加3.4倍，增速较快。从1996―2007年第三产业固定资产投资与第三产业产值运行态势基本一致，绝对值增幅较大，年增长率保持稳定态势并缓慢上升。这段时间尽管有1998年的南方洪灾和2003年的SARS流感，但第三产业和其固定资产投资并为受到很大影响，反而有所稳定上升。

同时，在二者的对比态势中可看出，第三产业固定资产投资和第三产业产值之间的间距，随着时间的推移而有所扩大，需维持同样的速度所需固定资产投资业越来越大。我们从中可看到，2000年，第三产业和其同定资产投资间距最大，可知这一年第三产业同定资产投资对第三产业的贡献率下降，以后缓慢回升并迅速增加。

(二)第三产业固定资产投资年度增长率与第三产业产值年度增长率对比

从图2可看出，二者增长率基本一致。从1990―1995年，增长率为最高，以后增幅放缓，到1998年达到最低，以后逐步上升在2000年又出现一个高峰值，到2007年7年间增速降低，呈现平稳状态并有所上升。

(三)第三产业产值／第三产业固定资产投资分析

从图3和图4中可看出，第三产业固定资产投资绝对数在不断上升，尤其足本世纪以来，呈现不断上升趋势，然而第三产业产值与第三产业固定资产投资的比值却在不断下降。除去2000年，第三产业产生一个跳幅，可看出第三产业与其同定资产投资的比值基本是一个持续下降的过程，这说明第三产业固定资产投资度第三产业的贡献率在不断下降。

三、第三产业与第三产业固定资产投资间的回归分析

为了进一步分析二者之间的关系，我们采用线性同归分析方法来讨论。下面是第三产业与其同定资产投资之间的Pearson相关系数及Spearman相关系数。

从表中可看出二者之间是高度相关的，1统计量值的显著性概率P=0.000＜0.05，而且从Spearman相关系数看，二者也王是高度相关的。

下面用如下经济计量模型来对第三产业同定资产投资和第三产业增长的关系作定量分析

第三产业产值：Y=a1+b1FA1+c1……(1)

lnY=a2+b2FAI+c2……(2)

其中(1)和(2)式的a1和a2为常数项，b1和b2为系数，c1和c2为随机扰动项。我们得到(1)的同归结果：

a Predictors：(Constant)，固定资产

b Dependent Variable：第三产业

方程(2)的回归结果

从各个表中可看出，上述经济计量模型的各个参数检验值基本符合要求，而且各同归方程的相关系数显著。线形型式的计量模型表明，每增加1亿元同定资产投资，增加1.21亿元第三产业产值，而对数行式的计量模型则从弹性的角度做出解释，即第三产业固定资产投资每增加1％，可以在当年带来0.66％第三产业产值。

四、从投资对经济增长的宏观分析来看第三产业固定资产投资对第三产业的影响

(一)投资的供给效应

投资作为供给主要是从投资作为一种物质基础即资本积累的角度进行分析。亚当斯密在其《国富论》中指出“要大大改进劳动生产力，必须预先积累资金，而资金的积累亦自然导致劳动生产力的改进”即资本作为一种积累为其以后的经济增长做好物质上的准备。

作为供给的第三产业的投资，由于存在滞后期，通常从当年中难以看出其对第三产业的推动作用，因此应该从其以后几年或以后几期来考察其对第三产业的推动作用。据有关资料分析，由于第三产业门类繁多，而每一行业的滞后期又不同，所以特选了有一定代表性的第三产业两个部门――运输邮电业和商业，作为对第三产业投资的效果分析。从中可看出作为供给手段的第三产业固定资产投资对第三产业同样存在这巨大的推动作用。

作为需求的第三产业投资对第三产业产值的增长同时也会由于被扩散而被弱化。这是因为第三产业固定资产投资不仅引致第三产业内消费品的需求，并且可引致对工业、农业等一二产业内消费品及投资品的需求。我们可以看出第三产业固定资产投资对服务需求或对第三产业内需求的转化率将直接影响第三产业固定资产投资对对第三产业的促进作用，同时，固定资产资产投资规模的大小、服务消费占人们总消费的比重也是其重要的影响因素。

(二)投资的需求效应

投资需求主要是指由于投资活动而引致的一系列市场需求，萨缪尔森认为“投资是发号施令的因素投资使收入上升或下降”而凯恩斯的“投资乘数论”的一个创新发现，证明了投资对经济增长可发挥数倍于自己即乘数的作用，对经济做出贡献。举个简单例子，即100元的投资对经济的贡献可能是其10倍、20倍、100倍……的经济增长。

五、启示

通过以上描述分析和回归分析，可以看出第三产业同定资产投资和第三产业之间存在着显著相关性，因此，扩大同定资产投资、推动第三产业的发展，成为一种日益重要的投资决策。同时，应该看到扩大投资需求也成为一种扩大内需的主要的政策方式，但也应充分重视投资资金的来源、去向、结构和投资安全性等。对市场失灵的调节，政府应该注意努力做到以下几个方面：

(一)要把握投资力度，调整固定资产投资结构，充分发挥其使用效益，切实增进国民财富。要不断强化投资前论证、建设中监管增强透明度、竣工后的运营，从而提高投资效益。

(二)调整投资产业结构，发挥第三产业投资对第三产业的推动作用，引导人们加强对服务领域的消费，拉动第三产业的发展。

第5篇：固定资产投资增长率范文

2014年我国粗钢产量小幅度有所增长，产量超过8亿吨，同比增长0.9%，增长幅度却同比下降近7个百分点；国内粗钢表观消费7.4亿吨，同比下降近4个百分点；钢材的产量超过11亿吨，同比增长4.5%，增长幅度同比下降近7个百分点。受国际商主要原燃料生产企业大幅提高了其生产能力以及我国钢铁产量增长率降低的影响，2014年铁矿石等原燃料价格大幅度下滑，全国钢材价格总体水平也在不断走低，导致了钢材市场供求失衡，价格不断降低。为遏制钢铁行业盲目扩张的态势，2014年固定资产投资趋缓，首次出现负增长，产能过剩矛盾的化解初见成效，同时节能环保的水平有新突破，二氧化硫、外排废水、烟雾粉尘等主要污染物的排放量和能源消耗的指标均有所降低。

二、我国钢铁行业固定资产投资现状分析

近年来我国钢铁行业发展迅速，这与不断增加的固定资产投资密不可分。钢铁行业主要包括黑色金属矿采选和黑色金属冶炼及压延加工这两大主要行业。自2005年起，我国钢铁行业固定资产投资增速在近几年表现为逐年递增的势态，从2005年的2583.37亿元增加到2013年的6747.08亿元，增长了161.17%；从同比增长的角度来看，直到2014年出现了负增长的状况，其他年份增速均呈现递增的趋势，其中，2011年增长速度最快，增长比率高达44.52%，其次为2007年和2008年，同比增长率为15.23%和29.01%，这3年呈现快速增长的状态；从2005-2013年来看，我国钢铁行业固定资产投资是处于递增阶段的，钢铁企业正通过扩大固定资产投资进行规模和产能扩张，旨在凭借着企业规模的不断扩大从而形成规模经济。但从2014年开始，固定资产投资的增速减缓，增长比率首度出现负值。由于受国内经济处于结构调整和转型升级期、出口增长不如预期以及房地产市场周期性调整等各种因素的影响，2014年我国钢铁行业固定资产投资增速呈现了逐渐放缓的态势。以下为2005-2014年钢铁行业固定资产投资增长比率统计表。

三、钢铁行业固定资产投资资金来源的分析

固定资产投资的实际到位资金根据固定资产投资的资金来源不同，分为国家预算资金、国内贷款、利用外资、自筹资金和其他资金五部分。

从2005-2013年的数据来看，明显可以看出企业自筹资金所占固定资产总投资额的比重是最高的，表明钢铁企业、独立矿山企业在开发铁矿石资源方面依然具备较强的主动性。主要原因如下：其一，黑色金属矿采选业在近几年中一直保持着较高的销售利润率，如2010年约为20%，2012年约为13%。拥有如此高的行业利润空间，说明此阶段钢铁行业资源稀缺，势必会吸引到大量社会资金入驻；其二，大型钢铁企业出于控制铁矿石资源、构建稳定的产业链等目的，为实现合理的利润分配，不断加大对黑色金属矿采选业的固定资产投资。

钢铁行业所筹集的投资资金中企业自筹资金所占比重从2007年开始连续七年都超过80%，这表明我国钢铁行业在世界金融危机的重创过后依然保持了较高的自我积累和自我发展的水平。2009年至2010年这两年黑色金属冶炼及压延加工业均处于低效益的运行状态，可是企业自筹资金占固定资产投资资金的比重却未降低，固定资产投资规模也并未减小，这一方面表明钢铁市场中供求不平衡的现象将会表现的更加明显。其中一方面说明全国大多数的钢铁企业并没有减缓规模扩张的意图迹象，可是如果这种规模扩张集中在全国范围内的少数优势钢铁企业手中，那么对整个钢铁工业来说还是非常有益的，因为优势钢铁企业的规模扩张可以进一步挤压产能较为落后的中小型钢铁企业的生存空间，优胜劣汰，促使其开始发展转型，另一方面可以提高中国优势钢铁企业的生产水平，培育优化产业竞争力。以下是2005～2013年钢铁行业固定资产投资资金来源统计表。

四、2014年开始固定资产投资增速减缓原因分析

钢铁行业产能过剩是2014年钢铁行业固定资产投资增速放缓的首要原因，企业效益两极分化。近年来，钢铁行业的总体效益并不乐观，企业兼并重组的意愿直线下降。2014年，粗钢产量前10的钢铁企业产量占全国总产量的约37%，同比下降了近3个百分点。大型钢铁企业精品板材项目多为电工钢、汽车板等高端产品，已经出现产能过剩的现象，钢铁市场的压力进一步扩大，高端产品同质化竞争愈演愈烈。从效益角度来看，重点大中型钢铁企业中实现利润前20名企业总体盈利近300亿元，占行业利润总额高达94%；亏损的企业共有近20家，累计亏损超过100亿元，钢铁企业整体的盈利水平两极分化的现象极为严重。

由投资活动所引起的产能过剩现象，在依靠投资来推进经济快速发展的发展中国家应倍受重视，可往往最应该被重视的部分却被忽视。产能过剩现象的直接原因就是投资规模过大或者投资结构的不合理，未来可能会形成的潜在生产规模将会超过符合市场有效需求的供给规模，产能扩张的速度已经远远超过了市场正常所需求的扩张速度。我国政府投资的资源配置与市场机制有所背离，投资并没有向更有效率的区域投入，长期以往必将会引起低水准重复性建设的产能过剩。一般情况下，资本密集型行业较容易发生产能过剩的情况，其原因是形成垄断竞争的市场结构较为困难，行业固定资产投资增长过度的问题难以得到市场机制的自我修正，所以十的召开正式确定了市场在资源配置中起到决定性作用，从加强政策性引导、加强政府机构的监督职能以及不断改进银行信贷条款等多方面因素对钢铁行业固定资产投资进行合理调控，使钢铁投资能够回落到正常水平。

五、结论

第6篇：固定资产投资增长率范文

投资作为拉动经济增长的“三驾马车”之一在拉动经济增长的过程中发挥着重要的作用。投资是国民经济持续、稳定、快速增长的关键动因，与经济增长之间存在着相互促进、相互制约的显性关系，并通过以下两种方式作用于宏观经济:一是短期的需求效应，即作为总需求的一个组成部分，直接拉动总需求增长，带动总产出水平增长;二是长期的供应效应，通过形成新的后续生产能力，为长期的经济增长提供必要物质保障和技术基础。

2开发区投资数据分析

2．1GDP与固定资产投资趋势分析

从信阳高新区固定资产投资与GDP看，投资占GDP的比重逐年上升，2004年占63．6%，2011年上升到276．9%;从投资增长速度看，高新区固定资产投资和GDP分别由2004年的4567万元、7180．61万元增长到2011年的7180．61万元、264196．6万元，8年时间内固定资产投资增长了167倍、GDP增长了28倍，投资年均增长26．7%，远高于我国GDP年均11．2%的增速。经计算，投资每增加一个百分点，高新区的GDP将增加5．96个百分点。2004～2011年间，信阳高新区GDP曲线与固定资产投资曲线走势基本相似。这说明对于处于发展阶段的信阳高新区来说，经济增长的主要源泉是固定资产投资，并且经济增长对投资的依存度还在不断提高［2］。也就是说，高新区区域经济的高速增长主要是靠投资驱动的。2．

2.2固定资产投资与经济增长变动趋势分析

固定资产投资周期直接主导着经济增长周期的波动，固定资产投资是诱发经济波动的物质性基础。信阳高新区经济增长与固定资产投资变化周期高度吻合，而且投资增长率的振幅明显大于经济增长率，这表明在过去的经济发展中，投资增长的增或减会导致经济增长轨迹的变化。信阳高新技术产业开发区正处于发展阶段，固定资产投资高速增长。2006～2011年间投资率由2005年的0．77增加到2011年的2．77，均值超过了1，尤其是2010年达到了最大值3．61，这说明投资与经济增长之间具有高度的相关性。固定资产投资在这6年间对区域经济增长起到了巨大的推动作用。

2．3固定资产投资弹性系数分析

2005～2011年，信阳市投资系数最大值是2010年的1．70，最小值是2005年的0．35，平均弹性系数0．64;高新区投资系数最大值是2011年的1．83，最小值是2006年的0．21，平均弹性系数0．81，信阳高新区投资弹性系数高于信阳市平均水平。信阳高新区投资弹性系数高达0．8，反映了投资的变化对经济增长的变化推动力度非常大，效益明显。鉴于投资的供给推动作用对于经济增长有一定的滞后期，经测算，信阳高新区滞后一年的投资弹性系数绝大多数比同期的投资弹性系数要高［3］。因此，对于目前信阳高新技术产业开发区的经济发展而言，投资是拉动经济增长的主要动力。

3结论和措施

通过计量分析，我们可以得到如下结论:投资是拉动信阳高新区经济增长的主要因素，经济增长会带来投资的迅速增加，两者存在双向的因果关系。要使信阳高新区的经济保持长期均衡增长，必须使投资保持一定的增长速度，避免大起大落，同时要积极改善投资结构、投资环境以吸引民间投资和外商投资，扩大投资的来源。

第7篇：固定资产投资增长率范文

国家统计局最近公布数据显示:上半年全社会固定资产投资114187亿元,同比增长25.0%,(每月累计增速创出自2008年3月份以来新低,数据显示固定资产投资增速高位回稳)。社会消费零售总额增长18.2%,进出口总额增长43.1%,其中进口增速更快,增长了52.7%,从拉动经济增长的“三驾马车”来看,内需和外需对经济增长动力和协调性在减弱。上半年外需对GDP增长贡献率仅为5.8%,投资贡献率继续上升到59.1%,消费贡献率下滑至35.1%,从中看出投资对GDP贡献率仍然最大而且继续上升,反映当前我国GDP增长主要还是靠投资拉动,投资驱动型经济增长模式仍然十分明显。

截至上半年我国信贷投放已经大约完成了4.63万亿,占全年目标7.5万亿的60%,尽管全年额度不会放松,但按照今年季度信贷投放3:3:2:2比例,今年三季度和四季度预计分别投放1.5万亿元左右,相对上半年信贷总量有所下降,使经济增长速度适度回落,有利于防止经济由偏快向过热转化,有利于加大结构调整和发展方式转变。把满足消费作为目的、把经济增长作为手段,扩大消费保证消费增长率高于经济增长率,以使消费率提升速度快于投资和净出口在GDP中的贡献率。消费率、投资率和净出口贡献率在某种程度上反映短期经济增长中的“增长结构构成”,通过调整经济发展方式使三大需求中某些变量数值和经济增长率发生变化。

增加消费对GDP的贡献率

上半年宏观调控政策影响主要体现在固定资产投资增速上,今年政府严格控制新开工项目、对地方政府融资平台严格审查,使得今年上半年固定资产投资增速逐季回落,预计城镇固定资产投资增速将继续下滑,在二季度出台了房地产调控政策,但房地产投资增长依然较快,上半年房地产开发投资19747亿元,增长38.1%,估计房地产投资在下半年将要减慢。近年来我国房地产开发投资在城镇固定资产投资中占比达到20%左右,因此,房地产投资增速下降,将对固定资产投资增长构成较大压力,不过房地产调控政策对房地产开发投资增速影响有滞后效应。与此同时,会影响全年城镇固定资产投资增速上,预计2010年全年城镇固定资产投资增速可能控制在20%左右。据此推断2010年二季度出台房地产调控政策,对二、三季度投资可能暂无压力,影响可能在四季度之后开始体现出来。另外,房地产行业调整还将会影响到建材、建筑、装修、家庭耐用品以及机械等行业的景气程度,因此对这些行业投资增长会有抑制作用。

消费率下降储蓄率就会提高,经过对居民、政府、企业三者储蓄率进行比较分析后发现,我国国民储蓄率上升主要原因是政府和企业储蓄增加,通俗地讲就是可花的钱基本都在政府和企业手中。在这种情况下可以预见在未来相当长一段时间内,基础设施建设和投资仍将是拉动中国经济增长的重要引擎。当前政府支出应更多地应从投资型向消费型转变,并加大财政支付力度,合理安排政府支出结构,以降低税收收入效应对居民消费的影响。近年来政府在基本建设、农业生产等经济建设方面的支出比重呈现稳定上升趋势,而在教育、社保等福利性支出比重则呈现逐步下降趋势。未来扭转这种态势改变为扩大消费战略,保证消费增长率高于经济增长率,使消费率提升速度快于投资和净出口对GDP的贡献率。理论上消费增长率大小取决于国民收入增长和边际消费倾向提高,所以扩大消费就要加快调整国民在初次分配和再分配格局的比重。

转变经济增长方式任重道远

在经济转型中,加速城镇化将在未来5年内为中国经济注入新的增长动力,从目前看来加速城镇化条件正在形成。譬如4万亿投资创造了城镇化基础设施条件;保障性住房建设和房地产调控将使得更多人能够在城市居住,产业转移和新产业兴起将吸纳新的劳动力等。加速城镇化将极大地扩大市场需求,促进产业结构升级,以新的城镇化为标志,企业原有经营环境将发生改变,只有能够在新形势下生存的企业才能胜出。

我国经济已经保持了30年超9%年均增速,以后不可能一直保持超高速增长,在从高速转向中速甚至低速增长同时,我国经济目前最需要做的是转变增长方式。虽然“中国制造”仍具有很强竞争力,但考虑到当前世界整体经济环境不确定性以及人民币升值压力,预计出口在GDP中比重可能会持续下降。所以要从过去过度依靠投资、出口增长,转变到增加内需上来。从数据来看上半年扣除价格因素,城镇居民人均消费性支出实际增长7.2%,农村居民人均生活消费现金支出实际增长8.5%,对比上半年消费18.2%的同比增速,仍有一定差距,居民消费占GDP比重低,居民消费增速低于GDP增速,没有享受到国家经济发展带来的提升,因此未来要进行收入分配改革,从根本上增加居民收入来提升消费能力。

第8篇：固定资产投资增长率范文

［关键词］消费需求；经济增长；投资率；消费率

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=0.899DW=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。

2.4Granger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

第9篇：固定资产投资增长率范文

固定资产投资需求增长从2003年年初以来已表现出明显的过热迹象。

2003年我国全社会固定资产投资实际增长24.5%，2004年一季度更是高达43%，这已接近1992和1993年经济过热时期的水平。固定资产投资过快增长主要源于几个方面：一是地方项目投资。2004年一季度，地方项目投资增长60.2%，中央项目投资只增长4.8%。二是集中于工业和建筑业的投资。三是私营和外企的投资。四是部分省市的投资。江苏、广东、浙江、山东、上海固定资产投资完成额居全国前五位，占全国的48%。投资明显过热，结构不合理，存在着盲目投资和低水平重复建设等问题。

与世界其他国家相比，我国的经济增长一直过于依赖投资的拉动，消费需求亟待提高。多年来，我国的社会消费品零售实际增长率一直远低于投资的增长率，投资与消费的比例关系严重失衡。根据国际货币基金组织(IMF)的数据，近年来，发达国家最终消费支出占GDP的比例平均在80%左右，发展中国家平均约为74%，而我国则要低很多。

投资与消费的比例应协调发展。如果投资(主要是固定资产投资)形成的生产能力不能与未来的消费相匹配，就会导致产能过剩，造成资源的巨大浪费；如果投资主要来源于银行贷款则可能产生大量新增不良资产。

固定资产投资增长过快，效率降低，将对经济和社会发展造成十分不利的影响。

我国资本形成占GDP的比重(也称作投资率)在全球一直居高，而且爬升速度也很快。2003年我国投资率为42.7%，仅次于1993年45.3%的最平。这表明，我国增加单位GDP所需的投资越来越多，经济增长越来越依赖资源投入而非技术进步基础上的劳动生产率的提高。

固定资产投资的迅猛增长带来许多问题，包括带来对钢铁、电解铝、水泥等高耗能行业的巨大需求，造成瓶颈制约。但其最主要的威胁是增大了经济运行的潜在风险。固定资产投资规模偏大、增速过猛与货币信贷投放偏多相互推动、互为因果。如果任凭这种情况发展下去，势必导致产能过剩、企业生产经营困难，银行呆坏账增加，金融风险加大等问题。依靠高投资可以推动经济增长，但不具有可持续性，这已有前车之鉴。

投资过度的另一重要原因是企业(包括相关政府部门)低估投资成本。

长期以来，“唯经济增长”的考核标准取向，促使地方政府热衷投资，往往给予企业过于优惠的土地、税收等政策，造成这些企业投资成本低估。另一方面，我国的经济增长的环境成本被严重低估。例如，受高额利润的驱动，2003年我国钢铁、水泥和电解铝的投资分别增长96.6%、121.9%和92.9%，今年一季度又继续高位增长。这些高耗能产业的过快增长，造成大面积环境污染。目前我国二氧化硫和二氧化碳的排放量分别居世界第一和第二位，水资源污染严重。很多企业在生产经营活动中不太考虑外部不经济(对他人产生的不利影响)，也不对自身制造的污染成本付费，因此往往低估生产成本而进行过度投资。

对付外部不经济的最有效方法是制定政府的反污染计划，政府应当承担其维护公共利益的应尽责任。通过制定技术标准、环保标准，控制污染法令强制企业实行；要求企业支付更高的排放费，从而抑制过度投资。应进一步健全对政府行为的约束机制，对地方政府的政绩进行客观、公开的评审。评审除包括经济发展外，还应包括就业、环保生态、卫生教育等。政府重大项目决策，应该建立起透明、科学、严格的程序，从根本上解决投资过热的问题。

二、我国金融市场不够发达，银行体系不完善