固定资产投资分析精选(九篇)

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第1篇：固定资产投资分析范文

一、投资经济运行在高增长中突现四大改善

1、增速平稳

2005年投资增长延续了上年快速增长的势头，前三季度全社会固定资产投资57061亿元，同比增长26.1%，比上年同期仅低1.6个百分点。但与上年“前高后低”不同是，2005年投资增长比较平稳，并未出现有人预计的“硬着陆”，9月比增长最慢的2月份仅高出3.1个百分点，增速较快而且平稳对促进国民经济平稳运行发挥了重要作用，表明国家“有保有压，区别对待”的政策效应正在显现。

2、结构改善

2005年投资在保持较快增长速度的同时，投资结构也在不断改善。从产业结构看，农业投资得到加强，投资增速放缓，第三产业投资增速基本保持稳定：前三季度，第一产业在上年高增长的基础上又增长18.7%；第二产业投资增长比去年同期下降6.9个百分点。从行业结构看，煤、电、油、运等国民经济薄弱环节投资增速加快，大部分高耗能、高污染行业投资增速明显回落：1-9月份煤炭开采及洗选业在去年同期增长63.7%的基础上同比又增长76.8%，增速提高13.1个百分点；铁路运输业投资629亿元，增长41.1%，增速提高39个百分点。黑色金属采选和冶炼及压延加工业投资1733亿元，增长28.1%，增幅比上年同期回落6.1个百分点。

3、能源约束减缓

从供需两方面来看，能源约束矛盾趋于缓解。受经济高位调整，工业尤其是重工业生产增速回落，对能源的需求增速也开始回落；与此同时，投资增加和价格上涨，刺激了能源行业供给的增长。以煤炭需求为例，上半年除钢铁行业保持较快增长外，火电、化工、建材等主要耗煤行业增速均有所回落，受此，煤炭需求也在回落；受煤炭出口退税政策的影响，煤炭出口也在减少，进口在增加。由于需求回落和净出口减少，煤炭紧张状况总体呈缓解态势，库存水平明显上升，从3月份开始回升，8月末达到1.33亿吨，比年初增长28.5%。同样，由于价格上涨和电力供应增加等原因，石油产品需求也出现明显回落。

4、投资消费比例从失调趋向均衡

由于近年投资增长高于消费增长，导致投资率逐年攀升。截止2004年我国投资率已经达到44.4%，比改革开放以来经济最高年份1993年还要高0.7个百分点，而消费率仅为53%，低于最高的1981年(67.5%)近15个百分点，远低于发达国家和发展家的平均水平(在70-80%)。投资消费严重失衡成为影响国民经济稳定增长最大的不稳定因素。但由于城乡居民收入增幅提高等原因，今年消费需求也出现了强烈反弹。1-9月份，实现社会消费品零售总额比去年同期增长13%，实际增幅同比提高2.4个百分点。尽管不能准确测算消费率的最终变化，但通过，我们预计今年消费率和投资率之差会有所缩小，二者之间的非均衡会得到一定程度的矫正。

二、当前投资领域存在的主要问题

尽管今年投资从总体上运行状况良好，但也存在一些亟待关注和解决的问题。

1、粗放型特征进一步强化

近年来GDP高增长并没有改善粗放型增长格局，甚至还有所恶化：一是经济增长对能源的依赖程度不断提高。据测算，2001年我国能源消耗强度为1.4万吨(按2000年每亿元GDP不变价)，为改革开放以来的最低点，但从2002年开始，单位GDP能耗持续上升，2003年创造每亿元GDP需要消耗1.5万吨标准煤，2004年为1.6万吨标准煤；二是投资效果系数下降。据测算， 2005年我国1元投资仅能导致国内生产总值增加0.185元，比2003年下降了0.07个百分点，比1981年更是下降近0.10元，远低于同期世界平均水平和发展中国家平均水平。

2、经济增进型项目比重过大，社会发展型项目不足

在财政投入一定的条件下，在经济增进型项目上的投入增加，必然会减少在社会发展型项目上的投入。近年来，财政对基础设施、环境保护、垄断性行业(如电力、石油、运输)等经济增进型项目的投资大幅增加，而对与社会发展紧密相关的如、公共卫生等投资增加却明显不足。长时间重经济轻社会的投资模式造成经济发展与社会进步相脱节、收入增加与福利水平相脱节、物质丰富与满足感下降相脱节的局面。

3、政府投资调控者与投资者主体双重角色的错位突出

从宏观调控角度看，中央政府主要制定投资宏观调控的政策，由地方政府具体执行；从投资主体的角度看，中央政府和地方政府又都是重要的市场投资主体。从逻辑上，监管者和被监管者集于一身就存在悖论：一方面，作为监管者的政府要适时出台政策调控投资活动，以促进国民经济平稳运行，另一方面，作为投资者的政府(尤其是地方政府)又要直接或间接参与到具体投资活动中来，其行为目标又是GDP(或财政收入)的最大化。可以说，这两年投资“压”不“下”的重要根源在于这种双重角色关系模糊和定位不清，从而使得相当政策执行效果大打折扣。

三、2006年投资增长的环境分析与趋势预测

1、有利因素

一是发展观统领经济工作大局，为投资保持一定的增长打下了良好基础。刚刚结束的十六届五中全会通过了《关于制定国民经济和社会发展第十一个五年规划的建议》强调，要坚定不移地以科学发展观统领经济社会发展工作全局，制定“十一五”规划的第一个原则是“必须保持经济平稳较快发展”。可以预见，明年国家将继续实行“有保有压、区别对待”的政策，既加强对环境污染大、技术水平低、市场供过于求产业的调控，又要保护地方和行业在政策范围内发展的积极性，避免大起大落。

二是宏观经济景气周期处在高位调整期。2003年以来，我国经济进入了一个上升期，一般来讲，经济增长的短周期(基钦周期)为3-5年，虽然本轮经济周期的扩张期的峰顶已经越过，但现在还未出现也不大可能出现快速回落，经济处在峰顶之后的高位调整期。从今年经济运行的实际状况来看，由于今年投资、消费和外贸三个方面需求都保持了较高且稳定的增长，因此GDP增长将处在比较高的水平，初步预计全年增长率在9.4%左右。从目前国际国内环境和宏观调控政策取向来看，我国经济高增长与低物价相伴随的态势还会持续一段时间。由于经济增长与投资相关度很高，因此，经济增长有助于投资的较快增长。

三是各地换届效应促进政府主导性投资增加。明年是十七大召开的前一年，也是各地的换届年。根据经验，每到换届年，由于各地新任领导都希望多出政绩，在干部政绩考核惟GDP是论制度没有根本改变的条件下，多出政绩最直接的办法就是加大投资。因此，政府换届效应(周期)将对明年投资产生促进作用。

四是消费需求有望实现较快增长。由于投资和出口的波动性较大，所以在三大需求中，消费是稳定经济增长的基础，只有消费拉动型的经济才是可持续的。近两年以来，居民收入的稳步增长、农业税减免，有力地促进了消费需求较快增长。稳定的经济增长使人们对经济前景、收入预期充满信心，消费信心逐月提高、以及即将出台的个人所得税和职工住房改革新举措等利好因素将继续推动明年消费需求的扩大。尽管消费需求较投资后起是经济周期由上升期转向稳定期的重要特征，但是消费高增长对提高投资者信心，提高投资者积极性有很大的促进作用。

五是资金充裕、利率走低，有利于降低融资成本。由于今年经济高增长并未导致物价同时跟进，从而使明年加息预期大大减弱；同业拆借市场上，银行间市场利率比上年同期低0.79个百分点；机构存贷差来看，今年前三季度为8.4万亿元人民币，高于上年同期2.7万亿元人民币。市场资金供给充裕，利率将走低，有利于企业降低筹资成本，增强投资者的信心和投资意愿。

2、不利因素

一是国际油价居高不下。2005年以来，国际油价在大涨两年的基础上继续狂涨，不断刷新历史纪录。截至目前，纽约市场原油平均期价已高达54美元，均价比上年同期大增四成，目前历史高位比年初飙升约六成。我国经济近两年石油消费增速超过10%，能源消费弹性系数不断上升，中国石油对外依存度已达到40%，因此石油价格连续冲高，必将给国民经济各行业带来冲击，影响企业利润从而削弱企业自主投资能力。

二是人民币汇率调整和小幅上升，净出口带来的增长动力减弱。自2005年7月21日起，我国开始实行以市场供求为基础、一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度。人民币汇率不再盯住单一美元，形成更富弹性的人民币汇率机制。同时，人民币对美元即日升值2%。人民币升值一方面降低国外对我国产品的需求；另一方面增加了国内对进口产品的需求。这两方面都会使净出口下降从而减小其对经济增长的拉动作用。今年净出口对GDP贡献率比上年大幅提高，其中主要原因在于是人民币汇率较低导致净出口增加。但随着人民币汇率不断调整，汇率上升对净出口的影响将在明年突现出来。加之国际贸易摩擦与日俱增，因此与今年相比，料明年净出口对经济的拉动作用会减弱，从而对投资也产生不利影响。

三是企业效益水平下降。今年以来，工业企业利润保持了较快增长(前8个月20.7%)，但与上年相比利润增长的实质却发生了巨大的变化。一方面这种较快增长是在今年连续创新高的油价为石油行业创造的巨额利润和去年较低基数的基础上带来的；另一方面亏损企业亏损额大增，前8个月亏损企业亏损额增幅比去年同期提高近45个百分点(在工业39类大行业中，利润集中在石油开采、钢铁、煤炭、化工、纺织业等五大行业，其他34个大类行业利润基本处于零增长状态)，亏损额增幅创1995年同期以来最高水平。企业效益水平下降影响企业自筹资金的能力，从而使投资资金来源中企业自筹资金比重下降。由于处于经济周期的回调期，预计2006年我国企业效益水平将继续下滑，这将减弱企业自主投资能力。

四是基数较高。在去年高增长的基础上，今年前三季度投资增长26.1%，在建规模相当大。

3、趋势预测

综合多种因素，2005年我国全固定资产投资将完成87901亿元，同比增长25.3%，比2004年小幅回落0.3个百分点。其中城镇固定资产投资74448亿元，增长27%，高于上年同期0.6个百分点；房地产投资增长21.5%，比上年回落约6.6个百分点。

2006年，如果政策保持稳定性和连续性，投资将呈现稳中趋降的增长态势，既不会出现大起也不会出现大落的局面，预计全年全社会投资增长20%，比2005年回落5.3个百分点。其中，城镇固定资产投资增长22%，低于上年同期5个百分点；在总量继续保持较快增加的同时，由于政策稳定、基数较低、内在冲动大等原因，房地产投资将继续保持稳定增长，增速既不会大升也不会骤降，预计增长20.5%，比上年同期回落1个百分点。

2005-2006年固定资产投资增长预测情况

(单位：亿元，%) 指 标 2005年(1-9)实际 2005年预测 2006年预测

绝对额 增速 绝对额 增速 绝对额 增速

全社会固定资产投资 57061 26.1 87801.0 25.3 105361 20.0

其中：城镇固定资产投资 48741 27.7 74448.0 27.0 90826 22.0

房地产投资 10378 22.2 15961 21.5 19233 20.5

东部地区 26965 25.6 49900 24.0 59381 19.0

中部地区 10536 34.2 20268 32.0 25031 23.5

西部地区 10475 29.5 17595 28.0 21466 22.0

注：实际数据来自国家统计局《固定资产投资统计快报》2005年各期。

四、政策建议

1、坚持以观统领整个投资工作，把提高投资的质量和效益作为投资工作的重中之重

早在1994年国家就提出了增长方式从粗放型向集约型转变的政策思路，但是10年来，经济增长方式并没有摆脱重速度、重数量；轻质量、轻效益的老路。投资模式粗放、投资质量和效益不高，使我国土地、淡水、能源、矿产资源等供求矛盾进一步加剧。为此，必须转变现行的发展模式，坚持科学发展观，把建设节约型社会的方针落到投资的一切领域和环节。必须走以有效利用资源和保护环境为基础的循环经济之路，加快发展低耗能、低排放的经济，严格限制高耗能、高耗水、高污染和浪费资源的产业发展。

2、加快和完善政府投资管理体制改革，界定与理顺政府作为投资调控者和投资者关系，严格限制政府对社会投资的直接干预

鉴于政府兼有投资活动调控者和参与者二重角色的矛盾，因此，一是应及时出台界定政府投资领域的细则。建议下一步加快制定详尽的、具有可操作性的《政府可投资行业目录》，把政府投资严格限定在提供公共物品(包括部分准公共物品)的范围；二是借鉴国外有效提供公共物品的成功经验，使越来越多的公共物品私人化、社会化，进而提高公共物品的供给效率，减少政府对经济活动的直接干预。事实上，我国对公共物品市场化已经进行了有益的探索和尝试，但还需进一步加快政策。

3、继续加大新增财政收入向经济社会发展的薄弱环节倾斜

多年来以提供公共物品为名，增加GDP和政绩为实的经济促进型项目，使我国经济社会发展“一条腿长，一条腿短”的异常突出：基础设施建设突飞猛进，而(尤其是基础教育)、医疗卫生(尤其是医疗)方面的投入严重不足，有限的教育和医疗资源过分向少数人和少数地区集中，加剧社会不公平程度；各地GDP每年以两位数增长，但对促进就业方面的教育、培训的投入严重不足(“民工荒”与“高失业”并存即是例证)，不一而足。因此，建议国家继续加大对基础教育、人员培训、文化、公共卫生、环境保护、缩小地区差距等方面的投资力度，进而促进“五个统筹”的顺利实现。

4、鼓励和引导增加研发投资，增强企业的创新能力，提高经济发展的质量和效益

由于缺乏核心技术，缺少自主知识产权，我国仍主要靠廉价劳动力、资源消耗、土地占用和优惠政策赢得竞争优势，在国际产业分工中仍处于低端位置。测算表明，在发达国家经济增长中，70%靠全要素生产率，30%靠能源、原材料、资本和劳动力的投入。我国的情况恰好相反，1978-2004年的26年中，我国经济年平均增长9.4%中，全要素生产率的贡献仅为32%，资源、资本、劳动力投入贡献为68%，而且近几年来全要素生产率还存在不断下降的趋势。因此自主创新能力不强，已经严重掣肘我国经济的发展。因此建议国家出台相关政策，鼓励和引导企业走自主创新之路：加快推进企业产权及企业管理制度改革，克服研发投入的体制性障碍；强化国家财税优惠政策的落实工作；改革国有企业业绩考核指标体系，增加自主创新方面的考核指标，以促进企业的自主创新和长远发展；加强企业人才队伍建设，规范人才流动秩序；加强对引进技术的消化吸收和自主创新。

第2篇：固定资产投资分析范文

中图分类号：F830 文献标识码：A

内容摘要：本文利用协整模型，检验税收收入与固定资产投资的联动效应，并通过建立误差修正模型，得出税收收入与固定资产投资之间的短期和长期均衡关系，通过格兰杰因果检验验证它们之间是否存在因果关系以及因果关系的方向。最后根据研究结果为国家协调好税收收入与固定资产投资的关系提出相应政策建议。

关键词：税收收入 固定资产投资 协整 误差修正模型 格兰杰检验

税收作为财政收入的重要来源，是国家实施经济建设职能的一个重要手段，固定资产投资作为投资的重要组成部分，在拉动经济和税收增长的过程中作用举足轻重。陈润华、吕松（2012）指出固定资产投资与税收收入有很强的联动作用，搞好固定资产投资，是增加税收收入的重要途径。固定资产投资与税收收入互动关系的研究为国家制定积极财税政策理论依据的同时，也为改善投资结构、提高固定资产收益提供方向。

文献综述

国内学者关于税收收入、固定资产投资及国民收入增长这三者及各两者之间的关系已有研究。大部分学者认为税收收入与固定资产投资均与经济存在密不可分的关系：固定资产投资对国民收入增长有促进作用，国民收入增长有利于税收的增加。陈意新（2009）通过对固定资产投资与国民收入关系进行协整分析，得出国民收入对固定资产投资的带动作用要大于投资对国民收入的促进作用。唐雁（2010）通过计量模型分析了税收收入的影响因素，并解释了这些因素和税收收入之间存在的关系以及其对税收收入影响程度的大小。王悦然（2010）以固定资产投资拉动经济增长理论为依据，对上海市固定资产投资与经济增长之间的关系进行了定量分析，结果表明固定资产投资是刺激经济的主要手段，在拉动经济增长方面起到越来越大的作用。国外一些学者也分析了不确定的税收政策与投资的关系。Feldstein and Flemming（1971）、Dixit and Pindyck（1994）、Hassett and etcalf（1999）从不同的角度研究了税收政策对投资价格、投资回报以及投资其他相关因素的影响。Hassett and Hubbard（1998）、Whelan（1999）的一些研究认为税收政策（激励）不仅影响投资量，而且影响资本品的价格。

由上述分析可知，国内学者对税收收入影响因素以及固定资产投资与国内生产总值关系的研究进行了较多研究；国外学者对具体税收政策与投资要素的关系进行了深入研究。而对税收收入与固定资产投资之间的关系研究不多，本文以此为视角，对税收收入与固定资产投资之间的长期均衡关系进行实证分析。

实证过程及结果

我国自1978年开始经济体制和税收体制改革，考虑到政策变革具有一定的滞后性，本文选取中国统计年鉴1980-2011年的数据。我国的税收体制改革总共经历了4个阶段：20世纪70年代末至80年代初期、80年代中期、90年代初期和21世纪的近几年。由于本文研究的是固定资产投资与税收收入的长期均衡关系，因此对各个阶段并不进行区分。

（一）变量选择

根据本文的研究主题，选择税收收入（Y）和固定资产投资额（X）作为变量进行分析。税收收入与固定资产投资额均是经济变量，可能存在很严重的非平稳性，取对数处理，使数据变得相对平稳，分别为LNY、LNX，以便于建立模型。

（二）建立模型

1.对变量序列进行平稳性检验。采用ADF检验法对税收收入序列和固定资产投资额序列进行平稳性检验。

首先，对税收收入平稳性检验：由表1可知，p值为1.0000，非常大，在1%、5%、10%三个显著性水平下均通过了检验，不能拒绝原假设，税收收入序列为非平稳的。

其次，对固定资产投资平稳性检验：由表2可知，p值为0.9368，比较大，在1%、5%、10%三个显著性水平下均通过了检验，也不能拒绝原假设，固定资产投资额序列为非平稳的。

由上述分析得知税收收入序列和固定资产投资额序列均为非平稳的，因此对其一阶差分序列进行平稳性检验。

首先，对税收收入一阶差分序列作平稳性检验：由表3可以看出，p值为0.0001，足够小，t统计量值为-5.375868，小于相应临界值，所以拒绝原假设，税收收入的一阶差分序列为平稳的。

其次，对固定资产投资额一阶差分序列作平稳性检验：从表4可知，p值为0.0000，比较小，t统计量值为-6.402126，小于相应临界值，所以拒绝原假设，固定资产投资额的一阶差分序列是平稳的。

2.协整检验。税收收入与固定资产投资额一阶差分序列的平稳性是两变量存在协整关系的前提。因此可用税收收入对固定资产投资额作线性回归，并检验其残差序列是否平稳。

首先，以税收收入（LNY）为被解释变量，固定资产投资额（LNX）为解释变量，用OLS回归方法估计回归模型。

由表5得出估计的回归模型为：

LNYt=0.612096+0.846043LNXt+et

其次，对残差序列作平稳性检验：

由表6可知，在5%的显著性水平下，t检验统计量值为-2.656768，小于相应临界值，拒绝原假设。表明残差序列不存在单位根，是平稳序列，说明税收收入（LNY）和固定资产投资额（LNX）之间存在协整关系。

3.建立误差修正模型。税收收入（LNY）和固定资产投资额（LNX）之间存在协整，表明两者之间有长期均衡关系。但从短期来看，可能会出现均衡误差，为了增强模型的精度，可把协整回归中的误差项et看作均衡误差，通过建立误差修正模型，把税收收入的短期行为与长期变化联系起来。误差修正模型的结构如下：

LNYt=α+βLNXt+γet-1+εt

生成税收收入（LNY）和固定资产投资额（LNX）的差分序列：

LNY1t=LNYt=LNYt-LNYt-1

LNX1t=LNXt=LNXt-LNXt-1

以LNY1t作为被解释变量，以LNX1t 和et-1作为解释变量，估计回归模型，如表7所示。

误差修正模型的估计结果：

LNY1t=0.098+0.3488LNX1t-0.2949et-1

t=（2.91） （2.49） （-2.25）

R2=0.2492 DW=1.8610

从t值可以可知，模型中各变量均通过了显著性检验。上述估计结果表明，我国税收收入的变化不仅仅取决于固定资产投资额的变化，而且还取决于上一期税收收入对均衡水平的偏离。误差项et-1估计的系数为-0.2949，体现了对偏离的修正，上一期偏离越远，本期修正的量就越大，若上期税收收入高于均衡值，本期的税收收入涨幅会下降；若上期税收收入低于均衡值，本期的税收收入涨幅会上升，即系统存在误差修正机制。误差项et-1的系数表明29.49%的偏离均衡部分会在一年之内得到调整，调整幅度不算很大。

4.格兰杰检验。格兰杰检验的前提条件是变量序列必须是平稳的，否则可能出现伪回归，因此选取税收收入和固定资产投资额的一阶差分序列来作格兰杰因果检验。检验结果如表8所示。

对税收收入不是固定资产投资额原因的原假设，p值为0.0260，在95%的置信水平下，当滞后阶数为7时，税收收入对固定资产投资额有显著影响，是固定资产投资额的格兰杰原因，但78%的P值说明固定资产投资不是税收收入的格兰杰原因。因此可知，税收收入与固定资产投资额有明显的单向因果关系，税收收入对固定资产投资额的变化有滞后效应。

（三）模型结果解释

通过上述分析可知，税收收入与固定资产投资额之间存在协整关系，它们有长期均衡关系。从所建立的误差修正模型中可以看出，两者在短期动态波动中，存在误差修正体制。当税收收入高于均衡水平时，会有一种力量将其本期值往下拉；从模型上看，若税收收入高于均衡水平一个单位，在本期得到下调修正的部分为29.49%。当税收收入低于均衡水平时，会有一种力量将其本期值往上提；从模型上看，若税收收入低于均衡水平一个单位，那么在本期得到上调修正的本分为29.49%。在格兰杰检验中，可以看出税收收入是固定资产投资额的格兰杰原因，即税收收入的增加或减少会引起固定资产投资额的增加或减少，直观分析可知，当税收收入减少，即宽松的财政政策，投资环境良好，投资力度便会加大；当税收收入增加，即紧缩的财政政策，由于税收的加重，导致投资热情减少，固定资产投资额随之下降。这种结果只能作为真正因果关系的一种支持，但不能作为最终根据。

研究结论与政策建议

（一）研究结论

1.税收收入与固定资产投资额之间存在协整关系，它们有长期均衡关系。从税收收入与固定资产投资额长期均衡模型中可以看出，当固定资产投资额增加一个单位，税收收入增加0.85个单位，足以见得固定资产投资对税收收入的贡献。

2.格兰杰检验结果得知，税收收入是固定资产投资额的格兰杰原因，即税收收入的增加或减少会引起固定资产投资额的增加或减少。虽然格兰杰检验只是真正因果关系的一种支持，不能作为最终根据，但检验结果也能为政策提供一定依据。

（二）政策建议

1.重视固定资产投资管理，发挥固定资产投资的带动作用。加强固定资产的日常管理，依据国家相关政策和区域发展优势策略，积极推进重点项目投资和建设，重视固定资产投资质量管理。

2.制定合理的税收政策，调动税收政策对固定资产的引导作用。依据不同税种，发挥对固定资产投资的影响。不同税种对固定资产投资具有不同的影响，国家应依据具体的经济形式，适时调整税收政策，积极推动分区域税收政策的实施。

参考文献：

1.陈意新.我国固定资产投资与国民收入的协整分析[J].金融经济，2009（6）

2.唐雁.诠析中国税收收入影响因素[J].企业导报，2010（11）

3.王悦然.固定资产投资与经济增长关系[J].现代商业，2010（9）

4.Feldstein，M. and J.Flemming.Tax Policy，Corporate Saving and Investment Behavior in Britain.Review of Economic Studies，1971，38（4）

5.Dixit，A and R. Pindyck，Investment under Uncertainty，Published by Princeton University Press，1994，66（3）

6.Hassett，K.and G.Metcalf.Investment with Uncertain Tax Policy：Does Random Tax Policy Discourage Investment ？.Economic Journal，1999，109（457）

第3篇：固定资产投资分析范文

关键词　固定资产投资总额　时间序列　ARIMA模型

一、引言

我国固定资产投资政策对国民经济有着至关重要的影响。纵观改革开放30多年来我国经济增长的变动趋势，不难发现固定资产投资是影响其变动的主要因素。1981-1990年我国固定资产投资对经济增长的贡献份额为56.65％；1991-2002年固定资产投资对经济增长的贡献份额为64.85％。而同期劳动力对经济增长的贡献份额分别仅为26.22％、6.65％，科技进步对我国经济增长的贡献份额分别为17.13％、28.170％。可见，固定资产投资在推动我国经济高速发展的历程中有着不容忽视的作用。

固定资产投资是影响我国过去、当前及未来一段时期经济增长的关键因素。我国固定资产投资增势良好，对国民经济的平稳增长起到了重要的支撑作用，固定资产投资总额的变化对投资策略和经济增长研究具有一定的指导作用。因此，研究我国固定资产投资总额变化趋势具有必要性。本文通过对选取的数据建立自回归移动平均模型，对固定资产投资总额进行动态分析和预测，并对预测效果给予评价。

二、ARIMA建模思想与步骤

AKIMA(p，d，q)模型是美国统计学家Box和Jenkins于1970年首次提出的，广泛应用于各种类型时间序列数据的分析方法，是一种预测精度较高的短期预测方法。其实质是差分运算与ARMA模型的组合。

AKIMA模型的基本思想是：将预测对象随时间推移而形成的数据序列视为一个随机序列，用一定的数学模型来近似描述这个序列。这个模型一旦被识别后就可以从时间序列的过去值及现在值来预测未来值。现代统计方法、计量经济模型在某种程度上已经能够帮助企业对未来进行预测。其建模步骤主要为：第一，对序列的平稳性进行识别；第二，对非平稳序列进行平稳化处理；第三，建立相应的模型并对参数进行估计；第四，检验模型的估计效果；第五，利用模型进行预测分析。

三、ARIMA模型在固定资产投资中的应用

1、数据的选取

本文选取1982-2009年全社会固定资产投资年度总额进行建模，探讨模型在固定资产投资预测中的应用。数据来源于国家统计局网站的年度统计数据(具体数据略)。

2、数据的处理

(1)数据的时间序列趋势性

由于原始数据差异较大，为了便于有效分析固定资产投资总额变化趋势，消除时间序列的异方差性，对原数据取对数并将生成的新序列定义为LnY，运用EVIEWS软件对上述数据做趋势图，如图1所示。从图1可以明显看出，取对数后的固定资产投资总额时间序列随着时间的外后推移呈递增趋势。

(2)数据的平稳性检验

对上述数据LnY做一阶差分，生成新的序列LnY1，再对新序列进行时序图分析、自相关图分析或单位根检验，如图2所示。通过时序图可以显著看出，一阶差分后的固定资产投资总额序列趋势性消失，围绕固定值上下波动。进一步地，采用单位根法对数据进行平稳性检验。在5％的显著性水平下，LnY1时间序更数据通过了ADF检验，P值为0.0259，表明一阶差分后的固定资产投资总额时间序列是平稳的，并进行残差白噪声检验，可知该序列为平稳非自噪声序列。由此可以得出取对数后的固定资产投资总额序列是一阶单整的，即I(1)。

3、模型的建立

(1)模型的识别

时间序列ARIMA模型的选择，取决于该序列的自相关系数和偏自相关系数，通过该序列的AC值和PAC值，选择适当阶数的ARMA(p，q)进行拟合。本文利用Eviews软件对上述数据进行时序图的自相关图和偏自相关图分析(图3)。

(2)模型选择

通过上述的LnY1的自相关图和偏自相关图，可以看出，自相关图的系数K=1和K=4时在二倍标准差之外，其余均在零值附近波动，偏自相关图的系数在K=1之后都落在随机区间内。由此，可以根据ACF和PACF值落入置信区间并呈拖尾现象的特征，考虑建立模型ARMA(1，1)和ARMA(1，4)，见表1。

根据最优模型的最小信息量选择原则，通过上表的比较分析，最小信息量检验显示无论是使用AIC准则还是使用SBC准则，ARMA(1，4)均要优于ARMA(1，1)模型，所以本文选择ARMA(1，4)模型进行拟合。

(3)参数估计与模型检验

运用计量分析方法可对ARIMA(1，1，4)模型进行参数估计与检验，用Eviews软件建立模型并运用最小二乘法对参数进行估计，结果如下：

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是对时间序列的原始数据取对数后的一阶差分后的序列，括号里表示参数的t检验值。由上述可知，在5％的显著性水平下，模型各参数均通过了显著性检验，且可决系数为0.636470，模型拟合效果较好。

进一步地，需对模型的残差序列进行白噪声检验。残差的白噪声检验可通过残差自相关图、Q、LB、DW统计量进行判断分析。本文采用Q统计量的值进行判断，检验结果如表2所示。

可以看出，在5％的显著性水平下，取对数并一阶差分后的固定资产投资总额拟合模型的残差序列通过白噪声检验，即模型信息提取充分，ARIMA(1，1，4)拟合模型显著有效。

4、模型的预测

预测就是利用序列已观测到的样本值对序列在未来某时刻的取值进行估计。预测包括动态预测和静态预测，对ARIMA模型来讲，一步静态向前预测比动态预测更为准确。

因此，本文采用一步向前静态预测方法，依据上述模型对我国1982-2009年取对数并一阶差分后的全社会固定资产投资总额进行预测，如图4所示。

从图中可以看出，模型的拟合效果较好，预测值围绕着实际值上下波动，误差范围不大，因此预测结果具有一定的参考价值。利用该预测方法，可对2007-2010年我国固定资产投资总额进行预测，结果见表3。

我国固定资产投资总额2007-2009年预测值分别为136870.83亿元、166529.20亿元、224936.06亿元，其相对误差在4％以下，因此，可以认为该模型预测值很好的拟合了固定资产投资总额真实值。

运用该模型，对2010年我国固定资产投资总额进行预测，其预测值为287079.08亿元，在2009年的基础上有所上升，与近几年短期变动趋势一致，与我国宏观经济政策相吻合。

四、结论

第4篇：固定资产投资分析范文

关键词：固定资产投资 研究与分析 建议

温州市固定资产投资比较分析

历年来温州市固定资产投资总量分析

十多年来，温州市固定资产投资规模不断扩大，总量不断攀升(见图1)。

历年来温州市与浙江省固定资产投资比例关系

在国家经济过热的1993年，温州市全社会固定资产投资占全省比重较低，为8.7%；在国家实施经济软着陆的末期1999年，温州市全社会固定资产投资占全省的比重达到历史的顶峰，为12.4%。这反映出温州市的投资在浙江省的地位与国家经济形势存在着一定程度的负相关。

历年来温州市与浙江省投资增长速度对照分析

十多年来温州市固定资产投资均在13％以上的较高速度快速增长，与1991年相比，温州市2003年的投资总额增长了21.4倍，年均增长29.6%；同期浙江省投资总额增长了19.6倍，年均增长28.7%。1997年国家宏观调控，引导经济软着陆后，温州的投资增长速度一直维持在13%以上，而同期全省1997-1999年的增长速度仅为个位数，最低为2.1%，这反映出温州经济在国家大环境趋紧的形势下呈现出较强的“抗击打”能力，体现了一种相比更为均衡的增长态势。

温州市固定资产投资制约因素分析

与土地有关的各利益主体关系尚未理顺。2000年后，温州市“农转用”面积占全省比例、供地面积占全省比例直线下降，征地难和供地难同时存在，反映出温州市的用地环境和政策在城市化和工业化进程中已不适应投资发展要求。市场机制的先发效应使温州比其它地方早几年就遇到了土地和失地农民的问题，从某种意义上讲，与土地有关的各种因素使温州市已比国家提早2-3年自发进行了投资调控。

外商投资总量偏小。温州市外商投资总量在全省排名第7位，与环杭州湾的城市群差距较大，行业垄断和部门垄断是温州市外商投资总量偏小的主要原因。

规划滞后设置了无形的投资壁垒。近几年来城市总体规划永远在“修编”，温州市至今拿不出一张可以公之于众供普通投资者参考的城市总体规划图。国民经济和社会发展规划、城市总体规划、土地利用总体规划未能很好融合，操作层面上的控制性详细规划数量少，深度也不够，给投资项目的提炼、包装和实施带来难度。

经济发展阶段和产业结构差异制约温州重化工业投资增长。以轻型加工业为主的温州市，由于没有大的钢铁厂、水泥厂，上述两行业投资约占制造业投资的6%，对整体投资增长贡献不大。辩证地看，温州市未能抓住这1-2年国内重化工投资增长的机遇，但目前也幸免了国家对钢铁、水泥、电解铝等行业叫停所带来的损失。

企业对外投资不容忽视。由于用地、水、电、交通等生产要素的制约和降低生产运输成本、利用外地优势资源、拓展市场的需要，大批温州企业纷纷从“产地销”转为“销地产”。本地一些知名或不知名的房地产公司、工业资本，在各地来温招商团组的感召下，到上海、江苏、四川、东北等地投资建设“温州商城”，参与当地旧城改造、市场建设，获取了比在温州更为高额的投资回报。与此相对应的是，由于投资主体的部分外移，温州本地的投资总量受到一定程度的影响。

政府投资管理有待改善。从上届政府的《基础设施优化计划》到本届政府的《“百项千亿”工程计划》，缺少一个平稳的过渡。“百项千亿”工程的实施，不得不从前期工作做起，影响了重大投资项目的尽快上马。国有资产存量盘活太少，政府性资金沉淀严重，未能形成政府投资从“资金－资本－资产－资金”的良性循环，影响了一些需要政府资金支持的重大项目的开工建设。此外，投资统计数据的科学性和透明度不够，统计政务公开和接受社会各界监督不够，在放宽民间投资管理的大背景下，投资项目的瞒报、漏报可能性增大。

对策与建议

强化投资项目前期工作。重大项目前期工作和报批周期较长，往往需1-2年时间，个别需上报国家审批的重大项目前期工作周期需3-5年甚至更长时间。因此，要充分认识项目前期工作的艰巨性和重要性，各县（市、区）、各部门都要成立重大项目前期工作班子，提前做好项目储备，以保持温州市固定资产投资的可持续发展。要扭转制造业大项目过少的不利局面，做好制造业项目前期工作，引导制造业重大项目到温州投资落户。积极创造条件，保证已签约的31个重点工程新开工项目如期开工建设。

努力提升产业结构。在继续打造“国际性轻工城”的同时，要遵循世界经济发展规律，在人均GDP逐年提高的背景下，注重发展医药、造船、化工、机电等资金密集型和技术密集型行业，延伸温州产业链，带动温州市产业升级和投资规模较快增长。

加快推进招商引资。通过扩大招商引资，达到投融资体制改革和经济发展的双重目的。招商引资是一面镜子，可以清楚地反映出一个地区的政府是否有为。建议市委、市政府继续对市政、交通、教育、卫生等垄断性强的重点部门保持“高压”态势，责成其完成一定量的招商引资工作。充分发挥协作办、侨办、台办作用，将海内外温州人的力量集聚起来，投资到温州的高速公路等重大项目上来，形成资金大回流的局面。

全面盘活存量资产。充分利用现有土地、厂房，推动民营企业与国际资本进行对接，引进先进设备、技术和管理，走内涵式投资发展道路；盘活城市燃气、水务、医院、公路等优质存量资产，向社会资本开放投资，通过转让经营权、股权等方式，扩大民间投资；盘活我市丰富的旅游资源，吸引投资者参与开发。

积极实施改革创新。配套进行事业单位和国有企业单位的改制工作，以产权改革为突破口，形成一批适应市场经济要求的市场主体；实施规划体制改革，注重规划在空间上的落实，逐步做到“三规合一”；积极引导企业走强强联合道路，鼓励企业组织形式再创新，大力扶持中瑞财团等一批新型投资主体参与我市重大项目的投资运作。高度重视企业上市，通过组织民营企业在境内外资本市场上市，募集资金用于我市固定资产投资和建设。创新投资管理方式，抓紧出台《温州市城市基础设施特许经营办法》，为社会资金参与政府投资项目和盘活城市存量资产建章立制、搭建平台。务要理顺与土地有关的各利益主体关系，以人为本，树立科学发展观，切实保护失地农民的根本利益。

参考文献：

1.国家发展改革委地区司.我国地区经济发展面临的形势与需要解决的问题.宏观经济管理，2004.4

第5篇：固定资产投资分析范文

>> 基于主成分分析的城市工业经济效益评价 基于主成分分析法的企业经济效益评价模型 基于主成分分析的我国区域创新能力评价 基于主成分分析的区域可持续发展能力评价 基于主成分分析的区域旅游发展竞争力评价研究 基于主成分分析法的区域金融生态环境评价研究 基于主成分分析的四川省区域物流能力评价研究 基于核主成分分析的教练评价模型 基于主成分分析的综合评价 基于主成分分析的中原经济区区域经济竞争力综合评价 基于主成分分析的陕西省三大区域经济差异评价 区域人力资源竞争力的实证评价研究—基于主成分分析法 基于主成分分析的四川省区域物流发展综合评价研究 基于主成分分析法和理想解法的区域科技资源配置效率评价 基于主成分分析法的大连庄河投资环境评价与改进研究 基于主成分分析法的北京市商业地产投资环境综合评价 基于主成分分析法的油气勘探项目效益研究 基于主成分分析的河南省区域经济差异研究 基于主成分分析法的区域经济资源位建模讨论 基于主成分分析的浙江省区域经济差异浅析 常见问题解答 当前所在位置：，2007-05-15.

[2]刘保华.新疆固定资产投资宏观经济效益评价[D].新疆财经大学，2008.

[3]赵涛.管理学常用方法[M].天津：天津大学出版社，2006（7）.

第6篇：固定资产投资分析范文

关键词：基本建设投资 更新改造投资 固定资产投资 结构效率

一、引言

研究投资或固定资产投资对经济的促进作用是一个老话题了，但作为固定资产投资的两个重要方面――基本建设投资和更新改造投资的相对变动带来的效率提升却较少有人去分析。长期以来，在社会投资中占据主导地位的固定资产投资对我国的经济发展发挥着重要作用，这一点在2008年金融危机之后显得尤为突出。但长期依靠投资量的增加来推动经济发展是不可持续的，区域经济体中的固定资产投资容量是有限的，达到饱和度之后其边际效率也会递减。因而通过优化投资结构来释放生产力是我们应当考虑的重要命题。

进行结构效率的研究离不开实证分析。广西是中国――东盟自由贸易区的桥头堡，是一个沿海、沿江、沿边的西部民族地区，近几年在固定资产投资方面取得了不俗的成绩，而在日前国务院正式批复同意的西部大开发十二五规划中，广西北部湾经济区更是11个重点支持率先发展的经济区之一。因此，对广西的固定资产投资的结构效率进行实证分析，有着重要的意义。

二、固定资产投资结构的一般性分析

这里的固定资产投资结构主要是指基本建设投资与更新改造投资的比例结构。基本建设投资是指利用国家预算内拨款、自筹资金、国内外基本建设贷款以及其他专项资金进行的，以扩大生产能力为主要目的的新建、扩建投资和购置投资。更新改造投资是指利用企业折旧资金、国家更新改造预算拨款、企业自有资金、国内外技术改造贷款等资金，对原有设施进行技术改造和固定资产更新的投资。

依照马克思的社会再生产理论，基本建设投资属于外延式再生产和扩大再生产投资，主要体现为新建、扩建等形式的新建工程投资；而更新改造投资则属于内涵式再生产和简单再生产的范畴，主要体现在设施更新、技术改造等投资形式。这两种投资形式客观上存在某种最佳的数量比例关系，而且会随着经济的发展、固定资产投资规模、产业结构变迁等条件的变化而变化。发展中国家和地区的投资形式开始以新建、扩建为主，但是随着社会经济的发展，原有的设施会老化、折旧，而更新改造投资的比重则会不断提高。

依据2001――2011年《广西统计年鉴》的资料，我们发现基本建设投资一直是广西固定资产投资中的主体部分。2000年的基本建设投资额是281.54亿元，更新改造投资额是80.16亿元，此后两者的数字不断增长，近年来更是加速上升，到2010年基本建设投资额和更新改造投资额分别达到了3479.48亿元和2215.90亿元。

三、模型的构建与分析

为衡量基本建设投资与更新改造投资的比例变化所带来的经济产出效率，可采用具有广泛意义的柯布――道格拉斯生产函数进行分析。基于时间t的柯布――道格拉斯生产函数可以表示为：

在上式中，Y表示产出，K表示资本投入，L表示劳动力投入，A表示技术、管理、投资结构变动等因素。为简化问题，我们假设劳动力不会随着时间的变化而变化（即为常量），那么上式可转化为微分方程：

我们可进一步假设投资的规模效率不变，的变动主要由固定资产投资的结构变化引起，那么上式又可转化为：

上式用GDP的增长率表示，为基本建设投资与更新改造投资的结构变化率，为基本建设投资的增长率，为更新改造投资的增长率。我们选取1999年作为基期进行计算。其中：

，

根据2000年至2011年《广西统计年鉴》有关数据，运用EViews软件，可得出2000――2010年间广西基本建设投资与更新改造投资的结构变动效应的回归模型：

（0.510）（1.442）（13.046）（-4.822）

上述回归模型的判定系数为0.995，调整的判定系数也达到了0.993，具有很好的拟合优度。方程和变量的线性显著性检验（包括F检验和t检验）也基本符合5%的置信水平下显著不为零的要求。D.W的值2.423接近于2，可认为残差数据不存在一阶自相关（只具备轻微的负自相关性）。解释变量s、、和被解释变量g的散点图都较好的体现了其线性关系。

四、结论

通过对广西固定资产投资的结构效率进行实证分析，可得到如下结论：（1）从2000年到2010年，广西基本建设投资和更新改造投资比例的变动对经济产出的增长有正效应，这种投资结构每变动一个百分点，区域经济增长率就上升0.594个百分点，说明广西通过优化固定资产投资结构来释放生产力还有较大的发挥空间。（2）广西的基本建设投资增长率每增加一个百分点，就会带动区域经济增长率上升0.562个百分点，而同期更新改造投资增长率每增加一个百分点，就会导致区域经济增长率下降0.129个百分点，也就是说，基本建设投资对经济增长的促进作用要远大于更新改造投资，所以从这个角度看，目前在以GDP为考核导向的体制下，一些政府官员倾向于基本建设投资、推进新项目的做法并非是非理性的。（3）在以基本建设投资为主的固定资产投资中，我们也不能忽视更新改造投资的作用，因为更新改造投资额的基数相对较小，增加较小数量的更新改造投资额就会带来投资结构较大的变动和优化，进而促进产出率的提高，因而我们要综合考虑基本建设投资与更新改造投资的数量关系，寻找出最优的投资组合。

参考文献：

[1]李杰.投资结构论[M].成都:西南财经大学出版社，2006

[2]刘立峰.政府投资理论与政策[M].太原:山西经济出版社,2011

第7篇：固定资产投资分析范文

旅游固定资产投资是旅游业发展的重要组成部分，与旅游消费相同，旅游固定资产投资将带动相关产业发展，促进地区经济增长。旅游消费对旅游经济的贡献是直接的，显而易见的，而旅游固定资产投资却一直隐藏在社会总投资中，导致其对地区的经济贡献难以剥离。国内外旅游学界对该领域的研究较少，关于旅游业固定资产投资效应分析的定量研究就更为鲜见。我国“十三五”规划提出要发挥投资对经济增长的关键作用，优化投资结构，增加有效投资。一方面，旅游业是海南省的支柱产业，另一方面，作为全国唯一的热带岛屿省份，海南国际旅游岛的陆地面积可谓是“寸土寸金”，因此，研究海南省旅游业固定资产投资的经济效应对于海南省旅游业的可持续发展具有重要意义。

一、问题的提出

海南是中国最大的经济特区和唯一的热带岛屿省份，拥有良好的生态旅游资源。为充分发挥海南的区位和资源优势，1999年海南成为中国第一个生态省份，2010年1月4日，国务院《国务院关于推进海南国际旅游岛建设发展的若干意见》。自2008年来，海南省固定资产投资额逐年递增，2014年全年投资额达3039.46亿元，对地区经济增长一定带动作用。由此，以海南省为研究对象，探讨如何将旅游业固定资产从总固定资产中剥离，测算旅游投资对地区的经济贡献是本文的研究目标。

二、文献回顾

20世纪70年代以后，一些学者开始将数学方法运用到旅游经济影响的分析评价中，覆盖面较广，而旅游投资对经济影响的研究却很鲜见。

（一）旅游经济相关研究

张立生（2002）采用定量化的研究方法，对河南旅游业的经济效应进行了研究。张娜（2012）对冰雪旅游进行了相关研究，并对冰雪旅游经济效应等概念予以界定，鉴于冰雪旅游的特殊性，创新性地构建了冰雪旅游经济效应评估体系。鄢慧丽（2012）对中国旅游业经济发展中的问题进行了思考并提出相应对策。

（二）旅游固定资产投资相关研究

黎洁（2008）首次以旅游业固定资产投资为对象，研究其对江苏地区经济的贡献。王如东（2012）认为旅游特定产业中的旅游份额，直接影响旅游特定产业投资对地区生产总值的实际贡献。张敏（2014）从庐山区固定资产投资的角度，分析了庐山区旅游经济发展中的问题，并给出建议。此外，中国人民银行张家界市中心支行课题组对张家界市固定资产投资进行调查，对如何提高旅游经济发展中的投资效能给出建议。

目前仅有上述4篇文章对旅游固定资产投资进行研究，且现有文献多为定性研究，定量研究较少，主要原因有二：其一，各省份投入产出表制作周期一般为5年，相关信息更新速度较慢，而城市缺乏编制投入产出表的条件，这直接限制了旅游投资对经济的定量研究；其二，由于旅游投资隐藏在社会总投资中，较难剥离，从而造成旅游固定资产投资概念及内容不够明晰。本文在前人研究成果和海南省情的基础上，立足于旅游业固定资产视角，利用投入产出法，探析海南省旅游固定资产投资对该地区经济的贡献程度。

三、投入产出局部闭模型原理概述

所谓投入产出局部闭模型，是将投入产出表中最终产品的一部分纳入第Ⅰ象限，并以此为核心建立的数学模型。对于该模型，可导出Yn+1=（I-An+1）-1 Xn+1，（I-An+1）-1是投入产出局部闭模型乘数，它一般用于考察每增加一个单位最终产品对社会总产品的贡献大小，其中单位最终产品可以是单位消费或投资。居民收入的增加，必然会刺激其对各生产部门的消费。因此，将第Ⅱ象限的居民消费列闭至第Ⅰ象限，建立投入产出局部闭模型，进而测算旅游投资对地区经济的贡献有一定的可行性。

四、海南省旅游固定资产投资经济效应实证研究

（一）旅游特定产业的选取

旅游活动包括“食、住、行、游、购、娱”六大方面，且旅游业具有产业关联度大、带动性强的特点，根据国民经济行业分类（GB/T4754-2002）和2007年海南省投入产出表的行业分类，并参考了相关文献，本文确定了5个行业，即交通运输及仓储业、邮政业、批发和零售业、住宿和餐饮业、文化体育和娱乐业。

（二）相关系数测算

利用现有的2007年海南省国民经济核算体系中的投入产出表，将消费列移至第一象限，即可得到海南省投入产出的局部闭模型，进而测算出海南省旅游特定产业固定资产投资对地区生产总值的直接贡献，结果见表1第2列数值。

显然，旅游特定产业的消费者并不都是游客，如交通运输及仓储业不仅为旅游者提供服务，旅游特定产业固定资产投资对地区生产总值的贡献也不都是由旅游消费引起的，因此，旅游特定产业中旅游部分所占比重，直接影响旅游特定产业固定资产投资对地区生产总值的实际贡献，笔者提供查阅相关文献，估算出海南省旅游特定产业中的旅游份额，见表1第3列数值。

四、将旅游特定产业固定资产投资对地区经济的直接贡献率与旅游特

定产业的旅游供给比例相乘，即表1中第2列和第3列数值相乘，便得到旅游特定产业对地区经济的实际投资乘数，见表1第4列数值。

（三）海南省旅游特定产业对地区经济贡献的定量测算

通过查阅2012年海南省统计年鉴，笔者得到2007年海南省各旅游特定产业的固定资产投资额，乘以各自投资乘数，便得到各旅游特定产业的实际贡献值，再将各实际贡献值汇总相加，就得到旅游特定产业固定资产投资对海南省生产总值的贡献额，详见表2。

由表2中数据可知，2007年旅游特定旅游产业固定资产投资中的旅游份额对海南省GDP的实际贡献值为150.11亿元，约占当年海南省GDP的10%，说明旅游业对海南省经济发展贡献比较大，在一定程度上也印证了旅游业在海南省各产业中的地位。

按投资乘数及实际固定资产投资额的大小进行排序，两者所得结果一致，前三位分别是交通运输及仓储业、住宿和餐饮业、文化体育和娱乐业，主要原因有：一是交通运输业多为政府投资，受政策影响较大；二是住宿、餐饮类行业投资回报率较高，吸引了大量社会资本；三是文化、体育和娱乐业具有较强的带动性。

五、海南省旅游特定产业发展的建议

随着“建设海南国际旅游岛”这一国家战略的实施，海南省的旅游业有了飞速发展，知名度也在不断提升，成为国内主要的旅游目的地之一，同时，政府的扶持也为海南旅游业提供了有利的政策条件和良好的投资环境，吸引了各投资主体纷纷在此“落户”。然而，由于缺乏有效的科学支撑，在投资过程中就不可避免地出现低效或无效的开发现象，造成资本的闲置、浪费。为了使各旅游特定产业固定资产投资发挥最大效用，本文对海南省旅游特定产业固定资产投资的经济贡献进行研究，并以研究结果为依据，提出以下对策

1.交通运输及仓储业的投资系数最高，即其单位投资对海南省经济贡献最大，这与海南独特的地理位置和交通在旅游业中的重要地位有关，一方面，海南省位于中国最南端，且是全国唯一的海岛省份，岛外游客进出海岛可选择的交通工具较为有限，导致旅游消费中交通花费相对较高；另一方面，在旅游活动六要素中，“行”是非弹性消费之一，外部交通的便利性、内部交通的通达性都会影响当地旅游业的发展，2015年12月30日，海南环岛高铁的开通正说明了交通对于海南的重要性。因此，当地政府应积极投资省内交通基础设施建设，拉近城市与城市之间的“距离”，使地处偏远地区的旅游资源发挥最大的价值。

2.远距离旅游在赴琼游客中占有较大比重，间接刺激了各大酒店纷纷投资“入驻”，尤其在三亚各知名海湾，国际著名品牌酒店应有尽有，可满足高消费人群的需求，但目前三亚市场定位仍不够明晰，低价位的旅游团在三亚随处可见，而且海南旅游的淡旺季也比较明显，这些都致使酒店房间的闲置率较高，不利于旅游业的可持续发展，因此，当地政府可通过制定相关政策放缓住宿业固定资产投资的步调，做到资源的合理有效配置。

3.旅游购物是旅游活动过程中不可缺少的环节，是刺激旅游消费、提高旅游收入的重要部分，尽管海南省在海口美兰机场和三亚凤凰机场开放了免税店，实施“离岛免税”政策；万宁也成立了奥特莱斯，但店内所售物品无论从产品质量还是地方特色都很难与世界接轨，总体而言，游客可选择的购物点及特色产品仍十分有限。因此，适当增加旅游购物的固定资产投资建设，开发特色购物品，是海南省旅游业及相关部门需要关注的新内容。

六、结语

第8篇：固定资产投资分析范文

关键词：西部大开发；DEA模型；固定资产投资效益

中图分类号：F2

文献标识码： A

文章编号： 16723198（2013）13005102

1 引言

长期以来，新疆境内一直存在着较大的区域发展差距，尤其是西部大开发战略实施以来，南北区域差距逐渐拉大。资金的趋利性导致新疆固定资产投资大多集中在经济发展相对较好的北疆地区，南疆地区固定资产投资相对薄弱。新疆地域跨度大，地区气候条件、资源条件、文化、产业结构、人员素质等相差较大，使得各地区固定资产投资效益参差不齐。另一方面，新疆与内地经济发展差距有拉大趋势，一些地方政府都寄希望于通过投资规模的扩大来带动经济的快速发展，过度依赖固定资产投资增长对经济的拉动作用。“重投资、轻效益，重数量、轻质量”的投资理念较为普遍，已成为影响新疆经济快速发展的重要因素。

关于固定资产投资的效益研究，侯荣华（2002）运用效益系数指标测量了中国1980年—2000年固定资产投资效益，发现当年GDP新增和上年投资额相关程度最高。苗敬毅（2006）依据现代经济周期理论证明了固定资产投资波动是引起经济波动的最主要原因，但具有2个月的滞后性。崔光莲（2009）从经济效益、社会效益和生态效益三个方面对新疆固定资产投资效益进行了比较系统的研究。现有的研究成果中，对新疆固定资产投资效益的研究相对较少，对新疆各地州的研究更是几乎没有。研究如何通过调整投资区域布局来提升新疆整体效益问题具有重要的现实意义。

2 新疆各地州固定资产投资效益DEA分析

2.1 模型构建

数据包络分析（简称DEA）是由Charnes和Cooper等人在1978年首次提出的，是一种典型的非参数模型。Fare等（1992a）改造了DEA模型构造出一个跨周期效率衡量指标——Malmquis指数。该指数不需要事先确定投入产出间的函数关系，避免了主观因素的影响，弱化了数据质量对估计结果的影响，减少了模型的误差。根据Chen和Ali（2004）将Malmquis指数表示为：

其中R1为相对于可变规模报酬的纯技术效率变化，R2为规模效率变化，R3为技术水平变化，R1与R2的乘积为技术效率变化。纯技术效率变化、规模效率变化、技术水平变化若大于1，则表示该项对TFP具有正向促进作用；反之，则为负向阻碍作用。

2.2 结果及分析

本文选取样本为新疆十五个地州1990—2000、2001—2011两个阶段的算数平均值面板数据。选取投入变量为：固定资产投资，产出变量为：人均地区生产总值、财政收入、有效灌溉面积、普通中学在校学生人数、每万人平均医生数。文中数据主要根据1991—2012年新疆统计年鉴、各地州统计年鉴、各地州统计公报、新疆统计信息网等计算而得。

2.2.1 Malmquis指数分析

根据上述导出的Malmquis指数方法，利用DEAP2.1软件分析结果如下：

表1显示：从整体来看，新疆固定资产投资综合效率变动的标准差为0.38，标准差是反映离散程度的指标，其值越大，表明越不均衡。可以看出新疆地区投资效益变化差异性较大。综合效率均值下降了60.1个百分点，说明西部开发以后新疆固定资产投资总体效益降低，且技术水平下降是引起综合效率降低的主要原因。这里的技术水平下降不是绝对水平的下降，而是在一定的投入产出规模下，技术水平进步速度相对较慢所引起的相对效率下降。

从各地州来看：综合效率大于1的地区只有克拉玛依市和吐鲁番地区，大于0.5的有乌鲁木齐和巴音郭楞蒙古自治州，其余地区都小于0.5，说明新疆各地区固定资产投资效益较西部大开发前是下降的，且大部分地区下降较为严重。根据影响综合效率的因素，我们把各地区分为三类：

（1）技术效率变动和技术水平都小于1。

主要包括：哈密地区、昌吉回族自治州、伊犁州直属县（市）和喀什地区。这些地区固定资产投资在西部大开发以后增长速度较快，而投资投资管理水平和技术水平增长相对滞后，使得技术效率变动和技术水平都小于1，共同导致综合效率下降，必须提高这些地区固定资产投资的科学性和投资项目的管理水平，调整投资规模，同时加强更新改造投资力度，引进先进的管理模式和工程建设技术。

（2）技术效率变动等于1，但技术水平小于1。

主要包括：博尔塔拉蒙古自治州、克孜勒苏柯尔克孜自治州和和田地区，这三个地区一直是投资额最低的地区，且增长较缓慢。投资规模小，便于投资管理，同时，投资边际效率较高，而项目建设技术水平较低，应当积极改进技术，引进技术人才。

（3）技术效率变动大于1，但技术水平小于1。

其余的9个地区技术效率都大于1，主要是技术水平下降引起综合效率下降。这些地区主要是经济发展水平较好的地区，但技术水平增长较慢导致综合效率下降，应当加大更新改造投资，提高自主创新能力，同时，积极引进东中部先进的技术和高科技人才。

2.2.2 松紧效益分析

为了进一步反映西部大开发以后新疆各地州固定资产投资与产出效益的静态现状，本文选取2001—2011年平均值的截面数据做DEA分析，这里采用投入导向的VRS模型。结果如下：

表2给出了存在松紧效应的地州，其余地区都不存在冗余。可以看出，上表中五个地区产出都存在不同程度的冗余，表明这些地区应当努力促进固定资产投资结构优化。其中巴音郭楞蒙古自治州的人均地区生产总值、财政收入、每万人平均医生数冗余最严重，分别为4964.845元、6.757亿元和4.107人；伊犁州直属县（市）的有效灌溉面积和普通中学在校学生人数冗余量分别为：111.139万亩和18338719人，处于最高水平；吐鲁番地区和哈密地区虽然各项产出都存在冗余，但冗余量相对较小。说明这些地的固定资产投资在产出方面还有一定的上升空间。但从投入角度来看，只有巴音郭楞蒙古自治州存在投入冗余，说明该地区在加快经济发展过程中应当注意投资规模的适度性。

剩下的十个地区中投入和产出都不存在冗余，这主要可以分为两种情况：第一，由于技术水平相对较高，使得投入和产出处于相对均衡的状态，实现最大效率，如乌鲁木齐市、克拉玛依市、石河子市、昌吉回族自治州和塔城地区。这些地区相对较大的技术改造和更新投资是提高固定 资产投资效益的主要途径，应当继续保持。第二，由于固定资产投资的相对缺乏，成为提升产出能力的瓶颈，使得产出和投入处于低水平的均衡状态，但投资布局是相对合理的，如博尔塔拉蒙古自治州、阿克苏地区、克孜勒苏柯尔克孜自治州、喀什地区、和田地区。因此，在现有的投资结构下继续扩大该地区的固定资产投资规模，打破经济发展瓶颈，可以实现更高水平的均衡状态，进一步提升固定资产投资效益。

3 提升新疆各地州固定资产投资效益路径

3.1 积极调整投资布局，提高固定资产投资利用效率

对于一些经济发展水平相对落后的地区，主要是由于其投资相对缺乏，投资的边际效率较高，固定资产投资成为限制生产能力提升的瓶颈，因此，应当继续加大该区域的投资力度，打破投资瓶颈，实现投入产出更高水平的均衡。对于产出松弛比较大的地区，在加大固定资产投资力度的同时应当注意调整投资结构，以投资为导向促进地区优势资源的开发以及优势产业的培育。

另外，根据“新疆维吾尔自治区国民经济和社会发展第十二个五年规划”中提出的“两带两区”的发展战略布局以及特殊经济开发区的发展要求，在投资布局时应当加大天山北坡经济带、天山南坡产业带、喀什、霍尔果斯等重点地区的投资力度，打造新疆经济增长极，从整体上提升新疆固定资产投资效益；同时大力扶持发展南疆三地州贫困地区和沿边高寒地区，通过投资布局来协调区域经济发展。

3.2 处理好生产性投资和非生产性投资的关系

生产性投资能够带来直接的经济效益，而非生产性投资通过改善投资环境产生间接效益。新疆各地州应当根据各自特点加大非生产性投资以改善投资环境，如道路、水利、电力、教育，卫生、治安等基础设施的投资，以及促进一些相关法律法规的完善，保证稳定的社会环境等。

3.3 调整投资结构，实现由资源投入增长型向技术投入增长型转变

近年来，新疆各级政府为了追求高速的GDP增长，把大量的资金投向资源开发和初级产品加工行业，呈现一种粗放的经济发展模式，严重降低了固定资产投资产出效益。因此，新疆必须积极调整投资结构，加大重点行业的技术改造和更新的投资，通过技术进步延长产业链条。加强各地区优势农产品深加工行业投资支持力度，大力发展高科技含量、高档次、高附加值的农产品精深加工业，形成南疆以特色林果精深加工为主、北疆以特色农副产品和畜产品精深加工为主的产业格局。同时，加强农业科技创新，开展农业生产、加工、流通等重点领域的关键技术攻关的资金支持。

参考文献

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[7]伍文中.基础设施投资效率及其经济效应分析——基于DEA分析[J].经济问题，2011，（1）.

第9篇：固定资产投资分析范文

关键词：固定资产投资；国民收入；协整

一、引言

投资与国民收入是经济系统的重要组成部分，投资对于经济总量扩张所发挥的作用是无可替代的。乘数理论和加速度理论都是关于投资与国民收入关系的理论，可见投资与经济增长是相互影响，相互作用。一方面，固定资产投资是一个国家（地区）国民收入增长的前提保证，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。另一方面，持续的国民收入增长不仅可以增加储蓄，为投资提供物质基础，而且还会提高投资者的投资信心，激发他们的投资积极性。

本文分析了改革开放以来我国国民收入与固定资产投资基本态势，对固定资产投资与国民收入关系进行了协整分析，旨在从实证角度分析固定资产投资与国民收入的相互关系。

二、协整分析的理论与方法

协整指的是尽管两个或多个时间序列单个来说是非平稳的，但它们的线性组合可以是平稳的。协整分析的经济意义在于，对于两个具有各自长期波动规律的变量，如果它们之间是协整的，则它们之间存在一个长期的均衡关系。反之，如果这两个变量不是协整的，则它们之间不存在一个长期的均衡关系。在实证分析研究时，一般是首先对时间变量序列及其一阶差分序列的平稳性进行检验。其次是检验变量间协整关系，再建立协整变量与均衡之间的误差修正模型。最后，一般再对具有协整关系的时间变量序列的因果关系作进一步检验分析。

（一）平稳性的单位根检验

单位根是表示非平稳性的一种方式，若一随机变量Yt经过回归后发现其滞后项Yt-1的系数为1，则随机变量Yt有一个单位根。检验变量是否稳定的过程称为单位根检验，本文使用ADF法检验变量的平稳性，如（1）式。

ΔYt=α0+α1t+α2Yat-1+Σmi=1αiΔYt-1+μt（1）

并作假设检验：H0∶α2=0。如果接受假设H0，则说明序列Yt存在单位根，因而是非稳定的；否则说明序列Yt不存在单位根，即是稳定的。方程(1)加入m个滞后差分项是为了使残差项为白噪声 (即随机误差项遵从零均值、恒定方差和非自相关等经典假设)。如果序列Yt平稳，则称该序列为0阶单整序列，可简单表示为I(0)。如果序列Yt经过d次差分后具有平稳性，则称该序列为d阶单整序列，表示为I(d)。所以对于非稳定变量，还需检验d阶差分的平稳性。如果变量的一阶差分是稳定的，则称此变量是I(1)的。所有变量的一阶差分平稳是变量之间存在协整关系的必要条件。

（二）时间序列变量之间的协整检验

若两个或多个非平稳变量序列，其线性组合后的序列呈平稳性，则可称这些变量序列间有协整关系(Cointegration)存在。关于协整关系的检验与估计目前有许多方法，如Engle- Granger两步法、Johansen极大似然法等。本文采用Engle- Granger两步法进行变量间的协整关系检验。如果我们已经判断两个序列Xt和Yt是非平稳的，而且它们都是d阶单整序列，则可以利用OLS求出协整回归方程(2)，然后通过检验回归方程(2)的残差是否存在平稳性来判断Xt和Yt的协整性。假如Xt和Yt不是协整的，则它们的任意一个线性组合都是非平稳的，因此，其残差也必然是非平稳的；如果检验结果表明，其残差是平稳的，则可以认为Xt和Yt之间存在协整关系。

Yt=α+βXt+μt(2)

（三）误差修正模型

如果两变量Xt和Yt是协整的，则它们之间存在长期均衡系，当然在短期内也许会出现失衡。两变量间的这种短期不均衡关系的动态结构可以误差修正模型(Error Correction Model, ECM)来纠正。误差修正模型是联系两变量的短期和长期行为的模型，如（3）所示：

ΔY=滞后的（ΔYt,ΔXt）+φεt-1+Ωt

（3）

（四）格兰杰(Granger)因果关系

虽然回归分析考虑一个变量依赖于另一个变量，但不一定意味着因果关系。在Granger因果关系检验方法产生之前，人们对各种经济现象之间关系的分析只局限于定性分析，这种分析方法往往难以揭示各种经济现象之间的因果关系。Granger(1969)和Sims（1972）提出的因果关系检验法的基本思想如下：在做Y对其他变量（包括自身的过去值）回归时，如果把X的值包括进来能显著地改进对Y的预测，可称X是Y的格兰杰原因。

三、我国固定资产投资与经济增长的实证研究

我们只对1978-2007年间的我国固定资产投资（I）与国民收入（GDP）的关系进行考察，统计数据都是来自中国统计年鉴（各年）。为消除误差项的自相关现象，对文中模型内的变量采取了对数形式，本文运用EViews3.1进行分析。

（一）单位根检验。

首先对1nGDP 、1nI及其一阶差分变量1nGDP和1nI等数据进行平稳性检验，结果如表1。由表1可知，1nGDP和1nI序列滞后长度为1期， 1nGDP和1nI序列的统计量t值均大于其显著水平10%的临界值，在1%的显著性水平下，接受序列1nGDP和1nI有单位根的假设；同时，ADP检验拒绝了这两个序列的一阶差分(1nGDP和1nI )具有单位根的假设。因此，序列1nE C和1nE X 都是一阶单整I(1)序列。由于上述序列均通过了单位根检验且所有变量又是同阶单整的，这样，就可以对这些变量之间是否存在协整关系作进一步的检验。

表1 平稳性检验结果

变量ADF值滞后期1％临界值10%临界值结论

1nGDP1.05031-3.7076-2.6290否

1nI0.22541-3.7076-2.6290否

1nGDP-3.40721-3.7204-2.6318是*

1nI-2.73631-3.7204-2.6138是*

注：*表示10％显著水平

（二）协整检验。

运用0LS估计方程(2)的对数形式，得到回归方程（4）：

lnGDP =1.0393 + 0.6994 lnI （4）

(53.509) (44.396)

R2=0.977

上述回归方程调整后的可决系数情况表明该方程的拟合度很高（R2=0.977），同时，回归方程中的自变量系数的统计量通过了1%显著性水平检验。对方程（4）的残差平稳性检验的结果(表2)表明，在5%的水平下，该残差通过了平稳性检验，可以认为残差是平稳的。这表明，我国固定资产投资与国民收入之间存在长期的动态关系即存在协整关系。

表2 残差单位根检验结果

ADF检验值1％显著水平5％显著水平结论

-2.4531-2.6560-1.9546是*

注：*表示5％显著水平

（三）误差修正模型。

根据方程式(4)的残差项ECM，建立下列误差修正模型。建立误差修正模型时，首先需要选择每一个变量的滞后长度，本文使用Hendry的从一般到个别的建模方法。一开始，每个变量滞后2到3期，然后，删除那些不显著的滞后期，获得最终的简洁形式模型(5)。误差修正项通过了1%的显著性水平检验。误差修正模型(5)显示，无滞后期的固定资产投资变化对其本期的国民收入变化有正的影响。误差修正项系数表明，当变量偏离长期平衡时，20.13%的偏离均衡部分会在一年之内得以修正，使得我国固定资产投资与国民收入保持长期的动态均衡。

lnGDPt=0.1095 - 1.038lnIt - 0.2012ECMt-1 （5）

(3.0817) (2.2948)(-2.0201)

(四)因果关系检验

协整检验结果表明我国固定资产投资与国民收入之间存在长期的均衡关系，但是这种均衡关系是否构成因果关系，即是由固定资产投资的增加带来国民收入增长，还是国民收入带来固定资产投资的增加需要进一步验证。对1nGDP 和1nI之间的关系进行Granger检验，选择2年的滞后期，得到表3中的结果。从F统计量值的情况可以得到的结论是：结果显示国民收入对固定资产投资的带动作用要大于投资对国民收入的促进作用。

表3 中国对外出口和能源消费的因果关系检验

能源消费量与对外出口额的因果关系滞后阶数F统计量

概率值

lnGDP不是lnI的格兰杰原因24.32690.02712

lnI不是lnGDP的格兰杰原因20.29750.7534

四、结论

投资与国民收入增长的问题是国民经济系统上的重要组成部分，两者的关系是十分密切。通过对我国固定资产投资总量和国民收入的时间序列的计量分析，我们可以了解到国民收入增长与投资之间的关系：国民收入增长极大地带动了固定资产投资的增加，同时固定资产投资对国民收入的增加作用却不如其显著。可见国民收入对固定资产投资的带动作用要大于投资对国民收入的促进作用。

参考文献：

［1］T Owen Carroll , Romir Chatterjee , Vinod Mubayi , Energy Planning in Latin America: A Brief Review of Selected Countries , Latin American Research Review , Vol.17 , No.3 (1982) , pp. 148-172

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