前言：一篇好文章的誕生，需要你不斷地搜集資料、整理思路，本站小編為你收集了豐富的固定資產投資指標意義主題范文，僅供參考，歡迎閱讀并收藏。

第1篇：固定資產投資指標意義范文

摘 要 國有集團企業投資面臨諸多影響因素制約，為國有企業集團制定合理的投資政策提供理論和實證支持，進而有利于國有企業集團提高投資效率，提升企業價值，本文選取A股市場國有企業集團的上市公司為研究樣本，充分考慮國有企業集團的政治和經濟特性，建立多元線性回歸模型研究影響企業固定資產投資對企業價值的影響。

關鍵詞 固定資產 投資 實證 分析

本文采用回歸分析等方法對國有企業集團固定資產投資與企業價值進行實證研究，并對國有企業集團固定資產投資決策的合理控制和戰略思考提出了一些合理建議。通過實證分析，揭示國有企業集團固定資產投資與企業價值的關系，為國有企業集團制定合理的固定資產投資政策提供理論與現實支持，完善集團企業固定資產投資管理模式，進而有利于集團企業能夠提高投資效率。

一、研究假設及變量定義

從會計學角度看，企業價值定義為資產負債表的歷史成本計量的會計價值，即賬面價值。從財務角度來講，公司的價值不僅體現為每股凈資產、企業利潤的增長以及盈利能力的提高，固定資產投資的收益率超過資本成本，同樣也反映了公司價值的提高。本文研究企業價值按照財務與會計學角度計量企業價值，選取市場價值、市賬比、股東價值、盈利能力等四方面綜合考慮企業價值。

本文提出假設H1：固定資產投資額與代表樣本企業價值的市場價值沒有顯著關系。本文提出假設H2：固定資產投資額與代表樣本企業價值的市賬比沒有顯著關系。本文提出假設H3：固定資產投資額與代表樣本企業股東價值的每股凈資產正相關。本文提出假設H4：固定資產投資額與代表樣本企業獲利能力的每股收益正相關。

（一）被解釋變量定義

本文被解釋變量為企業價值。我們設計了如下指標：

Y1 =Ln （股價*總股數）；Y2 =股價/每股賬面價值；Y3 =股東權益/股本總數；Y4 =稅后利潤/股本總數。其中：Y1 為加總企業所有發行在外的證券的市場價值；Y2 為股價相對每股賬面值的比率；Y3 為每股凈資產；Y4 為每股收益。以上指標體現了企業價值最大化的不同財務目標，并且這些指標在一定程度上剔除了公司規模的影響。表1是對被解釋變量的定義。

表1 被解釋變量定義表

被解釋變量名稱 符號 研究變量 計算公式

市場價值 Y1 市場價值 Ln （股價*總股數）

市賬比 Y2 市賬比 股價/每股賬面價值

股東價值 Y3 每股凈資產 股東權益/股本總數

獲利能力 Y4 每股收益 稅后利潤/股本總數

（二）表2是對解釋變量（固定資產投資額）的定義

考慮到國有企業集團的規模大小不同、行業特點不同，特采用解變量固定資產頭額的自然對數為代替變量。

表2解釋變量定義表

解釋變量名稱 符號 計算公式

2008年固定資產投資 X1 Ln（2008年固定資產投資額）

2009年固定資產投資 X2 Ln（2009年固定資產投資額）

2010年固定資產投資 X3 Ln（2010年固定資產投資額）

（三）控制變量定義

企業價值不僅受固定資產投資額的影響，還與公司的規模存在重要聯系，因此本文選取這些作為控制變量。一般認為小型國有企業集團和大型國有企業集團在固定資產投資中具有不同優勢。小型國有企業集團在固定資產投資方面主要具有靈活性優勢 而大型國有企業集團主要擁有資源優勢，因此規模因素應加以控制。本文，選用企業集團資產對數作為企業規模的變量，設定為X4 。

二、數據來源和樣本選擇

本文以國泰安的CSMAR數據庫提供的國有企業集團上市公司固定資產投資與企業價值數據為基礎，主要以深滬兩市2008年-2011年的A股國有集團上市公司為研究樣本。樣本的選取遵循以下原則：第一，選取2007年12月31日前在我國深滬上市的公司為樣本，為了保持樣本數據的平衡性；第二，剔除了ST、PT類企業，企業要進行固定資產投資首要前提是企業具有承擔社會責任的能力，ST、PT類企業自身盈利存在一定困難，因此將其剔除；第三，剔除數據信息不全的上市企業。根據上述原則，最后選取了79家上市公司4年的數據作為研究樣本。

三、實證分析

（一）建立回歸模型

本文選取樣本企業企業價值Yi作為被解釋變量，以樣本企業固定資產投資額Xi作為解釋變量，建立回歸模型如下：

Yi=β0+β1X1+β2X2+β3X3++β4X4+ε

其中，Yi――樣本企業企業價值（被解釋變量）；X1、2、3――樣本企業固定資產投資（解釋變量）；X4 ――樣本企業規模（控制變量）；β0――模型的截距；

βi（i=1，2，3……，k） ――解釋變量系數；εi――隨機誤差。

（二）回歸分析

1.本研究在回歸模型的建立方法中選取進入法、逐步法或刪除法。被解釋變量“市場價值”（Y1）和“市賬比”（Y2）由于“2008年固定資產投資”（X1）、“2009年固定資產投資”（X2）和“2010年固定資產投資”（X3）三個變量F值的概率都大于0.1，沒有通過T檢驗，故剔除無效變量。被解釋變量“每股凈資產”（Y3）和“每股收益”（Y4）的三個變量F值的概率都小于0.1，通過了T檢驗。

被解釋變量“市場價值”（Y1）、“市賬比”（Y2） 、“每股凈資產”（Y3）和“每股收益”（Y4）由于控制變量企業集團規模（X4 ）變量F值的概率都大于0.1，沒有通過T檢驗，故剔除無效變量。

2.“2008年固定資產投資”（X1）、“2009年固定資產投資”（X2）、“2010年固定資產投資”（X3）三個變量的“每股凈資產”（Y3）模型和“每股收益”（Y4）模型的調整R2分別為0.662、0.521，擬合優度較好，代表被解釋變量“每股凈資產”（Y3）模型和“每股收益”（Y4）的變化中有多少是由“2008年固定資產投資”（X1）、“2009年固定資產投資”（X2）、“2010年固定資產投資”（X3）三個變量的變化引起的。Durbin-Watson檢驗的結果分別為1.965、1.870，非常接近2，說明被解釋變量“每股凈資產”（Y3）和“每股收益”（Y4）的取值不存在一階序列相關。

注：預測變量： （常量） X1，X2，X3 。

3.“每股凈資產”（Y3）模型和“每股收益”（Y4）模型均達到了0.000的顯著水平，說明“每股凈資產”（Y3）模型和“每股收益”（Y4）模型具有理論與實證意義。

4.“每股凈資產”（Y3）模型和“每股收益”（Y4）模型的容差均大于0.1，說明“2008年固定資產投資”（X1）、“2009年固定資產投資”（X2）、“2010年固定資產投資”（X3）自變量之間不存在多重共線性。

根據線性回歸原則，“市場價值”（Y1）和“市賬比”（Y2）模型的變量沒有通過T檢驗，故剔除無效變量，因此“市場價值”（Y1）和“市賬比”（Y2）模型無效；“每股凈資產”（Y3）模型和“每股收益”（Y4）模型中的有效變量為“2008年固定資產投資”（X1）、“2009年固定資產投資”（X2）、“2010年固定資產投資”（X3）。

5.“每股凈資產”（Y3）模型和“每股收益”（Y4）模型的樣本量為79、78，殘差平均值為0，標準化殘差平均值為0，說明“每股凈資產”（Y3）模型和“每股收益”（Y4）模型的殘差分布均滿足均值為零的假設。

6.通過觀察散點圖和殘差檢測不存在異方差性，變量整體通過了顯著性檢驗。得到回歸方程為：

式中，Y3――每股凈資產；Y4――每股收益； X1――2008年固定資產投資；

X2――2009年固定資產投資；X3――2010年固定資產投資。

四、結果討論

通過回歸模型的實證，根據樣本企業市場的具體環境對其實證結果進行具體分析：

結果一：代表樣本企業價值的市場價值與企業投資的固定資產額相關性不@著，假設H1成立。市場價值等于股權市值與凈債務價值之和，近幾年，企業的凈債務價值受到通貨膨脹的影響，受到更多相互制約的因素的影響，不能真實反映公司的企業價值，故市場價值與固定資產投資額沒有顯著關系。

結果二：代表樣本企業價值的市賬比與企業投資的固定資產額相關性不顯著，假設H2成立。通過描述性統計分析可以得出平均市賬比為1.587，充分說明樣本企業的企業價值被嚴重高估，沒有真實反映上市公司的真實價值，導致代表企業價值的市賬比與企業投資的固定資產額沒有顯著關系。

結果三：代表樣本企業股東價值的每股凈資產與企業2009年固定資產投資、2010年固定資產投資顯著正相關，說明樣本企業的固定資產投資額對每股凈資產的影響比較顯著，假設H3成立。從財務角度來講，樣本企業進行固定資產投資，所創造的企業價值不僅體現為企業利潤的增長，更能提升企業的盈利能力，使其能夠持續發展；代表樣本企業獲利能力的每股凈資產與企業2008年的固定資產投資呈顯著負相關，2008年開始，全球的經濟受到2008年全球金融風暴的影響導致全球經濟不景氣，企業沒有及時抵抗風險，致使企業的獲利能力下降。

結果四：代表樣本企業獲利能力的每股收益與企業2009年固定資產投資、2010年固定資產投資顯著正相關，說明樣本企業的固定資產投資額對每股收益的影響比較顯著，假設H4成立。代表樣本企業股東價值的每股收益與企業2008年的固定資產投資呈顯著負相關，其原因可能與2008年的全球金融風暴有關，股東價值受到重創，降低了代表股東價值的每股收益數值，致使對上市公司的股東價值產生了負面影響。

第2篇：固定資產投資指標意義范文

關鍵詞：回歸分析；固定資產投資；經濟增長

中圖分類號：F83 文獻標識碼：A 文章編號：16723198（2013）11010601

1 引言

投資、消費和出口是拉動經濟增長的三駕馬車。借鑒發達國家的經驗來看，隨著工業化進程的不斷加速，在對經濟增長的貢獻程度中，投資所占的比重越來越大。改革開放至今，我國一直保持著較高的投資率，作為拉動經濟增長的三駕馬車之一，投資對經濟增長的貢獻遠大于消費和出口。

近年來關于中國GDP結構成分分析的結論表明，我國消費需求一直以來都比較穩定。但是，由于受到國際金融危機的沖擊，凈出口對于經濟增長的拉動作用在一定程度上有明顯降低。作為政府宏觀調控的一個重要手段，固定資產投資在刺激經濟增長方面扮演著重要角色，不管經濟處在持續穩步增長階段還是相對比較低迷的狀態，絕大部分國家的政府都會將固定資產投資作為刺激經濟增長的一條重要途徑，正因為這樣，許多發展中國家和地區效仿發達國家的發展路線，使得固定資產投資成為其拉動經濟增長的最主要動力。不論是發達國家還是發展中國家，這么做的原因有兩點：第一，固定資產投資可直接轉化形成制造業及其相關產業的增加值，成為當期GDP的一部分，直接推動國民經濟的發展；第二，加大固定資產的投資力度相應的可以使生產力以及社會有效需求增加，從而驅動國民經濟相關行業的發展。當前我國正處于快速工業化進程和城市化進程的階段，資本的積累和投資對經濟增長具有深遠意義，因此需要保持一定的固定資產投資率；如果投資規模不足，將會在很大程度上制約經濟的增長。

2 廣西省固定資產投資與經濟增長關系的分析

2.1 數據來源

本文所用的數據為1995-2010年的時間序列數據，GDP數據和固定資產投資總額數據均選自2011年的《廣西統計年鑒》。

2.2 變量選取

本文把廣西省國內生產總值GDP定義為（Y）作為衡量廣西省經濟增長的指標，把固定資產投資總額FI定義為（X）作為衡量廣西省投資的指標。本文所使用的數據為1995-2010年的年度數據，原始數據來源于廣西統計年鑒。如表1所示。

從表 1 中可以看出，近年來，廣西全區固定資產投資保持快速發展的趨勢，其固定資產投資規模從1995年的4233742億元增長到了2010年的7859066億元，其帶來的直接效應是廣西省國民經濟的迅速發展：國內生產總值從1995年的 1497.56億元增長到了2010年的9569.85億元。特別是2004年以來，借助中國—東盟自由貿易區的優勢，廣西固定資產投資和經濟增長更是達到了前所未有的速度。

圖1 固定資產投資與GDP散點圖 由圖1可以看出，廣西固定資產投資與GDP具有明顯的相關關系，因此，可以建立一元線性回歸模型。

2.3 模型構建

一元線性回歸模型為：Y=C+aX，X為解釋變量，Y為被解釋變量，a、C為未知參數。運用最小二乘法對參數進行估計。

通過回歸計算可以得出：Y=1600.414+1.125763*X

t=（8.120） （16.358）

2.4 模型檢驗

（1）經濟意義檢驗：a=1.125763，表明固定資產投資每增加100億元，廣西GDP增加1.125763億元，符合廣西固

定資產投資與經濟增長存在長期穩定的關系。

（2）擬合優度檢驗：根據計算結果，R^2=0.95028，模型的擬合優度較高，表明廣西GDP增加的95.028%可以由固定資產投資增加額來解釋。

（3）參數的顯著性檢驗：對參數a進行t檢驗，由于參數a的p值為0，小于設定的顯著水平α=0.05，因此參數a顯著，表明固定資產投資對GDP有顯著性影響。

綜上所述，一元線性回歸模型能夠很好的通過檢驗。

以上研究表明：固定資產投資的不斷增加帶動了經濟的不斷發展，并且能夠長期穩定的保持這種關系。從回歸分析可以看出，廣西全社會的固定資產投資對廣西經濟增長具有較強的拉動作用，不斷加大固定資產的投資力度將推動國民經濟的增長；反之，若固定資產投資力度不足則會制約經濟的增長。

3 研究結論及政策建議

文章研究結論表明：廣西經濟發展的主要動力之一源自固定資產的投資力度，其將對廣西今后的經濟發展會帶來深遠影響，因此，廣西區政府要切實采取措施以加強固定資產投資的規模、進一步拓寬資金來源渠道、優化投資的產業結構。同時，廣西省還要進一步完善投資環境以及做好與投資相關的服務方面的工作，通過擴大固定資產投資規模、優化投資結構、合理配置有限的資源來滿足經濟發展對固定資產投資的需求。根據以上分析，結合時下廣西固定資產投資的情況，本文對于廣西固定資產投資提出以下三個方面的建議：

（1）結合當前廣西全區經濟發展狀況，確保適當的投資規模。以上分析可以得出下列結論：首先，保持經濟持續穩定發展的關鍵在于確保適度的投資規模，不能過大也不能過小；其次，要防止固定資產投資的大起大落，規避由于經濟的異常波動所帶來的負面影響。為加快廣西經濟建設，我們應該借助中國—東盟自由貿易區的優勢，提高固定資產投資率，以滿足經濟快速穩定發展的需要。需要注意的一點是，拓寬投資規模不等于不顧一切的盲目投資，否則會造成經濟過熱或者惡性通貨膨脹的情況出現。因此，固定資產的投資規模以及投資速度要控制在適當的范圍內。

（2）進一步優化投資結構。借助“欽北防”的區位優勢，依靠加大固定資產的投資力度來提升對地方產業的扶持力度，大力發展海洋產業經濟，正確引導投資方向、合理配置周邊資源，全力將廣西建設成為我國西部欠發達地區的經濟中心，從而帶動該地區的整體經濟發展。關于固定資產在三種產業之間的分配也是一個重大問題。放眼當今社會，產品質量固然重要，但是服務質量越來越被消費者所重視。以消費者為核心，為其提供優良的服務能夠提升顧客價值感知，從而提升顧客忠誠度。因此，固定資產投資要重點放在第三產業的發展上，著力打造現代服務業，進而推動第三產業的發展，使其在國民經濟中占據核心地位。

此外，區政府方面也要在以下方面積極配合：

首先，將固定資產投資重點放在區內優勢行業，資金流集中流向符合環境要求、發展潛力大、低耗能低污染的新興產業群。

其次，在保證固定資產投資總量成上升趨勢的前提下，提升固定資產投資的監管力度，全力避免固定資產的重復投資。

（3）加強對交通條件、環保等基礎設施建設為國民經濟的可持續發展提供重要保證，因此，區政府也要重視對上述弱勢環節的固定資產投資力度；出臺相關的固定資產投資政策，為固定資產投資提供制度上支持；要想實現經濟持續穩定的發展，離不開科學技術的支持，僅依靠大力度的投資固定資產來實現經濟增長的效果是不能夠長期維持的，所以廣西省要想實現經濟的長期穩步增長，一方面應該增加在教育基礎設施方面的投入以促進高素質人才的誕生；另一方面鼓勵企業在R&D方面增加資金投入以促進技術創新，最終實現經濟增長方式的轉變。

參考文獻

[1]葉春玲.西部地區經濟增長中固定資產投資效應實證分析[J].中國科技信息，2005，（20）：4462.

第3篇：固定資產投資指標意義范文

關鍵詞：VAR模型；第三產業；固定資產投資；協整檢驗

中圖分類號：F123.6 文獻標識碼：A 文章編號：1006-8937（2012）26-0025-02

第三產業是伴隨著生產力的提高和社會的進步而發展起來的，其發展水平也是市場經濟發展的重要標志，第三產業的發展對于建立和完善社會市場經濟體制，優化社會資源配置，提高國民經濟整體效益，優化經濟結構，促進經濟上新臺階具有戰略性意義。

20世紀80年代以來，廣西第三產業有了初步發展，在這二十多年間，廣西第三產業增加值占GDP的比重不斷呈上升態勢。2010年為35.4%，比1988年的30.1%提高了5.3個百分點。但從全國范圍來看，廣西第三產業的發展均處中等水平。因此，廣西如何才能進一步深化調整經濟結構，繼續發展第三產業，開辟經濟發展新的起點，進而促進經濟健康發展，這是一個值得深思的問題。

1 研究設計

考慮到調查樣本的代表性和可獲得性，各指標數據來源于1978～2010年《廣西統計年鑒》和《中國區域經濟統計年鑒》的年度數據。將第三產業GDP數據用GDP平減指數換算成以1978年的不變價格計算的可比價GDP，全社會固定資產投資數據處理過程是將以當年價格計算的固定資產投資額按固定資產投資價格指數進行調整，從而將名義值轉換為實際值。各年的勞動從業人數直接采用年鑒的統計數據。同時為了避免數據的劇烈波動，對GDP、全社會固定資產投資（IV）、勞動從業（L）進行了對數化處理，得到相應的指標LGDP、LIV和LL，相關數據的處理主要使用Eviews6.0分析軟件。

2 實證分析

2.4 結果分析

由（3）式模型回歸結果可知，固定資產投資和勞動力數量對實際GDP的增長起著正向的作用。因為方程中系數是0.46，表明全社會固定資產投資每增加1%，GDP增加0.46%。同樣從事第三產業的勞動力數量每增加1%，GDP增加1.14%。可見廣西第三產業在吸納勞動力方面沒有發揮充分的作用，還具有較大的發展空間和增長潛力可挖掘。

對協整回歸方程殘差序列的單位根檢驗是平穩的，表明了影響廣西生產總值與影響固定資產投資和影響第三產業勞動力人數三個指標之間存在長期的均衡關系。誤差修正模型的分析結果表明，廣西實際GDP的增長變化不僅取決于固定資產的投入，以及第三產業的從業人數，而且還取決于當期的生產總值對均橫水平的偏離，誤差項residual估計的系數

0.773體現了對偏離的修正。當短期波動偏離長期均衡時，誤差項將以0.773的力度作反向調整，將非均衡狀態回復到均衡狀態。

3 結論及建議

通過以上描述分析和回歸分析，可以看出第三產業固定資產投資、從業人數和第三產業之間存在著顯著相關性。因此，擴大固定資產投資、積極引導和鼓勵第一和第二產業過剩的勞動力轉向從事第三產業相關的勞動來推動第三產業的發展，這已成為一種重要的投資決策。同時，應該看到擴大投資需求和進行產業結構的調整也成為一種擴大內需的主要的政策方式。

①促進人們改變對第三產業進行固定資產投資的觀念。調整產業結構，加快經濟結構調整步伐，大力推行“退二進三”。采取有效措施，多渠道增加對第三產業的投入。引導人們加強服務行業消費，拉動第三產業的發展。

②在確保優勢行業持續快速發展的同時，加快新興行業的趕超步伐，積極培植新的經濟增長點。廣西現階段第三產業勞動需求量的多少更多的跟當前第三產業的經濟環境有關，經濟形勢上升，勞動需求上升；經濟形勢下行，勞動需求下降。廣西在經濟發展過程中，應根據該地區第三產業發展的階段性特征，適度扶持諸如社區服務業、技術服務業、中介服務業等發展空間較大、勞動力需求量較大的新興服務業，以此有助于就業空間的擴展。

參考文獻：

[1] 羅吉.我國第三產業內部結構變動影響因素的實證研究[J].統計與決策,2008,(14):89-91.

[2] 趙杰.廣西第三產業發展研究[J].經濟研究參考,2008,(29)．

[3] 高軼梅.計量經濟分析與建模:Eviews應用及實例[M].北京:清華大學出版社,2009．

[4] 李子奈.計量經濟學[M].北京:高等教育出版社,2005．

第4篇：固定資產投資指標意義范文

中國經濟目前尚處于初級發展階段，經濟增長具有典型的要素拉動特征。經濟發展需要刺激投資需求，最終消費需求的形成也有賴于加大投資力度，投資與消費雙管齊下，投資需先行。因此，國民經濟的高速增長離不開投資的持續增長。從理論上講，投資增長率和經濟增長率具有一種正向的關聯關系。

一般認為，建設投資是國民經濟增長的強大拉動因素。幾乎所有國家的政府都會在經濟不景氣的時期，將建設投資作為刺激經濟增長的工具。加大建設投資的規模，既可增加就業機會和國民可支配收入、擴大內需，又可以直接帶動當前的經濟增長，為新一輪的經濟增長奠定物質基礎。西方學者的研究表明：建設投資在經濟發展中扮演著非常重要的角色，尤其是在發展中國家，建設投資在這些國家的整體投資中的比率甚至達到了20%(Kessedes,1995)。

我國大量的文獻也討論了建設投資對國民經濟的重要作用，但是，真正能夠揭示建設投資與經濟增長之間的數量關系的研究成果卻極少。中國發展研究院曾經做過一項研究，發現在中國經濟中固定資產投資是決定社會需求的最積極的因素。因此，增加固定資產投資可以作為刺激經濟活動的主要手段（中國發展研究院，1997）。雖然還有其他一些關于建設投資對中國經濟增長重要性的研究，但是，這些研究大部分還處在定性階段，很少能夠指出建設投資對中國經濟發展的貢獻水平。本研究就致力于找到其對中國經濟發展拉動水平的具體數量關系。

二、數據和模型

在本研究中，建設投資對國民經濟的拉動作用是指以一定速度增長的建設投資所拉動GDP的增長量或增長率。GDP是衡量一個國家或地區經濟水平的重要指標和方法。它是指一個國家或地區在一年內所有常住單位生產活動的最終成果的價值形態。另外本研究涉及的指標還有固定資產投資和建筑安裝工程投資。

固定資產投資(FAI)是衡量一個國家或地區在一年內在固定資產方面投資總量的指標，它同樣也能夠以價值形態反映固定資產建造和購買活動的總量，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。固定資產投資可以根據國家的投資計劃分為基本建設投資、更新改造投資、房地產開發投資和其他固定資產投資四部分。本文采用這個指標來代表宏觀意義上的建設投資水平，既包括建水壩、修公路這些大型的土木工程項目，也包括住宅和商業房地產項目的開發，同時，還涉及各類建筑物、構筑物和大型設備的修繕和改造。

固定資產投資活動按其工作內容和實現方式可以分為建筑安裝工程，設備、工具、器具購置，其他費用三個部分。在本文中也將建筑安裝工程投資(CI)作為衡量建設投資活動對國民經濟增長拉動作用的一個變量，它是指各種房屋、建筑物的建造和各種設備裝置的安裝工程投資。建筑安裝工程投資比固定資產投資的范圍小一些，可以代表一年內國民經濟中的建筑工作量，是一個衡量建設活動水平更為合適的指標。

本研究擬采用動態計量經濟學所倡導的誤差修正模型來描述建設投資和國民經濟的相互作用。建立經濟學模型的傳統方法主要是以理論為導向，依據某種已經存在的經濟理論或者已經提出的對經濟行為規律的某種解釋設定模型的總體結構，這種建模途徑對先驗的經濟理論有很強的依賴性。這種建模方法在20世紀70年代的經濟動蕩前屢次預測失靈，促使人們尋求另外的建模方法。20世紀70年代末80年代初，以英國經濟學家D·F·Hendry為代表，提出了動態建模的方法，交替利用經濟理論和經濟數據提供的信息，在協整理論的基礎上建立反映變量短期波動和長期均衡的誤差修正模型(D·Hendry,1998)。

一般經濟變量都可以用時間序列來表示，如果它的均值和方差都不隨時間變化，就稱這個序列是穩定序列。如果一個序列在成為穩定序列之前必須經過d次差分，則稱該序列是d階單整。按照協整理論，幾個同階單整的時間序列之間可能存在著一種長期的穩定關系，其線性組合可以降低單整階數，即所謂的協整關系。誤差修正模型就是建立在這種理論之上的。以GDP和建筑安裝投資(CI)為例，若GDP和CI具有協整關系，則它們之間的關系可以寫作一般的自回歸分布滯后的表達式：

附圖

和CI之間存在的長期均衡關系。于是GDP的短期波動被分為兩部分：一部分是長期均衡，一部分是短期波動。一般（β[,2]-1）都會小于0，因此，若(t-1)時刻GDP大于其長期均衡解，γecm[,t-1]為負值，使GDP[,t]減少；若(t-1)時刻GDP小于其長期均衡解，γecm[,t-1]為正值，使GDP[,t]增加。體現了長期均衡誤差對GDP的控制。

以不變價格表示的流量指標一般是一階單整。固定資產投資、建筑安裝投資和國內生產總值都是流量指標，一般情況下屬于一階單整，它們之間可以存在這種長期穩定的關系，同時，固定資產投資、建筑安裝投資的短期的變動又會對國內生產總值產生短期的影響。因此，國內生產總值的變動既受固定資產投資、建筑安裝投資短期變動的直接影響，又受兩者之間長期穩定關系的調整，可以建立誤差修正模型來討論這種關系：

附圖

表明如果FAI變化了1%，GDP將變化β[,1]%。α[,1]同理。可見各個系數具有很強的經濟意義。

本研究中的數據都來源于《中國統計年鑒》。數據自1981年始，且已經折算為1981年不變價，這樣可以去除通貨膨脹的影響，更好地反映數據內在的規律性。在本研究中，采用SPSS軟件包進行統計分析。各年的數據如下；

表1固定資產投資、建筑安裝投資與國內生產總值

（1981-1999年，單位：億元）

附圖

注：1.所有數據均為1981年不變價；2.數據來源：《中國統計年鑒2000》。

三、建立誤差修正模型

（一）方程的初步設定和簡化

一般來講，在經濟數據中，以不變價格表示流量的序列往往表現為一階單整。因此，從理論上判斷，LnGDP、LnFAI和LnCI序列都應該是一階單整。采用Dickey和Fuller于1979年、1980年提出的ADF方法進行單整檢驗結果也表明，的確如此。

然后，可以將方程設定為一般的自回歸分布滯后模型。模型的右邊包括被解釋變量的滯后、解釋變量及其時間滯后項。對于固定資產投資方程，首先設定為：

附圖

用最小二乘法估計這兩個自回歸分布滯后方程，采用逐步回歸(Stepwise)方法，剔除不顯著的變量。

在固定資產投資方程中，LnGDP[,t-1]、LnFAI[,t]和LnFAI[,t-1]被引入方程。估計得到的方程為：

附圖

可見方程的顯著性很高，完全可以通過檢驗。常數項的t值很小，并不顯著。（由于此方程對后面的過程只有理論上的意義，因此不必剔除常數項。）其他各項系數在99%的置信水平下顯著不為0。該方程的殘差類似白噪聲。

在建筑安裝投資方程中，也是LnGDP[,t-1]、LnCI[,t]和LnCI[,t-1]被引入方程。估計得到的方程為：

附圖

方程的顯著性很高，完全可以通過檢驗。常數項的t值很小，也不顯著。其他各項都在99%的顯著性水平下顯著不為0。該方程的殘差類似白噪聲。

可以看到，以上兩個方程中LnFAI[,t-1]和LnCI[,t-1]前的系數為負值。出現這種現象的原因是由于它們分別與LnFAI[,t]和LnCI[,t]之間存在著共線性的關系，導致兩者的系數在一定程度上能夠互相任意分配。但這對后面的研究影響不大。

（二）求長期均衡方程

下面可以用簡單的回歸分析求得長期均衡方程。對于固定資產投資方程，長期均衡方程為：

附圖

可見，整體顯著性明顯滿足。各項系數的顯著性檢驗均順利通過。從此均衡方程可以計算ecm序列（即殘差序列）：

附圖

AdjustedR[2]=0.982F=980.657

整體顯著性明顯滿足。各項系數的顯著性檢驗均順利通過。

ecm[,t-1]=LnGDP[,t-1]-3.228-9.793LnCI[,t-1]。

（三）建立誤差修正模型

1.固定資產投資方程

考慮到在初步設定的方程中LnFAI[,t]、LnFAI[,t-1]和LnGDP[,t-1]都比較顯著，在建立誤差修正模型時引入LnGDP[,t]，LnFAI[,t]，ecm[,t-1]，以保證方程的包容性。

設定誤差修正模型為：

附圖

p=0.0002，可見整體顯著性明顯滿足。

從變量顯著性檢驗來看，兩個方程的ecm[,t-1]的顯著性較低，但是，考慮到它們重要的經濟意義，仍不將其剔除。

四、經濟意義分析

（一）彈性分析

在以上兩個誤差修正方程中，LnFAI[,t]和LnCI[,t]前面的系數可以看作是GDP對FAI和CI的彈性系數，因此，可以根據方程的系數對它們進行彈性分析。

LnCI[,t]前的系數為0.324，這說明國內生產總值對建筑安裝投資的彈性系數為0.324。當建筑安裝投資增長1%時，將帶動國內生產總值增長0.324%。而LnFAI[,t]前的系數為0.317，這說明國內生產總值對固定資產投資的彈性系數為0.317。當基本建設投資增長1%時，將帶動國內生產總值增長0.317%。

這是非常重要的結論，定量地給出了建設投資對國民經濟拉動作用的大小。可以看出，建設投資對國民經濟的拉動效應大致是這樣一個概念，即當建設投資增長1%時，能帶動國內生產總值增長大約0.32%。以往的分析往往僅限于定性，沒有反映出真正的定量關系。從兩個彈性系數可以看出，建設投資對國民經濟的增長有很大的促進作用，彈性系數都較大。

（二）拉動效率分析

為了進一步分析建筑安裝投資和固定資產投資對國民經濟拉動作用的大小，引入一個新的系數，將其稱之為“拉動效率”，它是GDP對該變量彈性系數與該變量在GDP中所占份額的比值，即附圖，D[,i]表示在此區間內GDP對某一變量i的彈性系數，S[,i]表示某一變量i在此區間內占據GDP的平均百分比。這樣可以排除彈性系數大小中不同變量份額因素的影響。如果q＞1，這表明某一變量在這一階段對GDP的拉動作用是積極的，超過了自身在GDP中所占據的份額，是高效率的。相反，如果q＜1，則表示這種拉動作用是消極的，少于變量自身占據GDP的份額，是低效率的。

結果如下（1981年—1999年間）：

變量D[,i]S[,i]q[,i]

CI（建筑安裝投資）0.3240.1961.652

FAI（固定資產投資）0.3170.3001.057

由此可見，兩者對國民經濟的拉動作用都是很積極的，q[,i]均超過了1，建筑安裝投資更為顯著。它在國民經濟中的份額為19.6%，而彈性系數達到了0.324%。這進一步驗證了在本文開始時所提到的定性研究的結論，建設投資在經濟發展中扮演著非常重要的角色，是刺激經濟活動的主要手段，能夠高效率地拉動國民經濟的增長。

（三）誤差修正項(ECM)的分析

Ecm項系數的大小反映了對偏離長期均衡的調整力度，系數的估計值一般是負值。對于固定資產投資方程，Ecm前面的系數是-0.049，由此看來，調整的力度不是很大。調整的過程大致如下：

附圖

對于建筑安裝投資方程，Ecm前面的系數是-0.018，調整的力度也較小。因此，可以看出，建設投資主要以短期波動的形式來影響GDP的變化，長期均衡起的控制作用不大。這符合我國現階段的具體情況，我國目前正處在大規模建設的發展階段，還遠遠沒有達到建設量的穩定和平衡，因此，目前主要是增量在起作用。

五、總結

本研究將固定資產投資(FAI)和建筑安裝投資投資(CI)作為對GDP產生拉動作用的變量，通過建立誤差修正模型得到了反映它們之間長期均衡和短期波動的表達式。從彈性系數可以看出，無論是建筑安裝投資，還是固定資產投資，二者對國民經濟的拉動作用都是很明顯的，國內生產總值對建筑安裝投資的彈性系數為0.324。當建筑安裝投資增長1%時，將帶動國內生產總值增長0.324%。國內生產總值對基本建設投資的彈性系數為0.317。當基本建設投資增長1%時，將帶動國內生產總值增長0.317%。綜合起來，當建設投資增長1%時，能帶動國內生產總值增長大約0.32%。從拉動效率來看，兩者對國民經濟的拉動作用都是積極的，q[,i]均超過了1，建筑安裝投資更為顯著。

建設投資主要以短期波動的形式來影響GDP的變化，長期均衡起的控制作用不大。這主要是由于我國目前正處在大規模建設的發展階段，還遠遠沒有達到建設量的穩定和平衡，因此，目前主要是增量在起作用。

因此，本研究的定量結果不僅驗證了很多研究者的定性結論，即建設投資在經濟發展中扮演著非常重要的角色，是刺激經濟活動的主要手段，能夠高效率地拉動國民經濟的增長；而且給出了具體的拉動效應值，分析了短期波動和長期均衡各自的作用，有助于更加準確地分析建設投資對國民經濟增長的貢獻。

收稿日期：2001-03-23

【參考文獻】

[1]中國發展研究院．中國宏觀經濟分析[M]．天津：南開大學出版社，1997.38．

[2]中國統計年鑒[Z]．北京：中國統計出版社，2000．

[3]陳炳煌．當前投資拉動經濟增長中應注意的幾個問題[J]．龍巖師專學報，2000,(6)．

[4]黃聰，李啟明，申立銀．中國建設推動力的計量模型與分析研究[J]．東南大學學報，2000,(4)．

[5]李子奈．計量經濟學——方法和應用[M]．北京：清華大學出版社，1992．

[6]李子奈，葉阿忠．高等計量經濟學[M]．北京：清華大學出版社，2000．

第5篇：固定資產投資指標意義范文

一、投資對經濟增長影響理論

投資與經濟增長的關系非常密切。在經濟理論界，西方和中國有一個類似的觀點，即認為投資是經濟增長的基本推動力，是經濟增長的必要前提。投資對經濟增長的影響，可以從要素投入和資源配置來分析。從要素投入角度看，投資對經濟增長的影響表現在投資供給對經濟增長的推動作用和投資需求的拉動作用兩個方面。投資需求對經濟增長的影響作用是雙向的：擴大投資需求將對經濟增長產生拉動作用；縮小投資需求則會抑制經濟的增長，著名的投資乘數理論便是由此而來。從資源配置角度看，資源配置最終反映經濟結構，而合理的經濟結構是經濟發展的條件。經濟結構通過兩大部類比例關系、生產流通過程、生產資料和勞動力利用、技術進步和提高經濟效果影響經濟發展，而投資是影響經濟結構的決定因素。所以，歸根到底還是投資促進了經濟增長和平衡發展。

經濟增長理論經過二百多年的發展，逐漸從勞動決定論，經由資本決定論向技術決定論演進，經歷了從古典經濟增長理論、現代經濟增長理論至新經濟理論的發展。

投資和經濟增長有著密切的關系，固定資產投資是投資的主要組成部分，是促進經濟增長的重要手段。固定資產投資本身就是 GDP 的組成部分，對經濟增長有直接的拉動作用，同時還可以誘發其他投資行為，是經濟體資本存量形成的主要方式，是未來經濟增長的基礎。固定資產投資對經濟的直接拉動作用是固定資產投資的外在表現，而它對經濟體資本存量的形成，才是它的重要內涵。本文正是深入探討固定資產投資對經濟增長的影響效果，將更加側重它的內涵，即對資本存量的形成，促進其他經濟資源的利用，共同促進經濟增長。因此，這一研究有著深遠的理論意義。

國內學者從不同的角度，以不同的方法研究固定資產投資與經濟增長之間的關系。大體有三種觀點：第一種觀點認為中國固定資產投資增加與經濟增長之間存在較強的當期相關性，但是兩者之間并不存在顯著的因果關系（劉金全等，2002）；第二種觀點認為固定資產投資在拉動經濟增長上起到了巨大作用，并且二者之間還存在著長期穩定的雙向因果關系（雷輝，2006）。第三種觀點認為固定資產投資單方向是經濟增長原因（蔣曉華，2007）。

改革開放三十多年來，烏魯木齊的經濟持續快速增長。烏魯木齊市生產總值從1978年的8億多元上升到2013年的2 400億元，與此同時固定資產投資額從1978年的2億多元上升到2012年的1 271.59億元，烏魯木齊固定資產投資對經濟增長的作用如何？本文通過定量分析來研究二者的之間的規律。

二、實證分析

（一）樣本數據來源及處理

本文使用的原始數據來源于歷年的《烏魯木齊統計年鑒》和2013年的烏魯木齊國民經濟和社會發展統計公報。數據處理使用Eviews6.0軟件。本文選用時間序列為（1978―2013年），烏魯木齊全社會生產總值（GDP）作為衡量經濟增長的指標，全社會固定資產投資（FI）作為衡量投資需求的指標，計量單位均為萬元，為了消除趨勢因素的影響和時間序列的異方差問題，因此變量的數據地區生產總值和固定資產投資進行對數形式變換，分別用進行對數變換后的國內生產總值（lnGDP）和固定資產投資額（lnFI）表示，其一階差分用D（lnGDP）和D（lnFI）表示。

（二）單位根檢驗

單位根檢驗主要用來判定時間序列的平穩性。一般回歸前要檢驗數據是否存在單位根，以檢驗數據的平穩性，避免偽回歸，或虛假回歸，確保估計的有效性。本文采用單位根（ADF）檢驗方法對lnGDP 、lnFI和D（lnGDP）和D（lnFI）序列數據進行平穩性檢驗，檢驗結果（如下頁表1所示）。

由檢驗結果得知，lnGDP和lnFI兩個變量的P值都大于5%的顯著性水平下對應的臨界值，說明這兩個序列存在單位根，則拒絕零假設，是非平穩序列。再對一階差分序列進行平穩性檢驗，結果表明兩個變量的P值都小于5%的臨界值，因此這兩個序列一階差分是平穩的，即為一階單整序列，變量之間存在長期穩定的關系，記為I（1），接下來利用協整分析變量間是否存在穩定的均衡關系。

（三）協整性檢驗

協整檢驗的前提是如果兩個變量都是單整變量，只有當它們的單整階數相同時，才可能協整。當兩個變量協整時，則它們之間存在一個長期穩定的比例關系；反之，當兩個變量不是協整時，則它們之間就不存在一個長期穩定的比例關系。為確定烏魯木齊GDP和FI之間是否具有協整關系，我們根據 Engle-Granger提出的協整檢驗的兩步法對兩序列進行檢驗。

首先，用OLS法估計lnGDP和lnFI 得到以下方程：

LnGDP=1.679526+0.947926lnFI

其中判定系數 R2=0.984253，R2=0.9838表明模型在整體上擬合得非常好。

其次進行殘差檢驗。結果（見表2）。

由表2可知，殘差項為平穩序列，因此得出 lnGDP 與 lnFI 之間存在協整關系，說明與之間存在長期均衡關系。

（四）格蘭杰因果關系檢驗

協整檢驗告訴我們變量之間存在著長期的均衡關系，但是否構成因果關系，還要進一步檢驗，因果檢驗用來分析兩個序列間的因果關系是否存在。因果關系檢驗是檢驗一個變量的滯后變量是否可以放入其他變量的方程中，如果該變量受到其他變量滯后期的影響，則稱兩個變量間存在因果關系。

格蘭杰因果關系檢驗揭示變量間相互影響的關系，它解決了兩變量間是雙向還是單向影響的問題以及一個變量能夠在多大程度被另一個變量解釋，而在加入滯后期后解釋程度又將如何發生變化。在分析檢驗的過程中，所需檢驗的參數模型如下：

C ?W?J?Granger于 1969 年對變量是否有因果關系作出了如下的定義：如果x是引起 y 變化的原因，則x應該有助于預測 y，即在y關于y過去值的回歸中，添加x的過去值作為獨立的解釋變量，應該顯著增加回歸的解釋能力，并且變量y預測變量x在統計上不顯著。此時，稱x為y的原因（Granger cause）。如果添加x的滯后變量之后，沒有顯著增加回歸模型的解釋能力，則x不是y的原因。

由前面的分析可知，FI 與GDP之間存在著協整關系，因此，下面對烏魯木齊固定資產投資與烏魯木齊生產總值數據（1978―2013）進行格蘭杰因果檢驗。檢驗的結果（見表3）。 從上頁表3可以看出，當滯后期為2和3時，固定資產投資不是經濟增長的格蘭杰因果；當滯后期為4和5時，“經濟增長不是固定資產投資的因”與“固定資產不是經濟增長的因”原假設的F值均顯著地不為零，同時概率值小于10%的顯著性水平，拒絕原假設。因此，總體上我們可以得出兩個結論：第一，FI與GDP之間存在長期穩定的相關性；第二，FI 增長是GDP增長的原因，FI 增長可以促進GDP增長。同時，GDP 增長是 FI 增長的源泉，經濟越發達，越有能力進行固定資產投資。

三、主要結論與建議

（一）主要結論

通過協整分析驗證了1978―2013 年烏魯木齊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。烏魯木齊GDP增長對固定資產投資的促進作用大于固定資產投資對經濟增長的推動作用，固定資產每增加1.0個百分點，GDP增加0.95百分點。固定資產投資對經濟增長具有巨大推動作用，他通過拉動社會總需求的增加，從而帶動與投資相關行業的產出和消費需求的增長。

通過格蘭杰因果關系檢驗，說明全社會GDP的變化必然引起固定資產投資的變化，但烏魯木齊固定資產投資與經濟增長和生產總值之間存在著因果關系，但不存在雙向的因果關系，固定資產投資是經濟增長的格蘭杰因，也就是說，固定資產投資的提高能推動生產總值的增長，反之，固定資產投資的減少會使生產總值的增長受到不利的影響。這與業界的相關理論是吻合的。但國內生產總值的增加不是固定資產投資增長的格蘭杰因，這就意味著，烏魯木齊生產總值的增加對投資的拉動效果不明顯，不足以產生拉動效應。

（二）政策建議

1.從宏觀的角度看，要有效提高新疆固定資產投資效益，就要從新疆長期固定資產投資政策、固定資產投資體制改革、提高政府宏觀調控能力以及協調區域間的投資分配四方面出發，四者互相配合，最終達到提升新疆固定資產投資效益的目的。

2.固定資產適度規模投資角度。（1）利用好民間資金。烏魯木齊也有較多民間資金，但實際利用率很低，外流較嚴重。充分利用民間資金，是減輕財政負擔，加快增加投資的有效方式之一。因此，為了控制民間資金外流，需采取以下措施：轉變政府職能，為民間投資創造良好的政策環境。同時，盡快取消稅費方而的所有制差別待遇；加強對民間投資金融服務，建立民間資本服務的中小金融結構，加入地方金融機構對民間投資的支持力度。降低對小企業設立的門檻，具備一定條件就發放貸款支持民營企業的發展；加大民營資本對基礎產業、支柱產業、高新技術產業投資，基礎設施領域可通過 BOT、TOT 等融資方式吸納民營資本。（2）利用好外資。烏魯木齊利用外資的規模較小，現階段應該抓住內地援疆的時機，抓住機遇，充分利用好援疆省份的各種資源，改善投資環境，提高服務意識。

第6篇：固定資產投資指標意義范文

[關鍵詞]固定資產 投資 購置 日常管理

從宏觀經濟的角度來看,投資、消費和出口是拉動經濟增長的三個主要動力,而作為一個發展中國家,投資無疑成為推動經濟增長的一個重要的因素。我國在“十五”(2001―2005年)期間,全社會固定資產投資總額達29.5萬億元,占當年國內生產總值的48%,超過了1981-2000年20年間全社會固定資產投資的總和。其中,第二產業,即采礦、制造、水電氣和建筑行業的固定資產投資占全社會固定資產投資的近40%,是支撐經濟增長的重要力量。

然而,如此大規模的投資如何才能轉化為實實在在的產能,并帶來現實的經濟和社會效益,卻是擺在企業和政府面前的嚴峻課題。眾所周知,我國第二產業的許多行業存在嚴重的產能閑置現象,如紡織、水泥、鋼鐵、化工等行業,而大部分行業都有產能利用率低,投資效益低下的情況。經過長期的閑置后,部分企業的固定資產要么低價出售,要么徹底報廢毀損,甚至因管理不善而流失。

從企業的角度出發,要解決上述問題,必須加強固定資產投資前的分析論證和審批,嚴格采購環節的招標、審批、驗收等制度,改善日常管理中的各項內部控制制度,從預算、分析、采購和控制等各環節強化管理,使固定資產能夠充分發揮效率,為企業帶來投資收益。

一、 固定資產的投資管理

上文中提及的固定資產投資效益低下,集中反映了企業在固定資產投資決策中缺乏科學的管理,導致盲目投資、超計劃投資、投資周期過長等問題。為避免固定資產投資決策的失誤,企業必須加強固定資產投資的管理,其重點是事先對固定資產投資項目的可行性進行科學的預測和論證。為此,必須做好以下幾點:

1、 首先要成立由相關專業人員參加的項目論證小組,對固定資產投資項目進行分析和評估

(1) 成員要由技術、生產、財務、投資等專業人員組成,對投資項目進行技術和經濟上充分論證,從而保證固定資產投資項目以最少的投資取得最佳經濟效果,以實現投資在技術上先進、經濟上合理和建設上可行。

(2) 要在充分調研市場、技術分析和經濟預測的基礎上完成以下可行性分析內容,為決策提供參考:

(a) 市場研究,包括產品的市場調查和預測研究,這是可行性分析的先決條件和前提,是項目成立的重要依據。

(b) 技術研究,即技術方案和建設條件研究,從資源投入、建設地址、技術、設備和生產組織等問題入手,這是可行性分析的技術基礎,它決定了投資項目在技術上的可行性。

(c) 效益研究,即經濟效益和社會效益的分析和評價,它是決定項目投資命運的關鍵,因此也是固定資產項目可行性分析的核心部分。

(3) 要對項目進行合理分類,以便運用恰當的分析論證方法得出正確的結論。企業的固定資產投資不僅僅局限于產能的增加,還包括更新改造、新技術新設備的應用、大修理支出等,其效益的計量方法各不相同,所采用的評價和判斷標準也不同,因此要運用正確的論證工具和手段。

(4) 運用科學的分析論證方法,對投資進行經濟效益判斷。市場研究和技術論證一般運用的是定性分析或定性與定量相結合的方法,而經濟效益預測則必須以定量分析為主,“用數字說話”。目前通常采用的分析方法和評價指標有:

(a) 凈現值法:指投資項目在投資期內各年的現金流量的現值與初始投資額的差額。在多個方案的非互斥選擇中,應按凈現值的大小來排列;在互斥方案的比較中,應選擇凈現值最大的方案。

(b) 內涵報酬率法:指能夠使未來現金流入的現值等于未來現金流出的現值的貼現率。在非互斥的方案中,應按內涵報酬率超過資本成本率或必要報酬率的多少進行決策;在互斥方案選擇時,超過資本成本率或必要報酬率最大的方案為佳。

(c) 現值指數法:指投資項目未來各期凈現金流入的現值與初始投資額現值之比,又稱貼現后收益―成本比。如果此指標大于1,則說明項目可行,在互斥方案比較中,選擇指數最大者。

上述方法是考慮了資本時間價值的分析評價方法,是分析和判斷項目可行性的主要方法和指標,其中內涵報酬率和現值指數都是相對指標,沒有考慮項目所需投資的絕對值,因此必須結合凈現值和投資規模等綜合評判。

(d) 回收期法:指投資引起的現金流入累積到與投資額相等所需要的時間,主要用來測定方案的流動性而非營利性。

(e) 會計收益率法:指投資項目壽命周期內的年平均投資報酬率,一般用于項目可行性的初步判斷。

以上兩種方法都沒有考慮貨幣的時間價值,只能作為分析判斷的輔助方法使用。

2、 必須堅持編制年度資本性支持預算,以預算控制投資額度和節奏。企業每年要根據中長期戰略規劃和年度經營目標,結合上述可行性分析和年度融資規模等因素,合理安排固定資產投資預算,并根據經營計劃和融資計劃,控制投資節奏,防止出現資本性支出占用流動資金的現象,從而影響正常經營。

3、 要加強固定資產投資項目的審計制度,強化責任意識。為了提高固定資產投資的效益和效率,加強投資項目在論證、決策、執行等環節的管理力度,應大力開展投資項目的內部審計,揭示和暴露投資決策和實施過程中存在的問題,并按制度進行獎懲,從而強化所有投資參與者的責任和風險意識,規范投資程序,提高投資效益。

二、 固定資產的購置管理

在固定資產投資項目的實施階段中,購置是非常重要的環節,,一方面購置價值將形成固定資產的成本,從而影響到未來資產的盈利水平,另一方面,購置進度也將決定著固定資產能否按計劃投入使用,占領市場。因此,在這一階段,重點要做好以下幾項工作:

1、 要建立招投標制度,以科學的方法規范資產的購置,降低購置成本。

在固定資產投資建設中,實行采購招標是實現降低建設成本、抑制不軌行為、加強項目質量控制的有效手段。固定資產投資建設的招標方式主要分為公開招標、邀請招標和議標三種。

(1) 公開招標,又稱無限競爭性招標,是由招標人通過大眾媒體公開招標公告,凡符合規定條件的不特定供貨方均可自愿參加投標。

(2) 邀請招標,又稱選擇性招標,是由招標人根據掌握的信息資料,向被認為有能力承擔供應任務并經預先選擇的特定供應方發出邀請書,要求他們參加采購的投標競爭。

(3) 議標,又稱談判招標,是由招標人選擇兩家以上的供應方,以議標文件或擬議合同草案為基礎,分別與其直接協商談判,選擇滿意的一方,達成協議。

(4) 企業要根據擬購置資產的數量、價值、技術要求以及市場供應狀況,進行合理選擇:

(a) 基本建設和通用要求的設備儀器等產品一般要公開招標,有利于在公平競爭機制下選擇性價比最佳的投標方中標。

(b) 有較高技術要求但存在多個供貨渠道的產品一般要邀請招標,在滿足實際要求的條件下實現既能保證建設質量、又能降低投資成本的投標方中標。

(c) 有特殊技術要求且供貨渠道較少的產品則按議標方式進行,但在操作過程中一般投標方不得少于兩家。

(d) 特定產品(包括獨家生產產品)在建設過程中會經常遇到,雖不具備招投標的條件,但為了保證建設質量和降低投資成本,應參照議標的方式,納入建設單位和企業的采購招標管理體系進行管理。

2、 重視采購合同的審核,防止因合同規定不明確或不專業而導致的糾紛或損失。通過招投標等方式選擇了恰當的供應商后,雙方簽訂的采購或建設合同,應該經技術、法律和財務等人員審核把關,而不能僅僅依賴法律人員的審核。要通過合同約定,把資產購置的數量、價格、技術細節、購置或交貨周期、支付進度和條件以及質量保證、技術和操作培訓等等給予明確,從而規范供需雙方的責任與義務,為今后的驗收、質量監督等提供合法的基礎。

3、 要嚴格執行資產的驗收程序,確保購置資產的數量和質量。要成立由采購、使用、技術、管理等部門組成的專門小組對購置的資產進行驗收,保證資產在技術、工藝、交期上符合要求,并提供了合同約定的人員培訓、測試材料和免費配件等,滿足資產及時投入使用的需要。

4、 要利用現代化的項目管理技術,比如關鍵日期表、甘特圖、前導圖法(PDM)和關鍵路線法(CPM)等,提高對固定資產購置時效性的管理,準確地把握購置進度,保證固定資產按計劃投入使用,為企業創造效益。要堅決杜絕由于管理不善和控制失當、項目建設期過長而導致喪失市場機會,產品競爭力下降的情況,更不能產生“爛尾”工程和“雞肋”項目。

三、 固定資產日常管理的重要環節

1、 要真正建立固定資產的二級管理員制度,加強基礎管理。各級資產管理機構要配備專門的資產管理員,規范其崗位職責,嚴格考核,落實到位。資產管理員要重點做好固定資產卡片和臺帳的完善和及時更新、嚴格執行固定資產管理的各項規章制度和及時報告、反饋資產的使用和保養情況等工作,為強化資產管理打好基礎。

2、 必須制定切實可行的固定資產定期維護保養制度和計劃,并嚴格執行,降低因資產故障、損壞等帶來的維修成本和產能損失等。要杜絕“以修代養” 的舍本逐末行為,堅持固定資產的定期保養制度,嚴格按計劃執行,降低損失和成本。

3、 要認真核查資產盤點和清查結果,分析資產質量并采取相應措施盤活資產。許多企業雖然建立了固定資產的定期盤點制度,按時盤點,但往往流于形式,使盤點淪為單純的數量核對工具,沒有發揮盤點對清查資產使用狀況和清理資產的作用。因此,企業要重新審視自身的盤點流程,在核對數量的同時,重點加強對閑置、損壞、毀損等資產進行審查、分析,并綜合使用部門和技術部門的意見,提出諸如技改、維修、轉讓、報廢等建議,盤活資產,杜絕浪費。

4、 必須培養風險防范意識,樹立風險控制機制,堅持給固定資產投保。由于風險意識不強或存在僥幸心理,企業常忽視固定資產投保這一重要的風險規避手段;一旦遭遇天災人禍,往往帶來無法挽回的損失。因此,企業管理者必須樹立風險管理和控制意識,通過與專業保險公司合作,結合企業的資產特點,為企業量身定做一套成本與風險相宜的財產險方案,從而為企業的生存和持續發展戴上“護身符”。要特別關注企業的附屬設施、在建工程、裝飾裝修和設備附屬物等“隱性”資產,在保險方案別關注,防止潛在損失。

本文通過論述固定資產管理過程中的幾個重要環節,重點討論了如何加強固定資產管理的投資管理、購置管理、日常管理等,試圖為企業的固定資產管理實踐提供切實可行的方法和手段,從而提高企業資產管理水平,提升固定資產投資的效益,防范資產管理中的潛在風險。

參考文獻:

[1] 莊嚴明.如何加強固定資產管理.審計文摘,2005;8

[2] 湯炎非,楊青.可行性研究與投資決策.武漢:武漢大學出版社,1998

[3] 徐俊菊.論我國企業內部會計控制.商場現代化.2007;3(上)

第7篇：固定資產投資指標意義范文

[關鍵詞]固定資產投資證券投資決策方法

投資是企業重要的財務活動之一，它通常是指企業將一定的財力和物力投入到一定的對象上，以期在未來獲取收益的經濟行為。投資活動可以按多種標準進行分類，其中按投資方式的不同可分為直接投資和間接投資，直接投資又稱為實物投資，是指直接用現金、固定資產、無形資產等進行投資，直接形成企業生產經營活動的能力。直接投資往往數額大，回收期長、與生產經營聯系緊密。

間接投資一般也稱為證券投資，是指用現金、固定資產、無形資產等資產購買或取得其他單位的有價證券（股票、債券等）。

固定資產投資的規模大小和技術的先進程度、證券投資的規模大小和投資對象的合理性，在很大程度上決定了企業經營和發展的潛力，因此，對固定資產投資和證券投資決策方法的研究和使用對企業的生存和發展都具有十分重要的意義。

一、固定資產投資決策

1、固定資產投資決策方法。如前所述，固定資產投資直接影響企業的生產經營規模，由于它投資數額大、投資回收期長、一經決策和實施就難以改變，因此固定資產投資決策成敗與否后果深遠。實務中，企業在進行固定資產投資決策時，一般都要提出幾種投資方案，進行反復比較后從中選取最佳或最合理的方案，這就需要運用凈現值法、內含報酬率法、現值指數法、投資回收期法、平均報酬率法等投資決策方法，但現行財務管理理論和實踐對固定資產投資主要采用凈現值(簡稱NPV)法。所謂凈現值是指投資方案的未來現金流人量的現值和現金流出量的現值的差額。用公式可表達為：

NPV=∑CIt／(1+i)t—∑COt／(1+i)t

其中：CIt表示第t年的現金流入量；COt表示第t年的現金流出量；i表示預定的折現率。

凈現值法的決策規則是：在只有一個備選方案的采納與否決策中，凈現值為正者則采納，凈現值為負者不采納；在有多個備選方案的互斥選擇決策中，應選用凈現值是正值中的最大者。

2、對固定資產投資決策方法的說明。不難發現，凈現值法與其他方法相比具有以下優點：

(1)凈現值法考慮了資金的時間價值，能夠反映各種投資方案的凈收益，即以各種投資方案收益的大小作為投資決策的依據，因此是一種較好的方法。

(2)凈現值法與企業的財務管理目標相一致。投資方案的凈現值就是該方案能夠給企業增加的價值，因此要實現企業價值最大化這一目標，就必須在多種備選方案中選擇凈現值最大且不小于零的投資方案。

因此，現行企業財務管理工作中主要采用凈現值法進行固定資產的投資決策。

二、證券投資決策

1．證券投資決策方法。證券投資決策的目標就是將投資收益和投資風險風險聯系起來，對二者進行權衡后選擇最為合理的證券進行投資。因此，證券投資決策主要是討論如何在規避風險的基礎上最大限度地獲取證券投資收益，這就是著名的投資組合理論。投資組合理論最初由馬考維茨(HMarkowitz)于20世紀50

年代創立，后經威廉•夏普(WSharpe)等人發展，主要運用證券投資回報率的期望值E和系統風險系數β兩個指標表示一個證券(或證券組合)的投資價值，以此為基礎的分析被稱為“E—β”分析。

證券投資組合的風險可以分為兩種性質完全不同的風險，即系統風險和非系統風險。系統風險又稱為不可分散風險或市場風險，是由于一些會影響到所有公司的因素如戰爭、通貨膨脹、經濟衰退、金融危機、國際市場的變化引起的風險。這些因素對任何企業來說，都是不可避免的；非系統風險又稱為可分散風險或公是指發生于個別公司的因素如新產品開發失敗、失去一項重要合同、重大項目投標的失敗、競爭對手的出現、生產工藝技術的老化等所造成的風險，此類風險可以通過多元化的投資來分散或消除。

2．對證券投資決策方法的說明。資本市場理論和實踐研究表明，證券的回報率和系統風險之間存在著很高的相關性，即風險與收益對等，高風險可以用高回報來補償，而低風險則伴隨著低回報。在完全有效的資本市場中，證券的價格反映其價值，證券的價格在任何時刻都應與其價值相符，因此購買或出售證券只能獲得與該證券的系統風險相一致的回報率。也就是說，證券投資的凈現值等于零。因此證券投資決策不能用凈現值作為評價指標，而應采用“E—β”分析法。

綜上所述，對固定資產投資與證券投資決策方法的差異歸納為以下幾點：

(1)現行企業財務管理理論和實踐對固定資產投資決策主要采用凈現值(NPV)法，而對證券投資決策則采用回報率與風險(E—β)分析法。

(2)只有當固定資產投資方案的凈現值不小于零時，才有可能接受該方案，而證券投資方案的凈現值一般為零。

(3)由于證券市場的競爭性遠遠高于產品市場，使得證券市場能夠迅速達到競爭性均衡狀態，因此，證券投資的平均租金高于零；而產品市場或者因為存在壟斷和寡頭，或者因為某個或某些企業的創新而使得該行業調整到競爭性均衡狀態還需要一定的時間，所以固定資產投資可以賺取經濟租金。

三、原因分析

1．從資本資產定價模型的角度來看。上面的分析似乎表明固定資產決策和證券投資決策是兩種截然不同的決策類型，其實并非如此，兩者實際上都使用資本資產定價模型來量化風險。

威廉•夏普1964年開創的資本資產定價模型(CapitalAssetPricingModel，簡稱CAPM)被認為是財務管理學形成和發展中最重要的里程碑，它的出現第一次使人們能夠對風險進行定量分析。這一模型為：

Kj=Rf+βj(Km—Rf)。

式中：Kj表示第j種股票或第j種證券組合的必要報酬率；Rf代表無風險報酬率；βj表示第j種股票或第j種證券組合的β系數；Km表示所有股票或所有證券的平均報酬率。

可見，資本資產定價模型簡單、直觀地揭示了證券的期望報酬率與風險之間的關系。

例：當前的無風險報酬率為6％，市場平均報酬率為12％，A項目的預期股權現金流量風險大，其值β為1．5；B項目的預期股權現金流量風險小，其β值為0．75，則：

A項目的必要報酬率=6％+1．5×(12％—4％)=18％

B項目的必要報酬率=6％+0．75×(12％—4％)=12％

因此，資本資產定價模型是證券投資分析的直接工具，應用資本資產定價模型可以直接預測證券投資組合的期望報酬率；而在固定資產投資決策中，資本資產定價模型同樣發揮作用，即可以用于估計固定資產投資方案的機會成本，固定資產投資方案的風險越大，資金的機會成本也就越大。如果固定資產投資方案的凈現值大于零，就說明該固定資產投資方案的期望報酬率大于資金的機會成本。

因此，無論是固定資產投資決策還是證券投資，資本資產定價模型都是一個有效的工具，所不同的是，在證券投資決策中，資金的機會成本就是該證券投資的期望報酬率；在固定資產投資決策中，用估計的資金機會成本作為折現率對固定資產投資方案的預期現金流量進行折現，計算其凈現值，并根據計算結果的大小對投資方案作出取舍。

2．從經濟租金和有效資本市場假說的角度來看。

第8篇：固定資產投資指標意義范文

關鍵詞：固定資產投資；國內生產總值；經濟增長

中圖分類號： F2 文獻標識碼：A 文章編號：16723198（2014）17001702

不論是在理論研究或者是在具體的經濟增長的實踐中，相比于勞動力、知識積累、技術進步及制度創新等其他要素而言，資本積累在經濟社會發展中扮演著不可替代的角色。我們可以發現，在經濟學經典著作中對經濟增長的理論研究不計其數，其中大部分經濟學家或者學者都將資本積累作為刺激經濟增長的必不可少的因素。其中，固定資產投資是社會固定資產再生產的主要手段，作為資本積累的重要途徑，對經濟增長作用更為直接和顯著，是經濟增長的原動力，在經濟發展過程中起著舉足輕重的作用。因而一直作為各國政府實現經濟增長目標的首要手段，是宏觀調控的切入點和著力點。固定資產投資與經濟增長并不是決定者與被決定者的關系，固定資產投資的增加通過投資的兩大效應作用于經濟增長，即需求效應和供給效應；相反，經濟增長的速度和水平決定著GDP中用于投資的規模和水平，亦即經濟增長為投資的擴張提供了良好的資金支持和物質保障。

1 文獻綜述與問題的提出

改革開放以來，我國國民經濟快速發展，并取得了舉世矚目的成就。如圖1所示，2012年我國國內生產總值為518942.1億元，與1990年相比超出約50萬億元；固定資產投資的增長也較為迅速，與經濟增長的趨勢總體保持一致，由1990年的4517億元迅速增至2012年的374694.74億元。

圖1 1990-2012我國GDP和固定資產

投資FI時間趨勢圖（單位：億元） 目前來說，相關資料文獻大部分運用計量經濟學Granger因果關系檢驗的方法下分析了固定資產投資和經濟增長之間的關系，并形成了較統一的三種看法：（1）投資是經濟增長的決定因素，沒有投資就沒有經濟的增長；（2）經濟增長是資本形成的決定因素，快速的資本形成是由快速的經濟增長水平決定的；（3）固定資產投資與經濟增長之間存在相互影響的關系。這些建設性的觀點有利于我國固定資產投資和經濟增長之間關系的模型建立，也為我們在分析固定資產投資對我國經濟增長的貢獻方面提供了理論上的支持和方法論的依據。

2 理論基礎和模型的構建與分析

2.1 理論基礎

根據宏觀經濟學國民收入核算體系，用支出法核算一個國家的國內生產總值時，通常會用消費，投資，政府購買和凈出口等指標來綜合衡量。固定資產投資在社會總投資中所占比重較大，其對經濟增長的貢獻率較其他形式的投資而言是巨大的。根據投資與經濟增長之間的關系西方經濟學中主要介紹了投資乘數理論、加速原理等。投資乘數理論由英國經濟學家卡恩提出，凱恩斯加以利用，該理論認為投資的增長將會引起擴大的數倍的GDP的增加。加速原理由法國經濟學家阿夫塔利昂提出，該理論認為當產量或收入增加時，投資是加速增加的。“投資乘數理論”與“加速原理”所要說明的問題側重點雖有不同，但本質上都說明了投資與經濟增長的關系，只不過是“投資乘數理論”說明了投資的輕微變動何以會導致收入發生巨大的變動，而“加速原理”則說明了收入的輕微變動也會導致投資發生巨大變動。

對于某一個的國家而言，投資乘數和加速數在不同時期是不同的，究竟是投資乘數占主導地位還是加速數占主導地位，就需要具體問題具體分析。本文選擇我國1990-2012年的相關數據，通過擬合計量模型，以此來確定該時期內是投資乘數理論發揮了較大的作用還是加速數原理發揮了較大的作用。

2.2 模型構建與數據分析

2.2.1 數據來源

經查閱《中國統計年鑒2013》（1990-2012）得到相關數據。本文采用GDP（國內生產總值）作為衡量我國經濟增長的指標，FI（固定資產投資，Fixed Investment）作為衡量我國固定資產投資的指標，以1990年的不變價格進行折算，消除價格因素對GDP和FI的影響，以此來更好地反映數據之間的的相關性。

2.2.2 模型的估計、檢驗與調整

（1）葛蘭杰（Granger）因果關系檢驗。

通過Granger 因果關系檢驗可以看出，當顯著性水平α=0.05，取滯后長度為1、2、3、4時，均拒絕原假設，即近些年來固定資產投資均是經濟增長的原因，前者一定程度上決定了后者。

（2）數學模型的建立。

①初步建立模型

圖2 1990-2012年我國國內生產總值y

與固定資產投資x相關圖 如圖2相關圖表明，國內生產總值y與固定資產投資額x存在較明顯的曲線關系。因此現將函數初步設定為對數模型，本文對固定資產投資額x進行自然對數變換，用lnx來表示，即：

t=β0+β1lnxt+εt

其中t為地區生產總值，xt為固定資產投資額，εt為隨機誤差項。由EViews最小二乘計算結果可知：

t=-71729.04+11022.17lnxt

T=（-13.4975）（20.9724）

R2=0.9544 2=0.9523

DW=0.4952 F=439.84142

②模型的檢驗。

1）經濟意義的檢驗。從回歸結果可以看出，lnxt前的系數為正值，這與理論分析和經驗判斷相一致。即在其他條件不變的情況下，當年固定資產投資x每增加1%，國內生產總值y將平均增長110.2217億元。

2）統計推斷檢驗。從回歸結果看，可決系數R2=09544，這說明模型對樣本的擬合很好，即我國國內生產總值變化的95.44%都是由固定資產投資決定的；系數顯著性檢驗：給定α=0.05，查t分布表，在自由度為n-2=21時得臨界值2.080，由于解釋變量的t值大于臨界值，所以固定資產投資對國內生產總值有顯著影響。

3）計量經濟學檢驗。取顯著性水平α=0.05，觀察DW值可以看出，因為n=23，k=2，取顯著性水平α=0.05時，查表得dL=1.257，dU=1.437，而0

表1 對數模型的偏相關系數檢驗

從中可以看出，對數模型的第1期偏相關系數的直方塊超過了虛線部分，存在著一階自相關。也驗證了DW檢驗的結果，我們考慮采用廣義差分法進行調整。

（3）自相關性的調整。

加入AR項后，可以發現估計過程經過8次迭代后收斂：ρ1的估計值分別為0.7556，并且t檢驗顯著，說明對數模型確實存在一階自相關性。調整后模型的DW=1.5079，n=23，k=2，取顯著性水平α=0.05時，查表得dL=1.257，dU=1.437，而dU

t=-62461.12+10213.50lnxt

t=（-3.9238）（6.8877）

R2=0.9777 2=0.9754

DW=1.5079 F=417.2563

模型2的擬合優度較模型1變大了，F檢驗也是高度顯著的。這里，解釋變量、常數項的t檢驗值都比較大，顯著性概率都小于0.05，因此模型2較模型1更為合理。

3 結論與政策建議

可以看出，通過上述擬合的回歸方程，能夠說明投資的乘數理論在我國經濟增長的具體實踐中是適用的。因此，在今后較長的一個時期內，我國還應繼續將固定資產投資作為拉動經濟增長的首選方式和手段，但是我們更應該看到人們更多是關注投資的規模而不是投資的結構，因此，如何使投資資源更加合理地配置和如何使投資資源的效率得到提高是我們下一步應該具體研究的問題。我認為主要從三個方面考慮：

（1）控制投資規模，優化投資結構。首先，維持一定的投資總量，以此來適應經濟增長對投資規模的續修；其次要時時刻刻維護好投資增長的協調性和穩定性，為提高投資的使用效率和優化投資結構做好投資發揮作用的過程準備。通過拓展多元化融資渠道，積極推進投融資體制改革來改善固定資產投資結構，提高固定資產投資的需求效應。

（2）投資不可持續，實現多元增長。在過去的幾十年里，我國經歷了一個高投資和高增長的時期，這種方式的投資無可厚非給經濟增長帶來了巨大的動力支持，然而我國不能過分依賴于投資的增長來拉動經濟增長，否則勢必會對經濟發展產生不良的后果，因此在以后相當長的時期內必須轉變經濟增長方式，推行經濟增長方式由依賴投資實現經濟增長逐漸向以消費和出口為導向的經濟增長方式轉變。

（3）轉變政府職能，統籌協調發展。政府應充分履行其經濟職能，合理引導資金的流向，通過法律和行政手段對不合理的投資規模進行一定的約束，盡量減少一系列的重復建設和盲目投資。另一方面，在保證政府投資規模不斷擴大的同時，應統籌各方面的因素，不斷加大對基礎設施建設的資金投入，為我國經濟增長提供良好的發展環境。

總而言之，固定資產投資在促進經濟增長方面發揮了巨大的作用。當然，我們也要看到在不斷擴大固定資產投資規模的同時也存在諸多的問題，我們要時刻以科學發展觀為指導，正確認識和處理社會經濟發展存在的矛盾和問題，最終實現可持續發展。

參考文獻

[1]王宇新.我國固定資產投資與經濟增長之間的關系[J].合肥工業大學學報（自然科學版），2009，（8）：1214.

第9篇：固定資產投資指標意義范文

關鍵詞：蘇北地區；居民消費；經濟增長

中圖分類號：F127 文獻標識碼：A 文章編號：1001-828X（2014）011-000-02

江蘇是中國經濟發達地區之一，無論是經濟總量，還是人均經濟指標都排在全國前列。但是江蘇經濟發展呈現“南高北低”的差異，因此江蘇經濟問題無論是在統計上還是理論研究上都按照經濟發展水平的差異分為蘇南、蘇中和蘇北三個區域。根據江蘇省統計年鑒，蘇北區域為徐州、淮安、鹽城、連云港和宿遷五個地級市區域。過去十余年中，蘇北的經濟發展較為迅速，充分發揮后發優勢，增長率穩居全省前列。各項數據表明，蘇北處于工業化中后期，處于欠發達地區向發達地區轉變的過程中。對蘇北這樣具有典型意義區域，進行居民消費對經濟增長的影響的研究有重要的借鑒意義。

一、文獻回顧

居民消費與經濟增長關系的研究文獻較為豐富。從研究方法看，大部分文獻應用定量研究的方法；從研究對象看，主要研究居民消費或將居民消費分為城鎮居民消費和農村居民消費與經濟增長的關系；從研究的地域范圍看，大部分文獻從全國的角度分析消費的影響，也有部分文獻選取某個省份作為研究對象。

關于居民消費推動經濟增長的代表性觀點。根據我國經濟增長的需求結構分析，提高城鄉居民購買力水平是擴大內需的關鍵（國家統計局課題組，2002），經濟增長應從投資主導型向居民消費社會投資雙拉動型轉換（范劍平，2003），特別是全社會消費增長應該予以更多重視（劉偉、蔡志洲，2004）。實證研究表明我國居民消費增長和我國國內生產總值高速增長保持聯動關系（梁、陳維娜，2009）。因此，應采取有效措施來擴大居民消費，尤其是擴大農村居民消費發揮其對經濟增長應有的拉動作用（李銀秀，2014）。

關于居民消費促進產業結構升級和經濟轉型發展的代表性觀點。投資率偏高而消費率偏低會直接影響居民消費需求的擴大，影響消費結構和產業結構的優化以及經濟增長 （尹世杰，2006），應發揮消費的導向和帶動作用，擴大消費需求，提高居民消費層次和質量，促進消費結構優化，從而促進產業結構優化與升級（張貢生、呂良宏，2006）。如改進居民消費增長的制度（劉東皇，2010），促進我國經濟由投資主導向消費主導的經濟轉型（遲福林，2012）。

關于居民消費對經濟影響的實證研究文獻。實證研究方法主要是單位根檢驗、格蘭杰因果檢驗、協整檢驗和誤差分析等方法（徐曉麗，2012）；部分文獻基于省際面板數據，構建了非參數面板數據模型，刻畫了政府消費、居民消費與經濟增長關系的動態演進趨勢（段景輝，2013）；也有運用協整分析和向量自回歸模型對兩者之間的關系進行了實證分析（孫亞靜，2014）。

關于農村消費對經濟增長影響的研究。農村居民消費是拉動經濟增長的一個重要因素。有學者認為農村消費不足導致消費升級不快是制約我國經濟增長的重要因素（李明賢，2006），而農村居民消費的增長對人均GDP的影響要大于城鎮居民消費增長的影響（姜惠芬，2008），通過建立VAR模型進行實證分析的結果表明農村居民消費有力的推動了我國經濟增長（高月梅，2012）。

通過上述文獻回顧可以看出，現有研究普遍認為消費對經濟增長和產業結構轉型具有重要意義，極大的豐富了該領域的理論研究，但是也存在不足。首先定性研究文獻中缺乏實證的支撐。其次，實證研究普遍對變量的選擇過于少，很難精準的探討消費對經濟增長的影響。第三，已有研究大部分關注的全國或者部分省份的較大區域的考察，缺乏對省內部分區域的考察。鑒于此，本文選擇處于欠發達地區向發達地區轉型過程中具有典型意義的蘇北區域作為研究對象，并將居民消費分為城鎮居民消費和農村居民消費兩個部分，引入固定資產投資作為控制變量，應用面板數據模型分析居民消費對經濟增長的影響。

二、實證研究

（一）模型與變量選擇

根據統計口徑和經濟發展的階段性，蘇北地區主要為徐州、淮安、鹽城、連云港和宿遷五個地級市區域，因此本文選擇面板數據模型進行實證研究。

文章旨在研究蘇北居民消費對經濟增長的影響，而居民消費又分為城鎮居民消費和農村居民消費。因此本文研究選取以下四個指標變量：地區生產總值、城鎮居民消費、農村居民消費和固定資產投資。

（二）數據來源及處理

各變量初始數據來源于歷年《江蘇統計年鑒》中蘇北區域各項經濟指標數據。考慮數據的可得性和一致性，本文數據選取的期間為2000-2012年，并將2000年設定為研究基期。

為滿足模型研究的需要，有必要對數據進行處理。首先，地區生產總值使用常住人口人均地區生產總值（Y），并以2000年為基期的CPI指數剔除價格因素影響；其次，人均城鎮居民消費（UC）由統計年鑒中直接獲得，以2000年為基期的城鎮CPI指數剔除價格因素影響；第三，人均農村居民消費（RC）由統計年鑒中直接獲得，以2000年為基期的農村CPI指數剔除價格因素影響；第四，人均固定資產投資（I）由固定資產投資總額除以對應年份的常駐人口總數獲得，并以2000年為基期的固定資產價格指數剔除價格因素影響。最后，為減少數據非線性變化對實證分析的影響，對上述四個指標取自然對數，即得到本文研究的變量：LNYit、LNUCit、LNRCit和LNIit。本文使用Eviews8進行實證分析。

（三）面板數據的單位根檢驗

本文采用Levin， Lin & Chu t*單位根檢驗面板數據的平穩性。根據線型圖和散點圖判斷四個數據序列皆為含截距項和趨勢項的序列。經檢驗，在10%臨界值水平上，四個序列都為含截距項和趨勢項的原序列平穩（見表1）。

表1 面板數據的Levin， Lin & Chu t*單位根檢驗結果

變量 檢驗形式（C，T，L） 統計量 概率值 10%臨界值

是否平穩

LNYit

LNUCi

LNRCi

LNIit （C，T，0）

（C，T，0）

（C，T，0）

（C，T，0） -2.37635

-2.78220

-1.49451

-14.2063 0.0087

0.0027

0.0675

0.0000 平穩

平穩

平穩

平穩

注：檢驗類型（C，T，L）分別表示單位根檢驗方程包含截距項、趨勢項及滯后階數，N表示不包含C或T。

（四）實證模型選擇

通常有三種形式面板數據模型：混合模型、固定效應模型和隨機模型。模型選擇與設定過程如下：

1. 通過似然比檢驗，摒棄混合模型。

先建立固定效應模型，然后選擇固定效應模型-似然比檢驗。該檢驗的零假設是固定效應模型是冗余的，若概率值大則接受零假設，選擇混合模型，若概率值小則拒絕零假設，摒棄混合模型。固定效應模型-似然比的檢驗結果見表2，概率值小于1%，拒絕冗余，于是摒棄混合模型。

表2 固定效應模型似然比檢驗結果

Test cross-section fixed effects Statistic d.f. Prob.

Cross-section F

Cross-section Chi-square 6.878477

25.601216 （4，57）

4 0.0001

0.0000

2.進行Hausman檢驗，確定選擇隨機效應模型。

先建立隨機效應模型，然后選擇隨機效應模型-Hausman檢驗。該檢驗的零假設是隨機效應模型成立，若概率值大則接受零假設，選擇隨機效應模型，若概率值小則拒絕零假設，摒棄隨機效應模型。隨機效應模型-Hausman檢驗結果見表3，概率值較大，為0.7152，接受零假設，即選擇隨機效應模型。

表3 隨機效應模型-Hausman檢驗結果

Test cross-section

random effects Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f Prob.

Cross-section random 1.359026 3 0.7152

（五）實證結果及分析

根據隨機效應模型分析，面板數據的回歸結果如下：

， ，

從上述面板數據的回歸分析結果可以看出：各個參數估計值的t

由回歸方程的各個解釋變量的系數可以得出：城鎮居民人均消費增加1%，可以拉動人均產出增加0.773439%；農村居民人均消費增加1%，可以拉動人均產出增加0.548853%；人均固定資產投資增加1%，可以拉動人均產出增加0.126552%。

三、結論與建議

（一）結論

本文選擇蘇北地區的人均產出、城鎮居民人均消費、農村居民人均消費和人均固定資產投資四個指標，應用面板數據模型，以2000年為基期，運用2000-2012年的相關數據分析四個指標因素對蘇北經濟增長的影響。由實證結果可以看出，城鎮居民人均消費、農村居民人均消費和人均固定資產投資對人均產出彈性依次減弱。其中城鎮居民的人均消費對人均產出的貢獻遠大于農村居民人均消費，更是人均固定資產投資的產出彈性的數倍。這為蘇北地區經濟發展轉型提供了實證支持。

（二）建議

第一，對比消費和固定資產投資的產出彈性，蘇北經濟增長方式應由投資驅動轉向消費驅動。投資在過去十余年的高增長，有效的帶動了蘇北經濟的增長。特別是蘇北作為欠發達地區的典型，大量的投資完善了當地的基礎設施，如交通、城市建設等。但是持續的固定資產投資對產出貢獻的邊際效應逐漸遞減。實證結果表明投資的產出彈性已經較弱。而消費的產出貢獻的邊際效應較高，遠遠大于投資的產出貢獻。因此，蘇北地區的經濟發展應及時根據發展的實際作出調整，構建以消費為驅動的經濟增長模式。

第二，對比城鎮居民消費和農村居民消費的產出彈性，蘇北地區應加快城鎮化，提高城鎮消費所占比重。蘇北地區的城鎮化率增長較快，但是與發達的蘇南地區相比還存在較大的差距。特別是蘇北的城鄉二元結構還沒有實現根本性的轉變。實證結果表明城鎮居民人均消費比農村居民人均消費對人均產出的彈性要大。因此，蘇北地區的經濟發展和結構轉型還需依托城鎮化實現。

第三，調整政府支出結構，提高居民的社會保障水平。目前蘇北地區的固定資產投資中，有較大一部分是政府主導的基礎設施投資。而過度的基礎設施投資不但導致投資效率降低，也使得政府在提高當地居民的社會保障水平方面捉衿見肘。因此，蘇北地區政府應調整支出結構，放緩基礎設施投資的同時提高居民的社會保障水平，鼓勵消費，以實現經濟的良性可持續發展。

參考文獻：

[1]李艷芳.消費與經濟增長的關系[J].價值工程，2014，30：16-18.

[2]李銀秀.城鄉居民收入、消費與經濟增長分析――以陜西省為例[J].消費經濟，2014.2：33-36.

[3]高彥. 河北省居民消費與經濟增長的協整分析[J]. 河北企業，2014，08：42-43.

[4]段景輝，陳建寶.政府消費、居民消費與經濟增長關系的非參數模型分析[J].商業時代，2013，29：43-45.

[5]李洪英.農村消費對經濟增長影響效應的區域差異研究――基于我國省際數據的面板協整檢驗[J].商場現代化，2010，28：83-84.

[6]陳海燕，張世英.我國經濟增長與居民消費的面板協整檢驗[J].統計與決策，2006，18：67-70.