固定資產(chǎn)投資指標意義精選(九篇)

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第1篇：固定資產(chǎn)投資指標意義范文

摘 要 國有集團企業(yè)投資面臨諸多影響因素制約，為國有企業(yè)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(yè)集團提高投資效率，提升企業(yè)價值，本文選取A股市場國有企業(yè)集團的上市公司為研究樣本，充分考慮國有企業(yè)集團的政治和經(jīng)濟特性，建立多元線性回歸模型研究影響企業(yè)固定資產(chǎn)投資對企業(yè)價值的影響。

關鍵詞 固定資產(chǎn) 投資 實證 分析

本文采用回歸分析等方法對國有企業(yè)集團固定資產(chǎn)投資與企業(yè)價值進行實證研究，并對國有企業(yè)集團固定資產(chǎn)投資決策的合理控制和戰(zhàn)略思考提出了一些合理建議。通過實證分析，揭示國有企業(yè)集團固定資產(chǎn)投資與企業(yè)價值的關系，為國有企業(yè)集團制定合理的固定資產(chǎn)投資政策提供理論與現(xiàn)實支持，完善集團企業(yè)固定資產(chǎn)投資管理模式，進而有利于集團企業(yè)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(yè)價值定義為資產(chǎn)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(xiàn)為每股凈資產(chǎn)、企業(yè)利潤的增長以及盈利能力的提高，固定資產(chǎn)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(yè)價值按照財務與會計學角度計量企業(yè)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(yè)價值。

本文提出假設H1：固定資產(chǎn)投資額與代表樣本企業(yè)價值的市場價值沒有顯著關系。本文提出假設H2：固定資產(chǎn)投資額與代表樣本企業(yè)價值的市賬比沒有顯著關系。本文提出假設H3：固定資產(chǎn)投資額與代表樣本企業(yè)股東價值的每股凈資產(chǎn)正相關。本文提出假設H4：固定資產(chǎn)投資額與代表樣本企業(yè)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(yè)價值。我們設計了如下指標：

Y1 =Ln （股價*總股數(shù)）；Y2 =股價/每股賬面價值；Y3 =股東權益/股本總數(shù)；Y4 =稅后利潤/股本總數(shù)。其中：Y1 為加總企業(yè)所有發(fā)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(chǎn)；Y4 為每股收益。以上指標體現(xiàn)了企業(yè)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(guī)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(shù)）

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(chǎn) 股東權益/股本總數(shù)

獲利能力 Y4 每股收益 稅后利潤/股本總數(shù)

（二）表2是對解釋變量（固定資產(chǎn)投資額）的定義

考慮到國有企業(yè)集團的規(guī)模大小不同、行業(yè)特點不同，特采用解變量固定資產(chǎn)頭額的自然對數(shù)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(chǎn)投資 X1 Ln（2008年固定資產(chǎn)投資額）

2009年固定資產(chǎn)投資 X2 Ln（2009年固定資產(chǎn)投資額）

2010年固定資產(chǎn)投資 X3 Ln（2010年固定資產(chǎn)投資額）

（三）控制變量定義

企業(yè)價值不僅受固定資產(chǎn)投資額的影響，還與公司的規(guī)模存在重要聯(lián)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(yè)集團和大型國有企業(yè)集團在固定資產(chǎn)投資中具有不同優(yōu)勢。小型國有企業(yè)集團在固定資產(chǎn)投資方面主要具有靈活性優(yōu)勢 而大型國有企業(yè)集團主要擁有資源優(yōu)勢，因此規(guī)模因素應加以控制。本文，選用企業(yè)集團資產(chǎn)對數(shù)作為企業(yè)規(guī)模的變量，設定為X4 。

二、數(shù)據(jù)來源和樣本選擇

本文以國泰安的CSMAR數(shù)據(jù)庫提供的國有企業(yè)集團上市公司固定資產(chǎn)投資與企業(yè)價值數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)的平衡性；第二，剔除了ST、PT類企業(yè)，企業(yè)要進行固定資產(chǎn)投資首要前提是企業(yè)具有承擔社會責任的能力，ST、PT類企業(yè)自身盈利存在一定困難，因此將其剔除；第三，剔除數(shù)據(jù)信息不全的上市企業(yè)。根據(jù)上述原則，最后選取了79家上市公司4年的數(shù)據(jù)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(yè)企業(yè)價值Yi作為被解釋變量，以樣本企業(yè)固定資產(chǎn)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(yè)企業(yè)價值（被解釋變量）；X1、2、3――樣本企業(yè)固定資產(chǎn)投資（解釋變量）；X4 ――樣本企業(yè)規(guī)模（控制變量）；β0――模型的截距；

βi（i=1，2，3……，k） ――解釋變量系數(shù)；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(chǎn)投資”（X1）、“2009年固定資產(chǎn)投資”（X2）和“2010年固定資產(chǎn)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(chǎn)”（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(chǎn)”（Y3）和“每股收益”（Y4）由于控制變量企業(yè)集團規(guī)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(chǎn)投資”（X1）、“2009年固定資產(chǎn)投資”（X2）、“2010年固定資產(chǎn)投資”（X3）三個變量的“每股凈資產(chǎn)”（Y3）模型和“每股收益”（Y4）模型的調(diào)整R2分別為0.662、0.521，擬合優(yōu)度較好，代表被解釋變量“每股凈資產(chǎn)”（Y3）模型和“每股收益”（Y4）的變化中有多少是由“2008年固定資產(chǎn)投資”（X1）、“2009年固定資產(chǎn)投資”（X2）、“2010年固定資產(chǎn)投資”（X3）三個變量的變化引起的。Durbin-Watson檢驗的結(jié)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(chǎn)”（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(chǎn)”（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(chǎn)”（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(chǎn)”（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(chǎn)投資”（X1）、“2009年固定資產(chǎn)投資”（X2）、“2010年固定資產(chǎn)投資”（X3）自變量之間不存在多重共線性。

根據(jù)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(chǎn)”（Y3）模型和“每股收益”（Y4）模型中的有效變量為“2008年固定資產(chǎn)投資”（X1）、“2009年固定資產(chǎn)投資”（X2）、“2010年固定資產(chǎn)投資”（X3）。

5.“每股凈資產(chǎn)”（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(chǎn)”（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(chǎn)；Y4――每股收益； X1――2008年固定資產(chǎn)投資；

X2――2009年固定資產(chǎn)投資；X3――2010年固定資產(chǎn)投資。

四、結(jié)果討論

通過回歸模型的實證，根據(jù)樣本企業(yè)市場的具體環(huán)境對其實證結(jié)果進行具體分析：

結(jié)果一：代表樣本企業(yè)價值的市場價值與企業(yè)投資的固定資產(chǎn)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(yè)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(yè)價值，故市場價值與固定資產(chǎn)投資額沒有顯著關系。

結(jié)果二：代表樣本企業(yè)價值的市賬比與企業(yè)投資的固定資產(chǎn)額相關性不顯著，假設H2成立。通過描述性統(tǒng)計分析可以得出平均市賬比為1.587，充分說明樣本企業(yè)的企業(yè)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(yè)價值的市賬比與企業(yè)投資的固定資產(chǎn)額沒有顯著關系。

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

結(jié)果四：代表樣本企業(yè)獲利能力的每股收益與企業(yè)2009年固定資產(chǎn)投資、2010年固定資產(chǎn)投資顯著正相關，說明樣本企業(yè)的固定資產(chǎn)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(yè)股東價值的每股收益與企業(yè)2008年的固定資產(chǎn)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(chuàng)，降低了代表股東價值的每股收益數(shù)值，致使對上市公司的股東價值產(chǎn)生了負面影響。

第2篇：固定資產(chǎn)投資指標意義范文

關鍵詞：回歸分析；固定資產(chǎn)投資；經(jīng)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(jīng)濟增長的三駕馬車。借鑒發(fā)達國家的經(jīng)驗來看，隨著工業(yè)化進程的不斷加速，在對經(jīng)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(jīng)濟增長的三駕馬車之一，投資對經(jīng)濟增長的貢獻遠大于消費和出口。

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

2 廣西省固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長關系的分析

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文所用的數(shù)據(jù)為1995-2010年的時間序列數(shù)據(jù)，GDP數(shù)據(jù)和固定資產(chǎn)投資總額數(shù)據(jù)均選自2011年的《廣西統(tǒng)計年鑒》。

2.2 變量選取

本文把廣西省國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP定義為（Y）作為衡量廣西省經(jīng)濟增長的指標，把固定資產(chǎn)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(shù)據(jù)為1995-2010年的年度數(shù)據(jù)，原始數(shù)據(jù)來源于廣西統(tǒng)計年鑒。如表1所示。

從表 1 中可以看出，近年來，廣西全區(qū)固定資產(chǎn)投資保持快速發(fā)展的趨勢，其固定資產(chǎn)投資規(guī)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(jīng)濟的迅速發(fā)展：國內(nèi)生產(chǎn)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(mào)易區(qū)的優(yōu)勢，廣西固定資產(chǎn)投資和經(jīng)濟增長更是達到了前所未有的速度。

圖1 固定資產(chǎn)投資與GDP散點圖 由圖1可以看出，廣西固定資產(chǎn)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(gòu)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(shù)。運用最小二乘法對參數(shù)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(jīng)濟意義檢驗：a=1.125763，表明固定資產(chǎn)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(chǎn)投資與經(jīng)濟增長存在長期穩(wěn)定的關系。

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

（3）參數(shù)的顯著性檢驗：對參數(shù)a進行t檢驗，由于參數(shù)a的p值為0，小于設定的顯著水平α=0.05，因此參數(shù)a顯著，表明固定資產(chǎn)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(chǎn)投資的不斷增加帶動了經(jīng)濟的不斷發(fā)展，并且能夠長期穩(wěn)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(chǎn)投資對廣西經(jīng)濟增長具有較強的拉動作用，不斷加大固定資產(chǎn)的投資力度將推動國民經(jīng)濟的增長；反之，若固定資產(chǎn)投資力度不足則會制約經(jīng)濟的增長。

3 研究結(jié)論及政策建議

文章研究結(jié)論表明：廣西經(jīng)濟發(fā)展的主要動力之一源自固定資產(chǎn)的投資力度，其將對廣西今后的經(jīng)濟發(fā)展會帶來深遠影響，因此，廣西區(qū)政府要切實采取措施以加強固定資產(chǎn)投資的規(guī)模、進一步拓寬資金來源渠道、優(yōu)化投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。同時，廣西省還要進一步完善投資環(huán)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(chǎn)投資規(guī)模、優(yōu)化投資結(jié)構(gòu)、合理配置有限的資源來滿足經(jīng)濟發(fā)展對固定資產(chǎn)投資的需求。根據(jù)以上分析，結(jié)合時下廣西固定資產(chǎn)投資的情況，本文對于廣西固定資產(chǎn)投資提出以下三個方面的建議：

（1）結(jié)合當前廣西全區(qū)經(jīng)濟發(fā)展狀況，確保適當?shù)耐顿Y規(guī)模。以上分析可以得出下列結(jié)論：首先，保持經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展的關鍵在于確保適度的投資規(guī)模，不能過大也不能過小；其次，要防止固定資產(chǎn)投資的大起大落，規(guī)避由于經(jīng)濟的異常波動所帶來的負面影響。為加快廣西經(jīng)濟建設，我們應該借助中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)的優(yōu)勢，提高固定資產(chǎn)投資率，以滿足經(jīng)濟快速穩(wěn)定發(fā)展的需要。需要注意的一點是，拓寬投資規(guī)模不等于不顧一切的盲目投資，否則會造成經(jīng)濟過熱或者惡性通貨膨脹的情況出現(xiàn)。因此，固定資產(chǎn)的投資規(guī)模以及投資速度要控制在適當?shù)姆秶鷥?nèi)。

（2）進一步優(yōu)化投資結(jié)構(gòu)。借助“欽北防”的區(qū)位優(yōu)勢，依靠加大固定資產(chǎn)的投資力度來提升對地方產(chǎn)業(yè)的扶持力度，大力發(fā)展海洋產(chǎn)業(yè)經(jīng)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(fā)達地區(qū)的經(jīng)濟中心，從而帶動該地區(qū)的整體經(jīng)濟發(fā)展。關于固定資產(chǎn)在三種產(chǎn)業(yè)之間的分配也是一個重大問題。放眼當今社會，產(chǎn)品質(zhì)量固然重要，但是服務質(zhì)量越來越被消費者所重視。以消費者為核心，為其提供優(yōu)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(chǎn)投資要重點放在第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展上，著力打造現(xiàn)代服務業(yè)，進而推動第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，使其在國民經(jīng)濟中占據(jù)核心地位。

此外，區(qū)政府方面也要在以下方面積極配合：

首先，將固定資產(chǎn)投資重點放在區(qū)內(nèi)優(yōu)勢行業(yè)，資金流集中流向符合環(huán)境要求、發(fā)展?jié)摿Υ蟆⒌秃哪艿臀廴镜男屡d產(chǎn)業(yè)群。

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

（3）加強對交通條件、環(huán)保等基礎設施建設為國民經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展提供重要保證，因此，區(qū)政府也要重視對上述弱勢環(huán)節(jié)的固定資產(chǎn)投資力度；出臺相關的固定資產(chǎn)投資政策，為固定資產(chǎn)投資提供制度上支持；要想實現(xiàn)經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定的發(fā)展，離不開科學技術的支持，僅依靠大力度的投資固定資產(chǎn)來實現(xiàn)經(jīng)濟增長的效果是不能夠長期維持的，所以廣西省要想實現(xiàn)經(jīng)濟的長期穩(wěn)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(zhì)人才的誕生；另一方面鼓勵企業(yè)在R&D方面增加資金投入以促進技術創(chuàng)新，最終實現(xiàn)經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變。

參考文獻

[1]葉春玲.西部地區(qū)經(jīng)濟增長中固定資產(chǎn)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(chǎn)投資指標意義范文

關鍵詞：VAR模型；第三產(chǎn)業(yè)；固定資產(chǎn)投資；協(xié)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(chǎn)業(yè)是伴隨著生產(chǎn)力的提高和社會的進步而發(fā)展起來的，其發(fā)展水平也是市場經(jīng)濟發(fā)展的重要標志，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對于建立和完善社會市場經(jīng)濟體制，優(yōu)化社會資源配置，提高國民經(jīng)濟整體效益，優(yōu)化經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，促進經(jīng)濟上新臺階具有戰(zhàn)略性意義。

20世紀80年代以來，廣西第三產(chǎn)業(yè)有了初步發(fā)展，在這二十多年間，廣西第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重不斷呈上升態(tài)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(chǎn)業(yè)的發(fā)展均處中等水平。因此，廣西如何才能進一步深化調(diào)整經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，繼續(xù)發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，開辟經(jīng)濟發(fā)展新的起點，進而促進經(jīng)濟健康發(fā)展，這是一個值得深思的問題。

1 研究設計

考慮到調(diào)查樣本的代表性和可獲得性，各指標數(shù)據(jù)來源于1978～2010年《廣西統(tǒng)計年鑒》和《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》的年度數(shù)據(jù)。將第三產(chǎn)業(yè)GDP數(shù)據(jù)用GDP平減指數(shù)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(chǎn)投資數(shù)據(jù)處理過程是將以當年價格計算的固定資產(chǎn)投資額按固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行調(diào)整，從而將名義值轉(zhuǎn)換為實際值。各年的勞動從業(yè)人數(shù)直接采用年鑒的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。同時為了避免數(shù)據(jù)的劇烈波動，對GDP、全社會固定資產(chǎn)投資（IV）、勞動從業(yè)（L）進行了對數(shù)化處理，得到相應的指標LGDP、LIV和LL，相關數(shù)據(jù)的處理主要使用Eviews6.0分析軟件。

2 實證分析

2.4 結(jié)果分析

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

對協(xié)整回歸方程殘差序列的單位根檢驗是平穩(wěn)的，表明了影響廣西生產(chǎn)總值與影響固定資產(chǎn)投資和影響第三產(chǎn)業(yè)勞動力人數(shù)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(jié)果表明，廣西實際GDP的增長變化不僅取決于固定資產(chǎn)的投入，以及第三產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人數(shù)，而且還取決于當期的生產(chǎn)總值對均橫水平的偏離，誤差項residual估計的系數(shù)

0.773體現(xiàn)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(diào)整，將非均衡狀態(tài)回復到均衡狀態(tài)。

3 結(jié)論及建議

通過以上描述分析和回歸分析，可以看出第三產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資、從業(yè)人數(shù)和第三產(chǎn)業(yè)之間存在著顯著相關性。因此，擴大固定資產(chǎn)投資、積極引導和鼓勵第一和第二產(chǎn)業(yè)過剩的勞動力轉(zhuǎn)向從事第三產(chǎn)業(yè)相關的勞動來推動第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)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(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整也成為一種擴大內(nèi)需的主要的政策方式。

①促進人們改變對第三產(chǎn)業(yè)進行固定資產(chǎn)投資的觀念。調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，加快經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)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(chǎn)業(yè)的投入。引導人們加強服務行業(yè)消費，拉動第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

②在確保優(yōu)勢行業(yè)持續(xù)快速發(fā)展的同時，加快新興行業(yè)的趕超步伐，積極培植新的經(jīng)濟增長點。廣西現(xiàn)階段第三產(chǎn)業(yè)勞動需求量的多少更多的跟當前第三產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟環(huán)境有關，經(jīng)濟形勢上升，勞動需求上升；經(jīng)濟形勢下行，勞動需求下降。廣西在經(jīng)濟發(fā)展過程中，應根據(jù)該地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的階段性特征，適度扶持諸如社區(qū)服務業(yè)、技術服務業(yè)、中介服務業(yè)等發(fā)展空間較大、勞動力需求量較大的新興服務業(yè)，以此有助于就業(yè)空間的擴展。

參考文獻：

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第4篇：固定資產(chǎn)投資指標意義范文

中國經(jīng)濟目前尚處于初級發(fā)展階段，經(jīng)濟增長具有典型的要素拉動特征。經(jīng)濟發(fā)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(jīng)濟的高速增長離不開投資的持續(xù)增長。從理論上講，投資增長率和經(jīng)濟增長率具有一種正向的關聯(lián)關系。

一般認為，建設投資是國民經(jīng)濟增長的強大拉動因素。幾乎所有國家的政府都會在經(jīng)濟不景氣的時期，將建設投資作為刺激經(jīng)濟增長的工具。加大建設投資的規(guī)模，既可增加就業(yè)機會和國民可支配收入、擴大內(nèi)需，又可以直接帶動當前的經(jīng)濟增長，為新一輪的經(jīng)濟增長奠定物質(zhì)基礎。西方學者的研究表明：建設投資在經(jīng)濟發(fā)展中扮演著非常重要的角色，尤其是在發(fā)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(jīng)濟的重要作用，但是，真正能夠揭示建設投資與經(jīng)濟增長之間的數(shù)量關系的研究成果卻極少。中國發(fā)展研究院曾經(jīng)做過一項研究，發(fā)現(xiàn)在中國經(jīng)濟中固定資產(chǎn)投資是決定社會需求的最積極的因素。因此，增加固定資產(chǎn)投資可以作為刺激經(jīng)濟活動的主要手段（中國發(fā)展研究院，1997）。雖然還有其他一些關于建設投資對中國經(jīng)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(jīng)濟發(fā)展的貢獻水平。本研究就致力于找到其對中國經(jīng)濟發(fā)展拉動水平的具體數(shù)量關系。

二、數(shù)據(jù)和模型

在本研究中，建設投資對國民經(jīng)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(qū)經(jīng)濟水平的重要指標和方法。它是指一個國家或地區(qū)在一年內(nèi)所有常住單位生產(chǎn)活動的最終成果的價值形態(tài)。另外本研究涉及的指標還有固定資產(chǎn)投資和建筑安裝工程投資。

固定資產(chǎn)投資(FAI)是衡量一個國家或地區(qū)在一年內(nèi)在固定資產(chǎn)方面投資總量的指標，它同樣也能夠以價值形態(tài)反映固定資產(chǎn)建造和購買活動的總量，是反映固定資產(chǎn)投資規(guī)模、速度、比例關系和使用方向的綜合性指標。固定資產(chǎn)投資可以根據(jù)國家的投資計劃分為基本建設投資、更新改造投資、房地產(chǎn)開發(fā)投資和其他固定資產(chǎn)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(yè)房地產(chǎn)項目的開發(fā)，同時，還涉及各類建筑物、構(gòu)筑物和大型設備的修繕和改造。

固定資產(chǎn)投資活動按其工作內(nèi)容和實現(xiàn)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(jīng)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(chǎn)投資的范圍小一些，可以代表一年內(nèi)國民經(jīng)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(tài)計量經(jīng)濟學所倡導的誤差修正模型來描述建設投資和國民經(jīng)濟的相互作用。建立經(jīng)濟學模型的傳統(tǒng)方法主要是以理論為導向，依據(jù)某種已經(jīng)存在的經(jīng)濟理論或者已經(jīng)提出的對經(jīng)濟行為規(guī)律的某種解釋設定模型的總體結(jié)構(gòu)，這種建模途徑對先驗的經(jīng)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(jīng)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(jīng)濟學家D·F·Hendry為代表，提出了動態(tài)建模的方法，交替利用經(jīng)濟理論和經(jīng)濟數(shù)據(jù)提供的信息，在協(xié)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(jīng)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(wěn)定序列。如果一個序列在成為穩(wěn)定序列之前必須經(jīng)過d次差分，則稱該序列是d階單整。按照協(xié)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(wěn)定關系，其線性組合可以降低單整階數(shù)，即所謂的協(xié)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(xié)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(xiàn)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(chǎn)投資、建筑安裝投資和國內(nèi)生產(chǎn)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(wěn)定的關系，同時，固定資產(chǎn)投資、建筑安裝投資的短期的變動又會對國內(nèi)生產(chǎn)總值產(chǎn)生短期的影響。因此，國內(nèi)生產(chǎn)總值的變動既受固定資產(chǎn)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(wěn)定關系的調(diào)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?？梢姼鱾€系數(shù)具有很強的經(jīng)濟意義。

本研究中的數(shù)據(jù)都來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。數(shù)據(jù)自1981年始，且已經(jīng)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(shù)據(jù)內(nèi)在的規(guī)律性。在本研究中，采用SPSS軟件包進行統(tǒng)計分析。各年的數(shù)據(jù)如下；

表1固定資產(chǎn)投資、建筑安裝投資與國內(nèi)生產(chǎn)總值

（1981-1999年，單位：億元）

附圖

注：1.所有數(shù)據(jù)均為1981年不變價；2.數(shù)據(jù)來源：《中國統(tǒng)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(jīng)濟數(shù)據(jù)中，以不變價格表示流量的序列往往表現(xiàn)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(jié)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(chǎn)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(chǎn)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(shù)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(shù)項。）其他各項系數(shù)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(shù)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(shù)為負值。出現(xiàn)這種現(xiàn)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(shù)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(chǎn)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(shù)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(shù)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(chǎn)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(jīng)濟意義，仍不將其剔除。

四、經(jīng)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(shù)可以看作是GDP對FAI和CI的彈性系數(shù)，因此，可以根據(jù)方程的系數(shù)對它們進行彈性分析。

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

這是非常重要的結(jié)論，定量地給出了建設投資對國民經(jīng)濟拉動作用的大小?？梢钥闯觯ㄔO投資對國民經(jīng)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(nèi)生產(chǎn)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(shù)可以看出，建設投資對國民經(jīng)濟的增長有很大的促進作用，彈性系數(shù)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(chǎn)投資對國民經(jīng)濟拉動作用的大小，引入一個新的系數(shù)，將其稱之為“拉動效率”，它是GDP對該變量彈性系數(shù)與該變量在GDP中所占份額的比值，即附圖，D[,i]表示在此區(qū)間內(nèi)GDP對某一變量i的彈性系數(shù)，S[,i]表示某一變量i在此區(qū)間內(nèi)占據(jù)GDP的平均百分比。這樣可以排除彈性系數(shù)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(jù)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(jù)GDP的份額，是低效率的。

結(jié)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(chǎn)投資）0.3170.3001.057

由此可見，兩者對國民經(jīng)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(jīng)濟中的份額為19.6%，而彈性系數(shù)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(jié)論，建設投資在經(jīng)濟發(fā)展中扮演著非常重要的角色，是刺激經(jīng)濟活動的主要手段，能夠高效率地拉動國民經(jīng)濟的增長。

（三）誤差修正項(ECM)的分析

Ecm項系數(shù)的大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度，系數(shù)的估計值一般是負值。對于固定資產(chǎn)投資方程，Ecm前面的系數(shù)是-0.049，由此看來，調(diào)整的力度不是很大。調(diào)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(shù)是-0.018，調(diào)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(xiàn)階段的具體情況，我國目前正處在大規(guī)模建設的發(fā)展階段，還遠遠沒有達到建設量的穩(wěn)定和平衡，因此，目前主要是增量在起作用。

五、總結(jié)

本研究將固定資產(chǎn)投資(FAI)和建筑安裝投資投資(CI)作為對GDP產(chǎn)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(shù)可以看出，無論是建筑安裝投資，還是固定資產(chǎn)投資，二者對國民經(jīng)濟的拉動作用都是很明顯的，國內(nèi)生產(chǎn)總值對建筑安裝投資的彈性系數(shù)為0.324。當建筑安裝投資增長1%時，將帶動國內(nèi)生產(chǎn)總值增長0.324%。國內(nèi)生產(chǎn)總值對基本建設投資的彈性系數(shù)為0.317。當基本建設投資增長1%時，將帶動國內(nèi)生產(chǎn)總值增長0.317%。綜合起來，當建設投資增長1%時，能帶動國內(nèi)生產(chǎn)總值增長大約0.32%。從拉動效率來看，兩者對國民經(jīng)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(guī)模建設的發(fā)展階段，還遠遠沒有達到建設量的穩(wěn)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(jié)果不僅驗證了很多研究者的定性結(jié)論，即建設投資在經(jīng)濟發(fā)展中扮演著非常重要的角色，是刺激經(jīng)濟活動的主要手段，能夠高效率地拉動國民經(jīng)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(jīng)濟增長的貢獻。

收稿日期：2001-03-23

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第5篇：固定資產(chǎn)投資指標意義范文

一、投資對經(jīng)濟增長影響理論

投資與經(jīng)濟增長的關系非常密切。在經(jīng)濟理論界，西方和中國有一個類似的觀點，即認為投資是經(jīng)濟增長的基本推動力，是經(jīng)濟增長的必要前提。投資對經(jīng)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(jīng)濟增長的影響表現(xiàn)在投資供給對經(jīng)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(jīng)濟增長的影響作用是雙向的：擴大投資需求將對經(jīng)濟增長產(chǎn)生拉動作用；縮小投資需求則會抑制經(jīng)濟的增長，著名的投資乘數(shù)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(jīng)濟結(jié)構(gòu)，而合理的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)是經(jīng)濟發(fā)展的條件。經(jīng)濟結(jié)構(gòu)通過兩大部類比例關系、生產(chǎn)流通過程、生產(chǎn)資料和勞動力利用、技術進步和提高經(jīng)濟效果影響經(jīng)濟發(fā)展，而投資是影響經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的決定因素。所以，歸根到底還是投資促進了經(jīng)濟增長和平衡發(fā)展。

經(jīng)濟增長理論經(jīng)過二百多年的發(fā)展，逐漸從勞動決定論，經(jīng)由資本決定論向技術決定論演進，經(jīng)歷了從古典經(jīng)濟增長理論、現(xiàn)代經(jīng)濟增長理論至新經(jīng)濟理論的發(fā)展。

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

國內(nèi)學者從不同的角度，以不同的方法研究固定資產(chǎn)投資與經(jīng)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(chǎn)投資增加與經(jīng)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(chǎn)投資在拉動經(jīng)濟增長上起到了巨大作用，并且二者之間還存在著長期穩(wěn)定的雙向因果關系（雷輝，2006）。第三種觀點認為固定資產(chǎn)投資單方向是經(jīng)濟增長原因（蔣曉華，2007）。

改革開放三十多年來，烏魯木齊的經(jīng)濟持續(xù)快速增長。烏魯木齊市生產(chǎn)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(chǎn)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(chǎn)投資對經(jīng)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(guī)律。

二、實證分析

（一）樣本數(shù)據(jù)來源及處理

本文使用的原始數(shù)據(jù)來源于歷年的《烏魯木齊統(tǒng)計年鑒》和2013年的烏魯木齊國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報。數(shù)據(jù)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(chǎn)總值（GDP）作為衡量經(jīng)濟增長的指標，全社會固定資產(chǎn)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(shù)據(jù)地區(qū)生產(chǎn)總值和固定資產(chǎn)投資進行對數(shù)形式變換，分別用進行對數(shù)變換后的國內(nèi)生產(chǎn)總值（lnGDP）和固定資產(chǎn)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(wěn)性。一般回歸前要檢驗數(shù)據(jù)是否存在單位根，以檢驗數(shù)據(jù)的平穩(wěn)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(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果（如下頁表1所示）。

由檢驗結(jié)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(wěn)序列。再對一階差分序列進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)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(wěn)的，即為一階單整序列，變量之間存在長期穩(wěn)定的關系，記為I（1），接下來利用協(xié)整分析變量間是否存在穩(wěn)定的均衡關系。

（三）協(xié)整性檢驗

協(xié)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(shù)相同時，才可能協(xié)整。當兩個變量協(xié)整時，則它們之間存在一個長期穩(wěn)定的比例關系；反之，當兩個變量不是協(xié)整時，則它們之間就不存在一個長期穩(wěn)定的比例關系。為確定烏魯木齊GDP和FI之間是否具有協(xié)整關系，我們根據(jù) Engle-Granger提出的協(xié)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(shù) 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(jié)果（見表2）。

由表2可知，殘差項為平穩(wěn)序列，因此得出 lnGDP 與 lnFI 之間存在協(xié)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(xié)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(gòu)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(fā)生變化。在分析檢驗的過程中，所需檢驗的參數(shù)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(tǒng)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，F(xiàn)I 與GDP之間存在著協(xié)整關系，因此，下面對烏魯木齊固定資產(chǎn)投資與烏魯木齊生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)（1978―2013）進行格蘭杰因果檢驗。檢驗的結(jié)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(chǎn)投資不是經(jīng)濟增長的格蘭杰因果；當滯后期為4和5時，“經(jīng)濟增長不是固定資產(chǎn)投資的因”與“固定資產(chǎn)不是經(jīng)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(jié)論：第一，F(xiàn)I與GDP之間存在長期穩(wěn)定的相關性；第二，F(xiàn)I 增長是GDP增長的原因，F(xiàn)I 增長可以促進GDP增長。同時，GDP 增長是 FI 增長的源泉，經(jīng)濟越發(fā)達，越有能力進行固定資產(chǎn)投資。

三、主要結(jié)論與建議

（一）主要結(jié)論

通過協(xié)整分析驗證了1978―2013 年烏魯木齊固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系。烏魯木齊GDP增長對固定資產(chǎn)投資的促進作用大于固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的推動作用，固定資產(chǎn)每增加1.0個百分點，GDP增加0.95百分點。固定資產(chǎn)投資對經(jīng)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(yè)的產(chǎn)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(chǎn)投資的變化，但烏魯木齊固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長和生產(chǎn)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(chǎn)投資是經(jīng)濟增長的格蘭杰因，也就是說，固定資產(chǎn)投資的提高能推動生產(chǎn)總值的增長，反之，固定資產(chǎn)投資的減少會使生產(chǎn)總值的增長受到不利的影響。這與業(yè)界的相關理論是吻合的。但國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加不是固定資產(chǎn)投資增長的格蘭杰因，這就意味著，烏魯木齊生產(chǎn)總值的增加對投資的拉動效果不明顯，不足以產(chǎn)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(chǎn)投資效益，就要從新疆長期固定資產(chǎn)投資政策、固定資產(chǎn)投資體制改革、提高政府宏觀調(diào)控能力以及協(xié)調(diào)區(qū)域間的投資分配四方面出發(fā)，四者互相配合，最終達到提升新疆固定資產(chǎn)投資效益的目的。

2.固定資產(chǎn)適度規(guī)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(zhuǎn)變政府職能，為民間投資創(chuàng)造良好的政策環(huán)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(jié)構(gòu)，加入地方金融機構(gòu)對民間投資的支持力度。降低對小企業(yè)設立的門檻，具備一定條件就發(fā)放貸款支持民營企業(yè)的發(fā)展；加大民營資本對基礎產(chǎn)業(yè)、支柱產(chǎn)業(yè)、高新技術產(chǎn)業(yè)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(guī)模較小，現(xiàn)階段應該抓住內(nèi)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(huán)境，提高服務意識。

第6篇：固定資產(chǎn)投資指標意義范文

[關鍵詞]固定資產(chǎn) 投資 購置 日常管理

從宏觀經(jīng)濟的角度來看,投資、消費和出口是拉動經(jīng)濟增長的三個主要動力,而作為一個發(fā)展中國家,投資無疑成為推動經(jīng)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(chǎn)投資總額達29.5萬億元,占當年國內(nèi)生產(chǎn)總值的48%,超過了1981-2000年20年間全社會固定資產(chǎn)投資的總和。其中,第二產(chǎn)業(yè),即采礦、制造、水電氣和建筑行業(yè)的固定資產(chǎn)投資占全社會固定資產(chǎn)投資的近40%,是支撐經(jīng)濟增長的重要力量。

然而,如此大規(guī)模的投資如何才能轉(zhuǎn)化為實實在在的產(chǎn)能,并帶來現(xiàn)實的經(jīng)濟和社會效益,卻是擺在企業(yè)和政府面前的嚴峻課題。眾所周知,我國第二產(chǎn)業(yè)的許多行業(yè)存在嚴重的產(chǎn)能閑置現(xiàn)象,如紡織、水泥、鋼鐵、化工等行業(yè),而大部分行業(yè)都有產(chǎn)能利用率低,投資效益低下的情況。經(jīng)過長期的閑置后,部分企業(yè)的固定資產(chǎn)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(yè)的角度出發(fā),要解決上述問題,必須加強固定資產(chǎn)投資前的分析論證和審批,嚴格采購環(huán)節(jié)的招標、審批、驗收等制度,改善日常管理中的各項內(nèi)部控制制度,從預算、分析、采購和控制等各環(huán)節(jié)強化管理,使固定資產(chǎn)能夠充分發(fā)揮效率,為企業(yè)帶來投資收益。

一、 固定資產(chǎn)的投資管理

上文中提及的固定資產(chǎn)投資效益低下,集中反映了企業(yè)在固定資產(chǎn)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(chǎn)投資決策的失誤,企業(yè)必須加強固定資產(chǎn)投資的管理,其重點是事先對固定資產(chǎn)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(yè)人員參加的項目論證小組,對固定資產(chǎn)投資項目進行分析和評估

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

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

(a) 市場研究,包括產(chǎn)品的市場調(diào)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(jù)。

(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(chǎn)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(jīng)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(chǎn)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?shù)姆治稣撟C方法得出正確的結(jié)論。企業(yè)的固定資產(chǎn)投資不僅僅局限于產(chǎn)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(jīng)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(jié)合的方法,而經(jīng)濟效益預測則必須以定量分析為主,“用數(shù)字說話”。目前通常采用的分析方法和評價指標有:

(a) 凈現(xiàn)值法:指投資項目在投資期內(nèi)各年的現(xiàn)金流量的現(xiàn)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(xiàn)值的大小來排列;在互斥方案的比較中,應選擇凈現(xiàn)值最大的方案。

(b) 內(nèi)涵報酬率法:指能夠使未來現(xiàn)金流入的現(xiàn)值等于未來現(xiàn)金流出的現(xiàn)值的貼現(xiàn)率。在非互斥的方案中,應按內(nèi)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(xiàn)值指數(shù)法:指投資項目未來各期凈現(xiàn)金流入的現(xiàn)值與初始投資額現(xiàn)值之比,又稱貼現(xiàn)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(shù)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(nèi)涵報酬率和現(xiàn)值指數(shù)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(jié)合凈現(xiàn)值和投資規(guī)模等綜合評判。

(d) 回收期法:指投資引起的現(xiàn)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(nèi)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(jié)奏。企業(yè)每年要根據(jù)中長期戰(zhàn)略規(guī)劃和年度經(jīng)營目標,結(jié)合上述可行性分析和年度融資規(guī)模等因素,合理安排固定資產(chǎn)投資預算,并根據(jù)經(jīng)營計劃和融資計劃,控制投資節(jié)奏,防止出現(xiàn)資本性支出占用流動資金的現(xiàn)象,從而影響正常經(jīng)營。

3、 要加強固定資產(chǎn)投資項目的審計制度,強化責任意識。為了提高固定資產(chǎn)投資的效益和效率,加強投資項目在論證、決策、執(zhí)行等環(huán)節(jié)的管理力度,應大力開展投資項目的內(nèi)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(guī)范投資程序,提高投資效益。

二、 固定資產(chǎn)的購置管理

在固定資產(chǎn)投資項目的實施階段中,購置是非常重要的環(huán)節(jié),,一方面購置價值將形成固定資產(chǎn)的成本,從而影響到未來資產(chǎn)的盈利水平,另一方面,購置進度也將決定著固定資產(chǎn)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(guī)范資產(chǎn)的購置,降低購置成本。

在固定資產(chǎn)投資建設中,實行采購招標是實現(xiàn)降低建設成本、抑制不軌行為、加強項目質(zhì)量控制的有效手段。固定資產(chǎn)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(guī)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(jù)掌握的信息資料,向被認為有能力承擔供應任務并經(jīng)預先選擇的特定供應方發(fā)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(xié)商談判,選擇滿意的一方,達成協(xié)議。

(4) 企業(yè)要根據(jù)擬購置資產(chǎn)的數(shù)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(chǎn)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(chǎn)品一般要邀請招標,在滿足實際要求的條件下實現(xiàn)既能保證建設質(zhì)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(chǎn)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(chǎn)品(包括獨家生產(chǎn)產(chǎn)品)在建設過程中會經(jīng)常遇到,雖不具備招投標的條件,但為了保證建設質(zhì)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(yè)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(guī)定不明確或不專業(yè)而導致的糾紛或損失。通過招投標等方式選擇了恰當?shù)墓毯?雙方簽訂的采購或建設合同,應該經(jīng)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(chǎn)購置的數(shù)量、價格、技術細節(jié)、購置或交貨周期、支付進度和條件以及質(zhì)量保證、技術和操作培訓等等給予明確,從而規(guī)范供需雙方的責任與義務,為今后的驗收、質(zhì)量監(jiān)督等提供合法的基礎。

3、 要嚴格執(zhí)行資產(chǎn)的驗收程序,確保購置資產(chǎn)的數(shù)量和質(zhì)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(chǎn)進行驗收,保證資產(chǎn)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(chǎn)及時投入使用的需要。

4、 要利用現(xiàn)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(chǎn)購置時效性的管理,準確地把握購置進度,保證固定資產(chǎn)按計劃投入使用,為企業(yè)創(chuàng)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(chǎn)品競爭力下降的情況,更不能產(chǎn)生“爛尾”工程和“雞肋”項目。

三、 固定資產(chǎn)日常管理的重要環(huán)節(jié)

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

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

3、 要認真核查資產(chǎn)盤點和清查結(jié)果,分析資產(chǎn)質(zhì)量并采取相應措施盤活資產(chǎn)。許多企業(yè)雖然建立了固定資產(chǎn)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(shù)量核對工具,沒有發(fā)揮盤點對清查資產(chǎn)使用狀況和清理資產(chǎn)的作用。因此,企業(yè)要重新審視自身的盤點流程,在核對數(shù)量的同時,重點加強對閑置、損壞、毀損等資產(chǎn)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(zhuǎn)讓、報廢等建議,盤活資產(chǎn),杜絕浪費。

4、 必須培養(yǎng)風險防范意識,樹立風險控制機制,堅持給固定資產(chǎn)投保。由于風險意識不強或存在僥幸心理,企業(yè)常忽視固定資產(chǎn)投保這一重要的風險規(guī)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(yè)管理者必須樹立風險管理和控制意識,通過與專業(yè)保險公司合作,結(jié)合企業(yè)的資產(chǎn)特點,為企業(yè)量身定做一套成本與風險相宜的財產(chǎn)險方案,從而為企業(yè)的生存和持續(xù)發(fā)展戴上“護身符”。要特別關注企業(yè)的附屬設施、在建工程、裝飾裝修和設備附屬物等“隱性”資產(chǎn),在保險方案別關注,防止?jié)撛趽p失。

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

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第7篇：固定資產(chǎn)投資指標意義范文

[關鍵詞]固定資產(chǎn)投資證券投資決策方法

投資是企業(yè)重要的財務活動之一，它通常是指企業(yè)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(jīng)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(xiàn)金、固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)等進行投資，直接形成企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動的能力。直接投資往往數(shù)額大，回收期長、與生產(chǎn)經(jīng)營聯(lián)系緊密。

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

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

一、固定資產(chǎn)投資決策

1、固定資產(chǎn)投資決策方法。如前所述，固定資產(chǎn)投資直接影響企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模，由于它投資數(shù)額大、投資回收期長、一經(jīng)決策和實施就難以改變，因此固定資產(chǎn)投資決策成敗與否后果深遠。實務中，企業(yè)在進行固定資產(chǎn)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(xiàn)值法、內(nèi)含報酬率法、現(xiàn)值指數(shù)法、投資回收期法、平均報酬率法等投資決策方法，但現(xiàn)行財務管理理論和實踐對固定資產(chǎn)投資主要采用凈現(xiàn)值(簡稱NPV)法。所謂凈現(xiàn)值是指投資方案的未來現(xiàn)金流人量的現(xiàn)值和現(xiàn)金流出量的現(xiàn)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(xiàn)金流入量；COt表示第t年的現(xiàn)金流出量；i表示預定的折現(xiàn)率。

凈現(xiàn)值法的決策規(guī)則是：在只有一個備選方案的采納與否決策中，凈現(xiàn)值為正者則采納，凈現(xiàn)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(xiàn)值是正值中的最大者。

2、對固定資產(chǎn)投資決策方法的說明。不難發(fā)現(xiàn)，凈現(xiàn)值法與其他方法相比具有以下優(yōu)點：

(1)凈現(xiàn)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(jù)，因此是一種較好的方法。

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

因此，現(xiàn)行企業(yè)財務管理工作中主要采用凈現(xiàn)值法進行固定資產(chǎn)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(lián)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(guī)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(chuàng)立，后經(jīng)威廉•夏普(WSharpe)等人發(fā)展，主要運用證券投資回報率的期望值E和系統(tǒng)風險系數(shù)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(zhì)完全不同的風險，即系統(tǒng)風險和非系統(tǒng)風險。系統(tǒng)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(zhàn)爭、通貨膨脹、經(jīng)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(yè)來說，都是不可避免的；非系統(tǒng)風險又稱為可分散風險或公是指發(fā)生于個別公司的因素如新產(chǎn)品開發(fā)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(xiàn)、生產(chǎn)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(tǒng)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(tǒng)風險相一致的回報率。也就是說，證券投資的凈現(xiàn)值等于零。因此證券投資決策不能用凈現(xiàn)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(chǎn)投資與證券投資決策方法的差異歸納為以下幾點：

(1)現(xiàn)行企業(yè)財務管理理論和實踐對固定資產(chǎn)投資決策主要采用凈現(xiàn)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(chǎn)投資方案的凈現(xiàn)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(xiàn)值一般為零。

(3)由于證券市場的競爭性遠遠高于產(chǎn)品市場，使得證券市場能夠迅速達到競爭性均衡狀態(tài)，因此，證券投資的平均租金高于零；而產(chǎn)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(yè)的創(chuàng)新而使得該行業(yè)調(diào)整到競爭性均衡狀態(tài)還需要一定的時間，所以固定資產(chǎn)投資可以賺取經(jīng)濟租金。

三、原因分析

1．從資本資產(chǎn)定價模型的角度來看。上面的分析似乎表明固定資產(chǎn)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(chǎn)定價模型來量化風險。

威廉•夏普1964年開創(chuàng)的資本資產(chǎn)定價模型(CapitalAssetPricingModel，簡稱CAPM)被認為是財務管理學形成和發(fā)展中最重要的里程碑，它的出現(xiàn)第一次使人們能夠?qū)︼L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(shù)；Km表示所有股票或所有證券的平均報酬率。

可見，資本資產(chǎn)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(xiàn)金流量風險大，其值β為1．5；B項目的預期股權現(xiàn)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(chǎn)定價模型是證券投資分析的直接工具，應用資本資產(chǎn)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(chǎn)投資決策中，資本資產(chǎn)定價模型同樣發(fā)揮作用，即可以用于估計固定資產(chǎn)投資方案的機會成本，固定資產(chǎn)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(chǎn)投資方案的凈現(xiàn)值大于零，就說明該固定資產(chǎn)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(chǎn)投資決策還是證券投資，資本資產(chǎn)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(chǎn)投資決策中，用估計的資金機會成本作為折現(xiàn)率對固定資產(chǎn)投資方案的預期現(xiàn)金流量進行折現(xiàn)，計算其凈現(xiàn)值，并根據(jù)計算結(jié)果的大小對投資方案作出取舍。

2．從經(jīng)濟租金和有效資本市場假說的角度來看。

第8篇：固定資產(chǎn)投資指標意義范文

關鍵詞：固定資產(chǎn)投資；國內(nèi)生產(chǎn)總值；經(jīng)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(jīng)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(chuàng)新等其他要素而言，資本積累在經(jīng)濟社會發(fā)展中扮演著不可替代的角色。我們可以發(fā)現(xiàn)，在經(jīng)濟學經(jīng)典著作中對經(jīng)濟增長的理論研究不計其數(shù)，其中大部分經(jīng)濟學家或者學者都將資本積累作為刺激經(jīng)濟增長的必不可少的因素。其中，固定資產(chǎn)投資是社會固定資產(chǎn)再生產(chǎn)的主要手段，作為資本積累的重要途徑，對經(jīng)濟增長作用更為直接和顯著，是經(jīng)濟增長的原動力，在經(jīng)濟發(fā)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(xiàn)經(jīng)濟增長目標的首要手段，是宏觀調(diào)控的切入點和著力點。固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長并不是決定者與被決定者的關系，固定資產(chǎn)投資的增加通過投資的兩大效應作用于經(jīng)濟增長，即需求效應和供給效應；相反，經(jīng)濟增長的速度和水平?jīng)Q定著GDP中用于投資的規(guī)模和水平，亦即經(jīng)濟增長為投資的擴張?zhí)峁┝肆己玫馁Y金支持和物質(zhì)保障。

1 文獻綜述與問題的提出

改革開放以來，我國國民經(jīng)濟快速發(fā)展，并取得了舉世矚目的成就。如圖1所示，2012年我國國內(nèi)生產(chǎn)總值為518942.1億元，與1990年相比超出約50萬億元；固定資產(chǎn)投資的增長也較為迅速，與經(jīng)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(chǎn)

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(jīng)濟學Granger因果關系檢驗的方法下分析了固定資產(chǎn)投資和經(jīng)濟增長之間的關系，并形成了較統(tǒng)一的三種看法：（1）投資是經(jīng)濟增長的決定因素，沒有投資就沒有經(jīng)濟的增長；（2）經(jīng)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(jīng)濟增長水平?jīng)Q定的；（3）固定資產(chǎn)投資與經(jīng)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(chǎn)投資和經(jīng)濟增長之間關系的模型建立，也為我們在分析固定資產(chǎn)投資對我國經(jīng)濟增長的貢獻方面提供了理論上的支持和方法論的依據(jù)。

2 理論基礎和模型的構(gòu)建與分析

2.1 理論基礎

根據(jù)宏觀經(jīng)濟學國民收入核算體系，用支出法核算一個國家的國內(nèi)生產(chǎn)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(chǎn)投資在社會總投資中所占比重較大，其對經(jīng)濟增長的貢獻率較其他形式的投資而言是巨大的。根據(jù)投資與經(jīng)濟增長之間的關系西方經(jīng)濟學中主要介紹了投資乘數(shù)理論、加速原理等。投資乘數(shù)理論由英國經(jīng)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(shù)倍的GDP的增加。加速原理由法國經(jīng)濟學家阿夫塔利昂提出，該理論認為當產(chǎn)量或收入增加時，投資是加速增加的?！巴顿Y乘數(shù)理論”與“加速原理”所要說明的問題側(cè)重點雖有不同，但本質(zhì)上都說明了投資與經(jīng)濟增長的關系，只不過是“投資乘數(shù)理論”說明了投資的輕微變動何以會導致收入發(fā)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(fā)生巨大變動。

對于某一個的國家而言，投資乘數(shù)和加速數(shù)在不同時期是不同的，究竟是投資乘數(shù)占主導地位還是加速數(shù)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(shù)據(jù)，通過擬合計量模型，以此來確定該時期內(nèi)是投資乘數(shù)理論發(fā)揮了較大的作用還是加速數(shù)原理發(fā)揮了較大的作用。

2.2 模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)分析

2.2.1 數(shù)據(jù)來源

經(jīng)查閱《中國統(tǒng)計年鑒2013》（1990-2012）得到相關數(shù)據(jù)。本文采用GDP（國內(nèi)生產(chǎn)總值）作為衡量我國經(jīng)濟增長的指標，F(xiàn)I（固定資產(chǎn)投資，F(xiàn)ixed Investment）作為衡量我國固定資產(chǎn)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(shù)據(jù)之間的的相關性。

2.2.2 模型的估計、檢驗與調(diào)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(chǎn)投資均是經(jīng)濟增長的原因，前者一定程度上決定了后者。

（2）數(shù)學模型的建立。

①初步建立模型

圖2 1990-2012年我國國內(nèi)生產(chǎn)總值y

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

t=β0+β1lnxt+εt

其中t為地區(qū)生產(chǎn)總值，xt為固定資產(chǎn)投資額，εt為隨機誤差項。由EViews最小二乘計算結(jié)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(jīng)濟意義的檢驗。從回歸結(jié)果可以看出，lnxt前的系數(shù)為正值，這與理論分析和經(jīng)驗判斷相一致。即在其他條件不變的情況下，當年固定資產(chǎn)投資x每增加1%，國內(nèi)生產(chǎn)總值y將平均增長110.2217億元。

2）統(tǒng)計推斷檢驗。從回歸結(jié)果看，可決系數(shù)R2=09544，這說明模型對樣本的擬合很好，即我國國內(nèi)生產(chǎn)總值變化的95.44%都是由固定資產(chǎn)投資決定的；系數(shù)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(chǎn)投資對國內(nèi)生產(chǎn)總值有顯著影響。

3）計量經(jīng)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(shù)模型的偏相關系數(shù)檢驗

從中可以看出，對數(shù)模型的第1期偏相關系數(shù)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(jié)果，我們考慮采用廣義差分法進行調(diào)整。

（3）自相關性的調(diào)整。

加入AR項后，可以發(fā)現(xiàn)估計過程經(jīng)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(shù)模型確實存在一階自相關性。調(diào)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(yōu)度較模型1變大了，F(xiàn)檢驗也是高度顯著的。這里，解釋變量、常數(shù)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(jié)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(shù)理論在我國經(jīng)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(nèi)，我國還應繼續(xù)將固定資產(chǎn)投資作為拉動經(jīng)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(guī)模而不是投資的結(jié)構(gòu)，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(guī)模，優(yōu)化投資結(jié)構(gòu)。首先，維持一定的投資總量，以此來適應經(jīng)濟增長對投資規(guī)模的續(xù)修；其次要時時刻刻維護好投資增長的協(xié)調(diào)性和穩(wěn)定性，為提高投資的使用效率和優(yōu)化投資結(jié)構(gòu)做好投資發(fā)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(chǎn)投資結(jié)構(gòu)，提高固定資產(chǎn)投資的需求效應。

（2）投資不可持續(xù)，實現(xiàn)多元增長。在過去的幾十年里，我國經(jīng)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(jīng)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(jīng)濟增長，否則勢必會對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生不良的后果，因此在以后相當長的時期內(nèi)必須轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式，推行經(jīng)濟增長方式由依賴投資實現(xiàn)經(jīng)濟增長逐漸向以消費和出口為導向的經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變。

（3）轉(zhuǎn)變政府職能，統(tǒng)籌協(xié)調(diào)發(fā)展。政府應充分履行其經(jīng)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(guī)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(guī)模不斷擴大的同時，應統(tǒng)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(jīng)濟增長提供良好的發(fā)展環(huán)境。

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

參考文獻

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

第9篇：固定資產(chǎn)投資指標意義范文

關鍵詞：蘇北地區(qū)；居民消費；經(jīng)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(jīng)濟發(fā)達地區(qū)之一，無論是經(jīng)濟總量，還是人均經(jīng)濟指標都排在全國前列。但是江蘇經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)“南高北低”的差異，因此江蘇經(jīng)濟問題無論是在統(tǒng)計上還是理論研究上都按照經(jīng)濟發(fā)展水平的差異分為蘇南、蘇中和蘇北三個區(qū)域。根據(jù)江蘇省統(tǒng)計年鑒，蘇北區(qū)域為徐州、淮安、鹽城、連云港和宿遷五個地級市區(qū)域。過去十余年中，蘇北的經(jīng)濟發(fā)展較為迅速，充分發(fā)揮后發(fā)優(yōu)勢，增長率穩(wěn)居全省前列。各項數(shù)據(jù)表明，蘇北處于工業(yè)化中后期，處于欠發(fā)達地區(qū)向發(fā)達地區(qū)轉(zhuǎn)變的過程中。對蘇北這樣具有典型意義區(qū)域，進行居民消費對經(jīng)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(jīng)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?qū)⒕用裣M分為城鎮(zhèn)居民消費和農(nóng)村居民消費與經(jīng)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(jīng)濟增長的代表性觀點。根據(jù)我國經(jīng)濟增長的需求結(jié)構(gòu)分析，提高城鄉(xiāng)居民購買力水平是擴大內(nèi)需的關鍵（國家統(tǒng)計局課題組，2002），經(jīng)濟增長應從投資主導型向居民消費社會投資雙拉動型轉(zhuǎn)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(nèi)生產(chǎn)總值高速增長保持聯(lián)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(nóng)村居民消費發(fā)揮其對經(jīng)濟增長應有的拉動作用（李銀秀，2014）。

關于居民消費促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和經(jīng)濟轉(zhuǎn)型發(fā)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(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化以及經(jīng)濟增長 （尹世杰，2006），應發(fā)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(zhì)量，促進消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化，從而促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)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(jīng)濟由投資主導向消費主導的經(jīng)濟轉(zhuǎn)型（遲福林，2012）。

關于居民消費對經(jīng)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(xié)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(shù)據(jù)，構(gòu)建了非參數(shù)面板數(shù)據(jù)模型，刻畫了政府消費、居民消費與經(jīng)濟增長關系的動態(tài)演進趨勢（段景輝，2013）；也有運用協(xié)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(nóng)村消費對經(jīng)濟增長影響的研究。農(nóng)村居民消費是拉動經(jīng)濟增長的一個重要因素。有學者認為農(nóng)村消費不足導致消費升級不快是制約我國經(jīng)濟增長的重要因素（李明賢，2006），而農(nóng)村居民消費的增長對人均GDP的影響要大于城鎮(zhèn)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(jié)果表明農(nóng)村居民消費有力的推動了我國經(jīng)濟增長（高月梅，2012）。

通過上述文獻回顧可以看出，現(xiàn)有研究普遍認為消費對經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)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(jīng)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(qū)域的考察，缺乏對省內(nèi)部分區(qū)域的考察。鑒于此，本文選擇處于欠發(fā)達地區(qū)向發(fā)達地區(qū)轉(zhuǎn)型過程中具有典型意義的蘇北區(qū)域作為研究對象，并將居民消費分為城鎮(zhèn)居民消費和農(nóng)村居民消費兩個部分，引入固定資產(chǎn)投資作為控制變量，應用面板數(shù)據(jù)模型分析居民消費對經(jīng)濟增長的影響。

二、實證研究

（一）模型與變量選擇

根據(jù)統(tǒng)計口徑和經(jīng)濟發(fā)展的階段性，蘇北地區(qū)主要為徐州、淮安、鹽城、連云港和宿遷五個地級市區(qū)域，因此本文選擇面板數(shù)據(jù)模型進行實證研究。

文章旨在研究蘇北居民消費對經(jīng)濟增長的影響，而居民消費又分為城鎮(zhèn)居民消費和農(nóng)村居民消費。因此本文研究選取以下四個指標變量：地區(qū)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)居民消費、農(nóng)村居民消費和固定資產(chǎn)投資。

（二）數(shù)據(jù)來源及處理

各變量初始數(shù)據(jù)來源于歷年《江蘇統(tǒng)計年鑒》中蘇北區(qū)域各項經(jīng)濟指標數(shù)據(jù)?？紤]數(shù)據(jù)的可得性和一致性，本文數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)進行處理。首先，地區(qū)生產(chǎn)總值使用常住人口人均地區(qū)生產(chǎn)總值（Y），并以2000年為基期的CPI指數(shù)剔除價格因素影響；其次，人均城鎮(zhèn)居民消費（UC）由統(tǒng)計年鑒中直接獲得，以2000年為基期的城鎮(zhèn)CPI指數(shù)剔除價格因素影響；第三，人均農(nóng)村居民消費（RC）由統(tǒng)計年鑒中直接獲得，以2000年為基期的農(nóng)村CPI指數(shù)剔除價格因素影響；第四，人均固定資產(chǎn)投資（I）由固定資產(chǎn)投資總額除以對應年份的常駐人口總數(shù)獲得，并以2000年為基期的固定資產(chǎn)價格指數(shù)剔除價格因素影響。最后，為減少數(shù)據(jù)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(shù)，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(shù)據(jù)的單位根檢驗

本文采用Levin， Lin & Chu t*單位根檢驗面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。根據(jù)線型圖和散點圖判斷四個數(shù)據(jù)序列皆為含截距項和趨勢項的序列。經(jīng)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(wěn)（見表1）。

表1 面板數(shù)據(jù)的Levin， Lin & Chu t*單位根檢驗結(jié)果

變量 檢驗形式（C，T，L） 統(tǒng)計量 概率值 10%臨界值

是否平穩(wěn)

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(wěn)

平穩(wěn)

平穩(wěn)

平穩(wěn)

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(shù)，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(shù)據(jù)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(jié)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(jié)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(jié)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(jié)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(jié)果及分析

根據(jù)隨機效應模型分析，面板數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果如下：

， ，

從上述面板數(shù)據(jù)的回歸分析結(jié)果可以看出：各個參數(shù)估計值的t

由回歸方程的各個解釋變量的系數(shù)可以得出：城鎮(zhèn)居民人均消費增加1%，可以拉動人均產(chǎn)出增加0.773439%；農(nóng)村居民人均消費增加1%，可以拉動人均產(chǎn)出增加0.548853%；人均固定資產(chǎn)投資增加1%，可以拉動人均產(chǎn)出增加0.126552%。

三、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

本文選擇蘇北地區(qū)的人均產(chǎn)出、城鎮(zhèn)居民人均消費、農(nóng)村居民人均消費和人均固定資產(chǎn)投資四個指標，應用面板數(shù)據(jù)模型，以2000年為基期，運用2000-2012年的相關數(shù)據(jù)分析四個指標因素對蘇北經(jīng)濟增長的影響。由實證結(jié)果可以看出，城鎮(zhèn)居民人均消費、農(nóng)村居民人均消費和人均固定資產(chǎn)投資對人均產(chǎn)出彈性依次減弱。其中城鎮(zhèn)居民的人均消費對人均產(chǎn)出的貢獻遠大于農(nóng)村居民人均消費，更是人均固定資產(chǎn)投資的產(chǎn)出彈性的數(shù)倍。這為蘇北地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展轉(zhuǎn)型提供了實證支持。

（二）建議

第一，對比消費和固定資產(chǎn)投資的產(chǎn)出彈性，蘇北經(jīng)濟增長方式應由投資驅(qū)動轉(zhuǎn)向消費驅(qū)動。投資在過去十余年的高增長，有效的帶動了蘇北經(jīng)濟的增長。特別是蘇北作為欠發(fā)達地區(qū)的典型，大量的投資完善了當?shù)氐幕A設施，如交通、城市建設等。但是持續(xù)的固定資產(chǎn)投資對產(chǎn)出貢獻的邊際效應逐漸遞減。實證結(jié)果表明投資的產(chǎn)出彈性已經(jīng)較弱。而消費的產(chǎn)出貢獻的邊際效應較高，遠遠大于投資的產(chǎn)出貢獻。因此，蘇北地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展應及時根據(jù)發(fā)展的實際作出調(diào)整，構(gòu)建以消費為驅(qū)動的經(jīng)濟增長模式。

第二，對比城鎮(zhèn)居民消費和農(nóng)村居民消費的產(chǎn)出彈性，蘇北地區(qū)應加快城鎮(zhèn)化，提高城鎮(zhèn)消費所占比重。蘇北地區(qū)的城鎮(zhèn)化率增長較快，但是與發(fā)達的蘇南地區(qū)相比還存在較大的差距。特別是蘇北的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)還沒有實現(xiàn)根本性的轉(zhuǎn)變。實證結(jié)果表明城鎮(zhèn)居民人均消費比農(nóng)村居民人均消費對人均產(chǎn)出的彈性要大。因此，蘇北地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展和結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型還需依托城鎮(zhèn)化實現(xiàn)。

第三，調(diào)整政府支出結(jié)構(gòu)，提高居民的社會保障水平。目前蘇北地區(qū)的固定資產(chǎn)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?shù)鼐用竦纳鐣Ｕ纤椒矫孀今埔娭?。因此，蘇北地區(qū)政府應調(diào)整支出結(jié)構(gòu)，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(xiàn)經(jīng)濟的良性可持續(xù)發(fā)展。

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