投资行为与经济增长

投资行为与经济增长（共12篇）

投资行为与经济增长 篇1

一、引言

经济增长问题向来是经济学家研究和关注的重点,现代经济增长理论认为,技术进步和人力资本是经济持续增长的动因。阿罗(Arrow1962)提出了“干中学”模型,将技术进步作为资本积累的副产品率先引入了经济增长模型[1]。宇泽弘文(Uzawa 1965)提出了第一个人力资本内生化增长模型,他定义人力资本的生产函数具有线性性质,试图通过人力资本的不断积累解释长期经济的持续增长[2]。罗默(Romer 1986)将Arrow模型向前推进一步,他认为,知识积累是厂商投资决策的产物,而非人类经济活动的副产品,知识具有很强的外部效应,可以使知识投资的社会收益呈现不变或递增趋势,这样即使人口增长增长率为零,经济也能持续增长[3]。卢卡斯(Lucas 1988)在Uzawa的基础上,把人力资本作为一种生产要素直接引入了生产函数中,他假设技术进步率是一个常数,人力资本积累不需要资本投入,与劳动者用于人力资本积累的时间份额有关,并在此基础上得出了没有人力资本积累就没有经济增长的结论[4]。罗默(Romer 1990)建立了一个中间产品扩大型技术进步内生增长模型[5]。他假设人口和劳动力供给不变,经济体中人力资本总量不变。得出了均衡经济增长速度只与一个社会的人力资本总量呈现正向关系的结论。雷贝洛(Rebelo 1991)在生产函数中引入了非可再生资源,重点研究了税收、储蓄率对长期经济增长率的影响[6]。他的包含人力资本积累的模型,考虑了物质资本投入对人力资本积累的影响,是对传统人力资本积累方程的一个改进。里德(Redding 1996)将人力资本积累和研发投资同时内生于经济增长模型,他假设人力资本积累和研究开发都需要投资才能进行,得出了研发投资与人力资本投资是一个互动决策的博弈过程[7]。

上述增长模型给我们的一个启示是新技术和人力资本这两种要素是经济持续增长的动因,而新技术、人力资本的生产又依赖于现有物质资本、人力资本的投入。考察物质资本和人力资本的分配结构,究竟多少投入产品生产、多少投入研究开发、多少投入人力资本生产才能最大限度地促进经济增长?对这一问题的研究,不仅有助于从理论上弄清投资结构与长期经济增长的关系,也有助于政府投资策略的选择,因此在理论上和政策上都具有重要意义。

本文将在经典内生增长模型研究的基础上,同时将人力资本和技术进步内生于经济体中。文章通过引入“物质资本投资比例系数”和“人力资本分配比例系数”重点考察物质资本和人力资本在教育部门、研发部门和物质生产部门的分配对均衡经济增长速率的影响。此外,本文的模型设定,全面考虑了人力资本对经济增长作用的各种机制;人力资本的要素作用,人力资本的本部门溢出效应,以及人力资本对于其他部门的溢出效应。关于新技术,本文也同时考虑了技术进步对研发部门、人力资本生产和物质生产部门的影响。因而,本文的模型设定,使研发部门、人力资本生产部门、物质生产部门之间相互作用的逻辑更加严密。

二、一个引入投资结构的三部门内生经济增长模型构建

假设:经济系统中有三个部门,物质生产部门、研发部门和教育部门。1.所有的人力资本H均由教育部门生产,HE用于本部门人力资本生产,HA投入研发,HY投入生产;2.所有的新技术A均由研发部门生产,新技术对人力资本生产部门和研发部门具有不同的外部效应,可以用不同的外部性参数来表示;3.物质生产部门的产出Y一部分为政府财政收入KG,一部分为居民消费C和储蓄KC。假设居民储蓄完全转化为投资,和政府财政收入一起由政府部门统一进行规划,分别投入到教育和生产中,为KE,KY。根据以上假设,我们可以把经济系统描述为如下所示的三部门生产模型简图:

考虑一个社会计划者问题,假设代表性家庭的效用函数为:

其中,σ表示相对风险规避系数(σ>0);ρ表示时间贴现率。

假设物质生产部门的技术进步为哈罗德中性技术进步,生产函数具体设定为如下形式:Y=KYα(AHY)1-α0<α<1

其中,A为现有技术水平,KY表示投入到物质生产部门的资本品;HY表示投入到物质生产部门的人力资本。假设资本的折旧率为0,则资本的动态积累方程为:=Y-C

假设教育部门人力资本的积累与人力资本积累因子,教育部门现有人力资本存量,政府对教育部门的投资和现有技术水平对教育部门的溢出效应有关。则人力资本的动态积累方程为:=ωAγHEKE

其中,ω表示人力资本积累因子;A为现有技术水平;γ代表现有技术对教育部门的外部性;HE表示教育部门现有人力资本存量;KE表示对教育部门人力资本生产的物质资本投入。

假设研发部门新技术的发明与投入到技术研发中的人力资本数量,以及现有技术水平有关,则技术积累的动态方程为:

其中,δ表示技术积累因子;HA为投入到技术研发中的人力资本数量;A表示现有技术水平;Ф代表技术的外部性;Ф<0表示随着技术水平的提高,技术创新越来越难;Ф>0为技术具有正的外部性;Ф=0为技术的进步独立于现有的技术水平。

在分析了消费者和各生产部门的行为以后,我们来求解均衡经济增长路径。

假设:HA=(1-θ1-θ2)H,Hγ=θ1,HE=θ2H,Kγ=μK,KE=(1-μ)K

构建模型如下:

这个最优化问题的现值Hamilton函数为:

其中,λ1,λ2,λ3分别为人力资本、新技术、物质资本的影子价格。根据动态最优化理论,

对控制变量C、μ、θ1、θ2的一阶偏导为0,可得:

影子价格的变化率为:

根据以上条件,我们可以解得:

三、模型结果分析

由模型推导结果可以看出,平衡增长路径上总产出的增长率等于人力资本增长率加技术增长率。这说明人力资本和技术进步是决定均衡经济增长速度的主要因素。此外,平衡增长路径上,人力资本增长率与技术水平的增长率存在线性关系。技术水平的外部性参数准,决定了人力资本增长率和技术进步率的大小。准越大,均衡经济增长率也越大,说明现有技术对研发部门的溢出效应会对均衡经济增长速率产生影响,而现有技术对人力资本生产部门的溢出水平γ不会对均衡经济增长速率产生影响,说明技术进步对人力资本生产影响不大,人力资本生产主要依靠现有人力资本存量和政府对人力生产的物质资本投入。最后,总产出的增长率、技术的增长率、人力资本增长率与分配到人力资本生产部门的人力资本比例正向相关。这意味着留在教育部门的人力资本越多,均衡经济增长率越大,也即对人力资本分配时,应该让尽可能多的人留在人力资本生产部门。根据θ2,θ1与μ的关系式,可知μ越小,θ2越大;θ1越大,θ2越大。这意味着,对于物质资本,分配到人力资本生产部门的物质资本越多时,均衡增长率越大;而对于人力资本,分配到人力资本生产部门和物质生产部门的人力资本越多,均衡经济增长率越大。也即,无论是物质资本还是人力资本都应该尽可能多地分配到人力资本生产部门,均衡经济增长率才会越大。

摘要：针对已有的内生增长模型忽视物质资本投资对人力资本生产和技术研发影响的现状,文章建立了一个考虑物质资本投资结构和人力资本分配比例的三部门内生经济增长模型。模型推导结果表明:均衡经济增长率与分配到教育部门的人力资本比例和物质资本比例成正比,而与分配到物质生产部门的物质资本比例和分配到研发部门的人力资本数量呈反比。

关键词：人力资本,技术进步,投资结构,经济增长

参考文献

[1]Arrow,Kenneth J.,The Economic Implications of Learning by Doing[J],Review of Economic Studies,1962,29(2):155～173

[2]Uzawa H.,Optimum Technical Change in an Aggregative Model of Economic Growth[J],International Economic Review,1965,6(1):18～31

[3]Romer P.M.,Increasing Returns and Long-run Growth[J],Journal of Political Economy,1986,94(5):1002～1037.

[4]Lucas R.E.,On the Mechanics of Economic Development[J],Journal of Monetary Economics,1988,22(1):3～42

[5]Romer P.M.,Endogenous Technological Change[J],Journal of Political Economy,1990,98(5):71～102

[6]Rebelo,Long-run Policy Analysis and Long-run Growth[J],Journal of Political Economy,1991,99:500～521.

[7]Redding S.,The Low-Skill,Low-Quality Traps:Strategic Complementarities between Human Capital and R&D,Economic Journ al,1996,106:458～470.

投资行为与经济增长 篇2

外商直接投资、技术外溢与经济增长

外商直接投资、技术外溢与经济增长 ――对广东数据的实证分析 摘 要：本文运用计量模型，对广东省到的行业数据和城市数据进行实证分析，考察了外商直接投资(FDI)技术溢出效应与经济增长之间的相关关系。我们区分了FDI的技术外溢效应和通过企业本身较高生产率促进经济增长的效应。实证结果显示：在广东省FDI外溢的过程中，示范-模仿效应和联系效应的效果较为显著，并且形成了一定的聚集效应;FDI在行业中的外溢效应小于在地区内的效应;各城市的经济技术水平和政策因素强烈地影响着FDI的外溢效果。因此，当前相关外资政策的制定不应该一味强调引入外资的数量，重点应在于其对国内企业的技术外溢效应。关键词：外商直接投资 技术外溢效应 经济增长 一、引 言 改革开放以来，中国以其巨大的市场潜力及日益改善的软硬投资环境，吸引了大批外商来华直接投资，世界许多著名跨国公司也纷纷来华抢滩登陆。到19底，中国实际利用外商直接投资已达2700多亿美元，外资企业36万家，连续6年成为全球仅次于美国的第二大外商直接投资(FDI)接受国，外资经济已经成为中国经济发展的一个重要经济增长点。为什么要选择外商直接投资的方式?相较于对外借款、出口信贷或延期付款等其他的外资利用形式而言，FDI在引资数量上并无优势，一些FDI厂商甚至在东道国当地筹措资金。事实上，我国在20世纪70-80年代利用外资的实践中，FDI形式所占的比例很低，平均在20%左右。进入90年代以后，FDI则成为利用外资增长势头中具有决定意义的主角：其在外资利用中的比例由1990年的33.9%猛增到的77.6%。现实中我们也不难看到，各省的对外政策都竞相向外商直接投资企业提供各种优惠，包括更低的所得税率和更长的免税期、进口关税减免、基础设施建设的补贴等。这些优惠措施都是合理的吗?这些政策的理论依据何在? 从形式上来说，外商直接投资企业根据外资参与程度以及参与方式的不同，一般分为外商独资企业、中外合资企业和中外合作经营企业三种类型。无论是哪一类企业，FDI从进入时起就展现出其不同于内资的特殊性质：“FDI是资本、专利及相关技术的结合体，因而其对增长的作用是多方面的，对技术先进国和发展中国家的影响大不相同。”(Balasubramanyam等,)FDI带来了“打包的资本、管理技术和生产技术”(Johnson,1972)。也就是说，FDI不仅是指物质资本，而且是涵盖人力资本、技术知识等多种因素的广义资本概念。这一定义表明：外资与内资存在质量差异，国内企业在当地使用本地和外来资金的效率比外商低。所以，在现阶段的外资利用中，应该注重的不是资金的数额，而是该资金引起的带动国内资金使用效率提高的效应。这才是当前我国FDI迅速增长的原因。经济学研究中用FDI技术外溢效应(Spillover Effect)来说明这一点。有关FDI技术外溢效应的研究所做的正是将FDI研究的重点由量的因素扩展到质的因素，考察FDI对生产率增长的贡献，解决FDI与东道国长期经济增长的关系问题。 本文第二部分主要回顾了国内外有关外商直接投资外溢效应的研究情况，阐述了FDI技术外溢的.发生渠道及溢出效果的影响因素，在此基础上构造一个基本计量模型，对经济增长核算方法加以解释，用于实证检验;第三部分是对数据的描述;第四、五部分分别就行业数据和城市数据进行回归分析;第六部分给出本文结论并作简要评论。 二、FDI的技术溢出：文献回顾与模型设立 新古典增长模型不能解释决定长期增长的技术进步是如何产生的，也就不能真正解决一国长期经济增长的问题。80年代新增长理论将外部性纳入到经济增长过程之中,随之有关FDI通过其外溢效应对东道国长期经济增长做出贡献的实证研究也蓬勃发展起来。所谓溢出效应，是指由于广义FDI资本内含的人力资本、R&D投入等因素通过各种渠道导致技术的非自愿扩散，促进了当地生产率增长，进而对东道国长期增长做出贡献，而跨国公司(MNE)子公司又无法获取全部收益的情形。在此意义上，资本将突破新古典理论边际收益递减的经典假设，产生不变甚至递增的收益，从而影响长期增长。事实上，FDI对宏观经济影响是显而易见的。FDI向某一区域的集中往往对当地经济产生极大影响，如增加当地就业，提高劳动力总体素质，优化地区产业结构，促进城镇化水平等等。这些不是简单的资金投入效应，而是生产率提高的结果。 FDI通过什么渠道实现溢出呢?根据相关文献对FDI外溢效应的理论阐述，FDI外溢效应可以归结为以下四种渠道。第一，示范-模仿效应(demonstration-imitation effect)，即Kokko(1990)所说的传染效应(contagion effe

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投资行为与经济增长 篇3

关键词：人力资本；经济增长；实证分析；人力资本投资

中图分类号：F323.6文献标志码：A文章编号：1002-1302（2014）11-0466-03

20世纪60年代，西奥多·W·舒尔茨提出的人力资本理论认为，人力资本投资是通过对人的生产、教育、在职培训、卫生保健、迁移的一定投入，使劳动者的质量有所改善，并最终使劳动产出增加的一种投资行为。他通过对二战后美国农业生产增长原因的分析，认为美国农业的增长仅有20%是由物质资本投入引起的，而教育、科技的投入起到了80%的作用[1]。因此，“人力资本”被纳入主流经济学的研究范畴并得到了不断充实和发展，其中有不少学者利用计量工具论证了农村人力资本与经济增长的关系。张艳华等将人力资本引入C-D生产函数，证明了农村人力资本投入对于产出具有正向的关系，并从教育的角度分析了其贡献率较低的原因[2]。李永宁验证了农村人力资本存量增长缓慢会影响经济增长的利用效率[3]。李勋来等通过我国农村人力资本与经济增长关系的研究，认为物质资本投入对经济增长的贡献较大，而劳动力投入与人力资本贡献率相对较小[4]。可见，农村人力资本投资与经济增长的正向关系是存在的[5]。本研究以舒尔茨人力资本投资理论为基础，借鉴柯布-道格拉斯生产函数，利用Eviews6.0软件对河南省人力资本投资与经济增长的关系进行验证，分析农村人力资本投资中的问题所在，为人力资本偏向性制度的设计提供思路。

1模型构建与数据来源

1.1模型的构建

柯布-道格拉斯生产函数给出了劳动力与物质资本对于产出的贡献。如果把人力资本投资加进去，相应的生产函数形式为：

Yt=AKtαLtβHtγetε。

式中：A为综合技术水平、Yt为t期的总产出，Kt为固定资本投入，Lt为劳动力投入，Ht为人力资本投入，t为时间，et表示除了上述变量以外有可能对Y产生影响的综合因素。α、β、γ分别表示资本产出弹性、劳动产出弹性、人力资本产出弹性，ε为随机误差。

由于不能直接对非线性函数进行估计，为了避免时间序列数据的异方差问题，把上面的函数两边取对数：

lnY=lnA+αlnK+βlnL+γlnH+ε。

1.2指标的选取

按照舒尔茨的理论，将人力资本投资分为正规教育、医疗保健、培训、迁移投资4个方面。但是由于培训主要来源于政府支出和企业投资，单纯农民的投资很少，并且形式多样，很难获取具体数据，因此予以忽略。研究中农村人力资本投资仅从农户投资的角度进行分析，选择农民文化、教育、娱乐用品作为教育投资指标，医疗保健作为健康投资指标，交通和通讯作为迁移投资，3者的和乘以乡村人口数量，利用居民消费价格指数进行折算，确定实际人力资本投资总额，用H表示。物质资本投资用非农户和农户完成的农村固定资本投资总额来衡量，用K表示，用GDP物价指数平减1995年數据得到真实的数据。由于统计年鉴中没有农村经济增长的数据，借鉴熊启来（1999）估计的方法来计算河南省农村实际GDP，以该GDP值作为被解释变量。数据来源于1996—2013年各期《河南省统计年鉴》《河南省调查年鉴》，数据结果见表1。

1.3数据分析

1.3.1人力资本投资总量持续增长

从表1中可以看出，人力资本实际总投资持续增加，从1995年的86.9亿元增长到2012年的313.7亿元，增加了近3倍，年实际增长率11.7%；生活消费支出的比重也从1995年的12.38%，增加到2012年的26.59%。由此可见，随着农村经济实力的增强，人力资本投资水平也在稳步增加。

1.3.2各项投资所占的比重变化趋势不一

从表1还可以看出，人均教育、医疗、迁移投资都呈现出不断增加的趋势，但2003年以后，迁移投资出现了较快的增长势头，增幅明显快于教育和医疗保健支出。原因在于农产品的市场需求不足，与工业品等其他产品相比缺乏市场价格优势，相同数量的土地和资金从事农业生产所能获得的收益远远少于其他产业，农业比较收益下降，农民被城市高额待遇所吸引，外出打工人员逐渐增多，促进了迁移投资的增加。由于新型农村医疗合作的普及使得健康投资2009年以后增长快于教育投资，但是农民保健意识以及对医疗的渴求相对较弱，因此增速较低。

2实证分析

2.1单位根检验

为了避免时间序列数据的伪回归，需要对于各指标的平稳性进行检验。采用ADF检验法对序列进行检验，原始数据只有k是平稳的，其他各变量都是不平稳的，经过差分变化后数据都是平稳的。通过E-G两步法对各变量进行协整检验后，发现各变量之间的协整关系是存在的（表2），因此可以建立回归方程进行计量分析。

[FK（W7][HT6H][STHZ]表2模型中各变量的平稳性检验[HTSS][STBZ]

[HJ*5][BG（！][BHDFG1*2，WK5，WK7。2，WK8。2，WK20，WK5W]变量结论变量（d）ADF检验值P值检验形式（c，t，k）结论

lnL不平稳lnL（2）-6.7122100.0015（-0.088715，0.005928，3）平稳

lnH不平稳lnH（1）-5.0774990.0065（0.036191，0.09726，1）平稳

nlc202309040611

lnY不平稳lnY（1）-4.0843380.0293*（0.078933，0.000503，1）平稳[BG）F]

注：（1）检验行中，C为常数项，t为趋势项（0表示对此影响不存在），k为滞后阶数；（2）标量括号中的d表示变量的差分阶数；（3）无*号表示1%的临界水平，*表示5%的临界水平。[FK）]

2.2回归分析

回归分析结果见表3，结果显示整个方程解释了经济增长变动总量的93.07%，说明方程的显著性是存在的。从各要素的产出弹性可以看出，固定资本每增加1%，GDP将会增加0.49%；人力资本投资每增加1%，GDP将会增加0.28%；农村劳动力的数量增加1%，GDP将增加0.44%，可见，河南省农村经济增长主要是靠物质资本投资与劳动力存量的增加带来的，人力资本对于经济增长的作用偏低。相关研究也表明，只有当人力资本的产出弹性大于0.45时，人力资本投资对于经济增长的巨大拉动作用才能凸显，因此这预示着河南省依靠人力资本拉动经济增长的潜力很大。

3结论

人力资本对GDP增长的直接贡献率，代表人力资本作为直接投入要素对GDP增长率的贡献。GDP的增长总是伴随着人均资本存量的快速增加，中国过去20年的制度安排是一种资本偏向型的制度，曾有力地克服了资本的瓶颈，促进了农村经济高增长[6]。但是，随着相对的生产要素禀赋发生变化，单纯注重物质资本积累为导向的物质资本偏向型制度，已经使得河南省农村经济越来越偏离可持续增长的道路。表3结果亦显示，物质资本对于经济增长的贡献达到72%，远远高于人力资本的作用，说明河南省农村经济增长中主要还是物质资本拉动型，真正靠人力资本驱动的经济增长模式还没有形成。这可能是由于农业比较收益低下，高素质人才大量流出，形成了农业发展的瓶颈；计划生育政策的执行导致农村人力资本存量低，人力资源总量递减加重；另外由于教育、医疗的回报慢，政府对于农村教育、医疗保险、健康的等民生领域的公共投入远低于城市水平，导致了人力资本总体投资水平过低，从而使人口流动的外部效应流向城市，而成本却附加在农村。

4政策建议

人力资本投资对于农村经济增长具有显著的正向作用，是经济发展的“发动机”。为了适应新时期农村经济发展的需要，实现“人力资本积累”带动“物质要素生产率”共同促进经济增长，防止资本边际报酬率下降阶段过早出现，提出以下建议：

4.1加大农村人力资本投资力度，提高人口素质

一元回归方程的实证结果显示，个人教育投资的收入弹性为1.074，健康投资的收入弹性为1.539，均大于1，说明提高人口素质可大大提高经济增幅。农村GDP的增长、农民收入的提高，又是人力资本支出不断充实的保障[7]。正如十八大《决定》中提出的，要适应农村老龄化的结构变化，加大公共财政、企业、个人对于农村医疗、教育的投资力度，健全农村三级医疗卫生服务体系，完善以新型农村社会保险为核心的社会救济、社会福利、公共卫生制度；健全社会养老保险政策体系，加快农村社会养老服务体系建设；提倡优生优育，促进农村人口素质的普遍提高；进行劳动力流动机制的制度创新，完善农村人才市场的助推作用，促进农村劳动力的合理流动，实现人力资本投资与利用的结合，对于促进农村经济持续、健康发展具有重要的意義。

4.2加大教育资源向农村的倾斜力度，推动教育公共资源均衡配置

研究表明，在发达国家，教育经费占GDP的比重为6%～7%，而河南省农村教育经费占GDP的比重远远不够，因此，要使农村教育成为人力资本投资和积累的基础，就要加大公共财政对农村基础设施建设的覆盖力度，改善教育投资结构，统筹城乡义务教育资源均衡配置，适应农村生产力发展的需要，建立多元化的基础教育办学模式，改善基础教育办学条件；其次，深化农村职业教育改革，以多种形式、多种途径、多种机制积极发展农村职业教育，培养推广科学技术的实用人才；最后，加大农村培训投资力度，构建农村成人教育体系，培养农村经济发展急需人才，加快人力资本的形成，改善劳动者的人力资本价值，促进农村经济发展。

4.3户籍与人口制度改革，增加农村人力资本积累

户籍制度改革在短期将带来劳动参与率的提高，在中期将提升农民的人力资本积累率，提升人力资本投资的预期回报率，从而激发农民工内生的教育、培训、健康的需求。同时，开放农村二胎生育政策，有利于改善农村长期人口结构，降低老龄化的风险，对于改善长期农村人力资源存量，确保农村发展的后继力量至关重要。

参考文献：

[1]崔姹，孙文生.河北省农村人力资本投资与经济发展水平研究[J].湖北农业科学，2011，50（1）：209-212.

[2]张艳华，刘力.农村人力资本对农村经济增长贡献的实证分析[J].中央财经大学学报，2006（8）：61-65.

[3]李永宁.农村经济增长与农村人力资本利用效率的相关性分析——以江苏淮安为例[J].农业经济，2009（3）：44-46.

[4]李勋来.农村人力资本与经济增长关系的实证分析[J].青岛科技大学学报：社会科学版，2007，23（4）：54-57.

[5]包迪鸿，盛乐.人力资本投资对经济增长贡献率的实证研究与分析[J].商业研究，2005（8）：24-28.

[6]胡宗义，张杰.经济增长中人力资本作用的评价指标体系研究[J].财经理论与实践，2005（1）：85-88.

[7]张文俊，窦学诚.农村家庭人力资本投资动态分析——以河南农村为例[J].农村经济，2010（1）：101-104.

消费与投资对经济增长的影响 篇4

GDP按支出法核算包括消费、投资和净出口三部分。其中，消费和投资是我国GDP的核心部分，投资是总需求中最为动荡不定的领域，消费是总需求中最为直接的作用因素（多恩布什，2000）。在投资需求和经济增长之间的关系方面，国外学者做了较多的工作，已经发现美国等国的固定资本形成（固定资产投资在GDP中所占份额）同人均GDP之间有显著的正相关关系，一般情况下物质资本投资可以促进经济增长。我国目前处于制度转型且高速增长的阶段，合理控制消费和投资比率是目前经济研究的重要课题。投资是经济增长的推动力，消费是启动内需的关键，二者之间的平衡成为经济增长能否取得持续、协调、快速发展的重要影响因素。消费增长率和投资增长率是一国宏观经济的重要指标，能较好的刻画消费与投资的增长趋势，消费（投资）增长率是消费（投资）增长额与前期消费（投资）总额的比率。

二、消费增长率与投资增长率对经济增长动态关联

下面我们从定量的角度研究我国消费增长率和投资增长率与经济增长的关系。首先以1979-2007年我国消费增长率、投资增长率作为解释变量，GDP增长率作为被解释变量，采用最小二乘法进行回归分析。估计得到下面回归方程：

其中δGDP代表实际GDP增长率，δC代表实际消费增长率，δI代表实际投资增长率。方程R2=0.77，模型拟合效果较好，D.W.值为1.51。从方程中，可以得出消费增长率提高1%，可使GDP增长率提高0.38%，投资增长率提高1%，可使GDP增长率提高0.23%。显然，在改革开放的三十年里，提高消费增长率会比提高投资增长率更有利于GDP的增长，也就是说，消费增长率与投资增长率对GDP增长都有很明显的拉动能力，但是相比较而言，消费增长率对GDP增长的拉动能力更大。对经济增长而言，提高消费增长率会比提高投资增长率有更好的效果。上面采用的是OLS固定参数的方法来估计参数，这时变量之间的数量关系是固定的，不随时间变化的，得到的是消费增长率、投资增长率与GDP增长率的平均影响关系。然而，中国改革开放以来，由于经济改革、各种各样的外界冲击和政策变化等因素的影响，经济结构逐渐发生变化，用常规的固定参数方法往往不能体现出经济结构的变化，因此，本文利用状态空间模型构造可变参数模型（time-varying parameter model）来研究消费增长率、投资增长率在不同时点上对GDP增长率的动态影响。在模型估计中，本文以中国1978-2007年的消费增长率、投资增长率作为解释变量，将GDP增长率作为被解释变量建立状态空间模型，得到如下结果：

改革开放至今，我国消费增长率（或投资增长率）增加一个百分点，带动经济的增长也在发生变化, 本文将这种变化称为消费增长率 (或投资增长率) 对经济增长的拉动系数βCt (或βIt) , 或者叫做拉动潜力。为了便于分析, 我们将消费增长率拉动系数同消费率, 投资增长率拉动系数同投资率, 消费增长率拉动系数同投资增长率拉动系数比较并画出相应曲线图。

结合图1、图2、图3分析消费增长率和投资增长率拉动系数的变化。我们从图中可以看到两个明显特征:一是我国消费增长率对经济增长的拉动系数有着明显的上升趋势, 投资增长率拉动系数则有着下降的趋势;二是无论消费增长率拉动系数还是投资增长率拉动系数分别与其相对应的消费率和投资率几乎呈同步反向变化。进一步分阶段讨论, 在20世纪80年代, 我国当时消费率处于相对较高的水平, 但仍有较明显的下降趋势, 而这一阶段我国消费增长率的拉动能力处于上升的阶段, 同时几乎与消费率呈同步反向变化。投资率在这一段处于相对较低的水平, 同时伴随有先降后升的趋势, 投资增长率拉动系数则处于相对较高的水平, 并且有先升后降的趋势。消费增长率拉动系数曲线在1993、1994年附近达到局部的最高点, 消费增长率拉动能力最大, 同时消费率也处于20世纪90年代的最低点。投资增长率拉动系数也在同期处于20世纪90年代最低点, 而投资率也显然处于这一阶段的最高点。1998年以后消费增长率拉动系数曲线渐渐平稳, 基本维持在0.5水平附近, 处于稳中略升状态, 而消费率则呈现下降趋势, 在此期间, 投资增长率拉动系数曲线同投资率均呈现上升的趋势, 说明这一阶段投资效率相对较高。这一阶段, 我国市场经济体制相对成熟, 消费增长率拉动系数和投资增长率拉动系数相对稳定, 我国消费增长率拉动系数仍大于投资增长率拉动系数。

三、结论及相关政策建议

1、调整国民收入分配结构、防止收入差距进一步扩大。

从短期消费函数看，在既定GDP条件下，可支配收入高低取决于收入分配系数的大小。收入分配系数是政府收入分配政策的反映。在收入分配政策方面，要理顺国民收入初次分配、二次分配的关系；在财政和税收政策方面，要通过加大公共财政支出建立良好的消费环境，通过税收调节，促进收入相对公平分配。

2、完善社会保障制度。

我国目前社会保障制度仍不完善，居民预防性储蓄增加，导致消费需求不足。完善的保障制度能够使人们对未来形成良好的预期，从而减少储蓄，增加当期消费。要重点建立健全农村最低生活保障、养老、医疗等农村社保体系，妥善解决进城农民工社保问题。要把增加经济适用房、廉租房投资和供给政策落到实处；积极稳步推进医疗卫生体制改革，从根本上缓解居民看病贵、看病难的问题。在深化社保制度改革过程中，应该加大对社保制度的资金支持力度。

3、消费信贷和消费结构升级。

应该大力培育和发展消费热点，如住房消费、汽车消费、旅游消费、信息消费、网络消费、文化教育消费。引导企业调整投向，增加面向中低收入群体的商品供给体系。建立健全个人信用制度，积极发展消费信贷，改善消费环境。通过立法和行政手段，严惩各种商业欺诈及侵犯消费者利益的行为，规范市场秩序，加强对消费者权益的保护。

4、转变经济增长方式、调整优化投资结构。

降低高能耗、高物耗、高污染、产能过剩行业的投资，支持有利于提高产业技术水平、有利于发展循环经济、有利于加强薄弱环节的行业投资与建设，积极推进粗放型增长向集约型增长方式的转变。加强对新农村建设、文教卫生、服务业等薄弱环节的引导力度，从而达到控制投资增长、改善投资结构、提高投资效率的目的。

参考文献

[1]贺铿:中国投资、消费比例与经济发展政策[J].数量经济技术经济研究, 2006 (5) .

[2]刘金全、于恵春: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) .

[3]王金明、高铁梅:利用可变参数模型估算中国开放经济乘数[J].世界经济, 2004 (7) .

投资行为与经济增长 篇5

1953-1999基本建设投资、更新改造投资与经济增长关系的实证分析

本文运用规范的`计量经济学手段,分阶段实证分析了我国1953-基本建设投资、更新改造投资与经济增长的关系,以求探寻通过合理使用资金、提高投资的供给水平实现产业升级换代和经济持续快速、健康增长的途径.

作 者：郭春丽 Guo Chunli 作者单位：河南大学经贸学院,开封,475001刊 名：湖北成人教育学院学报英文刊名：HUBEI ADULT EDUCATION INSTITUTE JOURNAL年，卷(期)：“”(1)分类号：F2关键词：经济增长 基本建设投资 更新改造投资 实证分析

投资行为与经济增长 篇6

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.

我国教育投资与经济增长关系分析 篇7

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.

房地产投资与经济增长分析 篇8

利用回归分析法, 以1988年到2009年的城镇房地产开发投资与国内生产总值进行定量分析。选择各年度的房地产开发投资的对数为自变量, 国内生产总值的对数为被解释变量。由于数据是时间序列, 有可能存在高阶自回归的特征, 因此有必要使用ADF (Augment Dickey-Fuller) 检验先对数据进行单位根检验, 以排除数据的自相关。

从表3可知, 房地产开发投资和国内生产总值的对数这两个时间序列是一阶单整序列, 对其进行协整分析。

s迹统计量30.02244大于25.87211和19.38704或相伴概率小于0.05, 所以房地产开发投资与国内生产总值存在协整关系。

选择房地产开发投资的对数为自变量, 国内生产总值的对数为被解释变量, 建立回归模型:

虽然, 房地产开发投资和GDP的增长在长期存在某种相关关系, 但是不能证明他们之间的因果关系, 有必要使用格兰杰检验对其关系进行确立。通过VAR模型确立滞后期为2, 检验结果如下 (表4) :

由于相伴概率小于0.05, 因此在95%的置信水平下, 可以认为国内生产总值与房地产投资互为格兰杰原因, 在此基础上建立E C M模型 (误差修正模型) ,

从上式可知, 房地产开发投资对国内生产总值的增长有很大的推动作用, 短期来看1%的投资增加可以使得GDP增长0.17%;而长期来看, 1%的投资增长能带来GDP的0.6%的增长。并且, 存在纠正指数, 当年的GDP增长会对前一年GDP与房地产投资之间的缺口进行修正。

据国家发展改革委投资所房地产研究中心副主任刘琳统计, 房地产开发投资对经济增长具有重要作用。1997-2005年, 综合直接贡献率、间接贡献率和引致消费贡献率得到的房地产开发投资对G D P增长的总贡献率平均达到22.49%, 即在各年GDP的增量中, 房地产开发投资总贡献的份额平均达到1/5;在平均8.94%的GDP增幅中, 房地产开发投资贡献的百分点平均达到2.03%。

其次, 房地产的发展会带动相关行业的投资的快速增加, 包括钢铁、水泥等60多个行业。房地产业对其它行业的影响可以通过影响力系数这个指标来考虑。影响力系数是某一产业增加其产出, 当增加一单位最终需求, 对国民经济所有部门产生的产出增加的影响。影响力系数大于1表明该产业部门增加产出会给其它部门带来比自身更多的产出增长。系数越大表示该部门生产对其他部门生产的波及影响程度的影响力水平越大。根据2008年统计年鉴记载, 2005年建筑业影响力系数为1.86, 排在按17个行业分类的第5位, 彰显了建筑部门对其它行业强大的带动作用。

同时, 房地产业是资金占用大, 资源消耗多的行业, 当经济过热的时候, 势必会严重挤压其他行业的发展。大量的资金由于利益的驱使, 会流向利润高的房地产业, 这样就会造成资源错配, 也会使得产业结构失调。

最后, 房地产业的发展会促进相关产业职工收入的增长, 带动其消费的增长, 通过消费乘数来拉动整个社会的消费。最终, 形成的消费会远大于增加的收入, 从而带动GDP的增长。据统计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它产业投资、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。其中, 直接贡献大约占40%, 间接贡献和引致消费贡献大约占60%。

同时, 在房地产拉动耐用品消费的, 也会挤压其它消费。目前的高房价会迫使广大的消费者选择更多的储蓄来支付首付和偿还房贷。据中国统计局2008年统计年鉴记载, 人们2007年的居住消费仅仅占9.83%。但是, 居住消费中仅仅包括城镇居民住房的租金和相关维修、物业费, 其中并没有包含居民用于购置商品房和政府部门用于住房的消费支出。若加上这些支出, 那么居民的居住消费在整个消费中的比例将会大大上升。

综上所述, 在经济低迷的时候, 房地产开发投资对国民经济增长贡献作用明显, 可以直接刺激很多部门的投资。但由于房地产行业利润率高对其它部门的投资挤占作用强;房价增长过快远远超过居民可支配收入的增长, 所以需要对房地产行业进行合理的中长期的规划, 来满足绝大多数人的利益。政府可以通过规范廉住房、经济适用房市场, 来做到切切实实满足中低层人民的购房需求。在税收方面, 政府可以加大对开发满足其政策目标的企业的补贴和税收抵免;同样也可以加大对中低收入者的购房补贴和税收优惠。当然, 官员绩效考核、土地出让金、分税制财政等等问题也亟待解决。

摘要：房地产行业作为国民经济的支柱产业, 在经济增长中发挥着重要的作用。房地产业可以影响钢铁、建材水泥等上游行业和家用电器、装饰等下游行业的发展, 是个影响力大, 辐射面广的行业。房地产业对中国国内生产总值的高速增长贡献巨大, 在投资和消费环节都有重大影响。本文将结合计量模型分析房地产开发投资对经济增长的影响程度, 并综合分析房地产行业对其它经济部门的影响。

关键词：房地产,投资,经济增长,协整分析

参考文献

[1]、李文军:住房体制改革以来房地产业发展对经济增长的影响[J], 经济研究参考, 2009年第61期;

连云港投资与经济增长实证研究 篇9

一、固定资产投资的特点

1. 投资速度由快速增长到平稳增长

连云港市固定资产投资额2001年-2008年处于高速增长期, 投资总量从2000年的127.8亿元迅速上升到777.7亿元, 6年增加了5.1倍。年度投资增量从不足25亿元, 快速增加到近200亿元。投资名义增速在30%以上。全社会投资额2003年突破200亿元, 从200亿元到500亿元用了4年, 从500亿元到1000亿元用了2年, 从1000亿元到1500亿元用了3年。

2009年之后, 受国际金融危机影响, 投资增速明显放缓, 增幅保持在20%-30%之间, 年度投资增量保持在200亿元-300亿元平台。 (其中2011年统计部门对投资基数进行了调整, 是年投资同比增幅为24.8%, 但总量仅比上年增加6亿元) 。连云港市是典型的投资驱动型经济, 投资结构以基础设施、钢铁、化工为主。基础设施投资2009年以来受到日益严格的信贷控制, 融资总量不断回落。钢铁、石化产业受到市场需求不旺、原材料大幅波动及劳动力成本上升影响, 项目主体对于扩大产能信心不足, 投资意愿较弱, 同时这些行业属于产能过剩、信贷限制的行业, 即使投资意愿出现恢复, 资金来源也会受到一定的限制。

2. 投资城乡差距进一步增大。

2003年-2012年, 连云港市规模以上投资中, 城镇投资占比始终较高, 增速整体平稳。所占比重从2003年的75.8%先回落到2007年的70.1%, 再上升到2012年的89.1%。农村投资所占比重一直较低, 从2003年的10%先上升到2007年的16.7%, 再回落到2012年的5.5%。整体来看, 城镇与农村投资占比的差距从2003年的65.8个百分点收窄到2005年的48.9个百分点, 2006年以来差距逐步扩大, 每年增加5个百分点左右。特别是2011年以来, 差距每年增加10个百分点左右, 2012年扩大到83.6个百分点。城乡投资差距的加大, 说明连云港市城乡发展二元化程度在进一步加深, 特别是在2011年以来经济增速逐步回落的大环境下, 投资结构失衡的表现更为突出, 凸显了加快结构调整的必要。

3. 投资主体出现“国退民进”

2001年-2012年, 连云港市国有和集体经济的比重逐年下降, 从2001年的58.1%, 下降到2012年的16.4%, 尤其是2006年、2007年下降较快。而私营经济占比则一路攀升, 从2001年的1%, 上升到2012年的59.7%, 尤其是2006年、2007年上升较快, 2006年私营经济超过国有和集体经济成为占比最大的投资主体。外资及其他经济占比一直比较稳定, 从2001年的2.6%, 缓慢上升到2008年的6.9%, 随后占比逐年小幅下降, 到2010年为3.2%, 2012年在各级政府加大招商引资力度的推动下, 外资经济占比回升, 达到6.5%。

4. 资金构成一家独大

连云港市2001年-2012年投资资金来源构成中, 有这样几个变化趋势:一是自筹资金占比快速提升。从2001年的49.5%, 迅速攀升到2007年的88%, 2007年-2012年, 在85%左右小幅波动, 说明企业自筹资金一直是连云港投资资金的最重要来源, 持续支持了投资的较快增长。债券、股权、信托等新型直接融资方式成为越来越多企业的重要融资途径。二是国家预算内投资较为稳定。2001年占比为5.1%, 此后缓慢下降, 2007年下降到0.03%, 其后出现回升, 2012年占比为1.8%。国家预算内资金占比在各项资金中的比重一直是最低的, 但整体稳定, 说明连云港市投资中, 国家预算内投资始终不是主要来源。三是贷款资金明显下降。贷款占比2001年为23.5%, 2009年在金融危机影响下, 下降到1.2%, 此后缓慢回升, 2012年占比为7.5%。说明贷款对投资的贡献程度始终不高, 而且受宏观金融政策影响较大。四是外资和其他资金持续下降。2001年, 外资占比为13.8%, 2003年最高达到26.4%, 在金融危机影响下, 2010年下降到1%, 此后缓慢回升, 2012年占比为2.1%。说明外资对投资的贡献程度整体下降, 且受国际经济环境影响波动较大。其他资金一直在10%以下徘徊, 从2001年的8%下降到2012年的0.6%, 占比持续下降。

5. 投资结构“二上三下”

可以明显看出三次产业变化趋势各不相同, 一产保持稳定, 占比一直在1%以下。二产随着工业化的快速推进, 占比不断提升, 2002年超过三产成为投资的主要部分。2012年更是达到了63.3%的高位。三产投资呈现不断下行的趋势, 从2001年的36.6%下行到2006年的14.4%, 随后稳定在16%左右。三次产业投资比重的变化说明, 随着连云港市工业化的不断深入, 二产成为了拉动全市投资增长的主要动力。服务业投资占比不高, 也说明了连云港市服务业发展一定程度上被忽视, 成为发展上的短板。

6. 工业拉动仍待提升

连云港市工业投资占比一直保持较高水平, 自2006年占比超过50%以后, 一直保持在60%左右, 没有明显变化。一方面, 这体现出连云港目前已经处于工业化中期, 工业投资占比较高;另一方面, 也体现出工业投资近几年增量不足, 发展缺乏后劲。工业投资增幅起伏较大, 2004年和2011年均出现了较大的回落, 2003年-2012年平均增幅为30.7%, 高于全部投资增幅3.7个百分点, 增速总体不够理想。从占比徘徊不前和增幅大起大落来看, 工业投资对全部投资拉动作用仍有较大提升空间。

二、投资与经济增长的关系

1. 投资与经济增长的相互作用分析

在分析投资效率之前, 需要对投资与经济增长的关系进行分析。首先对2001年-2012年投资 (IV) 和地区生产总值 (GDP) 序列进行平稳性检验, 使用EVIEWS7软件, 分别对序列进行ADF检验, 以2为滞后项, 对其二次差分序列进行检验, prob值均小于0.05, 表明不存在单位根, 序列都是平稳的。对差分后序列做格兰杰因果检验, 滞后期为2, 从结果可知拒绝IV不能granger GDP的假设, 即投资granger引起地区生产总值;但是不能拒绝GDP不能granger引起IV, 即接受地区生产总值不能granger引起投资, 两者是单向因果关系。说明连云港市2001年-2012年投资对经济增长有显著的影响关系, 而经济增长反过来对投资的影响关系却不明显。这可以说明, 连云港目前尚处于投资拉动经济的发展阶段, 而投资的人为可控性较强, 在很大程度上不是完全由市场规律进行调配的。这样的结论也为在宏观经济不景气的时期, 通过扩大投资拉动经济增长的有效性提供了佐证。 (见表1)

2. 投资率分析

投资率是反映经济冷热的敏感指标之一, 一般而言, 要促进经济增长, 必须要有一个合理的投资水平, 过低过高都不好。投资率过低, 使经济增长后劲不足, 可能难以起到促进经济的作用;投资率过高, 则又可能会导致经济过热甚至投资效率低下, 如生产能力的闲置, 较低的收益率, 金融风险增加。因此, 合理的投资水平对保持经济持续、稳定、协调发展起着重要的推动作用。

2001年-2012年, 连云港市平均投资率为79.4%, 江苏省为47.7%, 连云港市投资率变化趋势与江苏省基本一致, 但高出江苏省30个百分点左右。要促进经济增长, 就必须有一个适度合理的投资率, 根据我国经济发展的实际情况, 大多数学者认为投资率应以35%左右为宜, 但是不同区域差异可能较大。可以看出江苏省和连云港市目前的投资率都偏高, 而连云港投资率在2008年之后更是长期在高位运行。主要原因是两点, 一是连云港市由于独特的区位优势, 得到了国家层面的重点关注, 2008年国家出台《江苏沿海地区发展规划》, 明确支持连云港发展, 发展的重点集中在港口、航道、园区基础设施等领域, 这些领域的投资量大但拉动经济的滞后期较长, 短时间内难以看到具体效益。二是连云港市目前产业结构不够优化, 钢铁、石化等传统产业占比较大, 工业产值虽然较高, 但增加值率偏低, 产出效率不理想。而重点发展的新医药、新能源、新材料和高端装备制造业规模总体不大, 难以支撑全市产出效率的提升。

3. 投资效率分析

固定资产投资的最终目的是促使GDP增加和经济发展, 边际资本产出率 (Incremental Capital-Output Ratio, ICOR) 是反映固定资产投资效益最全面、综合性最强的指标。ICOR指增加一单位的产量时, 需要增加资本的数量, 即年度投资与当年增量产出之比。一般而言, 一个经济体的ICOR越高, 说明增加单位总产出所需要的资本增量越大, 其投资效率和生产效率越低。边际资本产出率与不同发展阶段投资规模效益变化有关, 在工业化起步阶段, 投资的规模效益上升很快;在工业化中期, 产业规模效益和投资规模效益较高, 边际资本产出率达到较高水平;在工业化中后期, 产业规模效益和投资规模效益开始下降, 边际资本产出率趋于下降。

2001年-2012年, 连云港市平均边际资本产出率为116.7%, 江苏省为62.3%, 连云港市边际资本产出率变化趋势与江苏省基本一致, 高出江苏省50个百分点左右 (2010年投资统计口径调整, 当年投资量数据以差值法估算) 。近十余年来, 连云港市经济高速增长, 也保持了较高投资率, 但不难发现, 连云港边际资本产出率在2004年进入低点之后保持稳定并逐步攀升, 在2010年金融危机影响度过后, 更是实现了连续增长, 这在一定意义上可以说明:连云港市仍处于工业化发展中期, 投资对经济的拉动作用仍然十分显著。

2013年以来, 国家主动放慢经济增长速度, 更加注重调整结构、提升效益, 力图改变经济发展对投资的过分依赖。对于连云港而言, 应当充分认识到底子薄、层次低的现实, 在调整结构、转变经济发展方式的同时, 不能忽视投资的重要作用, 应当继续把稳定并扩大投资作为经济工作的首要任务, 这才能够实事求是、尊重经济发展客观规律, 也必将取得良好的发展成果。

三、对策建议

1. 保持投资总量快速增长

连云港市具有明显的投资拉动发展特点, 历史证明, 一个地区在经济起飞的时期, 投资率必然较高, 如日本经济高速增长的1961年-1971年, 平均投资率为32.6%。新加坡70年代投资率达到40%以上, 上海1996年投资率高达68.8%。连云港目前刚刚进入工业化发展中期阶段, 因此应保持一个相对较高的投资率, 保持投资总额的较快增长。相对于较快增长的地区生产总值, 只有保持目前较高的投资增速, 不断扩张投资总量, 才能保持投资与经济的协调发展。

2. 促进投资结构优化升级

投资结构决定产业结构, 对于连云港而言, 首先要把提升工业投资比重作为重要的发展战略举措。加大对工业企业投资的扶持引导, 从土地、资金、规划等方面帮助重点产业项目加快建设, 早日发挥效益。针对产业结构中传统产业占比过大的问题, 积极引导企业开展技术改造, 主动创新核心技术、更新换代关键设备, 提升产出效率。应保持并适当提高第一产业投资占比。稳定提高民营资本投资比重, 发挥其增强经济活力的重要作用。结合城镇化建设, 不断增加农村固定资产投资, 切实提升农村基础设施服务能力, 提高农村居民生活水平。

3. 拓展多元化融资渠道

对于连云港市投资资金来源中过于依靠企业自筹的问题, 主要的解决方法是进一步拓展融资渠道。政府部门、金融机构、投资主体应当加强沟通对接。政府部门要帮助企业争取信贷支持。金融机构应当大力争取信贷额度, 合理确定风险限度, 重点支持实体经济、中小企业融资。各投资主体要加快完善现代企业制度, 优化自身融资结构, 积极探索企业债券、中期票据、短期融资等新型直接融资方式, 满足资金需求。

4. 加快域外资本引进

在加快现有项目推进实施的同时, 加快招引储备一批、深入谋划一批大项目, 形成投资项目滚动发展的良性机制。紧紧抓住连云港市四大国家战略叠加机遇, 加强专业招商机构和专职招商队伍建设, 聚焦重点地区和重点企业, 瞄准经济发达地区产业转移, 加强园区承接能力建设, 尽快引进一批优质大项目、大企业, 为未来的投资发展提供坚实的项目支撑。

参考文献

[1]刘战国.河南省投资与经济增长问题研究.[J]郑州航空工业管理学院学报, 2013, (01) .

投资行为与经济增长 篇10

一、广西的居民储蓄与经济增长相关性分析

据统计, 1990广西的储蓄存款余额仅为152.3亿元, 到2000年末储蓄存款余额增加到1374.4亿元, 比1996年增加489.9亿元, 增长55.4%, 其中活期储蓄和定期储蓄分别增长99.5%、34.1%;到2002年底, 广西居民储蓄存款达1737亿元, 比2000年增长26.4%, 增长势头有所回落。

为弄清改革开放以来广西经济增长与储蓄之间的关系, 首先对GDP增长率与国民储蓄率这两组数据进行相关分析。从表一中可以看出, 进入90年代以来边际储蓄倾向就超过了50%, 特别是1997、1999、2000年的边际储蓄倾向分别为1.673%、2.123%和1.215%, 新增储蓄的绝对量超过了新增GDP的绝对量, 这说明广西的储蓄水平并不低, 拥有相当丰富的储蓄资源。在理论上, 西方学者通过索洛模型证明:在储蓄完全转化为投资条件下, 经济增长能够实现“平衡增长路径”, 储蓄对经济增长速度不产生影响。在实证上, 西方学者费尔德斯坦和霍里奥卡利用1960-1974年间21个工业化国家投资占GDP平均份额与同一期储蓄占GDP的平均份额进行了回归分析, 结果认为:储蓄率同投资率之间高度相关, 储蓄率增加多少, 投资率几乎同样增加多少。但是1985年到1995年间GDP增长率与国民储蓄率之间的相关系数为0.54, 1996年到2002年间的相关系数为-0.35, 这表明国内生产总值增长率与储蓄增长率之间在统计意义上并没有多少关系。GDP增长并没有完全一致地与国民储蓄率保持一种正相关的关系, 显然这里存在问题, 即本来可以支持GDP增长的国民储蓄哪里去了?

二、投资与经济增长的相关性分析

随着固定资产投资率的变化, 广西的GDP的增长出现了明显的波动, 1985-1994年广西的GDP增长逐年加快达到37.5%, 但是从1995-2002年增长速度开始逐年下降, 1999年GDP增长率甚至降到2.6%, 2002年也才达到10%。GDP的增速与投资率增长趋势是正相关的, 投资增长快的年份, 相应GDP增长快, 反之, GDP增速降低。相关性分析表明, 进入九十年代后广西的经济发展可分为三个阶段:第一, 1991-1995年, 投资的急剧扩张带动国民经济的高速增长。这一时期, 广西以建设西南地区出海通道为目标, 大力建设交通通信, 固定资产投资年均增速46.69%, 投资率年均25.48%, 对GDP的贡献率年均48.55%, 从而推动经济的高速增长, “八五”时期广西GDP的增速年均达16.7%。第二, 1996-1997年, 内需不足, 投资对GDP的增长起了负作用。随着“软着陆”政策的不断实施, 适度从紧的财政金融政策使得广西投资迅速回落, 出口成为保持经济增长的主动力。第三, 1998年以后, 投资再次成为推动经济增长的主动力。由于1997年7月开始的亚洲金融危机的负面影响, 净出口出现萎缩, 1998年5月首次出现负增长, 而同期国内消费趋于下降, 形势十分严峻。1998年7月, 国家采取积极的财政和金融政策, 发行债券, 降低利率, 增加投入, 加强基础设施建设。广西积极贯彻落实国家的宏观经济政策, 当年固定资产投资增长18.8%, 拉动GDP增长5.46个百分点, 贡献率达54%。无论从广西还是从全国范围来看, 投资对经济增长的贡献都是绝对的。

(资料来源:广西统计信息网。)

三、储蓄与投资的相关性分析

根据Feldstein和Horioka研究OECD国家国内投资与储蓄的相关模型稍加变动:

I/Y即国内投资率, S/Y即国内储蓄率, t表示第t期, 根据表二的有关数据测算。用最小二乘法算出回归方程为:

广西的储蓄率与投资率的相关性不高只有0.68, 这说明在广西自治区储蓄向投资转化的能力还尚缺。国民储蓄率的上升本来可以支撑起的经济增长却没有支撑起来, 这并不是投资本身所造成的, 而是储蓄向投资的转化过程中存在着一些障碍或陷阱, 这些陷阱吸纳了相当一部分国民储蓄, 使其转化不成实质投资。目前我国居民的储蓄存款中, 国有商业银行在全部金融体系中占74%, 而非金融机构所占比重不足5%。同时, 国有商业银行的资产总额在全部金融体系中的比重高达80%。可见, 国有商业银行在储蓄向投资的转化机制中带有一定的垄断性, 在民族地区国有商业银行的这种垄断性更浓。2001年, 西部地区国有银行储蓄存款为8205.72亿元, 西部地区储蓄存款总数为12099.64亿元, 国有四大商业银行储蓄存款占西部地区存款总数的67.8%。这说明在各项储蓄中, 西部地区的国有银行起到了主渠道的作用, 国有商业银行仍然是储蓄的主要载体, 这也从另一个方面说明西部地区资金流动渠道的单一性。商业银行的贷款是银行资金运用的最主要的方式之一, 尤其是以传统的存贷款业务为主要获利手段的西部地区的银行, 贷款量的多少直接关系到银行的盈利能力, 国有商业银行更不例外。2001年, 西部地区国有商业银行的贷款数为11173.95亿元, 同年, 全部西部地区的贷款数为19877.69亿元, 国有四大商业银行贷款占西部地区存款总数的56.21%。可见, 西部地区储蓄资金的运用仍以国有商业银行贷款为主要资金运用方式。

四、广西地区储蓄与投资转化机制分析

民族地区的金融结构在融资方式上主要表现为间接融资偏大、直接融资偏小的不对称格局。改革以来, 我国直接融资的工具和渠道获得了很大发展, 但仍显不足。民族地区仍是以国有商业银行为主要的融资渠道, 具有很强的垄断性, 机制内还表现为强烈的行政干预特征, 使得国有银行商业化的进展缓慢, 中介作用远没有市场化, 自我约束机制没有真正建立起来, 效率低下和经营风险问题依然没有解决。致使一些企业能够得到贷款, 另一些企业虽具有较高的信用等级, 而且也愿意接受较高的利率, 但却得不到或只能得到远远不能满足需求的很少的一部分贷款, 这也就是我们常说的国有商业银行的“惜贷”行为。同时, 市场信用缺失严重影响了银行贷款的发放, 也阻碍了储蓄向投资的转化。广西属欠发达的民族地区, 社会资金存量有限, 存贷款比例偏高。其次, 部分商业银行对系统内的准备金率不降反而上调, 资金向商业银行总行一级分行集中, 基层行可用资金不但没有增加反而减少。如某行在下调准备金率前总行要求广西分行系统内准备金率为5%, 下调后反而增至7%;而区分行对二级分行的系统内准备金率也由下调前的10%增至11%, 这并没有达到增加商业银行可用资金, 用于支持企业生产经营的目的。在国有商业银行实行大银行、大城市发展战略, 大踏步从县级市场退出的大背景下, 贫困地区银行的金融资源在运用上表现为下列集中趋势:一是向垄断行业集中, 二是向效益好的大型企业集中, 三是向经济发达的中心城市集中。从广西“九五”期间贷款投向看, 信贷高度集中趋势上加剧, 以南宁地区12个县 (市) 为例, 1997-1999年贷款年均增幅不到2%, 远低于同期广西贷款的平均增幅, 其贷款余额在广西的占比也从1996年的6.03%下降到1999年4.49%, 2000年全地区贷款新增额1.85亿元, 增量存贷比仅为11.44%, 南宁辖区90%的贷款都投向了南宁市。从贷款对象的集中程度看, 以广西某行为例, 该行2001年1季度最大的10个贷款客户贷款金额占其各项贷款比重高达40.19%, 主要集中于交通、电力、邮电、平果铝等垄断行业的大中型企业。随着全国金融市场一体化进程的加快和银行统一法人管理体系的完善, 不以地方利益为目标而以市场盈利为原则的市场型跨地区投资经营活动, 为资金的跨地区流动提供了便捷的渠道, 受东部地区较高的资金盈利预期的诱导, 使得西部地区的大量资金被吸引到了东部发达地区, 通过银行间接融资体系形成资本东流, 这不仅不是在输血反而在抽血。再就是金融市场不发达, 居民的投资渠道狭窄。近年来, 居民手中的消费节余有了更多的投向选择, 国债、股票、基金已经进入到寻常百姓家中, 但我国金融市场的广度和深度还远远不能满足大规模融资的需要。自我国西部地区股票市场建立以来, 就成为西部地区居民直接投资的最主要渠道, 通过股票市场的交易, 居民的资产选择向多样化方向发生变化。这在一定程度上分流了储蓄资金, 缓解了银行储蓄资金剧烈增加的压力。2001年, 西部地区通过股票市场筹集资金总额为169.83亿元, 同年全国股票市场筹集资金总额为1191.78亿元, 西部地区股票筹资额占全国筹资总额的14.25%。同年, 西部全部居民储蓄额为12099.64亿元, 其中, 通过国有银行渠道转化为投资的资金数额就达到11173.59亿元, 而通过股票市场转化为直接投资的资金数为169.83亿元。可见西部地区股票市场有待进一步成长和培育。居民的保险投资也是储蓄资金分流的另一渠道, 保险投资的防御性功能是居民选择的一个重要原因, 这一投资工具促进了储蓄投资的转化。就整个西部地区而言, 2001年保费收入总数为315.71亿元比西部地区股票市场投资数169.83亿元多出近一倍的数额。但无论从绝对数来讲还是从其所占全部居民储蓄的相对比例来说, 居民保险投资的数量是十分有限的, 因此需开发适合西部地区居民需要的保险资产品种, 以促进西部居民的储蓄投资转化渠道顺畅。

参考文献

[1]韩廷春:金融发展与经济增长[M].清华大学出版社, 2002.

[2]武剑:货币政策与经济增长[M].上海三联书店, 2000.

[3]张天祀:我国储蓄──投资转化机制问题[J].金融研究, 1997 (6) .

[4]张杰:中国金融改革的检讨与进一步改革的途径[J].经济研究, 1995 (5) .

[5]李栋文:我国储蓄转化投资问题研究[J].金融研究, 2001 (9) .

[6]肖红叶、周国富:我国储蓄──投资转化有效性研究[J].统计研究, 2000 (3) .

[7]谢平:经济制度变迁和个人储蓄行为[J].财贸经济, 2000 (10) .

投资行为与经济增长 篇11

通过利用投资乘数法和生产（投资）诱发系数对房地产投资与经济增长及产业发展的关系分析，可以得出以下结论。

（一）房地产投资与经济增长之间的关系

1.房地产投资对经济增长的初始效应远远高于其他行业，对经济增长的贡献度也较高。

2.房地产部门增加投资所带动的产业内部收入增加较小，其产业收益的增加具有滞后性与分散性的特点，故房地产投资对经济增长的直接效应较小。

3.房地产投资对经济增长的间接效应大于其初始效应和直接效应的总和，所以房地产投资对经济增长的间接效应较大。

4.房地产投资占固定资产投资比例过大会在一定程度上降低对经济增长的贡献。因此，要在固定资产总量平衡的前提下，调节好房地产投资占固定资产投资的比例。

（二）房地产投资与产业发展之间的关系

1.从前向关联产业来看，房地产投资与租赁和商务服务业、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，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14个产业关联程度较高。

2.从后向关联产业来看，房地产投资与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、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、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13个行业关联度较大。

3.房地产投资对关联部门的投资和产出拉动作用非常明显。即房地产业的需求项目（如投资、消费）每增加一个单位的投资（社会需求）时，带动相关行业相应增加的生产额均超过1。

4.房地产投资对第二产业的部分，如金属冶炼及压延加工业、行业、通用、专用设备制造业等诱发程度高，房地产投资对这几个行业的产出存在放大效应。

启示与建议

通过对房地产投资与经济增长和产业发展的相关性分析，可以看出，房地产投资是推动房地产发展的基础性因素，与经济增长和产业发展密切相关，保持房地产投资的稳定增长，对保持国民经济平稳发展和其他产业协调发展有很大作用。但是，同时需要指出的是，房地产投资对经济增长的贡献和其他产业的促进并非都是正向的。从对经济增长的贡献角度看，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；从对产业发展的带动作用看，如果房地产业过快发展，容易导致其他行业出现产能过剩或过热增长，为国民经济带来不稳定因素。因此，通过调节房地产投资领域与规模，使房地产投资保持在一个较为稳定的水平，是进一步转变经济增长方式，通过调节投资来稳定经济发展的有效措施。

第一，通过改善房地产投资传导机制促进经济增长方式转变。进入新世纪后，面对世界能源的有限性，我国经济增长的动力模式开始发生变化，即从以固定资产投资和出口拉动为主的经济增长，逐步向消费驱动型增长迈进。这种趋势预示着，中国经济中长期增长动力将继续由投资和出口拉动型逐步转向消费拉动型增长。在这一条件下，房地产投资传导机制也面临发展变化。而当前，我国房地产投资主要流向商品房领域，商品房价格高又使得居民购房负担逐步加重。在这一情形下，许多居民消费被抑制，不利于我国实现以投资带动经济增长的新转型。因此，未来一段时间，在我国经济增长方式转型的大背景下，房地产投资应改变过去通过投资于商品房带动经济增长的投资驱动方式，而应通过投资于社会保障性住房（经济适用房、限价房和廉租房）来释放居民消费潜力，以此来扩大居民消费。

第二，通过调节房地产投资规模平抑经济增长波动。根据我们的研究，房地产投资能够导致经济波动，过度的或者被压抑的房地产投资都能够引起经济的剧烈波动。而且，由于房地产投资涉及行业部门众多，且行业关联性强，按投资乘数原理其作用将会被放大数倍，在短期内影响经济正常运行，使经济增长在短期内产生巨幅波动。其中，由房地产泡沫引起的经济波动给经济带来的破坏是非常严重的，不但在经济总量上，而且在产业结构上都会导致大的衰退。在这一情势下，应当通过调控房地产投资规模平抑经济增长波动与行业过热。这包括三个方面的内容：一是要确立通过调节房地产投资规模平抑经济波动和行业过热的调控思路。二是逐步探索和分析房地产投资规模对经济波动和产业过热影响的传导路径，通过模型分析传导过程中各种因素的影响大小及调控方式。三是国家应当建立通过调节房地产投资规模平抑经济波动及行业过热的长效机制。要在改革与完善现行房地产行业投资统计体制的前提下，测度房地产投资对经济波动及行业过热的诱发程度，做到提前预警，提前调节。

第三，通过完善房地产投资统计指标体系更准确地反应宏观经济走势。首先，在房地产投资统计中，反映企业经营状况的指标较少。目前，在日常房地产统计工作中，计划总投资、本年完成投资、商品房建设投资、土地开发投资等投资指标涉及较多，房地产企业经营状况的统计指标如收入、利润、税收等经营指标涉及的较少。这不利于把握我国房地产企业的经营发展情况。其次，尚没有反映二、三级房地产市场的统计指标。在目前的统计体系中，还残留着计划经济时期的烙印，与市场经济条件下经济成分和经济结构日趋复杂、投资主体和利益主体日益多元化的实际不符合，特别是对二、三级市场中的房地产投资行为统计不够，这也是目前房地产投资统计指标体系中缺少的内容。最后，某些指标被明显低估，统计体系有待进一步完善。例如，现在随着经济增长和房地产业的快速升温，土地价值被不断抬高，其资产效应日益明显等，这些目前都没有通过统计指标反映出来。

投资行为与经济增长 篇12

投资、外贸和消费是拉动经济增长的三驾马车, 本文主要研究这三者对经济增长率的作用, 以期探讨在社会经济发展的不同阶段, 适合的增长方式。

二、投资、外贸和消费占 GDP的比重与 经济增长率的关系 (1978~2012)

本节绘制了1978~2012年投资、外贸和消费占GDP比重的曲线及经济增长率曲线 (如图2.1) , 所有数据均以1978年为基期, 用居民消费物价指数扣除通货膨胀影响。

注:数据来源于《中国统计年鉴》、《新中国 55 年统计资料汇编》。

由图1可知, 1978~1991年间, 经济增长率波动较大, 这既是因为改革初期或保守或开放的思想交锋影响了经济政策的稳定性, 也是改革摸索期经济发展必然会呈现的特点, 这是发展的阶段, 也是积累经验和打基础的阶段, 因此将这一时期作为一个阶段进行实证分析。

1992~2006年间, 经济经过短暂调整后进入平稳较快发展的通道, 这既是因为党的十四大召开我国完全确立了社会主义市场经济制度, 保证了政策的稳定性, 同时也是在前一时期打下的基础上改革红利进一步释放, 改革进一步深入, 这是迅速发展的阶段, 因此将这一时期作为一个阶段进行实证分析。

2007~2012年间, 经济增长率总体下降, 这既有国际金融危机冲击的因素, 同时也因为中央政府有意降低发展速度, 增强发展质量, 缓解和治理经济多年快速发展下积累起来的各种矛盾, 为综合国力的进一步增强打下坚实的基础, 这是注重转变增长方式的阶段, 因此将这一时期作为一个阶段进行实证分析研究。

将1978~2012年分作三个阶段分别进行实证分析, 是为了探讨在社会经济发展的不同阶段, 投资、外贸和消费对经济增长的不同影响。

三、投资、外贸和消费对经济增长影响 的实证分析

本节通过Eviews软件选取ARCH (自回归异方差) 模型, 分别对1978~1991年、1992~2006年和2007~2012年进行实证分析。对数据进行自然对数变换可使其趋势线性化, 并削弱模型中可能存在的共线性、异方差和非平稳性等现象, 因此对投资、进出口总额、消费和国内生产总值进行自然对数变换后建立以下模型:

其中, GDP为国内生产总值, V为投资, T为进出口总额, E为消费。单位:亿元。

数据采集和处理:1978~1996年数据来源于《新中国55年统计资料汇编》和《中国统计年鉴》, 1997~2012年数据来源于《中国统计年鉴》, 所有数据均按居民消费物价指数以1978年为基期折算。

括号内第一行是Z统计值, 第二行是概率

R2=0.995877, F统计值543.4090。

残差检验:

对ARCH (1, 1) 模型的残差序列做ARCH-LM检验, 可得到如下结果:

1.1992~2006年实证检验

回归结果显示, 国内生产总值、投资、进出口总额和消费存在如下关系:

括号内第一行是Z统计值, 第二行是概率。

R2=0.999224, F统计值1717.024。

残差检验:

对ARCH (1, 1) 模型的残差序列做ARCH-LM检验, 可得到如下结果:

2.2007~2012年实证分析

回归结果显示, 国内生产总值、投资、进出口总额和消费存在如下关系:

括号内第一行是Z统计值, 第二行是概率。

R2=0.999210, DW 值 2.247。

残差检验:

对ARCH (1, 1) 模型的残差序列做ARCH-LM检验, 可得到如下结果:

以上三个方程中, R2>0.95说明回归方程拟合程度较理想, F值较大说明方程总体线性关系比较显著, 也表明解释变量对被解释变量的解释程度较高。各项指标检验概率较小, 通过显著性检验, 说明解释变量显著。残差检验中概率较大, 说明不存在自回归条件异方差。

实证分析表明, 1978~1991年投资每增加1%, GDP减少0.19%;进出口总额每增加1%, GDP增加0.19%;消费每增加1%, GDP增加0.91%。1992~2006年投资每增加1%, GDP增加0.06%;进出口总额每增加1%, GDP增加0.07%;消费每增加1%, GDP增加0.86%。2007~2012年投资每增加1%, GDP减少0.11%;进出口总额每增加1%, GDP增加0.12%;消费每增加1%, GDP增加0.89%。

四、结 论

1978~1991年, 投资抑制经济增长。我们认为这是两种作用的结果, 一是投资本身增加了GDP的值, 对经济增长是正向作用;二是这一时期是改革开放初期, 政府主导的投资主要以基础设施建设为主, 这些项目直接产出有限且受当时经济水平的限制导致利用不够充分, 虽然长期而言会促进贸易和消费, 但短期内由于减少了社会保障投入并加重了税费负担, 事实上限制了贸易和消费, 对经济增长是负向作用。综合作用的结果是这一时期的投资限制了经济增长, 这是在社会经济发展的基础阶段必须付出的成本。

1992~2006年, 投资促进经济增长。一方面是因为政府投资逐渐从基础设施向钢铁、石化等有直接产出的大型项目转移, 拉动了经济增长;另一方面基础设施的完善促进了贸易和消费的增长, 加入世贸组织进一步提高了基础设施的利用率, 基础设施的投资效益逐步显现;同时政府对社会保障的更多投资也增强了居民的消费意愿。所有这些正向作用共同促成了这一时期投资对经济增长的促进。

2007~2012年, 投资抑制经济增长。这一时期政府主导的投资继续增加GDP值, 但由于效益低下, 导致投资对经济的拉动能力减弱。在此期间, 政府为应对国际金融危机出台四万亿救市措施, 避免了经济硬着陆, 而手握巨量资金的国有企业也挤压了民企的生存空间, 削弱了更有效率的民营经济对经济的拉动能力。政府主导的投资型增长方式, 即使多数人都获益, 但也使少数群体从中获得不对称的高额利益, 扩大了社会贫富差距, 少数群体掌握大量财富, 削弱了社会消费的同时也削弱了消费对经济的拉动能力。所有这些因素共同作用的结果是投资限制了经济增长, 这说明当社会经济发展较充分时, 投资主导型的增长方式不适应发展需要。

在这三个阶段, 外贸和消费均促进经济增长。这既因为外贸和消费本身会增加GDP值, 也因为这两者的发展会进一步带动投资的增长, 最终共同促进经济增长。在社会经济发展的不同阶段, 外贸和消费均促进经济增长, 这也说明它们对经济增长的促进是持续性的。

五、政策建议

转变经济增长方式, 由投资主导型转变为消费主导型。所有经济活动最终都是为了满足人们的消费需求, 因此依靠消费来推动经济增长的方式, 是最根本的增长方式, 对国家而言, 意味着经济风险更可控, 同时, 如果希望多数人都能消费敢消费, 这样的立足点会推动社会发展的更公平。为此我们提出以下几点建议:

增加对地方政府环境指标和债务的考核。严格的环境考核将降低地方政府对钢铁、石化等高投资项目的热情;对债务的考核将限制地方政府的借债和投资冲动。

适当降低GDP增长目标。较低的增长目标能减轻地方政府的投资压力, 降低对投资的依赖, 削弱政府在经济活动中的作用, 为市场进一步发挥作用腾出更多空间, 更充分的市场经济将带来更可持续的经济发展。

建立健全社会保障体系。良好的社会保障体系不仅使社会更公平, 并为经济发展提供稳定的基础, 而且将增强人们的消费意愿, 为投资驱动型增长向消费驱动型增长迈出关键一步。