城市固定資產投資精選(九篇)

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第1篇：城市固定資產投資范文

【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：

[1]蘇文惠.我國固定資產投資與經濟增長關系的實證研究[J].現代商業,2011(5).

[2]高麗.外商直接投資、固定資產投資與經濟增長――對中國的實證分析[J].世界經濟情況,2005(15).

[3]王云,趙斌.基于SVAR模型的居民消費、固定資產投資與經濟增長研究[J].商業研究,2010(12).

[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2篇：城市固定資產投資范文

[關鍵詞] 固定資產投資 適度規模 控制 模型 預測

一、引言

固定資產投資規模與國民經濟增長的關系十分密切，一方面，經濟的發展程度直接制約著投資的數量;另一方面，投資規模的變動又會影響國民經濟的發展。因此，為了保持經濟長期持續穩定協調的發展，固定資產總投資應當控制在適度的規模之內，探尋固定資產投資的適度規模對于城市經濟發展是非常重要的。本文結合西安市市情，對西安市固定資產投資適度規模進行分析和預測，旨在為城市管理者提供決策參考依據。

二、固定資產投資適度規模概述

固定資產投資對經濟增長的貢獻是由于它向社會提供了生產能力、運輸能力、住宅和公共建筑物等社會供給能力和大量實物,增加了社會財富。雖然由于項目投資建設需要一定周期，這種社會供給能力不一定是即期(當年)的現實供給,而且可能存在滯后的現象,但它卻決定著擴大社會再生產有無后續能力和資源的問題，關系到國民經濟的發展前景，因此固定資產投資規模不能過小,否則會影響和減少社會經濟發展的后勁，導致社會消費需求的不足。另一方面,固定資產投資本身又是巨大的有現實購買力的有效需求,是對社會經濟和物質資源的巨大消耗,這無形中就增加了社會的總需求能力，但同時也加大了社會總供給的壓力。因此固定資產投資總規模又不能過大，過大會使社會總供給能力承擔不了。

所以，固定資產投資的總規模，無論過大還是過小，對于經濟發展都是不利的，為了保持經濟長期持續穩定協調的發展，固定資產總投資應當控制在適度的規模之內。

三、西安市固定資產投資適度規模控制模型的建立

要達到適度的年度投資總規模，從定性上考慮應該滿足以下幾個條件：其一是投資的增加應該在國民生總值增長量所許可的范圍內，以使投資有物力基礎，不會過度增加社會總供給的壓力；二是投資規模的增長要以不降低人民生活水平為準則；三是各年總投資規模既要能夠滿足當年新上項目的需要,又要保證有足夠資金滿足當年所有的在建項目繼續施工的資金投入需要,使其能在計劃工期內完工。

在上述投資規模合理性原則的定性分析基礎上,利用靜態的投入產出等經濟學理論,先在綜合平衡的基礎上確定一個合理的年度投資規模的大致范圍，在該范圍內進一步對投資規模進行優化,以確定出適度的年度投資總規模。筆者參考有關文獻，應用現代控制論理論,建立一個具有自適應和反饋調節功能的西安市固定資產投資規模的數學模型,用以確定適度的投資規模。在建模過程中,首先要選擇合適的狀態變量和控制變量，在對西安市投資體系進行研究的基礎上,將年度國民收入作為狀態變量,將全社會年度固定資產投資總量(可看作是年度平均投資力度)作為控制變量；接著在目標函數的選擇上,為了使該模型能夠反映西安市國民經濟的發展戰略目標，將目標函數設計成為對各年國民收入標準輸出值的跟蹤。最終,建立如下的全社會年度固定資產投資總量宏觀經濟控制的數學模型。

其狀態方程為:

Y(k+1)=Q×Y(k)+V×I(k) k=0,1,2,3,…,n-1，①

目標函數為:

J=min[Y(k)-Y*(k)]2，②

約束條件為:Iak≤I(k)≤Ibk, ③

該模型中Y(k)表示第k年的國民收入,在此用第k年的國內生產總值來代表;I(k)表示第k年的全社會固定資產投資總量;V表示效率,即增加單位固定資產投資額所能帶來的國民收入增加額;Q表示國民收入的衰減系數:Y(k)表示第k年的國民收入標準輸出值;Iak表示第k年的全社會固定資產投資總量的最低值;Ibk表示第K年的全社會固定資產投資總量的最高值。

四、西安市固定資產適度投資規?？刂萍邦A測的實證研究

根據研究的需要和資料獲取程度，在該控制模型中筆者選取1996年～2005年10年作為分析區間。模型中其他指標的測算過程如下(由于篇幅原因,各指標的具體測算過程在本文中不予體現）：

①Iak與Ibk可以根據定性條件來進行測定。這里設定其最低值Iak為上一年固定資產投資的實際值，最高值設定為上一年國民生產總值；

②V值則可以通過計量經濟學方法,運用最小二乘估計來測定。經過多次回歸分析，得到的V值的測算結果為0.418。

③根據西安市市情，對Q值也進行了估算，取值為0.95；

④對于Y*(k),即第k年的國民收入標準輸出值,按如下方法計算:按實際的國民收入并綜合考慮西安市的發展規劃所確定的國民經濟發展速度,選取1997年～2005年西安市國內生產總值平均增長速度13.36%為標準,以1996年的實際國民收入為初始條件, 分別得到各年國民收入標準輸出值為(單位:億元RMB）:457.68(1997年),514.73(1998年),578.90(1999年),651.06(2000年)，732.22(2001年),820.51(2002年),937.43(2003年)，1171.86(2004年),1267.14(2005年),1439.08（2006年），采用人機對話方式，利用Mathematica 4軟件進行優化模擬（計算程序略）得到西安市各年固定資產投資的最優值，詳見下表：

注:（以上各年實際投資額數據均來自西安市統計年鑒）

從上表可以看出，從1996年～2003年，西安市固定資產投資實際投資額與最優投資額之間存在一定的差異，結合西安市具體市情分析，上述年份西安市固定資產投資力度確實存在相對不足的狀況。但是進入2004年以來，固定資產實際投資額與最優投資額之間的絕對差在逐漸縮小，固定資產投資規模越來越向優化方向發展，充分解釋了國家的西部大開發的政策效應正在逐步體現出來，西安市投資環境發生較大改善，固定資產投資的規模效益在不斷增強。

在上述研究基礎上，考慮到我國西部大開發戰略和投資體制改革的進一步深入實施，以及西安市固定資產投資對國民經濟拉動作用的不斷增強等因素作用，在投資效益系數v=0.418不變的情況下，分別采用衰減系數Q=0.94和Q=0.93對西安市2007年～2012年的固定資產投資適度投資規模的合理區間進行分析和預測,得到結果如下表所示：

預測結果顯示，西安市固定資產適度投資規模在2007年～2012年間增長較快，城市管理者應注意投資從數量增加型向持續高效型的轉變，逐步提高適度投資規模效益，促使固定資產投資為國民經濟的持續增長發揮強有力的支撐作用。

五、研究意義

通過對西安市1996年～2006年固定資產投資實際投資額與投資規模的最優值進行比較分析，并對該市2007年～2012年固定資產投資適度規模的最優值區間進行預測和分析,為西安市固定資產投資的規模優化提供了參考數據,也為城市管理者提供了決策依據,研究表明:固定資產投資額度的計劃編制和安排不再是盲目的,固定資產投資規模將逐步向優化方向發展;運用科學的手段對固定資產適度投資規模進行合理的分析和預測，對深入研究固定資產投資與國民經濟增長的內在關系以及城市的宏觀管理，具有積極的現實意義。

參考文獻:

[1]西安市統計局:2003年西安統計年鑒[M].北京:國家統計出版社,2003

[2]侯容華 汲鳳翔主編:中國固定資產投資效益研究―理論、實證、案例[M].北京:中國計劃出版社,2002.6

第3篇：城市固定資產投資范文

［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=0.899 DW=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。

2.4 Granger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4篇：城市固定資產投資范文

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?，F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?，F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5篇：城市固定資產投資范文

關鍵詞：GDP；固定資產投資額；灰色關聯分析

基金項目：全國商科教育科研“十二五”規劃項目（項目編號：SKKT-12156）

中圖分類號：F12 文獻標識碼：A

收錄日期：2015年9月28日

投資過熱已使三門峽市接近經濟過熱的警戒線，投資過熱的直接后果是使投資品價格上升，從而引起物價水平上漲。因此，研究固定資產投資額和國內生產總值之間的關系對于三門峽市經濟保持健康、快速、持續發展具有非常大的現實意義。

一、相關概念界定

（一）國內生產總值。國內生產總值（GDP）是指在一定時期（一個季度或一年）內，一個國家或地區運用生產要素（勞動力、土地、資本等）所生產出的全部最終產品和勞務的市場價值。GDP核算有三種方法，即生產法、收入法和支出法，它們從不同的角度反映國民經濟生產活動成果。

本文從支出法的角度來談GDP。用支出法核算GDP，就是核算一個國家或地區在一定時期內居民消費、企業投資、政府購買和凈出口這幾個方面支出的總和。支出法計算公式是：GDP=C+I+G+（X-M），其中C表示居民消費；I表示企業投資；G表示政府購買；X-M表示凈出口（X表示出口，M表示進口）。

（二）固定資產投資額。固定資產投資額又稱固定資產投資完成額，是固定資產投資統計中的主要指標，它是指以貨幣表現的在一定時期內建造成或購置固定資產的工作量以及與此有關的費用的總稱，是指經濟社會在某一時點上的固定資本總量。它是反映固定資產投資規模、速度、比例關系和使用方向的綜合性指標。根據固定資產投資的資金來源不同，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來源。

（三）灰色關聯分析法?；疑P聯度分析法是將研究對象及影響因素的因子值視為一條線上的點，與待識別對象及影響因素的因子值所繪制的曲線進行比較，比較它們之間的貼近度，并分別量化，計算出研究對象與待識別對象各影響因素之間的貼近程度的關聯度，通過比較各關聯度的大小來判斷待識別對象對研究對象的影響程度。在系統發展過程中，若兩個因素變化的趨勢具有一致性，即同步變化程度較高，即可謂二者關聯程度較高；反之，則較低。

二、三門峽市經濟發展現狀

（一）GDP總量和固定資產投資。2006～2013年河南省三門峽市GDP逐年持續遞增，從2006年的411.85億元增長到2013年的1，204.68億元，年增長率最高達到18.7%（2007年），年增長率最低為9.1%（2013年，附和國家經濟“新常態”發展），年均增長率達14.0%。（表1）

2006～2013年固定資產投資逐年增加，從2006年的229.05億元快速增長到2013年的1，150.33億元，年增長率最高達到38.2%（2008年），年增長率最低為22.4%（2010年），年增長率在逐步放緩，年均增速為28.45%，成為推動全市經濟持續發展的重要力量。（表2）

（二）社會消費品零售和對外貿易凈出口。2006～2013年，河南省三門峽市社會消費品零售總額逐年不斷增加，從2006年的99.64億元增長到2013年的311.33億元，年增長率最高達到19.2%（2009年），年增長率最低為9.1%（2008年），年增長率基本穩定，逐步放緩，年均增長率達15.9%。（表3）

2006～2013年河南省三門峽市對外貿易凈出口總額較小，而且忽高忽低，2007年對外貿易凈出口總額達到最高，也不過只有13.04億元，最低年份只有2.11億元，2013年比2012年少一半多，年增長率最高達到176.9%（2011年），年增長率最低為-279.1%（2009年），年均增速為-0.6%，是一個典型的內陸城市，顯然，外貿進出口凈額影響著這個城市的GDP。（表4）

三、關聯度的測算及分析

（一）關聯度的測算。本文對關聯度的測算采用的是灰色系統理論及應用軟件（第三版），具體采用其中的五數據序列廣義關聯度。關聯度的測算共分為五個步驟：第一步，確定反映系統行為特征的數據序列GDP為參考數列，確定影響系統行為的因素組成的數據序列固定資產投資、社會消費品零售和對外貿易凈出口為比較數列；第二步，由于系統中各因素的物理意義不同，不便于比較，因此對參考數列和比較數列進行無量綱化處理；第三步，求參考數列與比較數列的灰色關聯系數時，分辨系數取0.5，一般在0～1之間；第四步，測算關聯度（包括絕對關聯度、相對關聯度、綜合關聯度），比較數列對參考數列的灰色關聯度，值越接近1，說明相關性越好；第五步，因素間的關聯程度，主要是用關聯度的大小次序描述，本文按綜合關聯度的大小進行排序。

從分析結果可以看到，無論從絕對關聯度、相對關聯度和綜合關聯度來看，固定資產投資都與GDP有著很強的關聯度，其綜合關聯度為0.942，排第一位；社會消費品零售相對關聯度最高（相對關聯度為0.971），其綜合關聯度為0.792，排第二位；對外貿易凈出口與GDP的關聯性較弱，其綜合關聯度僅為0.571，排第三位，關聯度測算及排序結果見表5。（表5）

（二）測算結果分析。從三門峽市GDP總量和固定資產投資的綜合關聯度來看，三門峽市固定資產投資和GDP序列之間存在長期穩定的關系，可以基本判定GDP總量和固定資產投資之間存在著較強關聯性，也就是說，影響經濟增長的“三駕馬車”，只有一匹馬在使勁。這也表明三門峽市固定資產投資是經濟增長的顯著原因，固定資產投資的增加或減少必然會引起GDP的增加或減少。當然，影響GDP的還有消費和對外貿易凈出口，在前文是以社會消費品零售來代替的，而這二者與GDP的關聯性相對較弱，尤其是對外貿易凈出口的關聯性更弱，以后是不是應該加強“短板”呢？對外貿易凈出口關聯性很弱，暴露出市域間進口過快，市企業產品競爭力不強，產品結構不優化，市場占有率不高，外市產品流入過多，從而導致經濟結構失衡。

（三）預測值與預測值關聯度。利用灰色預測模型四數據GM（1，1）對GDP、固定資產投資和社會消費品零售進行5年期短期預測，其預測結果如表6所示。根據預測結果，對關聯度的測算采用的是灰色系統理論及應用軟件（第三版），具體采用其中的五數據序列廣義關聯度，發現固定資產投資關聯度比社會消費品零售的要低，這與前面實際數據預測正好相反。（表6）

由以上預測結果表明，固定資產投資的增長雖然能夠帶動GDP的增長，也容易被政府有關部門所操控，但如果一味盲目地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，是與建設“兩型”社會的目標背道而馳的。為使三門峽市經濟社會的可持續發展，即便需要固定資產投資來拉動GDP，那固定資產投資也應要更加注重結構的優化和效益的提高。

四、優化固定資產投資結構對策建議

（一）保持適度投資，提高經濟增長質量。近8年來，三門峽市經濟增長速度保持了年均14.0%的增速，固定資產投資更是以28.45%的增速規模遞進，三門峽市經濟增長數量在投資的催化下日益高漲，但是經濟增長質量不容樂觀，基本還屬于粗放型經濟增長。因此，在國家經濟增長“新常態”大環境下，三門峽市有必要調低經濟增長速度，提高經濟增長質量。擺脫過分依賴固定資產投資的模式，協調投資、消費和外貿之間的比例關系，提高投資使用效率。

（二）優化投資結構，推進產業全面升級。在控制投資規模的基礎上，要合理分配在三次產業的投資比例，對于重點產業的支持力度要增強，減少對第二產業的過分依賴，增強對第一產業和第三產業的關注，降低第二產業投資波動直接影響經濟穩定。產業投資方向應重點集中在產品創新、節能環保、品牌構建方面，重點關注文化產業、新能源行業、新型工業等行業，優化投資結構，加快推進產業全面升級。另外，積極按照建設社會主義新農村戰略目標，加強農業和水利業投資，加大對農村基礎設施建設力度，向農村公路、環境、教育和衛生事業等基礎設施傾斜。

（三）調整消費結構，深化收入分配制度。三門峽市消費不足，則意味著消費結構不合理，合理的消費結構應該是：適應一定生產力發展水平的物質消費水平的合理，能夠滿足人們的精神文化需求，能夠促進產業結構的不斷優化、升級，實現經濟社會可持續發展。合理的需求結構是經濟增長的原動力，而消費需求的增長又是與收入增長正相關。在邊際消費傾向遞減的經濟規律下，如何有效地分配收入就成為優化消費結構的出發點。因此，收入分配改革就顯得尤為重要。制定行之有效的措施，深化收入分配制度改革，縮小收入差距是調整三門峽市消費結構的核心環節。

主要參考文獻：

[1]莊儒常.山東省固定資產投資與GDP關系實證分析[J].時代金融，2011.4.

[2]陳冬亞，童長鳳.我國固定資產投資與GDP互動關系的實證分析[J].統計與決策，2013.8.

[3]吳敬璉.當代中國經濟改革教程[M].上海：上海遠東出版社，2010.

第6篇：城市固定資產投資范文

關鍵詞：環渤海；固定資產；投資效益

環渤海地區是指北京、天津、山東、遼寧、河北等地區，該地區交通便利、資源豐富，已成為繼長江三角洲、珠江三角洲地區后我國又一個經濟迅速發展的地區。本文將以環渤海地區的三省兩直轄市的固定資產投資效益為對象進行研究。

一、環渤海地區固定資產投資效益

固定資產投資效益分為建設效益和運行效益，建設效益是投資項目建設過程中的效益，運行效益是項目建成后運行的效益。經過調查和訪談，吸取專家、教授的意見和反饋的信息，本文采用項目建成投產率、固定資產交付使用率、房屋建筑面積竣工率三個指標來度量環渤海地區固定資產投資項目的建設效益，采用固定資產投資效果系數來比較運行效益。

依據2008年《中國統計年鑒》的相關資料，作者分別計算出環渤海地區三省兩直轄市和全國和全國的和的項目建成投產率、固定資產交付使用率、房屋建筑面積竣工率和固定資產投資效果系數（下表）。

二、環渤海地區固定資產投資效益比較分析

從以上分析中可以看出，北京市2007年的固定資產投資效益總排序權值高于其他四個省或直轄市，原因是北京市的固定資產投資效果系數是最高的，為38.2%，即每百元的投資產生的GDP有38.2元左右。這說明北京市的固定資產投資所產生的經濟效益達到了較為理想的水平，但北京市的固定資產交付使用率和房屋建筑面積竣工率卻是五個地區中最低的，分別為48.7%和28.7%，均低于全國平均水平，建設速度較慢。總體來說北京市固定資產投資的運行效率較高，但建設效率較低。

遼寧省的固定資產投資效益總排序權值位于第二，原因是2007年遼寧省的項目建成投產率是五個地區中最高的，達到71.1%，這說明該地區投產項目占施工項目的比例較高，項目建設速度較快；但遼寧省的固定資產投資效果系數在五個地區中最低，僅為24.3%。究其原因：一方面由于投資活動具有明顯的周期性特點，當年的投資不一定能夠在當年就產生或完全產生效益，投資效益可能會滯后，所以投資效果系數只能從總體上近似地說明固定資產投資效果的情況。另外，基礎產業和基礎設施投資具有投資總量大、投資回收期長、短期效益較低的特點，而2007年遼寧省的基礎設施投資占固定資產投資的比重基本為58.9%左右；另一方面是因為投資邊際效益遞減的原因?？傮w上來說遼寧省的固定資產投資的建設效率較高，運行效率低于其他四個地區以及全國平均水平。

河北省和天津市固定資產投資效益總排序權值分別位于第三和第四。從以上各表可以看出河北省的各個指標相對較為均衡，其中，固定資產交付使用率和房屋建筑面積竣工率均是最高的，分別為61.7%和50.8%。固定資產投資效果系數雖然比北京市低約7個百分點，但仍高于全國平均水平4個百分點，位于五個地區中的第二。天津市固定資產投資效果系數即運行效益處于較為理想的水平，建設效益中的房地產投資建設速度較快，但項目建成投產率和固定資產交付使用率均處于較低水平，其原因是多方面的，筆者認為原因之一是由于市場缺乏引導社會各項資金向基礎設施、基礎產業和支柱產業聚集的自發機制，再加上這些項目大多有投資大、建設周期長的特點，有的項目雖然社會效益顯著，但項目本身經濟效益不高，所以但憑市場競爭的辦法難以順利建設。相反，一些投資大但效益高的項目，如房地產等，吸引了大量的資金，加快了建設速度。

山東省的固定資產投資效益總排序權值低于以上三個地區。山東省項目建成投產率和固定資產交付使用率均處于較低水平，其中項目建成投產率比遼寧省低24.9個百分點，低于全國平均水平11.3個百分點；固定資產交付使用率低于全國平均水平約4個百分點；房屋建筑面積竣工率處于中等水平。在建設效率和運行效率上均有待于提高。

三、提高環渤海地區固定資產投資效益的對策建議

（一）改變現有的經濟增長方式，盡快實現從粗放型、投資驅動型向集約型、消費驅動型的增長方式轉變。從根源上來講，我國當前固定資產投資效益低下的根本原因，還在于經濟增長方式未能實現從粗放型向集約型的真正轉變。粗放型經濟最典型的特征就是“高投入、高消耗、低效益”，要改變這種現狀，實現向集約型經濟增長方式的轉變，必須加大對科技創新的投入力度，充分發揮科學技術在經濟增長、提高投資效益中的“主力軍”作用；從我國目前經濟增長的動力來看，投資的貢獻率要大大超過消費的貢獻率，投資拉動的特征十分明顯。從國際經驗來看，由消費主導的經濟增長模式要比由投資主導的模式具有較大的穩定性，增長質量也更有保證。因此，切實轉變經濟增長方式，努力擴大消費在國民經濟增長中的作用，盡快實現由投資驅動型向消費驅動型增長模式的轉變就顯得尤為迫切。這才是提高固定資產投資效益，建設“節約型”社會的根本途徑。

（二）必須解決好固定資產投資的結構失衡問題。這又包含兩個方面的內容：一方面是在所有制結構上，逐步降低國有經濟的投資比重。因此，采取多種措施鼓勵非國有經濟擴大投資，是提高全社會固定資產投資效益的有效途徑；另一方面應調整好基礎設施、基礎產業與其他產業間的投資比例關系，進一步優化和調整投資結構，促進產業結構的升級和優化。同時遏制投資增長要對結構作出區分，即重點遏制房地產和制造業的過度投資，而對城鄉公共產品的投資則應該積極增加，支持產業升級型投資。通過增加公共產品供給及置換出居民和企業的負擔（因國家對公共投資不足，公共部門采取一些措施，增加了居民和企業的負擔），從而在降低公共服務價格和增加居民收入兩方面促進居民消費的增長，改善投資與消費結構。繼續加強對房地產的宏觀調控，推進符合國情的住房建設模式和消費模式，抑制房價過快增長，促進房地產合理調整。

（三）充分利用環渤海地區各省市的優勢和特點，提高固定資產投資效益。環渤海經濟圈的各省區市有各自的優勢和特點，在加強合作的同時，必須充分發揮各自的特長，才能更好地推動環渤海經濟圈經濟、社會、生態、人口、空間一體化發展的進程。北京將利用奧運優勢加強基礎設施和社會事業的建設，提高項目建成投產率，推動區域經濟發展；遼寧希望通過加強區域協作，振興老工業基地，提高固定資產投資效果系數，從而促進經濟的發展；河北要加強與京津產業對接，并提供一切便利支持將環渤海合作委員會日常工作班子設在廊坊的建議；山東將為環渤海地區成員提供便利的對外開放通道，發展經濟，從而提高固定資產投資效益；隨著天津濱海新區納入國家總體發展戰略，濱海新區新一輪投資開發熱潮正在形成。天津要建設國際化貿易港，發展倉儲物流業，提高建設效益。同時應優化調整社會公共資源，加大教育、文化、醫療衛生、商貿旅游等大型設施的建設和投入使用，增強城市載體功能，完善基礎設施建設。

參考文獻：

[1].中華人共和國國家統計局.中國統計年鑒（2008）[M].北京：中國統計出版社，2008.

[2].鄧向榮，王鳳榮，杜傳忠.投資經濟學[M].天津：天津大學出版社，2001.

[3].王蓮芬，徐樹柏.層次分析法引論[M].北京：中國人民大學出版社，1996.

第7篇：城市固定資產投資范文

【關鍵詞】 人均GDP 區域經濟差異 協方差分析

一、引言

區域經濟差異一直是經濟學所研究的核心問題，近幾年備受學術界和政府的關注。如果區域經濟差異過大就會導致各種資源和投資都會向經濟發達地區投入，從而造成經濟發達地區產能過剩，資源浪費；相反一些地區需求遠遠不能滿足，影響其經濟正常發展，造成各區域貧富差距進一步拉大，不僅會影響整個地區乃至整個國民經濟的持續穩定發展，還可能會影響社會和諧發展，這與構建和諧社會、實現中國夢相違背。所以解決區域經濟差異是不可忽視的問題。

重慶自直轄以來經濟上雖然取得了長足的發展，但隨著經濟社會形勢變化，各區縣功能定位不明確，同質化發展、招商引資無序競爭等問題凸顯。為此重慶市政府在過去一圈兩翼區域發展戰略基礎上，綜合考慮人口、資源、環境、經濟、社會、文化等因素，將全市進一步細劃分為都市功能核心區、都市功能拓展區、城市發展新區、渝東北生態涵養發展區和渝東南生態保護發展區五個功能新區。本文以人均GDP作為評價指標。一般來說人均固定資產投資對人均GDP有很大的影響，因此本文將之作為協變量。

作為評價的統計方法，協方差分析在很多領域已得到了廣泛應用。從已知文獻中可以看出協方差分析運用CET-4教學效果分析、齡林的生長影響、區域收入差異研究等方面。本文也采用上述文獻中的協方差分析法對重慶市新劃分的五大功能區之間的經濟差異進行分析與評價，對于縮小重慶市各地區經濟增長差異，使各區域經濟協調發展，提升全市經濟整體水平提供方法與理論的依據。

二、實證研究

1、數據收集

本文將五大功能區作為五個水平，為了敘述的方便，記都市功能核心區為A1、都市功能拓展區為A2、城市發展新區為A3、渝東北生態涵養發展區為A4、渝東南生態保護發展區為A5。從重慶市統計年鑒收集到以上各水平2004年―2013年的國內生產總值（GDP）和固定資產投資（FAI）的數據見附表1。

2、初步評價

本文用SAS軟件對五大功能區的人均GDP進行方差齊性檢驗得出原始數據不滿足方差齊性檢驗要求，因此需對原始數據進行對數變換，故令Y=lnGDP，再對Y的各水平進行方差齊性檢驗，經過分析得出經對數變換后的數據滿足方差齊性要求，故直接運用SAS軟件對Y=lnGDP各水平做方差分析，結果可知P值小于0.0001，說明重慶市五大功能區的人均GDP存在顯著性差異。為了具體看出各水平兩兩之間的顯著性差異情況，再進行多重比較分析得到結果如表1。

表1中，Yi表示第i個水平（Ai）的樣本均值。從表中可以看出：都市功能核心區（A1）與都市功能拓展區（A2）的均值差Y1-Y2為0.02693，其p值為0.878，可知都市功能核心區與都市功能拓展區差異不大，將其歸為同一類；同樣的，城市發展新區（A3）單獨歸為一類；渝東北生態涵養發展區（A4）和渝東南生態保護區（A5）之間無多大差異，歸為同一類。再按照表1對五個功能區進行分組：都市功能核心區（A1）和都市功能拓展區（A2）記為a組；城市發展新區（A3）記為b組；渝東北生態涵養發展區（A4）和渝東南生態保護區（A5）記為c組。

3、用協變量校正后的分析

從重慶這幾年的經濟發展趨勢來看，其經濟增長主要依靠于投資拉動，人均固定資產對人均GDP有著較大的影響，是不能忽視的。而投資是外在因素，衡量一個經濟區域的發展，主要看起內涵的發展，而GDP是其內涵發展的主要指標，因此在評價五大功能區的經濟發展狀況時，需要將其投資差距從GDP的差異中消除。

（1）X=lnFAI的差異性檢驗

在此為了和前面數據結構一致，在此對人均固定資產投資也取對數，故令X=ln FAI。經檢驗得知在做對數變換后的數據滿足方差齊性要求，故直接運用SAS軟件對X=lnFAI各水平做方差分析。得知重慶市五大功能區的人均固定資產投資存在著顯著性差異，即五大功能區的投資有著較大的差異，所以有必要將投資效應消除。

（2）Y=lnGDP與X=lnFAI的線性關系檢驗

在此為了探討人均GDP和人均固定資產投資之間的相關性，首先利用SAS軟件對各組的Y=lnGDP和X=lnFAI進行直觀分析（如圖1-圖5）。

從圖1―圖5可以看出，Y與X呈明顯的線性關系，而且是高度正相關，五條直線的斜率基本保持相同并且都不為零，這說明人均GDP和人均固定資產投資有顯著的線性相關性。

再利用SAS對Y=lnGDP關于X=lnFAI做回歸分析，結果可以看出，R2=0.96487，因變量Y=lnGDP對協變量X=lnFAI有很高的線性依賴關系，也即表現出人均固定資產投資對人均GDP有顯著的貢獻。所以在評價各功能區經濟發展狀況時，應采用協方差分析法消除各功能區的固定資產投資差距。

4、協方差分析

扣除投資效應的五大功能區人均lnGDP，即修正后的各地區的lnGDP？鄢仍然有著顯著差異。運用最小二乘均方法對各水平的效應進行t檢驗，結果如下表2。

由表2可以看出，修正后的城市發展新區（A3）與其它功能區都有著顯著性差異，將其單獨歸為一類；渝東北生態涵養發展區（A4）與都市功能核心區（A1）差異不大，歸為同一類；都市功能拓展區（A2）和渝東南生態保護區（A5）無多大差異，又歸為同一類，這三類之間差異顯著。再按照表7對五個功能區進行分組：城市發展新區為a組；渝東北生態涵養發展區、都市功能核心區為b組；渝東南生態保護區、都市功能拓展區為c組?？擅黠@看出修正后的各地區lnGDP？鄢多重比較排序已經完全改變。

通過變換，由修正后的人均lnGDP？鄢可以得到修正人均GDP，對剔除協變量人均（人均固定資產投資）影響前后的五個功能區人均GDP的均值比較見表3。

三、結論與建議

從前面的實證可知，重慶市各功能區之間經濟發展（消除了固定資產投資的影響）仍然存在顯著性差異，但沒有未調整前的差距大，協方差分析結果更合理。從表3可以看出，扣除投資效應的人均GDP修正值，城市發展新區第一，渝東北生態涵養發展區和都市功能核心區分列第二、第三。若城市發展新區、渝東北生態涵養發展區和渝東南功能拓展區的固定資產投資額與都市功能核心區相同，則經濟發展會比實際水平要高。都市功能區和都市功能拓展區的人均GDP雖然遠遠高于其它三個功能區，但其主要是依靠投資堆砌而成，特別是都市功能拓展區最為明顯在沒有扣除固定資產投資之前時其人均GDP排在五大功能區第二位，然而在扣除固定資產投資后卻只排在五大功能區最后一位。

從前面的分析中可以看到，重慶市五大功能區人均GDP對人均固定資產投資有較強的依賴性，且人均固定資產投資也存在著明顯的區域差異。在今后一段時間里，重慶市經濟增長仍然主要依靠投資拉動，因此可通過適當平衡政府投資從而縮小各功能區之間的經濟差異。統籌兼顧，促進重慶市五大功能區經濟全面協調發展。

（基金項目：國家統計局重點項目（編號：2014LZ25）。）

【參考文獻】

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[3] 許雪劍：基于協方差分析下的江浙滬區域內收入差異分析[J].市場周刊，2009（4）.

第8篇：城市固定資產投資范文

剛才長同志提出的要求和措施講得很好，我都同意。聽了市直相關部門、各區（市、縣）人民政府和各大投融資公司固定資產投資和重大項目建設情況以及確保第一季度“開門紅”擬采取的工作措施匯報，感到大家做了很多工作。今年以來，我市投資工作取得的成績應給予充分的肯定。我們自己與自己比，與“十一五”最后一年的高速發展期相比，今年固定資產投資累計完成全年任務的9%，比去年提高4個百分點，取得良好開端，但是和老百姓的要求相比，和胡總書記，省委、省政府對我們“作表率、走前列、做貢獻”的要求相比，還有相當差距。栗書記、趙省長去年到調研時提出“趕超目標”，即要在“十二五”期間實現到部分地區查看。從現在的情況看，分別在“十二五”規劃中提出要在“十二五”期末實現全市生產總值突破3500億元、達到2500億元以上和3500億元的目標，即使在“十二五”期末實現全市生產總值翻一番，也只有2300—2400億元，如果我們不盡全力、下定決心努力促進固定資產投資增長，到“十二五”期末甚至連都無法趕超。跟這個目標相比，我們還有更大的差距。栗書記要求“要起好步、開好局，有突飛猛進的變化”，我們一定要有具體的項目來落實。李書記在市委八屆十次全會上提出“始終秉持為人民謀幸福的理念，努力使''''十二五''''時期成為民幸福指數大幅提升的五年”，要讓人民群眾生活得更加幸福，我們必須要有量化的目標來解答。

要全面貫徹落實胡總書記，省委、省政府，市委對我市經濟社會發展的要求，就必須在科學發展觀的指導下，按照生態文明城市的建設理念，順應老百姓對幸福生活的新期待，以超常規的思路實現超常規的發展。從今年第一個季度開始，我們就要緊緊圍繞以項目建設為龍頭，全面推進固定資產投資實現“開門紅”，在“十二五”開啟之年實現突飛猛進地發展。全市各級各部門要進一步解放思想、拓寬思路、豐富措施、創新方法，做到符合科學發展觀、符合人民群眾最根本利益、體現生態文明城市建設理念，狠抓項目建設進度，用最終成果檢驗工作成效。

在這個基礎上，我談以下幾點意見：

第一、抓認識提高

作為省會城市，具有牽引全省經濟社會發展的重要作用。各級各部門務必進一步準確把握當好全省經濟社會發展“火車頭”和黔中經濟區崛起“發動機”的深刻內涵和豐富寓意。這款“發動機”必須是又快又好、更快更好帶動全省經濟社會發展的發動機，必須是促進城市建設具有突飛猛進變化的發動機，必須是在“十二五”期間能夠提前實現全面小康社會的發動機。在省內，必須發揮好城市首位度、產業聚集度、人才集中度相對較高的優勢，保持作為全省政治、經濟、文化中心的地位不動搖，千方百計“闖”、“爭”、“搶”、“拼”，樹立丟掉第一就是最大恥辱的志氣和骨氣，自我加壓，勇于負責，敢于擔當，善于突破，大力提高中心城市的輻射力和聚集力，把為全市人民乃至全省人民謀幸福作為發展的最終落腳點。

第二、抓目標量化

在促進固定資產投資增長工作中，一定要確定量化目標，目標一旦確定就不能動搖。圍繞確定的量化目標，要學會用否定式的方法來思考和推進目標的完成。所謂否定式的方法就是在實現確定目標的過程中，無論遇到什么樣的困難和問題，只能找實現目標的措施和方法，凡是不能實現目標的措施和方法都必須要剔除。打一個比方，假定對各區（市、縣）設定一個考核目標，即農民耕地每畝產值收益不低于10000元或者5000元，要求必須完成，不能找理由、尋借口，只看結果不看過程。由此一來，各區（市、縣）就會充分發揮主動性和創造性，想盡一切辦法完成任務。這就是否定式方法，在一定的原則下只要求結果，把更大的調整權放給各區（市、縣）去思考，下一步我們要用這種方法對項目的進展情況進行量化考核?！笆濉逼陂g我們要累計完成固定資產投資10000億元，每一年平均就是2000億元，今年的目標是1400億元，力爭1600億元，我認為還可以再提高，必須在前三年大幅度提高固定資產投資，做到能發展多快就發展多快，確保這些投資在后兩年產生回報和收益，為我市率先實現全面小康社會奠定堅實基礎。為確保固定資產投資工作的順利進行，市發展改革委負責匯編進展情況通報，按周通報，以后按月通報，要把各區（市、縣）、主要部門和投融資公司的相關工作情況排出來，及時報給李書記以及市委常委、市政府分管市長，發給各區（市、縣）、各相關部門、各投融資公司。

第三、抓項目體系

省委、省政府開展“三個建設年”活動，核心是項目建設年，作風和環境建設是為了保證項目建設的順利進行，我們要切實利用“三個建設年”的有利條件，確保完成今年的固定資產投資目標。抓投資就是抓項目，投資任務的順利完成要靠一個個項目來支撐，我們一定要能抓項目、會抓項目、多抓項目、抓好項目，既要抓基礎設施項目，更要抓產業項目，還要抓民生項目；既要抓國債項目，也要抓招商引資項目，還要抓自我融資項目；既要抓產生稅收的項目，還要抓增加就業、服務民生的項目，通過抓項目全面促進經濟社會的可持續發展、全方位進步。

第四、抓融資多元

要加大融資力度，敢于舉債、科學舉債，豐富還債手段，通過融資保證固定資產投資總目標的順利完成。融資工作是一項綜合工程，值得大家好好地學習研究，會后可以請長同志進行系統性地研究。各區（市、縣）要廣辟融資渠道，發揮積極作用，多融資、融好資的同時最大程度地防范可能出現的融資風險。市級投融資公司要以清理投融資平臺公司為契機，加快自身建設，迅速做大做強，充分發揮融資職能，提高執行市委、市政府重大項目推進決策的能力和實力，與各類金融機構建立良好聯系，借助土地、固定資產、經營性項目、預期收益和政府投資等有利資源積極促進融資方式的創新。

第五、抓用地保障

土地是項目建設的重要資源，國土部門要全力以赴予以支持，認真研究收儲土地試點工作，千方百計爭取土地增量，科學規劃、合理利用，盤活、用活現有土地存量，切實為完成固定資產投資目標任務解決用地“瓶頸”。我市的征地拆遷必須施行熟地出讓，絕不允許生地出讓，要整合各種資源把被拆遷老百姓安置好，做到搬得出來、住得進去、發展更好，把為人民謀幸福作為最根本的要求。在城市發展方向上，嚴格控制老城區新增住房，全面發展金陽、花溪，有效解決中心城區交通擁堵問題，真正領會科學發展觀的本質要求是在發展中解決出現的問題，而不是用制約發展、減緩發展來回避問題。

第六、抓建設速度

對于經濟社會的發展，栗書記要求“加速發展”，省委、省政府要求“又好又快、更好更快”，李書記要求能有多快就要多快，核心在于“速度”，當前我們的固定資產投資工作更要在速度上下力氣、爭時間、搶進度，大家要共同想方法，盡全力完成第一個季度增長20%的目標任務，實現“開門紅”。全市所有項目中，凡是能馬上開工的務必要抓緊時間開工建設，已經開工的務必要加緊施工。為保障施工進度，項目工程物資采購可以適度超前，提高建設資金的使用量和使用率。李書記說只要老百姓感到幸福的事情，我們就拼命去干，加快固定資產投資工作就是要讓老百姓感到幸福的事，就是要“拼命”加快推進的具體工作，我們更加不能懈怠、不能放松。

第七、抓工作質量

第9篇：城市固定資產投資范文

關鍵詞：多元線性回歸模型；巴中市；建設用地

中圖分類號：F301.24 文獻標識碼：A 文章編號：1006-8937（2014）2-0022-03

多元線性回歸模型是將總體回歸函數描述為一個被解釋變量與多個解釋變量之間線性關系的模型，用于揭示被解釋變量與其他多個解釋變量之間的線性關系。其數學模型為：

Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+...βPXP（1）

式中：Y為被解釋變量，X為解釋變量，P為解釋變量的個數。

多元線性回歸模型的參數可以用檢驗對回歸分析的結果進行分析與判斷。如果解釋變量不顯著，則刪除，然后再對新的模型進行檢驗，直到模型合適為止。

2 影響巴中市建設用地需求的因素分析

本文收集了巴中市1999年～2008建設用地與總人口數、國內生產總值、固定資產投資等相關的數據來分析建設用地需求量與各影響因子的關系，相關數據如表1所示。

2.1 總人口

人口的增加還導致對交通、體育休閑娛樂等建設用地的增長，人口增長帶來了對住宅的需求，《巴中經濟工作手冊》顯示，2008年巴中市城鎮人口108.81萬人，總人口398.57萬人，非農業人口69.65萬人，農業人口328.92萬人。根據建設用地量與巴中市的人口的相關的數據，用一元線性回歸來分析巴中市建設用地量與總人口的關系，用Eviews分析得到巴中市總人口（X：萬人）和建設用地量（Y：公頃）有下列關系：

Y=57 774.88+27.24485X（2）

相關系數R2=0.893，t檢驗值為8.167985。如果顯著性水平a=0.05，則查t分布表得自由度為n-2=10-2=8的臨界值t0.025（8）=2.306。因為8.167985>2.306，則表明巴中市建設用地與總人口之間呈正相關關系。

2.2 國內生產總值（GDP）

國內生產總值對制定社會經濟發展戰略具有重要的參考價值，國內生產總值是衡量經濟發展的重要總指標之一。根據巴中市的建設用地量與國內生產總值的相關的統計數據，用一元線性回歸來分析巴中市建設用地量與國內生產總值的關系，用Eviews分析得到國內生產總值（X：億元）和巴中市建設用地量（Y：公頃）下列關系：

Y=66 734.05+8.71545X（3）

相關系數R2=0.882，t檢驗值為7.731212。如果顯著性水平a=0.05，則查t分布表得自由度為n-2=10-2=8的臨界值t0.025（8）=2.306。因為7.731212>2.306，這表明GDP對建設用地有顯著影響，兩者呈正相關關系。

2.3 全社會固定資產投資

全社會固定資產投資是以貨幣表現的建造和購置固定資產支出。2008年巴中市的固定資產投資為48.66億元，比上年增長30.1%。自1999年全市固定資產投資一直呈現出上升趨勢，但年增長率的波動較大，尤以2001年后的增長最為迅速。規劃期間，巴中市將進一步加大固定資產投資力度，使規劃期內的固定資產投資增長率大幅提升。根據巴中市的建設用地量與全社會固定資產投資的相關的統計數據，用一元線性回歸來分析巴中市建設用地量與全社會固定資產投資的關系，用Eviews分析得到全社會固定資產投資（X：億元）和巴中市建設用地量（Y：公頃）下列關系：

Y=67 118.96+13.778X（4）

相關系數R2=0.824，t檢驗值為6.115701。如果顯著性水平a=0.05，則查t分布表得自由度為n-2=10-2=8的臨界值t0.025（8）=2.306。因為6.115701>2.306。則表明巴中市建設用地量與全社會固定資產投資之間呈正相關關系。

2.4 城市化水平

巴中市2008年城鎮人口108.81萬人，總人口398.57萬人，城鎮化率為27.3%。城市化水平提高以后必然使城鎮用地數量的增加。必然促使建設用地的增加。根據巴中市的建設用地量與城市化水平的相關的統計數據，用一元線性回歸來分析巴中市建設用地量與城市化水平的關系，用Eviews分析得到城市化水平（X：億元）和巴中市建設用地量（Y：公頃）下列關系：

Y=66 175.39+83.73673X（5）

相關系數R2=0.996，t檢驗值為15.10124。如果顯著性水平a=0.05，則查t分布表得自由度為n-2=10-2=8的臨界值t0.025（8）=2.306。因為5.10124>2.306。因為。則說明巴中市建設用地量與城市化水平之間呈正相關關系。

2.5 工業增加值

巴中市的工業增加這幾年有明顯的上升趨勢，工業對巴中市的經濟帶來了很大的作用。

工業的增加帶來了相應的工業用地與相關的配套的交通的基礎設施等用地的增加。根據巴中市的建設用地量與工業增加值的相關的統計數據，用一元線性回歸來分析巴中市建設用地量與工業增加值的關系，用Eviews分析得到工業增加值（X：億元）和巴中市建設用地量（Y：公頃）下列關系：

Y=67 004.53+58.14103X（6）

相關系數R2=0.858230，t檢驗值為6.959135。如果顯著性水平a=0.05，則查t分布表得自由度為n-2=10-2=8的臨界值t0.025（8）=2.306。因為6.959135>2.306。因為，則說明巴中市建設用地量與工業增加值之間呈正相關關系。

2.6 恩格爾系數

恩格爾系數是指一定時期內居民食品支出總額占個人生活消費支出總額的比重，它能夠劃分生活貧富的類型。根據巴中市的建設用地量與恩格爾系數的相關的統計數據，用一元線性回歸來分析巴中市建設用地量與恩格爾系數的關系，用Eviews分析得到恩格爾系數（X：億元）和巴中市建設用地量（Y：公頃）下列關系：

Y=79 909.88-233.4636X（7）

相關系數R2=0.941851，t檢驗值為-11.38319。如果顯著性水平a=0.05，則查t分布表得自由度為n-2=10-2=8的臨界值t0.025（8）=2.306。因為-11.38319>2.306。因為，則說明巴中市建設用地量與恩格爾系數之間呈負相關關系。

3 多元回歸模型的構建

根據以上分析得到：總人口數（X1）、國內生產總值（X2）、固定資產投資（X3）、城市化水平（X4）、工業增加值（X5）、恩格爾系數（X6）的增減都會對巴中市建設用地產生影響。建立巴中市建設用地與這幾個影響因子的多元線性回歸預測模型：

Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6（8）

其中：βi（i=1，2，3，4，5，6）代表每個影響因子的系數；Y為巴中市建設用地需求量（公頃）。

為估計出多元線性回歸模型（8）的參數，運用巴中市1999～2008年建設用地與各影響因子的相關數據，利用Eviews做回歸分析。

得出巴中市建設用地量（Y）和各影響因子（Xi（i=1，2，3，4，5，6））呈現下列關系：

Y=68 121.30+10.12279X1-7.715177X2-13.44513X3+56.43127X4+80.83980X5-89.80943X6（9）

根據Eviews分析得到，影響巴中市建設用地需求量的影響因子中，國內生產總值、恩格爾系數與固定資產投資與巴中市建設用地需求量之間是呈現負相關關系的，與實際經濟意義是不符的。而總人口、城市化水平與工業增加值這些影響因子與建設用地量之間是呈現正相關關系的。

如果顯著性水平上a=0.05，t0.025（3）=3.182，用Eviews分析得到，每個影響因子的檢驗均不顯著。而且從回歸結果可以看出，解釋變量之間相關系數較高。

要消除多重共線性，我們采用逐步回歸的方法。具體做法如下：

第一步：分別做Y對X1，X2，X3，X4，X5，X6的一元回歸，如果在顯著性水平a=0.05下，各個影響因子的t檢驗顯著，其中X4的方程最大，以X4為基礎，順次加入其他影響因子并用Eviews逐步分析，X4加入X2和X3后，前面的系數為負值，與經濟意義不符合。而加入X6后的=0.969397，改進最大，而且各個影響因子的t檢驗顯著，選擇保留影響因子X6，再加入其他新變量并用Eviews逐步分析，加入X1、X1和X4的t檢驗都變得不顯著。加入X2、X3和X5后，X2、X3和X5前面的系數的符號為負值不合理，則應刪除X1、X2、X3和X5。剔除后的模型為：

Y=β0+β4X4+β6X6（10）

對模型（10）利用1999～2008年巴中市恩格爾系數與城市化水平的統計數據用Eviews分析，根據檢驗t結果，固定資產投資、總人口、GDP和工業增加值這幾個影響因子舍棄。

將恩格爾系數和城市化水平這兩個影響因子的數據代入模型（10）并回歸分析，得到相關系數R2=0.981528，如果顯著性水平a=0.05，查t分布表得自由度為n-3=10-3=7的臨界值t0.025（7）=2.365，β4和β6對應的統計量分別為3.877550和-2.405558，它們的絕對值均大于2.365。說明城市化水平和恩格爾系數這兩個影響因子對巴中市建設用地的用更為顯著的影響。據此，運用Eviews分析得到巴中市建設用地需求量多元線性回歸預測模型為：

Y=71544.19+54.75466X4-92.41536X6（11）

4 相關影響因子預測

4.1 恩格爾系數預測

根據巴中市1999～2008年恩格爾系數的相關數據，經過擬合發現，采用線性函數進行回歸擬合相關系數較高，R2=0.9532，該函數的回歸方程為：

Y=-0.6491X+1352.5（12）

由此預測出巴中市2015年恩格爾系數為44.56%，2020年恩格爾系數為41.32%。

4.2 城市化水平預測

根據巴中市1999年～2008年城市化水平的相關數據，經過擬合發現，采用線性函數進行回歸擬合相關系數較高，R2=0.9797，該函數的回歸方程為：

Y=1.7903X-3 568.2 （13）

由公式（13）預測出2015年巴中市城市化水平為39.25%，2020年巴中市城市化水平為48.21%。

5 巴中市建設用地需求量預測值的計算

將巴中市1999～2008年城市化水平和恩格爾系數的值分別代入上面的公式（11），分別計算出1999～2008年巴中市建設用地需求量的值，將這些值與巴中市1999～2008年實際的建設用地的值相比較，發現該模型預測的誤差精度在0.0029%～0.1424%之間，平均誤差精度為0.0235%，因此，說明該模型的預測值比較有參考價值。

2015年恩格爾系數預測值為44.56%和2015年城市化水平預測值為39.25%，2020年恩格爾系數預測值為41.32%，2020年城市化水平預測值為48.21%，將這些數據分別代入公式（11），得出2015年巴中市建設用地需求量為695.75 km2，2020年巴中市建設用地需求量為703.65 km2。

參考文獻：

[1] 梁小民.西方經濟學[M].北京：中央廣播電視大學出版社，2004.

[2] 鄒新華.統計預測中的時間序列預測法和回歸預測法[J].氣象教育與科學，2001，60（4）：41-46.