固定資產投資統計方法范文

導語：如何才能寫好一篇固定資產投資統計方法，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

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關鍵詞：投資；統計；制度方法；改革

中圖分類號：F230 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2014）30-0138-02

隨著市場經濟的不斷深入，投資格局不斷發展變化，固定資產投資統計制度方法面臨改革新時期。

一、現行投資統計的基本特點

一是按項目統計?，F行投資統計制度規定，凡總投資達到500萬及以上的項目，作為投資統計的起報對象，一個單位有多個項目的分別單獨填報，項目分期實施的按期別分別上報，項目實行分級審批入庫制，其中，1億元～5億元的由地市級統計局審批入庫，5億元～10億元的由省級統計局審批入庫，10億元以上由國家統計局審批入庫。

二是按形象進度統計?，F行投資統計制度規定，投資額中的建筑工程和安裝工程以形象進度作為計算依據，形象進度以預算單價乘以實物工作量構成，實物工作量則由各分項工程組成；設備工器具購置是以簽訂后買合同和付款憑證為計算依據，設備到場或安裝后直接計入投資額；其他費用則以財務憑證和有關行政記錄為計算依據。

三是逐級審核上報?，F行投資統計制度要求，上報投資統計數據以逐級審核上報方式進行，即由基層項目單位填寫紙質統計報表并簽字審核后保送基層統計機構，基層統計機構收集整理審核報表后統一報送所轄縣級統計局，縣級統計局投資統計人員在審核好各項屬性指標和數據指標后，通過統計內網上報送至所轄地市級統計局，市統計局通過專業報表審核后再向上一級省統計局報送。

四是下算一級評估。目前地區投資數據的認定是由上一級統計部門根據該地區的內外部相關指標來綜合評估認定的。在投資報表層層上報后，國家局對各省進行評估，省局對各市進行評估，以此類推。

二、現行投資統計中存在的問題

一是項目信息收集難。投資統計在項目不固定性上區別于其他專業，沒有“定報”的概念。投資項目增減變化的準確反映建立在統計人員對項目充分熟悉基礎上，然而實際項目信息收集難度頗大。目前主要是通過與項目審批部門及時分享當期新開工項目信息來收集。但隨著地方審批簡政放權的不斷深入，很多審批項目已取消，如購買一般設備等行為已被認可為企業自主行為。項目真實開工時間僅僅從批文上已經不能確認，同時由于時間導致成本上漲使立項批文中的計劃投資與實際投資也會出現較大出入。

二是項目統計入庫難。新開工項目入庫制度的建立，要求所有項目必須“先入庫后有數”，新開工項目特別是億元以上項目入要提供的材料繁雜，給新開工項目入庫帶來困難。一方面，各建設單位、經濟主體“重建設輕統計”，對項目入庫不夠重視，不能及時向統計部門提供新開工項目的各項資料。另一方面，部分項目往往是邊建設邊補手續，很多實際已開工項目，因為土地、環評等手續未能及時辦理導致項目所需資料收集整理困難。這些都導致部分項目不能及時入庫。

三是項目投資額認定難?，F行投資統計在指標設置上傳統計劃色彩依舊較濃，主要表現在指標多且實用性差、微觀經濟指標設計不夠全面、投資效果統計指標不夠完善等。投資表的填報涉及單位工程、財務、行政、銷售等多個部門，實際工作中，統計人員多由單位會計兼職，對項目實際情況無法及時掌握，其他部門提供材料也不可能逐一核對。上報時間上，由于逐級審核上報需要時間，基層單位整理報送報表的時間一般提前到月底之前，對于統計數據只能進行粗略預計，統計變成“籠統計算”。

四是數據評估認定難?，F行投資統計制度下，地方投資指標的總量與增速不以上報數為準，而是由上級統計部門根據向各部門收集關聯性指標并賦以不同權重測算評定得來。評估指標在一定程度上反映一個地區的投資形勢，但評估指標的某些局限性致使不能準確反映。比如權重（下轉147頁）（上接138頁）較大的建筑業營業稅，建筑企業以注冊地統計，外來建筑企業雖在本地建設卻在注冊地記賬、交稅；中長期貸款，外地銀行的借貸不納入項目所在地統計，銀行外的資金融通也未成為評估依據。除評估指標的設置存在缺憾，評估指標的取值期間也大多為上季度或上月，時間上也滯后。

引起這些問題的深層次原因則是現行投資統計制度在理論基礎、指標框架、調查方法上都已不能適應新形勢發展之需要。按照前蘇聯模式建立、從計劃經濟時代而來的現行投資統計制度，盡管進行過一系列改革和完善，但仍滯后于社會主義市場經濟體制的不斷發展。在此基礎上建立的指標體系繁雜、調查方法單一，也已無法適應經濟形勢發展和宏觀調控的需要。因而，以全面反映科學發展觀進程為目標，以滿足國民經濟核算為方向，以提高統計數據為核心的固定資產投資統計制度改革顯得尤為必要和重要。

三、目前投資統計制度方法改革進展

國家統計局不斷加強頂層設計，在組織模式、投資對象、統計起點、數據采集、統計頻率等方面對投資統計展開全方位立體式改革，并分層次穩步推進。

為探索固定資產投資統計制度方法改革的有效途徑，2013年6月在山西晉城、江蘇無錫、貴州黔東南和陜西西安四地開展首次投資改革試點。為鞏固試點經驗成果，穩步推進投資制度改革，2014年投資統計改革試點地區擴大至9個。5月起，天津、江西、重慶開展省級范圍綜合試點；上海、湖北承擔省級范圍專項試點；山西、江蘇、貴州和陜西開展市級范圍試點。

新投資制度中“固定資產投資”概念轉變成“非金融資產投資”。改革的主要內容包括兩大轉變、三大原則和四種方式。

兩大轉變：一是將固定資產投資調查對象由投資項目轉變為法人單位；二是將固定資產投資額計算方法由形象進度法轉變為財務支出法。

三大原則：一是遵循“簡潔、友好、可核查”的原則，讓調查對象容易填報，填報數據有據可依、有據可查；二是遵循與現有統計調查制度相結合的原則（與“企業一套表”制度相結合；與小微企業抽樣調查制度相結合；與部門統計調查制度和行政記錄相結合）；三是遵循滿足國民經濟核算和國際對比需要的原則。

四種方式：根據調查對象的不同，采用四種調查方式：一是對納入“企業一套表”的調查單位，隨“企業一套表”制度進行布置，通過一套表平臺以聯網直報方式采集試點數據；二是對納入小微企業調查范圍的調查對象，利用國家統計局已有的抽樣調查制度，在現有的抽樣框內以抽樣調查方式采集試點數據；三是對“企業一套表”和小微企業統計范圍以外的調查單位，利用主管部門抄送行政記錄方式采集試點數據；四是對新建企業，單獨建立新建企業名錄庫，單獨布置報表。

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【關鍵詞】 固定資產投資 經濟發展 狀態空間模型

固定資產投資是一個國家(地區)經濟增長的前提保證,是優化產業結構的重要途徑,也是實現經濟持續健康發展的重要動力。通過建造和購置固定資產的活動,國民經濟不斷采用先進技術裝備,建立新興部門,進一步調整經濟結構和生產力的地區分布,增強經濟實力,對加快經濟發展,構建社會主義和諧社會具有重要的意義。

一、數據的選取與說明

數據來源于江蘇省統計年鑒年度數據。文章選取1974―2008年江蘇省的GDP和固定資產投資總額。對數據取對數,以消除異方差。LNGDP代表國內生產總值,LNTZ代表固定資產投資。

二、研究方法說明

首先檢驗兩者之間的協整關系,這樣建立二者長期均衡關系才有實際意義,并且通過實證研究得到的政策建議才具有未來的推測性。并且由于經濟的發展,江蘇省的經濟結構不斷地發生變化,經濟變量影響關系也可能發生變化。利用狀態空間模型可以很好地反映二者之間的動態關系,以消除經濟結構變化所帶來的干擾。

三、數據平穩性檢驗

由表1可以看出,LNGDP、LNTZ的檢驗統計值大于臨界值,說明原序列是非平穩的;兩序列的差分序列的檢驗統計值小于臨界值,說明二者的差分序列是平穩的,兩個原序列都是一階單整的。

四、協整關系檢驗

在進行協整檢驗之前,首先建立無約束的向量自回歸(VAR)模型,確定模型中變量的最佳滯后階數,根據AIC準則,確定VAR模型最優滯后階數為1。本文采用Johansen協整檢驗對LNGDP、LNTZ兩個序列進行檢驗。

表2結果表明:在顯著水平5%的水平下,GDP與固定資產投資存在一個協整關系。這說明江蘇省GDP與固定資產投資存在長期變動關系。

五、格蘭杰因果關系

前面的檢驗結果說明,能源消費與產出水平之間存在著協整關系。為了理解江蘇固定資產投資與經濟增長之間的相互關系,有必要測算兩者之間的因果方向。在回歸方程中,一個解釋變量影響因變量,意味著解釋變量的變化引起了因變量的變化,這就是所謂的變量間的因果關系。運用Granger因果檢驗方法對江蘇省經濟產出數據與固定資產投資數據進行關系檢驗的結果如表3所示。

檢驗結果顯示,固定資產投資是經濟增長Granger原因,經濟增長不是固定資產投資Granger原因,但是兩者都不存在反向的關系。這說明盡管江蘇省的固定資產投資與經濟增長之間存在長期的均衡關系,但并不是嚴格的雙向因果關系。江蘇省的經濟增長受投資拉動的跡象明顯。

六、建立狀態空間模型

狀態空間模型是由一組觀察方程和狀態方程構成。在這里,以狀態空間模型考察GDP與固定資產投資的關系,建立如下形式模型:

得到的估計模型如下:

量測方程LNGDP=4.21+SC1?鄢LNTZ+εt

狀態方程SC1=0.025+0.959sc1(-1)+ηt

圖1是狀態方程的估計值的線圖。

在考慮經濟結構變化的基礎上以及估計的SC1可以看出,投資的產出彈性是出于震動的上漲,但是總體的趨勢向上的,這意味固定資產投資對于經濟增長的拉動作用還是很明顯的。

七、結論

第一,投資對經濟增長的作用具有雙重作用,它既能增加生產能力,又對生產構成需求,即兼有供給效應和需求效應。短期內,投資主要是作為一種需求影響經濟發展,而從長遠來,投資供給效應的作用更為時顯。江蘇省固定資產投資與經濟增長存在長期的均衡關系。固定資產投資是江蘇省經濟增長的一個主要拉動因素。第二,通過Ganger因果檢驗表明,江蘇固定資產投資和GDP增長之間存在單向因果關系,固定資產投資的增加或減少必然會引起GDP的增加或減少,而GDP的變化對固定資產投資的變化沒有直接因果關系。從協整檢驗可以看出,固定資產投資對經濟的長期增長影響顯著。這表明江蘇省固定資產投資始終是經濟快速健康發展不可或缺的推動力,而固定資產的投資由于其存在的內在剛性,對經濟波動的反映程度較弱。第三,通過狀態空間模型可以看出,固定資產投資對于經濟增長的拉動作用愈來愈大,已經基本上達到了0.62,江蘇省應該提高投資效率,發揮其重要作用。統籌兼顧,優化固定資產投資結構;充分利用資本市場,拓寬投融資渠道;注重規劃,確保投資均衡發展;堅持市場規范和結構改善并舉,進一步完善房地產市場調控。

【參考文獻】

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【關鍵詞】 固定資產投資； 灰色相對關聯度； 煤炭聚集區

一、引言

隨著經濟全球化發展趨勢的不斷蔓延，煤炭資源的利用與開發程度越來越大，我國作為世界上最大的煤炭生產國與消費國，煤炭產業的發展對經濟與社會的發展具有重要的影響。固定資產投資是影響煤炭產業發展的一個重要因素，改革開放以來，我國煤炭產業的固定資產投資規模隨著國家投資體制改革的逐步深化而穩步提升，為煤炭產業的經濟增長做出了突出貢獻。因此在世界經濟蓬勃發展與我國煤炭產業面臨著發展方式轉型的關鍵時期，分析固定資產投資對煤炭產業發展的影響具有非常重要的現實意義。

固定資產投資在煤炭產業發展中起到了重要的作用，但是，隨著時間的推移，固定資產投資對產業發展的影響作用是不斷增強、逐漸減弱還是保持穩定是我們需要研究的一個新問題。目前國外學者主要是從產業整體角度分析投資與國家經濟增長之間的關系。其中具有代表性的是新凱恩斯學派的新劍橋增長模型、哈羅德—多馬模型、內生勞動經濟增長模型，新古典主義學派的新古典經濟增長理論以及投資乘數—加速數理論。在以上投資理論的基礎上，美國學者德隆和薩默斯通過實證研究分析得出了美國的經濟增長與固定資產投資之間存在著正相關的關系。萊文和瑞奈爾特通過截面數據和統計檢驗結果分析得出，投資是一個刺激經濟發展靈敏且行之有效的變量。阿爾弗雷德和威利通過對美國、日本、英國、德國與法國的時間序列數據分析得出投資具有外部經濟效應，對內生經濟增長具有推動作用，且這種作用的大小在不同國家具有明顯的差異性?？ɡ⑺椭Z曼對39個發展中國家不同時期的投資與經濟增長的關系進行了研究，得出了投資對經濟增長具有驅動作用的結論。國內對固定資產投資和經濟增長之間關系的研究也越來越多。劉金全、于惠春采用VAR模型中的Granger檢驗從總量角度和增量角度來判斷固定資產投資和實際產出之間存在的雙向影響。焦佳等使用變結構協整分析方法建立了誤差修正模型，對我國1953—2005年數據進行變結構協整分析，得出我國固定資產投資與經濟增長具有兩段式變結構形式，并認為我國固定資產投資與經濟增長之間的關系具有長期均衡性。袁文斌等利用典型相關分析方法對我國31個地區的固定資產投資與經濟增長關系進行了研究，結果表明全社會固定資產投資與經濟增長呈正相關關系且相關程度較強。王宇新利用EBA模型得出我國固定資產投資與經濟增長之間存在強顯著關系，并對我國的經濟政策提出了若干建議。王凱慶從固定資產投資規?？偭?、投資效益滯后效應、相關性、變化趨勢等多個角度分析了云南省固定資產投資對GDP增長的影響，并提出優化投資結構、提高投資效益、深化投資體制改革等政策建議。

在煤炭產業發展過程中，固定資產投資對其發展具有重大的推動作用。本文以改進后的灰色相對關聯度方法為基礎，對固定資產投資與煤炭產業發展之間的關系進行分析。

二、研究方法

對固定資產投資研究的方法有多種，比較常見的有基尼系數法與線性回歸?；嵯禂捣ㄔ诜从掣饕厮鹱饔玫牟町愋苑矫嫘Ч@著，但是不能準確地反映各要素所起作用的大??；線性回歸是分析預測最常用的方法，是一種基于樣本統計的參數方法，已經形成公認的檢測、判別效度的程序與模塊，應用十分廣泛，但是要得出精確的系數所要求的數據量大且計算繁瑣。為了準確地反映固定資產投資與煤炭產業發展之間的關系，在此引用灰色相對關聯度法。

灰色相對關聯度分析是一個對系統發展變化態勢定量描述和比較的方法。其基本思想是通過確定參考數據列和若干個比較數據列的幾何形狀相似程度來判斷其聯系是否緊密，反映了曲線間的關聯程度。將評價指標原始觀測數進行無量綱化處理，計算關聯度并根據關聯度的大小對待評指標進行排序?；疑鄬﹃P聯度分析的計算量較小，對樣本量的多少和數據分布的要求較低，計算結果僅與序列相對于初始點的變化速率有關，與各觀測數據大小無關。其基本計算步驟如下：

1.初值

其余步驟仍按以上分析進行。

三、數據選取

由于不同年份以及不同地區的煤炭價格存在差異，在此選取原煤產量作為衡量煤炭經濟增長的指標，并選用山西、陜西、內蒙古、寧夏、甘肅的原煤產量以及煤炭產業固定資產投資總額作為衡量指標。本文選用了2000—2009年十年的數據，原始數據來源于《國家能源統計年鑒2010》。但由于原煤產量與固定資產投資之間存在的單位與數量級的差別，為避免計算時出現較大的誤差，在此分別以2000年山西的原煤產量與固定資產投資為基準，其余年份與省份的數據向之轉化，轉化后的數據如表1、表2所示。

四、計算結果及分析

應用以上模型及數據可以得出表3及圖1所示的結果。

由表3和圖1可以看出，固定資產投資對原煤產量的影響基本維持在較高且穩定的水平，在2000年后出現一定程度的下滑，而后恢復到正常水平并以較平穩的速度變化。這是由于在2000年，受國民經濟結構和產業結構調整沖擊的影響，國內煤炭需求連續幾年不振甚至萎縮。社會消費需求的減少以及煤炭產業的畸形發展，造成了那幾年煤炭市場呈現供過于求的趨勢，交易價格持續下滑，經營利潤一減再減，從而導致貨款拖欠增多并引起人們對經濟增長持有不看好的態度。因此，通過增加固定資產投資來刺激產業發展所能起到的作用是微乎其微的；而當經濟轉入正軌后，煤炭產業經濟進入復蘇階段，通過增加投資等財政政策手段來刺激經濟增長所起到的效果是明顯的。隨著我國對外開放程度的不斷深化，大量高新技術及產品涌入我國，使煤炭開采自動化、機械化程度提高，進而導致專業化程度、資源利用率也有所提高，從而使利潤率上升。因此，購買大型機械設備等固定資產投資對產業經濟增長所起到的刺激作用越來越重要。

五、結論

固定資產投資在煤炭產業發展中起到越來越重要的作用。這不僅是由我國煤炭產業原本機械設備及交通工具配備不足，也是隨著科技進步高科技設備的引入造成的。

通過上述模型分析，得到兩個基本結論：一是煤炭產業的固定資產投資與經濟增長之間存在著正相關關系，固定資產的增減直接影響著原煤產出的數量。從數據中可以看出，當2000年固定資產投資有所減少時，原煤產量隨之大幅度減少；而當以后固定資產投資量逐年增加時，原煤產量也隨之增加，計算結果通過理論論證使這種正相關性具體表現出來。二是固定資產投資與經濟增長之間的相關關系是基本平穩的。除了2001年產業低迷期外（這時的經濟低迷是由消費需求不足引起的，試圖通過增加投資等來增加產量的政策都不會對經濟增長有太大的刺激作用，此時的相關系數低于正常水平，只有0.5693），其余年份基本穩定，都在0.8左右浮動。因此，可以肯定地說，固定資產投資是近年來煤炭產業經濟增長的主要推動力。

由上可知，固定資產投資是推動煤炭產業經濟增長的重要手段。因此，在現代煤炭產業轉型的關鍵時期，企業應在充分了解市場需求的情況下加大固定資產投資，使投資對經濟增長的推動作用得以充分利用。

但是，在增加固定資產投資的同時還應注意投資結構的調整和投資效率的改善。

首先，要實現產業的轉型，必須注意調整產業的投資結構。長期以來由于煤炭產業只注重投資總量的增加而忽視投資結構的調整，導致產業增長主要靠投資，加上污染浪費嚴重等現象，嚴重影響了產業的可持續發展。當前，煤炭產業應在國家政策的引導下注重走低碳高能、可持續發展道路，合理安排產業鏈的固定資產投資，優化投資結構，從而推動產業結構合理轉型，逐步形成以煤炭為主導、多元化穩固發展的方式。

其次，注重投資效率的提高，變粗放式的投資方式為合理利用每一筆資金。目前，投資效率低下已經成為制約煤炭產業發展的瓶頸。為突破這個瓶頸，產業必須變粗放、高耗、低效、單一的投資方式為集約、低碳、高效、多元化，這樣在提高投資效率的同時還能實現產業的綠色、安全發展。

綜上所述，增加固定資產投資仍是煤炭產業在未來相當長一段時間內維持經濟增長的主要方式。因此，區域政府應不斷改善煤炭產業的投資環境，降低煤炭產業的投資風險，吸引多方面資金進入煤炭產業。

【參考文獻】

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關鍵詞：固定資產投資；經濟增長；實證分析

中圖分類號：F832　文獻標識碼：A　文章編號：1672－3309(2010)11－15－02

一、廣東省固定資產投資與經濟增長現狀

1978年廣東省的國內生產總值僅為185.85億元，1988年首次突破1000億元。達到1155.37億元，2000年再上一個新臺階，首次超過10000億元，達到10741.25億元，1978-2007年，廣東省GDP總量從185.85億元躍升至31084.4億元。年均增速達19.57％。與此同時，廣東省固定資產投資規模不斷擴大，1978年固定資產投資僅為27.23億元，1984年首次突破100億元大關，達到130.37億元，1993年更是超過1000億元。躍升到1629.87億元。1978－2007年，廣東省固定資產投資規模從27.23億元上升到9596.95億元，年均增速達24.18％。

二、廣東省固定資產投資與經濟增長關系的實證研究

(一)數據與變量

本文將國內生產總值(GDP)作為衡量我國經濟增長的指標。用全社會固定資產投資總額(IFA)來衡量我國固定資產投資規模，所使用數據為1978－2007年廣東省的年度數據。為了消除時間序列數據異方差性，同時由于數據的自然對數變換不改變變量之間的關系，因此，對固定資產投資和國內生產總值進行自然對數變換，分別用LnlFA和LnGDP表示取自然對數以后的固定資產投資和國內生產總值。用軟件e－views3.1對數據進行處理。

(二)單位根檢驗

為了防止偽回歸，首先對變量的時問序列進行平穩性檢驗。檢查序列平穩性的標準方法是單位根檢驗，這里采取的檢驗方法是ADF檢驗，結果見表1。

從表1可以看出，LnGDP和LnlFA的ADF值均大于1％、5％、10％顯著性水平的臨界值，表現為非平穩序列，對LnGDP和LnlFA分別進行二階差分后分別得到DLnGDP和DLnlFA，這兩個序列的ADF值均小于1％、5％、10％顯著性水平的臨界值，通過了檢驗，所以為平穩序列，因此可以認為LnGDP和LnlFA兩者均為單整階數為2的時間序列。

(三)協整檢驗

本文采用EG兩步法進行協整檢驗。第一步對原序列進行OLS回歸，第二步對回歸后的殘差序列進行平穩性檢驗，若其殘差序列是平穩的，即說明兩個變量之間是協整的。首先對LnGDP和LnlFA進行最小二乘法估計。結果如下：

LnGDP＝1.997957＋0，887692LnlFA　(Ⅰ)

(14.08408)(42.81249)

R2＝0.984954　AR2＝0.984416　F＝1832.909

DW＝0.336992

通過DW檢驗可以看出，方程Ⅰ存在自相關現象，于是對模型引入移動平均項MA(1)、MA(2)進行修正，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

此時模型不但沒有自相關，并且沒有異方差性，判定系數為0.996636，說明模型對樣本數據的擬合優度較高，固定資產投資和國內生產總值高度相關，調整的判定系數為0.996215，二者均大于修正前的模型，這說明模型得到了優化。

第二步對方程Ⅱ的殘差進行平穩性檢驗，以此來判定兩變量之間是否為協整關系，若其為平穩序列，則說明兩變量存在協整關系，反之則不存在。仍然采用ADF檢驗，其檢驗結果如表2。

從表2可知：殘差的ADF檢驗統計量值均小于1％、5％、10％顯著性水平下的臨界值，拒絕存在單位根的原假設。即認為殘差序列是平穩序列?？梢耘卸↖nGDP和lnlFA之間存在協整關系，即廣東省固定資產投資和國內生產總值之間存在長期均衡關系。固定資產投資的彈性約為0.921903，表示全社會固定資產投資平均每增加1％，GDP增加0.92％，廣東省固定資產投資對經濟增長具有很強的推動作用。

(四)Ganger因果檢驗

由表3可知：對于給定的顯著水平5％，F(2.30－2－2－1)＝3.39。兩個原假設的F值5.45293、8.19356均大于3.39，這表明對于固定資產投資不是GDP原因的原假設，在95％的置信條件下可以認為固定資產投資是GDP的Ganger原因：對于GDP不是固定資產投資原因的原假設，同樣表明在95％的置信條件下可以認為固定資產投資是GDP的Ganger原因。

(五)檢驗結論及分析

1.固定資產投資是廣東省經濟增長的一個主要拉動因素。廣東省固定資產投資和GDP增長的回歸系數達0.921903，表示全社會固定資產投資平均每增加1％，GDP將增加0.92％，表明廣東省固定資產投資始終是經濟快速健康發展不可或缺的推動力。

2.從協整檢驗可以看出，廣東省固定資產投資與經濟增長存在長期穩定的均衡關系。

3.廣東省固定資產投資和GDP增長之間存在雙向因果關系。廣東省目前的固定資產投資變動與GDP變動之間存在雙向的因果關系，即說除了固定資產投資的變動是引起GDP波動變化的原因以外，GDP的變動也是影響固定資產投資變動的原因。

四、政策建議

1.擴大固定資產投資規模。在發展多元化投資主體上，要加強投資立法，以法律形式強制對投資主體的各項權益進行保障，優化廣東省投資環境。加大招商引資力度，積極培育多元投資主體，全面促進社會投資。在融資方面，培育和發展資本市場，開辟多元化投融資渠道。加強與金融部門的溝通、協調與合作。充分保障其對固定資產投資的支持力度。

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內容摘要:固定資產投資往往會受很多不確定因素的影響,這些不確定因素中有些因素可以量化,有些因素是不能量化的。本文以1997年至2008年的四川省固定資產投資總額為樣本數據建立組合模型,對模型進行識別、估計、檢驗,并且用2004年至2008年數據進行組內驗證預測,預測精度都達到95%以上,文章運用此模型對未來5年的固定資產投資總額進行預測,以期為四川省有關部門制定固定資產投資政策提供比較科學的依據。

關鍵詞:固定資產投資總額 組合模型 ARIMA模型 預測

研究方法綜述

據2009年7月18日金融時報中經濟專家分析,我國經濟刺激仍延續了投資主導的模式。政府主導的基礎設施投資保持高速增長,地方項目投資增速超過中央,私人投資開始跟進,四川省的經濟發展也不例外。因此,作為宏觀調控的重要措施之一的投資備受關注,其也成為各級政府和相關研究者更加關注的焦點問題之一。由于全社會固定資產投資往往受到許多因素的制約,這些因素的關系又是錯綜復雜的,有些是可以量化的,有些是不能量化的,而且即使可以量化,量化的數據的質量也會影響到固定資產投資的準確性,因此運用它方數據結合模型對固定資產投資分析并預測一般比較困難。為了更加準確地模擬四川省固定資產投資總額的變化趨勢,為政府的宏觀調控提供科學的依據,研究數據自身的發展變化規律,并據此進行科學的預測尤為重要。

對于時間數列的分析方法有很多種,一般簡單的就是指標分析法,比如統計學教程中用到的平均增長速度、平均增長量等。還有相對比較復雜的模型分析法,針對確定性時間數列和隨機性時間數列分析方法又各不相同。

一般確定性時間數列的分析方法包括指數平滑法、移動平均法、時間回歸法、季節指數法等。認為事物的變化是漸進式而不是跳躍式的,影響事物的因素在過去、現在和將來基本上是不變的,即使變化不大,事物的發展具有穩定性和類推性,而且隨機因素的影響相對不顯著,根據時間序列的歷史資料可以采用定性和定量相結合的方法描述出這種確定性的趨勢,并依此來預測將來的發展變化。對隨機性時間數列的分析方法一般包含ARIMA模型法和組合模型法,認為很多社會經濟現象變動形成的時間數列都可以看作是一個隨機過程的實現,利用隨機過程去分析描述事物的發展變動趨勢。

從系統論的觀點出發,現實中很多經濟時間數列都是由確定性趨勢和隨機波動兩部分構成,具體可以用以下模型來表述:Xt=f(t)+Yt ,其中,f(t)表示數列Xt中隨時間變化的確定性趨勢部分,可以用一定的函數形式來模擬;Yt 為Xt中剔除隨時間變化的確定性趨勢后余下的隨機波動部分,可以用ARMA模型來模擬。由于指標分析法和確定性時間數列分析法認為時間數列中隨機變動因素影響不顯著是不科學的,因此,本文選用隨機性時間數列分析方法分析四川省固定資產投資總額的變化趨勢。

本文運用Eviews軟件,采用2009年《四川統計年鑒》中實際固定資產投資總額數據,首先介紹了ARIMA模型法與組合模型法兩種隨機性時間數列分析方法;然后利用1997至2008年的數據建立組合模型,對模型進行識別、估計和檢驗,對2004至2008年這五年的固定資產投資總額進行了組內驗證預測,并用該模型對未來五年的固定資產投資總額進行了組外推斷預測和分析,為四川省政府制定“十二五”發展規劃中固定資產投資政策提供比較科學的依據。

ARIMA模型法與組合模型法

(一)ARIMA模型法的原理

ARIMA模型法建模的基本思想是:將預測對象隨時間推移而形成的數據數列視為一個隨機數列,即除去個別的偶然原因引起的觀測值外,時間數列是一組依賴于時間t的隨機變量,構成該時序的單個數列值雖然具有不確定性,但整個數列的變化卻有一定的規律性,可以用相應的數學模型近似描述。這組隨機變量所具有的依存關系或自相關性表征了預測對象發展的延續性,而這種自相關性一旦被相應的數學模型描述出來,就可以從時間序列的過去值及現在值預測其未來的值。ARIMA模型法一般不考慮確定性趨勢的具體形式,采用直接差分的數學方法,使時間數列Xt的趨勢剔除,然后對剩余數列進行自回歸滑動平均模型(ARMA模型)的模擬,最后經過逆運算得出時間數列Xt,即ARIMA模型。

(二)組合模型法的原理

組合模型法建模的基本思想是:將預測對象隨時間推移而形成的數據數列視為一個隨機數列,而時間數列是一組依賴于時間t的隨機變量,用相應的數學模型近似描述數列與時間t的確定性關系,然后用ARMA模型描述隨機變動部分。 組合模型法考慮確定性趨勢的形式,以直線、指數、多項式、雙曲線等具體不同形式,構造時間t的函數去模擬確定趨勢,然后對剩余數列進行ARMA模型的模擬,最后綜合兩部分得出了最終模型,即組合模型。

(三)ARIMA模型法與組合模型法的關系

ARIMA模型法與組合模型法都是研究隨機性時間數列的方法,二者異曲同工,又各有優劣,具體采用哪種模型來擬合時間數列趨勢,應視具體情況而定。其一,組合模型法可以取不同的函數形式模擬確定趨勢,而ARIMA模型法多為通過一般差分來剔除趨勢的,而且多數是線性趨勢的效果才好,對于非線性趨勢的數列一般要經過取對數等線性數學替換后才能夠進行差分剔除趨勢;其二,組合模型法中模型參數的經濟含義更好解釋,而ARIMA模型法的參數經濟含義則難以解釋;其三,現實中多數經濟時間數列的變動并非都是呈現線性趨勢,ARIMA模型法的數學變換經常使得原始數據面目全非,最后在模型中的數據和原始數據相差甚遠。

組合模型的實現

首先,擬合確定性趨勢部分 。根據固定資產投資時間數列變動趨勢圖,發現存在指數變動趨勢,因此建立指數增長模型對其進行擬合,估計方程為:

f(t)=601.787170*EXP(0.227480*t)

T統計量 9.695477 21.028890

式中,參數都通過了顯著性檢驗,相對應的T檢驗值分別為9.695477和21.028890,絕對值遠遠大于2;整體的模擬效果也比較好,擬合優度達到0.985542,F檢驗效果也非常好;同時,對剩余數列進行包含常數項和趨勢的單位根檢驗,選擇Automatic based on AIC和MAXLAG=4,發現ADF值達到-3.460619小于5%顯著性水平下的臨界值-3.875302,說明剩余數列已經平穩。

其次,對剩余數列y用Box-Jenkins法模擬ARMA(p,q)模型。由于數列的確定性部分模擬的是非線性回歸模型,因此,只能采用AR(p)形式對剩余數列進行建模。根據數列y的自相關和偏自相關圖可以斷定,初步識別數列的分布至少服從一階自回歸。比較R2、R2、殘差平方和、AIC及SC各種統計量,綜合預測誤差的結果最終確定剩余數列服從二階自回歸,模型為:

y=[AR(1)=1.642876,AR(2)=-0.841110]

T值6.251015-3.339783

各種計量經濟檢驗和統計檢驗如下:模型中一、二階自回歸參數的T統計量值的絕對值均大于2,表明各參數顯著不為零;F檢驗伴隨概率的P值為0.000011,表明模型從總體上看是顯著有效的;R2、R2在85%以上,說明擬合效果比較好,同時殘差平方和、AIC及SC都相對最小;從殘差自相關和偏自相關圖及相應的Q統計量來看,殘差的任意滯后期自相關和偏自相關系數與零無顯著差異,同時LM檢驗也表明殘差數列不存在高階自相關,且ARCH檢驗的伴隨概率比較高,表明不存在異方差;因而該模型總體上是最佳的。

最后,用非線性最小二乘法對組合模型的參數進行整體估計,參數的初始值和精確估計相差不大,綜合確定趨勢的指數模型和剩余數列的ARMA模型,得到最終的組合模型為:

Xt=f(t)+Yt

f(t)=601.787170*EXP(0.227480*t)

y=[AR(1)=1.642876,AR(2)=-0.841110]

本研究根據上述組合模型對2004-2008年的固定資產投資進行了組內預測,從近五年預測的預測情況(見表1)來看,預測值和實際值的差異較小,相對誤差率基本上控制在5%以內,這說明此模型預測的效果較好,能夠較真實地刻畫固定資產投資數據的動態變化規律,可以用于預測。

預測及分析

本文對1997年至2008年四川省固定資產投資數據建立的指數增長和自回歸組合模型通過各種診斷檢驗,而且進行的組內驗證預測效果也很好,因此利用該模型對四川省未來五年的固定資產投資總額進行外推預測,預測結果詳見表2。預計2009年至2013年四川省固定資產投資總額依次為9307.75、11664.10、14605.91、18292.79、22924.77億元,年平均增長高達3000億元左右,逐年增長率都在25%左右。其中如果相對誤差控制在5%內,則“十一五”發展規劃結束時,固定資產投資總額預測值將在區間(8842.36,9773.14)之內變動。

改革開放三十多年間四川省固定資產投資持續快速增長。從1978年的22.48億元增長到2008年的7602.4億元,年平均增長252.664億元,極個別少的年份逐年增長率出現負增長或低于10%,但50%年份的逐年增長率都高于20%,尤其是2004年至2008年,年平均增長高達1238.485億元,且逐年增長率在30%左右。而且從預測值來看,未來五年年平均增長高達3000億元左右,逐年增長率都在25%左右。

進入21世紀后固定資產投資發展更快,“十一五”規劃中明確指出工業強省,所以近幾年的固定資產投資總額保持30%左右的增長水平。目前由40名專家組成的四川省“十二五”規劃專家委員會的有關負責人表示,結合地方實際情況最重要,強調轉變發展方式,調整經濟結構,同時正在思考未來四川發展中的工業化、城市化、農業回籠化幾個方面的關系。因此,在工業化和城市化的進程中,在保證有效率投資的基礎上,配合經濟增長仍然需要保證大量的投資,預測未來五年,四川省固定資產投資總額逐年增長25%左右,與全國的水平保持一致,作為西部地區的四川省這一估計已經相對保守了。

但該組合模型也存在一定的局限性。該模型在短期內預測比較準確,隨著預測期的延長,預測誤差會逐漸增大。但盡管如此,與其它指標預測或者確定性預測方法相比,其預測的準確度還是比較高的。當然如果遇到毀壞性比較大的情況則需要考慮引進干預變量改進組合模型。

參考文獻:

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4.王艷明,許啟發.時間序列分析在經濟預測中的應用[J].統計與預測,2001(5)

篇6

論文關鍵詞：農業固定資產投資,農業經濟增長,協整檢驗,格蘭杰因果檢驗,灰色關聯度

通訊作者與地址：邱福林，湖北省武漢市華中師范大學政治學研究院08政府經濟學，430079

聯系方式：、qqlin8354@yahoo.com.cn

一、引言

中國作為一個農業大國，農業的持續穩定發展是國民經濟穩定發展的重要基礎。近年來許多學者從科研、財政支農、技術進步、人力資本、農村經濟制度等方面對農業經濟增長進行實證研究，但對農業固定資產投資（AIFS）與農業經濟增長（AEG）關系的研究仍停留在理論和規范研究上。倪心一通過對美國、日本、印度、巴西等國的農業固定資產投資發展歷程進行研究對比，得出農業固定資產投資與農業經濟增長之間的關系，并指出農業固定投資在全社會固定資產投資中應具有的規模水平。雷錫祿等從我國農業固定資產投資的發展歷程指出農業固定資產投資對農業經濟增長的重要性，并指明我國農業固定資產投資的發展戰略。國外的農業發展史也表明增加農業固定資產投資，是改變農業生產條件，提高農業綜合生產能力，實現農業持續穩定協調發展的重要物質基礎。目前我國農業固定資產投資主要是以基礎設施建設為主，隨著國家對三農問題的重視，國家財政不斷加大對農業固定資產投資的傾斜。通過繪制1985—2008年全國農業固定資產投資與農業經濟增長關系的散點圖（因篇幅大，省略），可以發現，隨著農業固定資產投資的增加，農業經濟也隨之不斷增長，但兩者是否存在長期的均衡和因果關系呢？這正是本文所要研究的內容，通過對兩者關系做實證研究能為有關部門制定政策提供依據，對促進農業發展而言也更具現實意義。

二、數據采集與研究方法

分別選取全國農林牧漁的固定資產投資總額和農林牧漁經濟總量作為農業固定資產投資和農業經濟增長的指標，基于1985—2008年的數據并建立時間序列。全部數據來源于相關年的中國統計年鑒，為了避免數據時間序列中的異方差影響，對所有數據進行對數處理，并分別用LAIFS和LAEG來表示取自然對數后的農業固定資產投資和農業經濟增長。

研究農業固定資產投資與農業經濟增長的相關關系，需建立兩者的回歸方程。為防止回歸方程出現偽回歸現象，需要先做協整檢驗，以保證方程的有效性。而在分析兩者是否具有

協整關系之前，首先要進行序列的單位根檢驗，只有序列是同階單整的平穩序列才有可能存在協整關系。如果兩者存在協整關系，則進行誤差修正模型分析，去除殘差的相關性。最后通過格蘭杰因果檢驗，分析兩者之間是否存在格蘭杰因果關系。以上檢驗分析將采用計量分析軟件Eviews5.0來完成。

基于灰色系統理論計算出兩者的關聯度。兩個系統或因素之間關聯性大小的度量稱為關聯度，灰色關聯分析的基本思路是根據序列曲線幾何形狀的相似程度來判斷其聯系是否緊密，曲線越接近，相應序列之間關聯度就越大，反之越小。它的分析過程一般包括如下過程：在原有數據基礎上，計算關聯系數，求關聯度，而這些過程將采用灰色系統分析軟件DPS9.50來完成。

三、實證研究與結果分析

（一）平穩性檢驗

如果一個時間序列的均值或自協方差函數隨著時間而改變，那么這個序列就是非平穩時間序列。一般地，如果時間序列經過d次差分達到平穩，則稱為d階單整序列。本文采用單位根檢驗中的ADF檢驗。如果檢驗t統計值小于顯著性水平下的臨界值，那么拒絕原假設，認為序列不存在單位根，是平穩的；反之，則認為序列存在單位根，是非平穩的。分別對序列LAIFS和LAEG進行單位根檢驗，結果見表1。檢驗結果表明，序列LAIFS和LAEG在二階差分后，1%的顯著性水平下均拒絕零假設，即為二階單整序列，此時滿足協整檢驗前提，說明兩者可能存在長期的協整關系。

表1農業固定資產投資和農業經濟增長序列的單位根檢驗結果

變量

檢驗形式

( c, t, k)

ADF統計量

臨界值

1%

5%

10%

LAIFS

LAEG

（c,t,0）

（c,t,1）

（c,t,0）

（c,t,1）

（c,t,0）

（0,0,1）

-2.562954

-2.420803

-4.168030

-2.745512

-6.659964

-4.205198

-4.416345

-4.440739

-4.440739

-4.467895

-4.467895

-2.685718

-3.622033

-3.632896

-3.632896

-3.644963

-3.644963

-1.959071

-3.248592

-3.254671

-3.254671

-3.261452

篇7

關鍵詞：廣西各地市；固定資產投資；GDP 面板模型；分析

國內生產總值（GDP，gross domestic product）是指在國民經濟的發展過程中按市場價格計算的一個國家或地區所有常住單位在一定時期內生產活動的最終成果。而作為市場經濟條件下發展經濟的主要手段的固定資產投資（IFA，investment in fixed assets）不僅包括全社會固定資產投資、城鎮固定資產投資，還包括農村農戶固定資產投資和建房，它是衡量一個國家或地區一年內在固定資產投資建造和購買活動的總量，是反映固定資產投資規模、速度和使用方向等的綜合性指標，對經濟的增長作用顯而易見，它既能對生產形成需求，又能增加生產能力，同時也決定了投資對經濟增長的雙重效應；我國各地通過建造并購置固定資產，采用更為先進的生產技術，有利于促進各地生產率的提高，從而促進整個地區的經濟發展；一個地區的固定資產投資發展水平亦將成為評價投資環境優劣和經濟競爭力的重要方面?？傊潭ㄙY產投資與經濟增長之間存在著一定的因果關系，因此，研究固定資產投資對地方經濟的影響顯得頗為重要。

對于該研究方向，學者們目前多采用截面數據（空間單元某一年數據或者多年數據均值）來建立空間計量模型，或者將截面空間單元與時間序列相結合來建立靜態面板數據的空間計量模型。截面空間計量模型簡單易行，但僅僅用樣本考察期內某一年數據進行估計，不僅缺乏時間上的滯后效應，也未能充分利用數據信息，增加了結果的偶然性和隨機性。而采用動態空間面板模型即可有效解決此類問題。面板模型有如下三類。

①無個體影響的不變系數模型：lnyit=c+αlnxit+uit。模型假設不同地區在各時期的固定資產投資對GDP沒有顯著作用，模型中各方程截距項c和系數α均相同，此模型適宜模擬不同地區固定資產投資對GDP的平均效應。可利用OLS法直接求出參數c和α的一致有效估計，即聯合回歸模型。

②個體效應變截距模型：lnyit=cit+αlnxit+uit。模型假設不同地區之不同時期的固定資產投資對GDP存在個體效應但沒有結構效應，個體效應可用截距cit的差異來說明，即模型中各方程截距項不同而系數α均相同，此模型適宜識別不同地區固定資產投資平均值的偏離。

③變系數面板模型：lnyit=cit+αitlnxit+uit。模型假設不同地區在不同時期既存在個體效應也存在結構效應，用不同的截距項cit解釋不同地區固定資產投資對GDP的個體效應，用不同的系數向量αit說明不同地區固定資產投資對GDP的結構效應，即模型中各方程截距項cit和系數向量αit均不同。

一、研究數據及其來源

本文采用2001～2010年廣西14個地級市固定資產投產量和GDP這兩個時間序列數據來分析固定資產投資與GDP之間的關系。其中所有的原始數據來源于《廣西統計年鑒》和中經網統計數據庫。

二、廣西14城市固定資產投資與GDP的整體分析

2001～2010年間，廣西全區GDP由2 279.34億元增加到9 569.89億元，年均增長速度達到17.39%；廣西全區固定資產投資總額也由655.6億元增加到7057.6億元，年均增長速度達30.42%，成為推動全區經濟持續發展的重要因素。廣西各地按照區域經濟發展戰略及五大經濟區發展規劃的要求，逐步加大區域對固定資產投資的規模和力度，區域特色經濟發展明顯加快。從收集的數據來看，廣西14城市中，固定資產投資增長率曲線與經濟增長率曲線變化趨勢基本相同，它們之間存在著相對穩定的均衡關系，除個別年份外，固定資產投資增速與GDP增長率之間的上下波動幾乎同向。兩條波動曲線雖不完全一致，但變化趨勢和波動周期卻基本相同，投資率在年度間的波動可能反映了經濟冷熱的敏感性，亦即短期的偏離并不會影響長期的走勢。

三、面板數據模型設定

基于前人研究結果，借鑒面板數據模型形式擬建立城市產出效應面板模型，結合廣西14個市從2001～2010年的GDP和固定資產投資建立二者關系的面板數據模型。

式中，gdpit和init為i城市t年該市的生產總值和固定投資；αit為與固定投資的彈性系數，越大說明其固定投資對該市的生產總值的增加越顯著；μit為隨機誤差項，可用于測定城市生產總值的水平效應；cit為常數項。

根據柯布―道格拉斯函數性質，模型截距項cit可用于測定各市GDP的效應，cit越大則水平越高；系數項ait為彈性，可用于測定增長效應，ait越大則表明增效越顯著。

四、模型的參數估計及檢驗

首先采用Eview6.0對聯合面板模型、變截距模型和變系數模型進行估計（表1）。

由表1可見，模型的擬合優度為0.99，回歸方程高度顯著，即固定資產投資總額的變動很大程度上影響了GDP的變動。模型通過了F檢驗，表明方程的整體性關系顯著。其中，DW=1.6747說明變量之間不存在自相關關系，也表明模型設定基本正確。

然后再進行模型設定形式檢驗，以研究模型形式的正確性，估計結果見表2。

由此可見，各地區固定資產投資與GDP的關系存在著一定程度的差別，某一城市在不同時期其固定資產投資對GDP的作用也有其差異。對上述所得模型進行檢驗，結果如表3。

由此可見，通過將原假設H設為混合模型后，得到P

五、結果分析

從表2的估計結果中可見，GDP對固定資產投資的彈性相對略大的幾個城市分別為貴港（0.2605）、南寧（0.2557）、柳州（0.2386）和百色（0.2236），表明貴港、南寧、柳州3市的固定資產投資每增長1個百分點，城市的GDP就分別增長0.2605、0.2557和0.2386個百分點，說明這3個城市對固定資產的投資力度作用反過來又對GDP產生了相對區內其他城市較為顯著的增長作用，加大固定資產投資對生產總值是有顯著的效應的；而彈性系數相對較小的3個城市是桂林（-0.0037）、賀州（0.0636）、來賓（0.0886），說明這幾個城市的固定資產投資并未對GDP的增長產生明顯的效應，甚至還出現了反作用，特別是作為旅游城市的桂林，一段時間內加大固定資產的投資可能對其生產總值非但沒能促進，反而出現負效應，所以該市在完善其設施后不宜再繼續加大固定資產的投資，防止資源被過度浪費；崇左（0.1168）、玉林（0.1595）和防城港（0.1864）3個市的固定資產投資對GDP的促進效應雖看不出明顯的增進作用，但其GDP與固定資產投資是保持著比較相對平穩的增長，可以適當地加大一定的投資量以促進進一步的發展。另外，廣西14城市中有梧州、北海、欽州和河池沒能通過5%的顯著性水平檢驗，意味著這幾個城市的固定資產投資對GDP或許不存在明顯促進作用，因果關系不甚確定，或許因為這4個城市的時間序列數據非平穩態或受多種因素影響所致。

改革開放以來，廣西經濟迅速發展，經濟水平不斷提高，由以上分析可見，廣西也是一個典型的投資驅動型經濟增長模式，固定資產投資的規模大小對GDP的影響舉足輕重。從根本上來看，固定資產投資的數量和質量決定了廣西經濟的發展，大規模投資有利于促進生產力發展，活動涉及到投資活動的方方面面，投資的結果直接影響產業結構和行業結構，因此固定有利于優化生產力布局和資源配置，促進經濟結構的調整。但也必須看到，固定資產的投資資產投資除了對項目微觀情況進行審計外，還須從宏觀角度審查項目建設對整體布局、產業結構、行業結構的影響，避免重復建設和損失浪費。固定資產投資的增長固然能夠帶動GDP的增長，但如果不考慮客觀可能，一味盲目追求固定資產投資規模的擴大，則由此所帶來的GDP的增長可能以破壞環境、浪費資源為代價，還可能造成國民經濟的嚴重失調，是不可取的。不能為了投資而投資，重要的是必須得提高資本的利用率。

1997年廣西黨委提出的區域經濟戰略中首次明確地將廣西劃分為桂東、桂西、桂南、桂北和桂中五大經濟區，提出了各經濟區的功能定位和優勢產業。各地按照區域經濟發展戰略和全區五大經濟區發展規劃的要求，加大了對區域優勢產業的扶持力度，區域特色經濟發展明顯加快。但在經濟快速增長的同時，區域經濟差異也在不斷擴大，成為制約廣西經濟進一步發展的障礙，影響到廣西經濟的可持續發展。由于各地區所處的工業化進程階段不同，導致了各地區固定資產投資的方向和重點不同，因此固定資產投資的數量規模及效益也不盡相同，與GDP之間的關系也就存在著一定的差別。

六、政策啟示

由上可見，在當今廣西經濟發展中，以輕工業為主的貴港和南寧、以重工業為主的柳州及以開發礦業為主的百色地區走在了前列，這與改革開放以來這些城市的大量投資特別是吸引外資有著密不可分的關聯。而發展工業的梧州、沿海外貿發達的北海、欽州以及內陸城市河池4城市的資本投入雖然在當地崛起且在西部大開發以來有大幅增長，但仍處于嚴重不足的階段。尤其河池市的投資主要仰賴國家投資，而外資和民間資本在當地的投入相對較少。從以上模型分析來看，長此下去有可能使這種趨勢得以強化。

廣西14個城市間經濟發展存在差異的原因有很大一部分是來自于城市間固定資產投資與GDP關系的不同。因此，要實現國民經濟協調快速的發展，就必須縮小城市或地區間固定資產投資和經濟增長關系之間的差距，使之保持在適度的范圍內。在此提出相關經濟政策的幾點建議：①對一些固定資產投資對GDP有明顯影響作用的幾個城市或地區來說，可以繼續加大固定資產的投資力度，以進一步擴大經濟的增長幅度；②對一些固定資產投資對GDP無明顯影響作用的幾個城市或地區而言，必須轉變觀念，從另一角度來考慮對GDP增長的有效措施，而不必一味單純從加大固定資產投資來希望促進經濟增長，以免造成資源的浪費；③對一些固定資產投資對GDP有一定影響但不甚明顯的幾個城市則必須重新審視原有的政策途徑，力圖從穩定經濟的角度來抓好經濟發展的每一環節。

參考文獻：

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篇8

[作者簡介]武普照，男，山東青島人，山東財政學院財稅與公共管理學院教授、碩士生導師，研究方向：財稅理論與政策；王耀輝，山東財政

[基金項目]山東省科技攻關項目“財政支出績效評價的數理模型研究”(批準號2005GG4401002)及山東省教育廳項目“行業投資機會分析的理論與方法研究”(批準號J05W56)階段性成果之一。

[摘要]在前人研究的基礎上，利用永續盤存法，對當年投資、投資品價格指數、折舊率以及基年資本存量等關鍵問題進行了認真的處理，估算出了1978～2004年期間的中國公共物質資本存量，結果發現中國的公共物質資本存量在逐步上升的同時，其占GDP的比重卻在逐年下降。

[關鍵詞]公共資本；資本存量；公共投資；永續盤存法

[中圖分類號]F812.0　[文獻標識碼]A　[文章編號]1008―2670(2007)0l―0021―06

一、引言

資本存量是指經資本投資形成的，凝結于主體中的資本含量，公共物質資本存量是指由公共物質資本投資所形成的資本存量。在有關經濟增長、投資效率和全要素生產率等的文獻中，資本存量是一個極為重要的指標。中國改革開放20多年來，資本的迅速積累是經濟增長的主要源泉。同時，資本形成率的提高也使資本成為對產出做出貢獻一個主要因素。

目前有大量的研究試圖對中國的資本存量進行估算，如早期的賀菊煌(1992)依據當時還在公布的積累指數，對中國的生產性資本(資本存量)和非生產性資本進行了估算，但隨著國家統計部門于1994年對國民收入核算體系進行修訂，積累指數序列不再公布。鄒至莊(Chow，1993)基于國民收入核算原理，根據GDP支出法(GDP=消費+總投資+產品和服務的凈出口)，先推算出實際消費和實際凈出口，再從實際GDP中扣除這兩項，從而得出實際總投資，再將總投資乘當年價格的凈投資與總投資的比率，就得到實際凈投資。然后通過其估算的1952年的全社會固定資本存量(582.76億元)就得出了1952年不變價的1952～1985年問的農業、工業、建筑業、交通業和商業等的資本存量序列。黃勇峰等(2002)應用永續盤存法估計了1985～1995年間，中國制造業分部門的資本存量。其文中詳細地分析了估計中所使用的數據，并討論了所使用的假設與必要的數據調整，以及這些假設與數據調整所可能帶來的估計中的誤差。李治國和唐國興(2003)綜合考察了我國生產性資本的總量水平、形成路徑及其調整機制，認為通過改進的方法所估算的資本存量在改革開放以來已經翻了不止兩番，年平均增長率為7.36％，積累極為迅速。

值得一提的是，張軍和章元(2003)以及張軍等(2004)通過回顧和比較已有研究中國資本存量的相關文獻，并考慮到中國國內生產總值歷史數據的幾次重大補充和調整，他們對各年投資流量、投資品價格指數、折舊率／重置率、基年資本存量的選擇與構造以及缺失數據進行了認真的處理和研究，并在此基礎上利用補充和調整后的分省數據，根據永續盤存法估計了中國大陸30個省區市1952～2000年各年末的物質資本存量。應該說他們的估算工作很細致，估算方法很有代表性。在此以后有很多涉及資本存量的經驗分析的文獻建立在他們的研究基礎上，或是直接使用他們的資本存量數據，或是采用他們文獻中使用的方法，如李靜等(2006)、湯向俊(2006)等等。本文對中國公共資本存量的估算，也將采用張軍等(2004)的分析思路和方法。

在眾多的有關中國資本存量的文獻中，很少涉及到公共物質資本存量的研究。大量的文獻表明，中國的公共投資對經濟增長做出了較顯著的貢獻。如馬栓友(2003)采用生產函數方法對中國1981～1997年間的數據進行分析，得出的結論是我國的公共資本具有顯著的經濟增長效應，其產出彈性大約為0.55，說明公共資本每增長1％，可使企業部門資本要素的生產率增長0.55％，即公共資本對市場化部門具有很強的正外部性?？娛藝婉R軍偉(2006)建立生產函數模型估計中國公共資本1978～2002年問的產出效應，結果發現我國公共資本的產出彈性大約在0.4左右。張海星(2004)在內生增長理論下構建計量經濟模型，對公共物質資本投資、公共人力資本投資及R&D投資與經濟增長的相關性進行了協整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗，其回歸結果表明公共物質資本的產出彈性是0.296。雖然結果各不相同，但是公共資本對中國經濟增長的貢獻是毋庸置疑的。

但是，在現有的文獻中，對我國公共資本存量的估算都比較模糊，文中都沒有給出清晰的估算方法。因此，出于后續研究的需要，有必要對中國的公共物質資本存量進行一次細致的估算。

二、資本存量的估算方法：永續盤存法

目前普遍采用的估算資本存量的方法是由Gol-dsmith于1951年開創的永續盤存法(Perpetual Inven-tory Method)，即通過對已購置的，并界定了使用年限的資產進行累加來完成對資本存量的估算。

永續盤存法的基本思想是，下一期期初(本期末)的凈資本存量Kt+1，可以看作是本期期初的凈資本存量Kt和本期的總投資，It，以及本期的折舊Dt之間的線性函數：

Kt+1=Kt-Dt　(1)

如果進一步做幾何折舊的假設，也就是說假設資本存量的價值以一個不變的比例δ下降，則資本積累方程可以改寫成：

Kt+1=(1-δ)Kt+It 　(2)

此方法被稱作“永續”是因為所有的資本品都被看作現有資本存量的一部分，當然某一資本品的效率是隨其使用年限的增加而遞減的，但不會達到零。在(2)式中從第t期期初開始進行反復疊代可得到：

其中，i代表現期和投資期之間的距離，(3)式表明第t+1期初的資本存量是以前各期投資的加權，而權數是一個現期和投資期之間距離的遞減方程。在實踐中，一個過去投資流量的無窮數列是無法獲得的，所以(3)式可以由下式所代替：

這里K1是基期期初的資本存量。

正如張軍等(2004)所指出的，估算資本存量有四個關鍵：當年投資，的選取、投資品價格指數的構造、折舊額或折舊率的確定、基期資本存量的確定。本文沿用其分析思路，分別對上述四個方面進行處理。

三、估算思路

1．公共物質資本投資的范圍界定及當年投資的選取

研究我國公共資本支出一般有三種口徑(廖楚輝和劉鵬，2005)：一是政府預算列示的范圍和數量。

這種口徑一般是將預算分為經常性預算和資本性預算，但沒有包含政府轉移性支出。由于政府轉移性支出也可能包含資本性投資部分，因此這種預算編制是符合政府預算與實踐保持一致的需要的，但不利于把握公共資本投入的實際狀況。二是對現行預算中相關預算科目調整并根據市場經濟條件下政府職能范圍確定并測算的數量，這種方法充分考慮到國有企業改造和虧損補貼、地質勘探、支農生產、城市維護建設、簡易建筑費及稅式支出等方面。這種方法中的國債投資已經構成部分基建支出、挖潛改造等支出內容，所以不能將國債單獨列項，否則會造成重復計算。三是以寬口徑估算的公共資本支出，即包括地方政府建設性債務和集資、攤派投資；政府委托銀行投資及國有金融企業的壞賬損失等。由于相關數據隱蔽且難以統計，這種方法只能用作寬口徑的一種估算。

從現有的文獻來看，目前國內財政學界對公共投資范圍的界定并沒有統一的口徑。趙志耘和呂冰洋(2005)用比較窄的口徑界定公共投資的范圍，包括財政教育支出財政基本建設支出和財政科學研發支出，分別把它們看作是人力資本投資、物質資本投資和科學研發投資?？娛藝婉R軍偉(2006)采用分行業的數據，認為公共資本包括交通運輸、倉儲郵電通訊、電力、煤氣及水的生產和供應等部門的固定資產總額。于長革(2006)認為政府公共投資主要包括以下六類：a．燃料和能源支出，用于能源的探測、供給、開發和控制；b．農、林、漁、獵支出，主要包括土地管理、農產品價格支持以及病蟲害防治等；c．采掘和礦產資源、制造業與建筑支出，用于礦產資源經營、產業升級和控制、工業研究開發等活動；d．交通與通訊支出，用于交通系統和通訊的建設與管理；e．住房及社區環境支出，用于住宅開發、城市規劃、社會發展、供水、排污、垃圾處理和環境管理；f．其他經濟事務和服務支出。李楨業和金銀花(2006)把扣除了農林牧漁業、采掘業、制造業、建筑業、批發零售和餐飲業、金融保險業、房地產業及其他部分以外的固定資產投資看作是公共資本投資。而馬栓友(2003)、張海星(2004)、郭慶旺和賈俊雪(2006)等的經驗分析都采用預算內固定資產投資來代表公共投資。

由此可見，國內學界對公共投資范圍的界定存在的很大的分歧。本文認為采用預算內固定資產投資來代表當年公共物質資本投資是比較合理的。所謂預算內固定資產投資，即傳統意義上的財政投資，是指全社會固定資產投資中由財政預算內提供資金來源的部分。按照中國統計年鑒(2005)的定義，根據固定資產投資的資金來源不同，可分為國家預算內資金、國內貸款、利用外資、自籌資金和其他資金。而國家預算內資金分為財政撥款和財政安排的貸款兩部分。包括中央財政的基本建設基金(分經營性基金和非經營性基金兩部分)、專項支出(如煤代油專項等)、收回再貸、貼息資金，財政安排的挖潛改造和新產品試制支出、城建支出、商業部門簡易建筑支出、不發達地區發展基金等資金中用于固定資產投資的資金，地方財政中由國家統籌安排的資金等。因此，出于后續經驗分析建模的研究需要，為了更好地度量民間物質資本存量，本文采用預算內固定資產投資來代表當年公共物質資本投資。

另外，在對當年投資的選取上，Young(2000)、Wang和Yao(2001)以及張軍等(2004)都采用了固定資本形成總額的指標，應該說固定資本形成總額指標能更好地反映當年的投資狀況，但是統計年鑒上并沒有按資金來源劃分的固定資本形成總額的數據。雖然固定資本形成總額與固定資產投資額兩個指標存在一些差別，但從歷史數據看，兩者之間的實際差額較小，變化趨勢相同。二者之間的絕對差額在2001年之前一直在49．7億元(1987年)和775．4億元(1998年)之間變動，2001年以后有所擴大，到2004年，全社會固定資產投資額比固定資本形成總額多出8126億元。二者之間的關系可以從圖1中清晰的顯示，從圖中二者的關系可以看出，用預算內固定資產投資來表示永續盤存法中的當年投資是比較合理的選擇。

由于統計年鑒上按照資金來源與構成所劃分的全社會固定資產投資的數據序列是從1981年開始的，1978～1980年這三年的預算內固定資產投資數據只能靠某種方法估計得出。我們分別采用最小二乘法(OLS)和向量自回歸法(VAR)①對1981～2004年的GDP關于預算內固定資產投資進行回歸，得到的R2分別是0．8208和0．9995，其中由VAR模型得到的回歸方程如下：

GDP=2.402609941*GDP(-1)-2.687486233*GDP(-2)

+2.580736332*GDP(-3)-2.535188607*GDP(-4)

+1.40471232*GDP(-5)+3.819140626*YSN(-1)

-13.86695633*YSN(-2)+8.748237381*YSN(-3)

-13.16531798*YSN(-4)+20.3769644*YSN(-5)

-1340.581874

其中，YSN代表預算內固定資產投資，括號內是滯后階數。上面的回歸方程表明，1985年的GDP可以由1980～1984年各期的GDP和預算內固定資產投資的線性組合來解釋，擬合度高達0.9995。由此將1980～1985年的各期GDP以及1981～1984年的各期預算內固定資產投資代人上面的回歸方程，就可以算出1980年的預算內固定資產投資額。以此類推，1979年和1978年的預算內固定資產投資額也可以分別推算出。當然，上面的回歸方程從理論上說是非常粗糙的，但是出于對缺失數據進行估計的現實需要，該方程也具有一定的合理性。圖2給出了中國1978年以來以當年價表示的公共物質資本投資(預算內固定資產投資)的情況，從圖中可以清晰地看出，中國的公共物質資本投資在1996年以前一直平穩的發展，從1998年開始，出于宏觀調控的需要，中國的公共物質資本投資連年大幅度的提高。2003年有所波動，這也和緊縮性的宏觀經濟政策有關。

2．投資品價格指數的構造

固定資產投資價格指數是反映一定時期內固定資產投資品及項目的價格變動趨勢和程度的相對數。固定資產投資額是由建筑安裝工程投資完成額、設備工器具購置投資完成額和其他費用投資完成額三部分組成的。編制固定資產投資價格指數應首先分別編制上述三部分投資的價格指數，然后采用加權算術平均法求出固定資產投資價格總指數。該指數可以準確地反映固定資產投資中涉及的各類投資品和取費項目價格變動趨勢和變動幅度，消除按現價計算的固定資產投資指標中的價格變動因素，真實地反映固定資產投資的規模、速度、結構和效益，為國家科學地制定、檢查固定資產投資計劃并

提高宏觀調控水平，為完善國民經濟核算體系提供科學的、可靠的依據。

在涉及中國資本存量的研究文獻中，有關投資品價格指數的構造是個較為復雜的問題。由于統計年鑒上的固定資產投資價格指數序列是從1991年才開始的，因此針對1991年前的價格指數，不同的學者采取了不同的方法。Hu和Khan(1997)的研究使用了三種不同的指數：對于1952～1977年期間，他們采用Chow(1993)所估計的資本積累隱含平減指數；對于1978～1990年期間，他們采用全國建筑材料價格指數；對于1991～1994年，他們采用官方公布的固定資產投資價格指數。Young(2000)構造的固定資產形成隱含指數是用GDP平減指數減去私人消費、政府消費、存貨、凈出口等的平減指數而得到的殘差序列。Hsueh和Li(1997)根據固定資產投資統計年報計算出了1992～1995年期間的隱含投資平減指數，Wang和Yao直接采用了這一指數。李治國和唐國興(2003)以及張軍和章元(2003)都是根據上海市固定資本形成總額和指數得出了各自的固定資產投資價格指數。

這里我們采用張軍等(2004)的處理方法②，假設《中國GDP核算歷史資料(1996～2002)》提供的以不變價衡量的固定資本形成總額指數的計算方法如下③以1985年的固定資本形成指數為例：

其中，FCF代表固定資本形成總額，HI代表投資隱含平減指數，由此就可以算出各年的以1978年為l和以上年為1的投資隱含平減指數。對于1978～1990年期間，我們采用(5)式和(6)式計算出來的投資隱含平減指數來表示固定資產投資價格指數，對于1991～2004年期間，我們直接采用官方公布的數據，這樣就可以得出完整的1978～2004年期間固定資產投資價格指數序列(見圖3)。

3．折舊的處理

固定資產折舊指一定時期內為彌補固定資產損耗按照規定的固定資產折舊率提取的固定資產折舊，或按國民經濟核算統一規定的折舊率虛擬計算的固定資產折舊，它反映了固定資產在當期生產中的轉移價值。

在對折舊的處理上，目前的大部分研究都是估計出一個合理的折舊率，然后對歷年資本存量進行扣減。如Wang和Yao(2001)采用了5％的折舊率，Young(2000)假定了6％的折舊率，張軍等(2004)在相對效率幾何遞減的假設下，計算得到各省固定資本形成總額的經濟折舊率是9．6％。

應該說這些折舊率的假設都有一定的合理性，但是并不適用于公共資本存量的折舊處理。Kamps(2004)通過對美國的數據進行研究發現，私人非住宅資本、私人住宅資本、政府資本的隱含磨損率④(Implicit Scrapping Rate)各不相同，私人非住宅資本的隱含磨損率最高，而私人住宅資本的隱含磨損率最低。在1960～2000年期間，美國的私人住宅資本的隱含磨損率保持大體不變，政府資本的隱含磨損率有上升的趨勢，而私人非住宅投資的隱含磨損率從1960年的4．5％2z升到了2000年的9．5％。這些現象在OECD其他成員國也能觀察到，如加拿大和澳大利亞等。

有鑒于此，本文采用一個遞增的折舊率來對公共資本進行扣減，假設在1978～2004年期間，公共資本的折舊率從2．5％遞增到4％，該折舊率序列可以通過下式計算得到：

(8)式比(4)式更加接近現實，這可以從兩方面看出：首先，(8)式符合遞增折舊率的假設；其次，(8)式假設新投資在年中投入使用而(4)式假設新投資在年末投入使用。顯然，新投資應該覆蓋一整年，而不僅僅是在年末。

4．基年資本存量的確定

(8)式給出了本文估算公共資本存量的基本方程，現在剩下的最后一步就是確定基年的資本存量，由于本文的基年定為1978年，那么現在的工作就是如何確定1978年的公共物質資本存量。

本文采用“穩態估算法”(steady-state Approach)來確定1978年的公共物質資本存量，該方法被廣泛的應用，如Hall和Jones(1999)、Kamps(2004)等。資本存量的增長率可寫成：

由于資本存量的增長率事先是不知道的，所以這里需要增加一個假設條件，即在新古典增長理論的假設下，在穩態中投資和資本是按照相同的比率增長，因此我們可以使用公共物質資本投資的增長率來近似地表示公共物質資本存量的增長率。通過計算，得出中國的公共物質資本投資的平均增長率是2.83％⑤，公共物質資本存量的平均折舊率為3.25％。這樣就可以算出中國基于1978年價格的1978年公共物質資本存量是4008.2億元。

四、估算結果及分析

篇9

關鍵詞：房地產市場；格蘭杰因果檢驗；ADL模型

一、引言

房地產業作為基礎性和支柱性產業，是拉動國民經濟增長的重要因素。房地產價格集中反映了市場的供求關系，傳遞著房地產市場最為重要的信息。房地產市場是地域性很強的產品市場，而深圳作為一個快速發展經濟特區，創造了舉世矚目的“深圳速度”，其房地產市場亦具有一些特殊性。關于房地產價格與各個經濟變量之間的關系，很多學者用不同的計量方法，從不同角度進行了研究。本文試圖以格蘭杰因果檢驗方法探尋房價與固定資產投資間因果關系，并在此基礎上建立自回歸分布滯后模型對數據進行擬合。

二、變量選取和數據來源

變量選?。罕唤忉屪兞卡D固定資產投資額，用FCI表示；解釋變量―房屋銷售價格指數，用HPI表示。

資料來源：本文采用年度數據，樣本區間為1997―2010年。深圳市房屋銷售價格指數的數據資料取自《中國統計年鑒》，固定資產投資額數據來自《廣東統計年鑒》。本文使用的軟件為Eviews6.0。

三、模型回歸過程及估計結果

1.數據的平穩性分析

我們知道，對于非平穩的時間經濟序列，在做線性回歸之前，必須進行單位根檢驗，以排除“偽回歸”現象，保證分析結果的可靠性。通常單位根檢驗的方法有DF、ADF、PP法等，而滯后階數的確定采用的是最小AIC或SC信息準則。本文采用ADF法進行單位根檢驗，結果（表1）可知，房屋銷售價格指數與固定資產投資額都是非平穩變量，進行自然對數變換后，lgHPI仍然非平穩，而lgFCI平穩，對lgHPI取差分后檢驗，表明ΔlgHPI是平穩變量。

注：1.檢驗類型T和C分別表示在ADF檢驗中有趨勢項，常數項，括號中的數字代表滯后階數（由AIC和SCI信息準則決定）。 2.Δ表示取一階差分。

2. 格蘭杰因果關系檢驗

格蘭杰因果檢驗是檢驗經濟變量之間因果關系的方法，基于以下統計推斷思想：如果變量X引起變量Y，則變量X的變化將先于Y的變化。由表3可知，ΔlgHPI是lgFCI的格蘭杰原因，但lgFCI不是ΔlgHPI的格蘭杰原因，即房屋銷售價格的提高將導致固定資產投資額的增加。也就是說研究房屋銷售價格的變化有助于對有效的固定資產投資額進行預測，反之，則不成立。

3.ADL動態回歸模型

房地產是投資周期較長的產品，本期的投資額應該根據前幾期的房價、投資額和本期房價來決定。正好，自回歸分布滯后模型（ADL）是分析這類問題的常用工具。

我們首先建立一個含有一個外生解釋變量，解釋變量與被解釋變量各滯后兩期的ADL(2,2,1)模型，得如下結果：

lgFCIt=-lgHPIt-lgHPIt-1-lgHPIt-2+ lgFCIt-1+ lgFCIt-2

R2=0.9612 DW=2.1278 ARCH=0.668

我們采用逐步回歸法排除統計意義不顯著的變量，觀察上述模型，發現lgFCIt-1的回歸系數對應的t值較小，予以剔除，再次回歸，結果為：

lgFCIt=-lgHPIt-lgHPIt-1-lgHPIt-2+ lgFCIt-1+ lgFCIt-2

R2=0.9489 DW=2.0132 ARCH=0.668

該模型各解釋變量都高度顯著，DW值接近2、ARCH值小于1，表明該模型不存在自相關和異方差，R2仍然高達0.9489，整體擬合效果仍然比較理想，因而，該模型可以作為反映固定資產投資額和房價之間關系的ADL模型。

四、結論

對于大多數的產品市場來說，價格和供給間存在雙向因果關系，價格上漲導致供給增大，供給增大會導致價格降低。而本文研究的深圳市房地產市場，房價對固定資產投資存在單向的格蘭杰因果關系，即研究房價的波動性有助于預測固定投資額的走勢，而固定資產投資額對房價卻沒有預測能力。表明房價存在不理性的因素，供給并不是影響房價的主要因素，而需求是主導因素，這也與房市多年的賣方市場有關，所以政府應出臺相關政策，如保證保障性住房的投資額度、房市價格管理政策等，以抑平市場不合理的投資、投機性需求。（作者單位：河北大學經濟學院 071000 河北保定）

參考文獻：

[1]胡宗義.基于ADL―GARCH的電價預測模型及其應用[J].湖南大學學報.2007,34(8).

篇10

關鍵詞：固定資產投資；經濟增長；河北省

本文為2016年度河北省社會科學發展研究課題：“投資結構優化、產業升級與經濟增長協同問題研究――基于河北省供給側結構改革視角”（課題編號：201604020211）成果之一

中圖分類號：F127 文獻標識碼：A

收錄日期：2017年2月16日

長期以來，投資對我國經濟的快速發展起了非常重要的作用，而固定資產投資作為投資的重要組成部分，通過基礎設施建設、機器設備更新改造等，極大地刺激了我國經濟的發展。經濟新常態背景下，中國面臨產業結構調整、經濟增長方式優化等重要問題，尤其是要轉變以往過度依賴投資和出口的增長模式。但是應當明確，經濟新常態并不是要求“不投資”，也不是簡單地“少投資”，而是正確把握投資方向，消除投資障礙，使投資繼續對經濟發展發揮關鍵作用。因此，必須對投資，尤其是固定資產投資有一個正確的認識和全面的了解。

從20世紀90年代起，固定資產投資與經濟增長的關系一直是國內外各界研究的重點。一般認為，固定資產投資對經濟增長具有促進作用。馬克思認為投資就是剩余價值的資本化，擴大再生產決定了經濟增長水平。柯布-道格拉斯生產函數、索羅經濟增長模型、內生經濟增長理論等都將投資或資本列入影響經濟增長的重要因素。Delong和Summers（1992）、Alfred和Willi（2001）、Podreeca和Carmeei（2001）通過研究不同國家的數據，先后證實了固定資產投資與經濟增長的正相關性，但也發現各國固定資產投資的帶動作用存在明@的差異。國內學者針對我國經濟發展的實際情況也做了很多研究。劉金全（2002）、沈秀雙（2003）、李紅松（2004）等采用計量模型證實了固定資產投資是促進我國經濟增長的重要因素。此后，葉春玲（2005）、張蕊（2009）、段虹霞（2011）、劉伯酉（2012）分別以我國某省市為例，分析了各地區固定資產投資與經濟增長的關系，并提出相關建議。但是，近幾年國內外也提出了不同的看法。尤其是政府的固定資產投資雖然在短期內能明顯地拉動內需，但是從長期來看，政府的過度投資無法持續，且會引起通貨膨脹和經濟結構不平衡。而且隨著一國基礎設施的完善，固定資產投資應更多地投向高新技術產業。

因此，本文立足于河北省，分析當前河北省固定資產投資的特點，利用河北省1978～2015年的數據，對河北省全社會固定資產投資與經濟增長關系進行實證分析，分析河北省固定資產的投資效率及存在的問題，結合經濟新常態的大背景，為河北省轉變經濟增長方式、優化投資結構提出建議。

一、河北省固定資產投資的特點

2015年末，河北省全社會固定資產投資29，448.3億元，比上年增長10.4%。河北省固定資產投資總量規模不斷擴大，“十二五”期間河北省累計完成全社會固定資產投資115，365億元，平均增長率17.6%。綜合來看，近幾年河北省固定資產投資具有以下特點：

一是全社會固定資產投資總額增速明顯。河北省1996年全社會固定資產投資1，182.6億元，2015年全社會固定資產投資29，448.3億元，增長2390%，顯著高于國內其他省市。（圖1）

二是省內各地級市固定資產投資差異較大。石家莊、唐山兩地固定資產投資規模較大，2016年占全省固定資產投資的1/3。秦皇島是河北省11市中固定資產投資規模最少的地級市，2016年僅為892.5億元，遠低于其他地區，這也與秦皇島以旅游等第三產業為主要經濟增長方式有關。（圖2）

三是固定資產投資的產業結構性矛盾突出。第一產業的固定資產投資呈現上升的趨勢，農業的基礎地位得到鞏固，但是固定資產投資在第一產業的比重依然很小，固定資產投資主要集中在第二、第三產業。從第二產業的內部結構來看，2016年建筑業增速268.3%，房地產開發投資4，285.3億元。第三產業中金融業固定資產投資增速明顯，2016年增長84.5%。固定資產投資增速較大的依然是河北省的傳統優勢產業，高新技術產業投資不足。（圖3）

綜上，近年來，河北省全社會固定資產投資規模顯著增長，但是省內各市固定資產投資差異較大，產業結構性矛盾突出，對經濟增長的影響也不能一概而論。因此，有必要對近年來河北省固定資產投資與經濟增長的關系進行實證分析。

二、河北省固定資產投資與經濟增長關系實證分析

（一）河北省全社會固定資產投資總量與經濟增長關系實證分析

1、數據的選擇。本部分選取了國內生產總值（GDP）作為衡量經濟增長的指標，全社會固定資產投資完成額作為衡量投資的指標，數據樣本為1978～2015年的年度數據。為了使數據具有可比性，利用消費價格指數（1978年=100）對國內生產總值GDP和固定資產投資完成額進行調整，換算成按可比價格計算的實際國內生產總值（gdp）和實際的固定資產投資（in）。由于數據的自然對數變換不改變變量的關系，并能消除趨勢因素的影響和時間序列的異方差問題，因此對時間序列數據進行對數形式變換，即用Lngdp和Lnin分別表示進行對數變換后的實際國內生產總值和實際固定資產投資額。

2、平穩性檢驗。采用ADF檢驗法對Lngdp和Lnin進行單位根檢驗，檢驗結果如表1所示。由表1可知，變量Lngdp和Lnin的一階差分的ADF檢驗值都大于5%顯著水平下的臨界值，變量為平穩的時間序列。（表1）

3、協整檢驗。協整檢驗主要用來判斷變量之間是否具有長期均衡關系。時間變量只有同階單整時才可能存在協整關系。首先，對Lngdp和Lnin進行線性回歸，得到Lngdp=2.678983+0.711625Lnin，其中R2=0.986889，DW=0.473201，F值=2709.814，回歸參數通過了顯著性檢驗，模型擬合得較好；其次，對殘差序列進行單位根檢驗，檢驗結果如表2所示。（表2）

殘差序列的ADF值明顯小于1%、5%、10%%顯著水平下的臨界值，因此殘差序列為平穩序列。表明Lngdp和Lnin存在長期穩定的關系，即河北省固定資產投資每增加1%，實際國內生產總值將增加0.711625%，固定資產投資對經濟增長有較強的帶動作用。

4、誤差修正模型。誤差修正模型用來判斷Lngdp和Lnin的短期變動關系。（表3）

D（LNGDP）=0.071306+0.146785×D（LNIN）+0.001759×ECM

可以看出，短期固定投資的變化將引起國內生產總值同方向的變化，即短期內LNIN變動1%，將引起國內生產總值同方向變化0.15%。誤差修正項的系數較小，對非均衡誤差的修正作用較小。

（二）河北省三大產業固定資產投資與經濟增長關系實證分析。本部分數據選取2001～2015年河北省GDP作為衡量經濟增長的指標，第一產業固定資產投資額in1、第二產業固定資產投資額in2、第三產業固定資產投資額in3作為衡量固定資產投資的指標，分析河北省三大產業固定資產投資與經濟增長的關系，分析河北省固定資產投資的結構合理性問題。數據處理方法以及其他平穩性檢驗等同上。

對各變量進行平穩性檢驗之后發現各量是一階平穩，然后對各變量進行回歸分析，得到Lngdp=5.521479-0.039889Lnin1+0.239133Lnin2+0.279074Lnin3，其中R2=0.995161，DW=1.589970，F值=754.0188，回歸參數通過了顯著性檢驗，模型擬合得較好。隨后對殘差序列進行平穩性檢驗，殘差序列為平穩序列，變量之間存在長期穩定的關系。表明河北省第一產業固定資產投資每增加1%，GDP減少0.04%；河北省第二產業固定資產投資每增加1%，GDP增加0.24%；河北省第三產業固定資產投資每增加1%，GDP增加0.28%。

三、結論及建議

（一）結論。河北省固定資產投資和經濟增長之間存在長期穩定關系，即河北省固定資產投資每增加1%，實際國內生產總值將增加0.711625%。短期固定投資的變化將引起國內生產總值同方向的變化，即短期內LNIN變動1%，將引起國內生產總值同方向變化0.15%。河北省固定資產投資對經濟增長有較強的帶動作用。但是，河北省產業結構不合理，三大產業固定資產投資差異過大，且對經濟的帶動作用差異也較大。河北省第二產業固定資產投資每增加1%，GDP增加0.24%；河北省第三產業固定資產投資每增加1%，GDP增加0.28%，河北省第二、第三產業對經濟的帶動作用較強。而值得關注的是，河北省第一產業固定資產投資每增加1%，GDP減少0.04%，原因可能是用于第一產業投資就會減少二三產業上的投資，從而使得增加第一產業的固定資產投資會導致GDP減少，這也反映了河北省投資效率的差異以及經濟結構的不合理。

（二）建議

1、繼續加大重點項目固定資產投放力度。盡管河北省面臨經濟調整和結構轉型升級的重要時期，固定資產投資對于經濟增長的帶動作用仍較為明顯。應當繼續加大固定資產的投放力度，尤其是投資一批對河北省經濟長遠發展關系重大的項目，投資高新技術產業和附加值高的產業，增強河北省經濟發展后勁。

2、優化固定資產投資結構。由于不同類型的固定資產投資對經濟增長的帶動作用不同，對于第二產業、第三產業，河北省要加大投資力度，不斷推進河北省城鎮化、工業化進程，提高相關配套服務設施，合理推動河北省工業、服務業的發展。對于第一產業，河北省盡管是農業大省，但是農業利用率不高、農產品增加值較低，農業發展仍處于薄弱環節，仍需加大投資力度，調整河北省農業的發展結構。此外，促進固定資產投資在各市縣的合理投放，避免資源的過度集中。

主要參考文獻：

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[2]沈秀雙.固定資產投資與經濟增長關系研究[J].學術交流，2003.1.

[3]周騰，楊煜.江蘇省固定資產投資與經濟增長關系的實證分析[J].華東經濟管理，2007.21.10.