固定資產投資的作用精選(九篇)
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第1篇：固定資產投資的作用范文
關鍵詞：固定資產投資；軍工企業；技術創新
作為國家戰略性產業，軍工企業在世界各國普遍已經成為先進制造業的重要組成部分。隨著經濟走勢的跌宕起伏、資本資源的全球化配置、產品生命周期的日趨縮短，計劃經濟背景下成長起來的軍工企業，雖然較好地實現了雄厚的基礎沉淀、有利的政策扶持與先進的技術水平三者之間的協調整合，熬過了改革的陣痛，重新煥發出勃勃生機，但如果不繼續深化改革創新，用好政府扶持和政策優惠兩大優勢，并不能真正確保技術創新的長久活力，確保有效應對激烈的市場競爭和實現企業的健康發展。
一、當前制約軍工企業技術創新的突出問題
技術創新能力是建立在企業核心資源基礎上的企業技術、產品、管理、文化等的綜合優勢在市場上的反映，是企業在經營過程中形成的不易被競爭對手效仿、并能帶來超額利潤的獨特能力。就軍工企業得技術創新能力而言，其從一個側面反映出國與國之間科技實力、國防實力和綜合國力的競爭水平。當前，我國軍工企業體制改革正逐步深入，各軍工企業要想在激烈的國際、國內競爭中求得生存和發展，就必須正視企業在技術創新能力方面存在的短板，尋求解決之道。
（一）能夠保障實施國家賦予的科研攻關任務，但難以緊跟高科技新型武器裝備研發趨勢
我國軍工企業經過幾十年的發展，在承擔眾多國家重點科研生產任務的過程中，逐漸形成了一定規模的研制和生產制造能力，基本滿足了工業化時代武器裝備的發展要求。但隨著世界正式進入信息化時代，現代戰爭的形式和內容發生了巨大的變化，現有軍工企業的人員與資源投入偏重于計劃模式下完成科研任務和技術攻關，發展途徑單一，不能主動抓住世界軍事發展脈絡，缺乏對遠期軍事需求分析和技術演示驗證能力，以突破關鍵技術群為目標的研發平臺能力沒有形成體系，技術儲備和技術優勢不明顯，難以適應國際化軍工市場競爭。
（二）實現基礎體系的系統布局，但尚不能形成整體核心實力比較優勢
我國軍工企業受益于社會主義集中力量辦大事的體制優勢，經歷長期以來國家從財力、人力方面的大量投入，依托一定比例的軍工固定資產投資，已經形成了較為完備的產業布局，基本適應了我國武器裝備發展的需求。但在這一體制之下，也暴露出了軍工企業研發能力方向偏單一、創新研發能力缺欠、平臺化的技術驗證落后等突出問題，尚不具備支撐武器裝備全研制流程的技術保障能力，沒有整體形成有效的信息管控和設計驗證手段，在國際軍工行業沒有形成顯著的品牌優勢。
（三）滿足國內軍事工業發展基本需求，但支撐技術創新的基礎條件和保證能力不足
我國軍工企業長期形成的單一"保成功"模式，緊隨科研任務，按任務"跟隨型"構建能力模式，曾經而且一直是推進國內軍事工作發展的強勁動力。就目前神舟系列航天工程而言，就是一個鮮明的例證，彰顯了我國軍工企業的整體實力。但這一體制的弊端也不可忽視，由于過于依賴行政指令，忽視了市場需求趨勢，我國軍工企業的技術創新潛力，支撐技術創新的手段主要投入在科研任務上，有限的人員、經費沒有真正與軍事裝備的核心主業相匹配，亟待統籌兼顧，將技術創新與發展只與核心主業相掛鉤，抓住軍工市場信息，有針對性地加大投入力度，切實改變我國軍事裝備的國際形象。
二、固定資產投資在軍工企業發展中的作用剖析
軍工固定資產投資是指為推動國防科學技術進步，擴大生產能力及滿足國防科技工業自身發展需要而進行的相關建筑、設備設施（可形成固定資產）和手段建設等方面的投資。從其積極作用來看，可以歸納為以下幾點：
一是能夠滿足軍工企業科研生產任務需求，支撐武器裝備朝"自主化、體系化、基本型、系列化"上發展，優化單位能力布局，增強單位核心競爭力。
二是能夠解決軍工企業在任務和能力上的關系，以任務牽引能力提升，以能力確保任務完成，既滿足武器裝備的研制生產需求，又滿足技術能力提升需求。
三是能夠在一定程度上減輕軍工企業的資金壓力，發揮財政資金投資"有保證、引導作用強"的優勢，集中力量，為軍工單位技術創新保駕護航。
這些年來，我國軍工企業用好國家支持政策，加大固定資產投資力度，更多地依靠穩健的研發策略、充沛的資金支撐和雄厚的硬件積累，從而保持了技術創新的旺盛活力，再次成為國家科技創新體系的一只重要力量。
三、以固定資產投資助推軍工企業技術創新的對策
《國民經濟和社會發展第十二個五年規劃綱要》中明確規定：建設先進的國防科技工業，優化結構，增強以信息化為導向，以先進研制制造為基礎的核心能力，加快突破制約科研生產的基礎瓶頸，推動武器裝備自主化發展。這是國家對進一步加大軍工企業固定資產投資，進一步提升軍工企業綜合實力發出的鮮明信號，反映出國家對新時期軍工企業沿著"超前謀劃、頂層策劃、整體規劃、統籌優化"的道路，堅持"保障、基礎、發展"，以統籌建設為主線，實現"由任務跟隨型向任務、能力結合型轉變"的工作新思路。
（一）正確認識固定資產投資與促進技術創新能力之間的關系
長期以來，我國軍工企業依托國有經濟的長久積累，依靠行政命令調用各級國有企業資源，往往通過承擔的科研任務，提升技術實力，推進技術創新。這是在特定的歷史條件下采取的必然選擇。在新技術層出不窮、尖端科技與軍事裝備緊密愈加緊密的21世紀，軍工企業固定資產投資與促進技術創新能力之間已經形成相互促進的關系。因為軍工企業形成并不斷提高核心競爭力的根本途徑是持續的創新，尤其是技術創新。而新技術的發展可以牽引軍工固定資產投資的申報與立項，引導國家將更多的資源投入事關國防的軍工行業。而固定資產投資形成的各項新技術能力和新技術手段，又可以促進技術的進步與發展，確保在設計開發、總裝集成、核心制造、共性基礎上形成技術優勢，提升技術優勢，并保持在行業的領先。
（二）發揮固定資產投資對技術創新的引導、促進作用
軍工企業一方面需要滿足科研任務要求，建設適應武器裝備的研發能力、研制保障能力和生產能力；另一方面應當善用、用好國家經濟實力增強帶來的投資增量，用活、用準這些資金。通過調整固定資產投資的幅度和方向，引導技術力量向制約技術創新的關鍵性環節投入，突破關鍵技術，打破研制瓶頸，縮短研制周期，加快研制進程，實現軍工企業模式由任務保障型轉向任務能力結合型，技術發展由跟蹤研仿為主轉向自主創新，積極適應機械化信息化復合發展的要求，保障新武器裝備的研制和生產。
軍工企業要通過軍工固定資產投資，加大先進技術的引進、消化和技術改造工作，適度超前，建設一批具有前瞻性、高水平、可持續發展的創新試（實）驗條件和設施設備，為掌握和擁有支撐武器裝備和高技術產業持續發展的前沿技術、基礎技術和關鍵技術提供保障，帶動先進技術發展。要通過軍工固定資產投資，推進產業的高技術和集約化發展，加速機械軍工向數字軍工轉變，突破集約化發展要求，大力推進信息化建設，推動和加快國防科技工業數字化轉型進程。
（三）借助固定資產投資評價機制激勵持續推進技術創新
由于軍工企業固定資產投資的特殊性，主要是投入軍事技術領域，較之民用領域還是有很大的不同。因此，要用好國家的投資，必須清晰軍工固定資產投資管理的法令法規，理順投資管理的體制和機制，強化投資項目的監督評價機制，協調解決各方沖突，規范管理流程，規范資金使用。
第2篇：固定資產投資的作用范文
【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】
第3篇：固定資產投資的作用范文
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。可以判定InGDP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。
第4篇：固定資產投資的作用范文
【關鍵詞】固定資產投資；經濟增長；城鎮；Granger因果檢驗；脈沖響應函數
1.引言
投資、消費、進出口貿易是國內生產總值的主要組成部分。目前，我國正處于向工業化社會過渡的階段，投資特別是固定資產投資占國內生產總值的比重從2000年36.5%上升到2009年的47.7%，固定資產投資的比重呈現增加趨勢。固定資產投資也被部分學者視為拉動發展中國家經濟增長的主要手段和措施。但是，由于每個發展中國家的國情不同，固定資產投資能否真正成為推動經濟增長的主要因素還必須結合各國國情進行考察。中國作為最大的發展中國家，研究其固定資產投資與經濟增長的關系一直是學術界的熱點，并具有重要的現實意義。
在我國固定資產投資與經濟增長關系的研究上，蘇文惠（2011）認為經濟增長是導致固定資產投資增加的原因，但固定資產投資的增加并不導致經濟增長。高麗（2005）實證分析了我國經濟增長與外商直接投資和固定資產投資的關系，認為適度控制國內固定投資。王云等（2010）比較了消費與固定資產投資與經濟波動的關系，指出擴大居民消費對經濟增長的效力大于擴大固定資產投資產生的效力。姚娜（2007）認為固定資產投資間接影響經濟增長。焦佳等（2008）研究發現我國固定資產投資與經濟增長之間存在長期均衡關系。王天營（2004）研究了固定資產投資對GDP的滯后性以及滯后期。
綜上所述，我國目前學術界研究固定資產投資與經濟增長關系時，不少文獻以城鎮和農村作為一個整體進行研究，單獨研究城鎮固定資產投資與經濟增長關系的文獻較少，并且基于VAR模型分析兩者關系的文獻更是少見。因此，本文基于VAR模型，運用單位根檢驗、協整、Granger因果檢驗，脈沖響應函數和方差分解等分析城鎮固定資產投資與經濟增長關系，以考察兩者的相互影響程度，并得到相關的啟示，具有重要的現實意義。
2.實證研究
2.1 數據來源和模型建立
本文使用2004年第1季度到2010年第4季度全國城鎮固定資產完成額（GDZC）和國內生產總值（GDP）的季度數據作為分析的原始數據，數據來源是國家統計局的季度統計。由于固定資產投資完成額和國內生產總值是季度數據，具有季節變動因素和不規則因素，因此必須對原始數據進行季節調整才能使數據具有真實性和代表性。本文采取移動平均法對數據進行調整。
參考高鐵梅（2006）對于數理模型的分析，VAR模型（Vector Autoregression，向量自回歸模型）能夠把每一個內生變量作為所有內生變量的滯后期來構建函數，能夠充分反映時間序列的變化趨勢和變量間的關系。所以，本文采用VAR模型，具體是：
Yt=A1yt-1+A2yt-2+…+Apyt-p+ξt t=1，2，3，…，T
其中，A為系數矩陣，T是樣本個數，y是k維內生變量向量，即城鎮固定資產完成額（GDZC）和國內生產總值（GDP）。
本文使用EViews5.0軟件進行數據分析。
2.2 平穩性檢驗
為了克服數據的非平穩性，使數據具有一定的預測性，必須對數據進行平穩性檢驗，采用的方法是ADF（Augmented Dickey-Fuller Test）單位根檢驗法。如表1所示，對城鎮固定資產完成額（GDZC）和國內生產總值（GDP）進行ADF檢驗，發現兩者是非平穩的，然后對GDZC和GDP的一階差分進行ADF檢驗，發現兩者是平穩的，所以GDZC和GDP是一階單整序列。
表1 ADF檢驗結果
ADF值 p值 結論
GDZC -0.1976 0.9275 非平穩
（GDZC） -10.328 0.0001*** 平穩
GDP -0.4111 0.8937*** 非平穩
（GDP） -11.959 0.0002 平穩
注：***表示在1%的水平顯著，表示一階差分。
表2 Johansen協整檢驗結果
原假設 特征值 跡統計值 5%臨界值 p值
0個協整向量 0.5116 22.7319 18.3977 0.0116
至多1個協整向量 0.1178 3.3851 3.8415 0.0658
2.3 協整檢驗
由于GDZC和GDP是一階單整序列，為了進一步檢驗兩者見是否存在長期穩定的均衡關系，所以必須對其進行協整檢驗。協整檢驗方法采用Johansen協整檢驗。進行協整檢驗關鍵是確定滯后階數，如果滯后階數越大，越能反映時間序列的動態性，但是自由度就會減少，反之亦然。因此選取適當的滯后階數尤為關鍵。根據AIC和SC準則，本文選取滯后階數為2。現使用Johansen協整檢驗對GDZC和GDP進行檢驗，如表2所示。
由表2可知，在5%顯著性水平下，GDZC和GDP存在著一個協整關系，表示城鎮固定資產完成額（GDZC）和國內生產總值（GDP）間存在著長期穩定的均衡關系。
2.4 Granger因果檢驗
為了進一步驗證城鎮固定資產完成額（GDZC）和國內生產總值（GDP）兩者的因果關系，本文采用Granger因果檢驗法進行分析。運用Granger因果檢驗法的前提是變量間必須存在著協整關系，由上文協整檢驗可知，GDZC和GDP存在著一個協整關系，因此符合Granger因果檢驗法的規定。檢驗結果如表3所示，在10%顯著性水平下，GDP是引起GDZC變化的Granger原因，而GDZC不是引起GDP變化的Granger原因。對此可能的解釋是固定資產投資相對于其他因素對經濟增長的促進作用不顯著。但是經濟增長后，卻促進了固定資產投資的增加，一方面是因為在經濟增長后，城鎮居民對諸如住房、生活配套設施具有改善性需求，從而刺激固定資產投資增加，另一方面是由于在經濟增長后，政府擁有較為充足的資金進行城鎮再次規劃和定位，調整產業結構和布局，發展新興產業，進一步促使固定資產投資的增加。
表3 Granger因果檢驗結果
原假設 Chi-sq p值 結論
GDP不是GDZC的Granger原因 5.187 0.075 拒絕原假設
GDZC不是GDP的Granger原因 4.269 0.118 接受原假設
2.5 脈沖響應分析和方差分解分析
通過構建脈沖響應函數（Impulse Response Function），可以測算當系統受到隨機擾動項的一個標準差沖擊時，其對所有內生變量產生的動態影響。方差分解（Variance Decomposition）則是反映某一個沖擊對變量影響的貢獻度。
圖1、圖2是基于VAR模型的脈沖響應函數圖，橫軸表示沖擊作用的滯后期數，縱軸表示響應程度，實線表示脈沖響應函數，虛線表示正負兩倍標準差偏移差。
圖1 GDZC對GDP沖擊的響應 圖2 GDP對GDZC沖擊的響應
從圖1看到，當本期給GDP產生一個標準差沖擊時，固定資產投資（GDZC）在第一期處于高位，接著往下降一直持續到第3期，達到最低位，往后則緩慢穩定增長。這表明當外部對GDP產生一個標準差沖擊后，給固定資產投資引起正向作用，并且具有顯著的持續穩定增長效應。
從圖2可知，當本期給固定資產投資（GDZC）產生一個標準差沖擊時，GDP在第1期為0，說明存在著GDP對GDZC的沖擊具有一個時期的時滯，接著上升持續到第2期，達到最高位，往后則逐漸下降。這表明當外部對GDZC產生一個標準差沖擊后，給GDP的影響越來越小。
在方差分解上，見圖3、圖4，橫軸表示滯后期數，縱軸表示貢獻率（單位是%），曲線表示方差變化。由圖3可知，GDP對GDZC的貢獻率從第1期開始一直下降，在第3期達到最低位，隨后逐漸上升，貢獻率保持在73%以上。由圖4可知，GDZC對GDP的貢獻率從第1期開始上升，在第3期達到最高位（12.3%），接著逐漸下降，貢獻率越來越小。這個結論與上文的脈沖響應分析結果相一致。
3.結論及啟示
本文在構建VAR模型的基礎上，通過運用單位根檢驗、Johansen協整、Granger因果檢驗，脈沖響應函數和方差分解等分析城鎮固定資產投資與經濟增長關系，研究結論是：經濟增長對固定資產投資具有顯著的促進作用，而固定資產投資對經濟增長并不具有顯著的促進作用。這個結論的啟示是：
（1）由于經濟增長對于固定資產投資具有顯著促進作用，城鎮居民對諸如住房、生活配套設施具有改善性需求，因此地方政府應該合理發展和調節房地產，并重點解決困難群眾的住房需求，使城鎮困難群眾能夠享受到經濟增長的成果。并且，地方政府對于城鎮規劃發展、產業結構調整和布局必須具有科學性、前瞻性，發掘適合當地發展的產業進行投資。
圖3 GDZC的方差分解圖圖4 GDP的方差分解圖
（2）固定資產從初期投入到最終完成需要一個相對較長的時間，因此對于地方政府來說，單純依靠增加固定資產投資快速刺激經濟增長并不現實，或者說固定資產投資對于經濟增長的貢獻，更多表現在改善城鎮生產、生活環境設施以及調整產業結構布局所帶來的間接效應上，圖2也充分解釋了這一點，圖中GDP在第1期為0，說明存在著GDP對GDZC的沖擊具有時滯。因此，地方政府盲目片面增加固定資產投資并不能促進經濟增長，反而會阻礙經濟增長，另一方面地方政府應該充分意識到固定資產投資并不會對經濟增長起到立竿見影的作用，需要在一段時間后，投資的間接效應才會顯現。
（3）地方政府應該加強固定資產投資的管理。由于固定資產投資的間接效應和時滯性，地方政府應因地制宜、有針對性選擇適當的項目進行投資，綜合評價項目的投入產出情況，避免投資以犧牲環境為代價的高耗能、高污染產業。此外，由于固定資產投資對經濟增長的貢獻率最高不超過12.3%，這說明可能有其他因素影響著經濟增長。分析這些因素對于經濟增長的影響程度將是未來的研究重點，也有助于發現、識別和剖析影響經濟增長的關鍵因素。
參考文獻：
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[4]姚娜.我國固定資產投資與經濟增長關系的實證分析[J].金融經濟,2007(08).
[5]焦佳,趙霞,于霄.我國經濟增長與固定資產投資的變結構協整分析[J].山東經濟,2008(01).
[6]王天營.我國固定資產投資對經濟增長的滯后影響研究[J].經濟問題,2004(12).
第5篇：固定資產投資的作用范文
關鍵詞：固定資產投資；協整檢驗；vec模型
1 文獻綜述
對于固定資產投資問題的研究，歷來是學術界關注的熱點，改革開放以來，固定資產投資快速穩定增長，是經濟持續高速發展的主要推動力量。因此，研究固定資產投資和經濟增長的關系具有非常重要的現實意義。目前國內對固定資產投資與經濟增長關系的研究越來越多，李其保、周勉之、孫栩瑜，張岳恒等學者研究了我國固定資產投資與經濟增長的關系，指出我國目前的投資仍然是粗放型的，而不是集約型的，投資結構有待于進一步優化。余興、張豪、呂連菊、張臘鳳分別研究了山東省、湖北省和山西省固定資產投資與經濟增長的動態關系。本文在鑒戒前人的基礎上用利用最新數據，綜合使用各種方法，對河北省的固定資產投資與經濟增長進行實證研究，以其為河北省經濟發展提供借鑒。
2 變量選取與數據處理
本文選地區生產總值和固定資產投資1985-2010年度數據均來自歷年《河北省統計年鑒》及《2010年河北省統計公報》，由于缺乏1991年以前固定資產投資價格指數，中國內生產總值和固定資產投資都取當年值，未對價格變化進行調整。為了消除非平穩時間序列的異方差性，對地區生產總值和固定資產投資額進行自然對數變換，并分別用ly和lx表示。
在1985-2010年間，河北省生產總值和固定資產投資總體呈上升狀態，在2000年以前比較緩慢，近十年增長十分迅速，總的來看經濟得到了很大的發展，由1980年的396.75億元增長到了2010年的20197.1億元，固定資產投資也由1980年的110.66億元增加到了2010年的15082.50億元，可見河北省的經濟實力不斷增強。而且河北省的固定資產投資相對于生產總值的百分比處于極不穩定的狀態。1988年之前幾乎平穩的變化，從1988年開始下降，到1990年降到最低，然后又回升，1993年到1999年微弱的上升，1999年又開始滑落，到2002年降到最低，此后直到現在一直處于顯著的遞增階段，2010年達到了最高0.747。導致這一劇烈變化的原因是政策改變，可以看出近年來政府加大了對固定資產的投資，因而研究其與經濟增長的關系顯得尤為重要。
3 實證分析
3.1 相關性分析
相關性分析可以考察變量之間是否存在依存關系。通過繪制散點圖，來判斷兩個變量間是否有明顯的線性關系。從河北省固定資產投資（lx）與地區生產總值（ly）的散點圖可以看出除了個別的幾個點外大部分年份的散點都分布在一條直線附近，可以判斷河北省的固定資產投資與地區生產總值間存在著較強的線性相關關系。
3.2 平穩性檢驗
建立var模型首先要對數據進行平穩性檢驗。本文采用adf單位根檢驗法，為了達到兩個時間序列平穩化的效果，對ly和lx進行一階差分處理。顯示了adf的檢驗結果。從檢驗結果看，地區生產總值和固定資產投資兩個變量原序列adf檢驗值都大于10%的顯著性水平下對應的臨界值，因此不能拒絕存在單位根的原假設，即ly和lx都是非平穩的。而經過一次差分后的序列的adf檢驗值都小于10%顯著性水平下對應的臨界值，因此，這兩個序列在10%的顯著性水平下是一階平穩的，即一階單整i（1）。
3.3 協整檢驗
估計var模型需要選擇適當的滯后階數，筆者依據五種準則對滯后期進行選擇，五個評價指標均認為建立var（2）比較合理。另外，在建立vec模型之前必須確定序列ly和lx是否是協整的。筆者采用johansen協整檢驗來分析兩個變量之間的協整關系，結果顯示：在5%的顯著性水平下，跡統計量檢驗和最大特征值統計量檢驗均存在1個協整方程，因此，河北省地區生產總值與固定資產投資存在協整關系。協整關系所對應的具體的長期均衡關系通常可以通過最小二乘線性回歸估計出來，估算結果如下:
ly=2.3780+0.8089*lx。
（17.78872）（43.50308）r2=0.9874注:方程下的括號內為t統計量值。
根據各項統計量指標可以看出模型很好地刻畫了河北省固定資產投資與經濟增長之間的長期均衡關系。其中，回歸系數的估計值恰好是固定資產投資的經濟增長彈性，這意味著固定資產每增長1%，地區生產總值將增長08089%，說明河北省的固定資產投資對經濟增長具有拉動作用，兩者存在長期穩定的關系。
3.4 建立vec模型
在實踐中為了分析這兩個變量之間的短期波動關系，以及長期均衡與短期波動之間的關系，需引入向量誤差修正模型（vec）。在上述建模的基礎上，可以得到ly與lx的vec模型如下：
其中ecm（-1）=ly（-1）-0.542*lx（-1）-4.313為誤差修正項，反應了ly和lx的長期均衡關系.從結果中
可以看出地區生產總值和固定資產投資的短期變動均可以分為兩部分：一部分是短期固定資產投資波動的影響，一部分是偏離長期均衡的影響。誤差修正項ecm（-1）系數的大小反映了對偏離長期均衡的調整力度，第一個方程中誤差修正項的系數-0.091表明，當波動發生致使地區生產總值ly相對于其長期均衡水平低估時，將以9.1%的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。第二個方程中誤差修正項的系數0.009表明，當擾動發生致使固定資產投資lx相對于其長期均衡水平高估時，將以0.9%的調整力度拉回到均衡狀態。由此說明對地區生產總值的調節作用比對固定資產投資的要大。
3.5 格蘭杰（granger）因果關系檢驗
檢驗因果關系最常用的方法是格蘭杰因果檢驗，granger解決了x是否引起y的問題，主要看現在的y能夠在多大程度上被過去的x解釋，加入x的滯后值是否使解釋程度提高。如果x在y的預測中有幫助，或者x與y的相關系數在統計上顯著時，就可以說“y是由xgranger引起的”，檢驗結果顯示：在10%的顯著性水平下，認為ly是lx的格蘭杰關系，反之不成立。說明近些年來河北省隨著經濟的增長固定資產投資額也因此增加，但基于預測意義上來說固定資產投資對經濟的推動作用并不明顯。基于此河北省應該調整投資結構。
4 結論與政策建議
從整個模型的分析可以河北省固定資產投資與經濟增長之間存在著長期穩定的均衡關系，但河北省固定資產投資對經濟發展的促進作用并不十分明顯，河北省要合理轉變投資結構來發揮固定資產投資的推動作用。基于此筆者認為：由于固定資產投資對經濟的促進作用有滯后性，因此在決定固定資產投資率時應該根據上一年投資的具體情況綜合考慮，而不應該盲目的增加；可以通過優化信貸結構來優化投資結構，更大的發揮信貸投資對經濟的推動作用，來降低經濟波動，保持經濟平穩快速增長；固定資產投資重“量”更要重“質”，要注重投資結構的調整，在增加投資額的同時必須重質，要選準投資的方向，使固定資產投資對河北省經濟發展的推動作用發揮到最大。
參考文獻
［1］李其保，周勉之.固定資產投資與經濟增長關系的實證分析［j］.理論探討.
［2］孫栩瑜，張岳恒.中國固定資產投資與經濟增長的協整分析及其政策建議［j］.惠州學院學報，2010，30，（2）.
第6篇：固定資產投資的作用范文
關鍵詞: 固定資產投資;信貸規模;協整;脈沖響應函數
一、引言
投資是宏觀經濟運行過程中的重要環節,作為社會總需求的一部分,它對經濟發展具有直接的拉動作用。縱觀改革開放以來我國經濟發展的歷程,每次經濟波動總是伴隨著投資的劇烈波動,正因為如此,投資是國家實施宏觀調控的主要對象和著力點。貨幣政策作為國家實施宏觀調控的主要工具,在對固定資產投資的調控中發揮重要作用,尤其是貨幣政策的信貸傳導途徑對固定資產投資調控的效果更為明顯。以近年來國家宏觀調控為例,2003年,我國扭轉了通貨緊縮的局面,固定資產投資迅速增長,因此,2004年,國家開始加大宏觀調控的力度,通過貨幣政策嚴控信貸規模,收到了很好的調控效果,固定資產投資在達到階段高點后回落。但是,在隨后的2006和2007年,央行放松了對信貸規模的控制,導致固定資產投資進一步過快增長,為解決固定資產投資過熱的問題,央行不得不在2008年初采取了嚴厲的信貸控制,要求各商業銀行在2008年的信貸增長不能超過2007年的增長余額,并按季監測投放進度。2008年下半年開始,為應對全球金融危機,國家宏觀調控政策進行了重大調整,實施了一攬子經濟刺激計劃,包括適度寬松的貨幣政策,指導金融機構擴大信貸規模,刺激投資快速增長,有力支持了經濟企穩回升,為國民經濟增長“保八”做出了巨大貢獻。因此,從我國固定資產投資和信貸規模運行的歷史經驗來看,我們可以初步判斷我國固定資產投資與信貸規模密切相關,貨幣政策信貸傳導途徑對固定資產投資具有重要的影響。
二、文獻回顧
根據米什金(2009)對貨幣政策傳導機制理論的總結,貨幣政策主要通過傳統利率途徑、資產價格途徑和信貸途徑影響企業投資,進而影響社會總需求和實際產出。由于我國尚未完全利率市場化,資本市場發展相對滯后,企業融資主要以間接融資為主的情況下,貨幣政策信貸傳導途徑對固定資產投資的影響應該相當顯著,目前已有一些文獻對我國貨幣政策信貸途徑對固定資產投資的影響進行了研究。萬躍楠(2004)利用簡單線性回歸方法對1991-2003年固定資產投資與貸款、利率的關系進行實證分析,結果表明我國貨幣政策主要通過信貸渠道來影響投資,貨幣政策對實體經濟的影響取決于銀行的信貸行為,而利率對投資的影響很小。聶學峰和劉傳哲(2005)利用相關分析、Granger因果關系分析和自回歸分布滯后模型,對中國貨幣政策傳遞到投資的具體途徑進行了實證分析,結論表明貨幣政策主要通過信貸途徑傳遞到投資上。李文森等(2006)通過對江蘇省有關情況的調查表明,固定資產投資與信貸的相關程度明顯降低,企業及政府自有資金較為充裕,通過信貸之外的渠道籌資環境寬松,投資增長的內生性增強,金融宏觀調控面臨新的變化。戴達年(2007)分析了信貸政策對固定資產投資調控的機理與措施。張力生和胡曉琳(2009)以河北衡水為例分析固定資產投資與中長期貸款關系。由此可以看出,目前的研究由于采用的數據和方法上的差異,導致結論也并不完全一致。本文擬運用協整檢驗和向量自回歸模型分析固定資產投資與信貸規模的關系,以進一步明確和認識貨幣政策信貸傳導途徑對固定資產投資的影響。
三、實證分析
(一)數據來源與處理
筆者選取1985年至2008年我國固定資產投資規模(FINV)和金融機構人民幣貸款余額(CR)兩個變量,共24年的數據,然后取自然對數。數據來源于《中國統計年鑒》。
(二)單位根檢驗
對時間序列進行分析,進而判斷各個經濟變量之間是否存在穩定關系,以及確定變量之間的具體數量關系的前提是,這些時間序列變量必須為平穩序列。否則即使回歸結果能夠通過顯著性檢驗且回歸方程擬和程度良好,這樣的回歸也有可能是偽回歸,并不能說明經濟變量之間存在的真實關系。而對于非平穩的時間序列,如果變量本身并不平穩,但是在經過至少n次差分后能夠成為平穩,則這種變量被稱為n階單整變量。單整階數相同的時間序列變量有可能存在某種長期穩定的均衡關系,即協整關系。對于具有協整關系的變量可以通過計量模型進一步分析它們之間的經濟關系。因此,在對固定資產投資和信貸規模進行分析之前,首先要檢驗這兩個變量的平穩性,在不平穩的情況下還需要進一步檢驗這些變量是否具有協整關系。本文采用Dickey和Fuller在1979年提出的ADF單位根檢驗法,該檢驗表明,如果ADF統計量在一定的顯著性水平下小于臨界值,則可以認為在這一顯著性水平下,被檢驗的時間序列變量是平穩的;反之亦然。采用Eviews6.0進行單位根檢驗,結果如表1所示。
注:“D”表示一階差分,檢驗形式(C,T,K)分別表示所設定的檢驗方程含有截距項、時間趨勢項以及所選的滯后項數,N指不包括截距項或時間趨勢項。
ADF單位根檢驗結果表明,在5%的顯著性水平下,LNFIVE和LNCR均為非平穩序列,而這兩個變量在經過一階差分后均成為平穩序列,即這兩個變量同為一階單整變量。因此LNFIVE和LNCR之間有可能存在協整關系,即信貸規模和固定資產投資規模有可能存在著長期穩定的均衡關系。
(三)協整檢驗
單位根檢驗只能證明LNFIVE和LNCR同為一階單整變量,并且有可能存在協整關系,但不能證明LNFIVE和LNCR之間是否確實存在協整關系,也不能確定這些變量之間是否真的存在長期穩定的均衡關系。因此,有必要在單位根檢驗的基礎上,進行協整分析,作出上述變量之間是否存在長期穩定均衡關系的判斷。Engle和Granger于1987年提出兩步檢驗法,對兩個時間序列變量之間是否存在協整關系進行檢驗。該法先用被解釋變量對解釋變量進行回歸,然后對回歸得到的殘差序列進行單位根檢驗,判斷其是否平穩。如果殘差序列為平穩序列,則可以判斷被解釋變量和解釋變量之間存在著協整關系。采用Eviews6.0,得到回歸方程和回歸殘差序列平穩性檢驗結果如下:
LNFINV = -1.4711 + 1.0452LNCR
(-3.8621)(30.01)
R2=0.9762F=900.8072
檢驗結果顯示:LNFIVE和LNCR的回歸擬和程度很高;回歸系數以及方程整體均在5%的顯著性水平下通過檢驗;回歸后得到的回歸殘差序列是平穩序列。根據Engle和Granger的兩檢驗法的結論,說明LNFIVE和LNCR之間存在協整關系,即固定資產投資和信貸規模之間存在長期穩定的均衡關系。從長期看,在其他條件不變的前提下,信貸規模增長1%,會導致固定資產投資增長1.04%。
(四)脈沖響應函數
協整檢驗反映了固定資產投資與信貸規模之間的長期均衡關系,為了能從動態角度更好地分析兩者間的互動關系,本文對固定資產投資和信貸規模建立滯后2期的向量自回歸模型,并在此基礎上對其作脈沖響應分析。脈沖響應函數是用于衡量來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量當前和未來值的影響的變動軌跡,它能夠比較直觀地刻畫出變量之間的動態交互作用及其效應。
圖 1 是模擬的脈沖響應函數曲線,橫軸代表滯后階數,縱軸代表對新息沖擊的響應程度。圖中實線部分為計算值,虛線為響應函數值加或減兩倍標準差的置信帶。從圖1左邊的脈沖響應函數曲線看,固定資產投資在受到信貸規模一個單位正向的標準差的沖擊后,在滯后期內的沖擊效應為正,并在第5期達到最大值,之后雖有下降,但仍然保持在相對較高的水平,這說明信貸規模對固定資產投資具有較大且持續性的影響。從圖1右邊的脈沖響應函數曲線看,信貸規模在受到固定資產投資一個單位正向的標準差的沖擊后,在當期為負值,之后快速上升,并在第5期達到最大值,這表明固定資產投資的增長也會增加對信貸的需求,帶動信貸規模的增長。
四、研究結論及政策建議
本文運用協整檢驗和向量自回歸模型就貨幣政策信貸傳導途徑對固定資產投資的影響進行了實證分析。協整檢驗的結果表明,我國固定資產投資與信貸規模之間存在長期均衡的協整關系;脈沖響應函數結果表明,信貸規模對固定資產投資具有較大且持續性的影響,固定資產投資的增長也會增加對信貸的需求,帶動信貸規模的增長。這說明我國貨幣政策信貸傳導途徑對固定資產投資有顯著的影響,通過信貸途徑對投資的調控往往能從源頭上調節固定資產投資規模和增長速度。因此,國家實施宏觀調控過程中,應發揮信貸傳導途徑對固定資產投資的調控作用,當固定資產投資增長過快,出現投資過熱的情況下,應通過貨幣政策控制信貸規模,抑制投資過快增長;當固定資產投資減慢,影響宏觀經濟穩定和經濟發展時,則應通過貨幣政策擴張信貸規模,刺激固定資產投資,以保持經濟平穩較快發展。
參考文獻:
[1]米什金.貨幣金融學.清華大學出版社,2009
[2]萬躍楠.我國貨幣政策影響投資的渠道分析.中國城市經濟,2004/04
[3]聶學峰,劉傳哲.我國貨幣政策傳遞到投資的實證分析.管理評論,2005/02
[4]李文森,高愛武,王遠華.信貸與投資相關性的減弱和宏觀調控政策的完善.中國金融,2006/24
[5]戴達年.信貸政策對固定資產投資調控的機理與措施.中國金融,2007/01
[6]張力生,胡曉琳.固定資產投資與中長期貸款關系實證分析――以衡水為例.河北金融, 2009/08
第7篇：固定資產投資的作用范文
引言
“十一五”至今投資年均增長提高到34.7%，GDP年均增長也相應提高到14.9%。特別是2008年，全球金融危機不斷蔓延，中國為克服外需衰退，平穩度過危機，各級政府積極利用擴大投資政策，陜西經濟實現平穩較快增長，2010年陜西GDP達到10 123.48億元，首次突破1萬億元[1]。
戴瑞嬌等選取浙江省2004―2007 年17個行業的民間投資額與國內生產總值的數據，實證分析了浙江省民間投資與經濟增長的關系，并提出促進浙江民間投資進一步良性發展的對策[2]。邱福林等認為農業固定資產投資與農業經濟增長存在協整和格蘭杰因果關系，且關聯度緊密，農業經濟增長促進農業固定資產投資的增加，但由于農業固定資產投資有滯后效應的特性，其在投資達到一定年限后，才會對農業經濟起促進作用，且效果顯著[3]。
黃旭東等通過對陜西省投資對經濟增長的定量分析，陜西投資每增長1個百分點，國內生產總值增長0.607個百分點，它的效應超過勞動每增長一個百分點國內生產總值增長0.393個百分點的效應[4]。本文對陜西省固定資產投資與經濟增長的關系進行實證分析，利用好固定資產投資，提升傳統產業科技含量，促進經濟發展方式轉變，對今后正確處理投資和經濟增長的關系、運用投資資金有現實意義[1]。
一、數據選取及變量說明
1.變量的選取
本文考慮兩個時間序列，國內生產總值增長率和固定資產投資增長率。
2.數據來源
本文所使用的樣本數據來自1983―2012年的年度數據，數據來源于《陜西統計2012》。
3.計量模型的建立
本文采用回歸分析法來研究固定資產投資增長率與經濟增長率的關系，可建立如下模型：
Y=C+βX+u
其中c為常數項，β為回歸系數，u為誤差項。
二、實證分析
1.平穩性檢驗
對時間序列數據進行回歸，需對所有的變量進行平穩性檢驗，如果對非平穩的時間序列直接進行回歸可能會導致謬回歸，這里采用 ADF 檢驗對所有變量進行單位根檢驗[5]。
由上表可以看出，陜西固定資產投資增長率和經濟增長率的ADF檢驗值都小于顯著性水平為5%的臨界值，都是平穩序列。
2.協整檢驗
通過對這兩個變量擬合回歸模型，求出殘差序列，并對殘差序列進行是否平穩的單位根檢驗，若殘差序列是平穩的，則說明這兩個變量之間存在協整關系，即說明這兩個變量之間存在長期的穩定關系，若殘差序列非平穩，則說明這兩個變量之間不存在協整關系，即說明這兩個變量之間不存在長期的穩定關系[5]。
Yt=13.1645+0.2052Xt+u
ut是I（0），即ut是平穩的，因此，接受Y與X是協整的假設。誤差修正項為：
ECMt-1= Y -13.1645 - 0.2052 Xt
由此可得，陜西省固定資產投資與國內生產總值之間存在長期均衡關系；即固定資產投資每增加1%，國內生產總值將增加 0.2052%，而由變量前的系數為正，則表明陜西省固定資產投資對經濟增長具有正向推動作用。
3.誤差修正模型建立
上面已經建立了協整方程，而協整關系僅反映了變量之間的長期均衡關系，誤差修正模型就是為了建立短期的動態模型以彌補長期靜態模型的不足，其既能反映不同時間的長期均衡關系，又能反映短期偏離向長期均衡修正的機制[5]。
以Y的差分Y1為因變量，以X的差分X1、滯后一期的誤差修正項et-1為自變量：
Y1=0.2362+0.1209X1-0.762ECMt-1+Vt
根據上面模型的回歸參數可以看出，誤差修正項ECMt-1反映了經濟增長、固定資產投資短期波動偏離它們長期均衡關系的程度，短期固定資產投資的變化將引起國內生產總值同方向變化，經濟增長率與固定資產投資增長率的短期彈性為 0.1209，即固定資產投資總額每變動1%，將會引起國內生產總值同方向變動0.1209%。
固定資產投資在整個社會發展中占很大比例，對于經濟的影響比較大，與我們的結論基本相符。但是固定資產投資每增長 1%，GDP 將增長 0.1209%，這個值比起幾位學者研究全國的0.8 以上要小了很多[6]。可以看出，固定資產投資額的增加帶來了GDP的增加，但投資效益不高，導致經濟增長率與固定資產投資增長率之間沒有完全呈現出等比例變化的趨勢，因此陜西的投資計劃還需進行調整。
4.格蘭杰因果關系檢驗
由協整檢驗結果可知，固定資產投資與經濟增長之間存在著長期穩定均衡關系，但這種均衡關系是否為因果關系，是由于經濟的增長帶來投資增加，還是因投資的增加帶來經濟的增長，需進一步的研究。為了檢驗這一因果關系，我們對上述序列的平穩形式進行格蘭杰因果檢驗。
滯后期數分別取5-9來考察固定資產投資增長率和經濟增長率的關系，當確定5%的顯著性水平時，滯后期數為9時，固定資產投資增長率在0.00030的水平上為經濟增長率的Granger原因，而經濟增長率不是固定資產投資增長率的Granger原因。滯后期數為5-8時可以看出均不能拒絕兩者之間都不互為Granger原因。由此可見，雖然回歸分析部分顯示雙方都存在顯著影響關系，但滯后期不同，兩者之間存在不同因果關系。
研究結論
第8篇：固定資產投資的作用范文
[關鍵詞]政府投資 民間投資 港澳臺及外資投資 經濟增長 相互關系
固定資產投資的增長對中國經濟的增長起到十分重要的作用。2008年的國際金融危機在很多方面影響到了中國經濟。出口減緩，金融市場加劇動蕩，就業情況不容樂觀，房地產市場也受到很大影響。投資促進經濟增長的理論得到重視，政府實施了4萬億的投資計劃，政府投資力度的加大使經濟整體有所回暖。在對經濟危機的應對過程中固定資產投資功不可沒。但過度的投資也加大了經濟內部矛盾，投資結構的優化是十分必要的。
固定資產投資可以分為政府投資、民間投資以及外資和港澳臺投資。對于民間固定資產的定義，很長時間并沒有一個統一的標準，國家統計局于2012年《國家統計局關于印發民間固定資產投資定義和統計范圍規定的通知》討論并確定了民間固定資產的定義。其指出民間固定資產投資是指具有集體、私營、個人性質的內資企事業單位以及由其控股（包括絕對控股和相對控股）的企業單位在中華人民共和國境內建造或購置固定資產的投資，即非國有及國有控股、非外商及港澳臺商及其控股單位的固定資產投資。
一、固定資產投資現狀分析
隨著我國經濟的不斷發展，全社會固定資產投資的數額不斷增加。進20年來，從1995年的20019億元，發展到2011年的311485億元，構成固定資產投資的政府投資、民間投資和外資及港澳臺投資都實現了非常巨大的增長。政府投資于1995年的10898億元增加到2011年的113295億元；民間投資于1995年的6892億元增加到2011年的179473億元；外商及港澳臺投資也由1995年的2299億元發展到2011年的18717億元。全社會固定資產投資的結構也發生了很大的變化，民間投資超過了政府投資，在固定資產投資中所占的比重達到50%以上。
二、固定資產投資與經濟增長之間的關系
固定資產投資通過乘數原理對經濟的增長起到帶動作用。固定資產投資與GDP有著明顯的正相關關系。
通過GDP增長率與政府投資增長率、民間投資增長率和外資及港澳臺投資之間的時間趨勢分析，可以發現民間投資增長率和GDP增長率之間的圖形吻合更好，關系最為相關。
GDP增長率與政府投資增長率之間的相關系數為0.199187，GDP增長率與民間投資增長率之間的相關系數為0.569342，GDP增長率與外資及港澳臺投資增長率之間的相關系數為0.568509。由此可見，GDP增長率與民間投資的增長率之間的相關性最大，其次是外資及港澳臺投資增長率，而政府投資增長率與其關系最小。因此，想要更有效率的通過固定資產投資帶動經濟的發展，需要要注重民間投資和外資及港澳臺投資的發展。
三、政府投資、民間投資和外資及港澳臺投資之間的關系分析
經濟平穩快速的發展，需要政府投資、民間投資和外資及港澳臺投資協調發展。對于政府來說，需要用便于調控的政府投資來帶動其他兩種經濟效率比較高的投資的發展。宏觀調控不僅要調控政府投資的力度，更要促進另兩種投資的發展，不僅使投資可以帶動經濟的發展，更可以優化投資內部結構，實現相互促進的良性循環。
為了探究這三種投資之間是否存在長期的相互關系，若存在是相互競爭還是相互促進，本文選取了1996年～2011年的數據進行測算，選取的數據是政府投資增長率（GZF）、民間投資增長率（GMJ）和外資及港澳臺投資的增長率（GWZ）。
（一）平穩性檢驗
運用ADF檢驗對數據的平穩性進行分析，觀察這三個序列是否平穩，分別進行原序列和一階差分的平穩性檢驗。（見表1）
各序列在10%的水平上不平穩，一階差分的在5%的水平上平穩，因此各變量都是一階單整。
（二）協整檢驗
運用Johansen極大似然法對這三個時間序列進行協整檢驗。首先基于VAR模型選擇最優滯后階數，通過AIC準則，確定的最優滯后階數為2，進行協整檢驗。
結果表明，政府投資增長率、民間投資增長率和外資及港澳臺投資增長率之間在5%的置信水平下存在協整關系。得到協整關系：VEC=GMJ-0.3516GWZ-0.1813GZF，即在長期，民間投資增長率、政府投資增長率和外資及港澳臺投資增長率之間存在穩定的均衡關系。政府投資增長率和外資及港澳臺投資增長率對民間投資增長率具有正效應。
四、政府投資、民間投資和外商及港澳臺投資關系的階段分析
對1996年至2012年政府投資、民間投資和外商及港澳臺投資進行分階段的分析，以了解變化的原因以及發展的趨勢，使固定資產投資能夠更好、更快發展。
（一）第一階段：1996年至2002年
1996年至2002年，固定資產投資得到了很大的發展，民間投資的比重逐漸加大，到2002年，民間投資的比重已經超過了政府投資的比重。
1996年至2002年固定資產投資基本情況
1996年，增長率最高的是外資及港澳臺投資，達到21.67%，其次是民間投資增長率，達到了18.92%，政府投資增長率在10.17%，全社會固定資產增長率維持在14.46%。1992年至1995年，經濟飛速增長，帶來了高通貨膨脹，1994年達到了21.7%，1995年達到了14.8%，政府被迫實行“軟著陸”，采取了一系列控制投資增長速度的政策，如控制貨幣發行、清理固定資產在建項目等。1996年，政府的軟著陸政策取得成功，經濟增長適度放緩，通貨膨脹降到6.1%。但1997年東南亞金融危機的爆發，使固定資產投資受到很大影響。外資及港澳臺投資增長率急劇下降直至1999年降至最低點，達到-10.86%。1997年，民間投資增長率也大幅下降，政府投資增長率也受到影響。隨后政府采取了刺激經濟的政策，加大政府投資力度，創造民間資本投資的環境，如降息、發行國債籌集資金對基礎設施等領域進行建設，全社會固定資產增長率回升。但1999年，政府投資增長率下降，民間投資增長率幾乎不變，外資及港澳臺投資額下降，全社會固定資產投資增長率下降。1999年后，投資逐漸回暖，各種投資增長率逐漸上升，至2001年，全社會固定資產增長率回歸到1996年的水平。
（二）第二階段：2003年至2005年
2002年起，經濟擺脫了長達6年相對低迷的狀態，2003年2005年，經濟情況顯著變好，經濟增長相對穩定。全社會固定資產投資額從55567億元增長到88774億元，各組成部分也顯著提高。民間投資所占的比重逐漸加大。
2003年經濟得到迅速增長，外資及港澳臺投資增長率達到42.2%，增長非常顯著，政府投資增長率比2002年增加7個百分點民間投資增長率比2002年增加了10個百分點。2005年經濟發展平穩，全社會固定資產增長率與2004年基本保持一致。
（三）第三階段：2006年至2011年
2006年至2011年固定資產投資的波動比較大的，這與多種因素的影響相關。
2007受到美國金融危機的影響，外資及港澳臺投資增長率快速下降，至2009年降至接近零增長率的水平。2007年～2009年民間投資的增長率相對平穩，下降幅度不大，政府為了避免經濟的衰退，增加政府投資帶動經濟，政府投資增長率出現了明顯增長，2008年達到了25.8%，成為自1995年來政府投資增長率最高的年份。全社會固定資產投資增長率穩步提升，2009年達到了29.96%，成為自1995年來，固定資產投資增長率最高的年份。2010年，經濟依然面臨很多問題，外部環境依然不穩定，特別是歐債危機的爆發，更使經濟的不確定因素增加，我國出口受到影響，經濟的發展依然需要內需的拉動，但刺激消費的邊際效益在減少，而且股市的低迷也降低了人們的消費需求，固定投資的增長率下降。
五、結語
固定資產投資的增長在經濟的增長中起到了舉足輕重的作用，尤其是金融危機期間，加大固定資產投資對于維持經濟的持續增長效果十分明顯。對固定資產投資的來源進行分析，民間固定資產投資的增長對經濟增長的帶動力更強，因此研究如何加大民間投資，并以此來帶動經濟的增長更具有現實意義。通過研究發現，政府投資和港澳臺及外資投資的增長與民間投資增長之間均具有正相關關系。因此政府在加大政府投資力度時，更要關注如何更好的通過政府投資來帶動民間投資的增長，以及采取一些相應的政策來更好地促進民間投資的增長。比如出臺相應的政策引導民間投資的方向調整，進而促進固定資產投資結構的優化；加強信貸支持，建立健全融資體系等。
通過投資來帶動經濟的增長，不能盲目注重投資量，更要促進投資結構之間的優化，使其更好地帶動經濟地發展。
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第9篇：固定資產投資的作用范文
關鍵詞：技術創新；經濟增長；固定資產投資；固定效應模型；中介效應
經濟增長在國際競爭中成為越來越重要的制勝指標，緊緊地聯系著民族的未來。創新是促進發展的第一生產力，也是我國從富起來進入強起來的必要舉措。作為GDP的重要組成部分，投資對促進經濟增長至關重要，改革開放至今，我國主要是依靠投資等模式來促進經濟高速發展，而固定資產投資在投資中占有重要地位，最容易對經濟增長產生積極作用。截止到2019年固定資產投資占國內生產總值比例為56.6%，總額達到560874億元。因此，研究我國不同省份的技術創新水平以及固定資產投資對經濟增長的影響不僅有利于理解其作用機理，且有利于尋找實現地區經濟持續協調發展的方法。
一、變量選取與模型構建
1.變量選取（1）被解釋變量：經濟增長。數據來源于《中國統計年鑒》，選取了我國30個省份2013年至2019年的人均地區生產總值（p-GDP）作為衡量指標，并取了對數。（2）核心解釋變量：技術創新。文章選取了我國30個省2013年-2019年的地區人均專利申請量（p-PAT）作為衡量技術創新的指標，在研究中取了對數。（3）中介變量：固定資產投資。數據來源于《中經網統計數據庫》，選取了我國30個省份2013年至2019年的全社會人均固定資產投資額（p-Invest）作為衡量指標。因為技術創新需要大量投資，猜測固定資產投資是技術創新促進經濟增長的必經之路，因此選擇固定資產投資作為中介變量。（4）控制變量：外商直接投資和政府參與度。因為經濟開放會對經濟產生影響，而經濟開放的主要表現是資本的國際間流動；政府對經濟活動的干預程度也會間接影響經濟，所以選取這兩者作為控制變量。文章選取了我國30個省2013年-2019年的地區外商直接投資額乘以當年的貨幣匯率并除以常住人口作為衡量外商直接投資（p-FDI）的指標；通過計算得出我國30個省2013年-2019年的地區財政支出占實際GDP的比重，并以此作為衡量后者（P）的指標。基于以上變量構建模型如下：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）首先對（1）式進行回歸，看系數b1是否顯著，若b1顯著那么技術創新促進經濟增長；然后檢驗技術創新對固定資產投資的影響，即對（2）式進行回歸，若系數b5顯著則證明技術創新能顯著促進固定資產投資；最后對（3）式進行回歸，若系數b10顯著，則中介效應存在，若b9不顯著則為完全中介，若b9顯著則為部分中介。技術創新對經濟增長的總效應為b1，直接效應為b9，中介效應為b5*b10，中介效應的貢獻為b5*b10/b1。
二、實證分析
1.變量的描述性分析根據表1可知，所有變量的樣本數皆為210個，由于我國區域經濟水平的差異性和區域發展的非同步性，主要變量的最大值和最小值之間的差異較大。經濟增長變量取對數之后的最小值為10.05，最大值為12，技術創新變量取對數之后的最小值為-8.5，最大值為-4.6，由于取對數會使得數值變小，降低數值之間的差異，但是變量最大值最小值仍相差較大，這意味著我國不同省份經濟增長與技術創新存在非常明顯的差距；固定資產投資與外商直接投資標準差分別為43352.7、30452.83，說明數值差異較大，即經濟水平的差距導致固定資產投資與外商直接投資也存在較大差異；政府參與度平均值為0.25，而最大值與最小值的差額高達0.51，即政府對經濟的干預程度存在較大差異。2.相關性分析根據表2可知，核心解釋變量技術創新對被解釋變量經濟增長的影響在1%的置信水平上顯著正相關，相關系數為0.803，說明技術創新能促進經濟增長；固定資產投資與外商直接投資與經濟增長相關系數分別為0.466和0.773，兩者皆促進經濟增長；政府參與度與經濟增長相關系數-0.483，說明兩者反向發展，即經濟發展水平越低，政府參與度越高。3.回歸分析文章數據的時間維度（T）為7，截面維度（N）為30，由于T小于N即為短面板，故采用靜態面板模型。若要準確地對其進行分析，就必須先確定數據所屬的模型類型。文章使用Stata16統計軟件對數據進行分析以確定其所屬的類型，由于檢驗結果全部拒絕原假設，P值皆為0.0000，因此文章以固定效應模型為準。模型一只包括了被解釋變量經濟增長和核心解釋變量技術創新，沒有加入任何控制變量。根據模型一的數據可知，技術創新前的系數值為0.336，且在1%的統計水平上顯著，這表明技術創新變量可以顯著地促進經濟增長，在不考慮其他變量影響的情況下，對數化的技術創新每增加一個單位，對數化的經濟增長就會增加0.336個單位。但是經濟增長的影響因素非常多，若不考慮其他變量將會低估技術創新對經濟增長的影響，在模型一的基礎上加入政府參與度和外商直接投資兩個控制變量后，技術創新對經濟增長存在顯著影響且影響系數增大，這說明在其他變量保持不變的情況下，對數化的技術創新變量增加一個單位會引起對數化的經濟增長增加0.344個單位。從控制變量的估計結果來看，雖然所有的控制變量對經濟增長影響的正負性存在不同，但都影響顯著。外商直接投資反映了經濟開放程度，外商直接投資的估計系數值為正且在1%的置信水平上顯著，即經濟開放有利于促進當地的經濟增長；政府參與度反映政府在經濟生活中所起的作用，中央政府對地方政府考核的最重要的指標就是當地的經濟發展水平，因此政府干預在經濟增長中一直扮演著重要的角色，文章中政府參與度的系數為負且在1%的水平上顯著，即過度的政府干預不利于促進經濟增長。為了進一步分析技術創新影響經濟增長的方式，文章選擇固定資產投資作為中介變量進行逐步回歸分析，研究固定資產投資是否是技術創新影響經濟增長的途徑。首先，檢驗技術創新對經濟增長的總體影響；其次，檢驗技術創新對固定資產投資的影響；最后，檢驗技術創新和固定資產投資對經濟增長的影響。若模型二中的技術創新前的系數顯著，模型三中技術創新前的系數顯著，模型四中固定資產投資前的系數顯著，則中介效應顯著，若模型四技術創新前系數不顯著則為完全中介，若模型四技術創新前系數顯著，則為部分中介。首先，檢驗技術創新對經濟增長的總效應為0.344，且在1%的統計水平上顯著。其次，檢驗技術創新對固定資產投資的影響，可知技術創新可以顯著地促進固定資產投資的增加，其系數估計值為15680.77。最后，檢驗技術創新和固定資產投資對經濟增長的影響，可以看出中介變量固定資產投資對經濟增長有顯著的促進作用，其系數估計值為6.21e-06，技術創新的系數估計值為0.246，顯著地低于模型二中的0.344。這說明固定資產投資的中介效應顯著存在，且由模型四中技術創新的系數估計值在統計上顯著可知固定資產投資為部分中介，這說明固定資產投資是技術創新促進經濟增長的重要因素。由參數估計值可知，對數化的技術創新每提高1個單位，固定資產投資就會相應地提高15680.77個單位；固定資產投資每提高1個單位，對數化的經濟增長會相應提高6.21e-06個單位；即對數化的技術創新每提高1個單位，通過固定資產投資使經濟增長增加0.097378個單位。中介效應占比28.31%，即技術創新對經濟增長的促進有28.31%是通過固定資產投資實現的，所以固定資產投資是比較重要的影響因素。
三、結論與政策建議
1.主要結論（1）從各個省域層面來說，專利申請量幾乎在逐年遞增，呈上漲趨勢，但是不同地區之間卻存在較大的差異。（2）根據固定效應模型回歸的實證結果，技術創新和外商直接投資都對經濟增長有顯著的積極影響，但政府參與度卻對經濟增長有著顯著的消極作用。（3）根據中介效應模型的實證結果可知，技術創新不僅可以直接對經濟增長產生顯著的積極影響，而且還可以通過固定資產投資對經濟增長產生間接的積極影響。2.政策建議（1）優化區域創新布局我國各省份之間的技術創新水平差異比較大，所以我們不能“一刀切”讓各個省份在技術創新上達到同一水平，而應該做到構建具有不同區域特色的創新發展格局，東部地區技術相對成熟，經濟水平相對較高，則應主要提高在一次創新和集成創新上的能力，中西部和東北地區則應該結合自身的具體情況走差異化和追趕式發展道路。讓創新水平高的區域帶動創新水平低的區域，構建跨區域創新網絡和共享平臺建設。（2）完善知識產權制度專利保護制度是否健全會影響科研人員參與科研的積極性與熱情，因此完善知識產權制度、明確產權的所有者，正確協調參與者、發明者以及企業家等人之間的利益是必要的。創新在帶來高收益的同時也帶來了高風險，因此政府應提高創新投入，提高個體或企業承擔風險的能力。要大力提倡二次創新，但也要明確一次創新和二次創新的產權問題。（3）高水平人才隊伍建設人才是創新的根本，是推動經濟建設的主要推動力和內生動力，因此有必要著力營造良好的人才培養環境，健全人才培養機制，完善人才鏈，為解決區域經濟類技術性難題提供人才保障，要推出“人才戰略”的政策。同時，要加大引進力度，吸引海內外優秀人才，發展高科技應用型人才，增強知識經濟水平，努力促進產學研深度融合，進而促進區域經濟的持續發展。（4）優化固定資產結構固定資產投資可以顯著促進我國經濟增長，應該加大對固定資產投資的投入力度，保持一定比例的固定資產投資率，具體到30個省份來說，則要根據自身的經濟發展水平、產業結構、要素稟賦、創新水平等因素綜合確定其合理區間。由于我國城鎮化和舊城改造的推進，房地產價格波動大、投機性強，且一線城市和二三線城市的情況存在較大差異，因此要進行合理的測算，保持房地產投資基本穩定，以最大程度地發揮其在促進經濟增長中的作用。要優化固定資產投資的結構，并且制定合理的固定資產投資方案，盡可能做到資源配置市場化。（5）吸引國外資本流入外商直接投資對經濟增長的影響存在一定的積極作用，因此要優化國內投資環境，實施一定程度的外商投資流入的優惠政策，盡可能吸引較多的國外資本進入我國市場，并且引導其投資向中西部地區偏移，促進我國經濟均衡協調發展。
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