固定资产投资的作用精选(九篇)

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第1篇：固定资产投资的作用范文

关键词：固定资产投资；军工企业；技术创新

作为国家战略性产业，军工企业在世界各国普遍已经成为先进制造业的重要组成部分。随着经济走势的跌宕起伏、资本资源的全球化配置、产品生命周期的日趋缩短，计划经济背景下成长起来的军工企业，虽然较好地实现了雄厚的基础沉淀、有利的政策扶持与先进的技术水平三者之间的协调整合，熬过了改革的阵痛，重新焕发出勃勃生机，但如果不继续深化改革创新，用好政府扶持和政策优惠两大优势，并不能真正确保技术创新的长久活力，确保有效应对激烈的市场竞争和实现企业的健康发展。

一、当前制约军工企业技术创新的突出问题

技术创新能力是建立在企业核心资源基础上的企业技术、产品、管理、文化等的综合优势在市场上的反映，是企业在经营过程中形成的不易被竞争对手效仿、并能带来超额利润的独特能力。就军工企业得技术创新能力而言，其从一个侧面反映出国与国之间科技实力、国防实力和综合国力的竞争水平。当前，我国军工企业体制改革正逐步深入，各军工企业要想在激烈的国际、国内竞争中求得生存和发展，就必须正视企业在技术创新能力方面存在的短板，寻求解决之道。

（一）能够保障实施国家赋予的科研攻关任务，但难以紧跟高科技新型武器装备研发趋势

我国军工企业经过几十年的发展，在承担众多国家重点科研生产任务的过程中，逐渐形成了一定规模的研制和生产制造能力，基本满足了工业化时代武器装备的发展要求。但随着世界正式进入信息化时代，现代战争的形式和内容发生了巨大的变化，现有军工企业的人员与资源投入偏重于计划模式下完成科研任务和技术攻关，发展途径单一，不能主动抓住世界军事发展脉络，缺乏对远期军事需求分析和技术演示验证能力，以突破关键技术群为目标的研发平台能力没有形成体系，技术储备和技术优势不明显，难以适应国际化军工市场竞争。

（二）实现基础体系的系统布局，但尚不能形成整体核心实力比较优势

我国军工企业受益于社会主义集中力量办大事的体制优势，经历长期以来国家从财力、人力方面的大量投入，依托一定比例的军工固定资产投资，已经形成了较为完备的产业布局，基本适应了我国武器装备发展的需求。但在这一体制之下，也暴露出了军工企业研发能力方向偏单一、创新研发能力缺欠、平台化的技术验证落后等突出问题，尚不具备支撑武器装备全研制流程的技术保障能力，没有整体形成有效的信息管控和设计验证手段，在国际军工行业没有形成显著的品牌优势。

（三）满足国内军事工业发展基本需求，但支撑技术创新的基础条件和保证能力不足

我国军工企业长期形成的单一"保成功"模式，紧随科研任务，按任务"跟随型"构建能力模式，曾经而且一直是推进国内军事工作发展的强劲动力。就目前神舟系列航天工程而言，就是一个鲜明的例证，彰显了我国军工企业的整体实力。但这一体制的弊端也不可忽视，由于过于依赖行政指令，忽视了市场需求趋势，我国军工企业的技术创新潜力，支撑技术创新的手段主要投入在科研任务上，有限的人员、经费没有真正与军事装备的核心主业相匹配，亟待统筹兼顾，将技术创新与发展只与核心主业相挂钩，抓住军工市场信息，有针对性地加大投入力度，切实改变我国军事装备的国际形象。

二、固定资产投资在军工企业发展中的作用剖析

军工固定资产投资是指为推动国防科学技术进步，扩大生产能力及满足国防科技工业自身发展需要而进行的相关建筑、设备设施（可形成固定资产）和手段建设等方面的投资。从其积极作用来看，可以归纳为以下几点：

一是能够满足军工企业科研生产任务需求，支撑武器装备朝"自主化、体系化、基本型、系列化"上发展，优化单位能力布局，增强单位核心竞争力。

二是能够解决军工企业在任务和能力上的关系，以任务牵引能力提升，以能力确保任务完成，既满足武器装备的研制生产需求，又满足技术能力提升需求。

三是能够在一定程度上减轻军工企业的资金压力，发挥财政资金投资"有保证、引导作用强"的优势，集中力量，为军工单位技术创新保驾护航。

这些年来，我国军工企业用好国家支持政策，加大固定资产投资力度，更多地依靠稳健的研发策略、充沛的资金支撑和雄厚的硬件积累，从而保持了技术创新的旺盛活力，再次成为国家科技创新体系的一只重要力量。

三、以固定资产投资助推军工企业技术创新的对策

《国民经济和社会发展第十二个五年规划纲要》中明确规定：建设先进的国防科技工业，优化结构，增强以信息化为导向，以先进研制制造为基础的核心能力，加快突破制约科研生产的基础瓶颈，推动武器装备自主化发展。这是国家对进一步加大军工企业固定资产投资，进一步提升军工企业综合实力发出的鲜明信号，反映出国家对新时期军工企业沿着"超前谋划、顶层策划、整体规划、统筹优化"的道路，坚持"保障、基础、发展"，以统筹建设为主线，实现"由任务跟随型向任务、能力结合型转变"的工作新思路。

（一）正确认识固定资产投资与促进技术创新能力之间的关系

长期以来，我国军工企业依托国有经济的长久积累，依靠行政命令调用各级国有企业资源，往往通过承担的科研任务，提升技术实力，推进技术创新。这是在特定的历史条件下采取的必然选择。在新技术层出不穷、尖端科技与军事装备紧密愈加紧密的21世纪，军工企业固定资产投资与促进技术创新能力之间已经形成相互促进的关系。因为军工企业形成并不断提高核心竞争力的根本途径是持续的创新，尤其是技术创新。而新技术的发展可以牵引军工固定资产投资的申报与立项，引导国家将更多的资源投入事关国防的军工行业。而固定资产投资形成的各项新技术能力和新技术手段，又可以促进技术的进步与发展，确保在设计开发、总装集成、核心制造、共性基础上形成技术优势，提升技术优势，并保持在行业的领先。

（二）发挥固定资产投资对技术创新的引导、促进作用

军工企业一方面需要满足科研任务要求，建设适应武器装备的研发能力、研制保障能力和生产能力；另一方面应当善用、用好国家经济实力增强带来的投资增量，用活、用准这些资金。通过调整固定资产投资的幅度和方向，引导技术力量向制约技术创新的关键性环节投入，突破关键技术，打破研制瓶颈，缩短研制周期，加快研制进程，实现军工企业模式由任务保障型转向任务能力结合型，技术发展由跟踪研仿为主转向自主创新，积极适应机械化信息化复合发展的要求，保障新武器装备的研制和生产。

军工企业要通过军工固定资产投资，加大先进技术的引进、消化和技术改造工作，适度超前，建设一批具有前瞻性、高水平、可持续发展的创新试（实）验条件和设施设备，为掌握和拥有支撑武器装备和高技术产业持续发展的前沿技术、基础技术和关键技术提供保障，带动先进技术发展。要通过军工固定资产投资，推进产业的高技术和集约化发展，加速机械军工向数字军工转变，突破集约化发展要求，大力推进信息化建设，推动和加快国防科技工业数字化转型进程。

（三）借助固定资产投资评价机制激励持续推进技术创新

由于军工企业固定资产投资的特殊性，主要是投入军事技术领域，较之民用领域还是有很大的不同。因此，要用好国家的投资，必须清晰军工固定资产投资管理的法令法规，理顺投资管理的体制和机制，强化投资项目的监督评价机制，协调解决各方冲突，规范管理流程，规范资金使用。

第2篇：固定资产投资的作用范文

【关键词】 固定资产投资 经济发展 状态空间模型

固定资产投资是一个国家(地区)经济增长的前提保证,是优化产业结构的重要途径,也是实现经济持续健康发展的重要动力。通过建造和购置固定资产的活动,国民经济不断采用先进技术装备,建立新兴部门,进一步调整经济结构和生产力的地区分布,增强经济实力,对加快经济发展,构建社会主义和谐社会具有重要的意义。

一、数据的选取与说明

数据来源于江苏省统计年鉴年度数据。文章选取1974―2008年江苏省的GDP和固定资产投资总额。对数据取对数,以消除异方差。LNGDP代表国内生产总值,LNTZ代表固定资产投资。

二、研究方法说明

首先检验两者之间的协整关系,这样建立二者长期均衡关系才有实际意义,并且通过实证研究得到的政策建议才具有未来的推测性。并且由于经济的发展,江苏省的经济结构不断地发生变化,经济变量影响关系也可能发生变化。利用状态空间模型可以很好地反映二者之间的动态关系,以消除经济结构变化所带来的干扰。

三、数据平稳性检验

由表1可以看出,LNGDP、LNTZ的检验统计值大于临界值,说明原序列是非平稳的;两序列的差分序列的检验统计值小于临界值,说明二者的差分序列是平稳的,两个原序列都是一阶单整的。

四、协整关系检验

在进行协整检验之前,首先建立无约束的向量自回归(VAR)模型,确定模型中变量的最佳滞后阶数,根据AIC准则,确定VAR模型最优滞后阶数为1。本文采用Johansen协整检验对LNGDP、LNTZ两个序列进行检验。

表2结果表明:在显著水平5%的水平下,GDP与固定资产投资存在一个协整关系。这说明江苏省GDP与固定资产投资存在长期变动关系。

五、格兰杰因果关系

前面的检验结果说明,能源消费与产出水平之间存在着协整关系。为了理解江苏固定资产投资与经济增长之间的相互关系,有必要测算两者之间的因果方向。在回归方程中,一个解释变量影响因变量,意味着解释变量的变化引起了因变量的变化,这就是所谓的变量间的因果关系。运用Granger因果检验方法对江苏省经济产出数据与固定资产投资数据进行关系检验的结果如表3所示。

检验结果显示,固定资产投资是经济增长Granger原因,经济增长不是固定资产投资Granger原因,但是两者都不存在反向的关系。这说明尽管江苏省的固定资产投资与经济增长之间存在长期的均衡关系,但并不是严格的双向因果关系。江苏省的经济增长受投资拉动的迹象明显。

六、建立状态空间模型

状态空间模型是由一组观察方程和状态方程构成。在这里,以状态空间模型考察GDP与固定资产投资的关系,建立如下形式模型:

得到的估计模型如下:

量测方程LNGDP=4.21+SC1?鄢LNTZ+εt

状态方程SC1=0.025+0.959sc1(-1)+ηt

图1是状态方程的估计值的线图。

在考虑经济结构变化的基础上以及估计的SC1可以看出,投资的产出弹性是出于震动的上涨,但是总体的趋势向上的,这意味固定资产投资对于经济增长的拉动作用还是很明显的。

七、结论

第一,投资对经济增长的作用具有双重作用,它既能增加生产能力,又对生产构成需求,即兼有供给效应和需求效应。短期内,投资主要是作为一种需求影响经济发展,而从长远来,投资供给效应的作用更为时显。江苏省固定资产投资与经济增长存在长期的均衡关系。固定资产投资是江苏省经济增长的一个主要拉动因素。第二,通过Ganger因果检验表明,江苏固定资产投资和GDP增长之间存在单向因果关系,固定资产投资的增加或减少必然会引起GDP的增加或减少,而GDP的变化对固定资产投资的变化没有直接因果关系。从协整检验可以看出,固定资产投资对经济的长期增长影响显著。这表明江苏省固定资产投资始终是经济快速健康发展不可或缺的推动力,而固定资产的投资由于其存在的内在刚性,对经济波动的反映程度较弱。第三,通过状态空间模型可以看出,固定资产投资对于经济增长的拉动作用愈来愈大,已经基本上达到了0.62,江苏省应该提高投资效率,发挥其重要作用。统筹兼顾,优化固定资产投资结构;充分利用资本市场,拓宽投融资渠道;注重规划,确保投资均衡发展;坚持市场规范和结构改善并举,进一步完善房地产市场调控。

【参考文献】

第3篇：固定资产投资的作用范文

关键词：固定资产投资；经济增长；实证分析

中图分类号：F832　文献标识码：A　文章编号：1672－3309(2010)11－15－02

一、广东省固定资产投资与经济增长现状

1978年广东省的国内生产总值仅为185.85亿元，1988年首次突破1000亿元。达到1155.37亿元，2000年再上一个新台阶，首次超过10000亿元，达到10741.25亿元，1978-2007年，广东省GDP总量从185.85亿元跃升至31084.4亿元。年均增速达19.57％。与此同时，广东省固定资产投资规模不断扩大，1978年固定资产投资仅为27.23亿元，1984年首次突破100亿元大关，达到130.37亿元，1993年更是超过1000亿元。跃升到1629.87亿元。1978－2007年，广东省固定资产投资规模从27.23亿元上升到9596.95亿元，年均增速达24.18％。

二、广东省固定资产投资与经济增长关系的实证研究

(一)数据与变量

本文将国内生产总值(GDP)作为衡量我国经济增长的指标。用全社会固定资产投资总额(IFA)来衡量我国固定资产投资规模，所使用数据为1978－2007年广东省的年度数据。为了消除时间序列数据异方差性，同时由于数据的自然对数变换不改变变量之间的关系，因此，对固定资产投资和国内生产总值进行自然对数变换，分别用LnlFA和LnGDP表示取自然对数以后的固定资产投资和国内生产总值。用软件e－views3.1对数据进行处理。

(二)单位根检验

为了防止伪回归，首先对变量的时问序列进行平稳性检验。检查序列平稳性的标准方法是单位根检验，这里采取的检验方法是ADF检验，结果见表1。

从表1可以看出，LnGDP和LnlFA的ADF值均大于1％、5％、10％显著性水平的临界值，表现为非平稳序列，对LnGDP和LnlFA分别进行二阶差分后分别得到DLnGDP和DLnlFA，这两个序列的ADF值均小于1％、5％、10％显著性水平的临界值，通过了检验，所以为平稳序列，因此可以认为LnGDP和LnlFA两者均为单整阶数为2的时间序列。

(三)协整检验

本文采用EG两步法进行协整检验。第一步对原序列进行OLS回归，第二步对回归后的残差序列进行平稳性检验，若其残差序列是平稳的，即说明两个变量之间是协整的。首先对LnGDP和LnlFA进行最小二乘法估计。结果如下：

LnGDP＝1.997957＋0，887692LnlFA　(Ⅰ)

(14.08408)(42.81249)

R2＝0.984954　AR2＝0.984416　F＝1832.909

DW＝0.336992

通过DW检验可以看出，方程Ⅰ存在自相关现象，于是对模型引入移动平均项MA(1)、MA(2)进行修正，得到模型：

LnGDP＝1.732233＋0.921903LnlFA　(Ⅱ)

(7.493544)(28.54756)

R2＝0.996636　AR2＝0.996215　F＝2369.810

DW＝2.029676

此时模型不但没有自相关，并且没有异方差性，判定系数为0.996636，说明模型对样本数据的拟合优度较高，固定资产投资和国内生产总值高度相关，调整的判定系数为0.996215，二者均大于修正前的模型，这说明模型得到了优化。

第二步对方程Ⅱ的残差进行平稳性检验，以此来判定两变量之间是否为协整关系，若其为平稳序列，则说明两变量存在协整关系，反之则不存在。仍然采用ADF检验，其检验结果如表2。

从表2可知：残差的ADF检验统计量值均小于1％、5％、10％显著性水平下的临界值，拒绝存在单位根的原假设。即认为残差序列是平稳序列。可以判定InGDP和lnlFA之间存在协整关系，即广东省固定资产投资和国内生产总值之间存在长期均衡关系。固定资产投资的弹性约为0.921903，表示全社会固定资产投资平均每增加1％，GDP增加0.92％，广东省固定资产投资对经济增长具有很强的推动作用。

(四)Ganger因果检验

由表3可知：对于给定的显著水平5％，F(2.30－2－2－1)＝3.39。两个原假设的F值5.45293、8.19356均大于3.39，这表明对于固定资产投资不是GDP原因的原假设，在95％的置信条件下可以认为固定资产投资是GDP的Ganger原因：对于GDP不是固定资产投资原因的原假设，同样表明在95％的置信条件下可以认为固定资产投资是GDP的Ganger原因。

(五)检验结论及分析

1.固定资产投资是广东省经济增长的一个主要拉动因素。广东省固定资产投资和GDP增长的回归系数达0.921903，表示全社会固定资产投资平均每增加1％，GDP将增加0.92％，表明广东省固定资产投资始终是经济快速健康发展不可或缺的推动力。

2.从协整检验可以看出，广东省固定资产投资与经济增长存在长期稳定的均衡关系。

3.广东省固定资产投资和GDP增长之间存在双向因果关系。广东省目前的固定资产投资变动与GDP变动之间存在双向的因果关系，即说除了固定资产投资的变动是引起GDP波动变化的原因以外，GDP的变动也是影响固定资产投资变动的原因。

四、政策建议

1.扩大固定资产投资规模。在发展多元化投资主体上，要加强投资立法，以法律形式强制对投资主体的各项权益进行保障，优化广东省投资环境。加大招商引资力度，积极培育多元投资主体，全面促进社会投资。在融资方面，培育和发展资本市场，开辟多元化投融资渠道。加强与金融部门的沟通、协调与合作。充分保障其对固定资产投资的支持力度。

第4篇：固定资产投资的作用范文

【关键词】固定资产投资；经济增长；城镇；Granger因果检验；脉冲响应函数

1.引言

投资、消费、进出口贸易是国内生产总值的主要组成部分。目前，我国正处于向工业化社会过渡的阶段，投资特别是固定资产投资占国内生产总值的比重从2000年36.5%上升到2009年的47.7%，固定资产投资的比重呈现增加趋势。固定资产投资也被部分学者视为拉动发展中国家经济增长的主要手段和措施。但是，由于每个发展中国家的国情不同，固定资产投资能否真正成为推动经济增长的主要因素还必须结合各国国情进行考察。中国作为最大的发展中国家，研究其固定资产投资与经济增长的关系一直是学术界的热点，并具有重要的现实意义。

在我国固定资产投资与经济增长关系的研究上，苏文惠（2011）认为经济增长是导致固定资产投资增加的原因，但固定资产投资的增加并不导致经济增长。高丽（2005）实证分析了我国经济增长与外商直接投资和固定资产投资的关系，认为适度控制国内固定投资。王云等（2010）比较了消费与固定资产投资与经济波动的关系，指出扩大居民消费对经济增长的效力大于扩大固定资产投资产生的效力。姚娜（2007）认为固定资产投资间接影响经济增长。焦佳等（2008）研究发现我国固定资产投资与经济增长之间存在长期均衡关系。王天营（2004）研究了固定资产投资对GDP的滞后性以及滞后期。

综上所述，我国目前学术界研究固定资产投资与经济增长关系时，不少文献以城镇和农村作为一个整体进行研究，单独研究城镇固定资产投资与经济增长关系的文献较少，并且基于VAR模型分析两者关系的文献更是少见。因此，本文基于VAR模型，运用单位根检验、协整、Granger因果检验，脉冲响应函数和方差分解等分析城镇固定资产投资与经济增长关系，以考察两者的相互影响程度，并得到相关的启示，具有重要的现实意义。

2.实证研究

2.1 数据来源和模型建立

本文使用2004年第1季度到2010年第4季度全国城镇固定资产完成额（GDZC）和国内生产总值（GDP）的季度数据作为分析的原始数据，数据来源是国家统计局的季度统计。由于固定资产投资完成额和国内生产总值是季度数据，具有季节变动因素和不规则因素，因此必须对原始数据进行季节调整才能使数据具有真实性和代表性。本文采取移动平均法对数据进行调整。

参考高铁梅（2006）对于数理模型的分析，VAR模型（Vector Autoregression，向量自回归模型）能够把每一个内生变量作为所有内生变量的滞后期来构建函数，能够充分反映时间序列的变化趋势和变量间的关系。所以，本文采用VAR模型，具体是：

Yt=A1yt-1+A2yt-2+…+Apyt-p+ξt t=1，2，3，…，T

其中，A为系数矩阵，T是样本个数，y是k维内生变量向量，即城镇固定资产完成额（GDZC）和国内生产总值（GDP）。

本文使用EViews5.0软件进行数据分析。

2.2 平稳性检验

为了克服数据的非平稳性，使数据具有一定的预测性，必须对数据进行平稳性检验，采用的方法是ADF（Augmented Dickey-Fuller Test）单位根检验法。如表1所示，对城镇固定资产完成额（GDZC）和国内生产总值（GDP）进行ADF检验，发现两者是非平稳的，然后对GDZC和GDP的一阶差分进行ADF检验，发现两者是平稳的，所以GDZC和GDP是一阶单整序列。

表1 ADF检验结果

ADF值 p值 结论

GDZC -0.1976 0.9275 非平稳

（GDZC） -10.328 0.0001*** 平稳

GDP -0.4111 0.8937*** 非平稳

（GDP） -11.959 0.0002 平稳

注：***表示在1%的水平显著，表示一阶差分。

表2 Johansen协整检验结果

原假设 特征值 迹统计值 5%临界值 p值

0个协整向量 0.5116 22.7319 18.3977 0.0116

至多1个协整向量 0.1178 3.3851 3.8415 0.0658

2.3 协整检验

由于GDZC和GDP是一阶单整序列，为了进一步检验两者见是否存在长期稳定的均衡关系，所以必须对其进行协整检验。协整检验方法采用Johansen协整检验。进行协整检验关键是确定滞后阶数，如果滞后阶数越大，越能反映时间序列的动态性，但是自由度就会减少，反之亦然。因此选取适当的滞后阶数尤为关键。根据AIC和SC准则，本文选取滞后阶数为2。现使用Johansen协整检验对GDZC和GDP进行检验，如表2所示。

由表2可知，在5%显著性水平下，GDZC和GDP存在着一个协整关系，表示城镇固定资产完成额（GDZC）和国内生产总值（GDP）间存在着长期稳定的均衡关系。

2.4 Granger因果检验

为了进一步验证城镇固定资产完成额（GDZC）和国内生产总值（GDP）两者的因果关系，本文采用Granger因果检验法进行分析。运用Granger因果检验法的前提是变量间必须存在着协整关系，由上文协整检验可知，GDZC和GDP存在着一个协整关系，因此符合Granger因果检验法的规定。检验结果如表3所示，在10%显著性水平下，GDP是引起GDZC变化的Granger原因，而GDZC不是引起GDP变化的Granger原因。对此可能的解释是固定资产投资相对于其他因素对经济增长的促进作用不显著。但是经济增长后，却促进了固定资产投资的增加，一方面是因为在经济增长后，城镇居民对诸如住房、生活配套设施具有改善性需求，从而刺激固定资产投资增加，另一方面是由于在经济增长后，政府拥有较为充足的资金进行城镇再次规划和定位，调整产业结构和布局，发展新兴产业，进一步促使固定资产投资的增加。

表3 Granger因果检验结果

原假设 Chi-sq p值 结论

GDP不是GDZC的Granger原因 5.187 0.075 拒绝原假设

GDZC不是GDP的Granger原因 4.269 0.118 接受原假设

2.5 脉冲响应分析和方差分解分析

通过构建脉冲响应函数（Impulse Response Function），可以测算当系统受到随机扰动项的一个标准差冲击时，其对所有内生变量产生的动态影响。方差分解（Variance Decomposition）则是反映某一个冲击对变量影响的贡献度。

图1、图2是基于VAR模型的脉冲响应函数图，横轴表示冲击作用的滞后期数，纵轴表示响应程度，实线表示脉冲响应函数，虚线表示正负两倍标准差偏移差。

图1 GDZC对GDP冲击的响应 图2 GDP对GDZC冲击的响应

从图1看到，当本期给GDP产生一个标准差冲击时，固定资产投资（GDZC）在第一期处于高位，接着往下降一直持续到第3期，达到最低位，往后则缓慢稳定增长。这表明当外部对GDP产生一个标准差冲击后，给固定资产投资引起正向作用，并且具有显著的持续稳定增长效应。

从图2可知，当本期给固定资产投资（GDZC）产生一个标准差冲击时，GDP在第1期为0，说明存在着GDP对GDZC的冲击具有一个时期的时滞，接着上升持续到第2期，达到最高位，往后则逐渐下降。这表明当外部对GDZC产生一个标准差冲击后，给GDP的影响越来越小。

在方差分解上，见图3、图4，横轴表示滞后期数，纵轴表示贡献率（单位是%），曲线表示方差变化。由图3可知，GDP对GDZC的贡献率从第1期开始一直下降，在第3期达到最低位，随后逐渐上升，贡献率保持在73%以上。由图4可知，GDZC对GDP的贡献率从第1期开始上升，在第3期达到最高位（12.3%），接着逐渐下降，贡献率越来越小。这个结论与上文的脉冲响应分析结果相一致。

3.结论及启示

本文在构建VAR模型的基础上，通过运用单位根检验、Johansen协整、Granger因果检验，脉冲响应函数和方差分解等分析城镇固定资产投资与经济增长关系，研究结论是：经济增长对固定资产投资具有显著的促进作用，而固定资产投资对经济增长并不具有显著的促进作用。这个结论的启示是：

（1）由于经济增长对于固定资产投资具有显著促进作用，城镇居民对诸如住房、生活配套设施具有改善性需求，因此地方政府应该合理发展和调节房地产，并重点解决困难群众的住房需求，使城镇困难群众能够享受到经济增长的成果。并且，地方政府对于城镇规划发展、产业结构调整和布局必须具有科学性、前瞻性，发掘适合当地发展的产业进行投资。

图3 GDZC的方差分解图图4 GDP的方差分解图

（2）固定资产从初期投入到最终完成需要一个相对较长的时间，因此对于地方政府来说，单纯依靠增加固定资产投资快速刺激经济增长并不现实，或者说固定资产投资对于经济增长的贡献，更多表现在改善城镇生产、生活环境设施以及调整产业结构布局所带来的间接效应上，图2也充分解释了这一点，图中GDP在第1期为0，说明存在着GDP对GDZC的冲击具有时滞。因此，地方政府盲目片面增加固定资产投资并不能促进经济增长，反而会阻碍经济增长，另一方面地方政府应该充分意识到固定资产投资并不会对经济增长起到立竿见影的作用，需要在一段时间后，投资的间接效应才会显现。

（3）地方政府应该加强固定资产投资的管理。由于固定资产投资的间接效应和时滞性，地方政府应因地制宜、有针对性选择适当的项目进行投资，综合评价项目的投入产出情况，避免投资以牺牲环境为代价的高耗能、高污染产业。此外，由于固定资产投资对经济增长的贡献率最高不超过12.3%，这说明可能有其他因素影响着经济增长。分析这些因素对于经济增长的影响程度将是未来的研究重点，也有助于发现、识别和剖析影响经济增长的关键因素。

参考文献：

[1]苏文惠.我国固定资产投资与经济增长关系的实证研究[J].现代商业,2011(5).

[2]高丽.外商直接投资、固定资产投资与经济增长――对中国的实证分析[J].世界经济情况,2005(15).

[3]王云,赵斌.基于SVAR模型的居民消费、固定资产投资与经济增长研究[J].商业研究,2010(12).

[4]姚娜.我国固定资产投资与经济增长关系的实证分析[J].金融经济,2007(08).

[5]焦佳,赵霞,于霄.我国经济增长与固定资产投资的变结构协整分析[J].山东经济,2008(01).

[6]王天营.我国固定资产投资对经济增长的滞后影响研究[J].经济问题,2004(12).

第5篇：固定资产投资的作用范文

关键词：固定资产投资；协整检验；vec模型

1 文献综述

对于固定资产投资问题的研究，历来是学术界关注的热点，改革开放以来，固定资产投资快速稳定增长，是经济持续高速发展的主要推动力量。因此，研究固定资产投资和经济增长的关系具有非常重要的现实意义。目前国内对固定资产投资与经济增长关系的研究越来越多，李其保、周勉之、孙栩瑜，张岳恒等学者研究了我国固定资产投资与经济增长的关系，指出我国目前的投资仍然是粗放型的，而不是集约型的，投资结构有待于进一步优化。余兴、张豪、吕连菊、张腊凤分别研究了山东省、湖北省和山西省固定资产投资与经济增长的动态关系。本文在鉴戒前人的基础上用利用最新数据，综合使用各种方法，对河北省的固定资产投资与经济增长进行实证研究，以其为河北省经济发展提供借鉴。

2 变量选取与数据处理

本文选地区生产总值和固定资产投资1985-2010年度数据均来自历年《河北省统计年鉴》及《2010年河北省统计公报》，由于缺乏1991年以前固定资产投资价格指数，中国内生产总值和固定资产投资都取当年值，未对价格变化进行调整。为了消除非平稳时间序列的异方差性，对地区生产总值和固定资产投资额进行自然对数变换，并分别用ly和lx表示。

在1985-2010年间，河北省生产总值和固定资产投资总体呈上升状态，在2000年以前比较缓慢，近十年增长十分迅速，总的来看经济得到了很大的发展，由1980年的396.75亿元增长到了2010年的20197.1亿元，固定资产投资也由1980年的110.66亿元增加到了2010年的15082.50亿元，可见河北省的经济实力不断增强。而且河北省的固定资产投资相对于生产总值的百分比处于极不稳定的状态。1988年之前几乎平稳的变化，从1988年开始下降，到1990年降到最低，然后又回升，1993年到1999年微弱的上升，1999年又开始滑落，到2002年降到最低，此后直到现在一直处于显著的递增阶段，2010年达到了最高0.747。导致这一剧烈变化的原因是政策改变，可以看出近年来政府加大了对固定资产的投资，因而研究其与经济增长的关系显得尤为重要。

3 实证分析

3.1 相关性分析

相关性分析可以考察变量之间是否存在依存关系。通过绘制散点图，来判断两个变量间是否有明显的线性关系。从河北省固定资产投资（lx）与地区生产总值（ly）的散点图可以看出除了个别的几个点外大部分年份的散点都分布在一条直线附近，可以判断河北省的固定资产投资与地区生产总值间存在着较强的线性相关关系。

3.2 平稳性检验

建立var模型首先要对数据进行平稳性检验。本文采用adf单位根检验法，为了达到两个时间序列平稳化的效果，对ly和lx进行一阶差分处理。显示了adf的检验结果。从检验结果看，地区生产总值和固定资产投资两个变量原序列adf检验值都大于10%的显著性水平下对应的临界值，因此不能拒绝存在单位根的原假设，即ly和lx都是非平稳的。而经过一次差分后的序列的adf检验值都小于10%显著性水平下对应的临界值，因此，这两个序列在10%的显著性水平下是一阶平稳的，即一阶单整i（1）。

3.3 协整检验

估计var模型需要选择适当的滞后阶数，笔者依据五种准则对滞后期进行选择，五个评价指标均认为建立var（2）比较合理。另外，在建立vec模型之前必须确定序列ly和lx是否是协整的。笔者采用johansen协整检验来分析两个变量之间的协整关系，结果显示：在5%的显著性水平下，迹统计量检验和最大特征值统计量检验均存在1个协整方程，因此，河北省地区生产总值与固定资产投资存在协整关系。协整关系所对应的具体的长期均衡关系通常可以通过最小二乘线性回归估计出来，估算结果如下:

ly=2.3780+0.8089*lx。

（17.78872）（43.50308）r2=0.9874注:方程下的括号内为t统计量值。

根据各项统计量指标可以看出模型很好地刻画了河北省固定资产投资与经济增长之间的长期均衡关系。其中，回归系数的估计值恰好是固定资产投资的经济增长弹性，这意味着固定资产每增长1%，地区生产总值将增长08089%，说明河北省的固定资产投资对经济增长具有拉动作用，两者存在长期稳定的关系。

3.4 建立vec模型

在实践中为了分析这两个变量之间的短期波动关系，以及长期均衡与短期波动之间的关系，需引入向量误差修正模型（vec）。在上述建模的基础上，可以得到ly与lx的vec模型如下：

其中ecm（-1）=ly（-1）-0.542*lx（-1）-4.313为误差修正项，反应了ly和lx的长期均衡关系.从结果中

可以看出地区生产总值和固定资产投资的短期变动均可以分为两部分：一部分是短期固定资产投资波动的影响，一部分是偏离长期均衡的影响。误差修正项ecm（-1）系数的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度，第一个方程中误差修正项的系数-0.091表明，当波动发生致使地区生产总值ly相对于其长期均衡水平低估时，将以9.1%的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。第二个方程中误差修正项的系数0.009表明，当扰动发生致使固定资产投资lx相对于其长期均衡水平高估时，将以0.9%的调整力度拉回到均衡状态。由此说明对地区生产总值的调节作用比对固定资产投资的要大。

3.5 格兰杰（granger）因果关系检验

检验因果关系最常用的方法是格兰杰因果检验，granger解决了x是否引起y的问题，主要看现在的y能够在多大程度上被过去的x解释，加入x的滞后值是否使解释程度提高。如果x在y的预测中有帮助，或者x与y的相关系数在统计上显著时，就可以说“y是由xgranger引起的”，检验结果显示：在10%的显著性水平下，认为ly是lx的格兰杰关系，反之不成立。说明近些年来河北省随着经济的增长固定资产投资额也因此增加，但基于预测意义上来说固定资产投资对经济的推动作用并不明显。基于此河北省应该调整投资结构。

4 结论与政策建议

从整个模型的分析可以河北省固定资产投资与经济增长之间存在着长期稳定的均衡关系，但河北省固定资产投资对经济发展的促进作用并不十分明显，河北省要合理转变投资结构来发挥固定资产投资的推动作用。基于此笔者认为：由于固定资产投资对经济的促进作用有滞后性，因此在决定固定资产投资率时应该根据上一年投资的具体情况综合考虑，而不应该盲目的增加；可以通过优化信贷结构来优化投资结构，更大的发挥信贷投资对经济的推动作用，来降低经济波动，保持经济平稳快速增长；固定资产投资重“量”更要重“质”，要注重投资结构的调整，在增加投资额的同时必须重质，要选准投资的方向，使固定资产投资对河北省经济发展的推动作用发挥到最大。

参考文献

［1］李其保，周勉之.固定资产投资与经济增长关系的实证分析［j］.理论探讨.

［2］孙栩瑜，张岳恒.中国固定资产投资与经济增长的协整分析及其政策建议［j］.惠州学院学报，2010，30，（2）.

第6篇：固定资产投资的作用范文

关键词: 固定资产投资;信贷规模;协整;脉冲响应函数

一、引言

投资是宏观经济运行过程中的重要环节,作为社会总需求的一部分,它对经济发展具有直接的拉动作用。纵观改革开放以来我国经济发展的历程,每次经济波动总是伴随着投资的剧烈波动,正因为如此,投资是国家实施宏观调控的主要对象和着力点。货币政策作为国家实施宏观调控的主要工具,在对固定资产投资的调控中发挥重要作用,尤其是货币政策的信贷传导途径对固定资产投资调控的效果更为明显。以近年来国家宏观调控为例,2003年,我国扭转了通货紧缩的局面,固定资产投资迅速增长,因此,2004年,国家开始加大宏观调控的力度,通过货币政策严控信贷规模,收到了很好的调控效果,固定资产投资在达到阶段高点后回落。但是,在随后的2006和2007年,央行放松了对信贷规模的控制,导致固定资产投资进一步过快增长,为解决固定资产投资过热的问题,央行不得不在2008年初采取了严厉的信贷控制,要求各商业银行在2008年的信贷增长不能超过2007年的增长余额,并按季监测投放进度。2008年下半年开始,为应对全球金融危机,国家宏观调控政策进行了重大调整,实施了一揽子经济刺激计划,包括适度宽松的货币政策,指导金融机构扩大信贷规模,刺激投资快速增长,有力支持了经济企稳回升,为国民经济增长“保八”做出了巨大贡献。因此,从我国固定资产投资和信贷规模运行的历史经验来看,我们可以初步判断我国固定资产投资与信贷规模密切相关,货币政策信贷传导途径对固定资产投资具有重要的影响。

二、文献回顾

根据米什金(2009)对货币政策传导机制理论的总结,货币政策主要通过传统利率途径、资产价格途径和信贷途径影响企业投资,进而影响社会总需求和实际产出。由于我国尚未完全利率市场化,资本市场发展相对滞后,企业融资主要以间接融资为主的情况下,货币政策信贷传导途径对固定资产投资的影响应该相当显著,目前已有一些文献对我国货币政策信贷途径对固定资产投资的影响进行了研究。万跃楠(2004)利用简单线性回归方法对1991-2003年固定资产投资与贷款、利率的关系进行实证分析,结果表明我国货币政策主要通过信贷渠道来影响投资,货币政策对实体经济的影响取决于银行的信贷行为,而利率对投资的影响很小。聂学峰和刘传哲(2005)利用相关分析、Granger因果关系分析和自回归分布滞后模型,对中国货币政策传递到投资的具体途径进行了实证分析,结论表明货币政策主要通过信贷途径传递到投资上。李文森等(2006)通过对江苏省有关情况的调查表明,固定资产投资与信贷的相关程度明显降低,企业及政府自有资金较为充裕,通过信贷之外的渠道筹资环境宽松,投资增长的内生性增强,金融宏观调控面临新的变化。戴达年(2007)分析了信贷政策对固定资产投资调控的机理与措施。张力生和胡晓琳(2009)以河北衡水为例分析固定资产投资与中长期贷款关系。由此可以看出,目前的研究由于采用的数据和方法上的差异,导致结论也并不完全一致。本文拟运用协整检验和向量自回归模型分析固定资产投资与信贷规模的关系,以进一步明确和认识货币政策信贷传导途径对固定资产投资的影响。

三、实证分析

(一)数据来源与处理

笔者选取1985年至2008年我国固定资产投资规模(FINV)和金融机构人民币贷款余额(CR)两个变量,共24年的数据,然后取自然对数。数据来源于《中国统计年鉴》。

(二)单位根检验

对时间序列进行分析,进而判断各个经济变量之间是否存在稳定关系,以及确定变量之间的具体数量关系的前提是,这些时间序列变量必须为平稳序列。否则即使回归结果能够通过显著性检验且回归方程拟和程度良好,这样的回归也有可能是伪回归,并不能说明经济变量之间存在的真实关系。而对于非平稳的时间序列,如果变量本身并不平稳,但是在经过至少n次差分后能够成为平稳,则这种变量被称为n阶单整变量。单整阶数相同的时间序列变量有可能存在某种长期稳定的均衡关系,即协整关系。对于具有协整关系的变量可以通过计量模型进一步分析它们之间的经济关系。因此,在对固定资产投资和信贷规模进行分析之前,首先要检验这两个变量的平稳性,在不平稳的情况下还需要进一步检验这些变量是否具有协整关系。本文采用Dickey和Fuller在1979年提出的ADF单位根检验法,该检验表明,如果ADF统计量在一定的显著性水平下小于临界值,则可以认为在这一显著性水平下,被检验的时间序列变量是平稳的;反之亦然。采用Eviews6.0进行单位根检验,结果如表1所示。

注:“D”表示一阶差分,检验形式(C,T,K)分别表示所设定的检验方程含有截距项、时间趋势项以及所选的滞后项数,N指不包括截距项或时间趋势项。

ADF单位根检验结果表明,在5%的显著性水平下,LNFIVE和LNCR均为非平稳序列,而这两个变量在经过一阶差分后均成为平稳序列,即这两个变量同为一阶单整变量。因此LNFIVE和LNCR之间有可能存在协整关系,即信贷规模和固定资产投资规模有可能存在着长期稳定的均衡关系。

(三)协整检验

单位根检验只能证明LNFIVE和LNCR同为一阶单整变量,并且有可能存在协整关系,但不能证明LNFIVE和LNCR之间是否确实存在协整关系,也不能确定这些变量之间是否真的存在长期稳定的均衡关系。因此,有必要在单位根检验的基础上,进行协整分析,作出上述变量之间是否存在长期稳定均衡关系的判断。Engle和Granger于1987年提出两步检验法,对两个时间序列变量之间是否存在协整关系进行检验。该法先用被解释变量对解释变量进行回归,然后对回归得到的残差序列进行单位根检验,判断其是否平稳。如果残差序列为平稳序列,则可以判断被解释变量和解释变量之间存在着协整关系。采用Eviews6.0,得到回归方程和回归残差序列平稳性检验结果如下:

LNFINV = -1.4711 + 1.0452LNCR

(-3.8621)(30.01)

R2=0.9762F=900.8072

检验结果显示:LNFIVE和LNCR的回归拟和程度很高;回归系数以及方程整体均在5%的显著性水平下通过检验;回归后得到的回归残差序列是平稳序列。根据Engle和Granger的两检验法的结论,说明LNFIVE和LNCR之间存在协整关系,即固定资产投资和信贷规模之间存在长期稳定的均衡关系。从长期看,在其他条件不变的前提下,信贷规模增长1%,会导致固定资产投资增长1.04%。

(四)脉冲响应函数

协整检验反映了固定资产投资与信贷规模之间的长期均衡关系,为了能从动态角度更好地分析两者间的互动关系,本文对固定资产投资和信贷规模建立滞后2期的向量自回归模型,并在此基础上对其作脉冲响应分析。脉冲响应函数是用于衡量来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前和未来值的影响的变动轨迹,它能够比较直观地刻画出变量之间的动态交互作用及其效应。

图 1 是模拟的脉冲响应函数曲线,横轴代表滞后阶数,纵轴代表对新息冲击的响应程度。图中实线部分为计算值,虚线为响应函数值加或减两倍标准差的置信带。从图1左边的脉冲响应函数曲线看,固定资产投资在受到信贷规模一个单位正向的标准差的冲击后,在滞后期内的冲击效应为正,并在第5期达到最大值,之后虽有下降,但仍然保持在相对较高的水平,这说明信贷规模对固定资产投资具有较大且持续性的影响。从图1右边的脉冲响应函数曲线看,信贷规模在受到固定资产投资一个单位正向的标准差的冲击后,在当期为负值,之后快速上升,并在第5期达到最大值,这表明固定资产投资的增长也会增加对信贷的需求,带动信贷规模的增长。

四、研究结论及政策建议

本文运用协整检验和向量自回归模型就货币政策信贷传导途径对固定资产投资的影响进行了实证分析。协整检验的结果表明,我国固定资产投资与信贷规模之间存在长期均衡的协整关系;脉冲响应函数结果表明,信贷规模对固定资产投资具有较大且持续性的影响,固定资产投资的增长也会增加对信贷的需求,带动信贷规模的增长。这说明我国货币政策信贷传导途径对固定资产投资有显著的影响,通过信贷途径对投资的调控往往能从源头上调节固定资产投资规模和增长速度。因此,国家实施宏观调控过程中,应发挥信贷传导途径对固定资产投资的调控作用,当固定资产投资增长过快,出现投资过热的情况下,应通过货币政策控制信贷规模,抑制投资过快增长;当固定资产投资减慢,影响宏观经济稳定和经济发展时,则应通过货币政策扩张信贷规模,刺激固定资产投资,以保持经济平稳较快发展。

参考文献:

[1]米什金.货币金融学.清华大学出版社,2009

[2]万跃楠.我国货币政策影响投资的渠道分析.中国城市经济,2004/04

[3]聂学峰,刘传哲.我国货币政策传递到投资的实证分析.管理评论,2005/02

[4]李文森,高爱武,王远华.信贷与投资相关性的减弱和宏观调控政策的完善.中国金融,2006/24

[5]戴达年.信贷政策对固定资产投资调控的机理与措施.中国金融,2007/01

[6]张力生,胡晓琳.固定资产投资与中长期贷款关系实证分析――以衡水为例.河北金融, 2009/08

第7篇：固定资产投资的作用范文

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8篇：固定资产投资的作用范文

[关键词]政府投资 民间投资 港澳台及外资投资 经济增长 相互关系

固定资产投资的增长对中国经济的增长起到十分重要的作用。2008年的国际金融危机在很多方面影响到了中国经济。出口减缓，金融市场加剧动荡，就业情况不容乐观，房地产市场也受到很大影响。投资促进经济增长的理论得到重视，政府实施了4万亿的投资计划，政府投资力度的加大使经济整体有所回暖。在对经济危机的应对过程中固定资产投资功不可没。但过度的投资也加大了经济内部矛盾，投资结构的优化是十分必要的。

固定资产投资可以分为政府投资、民间投资以及外资和港澳台投资。对于民间固定资产的定义，很长时间并没有一个统一的标准，国家统计局于2012年《国家统计局关于印发民间固定资产投资定义和统计范围规定的通知》讨论并确定了民间固定资产的定义。其指出民间固定资产投资是指具有集体、私营、个人性质的内资企事业单位以及由其控股（包括绝对控股和相对控股）的企业单位在中华人民共和国境内建造或购置固定资产的投资，即非国有及国有控股、非外商及港澳台商及其控股单位的固定资产投资。

一、固定资产投资现状分析

随着我国经济的不断发展，全社会固定资产投资的数额不断增加。进20年来，从1995年的20019亿元，发展到2011年的311485亿元，构成固定资产投资的政府投资、民间投资和外资及港澳台投资都实现了非常巨大的增长。政府投资于1995年的10898亿元增加到2011年的113295亿元；民间投资于1995年的6892亿元增加到2011年的179473亿元；外商及港澳台投资也由1995年的2299亿元发展到2011年的18717亿元。全社会固定资产投资的结构也发生了很大的变化，民间投资超过了政府投资，在固定资产投资中所占的比重达到50%以上。

二、固定资产投资与经济增长之间的关系

固定资产投资通过乘数原理对经济的增长起到带动作用。固定资产投资与GDP有着明显的正相关关系。

通过GDP增长率与政府投资增长率、民间投资增长率和外资及港澳台投资之间的时间趋势分析，可以发现民间投资增长率和GDP增长率之间的图形吻合更好，关系最为相关。

GDP增长率与政府投资增长率之间的相关系数为0.199187，GDP增长率与民间投资增长率之间的相关系数为0.569342，GDP增长率与外资及港澳台投资增长率之间的相关系数为0.568509。由此可见，GDP增长率与民间投资的增长率之间的相关性最大，其次是外资及港澳台投资增长率，而政府投资增长率与其关系最小。因此，想要更有效率的通过固定资产投资带动经济的发展，需要要注重民间投资和外资及港澳台投资的发展。

三、政府投资、民间投资和外资及港澳台投资之间的关系分析

经济平稳快速的发展，需要政府投资、民间投资和外资及港澳台投资协调发展。对于政府来说，需要用便于调控的政府投资来带动其他两种经济效率比较高的投资的发展。宏观调控不仅要调控政府投资的力度，更要促进另两种投资的发展，不仅使投资可以带动经济的发展，更可以优化投资内部结构，实现相互促进的良性循环。

为了探究这三种投资之间是否存在长期的相互关系，若存在是相互竞争还是相互促进，本文选取了1996年～2011年的数据进行测算，选取的数据是政府投资增长率（GZF）、民间投资增长率（GMJ）和外资及港澳台投资的增长率（GWZ）。

（一）平稳性检验

运用ADF检验对数据的平稳性进行分析，观察这三个序列是否平稳，分别进行原序列和一阶差分的平稳性检验。（见表1）

各序列在10%的水平上不平稳，一阶差分的在5%的水平上平稳，因此各变量都是一阶单整。

（二）协整检验

运用Johansen极大似然法对这三个时间序列进行协整检验。首先基于VAR模型选择最优滞后阶数，通过AIC准则，确定的最优滞后阶数为2，进行协整检验。

结果表明，政府投资增长率、民间投资增长率和外资及港澳台投资增长率之间在5%的置信水平下存在协整关系。得到协整关系：VEC=GMJ-0.3516GWZ-0.1813GZF，即在长期，民间投资增长率、政府投资增长率和外资及港澳台投资增长率之间存在稳定的均衡关系。政府投资增长率和外资及港澳台投资增长率对民间投资增长率具有正效应。

四、政府投资、民间投资和外商及港澳台投资关系的阶段分析

对1996年至2012年政府投资、民间投资和外商及港澳台投资进行分阶段的分析，以了解变化的原因以及发展的趋势，使固定资产投资能够更好、更快发展。

（一）第一阶段：1996年至2002年

1996年至2002年，固定资产投资得到了很大的发展，民间投资的比重逐渐加大，到2002年，民间投资的比重已经超过了政府投资的比重。

1996年至2002年固定资产投资基本情况

1996年，增长率最高的是外资及港澳台投资，达到21.67%，其次是民间投资增长率，达到了18.92%，政府投资增长率在10.17%，全社会固定资产增长率维持在14.46%。1992年至1995年，经济飞速增长，带来了高通货膨胀，1994年达到了21.7%，1995年达到了14.8%，政府被迫实行“软着陆”，采取了一系列控制投资增长速度的政策，如控制货币发行、清理固定资产在建项目等。1996年，政府的软着陆政策取得成功，经济增长适度放缓，通货膨胀降到6.1%。但1997年东南亚金融危机的爆发，使固定资产投资受到很大影响。外资及港澳台投资增长率急剧下降直至1999年降至最低点，达到-10.86%。1997年，民间投资增长率也大幅下降，政府投资增长率也受到影响。随后政府采取了刺激经济的政策，加大政府投资力度，创造民间资本投资的环境，如降息、发行国债筹集资金对基础设施等领域进行建设，全社会固定资产增长率回升。但1999年，政府投资增长率下降，民间投资增长率几乎不变，外资及港澳台投资额下降，全社会固定资产投资增长率下降。1999年后，投资逐渐回暖，各种投资增长率逐渐上升，至2001年，全社会固定资产增长率回归到1996年的水平。

（二）第二阶段：2003年至2005年

2002年起，经济摆脱了长达6年相对低迷的状态，2003年2005年，经济情况显著变好，经济增长相对稳定。全社会固定资产投资额从55567亿元增长到88774亿元，各组成部分也显著提高。民间投资所占的比重逐渐加大。

2003年经济得到迅速增长，外资及港澳台投资增长率达到42.2%，增长非常显著，政府投资增长率比2002年增加7个百分点民间投资增长率比2002年增加了10个百分点。2005年经济发展平稳，全社会固定资产增长率与2004年基本保持一致。

（三）第三阶段：2006年至2011年

2006年至2011年固定资产投资的波动比较大的，这与多种因素的影响相关。

2007受到美国金融危机的影响，外资及港澳台投资增长率快速下降，至2009年降至接近零增长率的水平。2007年～2009年民间投资的增长率相对平稳，下降幅度不大，政府为了避免经济的衰退，增加政府投资带动经济，政府投资增长率出现了明显增长，2008年达到了25.8%，成为自1995年来政府投资增长率最高的年份。全社会固定资产投资增长率稳步提升，2009年达到了29.96%，成为自1995年来，固定资产投资增长率最高的年份。2010年，经济依然面临很多问题，外部环境依然不稳定，特别是欧债危机的爆发，更使经济的不确定因素增加，我国出口受到影响，经济的发展依然需要内需的拉动，但刺激消费的边际效益在减少，而且股市的低迷也降低了人们的消费需求，固定投资的增长率下降。

五、结语

固定资产投资的增长在经济的增长中起到了举足轻重的作用，尤其是金融危机期间，加大固定资产投资对于维持经济的持续增长效果十分明显。对固定资产投资的来源进行分析，民间固定资产投资的增长对经济增长的带动力更强，因此研究如何加大民间投资，并以此来带动经济的增长更具有现实意义。通过研究发现，政府投资和港澳台及外资投资的增长与民间投资增长之间均具有正相关关系。因此政府在加大政府投资力度时，更要关注如何更好的通过政府投资来带动民间投资的增长，以及采取一些相应的政策来更好地促进民间投资的增长。比如出台相应的政策引导民间投资的方向调整，进而促进固定资产投资结构的优化；加强信贷支持，建立健全融资体系等。

通过投资来带动经济的增长，不能盲目注重投资量，更要促进投资结构之间的优化，使其更好地带动经济地发展。

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第9篇：固定资产投资的作用范文

关键词：技术创新；经济增长；固定资产投资；固定效应模型；中介效应

经济增长在国际竞争中成为越来越重要的制胜指标，紧紧地联系着民族的未来。创新是促进发展的第一生产力，也是我国从富起来进入强起来的必要举措。作为GDP的重要组成部分，投资对促进经济增长至关重要，改革开放至今，我国主要是依靠投资等模式来促进经济高速发展，而固定资产投资在投资中占有重要地位，最容易对经济增长产生积极作用。截止到2019年固定资产投资占国内生产总值比例为56.6%，总额达到560874亿元。因此，研究我国不同省份的技术创新水平以及固定资产投资对经济增长的影响不仅有利于理解其作用机理，且有利于寻找实现地区经济持续协调发展的方法。

一、变量选取与模型构建

1.变量选取（1）被解释变量：经济增长。数据来源于《中国统计年鉴》，选取了我国30个省份2013年至2019年的人均地区生产总值（p-GDP）作为衡量指标，并取了对数。（2）核心解释变量：技术创新。文章选取了我国30个省2013年-2019年的地区人均专利申请量（p-PAT）作为衡量技术创新的指标，在研究中取了对数。（3）中介变量：固定资产投资。数据来源于《中经网统计数据库》，选取了我国30个省份2013年至2019年的全社会人均固定资产投资额（p-Invest）作为衡量指标。因为技术创新需要大量投资，猜测固定资产投资是技术创新促进经济增长的必经之路，因此选择固定资产投资作为中介变量。（4）控制变量：外商直接投资和政府参与度。因为经济开放会对经济产生影响，而经济开放的主要表现是资本的国际间流动；政府对经济活动的干预程度也会间接影响经济，所以选取这两者作为控制变量。文章选取了我国30个省2013年-2019年的地区外商直接投资额乘以当年的货币汇率并除以常住人口作为衡量外商直接投资（p-FDI）的指标；通过计算得出我国30个省2013年-2019年的地区财政支出占实际GDP的比重，并以此作为衡量后者（P）的指标。基于以上变量构建模型如下：Lnp-GDP=b0+b1lnp-PAT+b2p-FDI+b3P+s（1）p-Invest=b4+b5lnp-PAT+b6p-FDI+b7P+v（2）Lnp-GDP=b8+b9lnp-PAT+b10p-lnvest+b11p-FDI+b12P+m（3）首先对（1）式进行回归，看系数b1是否显著，若b1显著那么技术创新促进经济增长；然后检验技术创新对固定资产投资的影响，即对（2）式进行回归，若系数b5显著则证明技术创新能显著促进固定资产投资；最后对（3）式进行回归，若系数b10显著，则中介效应存在，若b9不显著则为完全中介，若b9显著则为部分中介。技术创新对经济增长的总效应为b1，直接效应为b9，中介效应为b5*b10，中介效应的贡献为b5*b10/b1。

二、实证分析

1.变量的描述性分析根据表1可知，所有变量的样本数皆为210个，由于我国区域经济水平的差异性和区域发展的非同步性，主要变量的最大值和最小值之间的差异较大。经济增长变量取对数之后的最小值为10.05，最大值为12，技术创新变量取对数之后的最小值为-8.5，最大值为-4.6，由于取对数会使得数值变小，降低数值之间的差异，但是变量最大值最小值仍相差较大，这意味着我国不同省份经济增长与技术创新存在非常明显的差距；固定资产投资与外商直接投资标准差分别为43352.7、30452.83，说明数值差异较大，即经济水平的差距导致固定资产投资与外商直接投资也存在较大差异；政府参与度平均值为0.25，而最大值与最小值的差额高达0.51，即政府对经济的干预程度存在较大差异。2.相关性分析根据表2可知，核心解释变量技术创新对被解释变量经济增长的影响在1%的置信水平上显著正相关，相关系数为0.803，说明技术创新能促进经济增长；固定资产投资与外商直接投资与经济增长相关系数分别为0.466和0.773，两者皆促进经济增长；政府参与度与经济增长相关系数-0.483，说明两者反向发展，即经济发展水平越低，政府参与度越高。3.回归分析文章数据的时间维度（T）为7，截面维度（N）为30，由于T小于N即为短面板，故采用静态面板模型。若要准确地对其进行分析，就必须先确定数据所属的模型类型。文章使用Stata16统计软件对数据进行分析以确定其所属的类型，由于检验结果全部拒绝原假设，P值皆为0.0000，因此文章以固定效应模型为准。模型一只包括了被解释变量经济增长和核心解释变量技术创新，没有加入任何控制变量。根据模型一的数据可知，技术创新前的系数值为0.336，且在1%的统计水平上显著，这表明技术创新变量可以显著地促进经济增长，在不考虑其他变量影响的情况下，对数化的技术创新每增加一个单位，对数化的经济增长就会增加0.336个单位。但是经济增长的影响因素非常多，若不考虑其他变量将会低估技术创新对经济增长的影响，在模型一的基础上加入政府参与度和外商直接投资两个控制变量后，技术创新对经济增长存在显著影响且影响系数增大，这说明在其他变量保持不变的情况下，对数化的技术创新变量增加一个单位会引起对数化的经济增长增加0.344个单位。从控制变量的估计结果来看，虽然所有的控制变量对经济增长影响的正负性存在不同，但都影响显著。外商直接投资反映了经济开放程度，外商直接投资的估计系数值为正且在1%的置信水平上显著，即经济开放有利于促进当地的经济增长；政府参与度反映政府在经济生活中所起的作用，中央政府对地方政府考核的最重要的指标就是当地的经济发展水平，因此政府干预在经济增长中一直扮演着重要的角色，文章中政府参与度的系数为负且在1%的水平上显著，即过度的政府干预不利于促进经济增长。为了进一步分析技术创新影响经济增长的方式，文章选择固定资产投资作为中介变量进行逐步回归分析，研究固定资产投资是否是技术创新影响经济增长的途径。首先，检验技术创新对经济增长的总体影响；其次，检验技术创新对固定资产投资的影响；最后，检验技术创新和固定资产投资对经济增长的影响。若模型二中的技术创新前的系数显著，模型三中技术创新前的系数显著，模型四中固定资产投资前的系数显著，则中介效应显著，若模型四技术创新前系数不显著则为完全中介，若模型四技术创新前系数显著，则为部分中介。首先，检验技术创新对经济增长的总效应为0.344，且在1%的统计水平上显著。其次，检验技术创新对固定资产投资的影响，可知技术创新可以显著地促进固定资产投资的增加，其系数估计值为15680.77。最后，检验技术创新和固定资产投资对经济增长的影响，可以看出中介变量固定资产投资对经济增长有显著的促进作用，其系数估计值为6.21e-06，技术创新的系数估计值为0.246，显著地低于模型二中的0.344。这说明固定资产投资的中介效应显著存在，且由模型四中技术创新的系数估计值在统计上显著可知固定资产投资为部分中介，这说明固定资产投资是技术创新促进经济增长的重要因素。由参数估计值可知，对数化的技术创新每提高1个单位，固定资产投资就会相应地提高15680.77个单位；固定资产投资每提高1个单位，对数化的经济增长会相应提高6.21e-06个单位；即对数化的技术创新每提高1个单位，通过固定资产投资使经济增长增加0.097378个单位。中介效应占比28.31%，即技术创新对经济增长的促进有28.31%是通过固定资产投资实现的，所以固定资产投资是比较重要的影响因素。

三、结论与政策建议

1.主要结论（1）从各个省域层面来说，专利申请量几乎在逐年递增，呈上涨趋势，但是不同地区之间却存在较大的差异。（2）根据固定效应模型回归的实证结果，技术创新和外商直接投资都对经济增长有显著的积极影响，但政府参与度却对经济增长有着显著的消极作用。（3）根据中介效应模型的实证结果可知，技术创新不仅可以直接对经济增长产生显著的积极影响，而且还可以通过固定资产投资对经济增长产生间接的积极影响。2.政策建议（1）优化区域创新布局我国各省份之间的技术创新水平差异比较大，所以我们不能“一刀切”让各个省份在技术创新上达到同一水平，而应该做到构建具有不同区域特色的创新发展格局，东部地区技术相对成熟，经济水平相对较高，则应主要提高在一次创新和集成创新上的能力，中西部和东北地区则应该结合自身的具体情况走差异化和追赶式发展道路。让创新水平高的区域带动创新水平低的区域，构建跨区域创新网络和共享平台建设。（2）完善知识产权制度专利保护制度是否健全会影响科研人员参与科研的积极性与热情，因此完善知识产权制度、明确产权的所有者，正确协调参与者、发明者以及企业家等人之间的利益是必要的。创新在带来高收益的同时也带来了高风险，因此政府应提高创新投入，提高个体或企业承担风险的能力。要大力提倡二次创新，但也要明确一次创新和二次创新的产权问题。（3）高水平人才队伍建设人才是创新的根本，是推动经济建设的主要推动力和内生动力，因此有必要着力营造良好的人才培养环境，健全人才培养机制，完善人才链，为解决区域经济类技术性难题提供人才保障，要推出“人才战略”的政策。同时，要加大引进力度，吸引海内外优秀人才，发展高科技应用型人才，增强知识经济水平，努力促进产学研深度融合，进而促进区域经济的持续发展。（4）优化固定资产结构固定资产投资可以显著促进我国经济增长，应该加大对固定资产投资的投入力度，保持一定比例的固定资产投资率，具体到30个省份来说，则要根据自身的经济发展水平、产业结构、要素禀赋、创新水平等因素综合确定其合理区间。由于我国城镇化和旧城改造的推进，房地产价格波动大、投机性强，且一线城市和二三线城市的情况存在较大差异，因此要进行合理的测算，保持房地产投资基本稳定，以最大程度地发挥其在促进经济增长中的作用。要优化固定资产投资的结构，并且制定合理的固定资产投资方案，尽可能做到资源配置市场化。（5）吸引国外资本流入外商直接投资对经济增长的影响存在一定的积极作用，因此要优化国内投资环境，实施一定程度的外商投资流入的优惠政策，尽可能吸引较多的国外资本进入我国市场，并且引导其投资向中西部地区偏移，促进我国经济均衡协调发展。

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