固定資產投資增長率精選(九篇)

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第1篇：固定資產投資增長率范文

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2篇：固定資產投資增長率范文

對投資需求和經濟增長之間關系的研究中,美國等國的固定資本形成(固定資產投資在GDP中所占份額)同人均GDP之間具有顯著的正相關關系(DeLong和Summers,1992),并且這種相關性顯示了從投資率到增長率之間的因果關系。國內,蔣曉華通過協整回歸、誤差修正模型以及Granger因果檢驗的計量經濟學方法,分析了固定資產投資和經濟增長之間的關系,得出了固定資產投資對經濟增長的影響顯著,但存在滯后效應;姚娜將固定資產分為國有固定資產、集體固定資產和個體固定資產,研究各固定資產投資總量對國民經濟總值的影響,得出公有固定資產投資與當期實際GDP之間存在高度相關關系,其中以國有和集體的固定資產投資為主,二者對GDP的產出有較大影響作用;苗敬毅利用單整PP檢驗和協整EG檢驗分析了中國固定資產投資和經濟增長間的長期均衡關系,建立了反映中國固定資產投資與經濟增長動態影響機制的傳遞函數模型。

另外,消費作為需求力量,對經濟增長起著拉動作用。近年來,消費需求對經濟增長的積極影響越來越大。本文以對河南省居民消費與經濟增長的研究為例,比較有代表性的觀點有:楊芳揭示了河南省農村居民消費需求的特點,并提出了刺激河南農村居民消費應采取的措施和對策;王慧采用擴展的線性支出系統,對河南省城鎮居民各類商品年消費支出與年可支配收入進行了系統的定量分析,揭示了城鎮居民消費需求將出現新型家電及電腦產品消費趨勢,現代通訊工具及上網需求日趨旺盛,娛樂教育文化服務支出增多等新熱點;田萍、廖靖宇應用聚類分析方法,對河南省17個地市級城市居民的消費結構進行了比較統計分析,得到了各城市居民消費結構的一些特點和規律,并進一步探討了其消費結構、可支配收入與總消費支出之間的關系。

但從現有文獻來看,相關研究存在以下不足:一是現有關于固定資產投資的研究文獻大多是從全國范圍內進行研究,對區域的研究較少;二是把投資、消費與經濟增長聯合起來進行協整分析的研究較少;三是現有研究文獻大多針對居民消費,沒有涵蓋政府消費,這樣從數量方面來研究總消費需求與經濟增長的關系,必然會產生一定的偏差;四是由于在用傳統的計量經濟方法研究消費時以存在動態穩定性為前提,而實際上經濟不斷增長的趨勢使大多數經濟變量序列是非平穩的,所以直接運用傳統的計量經濟方法研究非平穩的經濟變量之間的關系缺乏一定的可靠性。鑒于此,本文以河南省為例,將GDP中的固定資產投資和最終消費作為研究對象,在研究方法方面用協整理論和誤差修正模型彌補傳統計量經濟方法的不足,從而對河南省固定資產投資及最終消費與經濟增長的關系進行更為精確的實證分析。

數據選取

本文所用的樣本取自1978-2006年度的數據(來源于歷年《河南統計年鑒》),用固定資產投資總額反映投資狀況,用最終消費總額反映最終消費狀況,用宏觀經濟指標—國民生產總值(GDP)反映經濟增長,數據全部折算成1978年不變價,以消除物價變動對其的影響。由于數據的自然對數變換不改變原來的協整關系并能使其趨勢線性化,又可以消除時間序列數據中存在的異方差,所以對實際GDP、固定資產投資和最終消費總額進行自然對數變換,分別表示為lnYt、lnIt和lnCt,其相應的差分序列為dlnYt、dlnIt和dlnCt。

實證檢驗

(一)單位根檢驗

由于數據選取的是GDP、固定資產投資和最終消費總額這類宏觀經濟變量,其時間序列大多都不是平穩的,隨著時間的位移而持續增長。但是這些變量主要受宏觀經濟環境的影響,如果經濟出現突發性震蕩,受到沖擊的這些宏觀經濟變量可能逐漸回到它們的長期增長趨勢上去,也可能呈現出隨機游走的狀態。若呈現出隨機游走的狀態,還用普通OLS進行回歸,許多參數統計量的分布不再是標準分布,所作的回歸被認為是“偽回歸”,為克服這一現象,使回歸有意義,本文對時間序列進行差分,然后對差分序列進行回歸。這樣做可以使差分序列趨于平穩,但缺點是忽略了原時間序列包含的有用信息,而這些信息對分析問題來說又是必要的。

為解決上述問題,可以采用協整理論,而要進行協整分析必須首先進行單位根檢驗。進行單位根檢驗有多種方法,如DF法、ADF法、PP法,本文采用ADF法來檢驗變量的穩定性,如對于非平穩變量,還需檢驗其一階差分(或增長率的平穩性),如果變量的一階差分是平穩的,則稱該變量有單位根,所有變量都一階差分平穩是變量之間存在協整關系的必要條件。運用上述方法和數據,利用Eviews5.0軟件分別對各變量水平值和一階差分進行檢驗,檢驗結果(見表1)。

從表1可以看出,時間序列lnYt、lnIt和lnCt的ADF單位根檢驗值在1%的顯著性水平下大于所對應的臨界值,而dlnYt、dlnIt和dlnCt的ADF統計量是顯著的,也就是說變量lnYt、lnIt和lnCt是不平穩的,存在單位根I(1)。由于非平穩時間序列不能直接進行簡單回歸,所以需要通過協整檢驗進一步檢驗變量間的協整關系。

(二)Johansen協整檢驗

常用的協整檢驗方法有兩種:一種是EG兩步法,它通常用于檢驗兩變量之間的協整關系;另一種是JJ檢驗法,用于多變量之間的協整關系檢驗。JJ檢驗法可以對系統中所有獨立的變量關系作總體分析,并且不事先假定系統中變量關系的個數,也無需確定對哪一個變量作規范,有較普遍的適用性。因為lnYt、lnIt和lnCt都是一階單整變量,因此可使用Johansen檢驗或JJ法進行協整檢驗,以驗證該三變量是否存在協整關系,檢驗結果(見表2)。

協整檢驗從檢驗不存在協整關系這一零假設開始逐步展開。從零假設H0∶r=0開始,檢驗統計量的值大于1%和5%顯著性水平的臨界值,表明應拒絕零假設,接受備擇假設H1∶r≥1。在接下來的檢驗中,零假設H0∶r≤1在5%的顯著性水平上被接受,在5%的顯著性水平上,變量之間有且僅有一個協整關系。由此可見,在95%的概率度下可以確信河南省經濟增長與固定資產投資和最終消費總額存在長期均衡關系,長期均衡關系的協整方程是:

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

(2.08)(3.82)(5.55)

通過協整檢驗和協整方程可以看出,lnYt、lnIt和lnCt之間存在著長期協整關系。且固定資產投資增長率和最終消費增長率對經濟增長率長期有正的影響,當固定資產投資增長率增加1個單位時,能夠使經濟增長率上升0.342個單位。同理,當最終消費增長率增加1個單位時,能夠使經濟增長率上升0.664個單位。也就是說,固定資產投資增長率和最終消費增長率的適度上升,能刺激經濟增長率上升,即經濟增長幅度的變化增加。

(三)誤差修正模型

根據格蘭杰表示定理,協整關系必然可以表示為誤差修正模型。誤差修正模型描述變量圍繞長期均衡關系進行短期動態調整的過程。協整方程的誤差修正項為:

ECMt=LnYt-(0.726+0.664LnCt+

0.342LnIt)

建立誤差修正模型,其估計結果如下:lnIt和lnCt對lnYt的短期效應為:

LnYt=0.6462lnCt+0.2640lnIt-

(5.55)(3.43)

0.2530ECMt-1(2)

(-1.74)

即LnYt=0.6462lnCt+0.2640lnIt-0.2530lnYt-1+0.168lnCt-1+0.087lnIt+

0.184

在式(2)中解釋變量lnCt和lnIt的系數分別表示lnCt關于LnYt的短期彈性為0.6462,lnIt關于LnYt的短期彈性為0.2640,而長期彈性為0.2530,而誤差修正項象征著向長期均衡的調整,如果其系數是顯著的,就認為GDP與最終消費和固定資產投資在一個時期里的失衡分別有多大比例可在下一個時期里得到修正。由向量誤差修正模型可知:在短期,固定資產投資增長率和最終消費增長率對經濟增長率有正向作用,兩者對經濟增長率有刺激作用,固定資產投資增長率和最終消費增長率的增加,能推動經濟增長率上升。

結論

由上述分析過程可以得到以下結論:

第3篇：固定資產投資增長率范文

關鍵詞：國債投資；經濟效應；績效評價

一、引言

1998年以來通貨緊縮成為中國經濟發展中的一個突出問題。通貨緊縮直接導致投資不振，消費不旺，經濟增長減慢，失業上升等一系列問題的產生。激活內需與結構調整已經成為中國經濟當前面臨最大的難題。1998年中國財政政策的啟動打破了長期以來在“倒逼機制”下形成的過度依賴銀行信用擴張來支撐經濟增長的模式，使得以國債政策為核心的財政政策首次在嚴峻的挑戰面前擔當起了拉動經濟的主力軍。一般認為財政主體進入市場存在著支出效率不高、供給結構不合理以及對民間投資產生擠出效應等弊端。因此，如何評價國債績效就顯得十分必要了。多馬投資雙重效應理論認為，投資不僅可以增加有效需求（投資產生的收入效應或需求效應），同時也能增加資本存量（投資產生的能力效應和供給效應），提高生產能力，加速經濟增長。哈羅德—多馬經濟增長模型指出，在高儲蓄率的基礎上，為保證增長率接近自然增長率，必須提高邊際資本系數。假定各部門資本系數保持不變，那么提高資本系數的唯一辦法就是提高資本系數高的部門在資本分配結構中的比重。從中國近幾年的實際情況來分析，各部門資本系數高低依次為：出口部門＞政府部門＞民間部門。但在出口不景氣的條件下，提高出口部門在資本分配結構中的比重顯然無助于整個宏觀經濟資本系數的提升。因此，增加政府部門在資本結構中的分配比例就成為必然的選擇。

二、中國國債減稅性和生產性特征分析

國債能否產生拉動效應主要由3個因素決定：財政支出是否具有生產性；投資函數的形式；資產替代性如何。中國發行的國債基本上屬于減稅國債。據統計，1978－1991年國企留利額年均遞增33.5％，同期國債余額年均遞增33％。減稅有利于降低資本成本，刺激企業的投資。假如因發債而引起市場利率上升時，也未必會真正引發投資下降。格魯斯曼（Grossman，1972）和巴羅（Barro，197Q等認為，雖然發債短期內會導致市場利率上揚，通過投資函數I（r，Y）使投資I下降，但發債引起的國民收入Y的上升卻可以拉動投資I增長。因此，即使在市場利率上升的情況下，投資的最終增減取決于兩種力量的相對強弱。中國民間利率的低彈性和經濟的高成長都決定了債務融資所產生的是正的拉動效應。目前，中國資本市場發展不完善，有價證券市場風險極大，居民金融資產結構單一，證券類型的資產所占的比重較低，其資產組合調整的余地不大。根據2000年第一季度央行對全國城鄉儲戶所作的問卷調查表明，儲蓄仍是居民金融資產的主要形式，居民選擇意愿中儲蓄占70.2％，國債8.3％，股票僅為7.6％。此外，隨著貨幣增長率的上升，廣義貨幣和GNP的比率在下降的現象也說明中國家庭的金融資產結構非常單一。降息和開征利息稅雖然降低了儲蓄收益，但中國居民儲蓄資產仍然保持著較低的利率彈性。另一方面也說明，居民金融資產多元化進程較慢，市場缺少被居民廣泛接受的安全投資工具。因此低風險的公債發行產生拉動效應的可能性相當大。新凱恩斯模型（Benavie，1976）和新古典模型（Park，1973）研究也證明具有資本性的財政赤字并不會產生擠出效應。格魯斯曼和盧卡斯（GrossmanandLucas，1974）亦證明生產性財政支出影響生產潛能。因此，判斷國債是否產生拉動效應的關鍵之一就在于研判中國國債資金是否具有生產性。中國國債從性質上可分為赤字國債和建設國債兩大類。赤字國債主要用于平衡財政收支。理論表明，赤字支出對社會需求的貢獻程度要大于財政盈余下的政府支出。因為赤字支出是沒有財政收入支撐的政府支出，它對社會總需求的貢獻率是100％。而有財政收人支撐的政府支出對社會總需求的貢獻，只是把居民收入轉化為財政收入時，居民原本用于儲蓄的收入部分才轉化為政府投資，所以后者對社會總需求的貢獻率取決于社會平均儲蓄傾向。建設性國債絕大多數用于基礎設施和公共物品的支出，對經濟的拉動作用更為直接。從1995年國債支出結構來看，在3300億元國債余額中，約2650億元即占國債總余額的80.30％的國債投向財政性建設領域，占國家預算內直接安排的固定資產投資5380億元的49.25％。由此可見，中國國債支出結構具有典型的生產性特點。

國債用于擴大總需求的途徑包括：（1）政府購買支出（投資支出或消費支出）直接形成現實總需求；（2）通過轉移支付影響不同消費傾向的群體的可支配收入，來提高總體（高低收入群體）邊際消費傾向。即可述為c＝c1y1＋c2Y2，其中：c1＜C2，y1＞y2，c1、c2表示高收入與低收入群體的平均消費傾向。兩條途徑的乘數不同因而影響效應也不同，轉移支出是通過y2cAD，其乘數為b／（1－b）（1－t）（b為邊際消費傾向，t為稅率，0＜b＜1，0＜t＜1）。政府購買支出乘數為1／（1－b）（1－t），將直接形成生產能力。因此，途徑（1）的擴張效應大于途徑（2）的擴張效應。所以中國國債的建設屬性對國債經濟效應的發揮十分有利。

三、對若干領域國債投資績效的實證研究

（一）國債與固定資產投資增長的相關性和趨勢性分析

在影響經濟增長波動的因素中除了經濟體制、經濟結構調整、宏觀經濟政策等外，投資始終是影響經濟增長波動的重要因素之一。90年代“投資主導型”經濟增長模式取代了80年代“超前消費”主導型經濟增長模式。投資對經濟增長影響力和貢獻率的增速開始大于消費對經濟增長的影響力和貢獻率。研究證明，在影響中國國民經濟增長的諸多因素中，資本因素始終是第一位的。1952－1978年間，其貢獻份額為58.36％；1979－1995年間為40.40％。資本投入的增速與GDP的增長存在著明顯的正相關性。參照國際上的經驗，情形也大致如此。1979－1997年間中國總投資與實際GDP增長率相關系數為0.68，與名義GDP增長率相關系數為0.85.固定資產投資在總投資中又占據著重要的地位。固定資產投資實際增長率與GDP實際增長率間的相關性已經由1978－1990年的0.628上升到1991－1997年的0.891.1989年投資僅下降343.4億元，總需求減少達1000億元，GDP比1988年下降7.2個百分點。由此可見，固定資產投資對中國經濟增長起著舉足輕重的作用，固定資產投資的先期快速增長往往是經濟實現快速增長的重要先決條件之一。通過對1982－1996年間固定資產投資與GDP增長關系的實證分析也可見一斑。1982－1988年和1991－1996年兩次經濟的高速增長均是在固定資產投資率先增長之后出現的。1982－1988年，GDP的平均增長速度為11.4％。而固定資產投資在1982年就率先啟動，當年現價固定資產投資增長21.8％，可比價固定資產投資增長13.6％，分別比上一年現價及不變價的固定資產投資增幅高19和8個百分點。1991－1996年可比價固定資產投資增幅高達19.2％，高出同期GDP增幅7.2個百分點。長期以來形成的信貸依賴型經濟增長模式導致中國固定資產投資與貨幣供應量（M2）的變化存在著明顯的相關性。1984－1996年間統計數據顯示，中國貸款增長率的變動基本與M2增長率變動同向。而固定資產投資增長率往往隨著M2起落而變化。1989年M2增長率減至18％，固定資產投資增長率一下跌為7.2％；隨后各年的M2增長率從27.29％一直攀升到37.3％，固定資產投資增長率也直線上升到1993年的最高水平61.8％。1995年開始，M2下降到30％的水平，固定資產投資增長率也隨之遞減。從1997年到現在，投資增長率持續低于15％，1997年至1999年全社會固定資產增長率分別為8.8％、13.9％、5.8％。其中非國有經濟部門固定資產投資則呈負增長態勢。這種狀況是與中國當前的經濟結構大調整和保持國民經濟持續增長后勁的要求都是不相適應的。

國債在全社會固定資產投資中占據著重要位置，是固定資產投資的主要支撐力量。固定資產投資與貨幣量之間的相關性進一步強化了國債在固定資產投資中的重要地位。從1982－1997年數據的相關性檢驗結果來看，國債發行增長與固定資產增長存在著較高的相關性。在此期間，1984、1989年的實際固定資產增長大幅回落均與該年度國債發行額減少有著直接或間接的關系。從兩者比率總體變化趨勢來看（扣除1984，1983年外），國債對實際固定資產投資增長的貢獻率（國債發行增長額÷實際固定資產投資增長額×100％）基本上經歷了一個由大到小，而后趨于穩定的過程。

（二）國債投資平抑經濟波動的福利績效分析

世界各國的經濟發展史證明，劇烈的經濟波動將極大地降低經濟增長的總體績效和社會總福利。短期超速的經濟增長的往往被隨之而來的低速和負增長所帶來的痛苦所抵消。經濟增長的巨幅波動破壞了經濟長期穩定增長的內在機制，加劇了宏觀經濟的潛在運行風險。據統計，1953年以來，中國經濟周期中曾發生8次大波動。波動頻率高達3－6年；波動幅度前7次最高曾達66.1％，最低8.4％，平均22.6％。部分時候波動幅度甚至高于美國30年代經濟危機時的波幅。1960－1989年中國經濟波動系數是美日等國的2－3倍，是世界平均水平的4.2倍。經濟增長的平衡性對于經濟績效的提高十分有利。彼得?林德特和直爾斯?金德爾伯格（1985）曾指出：“價格穩定是一種明顯的凈利益”。布坎南也認為，積極的財政介入可以減低過度非均衡，也同樣有利于福利的提高。運用國債減緩經濟周期性波動的幅度還有利于全民福利的增加。從統計數據中可以明顯看出，國債的發行促進了經濟的平衡增長，對消除經濟劇烈波動起到一定的作用。隨著經濟的發展和國債規模的擴大，中國經濟周期性波動的性質已經發生本質改變，由原先總量型波動轉變為增長型波動。改革開放以來，國內生產總值增長速度與固定資本形成增長速度基本一致，表明中國經濟周期波動在需求方面帶有較明顯的投資主導型特征，而在供給方面又表現為以工業為主導的特征。從國債實踐來看，國債規模上升并不構成引起固定資產投資效率下降的直接或間接原因，相反，國債資金的介入有助于固定資產投資的增長。1993－1999年全社會固定資產投資增長率與GDP增長率之比分別為4.72、2.51、1.94、1.51、1.00、1.83和0.72，呈現依次下降的趨勢。固定資產投資增長率與GDP增長率之比的大幅度降低，一方面說明單位投資所支持的經濟增長能力大幅度提高，另一方面也說明經濟增長波動與固定資產投資之間的相關性進一步提高。隨著財政（國債）資金對固定資產投資介入的加深，經濟增長波動幅度也日漸減小。1977－1999年經濟周期波動振幅平均為7個百分點（波動振幅＝波峰水平－谷低水平），1977－1999年波動系數（波動系數＝實際經濟增長偏離長期趨勢的幅度／長期趨勢）為0.3148，大大低于1952－1976年1.6751的水平。特別到了1994年以后，經濟增長的波動收斂性日趨明顯。經濟周期波幅和波動系數縮小，經濟運行的穩定性大為增強。經濟平均擴張速度（擴張期經濟波動的振幅／擴張期時間長度）為4.6％，與1981年以前相比明顯減緩；平均擴張長度為2年，與改革前基本持平；同期平均收縮速度呶縮期經濟波動的振幅／收縮期時間長度）為2％，平均收縮時間長度為3.5年，比改革前延長了0.9年。

（三）國債對技改投資增長的貢獻性分析

經濟結構的優化調整和升級都離不開技術進步與技術改造。利用國債投資對關系到實體經濟長遠發展的技術裝備工業和高科技產業的投資需求進行扶持，將十分有利于把財政政策的短期和中長期效應有機結合起來，促進國民經濟持續發展。90年代以來，技改投資由1993年的50.31％回落到1997年8.25％，1999年甚至回落到1.1％的水平，并且增幅持續下降的趨勢一直未得到扭轉。1998年開始為扭轉技改投資下滑的局面，財政部陸續在國債中安排了國債技改項目資金，從實踐結果來看成效十分顯著。1998年90億元的國債貼息技改貸款，據測算，拉動約1000億元的企業技改投資；1999年90億元的技改貼息國債使2000年第一季度技術更新改造投資增長了15.8％，全年帶動1800億元技改投入；2000年4月財政部再次宣布在新發行的1000億元國債中安排90億元的技改貼息國債。2000年約880個技改項目得到銀行貼息，累計投資達2400多億元。從技改資金來源構成分析，與國債技改投資的增長相反，自籌資金以及利用外資占技改資金來源的比重出現下降。據統計，2000年1至6月，占企業技改資金來源2／3的自籌資金雖然增長22.8％，但其占全部資金來源的比重卻由1999年同期的70.8％下降為66.1％。利用外資技改資金增幅下降15.6％，其占全部資金來源的比重也從去年同期的5％下降為3.2％。自籌資金以及利用外資所占比重的下降將會構成技改投資穩定增長的制約因素。由此可見，國債在技改投資增長中起著舉足輕重的作用。2000年1至6月全國技術改造完成投資1399.74億元，比1999年同期增長22.9％，遠遠高于1999年全年1.1％的水平，也超過“九五”前4年1－6月技改投資增長最大的1997年15％的水平。技改投資的增幅遠遠超過了同期其它投資項目的增長（如基建投資完成4188.81億元，增長6.6％；房地產開發完成投資1622.60億元，增長22.4％）。

國債技改投資還帶動了銀行、企業相關配套技改資金的投入。2000年1－6月，工行在基礎設施和國債技改項目等固定資產投資方面發放的項目貸款已累計達540億，比1999年同期增長47％，其中投向公路、電力、城建等基礎設施262億元，占49％，投向企業技術改造和高新技術產業化項目278億元，占51％。受理國債貼息技改、高新技術產業化和城建項目635個，貸款需求730多億元；承貸項目440個，貸款額430億元，其中，承貸的國債技改項目占全部國債技改項目的70％以上。截至2000年底，財政已累計投入195億元國債資金用于企業技術改造貼息，安排重點技術改造國債資金項目880項，拉動技改投資2400億元（其中貸款1459億元），國債貼息資金的拉動效應達到1：12.這對中國產業升級和重點行業結構調整將起到重要作用。

（四）國債投資的經濟增長績效分析

改革以來經濟增長的歷程充分證明了，國債特別是投資性支出的增支國債對經濟增長起著十分顯著的作用。通過國債投資與GDP增長之間關系的計量分析也可證明一點。從1981－1999年間國債與GDP增量的回歸模型可以看出，通貨膨脹率和居民儲蓄余額對GDP增長的貢獻均表現為負相關性，這也從一個側面說明，居民儲蓄余額的增長將間接導致民間投資增長下降。因此，適當降低居民儲蓄余額，引導其進入投資領域，將有利于經濟增長。貨幣供應量M0和國債發行額對GDP的增長起到正促進作用，其中每增加6.789個單位的國債發行額可帶動GDP增長1個單位，即國債投資對GDP凈增量的貢獻率高達14.47％。

第4篇：固定資產投資增長率范文

關鍵詞：第三產業固定資產投資　投資需求　投資供給

一、引言

許多文章文獻已從各個角度分析了固定資產投資對我國經濟增長的重要推動作用，但很少論及第三產業固定資產投資對第三產業的推動作用。自改革開放以來，我國投資體制不斷進行改革，但以中央和地方政府等為投資主體的格局尚未改變，這樣的體制在我國現有國情下發揮了重要作用。現今，又一起全球性的經濟危機正在蔓延。如何進行投資驅動三駕馬車，政府應采取有力措施加強投資，正確引導投資，對保持國內經濟增長，緩解危機起到了至關重要的作用。

本文選取1990、1995、1998、2000―2007年，我國第三產業固定資產與第三產業產值的時間序列數據，對我國第三產業固定資產投資和第三產業產值作了描述分析和回歸分析，相關數據來自國家統計局網站stats.省略。

二、第三產業固定資產投資與第三產業產值的基本態勢

樣本區間為1990、1995、1998、2000―2007年，這11年第三產業固定資產投資由1990年的1191.96增加到2007年的72766.67，增加了60倍，第三產業增加了11倍。

(一)第三產業固定資產投資與第三產業產值的運行態勢

從表1和圖1中可以看出，在這11年中第三產業的均值為51654.15億元，第三產業固定資產均值為30169.69億元，其中1990―1995年間，第三產業固定資產投資增長較快，由1191.96億元增加到1995年的6131.88億元，增加5.14倍，第三產業增加3.4倍，增速較快。從1996―2007年第三產業固定資產投資與第三產業產值運行態勢基本一致，絕對值增幅較大，年增長率保持穩定態勢并緩慢上升。這段時間盡管有1998年的南方洪災和2003年的SARS流感，但第三產業和其固定資產投資并為受到很大影響，反而有所穩定上升。

同時，在二者的對比態勢中可看出，第三產業固定資產投資和第三產業產值之間的間距，隨著時間的推移而有所擴大，需維持同樣的速度所需固定資產投資業越來越大。我們從中可看到，2000年，第三產業和其同定資產投資間距最大，可知這一年第三產業同定資產投資對第三產業的貢獻率下降，以后緩慢回升并迅速增加。

(二)第三產業固定資產投資年度增長率與第三產業產值年度增長率對比

從圖2可看出，二者增長率基本一致。從1990―1995年，增長率為最高，以后增幅放緩，到1998年達到最低，以后逐步上升在2000年又出現一個高峰值，到2007年7年間增速降低，呈現平穩狀態并有所上升。

(三)第三產業產值／第三產業固定資產投資分析

從圖3和圖4中可看出，第三產業固定資產投資絕對數在不斷上升，尤其足本世紀以來，呈現不斷上升趨勢，然而第三產業產值與第三產業固定資產投資的比值卻在不斷下降。除去2000年，第三產業產生一個跳幅，可看出第三產業與其同定資產投資的比值基本是一個持續下降的過程，這說明第三產業固定資產投資度第三產業的貢獻率在不斷下降。

三、第三產業與第三產業固定資產投資間的回歸分析

為了進一步分析二者之間的關系，我們采用線性同歸分析方法來討論。下面是第三產業與其同定資產投資之間的Pearson相關系數及Spearman相關系數。

從表中可看出二者之間是高度相關的，1統計量值的顯著性概率P=0.000＜0.05，而且從Spearman相關系數看，二者也王是高度相關的。

下面用如下經濟計量模型來對第三產業同定資產投資和第三產業增長的關系作定量分析

第三產業產值：Y=a1+b1FA1+c1……(1)

lnY=a2+b2FAI+c2……(2)

其中(1)和(2)式的a1和a2為常數項，b1和b2為系數，c1和c2為隨機擾動項。我們得到(1)的同歸結果：

a Predictors：(Constant)，固定資產

b Dependent Variable：第三產業

方程(2)的回歸結果

從各個表中可看出，上述經濟計量模型的各個參數檢驗值基本符合要求，而且各同歸方程的相關系數顯著。線形型式的計量模型表明，每增加1億元同定資產投資，增加1.21億元第三產業產值，而對數行式的計量模型則從彈性的角度做出解釋，即第三產業固定資產投資每增加1％，可以在當年帶來0.66％第三產業產值。

四、從投資對經濟增長的宏觀分析來看第三產業固定資產投資對第三產業的影響

(一)投資的供給效應

投資作為供給主要是從投資作為一種物質基礎即資本積累的角度進行分析。亞當斯密在其《國富論》中指出“要大大改進勞動生產力，必須預先積累資金，而資金的積累亦自然導致勞動生產力的改進”即資本作為一種積累為其以后的經濟增長做好物質上的準備。

作為供給的第三產業的投資，由于存在滯后期，通常從當年中難以看出其對第三產業的推動作用，因此應該從其以后幾年或以后幾期來考察其對第三產業的推動作用。據有關資料分析，由于第三產業門類繁多，而每一行業的滯后期又不同，所以特選了有一定代表性的第三產業兩個部門――運輸郵電業和商業，作為對第三產業投資的效果分析。從中可看出作為供給手段的第三產業固定資產投資對第三產業同樣存在這巨大的推動作用。

作為需求的第三產業投資對第三產業產值的增長同時也會由于被擴散而被弱化。這是因為第三產業固定資產投資不僅引致第三產業內消費品的需求，并且可引致對工業、農業等一二產業內消費品及投資品的需求。我們可以看出第三產業固定資產投資對服務需求或對第三產業內需求的轉化率將直接影響第三產業固定資產投資對對第三產業的促進作用，同時，固定資產資產投資規模的大小、服務消費占人們總消費的比重也是其重要的影響因素。

(二)投資的需求效應

投資需求主要是指由于投資活動而引致的一系列市場需求，薩繆爾森認為“投資是發號施令的因素投資使收入上升或下降”而凱恩斯的“投資乘數論”的一個創新發現，證明了投資對經濟增長可發揮數倍于自己即乘數的作用，對經濟做出貢獻。舉個簡單例子，即100元的投資對經濟的貢獻可能是其10倍、20倍、100倍……的經濟增長。

五、啟示

通過以上描述分析和回歸分析，可以看出第三產業同定資產投資和第三產業之間存在著顯著相關性，因此，擴大同定資產投資、推動第三產業的發展，成為一種日益重要的投資決策。同時，應該看到擴大投資需求也成為一種擴大內需的主要的政策方式，但也應充分重視投資資金的來源、去向、結構和投資安全性等。對市場失靈的調節，政府應該注意努力做到以下幾個方面：

(一)要把握投資力度，調整固定資產投資結構，充分發揮其使用效益，切實增進國民財富。要不斷強化投資前論證、建設中監管增強透明度、竣工后的運營，從而提高投資效益。

(二)調整投資產業結構，發揮第三產業投資對第三產業的推動作用，引導人們加強對服務領域的消費，拉動第三產業的發展。

第5篇：固定資產投資增長率范文

2014年我國粗鋼產量小幅度有所增長，產量超過8億噸，同比增長0.9%，增長幅度卻同比下降近7個百分點；國內粗鋼表觀消費7.4億噸，同比下降近4個百分點；鋼材的產量超過11億噸，同比增長4.5%，增長幅度同比下降近7個百分點。受國際商主要原燃料生產企業大幅提高了其生產能力以及我國鋼鐵產量增長率降低的影響，2014年鐵礦石等原燃料價格大幅度下滑，全國鋼材價格總體水平也在不斷走低，導致了鋼材市場供求失衡，價格不斷降低。為遏制鋼鐵行業盲目擴張的態勢，2014年固定資產投資趨緩，首次出現負增長，產能過剩矛盾的化解初見成效，同時節能環保的水平有新突破，二氧化硫、外排廢水、煙霧粉塵等主要污染物的排放量和能源消耗的指標均有所降低。

二、我國鋼鐵行業固定資產投資現狀分析

近年來我國鋼鐵行業發展迅速，這與不斷增加的固定資產投資密不可分。鋼鐵行業主要包括黑色金屬礦采選和黑色金屬冶煉及壓延加工這兩大主要行業。自2005年起，我國鋼鐵行業固定資產投資增速在近幾年表現為逐年遞增的勢態，從2005年的2583.37億元增加到2013年的6747.08億元，增長了161.17%；從同比增長的角度來看，直到2014年出現了負增長的狀況，其他年份增速均呈現遞增的趨勢，其中，2011年增長速度最快，增長比率高達44.52%，其次為2007年和2008年，同比增長率為15.23%和29.01%，這3年呈現快速增長的狀態；從2005-2013年來看，我國鋼鐵行業固定資產投資是處于遞增階段的，鋼鐵企業正通過擴大固定資產投資進行規模和產能擴張，旨在憑借著企業規模的不斷擴大從而形成規模經濟。但從2014年開始，固定資產投資的增速減緩，增長比率首度出現負值。由于受國內經濟處于結構調整和轉型升級期、出口增長不如預期以及房地產市場周期性調整等各種因素的影響，2014年我國鋼鐵行業固定資產投資增速呈現了逐漸放緩的態勢。以下為2005-2014年鋼鐵行業固定資產投資增長比率統計表。

三、鋼鐵行業固定資產投資資金來源的分析

固定資產投資的實際到位資金根據固定資產投資的資金來源不同，分為國家預算資金、國內貸款、利用外資、自籌資金和其他資金五部分。

從2005-2013年的數據來看，明顯可以看出企業自籌資金所占固定資產總投資額的比重是最高的，表明鋼鐵企業、獨立礦山企業在開發鐵礦石資源方面依然具備較強的主動性。主要原因如下：其一，黑色金屬礦采選業在近幾年中一直保持著較高的銷售利潤率，如2010年約為20%，2012年約為13%。擁有如此高的行業利潤空間，說明此階段鋼鐵行業資源稀缺，勢必會吸引到大量社會資金入駐；其二，大型鋼鐵企業出于控制鐵礦石資源、構建穩定的產業鏈等目的，為實現合理的利潤分配，不斷加大對黑色金屬礦采選業的固定資產投資。

鋼鐵行業所籌集的投資資金中企業自籌資金所占比重從2007年開始連續七年都超過80%，這表明我國鋼鐵行業在世界金融危機的重創過后依然保持了較高的自我積累和自我發展的水平。2009年至2010年這兩年黑色金屬冶煉及壓延加工業均處于低效益的運行狀態，可是企業自籌資金占固定資產投資資金的比重卻未降低，固定資產投資規模也并未減小，這一方面表明鋼鐵市場中供求不平衡的現象將會表現的更加明顯。其中一方面說明全國大多數的鋼鐵企業并沒有減緩規模擴張的意圖跡象，可是如果這種規模擴張集中在全國范圍內的少數優勢鋼鐵企業手中，那么對整個鋼鐵工業來說還是非常有益的，因為優勢鋼鐵企業的規模擴張可以進一步擠壓產能較為落后的中小型鋼鐵企業的生存空間，優勝劣汰，促使其開始發展轉型，另一方面可以提高中國優勢鋼鐵企業的生產水平，培育優化產業競爭力。以下是2005～2013年鋼鐵行業固定資產投資資金來源統計表。

四、2014年開始固定資產投資增速減緩原因分析

鋼鐵行業產能過剩是2014年鋼鐵行業固定資產投資增速放緩的首要原因，企業效益兩極分化。近年來，鋼鐵行業的總體效益并不樂觀，企業兼并重組的意愿直線下降。2014年，粗鋼產量前10的鋼鐵企業產量占全國總產量的約37%，同比下降了近3個百分點。大型鋼鐵企業精品板材項目多為電工鋼、汽車板等高端產品，已經出現產能過剩的現象，鋼鐵市場的壓力進一步擴大，高端產品同質化競爭愈演愈烈。從效益角度來看，重點大中型鋼鐵企業中實現利潤前20名企業總體盈利近300億元，占行業利潤總額高達94%；虧損的企業共有近20家，累計虧損超過100億元，鋼鐵企業整體的盈利水平兩極分化的現象極為嚴重。

由投資活動所引起的產能過剩現象，在依靠投資來推進經濟快速發展的發展中國家應倍受重視，可往往最應該被重視的部分卻被忽視。產能過剩現象的直接原因就是投資規模過大或者投資結構的不合理，未來可能會形成的潛在生產規模將會超過符合市場有效需求的供給規模，產能擴張的速度已經遠遠超過了市場正常所需求的擴張速度。我國政府投資的資源配置與市場機制有所背離，投資并沒有向更有效率的區域投入，長期以往必將會引起低水準重復性建設的產能過剩。一般情況下，資本密集型行業較容易發生產能過剩的情況，其原因是形成壟斷競爭的市場結構較為困難，行業固定資產投資增長過度的問題難以得到市場機制的自我修正，所以十的召開正式確定了市場在資源配置中起到決定性作用，從加強政策性引導、加強政府機構的監督職能以及不斷改進銀行信貸條款等多方面因素對鋼鐵行業固定資產投資進行合理調控，使鋼鐵投資能夠回落到正常水平。

五、結論

第6篇：固定資產投資增長率范文

投資作為拉動經濟增長的“三駕馬車”之一在拉動經濟增長的過程中發揮著重要的作用。投資是國民經濟持續、穩定、快速增長的關鍵動因，與經濟增長之間存在著相互促進、相互制約的顯性關系，并通過以下兩種方式作用于宏觀經濟:一是短期的需求效應，即作為總需求的一個組成部分，直接拉動總需求增長，帶動總產出水平增長;二是長期的供應效應，通過形成新的后續生產能力，為長期的經濟增長提供必要物質保障和技術基礎。

2開發區投資數據分析

2．1GDP與固定資產投資趨勢分析

從信陽高新區固定資產投資與GDP看，投資占GDP的比重逐年上升，2004年占63．6%，2011年上升到276．9%;從投資增長速度看，高新區固定資產投資和GDP分別由2004年的4567萬元、7180．61萬元增長到2011年的7180．61萬元、264196．6萬元，8年時間內固定資產投資增長了167倍、GDP增長了28倍，投資年均增長26．7%，遠高于我國GDP年均11．2%的增速。經計算，投資每增加一個百分點，高新區的GDP將增加5．96個百分點。2004～2011年間，信陽高新區GDP曲線與固定資產投資曲線走勢基本相似。這說明對于處于發展階段的信陽高新區來說，經濟增長的主要源泉是固定資產投資，并且經濟增長對投資的依存度還在不斷提高［2］。也就是說，高新區區域經濟的高速增長主要是靠投資驅動的。2．

2.2固定資產投資與經濟增長變動趨勢分析

固定資產投資周期直接主導著經濟增長周期的波動，固定資產投資是誘發經濟波動的物質性基礎。信陽高新區經濟增長與固定資產投資變化周期高度吻合，而且投資增長率的振幅明顯大于經濟增長率，這表明在過去的經濟發展中，投資增長的增或減會導致經濟增長軌跡的變化。信陽高新技術產業開發區正處于發展階段，固定資產投資高速增長。2006～2011年間投資率由2005年的0．77增加到2011年的2．77，均值超過了1，尤其是2010年達到了最大值3．61，這說明投資與經濟增長之間具有高度的相關性。固定資產投資在這6年間對區域經濟增長起到了巨大的推動作用。

2．3固定資產投資彈性系數分析

2005～2011年，信陽市投資系數最大值是2010年的1．70，最小值是2005年的0．35，平均彈性系數0．64;高新區投資系數最大值是2011年的1．83，最小值是2006年的0．21，平均彈性系數0．81，信陽高新區投資彈性系數高于信陽市平均水平。信陽高新區投資彈性系數高達0．8，反映了投資的變化對經濟增長的變化推動力度非常大，效益明顯。鑒于投資的供給推動作用對于經濟增長有一定的滯后期，經測算，信陽高新區滯后一年的投資彈性系數絕大多數比同期的投資彈性系數要高［3］。因此，對于目前信陽高新技術產業開發區的經濟發展而言，投資是拉動經濟增長的主要動力。

3結論和措施

通過計量分析，我們可以得到如下結論:投資是拉動信陽高新區經濟增長的主要因素，經濟增長會帶來投資的迅速增加，兩者存在雙向的因果關系。要使信陽高新區的經濟保持長期均衡增長，必須使投資保持一定的增長速度，避免大起大落，同時要積極改善投資結構、投資環境以吸引民間投資和外商投資，擴大投資的來源。

第7篇：固定資產投資增長率范文

國家統計局最近公布數據顯示:上半年全社會固定資產投資114187億元,同比增長25.0%,(每月累計增速創出自2008年3月份以來新低,數據顯示固定資產投資增速高位回穩)。社會消費零售總額增長18.2%,進出口總額增長43.1%,其中進口增速更快,增長了52.7%,從拉動經濟增長的“三駕馬車”來看,內需和外需對經濟增長動力和協調性在減弱。上半年外需對GDP增長貢獻率僅為5.8%,投資貢獻率繼續上升到59.1%,消費貢獻率下滑至35.1%,從中看出投資對GDP貢獻率仍然最大而且繼續上升,反映當前我國GDP增長主要還是靠投資拉動,投資驅動型經濟增長模式仍然十分明顯。

截至上半年我國信貸投放已經大約完成了4.63萬億,占全年目標7.5萬億的60%,盡管全年額度不會放松,但按照今年季度信貸投放3:3:2:2比例,今年三季度和四季度預計分別投放1.5萬億元左右,相對上半年信貸總量有所下降,使經濟增長速度適度回落,有利于防止經濟由偏快向過熱轉化,有利于加大結構調整和發展方式轉變。把滿足消費作為目的、把經濟增長作為手段,擴大消費保證消費增長率高于經濟增長率,以使消費率提升速度快于投資和凈出口在GDP中的貢獻率。消費率、投資率和凈出口貢獻率在某種程度上反映短期經濟增長中的“增長結構構成”,通過調整經濟發展方式使三大需求中某些變量數值和經濟增長率發生變化。

增加消費對GDP的貢獻率

上半年宏觀調控政策影響主要體現在固定資產投資增速上,今年政府嚴格控制新開工項目、對地方政府融資平臺嚴格審查,使得今年上半年固定資產投資增速逐季回落,預計城鎮固定資產投資增速將繼續下滑,在二季度出臺了房地產調控政策,但房地產投資增長依然較快,上半年房地產開發投資19747億元,增長38.1%,估計房地產投資在下半年將要減慢。近年來我國房地產開發投資在城鎮固定資產投資中占比達到20%左右,因此,房地產投資增速下降,將對固定資產投資增長構成較大壓力,不過房地產調控政策對房地產開發投資增速影響有滯后效應。與此同時,會影響全年城鎮固定資產投資增速上,預計2010年全年城鎮固定資產投資增速可能控制在20%左右。據此推斷2010年二季度出臺房地產調控政策,對二、三季度投資可能暫無壓力,影響可能在四季度之后開始體現出來。另外,房地產行業調整還將會影響到建材、建筑、裝修、家庭耐用品以及機械等行業的景氣程度,因此對這些行業投資增長會有抑制作用。

消費率下降儲蓄率就會提高,經過對居民、政府、企業三者儲蓄率進行比較分析后發現,我國國民儲蓄率上升主要原因是政府和企業儲蓄增加,通俗地講就是可花的錢基本都在政府和企業手中。在這種情況下可以預見在未來相當長一段時間內,基礎設施建設和投資仍將是拉動中國經濟增長的重要引擎。當前政府支出應更多地應從投資型向消費型轉變,并加大財政支付力度,合理安排政府支出結構,以降低稅收收入效應對居民消費的影響。近年來政府在基本建設、農業生產等經濟建設方面的支出比重呈現穩定上升趨勢,而在教育、社保等福利性支出比重則呈現逐步下降趨勢。未來扭轉這種態勢改變為擴大消費戰略,保證消費增長率高于經濟增長率,使消費率提升速度快于投資和凈出口對GDP的貢獻率。理論上消費增長率大小取決于國民收入增長和邊際消費傾向提高,所以擴大消費就要加快調整國民在初次分配和再分配格局的比重。

轉變經濟增長方式任重道遠

在經濟轉型中,加速城鎮化將在未來5年內為中國經濟注入新的增長動力,從目前看來加速城鎮化條件正在形成。譬如4萬億投資創造了城鎮化基礎設施條件;保障性住房建設和房地產調控將使得更多人能夠在城市居住,產業轉移和新產業興起將吸納新的勞動力等。加速城鎮化將極大地擴大市場需求,促進產業結構升級,以新的城鎮化為標志,企業原有經營環境將發生改變,只有能夠在新形勢下生存的企業才能勝出。

我國經濟已經保持了30年超9%年均增速,以后不可能一直保持超高速增長,在從高速轉向中速甚至低速增長同時,我國經濟目前最需要做的是轉變增長方式。雖然“中國制造”仍具有很強競爭力,但考慮到當前世界整體經濟環境不確定性以及人民幣升值壓力,預計出口在GDP中比重可能會持續下降。所以要從過去過度依靠投資、出口增長,轉變到增加內需上來。從數據來看上半年扣除價格因素,城鎮居民人均消費性支出實際增長7.2%,農村居民人均生活消費現金支出實際增長8.5%,對比上半年消費18.2%的同比增速,仍有一定差距,居民消費占GDP比重低,居民消費增速低于GDP增速,沒有享受到國家經濟發展帶來的提升,因此未來要進行收入分配改革,從根本上增加居民收入來提升消費能力。

第8篇：固定資產投資增長率范文

［關鍵詞］消費需求；經濟增長；投資率；消費率

1研究背景與問題提出

擴大內需包括擴大投資需求和擴大消費需求兩個方面。擴大投資需求，就是要通過積極的財政和貨幣政策，激活國內投資市場，特別是固定資產投資；擴大消費需求，就是通過增收、擴大信貸等經濟杠桿，激活國內消費市場，從而帶動經濟持續健康增長。南寧市增加固定資產投資和擴大內需、消費，同時充分利用北部灣經濟開發和東盟—中國自由貿易區建成的機遇，著手打造經濟起飛的平臺。

2南寧市固定資產投資與GDP的關系分析

2.1固定資產投資周期與名義經濟周期在大體上保持同步變動的趨勢

從“十五”時期到“十一五”時期前三年(2006—2008)，南寧市經濟平均增長速度較快而平穩，最小值8%，最大值14.6%；但是固定資產投資增長速度不均勻，最小值-7.55%，最大值51.74%。固定資產投資周期與名義經濟周期在大體上保持同步變動的趨勢，但又具有一定的差別。這主要表現在：第一，峰谷位置在時間上有所差別，經濟增長往往滯后于固定資產投資一年達到峰值或是開始上升。第二，南寧市近10年來，全社會固定資產投資的波動幅度高于國內生產總值的波動幅度。以年度增長率的離差系數(標準差/均值)來衡量，1999—2008年南寧市固定資產投資的波動幅度(0.5048)是名義國內生產總值波動幅度(0.3685)的1.37倍，是實際國內生產總值波動幅度(0.3542)的1.43倍。

2.2南寧市固定資產投資與GDP的關系檢驗

選擇2000—2008的年度數據，并對南寧市固定資產投資和國內生產總值分別剔除固定資產投資價格指數和國內商品零售價格指數變動因素的干擾。

固定資產投資函數的選擇：GDPt=B0+Bl×FAIr+ut

式中，FAI為南寧市固定資產投資額，GDP為南寧市生產總值，ut為隨機誤差。

2.3南寧市固定資產投資與經濟增長關系的協整分析

選擇ADF檢驗南寧市固定資產投資與國內生產總值之間存在協整關系，結果是，在5％和10％的顯著水平下，以AIC準則為標準，GDPt、FAIt都是I(1)變量，其一階差分GDPt和FAIt均為平穩時間序列。選取Engle-Granger兩步法(E-G)來進行協整檢驗，單位根檢驗結果表明南寧市固定資產投資與經濟增長的時間序列均為一階單整。即：GDPt～I(1)，FAIt～I(1)，因而可以進行協整回歸，其結果如下：

GDPt=0.1526+2.151FAIt

(6.93)(21.86)

R2=0.899DW=1.508

根據Durbin.Watson法對ut進行平穩性檢驗，結果顯示兩變量GDPt和FAIt是協整的，即南寧市固定資產投資與國內生產總值在這一時段存在穩定的長期均衡關系。

2.4Granger因果關系檢驗

通過選取滯后長度，可以看出，原假設“GDP不是FAI變化的原因”和“FAI不是GDP變化的原因”均被拒絕了，說明兩者存在著雙向因果關系，即南寧市經濟增長與固定資產投資增長存在著雙向因果關系。

3南寧市消費需求與GDP的關系分析

3.1南寧市全市居民收入與消費水平穩步增長

近10年南寧市全市居民收入與消費水平穩步增長，但是農民收入和消費增長要相對緩慢，同時南寧市在全國所有省會中消費總額居于中等地位。

3.2消費在經濟增長中的比重逐步下降

消費需求是經濟增長中份額最大，最穩定的需求期間，雖然南寧市的最終消費率呈下降趨勢，但是在經濟增長的三大需求中，始終占據主導地位，是拉動經濟增長的份額最大的需求，是促進國民經濟增長的主要動力。1999—2008年，南寧市最終消費率平均值為52.27％，同期的投資率平均值為27.1％，而凈出口在GDP中所占的比重僅為3.2％。更重要的是，與投資相比，消費需求波動幅度較小，是經濟增長中最為穩定的因素。消費需求的剛性決定了在GDP年新增額中，消費需求波動幅度遠小于投資等其他因素，對經濟增長影響慣性最大，因而，消費成為國民經濟穩定發展的重要保證。

3.3消費需求彈性表明最終消費對經濟增長的拉動作用比較大

南寧市名義消費彈性系數在0.31~5.15，并且大部分都在2左右，且最小數值大于0.31，這說明南寧市消費富于彈性，國家實行擴大內需、刺激消費的政策可以很有效地促進經濟增長。這期間，名義消費彈性系數平均為2.15，這說明我國名義消費每增長1％會帶動名義GDP增長2.15個百分點。從總體上看，最終消費對經濟增長的拉動作用比較大。

4南寧市固定資產投資、消費需求與GDP的關系分析

4.1南寧市固定資產投資率過高，增長速度過快

自1997年亞洲金融危機以來，南寧市的固定資產投資率在高位上持續提高，1999—2008年的平均投資率為50.2％，已經遠遠超出了全國的平均水平38％。工業化推動、城鎮居民住房制度改革、積極財政政策、地方政府追求政績、城市化水平加速是造成高投資率的主要原因，此外還有承接國際產業轉移與高儲蓄導致投資需求偏高。

4.2南寧市投資與消費結構不合理

4.2.1農村消費影響消費總量不足

農村消費需求主要是指農村居民滿足消費需要并且具有貨幣支付能力的支出。目前，農村人口占南寧市人口半數以上，潛在的消費能力巨大。但是，由于農產品價格的低迷，農村社會保障體系缺乏等多種因素，農村居民消費不足。

4.2.2收入因素影響了消費能力

改革開放以來，南寧市居民收入水平有了較大幅度的提高，但居民收入的增長速度還是遠低于GDP增長速度，居民增收緩慢很大程度上影響了消費需求的擴大；居民收入差距擴大也導致消費需求不足，高收入階層的平均消費傾向低，其消費需求逐漸接近飽和狀態，消費增量低于收入的增量。低收入階層邊際消費傾向顯著高于高收入階層，但由于缺乏健全的收入補助機制，使得大量低收入階層有消費欲望但缺少必要的消費能力，導致消費需求不足。

4.2.3供給因素影響了消費意愿

第9篇：固定資產投資增長率范文

固定資產投資需求增長從2003年年初以來已表現出明顯的過熱跡象。

2003年我國全社會固定資產投資實際增長24.5%，2004年一季度更是高達43%，這已接近1992和1993年經濟過熱時期的水平。固定資產投資過快增長主要源于幾個方面：一是地方項目投資。2004年一季度，地方項目投資增長60.2%，中央項目投資只增長4.8%。二是集中于工業和建筑業的投資。三是私營和外企的投資。四是部分省市的投資。江蘇、廣東、浙江、山東、上海固定資產投資完成額居全國前五位，占全國的48%。投資明顯過熱，結構不合理，存在著盲目投資和低水平重復建設等問題。

與世界其他國家相比，我國的經濟增長一直過于依賴投資的拉動，消費需求亟待提高。多年來，我國的社會消費品零售實際增長率一直遠低于投資的增長率，投資與消費的比例關系嚴重失衡。根據國際貨幣基金組織(IMF)的數據，近年來，發達國家最終消費支出占GDP的比例平均在80%左右，發展中國家平均約為74%，而我國則要低很多。

投資與消費的比例應協調發展。如果投資(主要是固定資產投資)形成的生產能力不能與未來的消費相匹配，就會導致產能過剩，造成資源的巨大浪費；如果投資主要來源于銀行貸款則可能產生大量新增不良資產。

固定資產投資增長過快，效率降低，將對經濟和社會發展造成十分不利的影響。

我國資本形成占GDP的比重(也稱作投資率)在全球一直居高，而且爬升速度也很快。2003年我國投資率為42.7%，僅次于1993年45.3%的最平。這表明，我國增加單位GDP所需的投資越來越多，經濟增長越來越依賴資源投入而非技術進步基礎上的勞動生產率的提高。

固定資產投資的迅猛增長帶來許多問題，包括帶來對鋼鐵、電解鋁、水泥等高耗能行業的巨大需求，造成瓶頸制約。但其最主要的威脅是增大了經濟運行的潛在風險。固定資產投資規模偏大、增速過猛與貨幣信貸投放偏多相互推動、互為因果。如果任憑這種情況發展下去，勢必導致產能過剩、企業生產經營困難，銀行呆壞賬增加，金融風險加大等問題。依靠高投資可以推動經濟增長，但不具有可持續性，這已有前車之鑒。

投資過度的另一重要原因是企業(包括相關政府部門)低估投資成本。

長期以來，“唯經濟增長”的考核標準取向，促使地方政府熱衷投資，往往給予企業過于優惠的土地、稅收等政策，造成這些企業投資成本低估。另一方面，我國的經濟增長的環境成本被嚴重低估。例如，受高額利潤的驅動，2003年我國鋼鐵、水泥和電解鋁的投資分別增長96.6%、121.9%和92.9%，今年一季度又繼續高位增長。這些高耗能產業的過快增長，造成大面積環境污染。目前我國二氧化硫和二氧化碳的排放量分別居世界第一和第二位，水資源污染嚴重。很多企業在生產經營活動中不太考慮外部不經濟(對他人產生的不利影響)，也不對自身制造的污染成本付費，因此往往低估生產成本而進行過度投資。

對付外部不經濟的最有效方法是制定政府的反污染計劃，政府應當承擔其維護公共利益的應盡責任。通過制定技術標準、環保標準，控制污染法令強制企業實行；要求企業支付更高的排放費，從而抑制過度投資。應進一步健全對政府行為的約束機制，對地方政府的政績進行客觀、公開的評審。評審除包括經濟發展外，還應包括就業、環保生態、衛生教育等。政府重大項目決策，應該建立起透明、科學、嚴格的程序，從根本上解決投資過熱的問題。

二、我國金融市場不夠發達，銀行體系不完善