论固定资产投资与经济增长的关系

论固定资产投资与经济增长的关系（共15篇）

论固定资产投资与经济增长的关系 篇1

【摘 要】投资、消费和出口是拉动我国经济增长的三驾马车，可见投资是影响经济增长的基本要素之一，对经济持续、协调、稳定发展起着重要的推动作用，本文通过对胶州市近年来固定资产投资与经济增长之间的关系分析，说明投资波动与经济增长之间的重要联系。

【关键词】投资；经济增长；关系

投资、消费和出口是拉动我国经济增长的三驾马车，可见投资是影响经济增长的基本要素之一，对经济持续、协调、稳定发展起着重要的推动作用，本文通过对胶州市近年来固定资产投资与经济增长之间的关系分析，说明投资波动与经济增长之间的重要联系。

一、投资与经济增长的定性分析

从概念上讲，经济增长是指一个国家或地区潜在的国内生产总值或国民收入的增加，投资作为经济增长的原动力，在经济发展过程中起着举足轻重的作用，投资分为固定资产投资和流动资产投资，其中对经济增长起重要作用的主要是固定资产投资，固定资产投资是建造和购置固定资产的经济活动，包括固定资产更新、改建、扩建、新建等活动。

投资和经济增长是相互促进和相互制约的关系，一方面投资对经济增长有着重要的不可替代的贡献，是经济增长的主要动力之一；另一方面经济增长又强烈影响和决定着投资行为，没有投资行为，经济增长就缺乏后劲儿，没有经济增长，投资就成为了无源之水。投资对经济增长贡献可以分为供给效应和需求效应。供给效应是指投资能够增加有效供给，通过投资实现生产规模和生产能力的增加，从而提高有效供给，促进经济增长。需求效应是指投资作为三大需求之一，对经济增长具有强大的拉动作用，投资对经济增长既有供给效应，又有需求效应，既是经济增长的主要动力，又是诱发经济波动的主要因素，具有“双刃剑”的作用。投资应服从和服务于消费，消费产生需求，投资产生供给。我们在处理投资与经济增长关系时，既不能忽视投资对经济增长的作用，又不能盲目的依赖于投资，既要重视投资的需求效应，又要重视投资的供给效应。

二、投资与经济增长的定量分析

本文搜集了1990年以来胶州市固定资产投资总量数据和相应的gdp产生数据，对数据的相关性进行了梳理，从胶州市固定资产投资总量和gdp总量相关性的散点图可见，多数年份的散点都分布在一条直线附近，随着固定资产投资额的逐年增加，胶州市gdp总量也在逐年增长，可以判定固定资产投资和gdp总量之间存在着较强的线性正相关。

从另一个角度看，固定资产投资曲线与地区生产总值曲线的走向基本一致。以下数据为1990年以来胶州市固定资产投资和gdp发展之间的关系，两条曲线大致平行增长，说明两条曲线高度相关。

如果把胶州市每年固定资产投资数据视为变量x，把相应的gdp预测值视为y，则y=1.307x+783175，根据变量之间的关系，通过变量x的变化，可以预测y的数据，为经济建设发展提供一定置信度下的参考性材料。

三、从固定资产投资效果系数和投资率看固定资产投资对经济增长的影响

固定资产效果系数：是指报告期新增地区生产总值与同期固定资产投资额的比率。它是反映单位固定资产投资额所增加的国内生产总值数量的指标。

固定资产投资率：是指一定时间固定资产投资额与同期国内生产总值的比率。这个指标反映的是地区生产总值用于固定资产投资的比例。

下表为胶州市1990年以来固定资产投资与地区生产总值表，并计算了相应的固定资产投资效果系数和当年的投资率。从数据的演变过程，可以看出固定资产投资效果系数随着时间的发展逐步降低，而投资率却大致呈现逐年增大的趋势，尤其两千年以后，胶州市固定资产投资率都保持在两位数，2013年达到了前所未有的78.8%。

首先看固定资产投资效果系数，它反映的是单位固定资产投资的增加，创造出的地区生产总值，从1990年的投资1万元能拉动经济增加15.38万元到投资1万元能拉动经济增长8.42万元的1999年，再到投资1万元，仅能拉动经济增长1.27万元的2013年，胶州市固定资产投资效果系数逐年减少。这反映出了固定资产投资对经济拉动的基本规律，在1990年还算改革开放初期，胶州市经济总量还很有限，消费和出口能力还相当有限，固定资产投资的突然增加，对经济拉动有着举足轻重的作用，这样的过程持续到将近2000年，胶州市的经济总量开始大比例增加，胶州市进入高速发展阶段，居民和政府的消费能力和城市本身的出口能力都在大规模增加，且其增加对gdp的影响超过了投资增加对经济增长速度的影响，致使固定资产投资效果系数在逐年降低。

通过这个表格数据分析，我们可以发现，在经济发展还是一片空白的地区，或者新兴经济带，固定资产投资对经济增长的拉动作用是举足轻重的，甚至是决定性的，但随着该地区的经济发展和壮大，居民消费和政府消费以及出口逐年发展，固定资产投资对经济发展的拉动作用将逐渐削弱，而且从数据上看，消费和出口的增长对经济增长的拉动作用更加快速有效。

总之，固定资产投资与经济增长之间有着十分紧密的关系，固定资产投资的增加有利于经济快速增长，但在发展的不同阶段，投资对经济的拉动作用也有所不同，只有兼顾投资和消费以及出口三驾马车，才能使经济发展朝着更加协调、稳定的方向发展。

论固定资产投资与经济增长的关系 篇2

影响一个国家经济增长的主要因素是投资、消费和净出口三个要素。在现代经济周期理论中, 投资波动一直被认为是导致经济波动的主要原因。在构成GDP的主要成分当中, 消费需求基本保持比较平滑的变化路径, 净出口随着国际竞争的激烈, 它对于经济增长的驱动作用也逐渐降低, 因此GDP中波动性较大的成分主要是投资需求, 投资需求管理已经成为宏观调控的主要政策方式, 投资行为是判断经济周期阶段性的主要依据。

本文选取1981年来的固定资产投资和国民经济生产总值数据 (见表1) , 通过相关分析和时间序列分析论证固定资产投资 (I) 与经济增长之间的关系, 从而为我国解决当前经济问题提供意见和建议。

二、模型的建立

(一) 固定资产投资额 (I) 与GDP的相关分析

利用EXCEL中的相关分析计算1981～2004年固定资产投资I与国民生产总值GDP之间的相关系数, 得出:

R=0.9746591, 因此, 投资与国民生产总值之间存在着密切的相关关系。

为了进一步论证投资对经济增长的影响, 将投资I作为解释变量, GDP作为被解释变量, 建立一元回归方程进行分析, 研究两者之间的相关关系。该回归模型为:

Y=α+βX+μ

方程中α、β为待估系数, μ为随机误差项, 我们利用上述统计数据, 用EXCEL中的回归分析, 对方程进行估计, 可得到有关估计的结果为:

Y=9870.15+2.00*X

(3.7028) (20.4365)

R2=0.9500 F=417.65

其中F=417.65>F0.05 (1, 22) =4.3, 说明方程的总体线性关系在95%的置信水平下成立, R2=0.95, 说明方程的拟合优度较高, 这个方程说明, 我国每增加一亿元投资可以增加2亿元的GDP。

注:资料来源:《中国统计年鉴》

(二) 固定资产投资 (I) 与GDP的时间序列分析

1.由于投资效应具有滞后性, 为了准确说明投资对经济增长的影响, 利用时间序列分析对其进行进一步分析。

这里我们以历年国内生产总值作为被解释变量, 以固定资产投资I为解释变量, 从时间序列分析的角度进行经济计量检验 (样本区间:1981～2004年) , 应用SPSS统计软件进行相关分析, 采用多元滞后分布模型进行经济计量检验, 此时的回归方程是:

GDP=β1+β2I+β3I-1+β4I-2+β5I-3+δ

利用多元回归模型进行统计分析, EXCEL结果显示:除了β1, 其余4个变量的p值均大于0.05, 无法通过检验, 故推断该模型可能存在多重共线性问题, 利用SPSS软件中, 对数据进行逐步回归分析, 来建立国民生产总值的最优回归方程, 输出结果的显示:只有It-2进入了回归方程:

GDP=9866.829+2.908*It-2

(5.130) (30.539)

R2=0.980 F=932.653

其中方程式下括号内的数字表示各回归系数的t检验值。在此回归方程中, 自由度为19, 临界值F0.05 (1, 19) =4.38, 而F检验值为932.653, F>F0.05, 说明方程式总体线性关系在95%水平下显著成立;临界值t0.05=2.262, 而t>t0.05说明变量It-2作为解释变量是显著的;R2=0.980, 说明It-2与GDP之间的拟合优度很高。这一回归方程表明, 固定资产投资对经济的拉动效应, 将会在两年之后体现出来, 并且每增加1亿元的固定资产投资, 将在两年后为国民经济带来2.908亿元的增量。

2.为了进一步分析投资给经济增长带来的效应, 建立对数模型:

lnGDP=β1+β2lnI-2

利用EXCEL进行统计分析, 得出:

lnGDP=3.17+0.81lnI-2

(15.54) (0.81)

R2=0.9847 F=1290.998

在此回归方程中, F值很大, 检验通过, 方程的回归效果显著, 说明解释变量 (滞后两期的固定资产投资) 对被解释变量 (GDP) 的解释程度较高, 总体线性成立, 同时回归方程中的决定系数R2=0.9847, 模型的拟合优度较好。

模型的经济计量分析统计检验基本符合要求, 因此是有效的。模型意味着, 每增加1%的固定资产投资, 可以促进经济增长0.81%。经济计量检验的结果说明, 滞后两期的固定资产投资对经济增长上的需求效应十分明显。

上述方程各项参数均通过了显著性检验, 调整后的R2达到了0.9840, 说明整个方程的解释功能较强。从加入滞后变量的上述模型分析中可以看出:当期投资、滞后一期和滞后三期的固定资产投资对GDP的拉动作用不是很明显, 这可能是因为固定资产投入之后, 通过其所提供的需求拉动对当年GDP做出贡献后, 进入了一个初步发展的时期, 其供给效应还没有开始发挥作用, 所以对当年和滞后一年的GDP贡献还不是很明显, 而三年以后, 固定资产投资的效应对GDP的拉动效应开始下降。经过两年的发展, 其供给效应开始发挥作用是最显著的, 因此在两年后对GDP做出了较大的贡献, 所以滞后两年的投资效应是相当显著的。

三、意见与建议

宏观经济分析表明, 从需求方面看, 经济增长取决于投资需求、消费需求、政府需求和出口需求。投资 (特别是固定资产投资) 对经济增长的拉动作用十分明显。而且, 投资虽然在当年表现为经济增长的需求效应, 但一旦投资形成, 在滞后几年中则可以表现为产出的供给效应。因此, 国家宏观调控部门必须发挥其作用, 制定合理的投资政策, 防止投资过热, 提高投资效益, 改善投资结构, 从而保证我国经济的健康发展。

摘要：纵观改革开放以来我国的经济发展状况, 我们很容易发现, 投资政策, 尤其是固定资产投资在很大程度上影响经济。长期以来我国的经济增长都依靠大量的投资来推动, 本文通过统计数据分析固定资产投资对经济的影响, 从而为我国制定经济政策提供意见和建议。

关键词：固定资产投资,定量分析,经济增长

参考文献

[1]国家统计局.2004中国统计年鉴, 2005.

[2]李子奈.计量经济学[M].北京:高等教育出版社, 2000.

[3]宋廷山等.计量经济学[M].呼和浩特:内蒙古大学出版社, 2003.

论固定资产投资与经济增长的关系 篇3

关键词：固定资产投资 经济增长 回归分析

0 引言

经济发展需要刺激投资需求，最终消费需求的形成也有赖于加大投资力度，投资与消费双管齐下，投资需先行。因此，国民经济的高速增长离不开投资的持续增长。从理论上讲，投资增长率和经济增长率具有一种正向的关联关系。固定资产投资(FAI)是衡量一个国家或地区在一年内在固定资产方面投资总量的指标，它能够以价值形态反映固定资产建造和购买活动的总量，是反映固定资产投资规模、速度、比例关系和使用方向的综合性指标。改革开放以来，固定资产投资快速稳定增长，是经济持续高速发展的主要推动力量。因此，研究固定资产投资和经济增长的关系具有非常重要的现实意义。本文采用协整理论和误差修正模型对固定资产投资和经济增长进行回归分析，并得出相应结论及建议。

1 固定资产投资与经济增长关系的实证分析

1.1 数据的选取 GDP是衡量一个国家或地区经济水平的重要指标和方法。它是指一个国家或地区在一年内所有常住单位生产活动的最终成果的价值形态，所以本文选取国内生产总值指标来研究经济的增长，GDP和FAI两个指标的数据都采用我国1985年至2005年的年度数据，数据来源于《2007年统计年鉴》。

1.2 序列平稳性检验 为了降低数据的波动程度，首先将GDP和FAI两个序列取对数，分别记为lnGDP和lnFAI。根据计量经济学理论，在利用OLS等传统方法对计量经济模型进行检验估计时，如果时间序列为非平稳序列，则容易产生伪回归，从而模型不能真实地反映解释变量和被解释变量的关系。因此，为了防止伪回归，首先对变量的时间序列进行平稳性检验。下面采用ADF方法对该两列时间序列的平稳性进行检验，由表一可以看出，我国1985-2005年度的lnGDP与lnFAI统计量在5%的显著水平下，不能通过ADF检验，为非平稳序列。所以将该两序列作一阶差分变换，分别得到⊿lnGDP和⊿lnFAI。这两个序列的ADF值分别小于10%和5%显著水平下的临界值，所以均为平稳序列，由此可以认为lnGDP和lnFAI均为单整阶数为1的时间序列。

1.3 协整检验和回归分析 对多个非平稳时间序列相互之间稳定性检验，可以用协整来反映。对于数个随机变量而言，协整反映的是它们经过线形组合之后非平稳性程度的变动性质。协整检验可以分为两种：一种是对回归残差的平稳性检验，代表方法是EG两步法；另一种是对回归系数进行整体检验，如Johansen协整检验。由于本文只有两个变量，故本文选用EG两步法进行协整检验。第一步对原序列进行OLS回归，第二步对回归后的残差序列进行平稳性检验，若其残差序列是平稳的，即说明两个变量之间是协整的。

首先对lnGDP和lnFAI进行OLS的回归分析，有如下的模型形式：lnGDP＝2.533657＋0.847008lnFAI（Ⅰ）

（14.32844）（46.35621）

R2=0.991236 AR2=0.990774 F=2148.899 DW＝0.786605

通过DW检验可以看出，方程Ⅰ存在自相关现象，于是对模型引入移动平均项MA（1），MA（2）进行修正，得到模型：

lnGDP＝2.684636＋0.830848 lnFAI （Ⅱ）

（9.080007）（27.42995）

R2=0.995277 AR2=0.994444 F=1194.184 DW＝1.767872

此时模型不但没有自相关，并且没有异方差性，相关系数为0.99553，拟合优度较高，说明固定资产投资和国内生产总值高度相关。第二步对方程Ⅱ的残差进行平稳性检验，以此来判定两变量之间是否为协整关系，若其为平稳序列，则说明两变量存在协整关系，反之则不存在。仍然采用ADF检验，其检验结果如表二。残差的ADF检验统计量值-2.816049小于5%显著性水平下的临界值-1.9602，所以拒绝存在单位根的原假设，即认为残差序列是平稳序列。因此，可以判定lnGDP和lnFAI之间存在协整关系，固定资产投资和国内生产总值之间存在长期均衡关系。固定资产投资的弹性约为0.83，表示全社会固定资产投资平均每增加1%，GDP将增加0.83%。

1.4 模型预测及分析 模型的预测精度好坏是选取模型的重要标准之一，评价模型预测精度的指标有均方根误差（RMSE），平均绝对误差（MAE），平均绝对百分误差（MAPE），希尔不等系数（TIC）等，而最常使用的是平均绝对百分误差MAPE，一般认为如果MAPE的值低于10，则认为预测精度较高，模型显著。下面对本文建立的回归模型Ⅱ进行预测，可得到lnGDP的预测图（见下图一）。从图一可看出，MAPE值为1.64，Theil不等系数为0.009，三个比例项中CP近似为1，说明此次回归的预测精度相当高，预测值接近真实值。2006、2007年我国的固定资产投资额分别是109998.2亿元、137239.01亿元，根据模型Ⅱ对2006、2007年我国的国内生产总值进行预测并与真实值进行对比，结果如下表三。由表三可看出预测值的相对误差较小，模型Ⅱ可以采用。

2 结论及建议

通过分析，我国固定资产投资和国内生产总值之间存在协整关系，两者之间存在长期均衡关系。投资的快速增长直接拉动社会总需求的快速增长，从而带动长期产出水平的快速增长。投资的增长不仅影响当年的产出的增长，而且对下一年的产出影响很大，固定资产投资对经济增长的滞后作用大约为一到二年。因此，在决定固定资产投资率时可以根据上一年投资资金的具体利用情况加以考虑。

尽管近几年来我国固定资产投资一直保持着较快的增长势头，不过面对国际金融危机不断蔓延和加深的严峻复杂形势，物价上涨过快、外需明显减缓以及“热钱”加快流入等需要高度关注的新问题，我国经济又好又快发展增加了不确定性。我国的经济周期本质上是投资周期，固定资产投资的稳定增长是防止经济由偏快转向过热和防止经济过快下滑的关键一环，应时刻注意调整和优化投资结构。

参考文献：

[1]中国发展研究院.中国宏观经济分析[M].天津：南开大学出版社.1997.

[2]中国统计年鉴[Z].北京：中国统计出版社.2007.

[3]陈炳煌.当前投资拉动经济增长中应注意的几个问题[J].龙岩师专学报.2000(6).

[4]周腾等.江苏省固定资产投资与经济增长关系的实证研究[J].华东经济管理.2007(10):8.11.

论人力资本投资与现代经济增长 篇4

人类的发展史和当代的社会实践都已证实,最基本的生产力是人,最重要的`资源是人力资源.21世纪的经济竞争,将是科技的竞争,归根到底是人才的竞争.人力资源在现代经济增长中所起的作用日益明显.随着知识经济时代的不断发展,对人力资本进行投资业已成为每一个国家关注的焦点.本文在对人力资本投资进行一定分析的基础上,来探讨它与现代经济增长的密切关系,并对中国的人力资本投资与现代经济增长问题进行阐述.

作 者：孟坤 杨爱民 MENG Kun YANG Ai Min 作者单位：孟坤,MENG Kun(云南大学工商管理与旅游管理学院,云南,昆明,650091)

杨爱民,YANG Ai Min(文山师范高等专科学校,云南,文山,663000)

论固定资产投资与经济增长的关系 篇5

作者： 发布时间：2009年11月26日

文章来源：

国内生产总值（即GDP，一个国家内的各地区使用该指标时称为地区生产总值）是衡量国民经济发展情况最重要的一个经济指标，它直接反映出了国民经济总量及其内部产业结构，它覆盖了国民经济的各个部门、各个环节，是把握国民经济整体运行情况的基本指标。平常我们常会听到“消费、投资和出口是拉动经济增长的三驾马车”的说法，并把这个投资理解为固定资产投资。那么在一个国家，尤其是在一个地区中，固定资产投资和经济增长也就是GDP的增长到底有怎样的关系呢？

一、GDP可以通过三种方法计算得到

一是生产法，就是从生产的角度衡量所有常住单位在核算期内新创造的价值，也就是总产品中扣除生产过程中投入的中间产品的价值，也即国民经济各行业增加值的总和。

二是收入法，也称分配法，是从生产过程创造收入的角度，根据生产要素在生产过程中创造的收入来反映最终成果的一种计算方法。按照这种计算方法,GDP由全国各行业汇总的劳动者报酬、生产税净额（生产税－生产补贴）、固定资产折旧和营业盈余四部分组成。三是支出法，也称使用法，就是从最终使用的角度衡量核算期内生产的所有货物和服务的去向。按照这种计算方法，GDP由居民消费、政府消费、固定资本形成总额、存货增加以及货物和服务的净出口（出口-进口）五项组成。

二、在核算地区生产总值时，不宜使用支出法,固定资产投资不能简单地直接计入地区生产总值

在实际工作中，各地区核算生产总值时，基本上都是以生产法和收入法这两种方法为基础。从理论上说，只要能掌握一区域内所有生产单位的生产经营数据，就可以采取这两种方法进行生产总值核算。目前，我们就是通过经济普查、定期报表和抽样调查等调查方式，搜集各种单位的生产经营数据，再按照国家规定的核算制度，进行生产总值的核算工作（季度核算时，由于资料不完整，除工业和农业外，主要采用速度推算法。一般来说，市一级地区能够采用比较规范的收入法进行生产总值的核算，市辖区的地区生产总值则要以全市数据为基础按相关比重进行分解）。

再来看支出法，我们平常所说的“拉动经济增长的消费、投资和出口三驾马车”就是从支出角度对GDP概括性的理解，即GDP=消费+投资+净出口。这里的消费包含实物性消费和服务性消费，投资也并不单单指固定资产投资，它包含固定资本形成和存货增加，固定资产投资也只是固定资本形成中的一部分。对一个国家来说，一定时期的固定资产投资可以直接计入GDP，再由进出口数据对其进行必要的核增或核减。而对一个地区来说，与其他地区间的流通也是一种“进出口”，因此，除了要考虑国家间的进出口外,还必须要考虑该地区与本国内其他地区之间的流通，简单地说，地区生产总值=消费+投资+地区间的净流出（地区间流出-地区间流入）+净出口，如果忽略了地区间的流动，就会夸大或缩小本地区生产总值。

例如，我区投资1000万元从某地购入某固定资产，1000万元作为固定资本形成计入我区生产总值；但同时它也是从外地流入，所以要作为流入项扣除，这一增一减，1000万元的投资就从我区生产总值数据中被抵销了。而对某地来说，这1000万元则作为流出项计入当地生产总值，这样，从国家角度来说，这1000万元的投资既不会漏统，也不会被重复计算。

目前，由于地区间的流入流出还没有完善的方法进行准确核算，所以，对一个地区来说，不能简单地把固定资产投资直接计入地区生产总值，一个地区也不适宜采用支出法来进行生产总值核算。

三、固定资产投资对经济增长拉动作用的表现

虽然固定资产投资不能直接计入地区生产总值，但它对地区经济的拉动作用会通过相关行业的发展显现出来。一般来说，主要表现在以下几方面：一是直接拉动与投资关联度高的行业，如工程机械、建材、机电装备生产等行业的发展；二是带动建筑安装、房地产业的发展；三是企业通过更新改造实现扩大再生产；四是地区通过基本建设完善投资环境带动经济发展。其中，对建筑业的贡献是相对比较明显的。分析固定资产投资的分布领域，可以对其对各行业的发展的贡献有一个大体趋势上的判断，但较难有具体数量上的衡量。以2009年前三季度我区经济数据来看，在全区狠抓固定资产投资的前提下，我区建筑业增加值增长速度达17.4%，超过生产总值增速7.8个百分点，这是固定资产投资对经济增长最直接的贡献。房地产业增长速度达32.0%，超过生产总值增速22.4个百分点，虽然房地产业的增加值是直接与房地产市场的租售情况相关联，但也可以从一个侧面反映我区房地产投资的累积效应。

除房地产外，我区固定资产投资主要投向是场馆、道路等基本建设项目，这些项目所需的钢筋、水泥等主要建材及工程机械设备等基本上都是外购而来，这主要是由于我区工业行业结构以电子信息类产品为主，基本无生产上述产品的企业。所以，这些投资对我区工业经济的直接拉动作用并不明显。同时，也应该看到，随着我区各项基础设施建设的逐步完善，从而整体投资环境得到显著改善，对我区经济发展必然会有积极的促进作用，固定资产投资对我区经济增长的贡献也主要表现于此。

工业经济增长与环境污染的关系 篇6

[摘要]工业经济增长在一个国家的经济增长中占据着十分重要的地位，它在很大程度上体现了一个国家社会进步与技术创新，但是工业生产也是造成环境污染的重要因素之一，工业生产活动必然带来资源消耗和污染物的排放，当污染物排放超过环境容量，引起环境问题，同时环境又会从客观上制约着工业经济的增长，所以说，工业经济增长与环境污染之间存在着密切的相关关系。

因此研究工业经济增长与环境污染之间的关系，可以在很大程度上了解工业经济增长与环境变化的内在联系，进而能够制定出工业产生与环境协调发展的政策。

论固定资产投资与经济增长的关系 篇7

投资、消费、出口作为拉动经济增长的三辆马车, 对经济发展的重要性不言而喻, 2008年金融危机以来, 受西方经济不景气影响, 我国净出口量不断下降, 但是也为我国经济结构转型提供了契机。从2008年以来, 一方面各种拉动内需, 刺激消费的政策出台, 另一方面中央政府出台了4万亿投资计划以从不同方面刺激经济发展。不管是发达国家还是发展中国家, 加强固定资产投资都是拉动消费, 优化产业结构, 带动相关产业发展都无疑有利于经济发展的。

国内外很多经济学家都对固定资产投资与经济发展这个课题进行实证和理论方面的研究, 并且也提出了很多有价值的思想。Summers L.H认为固定资产投资和经济增长之问具有很强的相关性;刘金泉采用VAR模型对我国固定资产投资和实际产出进行了实证研究发现长期来看两者之间存在微弱的因果关系。周勇飞在2009年对湖北省固定资产投资与经济增长关系进行了研究, 实证结果表明) 湖北省固定资产投资规模与GDP之间在短期内存在着明显的双向Granger因果关系, 但是从长期来看两者之间的相互促进作用却明显减弱。

本文利用2003年至2012年的10年最新数据来研究固定资产投资与经济增长之间的关系, 探讨分析两者之间是否存在相关性, 以及是否长期均衡关系。

2 指标选择、数据处理及计量方法选择

2.1 指标选择

本文以季度名义GDP作为衡量经济增长的指标, 选择季度GDP是因为国家统计局不公布月度GDP, 而采用年度数据又会造成样本过小, 所以本文采用季度GDP作为样本。

固定资产投资 (INV) 是国民经济发展非常重要的风向标。等于每季固定资产投资增加额与季度名义GDP的比值。

2.2 数据处理

经济统计时间序列往往具有明显的季节性, 所以本文采用美国商务部的X-11法分别对各组样本数据都进行了季节调整, 并对调整后的序列去对数。

2.3 计量方法的选择

2.3.1 ADF单位根检验

在实际中多数的经济时间序列都是非平稳的, 然而某些非平稳的经济时间序列的某种线性组合却可能是平稳的。单位根检验主要用来判断序列的平稳性。

2.3.2 Johansen协整检验

非平稳的时间序列的线性组合可能是平稳序列, 这种组合后平稳是序列称为协整方程, 并且这些非平稳的经济变量间具有长期稳定的均衡关系。

2.3.3 格兰杰因果检验

格兰杰因果检验用来分析两个序列间的因果关系是否存在。主要看档期的变量Y能在多大程度上被以前的变量X所解释。

3 计量结果

3.1 ADF单位根检验

利用EViews6.0软件, 对LNGDP和INV的单位根进行ADF检验, 采用AIC原则确定最佳滞后阶数, 差分序列的检验类型按相应原则确定。结果如表3-1所示:

从表中可以看出, GDP和INV都是不平稳的, 检验值都大于5%临界值, 而对两组序列的一阶方差进行ADF检验, 结果显示是平稳的, 即I (1) 过程。

3.2 Johansen协整检验

由ADF单位根检验结果可得序列符合Johansen协整检验条件要求, 表3-2是LNGDP和INV之间协整检验的结果:

从表3-2可以看出两者之间不存在长期协整关系。

3.3 格兰杰因果检验

为了确认GDP和固定资产投资之间是否存在因果关系, 采用格兰杰因果检验进行测试, 结果如3-3所示:

从表3-3可以看出, GDP的变化引起是固定资投资的变化, 而固定资产投资额的变化不引起GDP的变化, 两者是单项因果关系。

4 结论与建议

从上述实证结果分析可得出以下结论:

固定资产投资对经济发展的作用微乎其微, 而经济的不断发展使得固定资产投资额有所增加。这也与近些年随着经济的高速发展, 国家投资基础建设的资金大幅增加相吻合。

从理论上来讲, 固定资产投资额使得投资环境变好, 投资的质量和效益提高, 从而会导致经济的增长, 但事实证明十年来我国固定资产的大量投入对经济增长作用甚小。作为转型期的新兴发展中国家, 必须重视技术进步以及产业结构的不断优化, 必须从经济长期的、均衡的、稳定的发展作为固定资产投资的出发点, 促进产品结构调整, 区域经济协调发展。

摘要：本文通过ADF检验, 协整检验, 格兰杰因果检验对我国2003年到2012年的GDP和固定资产投资之间的相互关系进行检验, 结果表明两者不存在长期均衡关系, 虽然经济的快速增长对固定资产投资额的增加具有促进作用, 但是固定资投资额增加对经济增长没有明显的作用。

关键词：固定资产投资,经济增长,格兰杰因果检验

参考文献

[1]刘金泉, 于慧春.我国固定资产投资和经济增长之间影响关系的实证分析[J].统计研究, 2002, (1)

论固定资产投资与经济增长的关系 篇8

关键词：高速公路投资 经济增长 实证研究

一、引言

高速公路的产业投资作为基础设施投资的重要组成部分，其对区域经济的促进和拉动作用不可忽视，它不仅对区域布局的合理化起到一定的前导作用，对城镇化的扩张、产业投资的引进和布局也都有着极强的前导性。高速公路产业投资对经济增长的拉动不仅有短期贡献，更有着长期的贡献，修建高速公路自身需要大量的人力、财力、物力的投入，这些都是高速公路建设的短期贡献，它能够增加当期该区域的GDP水平，也能够增加相关人员收入，更能够带动诸如钢材、水泥等行业的大力发展。而远期贡献则更是不可估量，如由于交通状况的改善提升了沿线区域的区位优势，提高了各种经济要素的周转效率，促进区域经济的可持续发展，这些都是高速公路产业投资将会带来的远期贡献。因此，要考察高速公路对经济增长的作用就必须综合考虑它们会带来的近期和远期的贡献。

本文以中国高速公路通车里程最长的河南省为例，通过建立自回归分布滞后模型和向量自回归模型对河南省高速公路产业投资对经济增长的近期和远期贡献进行分析，一方面为高速公路投资对经济增长的贡献寻找新的实证论据，另一方面也希望能够为中国中西部地区的交通基础设施投资和经济发展政策的制定提供参考和依据，尤其希望能够对世界大量的欠发达国家在制定区域基础设施建设政策时提供一定的借鉴。

二、变量选取和模型设定

一般情况下，研究高速公路对经济增长的影响，可以使用高速公路通车里程来测度，但本研究认为由于高速公路的建设周期较长，通过它来研究对经济增长的贡献，有一定的滞后性，而高速公路产业投资则是即期的，当年投入即可对当年的GDP产生影响，因此这里将高速公路投资额作为统计指标来测度。

三、计量模型和数据结论

从表1可以看出，河南省高速公路投资呈现逐年增加趋势且投资增长率呈现一定的周期性，从2002年到2006年间投资额增长迅猛，2006年达到顶峰，之后由于美国次贷危机和金融危机的影响，高速公路产业投资也开始下降，2008年到达阶段低点后，高速公路投资额又开始稳步回升。河南省GDP呈现指数增长趋势，增长率也呈现一定的周期性。为消除价格因素的影响，真实反映高速公路投资和经济增长之间的近期及远期关系。

实际经济增长对来自高速公路投资的一个正向新息冲击的短期影响较小，但从第二期开始逐渐出现正面响应，并且响应幅度逐步扩大，一直持续到第20期后仍未消失。说明高速公路投资额的增加对经济增长的短期影响较小，但是在中长期的影响显著，这也和之前所建立的自回归分布滞后模型的结论一致。

高速公路投资对经济增长的一个正向新息冲击在第1期就已呈现出显著影响，该影响到第二期达到最大，之后开始下降，但直到第20期末该影响仍未消失，因为高速公路投资直接计入当年的GDP，一旦高速公路投资建设后，交通的便捷对地区经济增长必然有正面的影响，而且该影响的存在是长期的。高速公路投资对自身的一个新息变动响应是正面的，这种响应在初期最大，之后快速减弱，到20期影响已基本为零，说明高速公路投资具有外生性。根据实际情况分析，主要原因是在一定时期内，由于经济发展的需要，政府部门会大力发展高速公路，在满足需要之后则会减缓投资而转入维护阶段。这也进一步证实了经济增长并非是高速公路投资增长的格兰杰原因。高速公路产业投资对河南经济增长的初期贡献较小，但从第二期开始则迅速上升，解释力开始增强，到第3期达到峰值为58.59%，之后开始下降，但也一直保持在53%左右，方差分解结果表明，河南省高速公路投资对经济增长的贡献初期较大，主要原因是高速公路投资对经济增长的贡献有两个方面，一方面它直接计入当期的GDP，另一方面，它还对地区经济增长有间接的拉动作用，河南省经济增长的50%以上均是高速公路投资建设的贡献。相反，经济增长对高速公路投资的影响则较弱，初期基本在10%以内，随着时间的推移，虽然到第20期已经达到23%，但解释力依然较小。高速公路投资自身的变动则具有较长的惯性，即使到解释期末，也在75%以上。

四、结论及启示

河南省近20年的高速公路产业投资的快速增长并非由于经济增长推动的，而是由于长期经济增长的需要，经济建设需要高速公路的投资，而一旦基础设施建设进入了周期就具有一定的持续性，即经济增长与基础设施建设周期密切相关。

高速公路投资是河南经济增长的格兰杰原因，反向则并不显著。近期来看，高速公路投资额每增加1%会促进GDP增长0.019个百分点，影响力较弱，但是从远期来看，高速公路投资额对GDP的贡献弹性则达到0.7460个百分点，根据VAR模型的方差分解的结果表明，河南省高速公路投资对长期经济增长的解释力可以达到50%以上，高速公路产业因此也应当被视为基础设施建设的重中之重。

参考文献：

[1]习江鹏.高速公路对陕西省经济发展的贡献和影响分析[J].交通企业管理，2012（10）

论固定资产投资与经济增长的关系 篇9

(1)交易更便捷,而且是利用信息和网络,可以满足众多的办公室白领的交易需求,在时间成本的节省上具有重要的意;

(2)电子商务依托电子货币来进行交易,使得货币的流通方式更为便捷有效,省去了实体经济的一些必要手段;

(3)电子商务对于独立就业也具有非常大的帮助，可以解决部分人员的收入问题，对于社会失业率的减少具有重大意义。总体而言，电子商务的出现使得我国社会经济出现了新局面，实体经济在电子商务的冲击下纷纷进行自身的改组，促进了社会企业结构的转型,也促进了新技术在社会生产中的应用。

1电子商务概述

电子商务是近年来兴起的一种全新的商务模式，主要是通过对基础设施、客户软件、终端设备以及一些网络硬件的链接实现的信息管理和网络业务。电子商务经过近些年的发展,呈现出四个比较显著的特点。第一，交易的虚拟化。电子商务的交易都是通过网络平台进行，付款所依赖的也是电子货币，整体虚拟的特性十分明显。第二，操作的技术化和数字化。电子商务的操作技术性较强，数字化倾向严重。第三,交易的效率较高。由于电子商务交易依靠的是网络平台，在信息传输方面具有天然的优势,所以交易效率更髙。第四，市场的扩大化。由于信息网络的发展，电子商务的交易打破了时空的界限，使得交易市场更为广阔。

2电子商务对宏观经济的影响

2.1促进了贸易经营主体的多元化

在传统贸易模式中，贸易经营的主体比较固定;而在市场经济的大环境中，固定的贸易主体对于资源的优化配置效果并不显著。电子商务的兴起使得市场贸易主体的竞争加剧，而这种竞争的加剧造成的直接结果就是促进了贸易主体间的竞争。通过竞争,社会资源的配置重新得到优化。而由于各种贸易主体的竞争，市场环境更加趋向于多元化。在贸易主体的多元化发展过程中，贸易主体对市场的适应力显著增强，而贸易主体自身的竞争力也得到了明显的提升。

2.2变革了企业的经营管理模式

电子商务对宏观经济的突出影响还表现在变革了企业经营和管理的模式。在传统的贸易模式中，企业生产和贸易行为往往需要进行多个环节，所以在企业管理上，就需要投入更多的成本促进环节的正常运行。电子商务兴起后,企业与客户的直接对话使得中间环节弱化。在这样的环境中，企业可以大幅度地缩减中间环节的管理成本，这对于降低企业经营成本具有重要的意义。此外,由于电子商务的信息化平台构建，企业经营的渠道也有所拓宽，所以在管理和经营方面体现出多种模式的共同运作。

2.3促进了服务贸易和技术贸易的发展

电子商务的兴起促进了服务贸易和技术贸易的发展。服务贸易和技术贸易是宏观经济发展的重要组成部分。在过去的贸易模式中，这两种服务的发展大都是以亲临现场的方式进行。但是，在电子商务的影响下，通过信息化、网络化平台,服务贸易和技术贸易的`参与者可以通过网络实现远程对话。这种贸易方式大大缩减了原有贸易的人力成本，对于促进行业的发展具有重要的作用。再者，由于电子商务是积极利用新技术的商务模式，其本身对于服务贸易和技术贸易就有促进作用。

2.4变革了政府监管的形式

电子商务的兴起对于政府监管形式也有积极的促进作用。在过去的政府监管中，由于技术手段等的不全面和不先进，监管范围比较狭小，从而导致政府的监管力度不够。在电子商务的影响下，政府可以积极地利用网络信息平台进行监管。在信息化时代，网络覆盖范围广而且接受信息速度快,这就有效地加强了政府对于市场的监管。无论是从监管范围而言还是从监督力度来讲，电子商务的兴起对于政府监管形式的变革都是非常显著的。

2.5促进了物流、交通等行业的发展

论固定资产投资与经济增长的关系 篇10

本文的数据全部引自《山东统计年鉴2010》，样本区间为1985~2009年，变量为山东省地区生产总值和出口总额。其中出口额用当年平均汇率换算为以人民币为单位的出口额，然后对各变量取自然对数。

2.1.1各变量的单位根检验

由于大多数的经济时间序列都非平稳，在协整检验前必须对其进行单位根检验，只有当变量序列都为同阶单整序列时才可以进行协整回归。本文对各变量分别进行ADF检验，检验结果见表1。可见，在5%的水平上，各变量对数序列的二阶差分序列都是平稳的，所以，各变量的对数序列都为I(2)单整序列，可以进行协整检验。

2.2.2协整检验

本文选取Engle-Granger两步法，对两变量lnX和lnGDP时间序列关系进行分析。以lnGDP为因变量，lnX为自变量，建立模型。其中C为常数项。由于lnGDP与lnX都是二阶单整序列，可用OLS法进行协整回归，得到的协整方程如下：(i=1,2,……,25)若lnX与lnGDP具有协整关系，则回归方程中的残差项应该是平稳的。检验残差序列是否是平稳序列，对序列进行单位根检验，这里使用ADF检验方法进行单位根检验，结果见表2。由表2可看出，检验结果表明估计模型的残差项是稳定的。所以说lnX与lnGDP是(1，1)阶协整的。说明了这两个变量之间存在长期稳定的均衡关系。

消除上述模型的自相关性后，最终估计结果为：(i=1,2,……,25)(18.8)(32.3)F=1396.2 DW=1.782.2.3格兰杰因果关系检验根据协整分析，得出山东省出口贸易与经济增长间存在长期同向变动的均衡关系，对于它们之间的前期信息是否会影响各变量的当期信息需要进行 Granger因果关系检验。

本文分别采用滞后1~2期，进行Granger因果关系检验，检验结果如表3所示。

从表3可以看出滞后1期内，在5%显著性水平上，山东省的经济增长是出口的格兰杰原因，而出口不是经济增长的格兰杰原因。

3结论

长期来看，山东省的出口与经济增长之间存在较强的相关关系，尽管各自的增长是非平稳的，但它们之间存在长期稳定的均衡关系。山东省的经济增长带来规模经济和产业升级，提高了技术装备水平，进而提高了出口商品的竞争力，推动第二年出口的增加。但山东省出口的产品主要是劳动密集型和资源密集型产品，强化了低水平的产业结构，无力带动产业结构升级，这有可能是山东省出口贸易增长不是经济增长格兰杰原因的一个因素。

4对策与建议

经济理论认为，出口贸易可以促进经济增长，但上述实证分析并没有达到预期的结果。所以山东省应调整相应的出口政策，提高出口产品技术含量，推动山东省经济持续、快速、健康发展。对此，本文提出以下几点建议：4.1调整优化出口产业、产品结构山东省出口产品以劳动密集型和资源密集型为主，这种贸易格局强化低水平产业结构，只能在短期内获益。如任这种现状持续下去，产业机构不但不能通过发展外向型经济得到升级，反而可能会导致产业结构进一步低级化。因此，山东省应以传统大宗商品的生产和出口为基础，以机电产品为主导，以纺织服装和创汇农业为两翼，以工业制成品的.小型成套设备为突破点，全面提升劳动、资源密集型产品的加工深度、科技含量和附加值，提高产品的质量、档次和国际竞争力。加快促进全省由粗加工、低附加值的出口商品结构向精加工、高附加值的结构升级。

4.2建立灵活机制，加快各种资源在外贸与非外贸部门、省内和省外之间自由流动山东省经济的出口贸易依存度很高，因而国际市场的波动会导致经济增长大起大落。当国际市场突然收缩时，如果资源不能自由、低成本地在外贸部门和非外贸部们间以及省内和省外流动，经济增长就会受到很大的负面影响。在这方面东南亚金融危机以及不久前刚发生的全球性金融危机的影响就十分明显。因此山东省应该打破地域限制，鼓励资源自由流动，以有效抵消出口贸易对经济增长的不利影响，促进经济的平稳发展。

4.3积极开拓出口市场，推进出口市场多元化市场结构过分集中会削弱出口贸易的灵活性和商品的国际竞争力;实行出口贸易多元化，能够增强抗风险能力。上文曾提到，山东省的出口市场主要集中在日本、韩国、美国和欧盟，后期加大了对北美、南美、非洲和东欧市场的开拓，出口市场渐趋于多样化。但从整体来看，传统市场在出口市场中仍然占有很高比重，对新兴市场的开拓远远不够。因此，山东省应有针对性地研究、制定和实施市场开拓策略，根据市场不同需要，实施各具特色的营销方案。争取形成以亚太市场为重点，以周边国家和地区市场为支撑，传统市场与新兴市场、发达国家和发展中国家市场均衡分布的合理市场结构。

参考文献

[1]刘鹏,赵丽敏.山东对外贸易结构的实证分析[J].特区经济,(02).

[2]张灿亭,江凌.江苏省对外贸易与经济增长关系的实证分析[J].

国际贸易问题,(06).

[3]孙焱林.我国出口与经济增长的实证分析[J].国际贸易问题,(2).

[4]周阳.我国出口贸易与经济增长的实证研究[J].对外经济贸易大学学报,2006(05).

[5]许晓红.对外贸易与山东经济增长的格兰杰因果分析[J].中国商贸,2009(15).

论固定资产投资与经济增长的关系 篇11

一、第二次经济普查中房地产投资

情况分析

根据第二次经济普查所获得的数据资料， 2008年，全国房地产投资总量为30580亿元，较2007年增长5300亿元；同比增长20.9个百分点，增幅较2007年回落了近10个百分点。从占GDP比重来看，房地产业增加值为7174亿元，占GDP比重5.2%。

从第一次经济普查到第二次经济普查，房地产投资分别由2004年的13158.3亿元增加到30580亿元，5年翻了近3倍。其投资增长率分别为29.59%、20.91%、22.09%、30.15%和20.97%，均高于20%。形成了从1998年住房制度改革以来的第二个房地产投资高峰期，其基本特征是2005、2006年两年受调控影响最为明显，房地产开发投资有所紧缩。但到2007年，调控政策有所松动，投资水平又全面恢复到宏观调控之前。而2008年，受世界金融危机影响，房地产投资增速又有所下降。

二、房地产投资与经济增长之间的关系

近年来，随着房地产投资规模的不断扩大，房地产投资对经济增长的作用也在不断提高。目前理论界主要采用直接计算法和投资乘数法两种定量方法来考察房地产投资对经济增长的拉动作用。但由于第一种方法测算时只考虑由固定资产投资形成的固定资本形成总额对经济增长的直接贡献，没有考虑投资品行业收入增加所推动的一系列次级消费的增加。投入产出投资乘数法较好地弥补了直接计算法这一缺陷。所以，本报告利用投资乘数法对房地产投资与经济增长的定量关系进行测算。

投资乘数是现代宏观经济学中的重要概念，它是指某一变量增加一单位数量（在其他因素不变情况下）通过连锁反应而最终使另一变量变化的倍数。国民经济乘数法是当今国际上广泛使用的一种定量分析方法。为此，我们也可以把乘数概念引入投入产出分析中。具体地说，当国民经济某一部门增加一单位最终需求（在其他因素不变情况下）通过连锁反应而最终使各部门某一指标（如产出、收入、就业等）变化的倍数。利用投入产出表和其他统计资料，可计算出多项内容的分部门乘数，已成为宏观经济分析的有力工具。

我们运用EVIEWS软件，按照投资乘数法测算出了房地产开发投资对经济增长的贡献，结果显示：房地产投资对经济增长的初始效应为0.833811，其直接效应为0.063225，故间接贡献和引致消费贡献大约是1.063742。

这表明，第一，房地产投资对经济增长的初始效应反映了增加一单位房地产投资，所产生的基本的收入量。房地产投资对经济增长的初始效应为0.833811，远远高于其他行业的初始效应。从此角度分析，房地产投资较其他行业而言，对经济增长的贡献度较大。

第二，房地产投资的直接效应为0.063225，说明房地产部门增加投资所带动产业内部收入增加较小。房地产业的发展主要是依靠投资拉动的产业，其产业收益的增加具有滞后性和分散性，当部门每增加单位投资时，当期内部效益额的增加有限，故房地产投资的直接效应比较低。

第三，房地产对经济增长的间接贡献较大，为1.063742，大于房地产投资的初始效应和直接效应的总和。故房地产开发投资对经济增长的贡献中，由房地产开发投资拉动的其他产业投资、居住消费和建筑装饰品、耐用消费品的消费支出对经济增长的贡献大于其本身对经济增长的直接贡献，故房地产开发投资对GDP增长的间接拉动作用是房地产促进经济增长的重要因素。

并且，通过测算，结果显示房地产开发投资对经济增长的贡献呈现逐步上升态势，而且2007年我国房地产投资乘数为1.96078。房地产开发投资对我国经济增长具有重要作用，房地产投资大规模增加，在推动经济增长中发挥了明显作用，贡献率不断提高。其中既有由房地产开发投资本身所产生的直接贡献，也有通过对关联产业的带动效应所产生的间接贡献。

同时，我们也发现，房地产投资增长确实有助于经济增长，但房地产投资占固定资产投资的比例过大则会在一定程度上降低这种贡献。况且，房地产投资对经济增长的贡献并不能完全归功于房地产业一个产业。另外，与房地产投资占固定资产投资的比例相比，房地产业的产出贡献率目前仍然较小，统计期内房地产业增加值占国内生产总值的比例一直没有超过5%。总之，整体来看，房地产投资对国民经济中其他产业的拉动作用较大，乘数效应大致有1.96078左右。如果考虑到购房后对家电、家具等消费的刺激效应，房地产行业对经济的拉动作用还要更大。

三、房地产投资与关联产业发展之间的关系

房地产业，因其产业链跨度大，产业附加值较高且具有较高的关联效应和扩散效应，已经成为我国国民经济增长中不可或缺的一部分。其中，房地产业有一个非常重要的特点就是具有很强的产业关联性，即前向关联、后向关联和环向关联。

产业关联主要分三类，前向关联、后向关联和环向关联。其中，前向关联是指通过供给联系与其他产业部门发生的关联。后向关联是指通过需求联系与其他产业部门发生的关联。环向关联指各产业在经济活动中依据前、后向的关联关系组成了产业链或产业环。

本报告利用投入产出模型来分析房地产投资与其他产业的关联效应。通过利用投入产出模型和数学方法，我们分别测算了房地产投资与其他产业的前向关联、后向关联和房地产业投资诱发系数。

（一）前向关联测算结果

从前向关联测算结果可以看出，房地产与其他关联产业中的14个行业关联度较高，平均值0.003699以上。在这14个行业中，租赁和商务服务业的向前关联度排名第一，关联值远高于其他行業以及42个行业向前关联度平均值，说明房地产投资对该行业的向前带动作用很大；对金融业，文化、体育和娱乐业，住宿和餐饮业，居民服务和其他服务业的向前影响小于租赁和商务服务业但明显高于其他行业；对房地产业，邮政业，金属制品业，石油加工、炼焦及核燃料加工业，仪器仪表及文化办公用机械制造业，信息传输、计算机服务和软件业，电气机械及器材制造业，综合技术服务业，造纸印刷及文教体育用品制造业等9个行业向前关联值也明显高于42个行业向前关联度平均值，表明房地产投资对这些行业的向前带动作用也明显高于其他行业。

（二）后向关联测算结果

从后向关联测算结果可以看出，房地产与其他关联产业中的13个行业关联度较高，平均值0.006027以上。在这13个行业中居民服务和其他服务业，金融业，批发和零售业，信息传输、计算机服务和软件业等4个行业向后关联度分别为：0.029025、0.026413、0.024067、0.020133，均超过了0.02，明显高于其他行业，说明房地产投资对这4个行业的向后关联影响最大；其次是文化、体育和娱乐业，住宿和餐饮业，租赁和商务服务业，邮政业等4个行业，它们的向后关联度虽然低于前面4个行业，但仍然超过42个行业平均值的2倍，表明房地产投资对这4个行业的向后影响仍然较大；综合技术服务业，房地产业，纺织服装鞋帽皮革羽绒及其制品业，工艺品及其他制造业和教育等5个行业的向后关联值低于前面8个行业，但高于其29个行业，也就说虽然房地产投资对这5个行业的向后关联影响小于前面8个行业，但是相对其他29个行业影响还是会大很多。

（三）房地产业投资诱发系数测算

从房地产投资诱发系数测算结果可以看出，房地产业对金属冶炼及压延加工业，通用、专用设备制造业，化学工业，交通运输设备制造业，金属矿采选业，建筑业等六大行业的诱发效应最为明显，诱发系数均大于1，超过了42个行业诱发系数平均值的2倍。其中金属冶炼及压延加工业诱发系数排第一位，诱发系数最大，而且高出后面各行业诱发系数较多，超过42个行业诱发系数平均值的4倍；通用、专用设备制造业，化学工业，交通运输设备制造业，金属矿采选业，建筑业，电力、热力的生产和供应业等6个行业诱发系数超过42个行业诱发系数平均值的2倍；通信设备、计算机及其他电子设备制造业，电气机械及器材制造业，石油和天然气开采业，金属制品业，交通运输及仓储业，农林牧渔业，石油加工、炼焦及核燃料加工业，木材加工及家具制造业，批发和零售业等9个行业的诱发系数也超过了42个行业诱发系数平均值。综合来看，房地产投资对上述16个行业的诱发带动作用较为明显。

论固定资产投资与经济增长的关系 篇12

关键词：政府投资,GDP,奥运会

引言

在目前我国市场经济条件下, 公共部门投资对于经济的影响不容忽视。本文试图通过北京市政府公共投资并结合北京市GDP增长等数据, 来分析公共投资在经济增长中的作用。

一、学界关于公共投资的概念和理论

关于公共投资的经济效应, 学术界一系列研究成果发现, 公共资本对经济增长具有显著影响。拉特纳 (Ratner, 1983) 在总量生产函数框架下, 利用美国1949年~1973年的年度数据, 估计了公共设施对总产出的影响, 发现产出关于公共资本 (排除军用设备和设施) 的产出弹性为0.06。杜菲—第昂和伊伯茨 (Duffy-Deon and Ebert s, 1989) 利用28个标准都市统计区1980年~1984年的数据, 使用两阶段最小二乘法估计, 发现公共资本的产出弹性为0.08。

也有一些学者通过实证研究得出了完全相反的结论:包括公共投资在内的政府支出与经济增长负相关。阿绍尔和格林伍德 (Aschauer, D.and Greenwood, 1985) , 以及巴罗 (Barro, R.J., 1990) 等认为, 政府支出可能具有负的增长效应, 尽管政府支出会给家庭带来积极效用, 但政府支出需要通过增加税收融资, 私人投资减少, 从而降低经济增长速度。

本文对于公共投资的定义为:政府对于基础设施及教育类投资。本文试图在内生增长理论的框架下, 结合北京奥运会分析政府投资对经济增长的作用。

二、数据与变量的选取

本文的样本数据取自1978年~2006年的《北京统计年鉴》。

基于内生增长理论对宏观经济的分析, 我们对生产函数取以下的回归形式:

GDP=c (1) +c (2) *g+c (3) *consume+c (4) *ip+c (5) *ex+§i (末项为随机项)

这里GDP取按照支出法、当年价格计算的北京市国民生产总值, c (1) 为常数项, g取当年公共投资额, consume为当年消费总额, ip为当年私人投资总额, ex为净出口。

回归得出的方程如下;

方程调整后的拟合优度为0.999863, t检验及F检验均通过。可以看出:

公共投资对于GDP增长存在明显的正向作用, 其他条件不变, 每增加1元公共投资, GDP会增长1.687615元。

三、对于GDP与公共投资的格兰杰检验

通过回归方程, 我们可以简单得知政府公共投资与经济增长间存在正向变动的关系, 接下来通过格兰杰检验对这一因果关系是否存在进行判断。

利用eviews软件进行格兰杰检验可以看出:

格兰杰检验不能拒绝GDP不是政府公共投资成因的原假设, 同时拒绝政府公共投资不是GDP成因的原假设, 即一定程度上, 政府公共投资导致了经济增长。

四、北京奥运会政府投资对于北京地区经济增长推动作用分析

根据公开资料, 北京奥运会, 北京市政府用于基础设施建设的投资总计1800亿元人民币。结合前文回归方程:

可测算出:政府投资每增长1元, 对于GDP的推动作用将约合1.69元。将北京市政府用于基础设施建设的1800亿元代入方程得出:北京市政府在奥运相关基础设施方面的投资将对GDP起到:1.6876*1800=3037.68亿元的推动作用。

五、政策建议

通过前述理论分析和实证检验, 得出如下结论:公共投资对经济增长具有显著的正向效应, 但是目前我国公共投资也存在投资范围和规模均不合理, 投资效率低下问题。

我们未来在公共投资领域的改革方向应该有如下几点:

1. 合理确定公共投资的范围, 确保投向竞争性领域的公共资金逐渐减少, 向基础建设及科技教育, 以及农业倾斜。

2. 加强法规建设, 增加公共投资的监管力度和投资的透明性。

参考文献

[1]刘超单宗岭:财政资金的项目方向选择[J].东北财经大学学报, 2001, (4)

[2]娄洪:长期经济增长中的公共投资政策[J].财经研究, 2004, (3)

[3]欧阳昌朋:地方政府投资行为的宏观分析[J].当代财经, 2006, (1)

[4]刘卓于长革:公共投资的经济效应及最有规模分析[J].经济科学, 2006, (1)

论固定资产投资与经济增长的关系 篇13

据

2018年1-6月份，全国固定资产投资（不含农户）297316亿元，同比增长6%，增速比2017年底回落1.2个百分点。其中，民间固定资产投资184539亿元，同比增长8.4%，增速比2017年底减少2.4个百分点；对全部投资增长的贡献率达81.5%，拉动投资增长4.9个百分点。

2018年1-6月份，民间固定资产投资占全国固定资产投资的比重为62.1%，比2017年底增加1.7个百分点。

11个行业大类看，2018年1-6月份固定资产投资，文化/体育和娱乐业等7个行业投资增速高于全国水平，水利/环境和公共设施管理业等2个行业投资增速低于全国水平，建筑业等2个行业没有公开数据。民间投资方面，文化/体育和娱乐业等6个行业投资增速高于全国水平，公共管理/社会保障和社会组织等5个行业民间投资增速低于全国。同2017年底相比，2018年上半年采矿业等4个行业投资增长加速，水利/环境和公共设施管理业5个行业投资增速出现下降；采矿业等3个行业民间投资增速加快。

论固定资产投资与经济增长的关系 篇14

我国煤炭消费与经济增长关系的多变量协整分析

摘要：以我国1980-实际数据为样本对我国煤炭消费进行协整分析,协整检验结果说明煤炭消费与国内生产总值(GDP)、结构变化和效率之间存在长期均衡关系.建立的误差修正模型符合反向修正机制,说明煤炭消费短期波动不会影响其长期均衡关系,该模型适合于煤炭消费的短期预测.Granger因果关系检验揭示了GDP、效率分别对煤炭消费量存在单向的Granger因果关系.正交脉冲响应和方差分解分析说明GDP和产业结构变化对煤炭消费具有持续的`正影响,而效率对煤炭消费具有持续的负影响. 作者： 张兴平赵旭顾蕊 Author： ZHANG Xing-ping  ZHAO Xu  GU Rui 作者单位： 华北电力大学工商管理学院,北京,102206 期 刊： 煤炭学报   ISTICEIPKU Journal： JOURNAL OF CHINA COAL SOCIETY 年，卷(期)： 2008, 33(6) 分类号： F407.21 关键词： 煤炭消费    经济增长    协整分析    Granger检验    机标分类号： X75 X51 机标关键词： 煤炭消费    经济增长    多变量    协整分析    因果关系检验    均衡关系    结构变化    效率    误差修正模型    方差分解分析    实际数据    生产总值    脉冲响应    检验结果    反向修正    短期预测    短期波动    正影响    消费量    负影响 基金项目： 国家自然科学基金，国家社会科学基金

我国教育投资与经济增长关系分析 篇15

面板数据模型也称截面时序模型, 其基本思想是:假定我们抽取一个数目为N的样本, 对样本中的每一个体观测T年 (或月) , 就形成一个样本为NT的新样本, 这就是时间序列与截面数据结合资料, 用这样的资料建立的模型称为Panel Data模型。

模型的基本形式:

其中, yit是因变量, xit是K×1维解释变量向量, N为截面成员个数, T为每个截面成员的观测时期总数。参数αit表示模型的常数项, βit为对应于回归向量xit的系数向量。随机误差项uit相互独立, 且满足零均值、等方差的假设。在个体成员截面上, 该模型共含有N个截面成员方程, 在时间截面上, 该模型共含有T个时间截面方程。

模型有如下三种具体类型:

1、不变参数模型 (不变截距、不变系数) :

2、变截距模型 (变截距、不变系数) :

在横截面上个体影响不同, 个体影响表现为模型中被忽略的反映个体差异的变量的影响, 又分为固定影响和随机影响两种情况。变截距模型又分为固定影响变截距模型和随机影响变截距模型两种。

3、变参数模型 (既变截距又变系数) :

如果模型形式设定不正确, 估计结果将与所要模拟的经济现实偏离甚远。因此, 建立面板数据模型的第一步就是检验被解释变量yit的参数αi和βi是否对所有个体截面都是一样的, 既检验样本数据究竟符合上面哪种面板数据模型形式, 从而避免模型设定偏差。经常使用的检验是协方差分析检验, 主要检验如下两个假设:

可见, 如果接受假设H2, 则认为样本数据符合不变系数模型, 无须进行进一步检验。如果拒绝假设H2, 则需检验假设H1。如果拒绝假设H1, 则认为样本数据符合变系数模型;反之, 则认为样本数据符合变截距模型。

首先, 对模型 (3) 回归, 得到残差平方和, 记为S1;

其次, 对模型 (2) 回归, 得到残差平方和, 记为S2;

再次, 对模型 (1) 回归, 得到残差平方和, 记为S3;

最后, 识别:

(1) 在假设H2下, 检验统计量F2服从相应自由度下的F分布, 即:

若根据上式计算得到的统计量F2的值不小于给定置信度下的相应临界值, 即以 (N-1) (k+1) 为分子的自由度, 以N (T-k-1) 为分母的自由度, 查F分布表, 得到临界值, 则拒绝假设H2, 继续检验假设H1;反之, 则识别为模型 (1) 。

(2) 在假设H1下, 检验统计量F1也服从相应自由度下的F分布, 即

若根据上式计算得到的统计量F1的值不小于给定置信度下的相应临界值, 即以 (N-1) k为分子的自由度, 以N (T-k-1) 为分母的自由度, 查F分布表, 得到临界值, 则拒绝假设H1, 用模型 (3) ;反之, 则识别为模型 (2) 。

二、实证分析

考虑数据的可得性, 本文选取《中国统计年鉴》1997~2005年31个省及直辖市的年度数据, 建立面板数据模型, 东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南等11个省 (区、市) , 中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等8个省, 西部地区包括重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西、内蒙古等12个省 (区、市) 。模型中的被解释变量为各地区教育经费, 记为EDU, 解释变量为各地区生产总值, 记为GDP, 分析我国教育投资与经济增长的关系。为了消除异方差行, 对两变量分别取对数。利用以上介绍的模型形式设定检验方法 (N=31, k=1, T=9) , 先将模型设定为:

要想对两变量建模, 首先要进行检验, 确定建立哪种面板数据模型。

首先, 假定模型为变参数模型, 对模型回归得到残差平方和S1=1.023338。

其次, 假定模型为变截距模型, 对模型回归得到残差平方和S2=1.896122。

最后, 假定模型为不变参数模型, 对模型回归得到残差平方和S3=19.54528。

由于N=31, T=9, K=1, 根据上述计算公式可以得到两个检验统计量:F2=65.68, F1=6.18。给定5%的显著性水平, 查F分布表得到临界值:F0.05 (60, 217) =1.38, F0.05 (30, 217) =1.51。

由于F2>1.38, 所以在给定的自由度水平下拒绝原假设H2;继续检验H1, 由于F1>1.51, 在给定的自由度水平下拒绝原假设F1, 故模型应该是变系数模型。由于本文对31个省及直辖市的样本本身进行分析, 故采用固定影响变系数模型, 将模型设定为:

这里假定它满足古典线形回归的所有假定, 为了减少面板数据造成的异方差性, 在回归估计时使用广义最小二乘法GLS方法对模型进行估计, 估计结果见表1。检验结果分为两部分, 第一部分是解释变量EDU对各截面成员的系数及估计结果, 例如北京的系数为0.95, 表示北京地区的教育投资对北京GDP的影响程度, 当北京的教育投资增加1%时, 将拉动GDP0.95个单位;第二部分是评价总体估计效果的统计量, 由于估计方法选择的是GLS估计, 所以结果给出了加权和未加权两种情况下的评价统计量。从表1中可以看出, 加权后的模型R2显著提高, 所以采用GLS估计要比OLS估计更合理, 在显著水平0.05下模型没有显著的异方差和自相关, 故模型拟合较好。 (表1)

三、结论及政策建议

从模型的回归系数看, 各地区的教育投资对经济增长有显著的促进作用, 但全国各地区回归系数相差较大。换句话说, 全国各地区的教育投资对经济增长的贡献各有所异。弹性系数最大的10个省市, 其中东部地区有6个, 中部地区有3个, 西部地区只有1个, 弹性系数最小的8个省份全部是中西部地区。总体来说, 东部省份的教育投资产出弹性明显高于中西部, 中西部的低弹性表明中西部经济和知识经济联系并不紧密, 这是由东部和中西部地区的经济发展程度所决定的。造成这种地区贡献差距的主要原因是:

1、东部地区的制度更完善, 政策更灵活, 市场经济的作用更强。

东部沿海地区的改革开放领先于全国, 已经具备了良好的体制框架, 市场化的进程也明显快于中西部地区, 有利于高素质人力资本跟当地的经济更加有效地结合, 使其经济作用得到充分发挥, 更有效地转化为生产力, 教育投资的转化效率比较高。而西部地区由于体制和市场化程度等原因, 教育投资的转化效率比较低, 教育投资对经济增长的拉动作用也较小。

2、人才的地域流动。

教育投入的产出就是人力资本, 人才就是拥有较大人力资本的受教育者。由于东西部经济发展的不平衡性以及国家放松对人才流动的限制, 我国人才流动呈现出自西向东流动的局面, 西部对教育和人力资本的投资成果流入到东部, 为东部的经济增长做贡献。因此, 西部的教育投资并没有全部用来促进当地经济的增长。而东部由于无偿获得人力资本, 教育投资的作用被放大。

3、教育对于经济增长的作用在经济发展过程中表现为先弱、后强、最后稍有降低的趋势。势。

东部经济发展水平较高, 教育对经济增长的作用正处于第二阶段, 中西部经济发展水平较低, 教育对经济增长的作用还正处于第一阶段。故教育投入弹性高低和教育结构与当地经济发展水平结合程度密切有关。

针对我国教育投入产出弹性高低不均的这种现象提出如下建议:第一, 调整教育投资结构, 提高基础教育特别是中西部的基础教育投资比例;第二, 为西部人才提供更优越的物质条件和更好的福利政策, 鼓励人才向西部发展, 为西部经济增长做贡献;第三, 继续“西部大开发”, 发展西部市场经济, 完善西部体制建设, 使人力资本更有效地拉动经济;第四, 继续控制人口数量, 引导人才的合理流动;第五, 推进教育投资主体多元化, 鼓励民办教育。

参考文献

[1]罗建平, 刘俊花.内蒙古自治区教育投资对经济增长的计量分析[J].内蒙古财经学院学报, 2008.2.

[2]樊端成, 凡兰兴.新型工业化与广西高等教育发展战略调整[J].广西社会科学, 2006.12.