導語：如何才能寫好一篇固定資產(chǎn)投資分析，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

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我國現(xiàn)有投資分析的實證模型較多，但大都是直接用投資同國內(nèi)生產(chǎn)總值進行回歸分析。其特點是以經(jīng)驗公式為預測的依據(jù)，缺乏理論基礎(chǔ)，沒有考慮投資的時滯和折舊投資，更無法考慮工資、利率和投資滯后系數(shù)的變化對投資的影響。本研究使用后凱恩斯主義投資理論即加速數(shù)模型，吸納了新古典派投資理論的最優(yōu)資本函數(shù)的合理成份，并考慮了投資時滯現(xiàn)象和折舊投資在投資中的作用，對我國固定資產(chǎn)投資進行實證分析。

加速數(shù)理論（國內(nèi)生產(chǎn)總值同總資本存量的比值）以企業(yè)擁有的廠房、機械設備、工具等全部資本和其生產(chǎn)量的比例為研究前提，認為投資主要是依據(jù)產(chǎn)出的變化而有比例地變動的。加速數(shù)理論是以企業(yè)的微觀經(jīng)濟行為為研究對象，通過對全社會企業(yè)和經(jīng)濟實體的加總，將加速數(shù)理論推廣應用于國家的宏觀投資行為。在加速數(shù)模型建立過程中，可以考慮勞動力價格變化、利率變化、投資滯后和折舊投資設計出一個較為完善的投資函數(shù)。加速數(shù)理論假設企業(yè)購買其全部資本，這樣資本的租用價格（利率）是決定企業(yè)投資行為的關(guān)鍵宏觀經(jīng)濟變量。由于資本和勞動力是可以相互替代的，勞動力的價格（工資）也是投資需求函數(shù)設計中應考慮的變量。投資滯后是指企業(yè)投資當年無法完成全部需求的投資而產(chǎn)生的對投資需求的滯后現(xiàn)象，折舊投資是指企業(yè)為彌補固定資產(chǎn)折舊而需要追加的投資。投資需求函數(shù)表達了企業(yè)在擁有一定資本存量的情況下，如何依據(jù)計劃的產(chǎn)值目標、預期的利率、工資水平、投資的滯后情況和折舊投資量來決定當年對資本的需求量。

根據(jù)加速數(shù)模型對2006―2015年全國的投資總需求進行預測。中國固定資產(chǎn)投資的滯后系數(shù)在1997―2005年間呈穩(wěn)定上升趨勢，1997年為0.3050，2005年上升為0.3340，對其未來值的預測采用了線性回歸趨勢預測法，年增加量為0.00285；對國內(nèi)生產(chǎn)總值的預測采用了指數(shù)函數(shù)預測，年增長率取近5年的名義國內(nèi)生產(chǎn)總值的平均值12.98%（2006年取近3年的平均值14.87%）；未來工資的增加指數(shù)也取近6年的平均值1.1023；并假定年利率不變或以每年0.00156的速度穩(wěn)定上升到2015年。

從表1可以看出，全國的固定資產(chǎn)投資總額從2000年的32918億元增長到2005年的88604億元。從理論計算值同實際值的比較來看，除2005年實際投資額高于理論投資額之外，其他5年的實際投資額均低于理論值。2004年理論投資額為75447億元，而實際投資額僅為70477，比理論值少6.6%。2005年理論投資額為79065億元，而實際投資額為88604，比理論值多10.8%。2006年上半年的全社會固定資產(chǎn)投資繼續(xù)大幅增加，也將超過理論預測值，可以推斷投資增加過快是造成目前經(jīng)濟發(fā)展過熱的主要因素。根據(jù)投資方程我們預測出在利率不變的情況下2006、2007、2010和2015年的理論固定資產(chǎn)投資需求總額分別是91926億元、99089億元、144617億元和271480億元。

以上分析均基于未來預期利率不變的假設下進行的，若假設未來的預期利率上升，也可預測得出一組數(shù)據(jù)。計算結(jié)果表明，與未來預期利率不變的結(jié)果相比，由于利率上升將會抑制一部分投資，使得固定資產(chǎn)投資總額有小幅下降。在利率上升的情況下預測的2010年全國固定資產(chǎn)總投資為14.46萬億元，比利率不變時的14.38萬億元縮小了0.55%；2015年全國固定資產(chǎn)總投資為26.80萬億元，比利率不變時的27.15萬億元縮小了1.3%?？梢娎实木徛仙龑ν顿Y需求變化的影響較小，但若利率在短時間內(nèi)突然變化，其影響將不可忽略。根據(jù)乘數(shù)―加速數(shù)理論，利率的突然大幅上升會使經(jīng)濟進入全面衰退，所以欲通過劇烈的利率上調(diào)來抑制固定資產(chǎn)投資增加過速是不可取的。

從表2可見，加速數(shù)變化不大。1996―2005年數(shù)值在4.78―5.28之間，預計2006年為5.16，2015年仍為5.16。表明中國的全社會固定資產(chǎn)總存量大約等于5倍的國內(nèi)生產(chǎn)總值，2006年約為108萬億元，2015年可達到324萬億元。2007年折舊投資約需5.14萬億元，2015年約需13.65萬億元，折舊投資占固定資產(chǎn)總投資的比重1996―2005年在44.9―70.0%之間，預計2007年為51.9%， 2015年降為50.3%。折舊投資占資產(chǎn)存量的比重1996―2005年間在0.040―0.045之間，2007年約為0.042，2015年仍為0.042，對應的折舊年限為23.8年。

發(fā)達國家折舊投資在總投資中占有很大份額，如1990年美國國內(nèi)私營企業(yè)的總投資毛額為7440億美元，其中5500億美元為折舊投資，占總投資額的73.9%，凈投資僅為1940億美元，26.1%。中國是發(fā)展中國家，在投資迅猛增長的情況下，目前折舊投資份額較低且呈下降趨勢，估計在未來經(jīng)濟較為發(fā)達的階段折舊投資份額將上升。

通過分析得出以下結(jié)論：

第一，通過理論投資需求和實際投資增長對比判斷，2005―2006年中國全社會固定資產(chǎn)投資增長存在著過快現(xiàn)象。

第二，小幅利率調(diào)整對投資的影響不大，而大幅度的利率調(diào)整又有使經(jīng)濟進入全面衰退的危險，在利用調(diào)高利率抑制經(jīng)濟過熱時要慎重，利率調(diào)幅要適度。

第三，固定資產(chǎn)投資占國內(nèi)總產(chǎn)值的比重近期有快速上升的趨勢，中央采取的抑制過快投資增長，提高投資效益的措施是正確的。

第四，進行實證研究目前我國用于彌補折舊的投資約占固定資產(chǎn)投資總額的一半，平均折舊年限為24年，折舊投資份額呈緩慢下降趨勢，但長期來看折舊投資的份額可能上升為投資的主體。

研究的主要意義：

首先，加速數(shù)模型模擬了主要宏觀經(jīng)濟指標之間的科學關(guān)系，可以定量測度投資與經(jīng)濟增長之間的協(xié)調(diào)關(guān)系。理論上計算的投資需求值可作為判斷投資是否增長過快的標尺，其同實際投資量的比較可以判斷經(jīng)濟運行的冷熱程度，從而提供對宏觀經(jīng)濟形勢的總體判斷，為國家的宏觀經(jīng)濟決策和金融機構(gòu)的投資決策服務。

第二，模型獲得的中國固定資產(chǎn)投資主要經(jīng)濟參數(shù)有利于對中國宏觀經(jīng)濟特征的全面了解，而通過對其時間序列變化特征可以判斷中國經(jīng)濟發(fā)展的歷史階段，有利于宏觀決策中對固定資產(chǎn)投資發(fā)展的科學指導。

第三，由于投資具有冷熱周期，且此周期受具體的經(jīng)濟運行環(huán)境狀況和國家的宏觀經(jīng)濟政策的影響，具有不可預見性。實際上為保持經(jīng)濟的快速穩(wěn)定的發(fā)展，國家的宏觀經(jīng)濟政策有寬松和收緊的周期性。銀行的投資決策既要考慮微觀經(jīng)濟效益，也要考慮宏觀經(jīng)濟環(huán)境，本模型為銀行的投資決策提供了經(jīng)濟學理論支持和實證的宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)參考。

第四，對折舊投資的預測可為國內(nèi)金融機構(gòu)的投資結(jié)構(gòu)提供決策參考。通過對折舊投資同新增生產(chǎn)能力投資的效益和回收難易程度的比較，銀行可以決定對某行業(yè)的投資偏好。若折舊投資效益較好，且較容易回收資金，為了減少投資的風險，在國家宏觀調(diào)控壓縮投資的情況下銀行應側(cè)重于折舊投資。

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關(guān)鍵詞：固定資產(chǎn)投資；投資效益；全面性

1固定資產(chǎn)投資效益的概述

1.1固定資產(chǎn)投資效益的定義

固定資產(chǎn)投資的經(jīng)濟效益，即在經(jīng)濟活動中，投入的固定資產(chǎn)數(shù)量，與該資產(chǎn)產(chǎn)出數(shù)量之間的比率。在對固定資產(chǎn)進行投資的時候，資產(chǎn)的投入主要包括建造以及購買材料過程中，所消耗的人工費、材料費以及購買產(chǎn)品、設備的開銷。固定資產(chǎn)的產(chǎn)出指的是利用該部分固定資產(chǎn)進行投資，由此產(chǎn)生的新資產(chǎn)，以及產(chǎn)生的新的生產(chǎn)力，同時還包括利用該部分資產(chǎn)投資所取得的新利潤、稅收等等。能夠反映固定資產(chǎn)投資產(chǎn)生的效益指標分為微觀、宏觀兩種。微觀主要包括了工程所花費的工期、投資的回收率、資產(chǎn)的產(chǎn)值率等等。微觀的指標能夠準確反映出投資產(chǎn)生的直接信息效益，同時對資源的利用效率，即在該投資當中，所消耗的資源數(shù)量，以及在投資結(jié)束之后，所產(chǎn)生的供給能力。宏觀指標包括了整個投資的周期、投資率、投資的效果系數(shù)等，集中反映了不同建設項目之間的關(guān)聯(lián)，同時相互之間產(chǎn)生的連鎖效益。

1.2固定資產(chǎn)投資效益的特征

固定資產(chǎn)的投資于其他經(jīng)濟活動相比，其效益具有長期性、不穩(wěn)定性、間接性的特點。從宏觀層面來分析該投資效益，其包括了從固定資產(chǎn)最初的投入，到該資產(chǎn)最終的產(chǎn)出全過程；從微觀層面來分析，通過對固定資產(chǎn)的投資，使得原本的資產(chǎn)實現(xiàn)增值，同時也滿足了社會當中各種需求。比如技術(shù)水平的提高，人們生活質(zhì)量改善、文化生活豐富等。上述的不同改變，可能會通過不同的方式呈現(xiàn)，同時也會在不同地區(qū)的GDP中有所反應。

2我國固定資產(chǎn)投資效益提高的制約因素

在社會生產(chǎn)活動中，固定資產(chǎn)投資占據(jù)了很大比例。如果投資沒有取得較好的收益，勢必會影響到整個社會經(jīng)濟的平穩(wěn)運行。因此，從這個方面來說，統(tǒng)計出我國固定資產(chǎn)投資能夠帶來的宏觀經(jīng)濟效益，通過指標來正確反映這一數(shù)值，成為了對經(jīng)濟發(fā)展監(jiān)測的重要方式。但是在實踐當中，對該效益進行衡量的各項指標，與當下經(jīng)濟發(fā)展的趨勢不相適應，仍然存在一些弊端需要進一步改進。

2.1效益指標反映不全面

在實踐當中，投資效益的衡量指標重點放在我國的建設領(lǐng)域當中。這一衡量方式，僅僅能夠反映出我國固定資產(chǎn)投資建設的進度如何，但是對于該固定資產(chǎn)的投資究竟帶來多少經(jīng)濟效益，很難反應出來。從實踐上來說，固定資產(chǎn)的投資呈現(xiàn)出長期性、多樣性、階段性的特點，因此僅憑某個單一的項目來判斷該投資對經(jīng)濟產(chǎn)生的影響，是不夠全面的。因此，對于固定資產(chǎn)的投資效益進行評價，應當從多個方面展開，能夠反映出投資的復雜性，同時也能夠準確反映該投資行為對經(jīng)濟產(chǎn)出帶來的影響。

2.2效益評價指標過于靜態(tài)化

正如上文所述，投資效益是個動態(tài)化的發(fā)展過程。在實踐當中，我國采取的是每年度編制下年度的固定資產(chǎn)投資效益指標，這顯然是一種靜態(tài)型的指標，無法對投資起到促進作用，同時也不能準確反映效益情況。

2.3效益指標缺乏應變性

投資效益評價指標的制定缺乏應變能力，指的是我國制定的效益評價指標將關(guān)注的重點放在投資與經(jīng)濟增長方面，重點討論的是資產(chǎn)的投資是否能夠幫助經(jīng)濟增長。但是卻忽略了固定資產(chǎn)的投資，是否能夠引起經(jīng)濟變量發(fā)生變化。眾所周知，固定資產(chǎn)投資的主要目的是為了經(jīng)濟的增長，而經(jīng)濟增長也為投資提供了更多機會。改善周邊環(huán)境質(zhì)量等等，通過對這些內(nèi)容進行評估，都能夠反映出我國固定資產(chǎn)投資所取得的效益。

2.4評價結(jié)果片面化

目前，對于固定資產(chǎn)的投資效益評價僅僅從單方面討論，投資是否取得良好的效益，關(guān)系到我國經(jīng)濟能否穩(wěn)步提升。換句話來說，如果想更加全面地監(jiān)督目前的投資情況，全面分析投資的效益，對投資進行嚴格的管理，就需要采用定量的方式來分析投資中的各個要素，找到與投資效益密切相關(guān)的因素，展開重點研究。

3完善我國固定資產(chǎn)投資效益的途徑

3.1規(guī)模效益合理規(guī)劃

固定資產(chǎn)投資取得的規(guī)模效益，可以從該投資的規(guī)模，以及該投資行為對經(jīng)濟增長所產(chǎn)生的幫助兩個方面展開。換句話說，在某一段時期當中，固定資產(chǎn)的投資規(guī)模與該階段社會經(jīng)濟發(fā)展規(guī)模相適應，能夠促進經(jīng)濟平穩(wěn)有序發(fā)展。

3.2投資結(jié)構(gòu)效益的正確界定

我們可以從資源配置的角度，來具體界定投資的結(jié)構(gòu)效益。詳細地說，我們應當從動態(tài)、靜態(tài)兩個方面去探討結(jié)構(gòu)效益。一方面，從靜態(tài)角度去分析投資的結(jié)構(gòu)效益，可以了解該投資的結(jié)構(gòu)是否科學合理，資源是否得到有效配置，是否存在部分資源浪費的現(xiàn)象，在這一過程中所運用到的指標是“投資邊際產(chǎn)出效益均方差”；另一方面，從動態(tài)角度去分析投資的結(jié)構(gòu)效益，是具體研究該投資結(jié)構(gòu)發(fā)生的變化，會對其它領(lǐng)域、其它部門的投資產(chǎn)生的影響。

3.3把握投資效益的整體性

要從整體的角度來分析投資的效益，具體從質(zhì)量、關(guān)聯(lián)性、直接效益三個方面開展研究。首先，通過直接效益的評價指標建立，通過“房地產(chǎn)銷售率”這一指標的制定，能夠反映出在房地產(chǎn)領(lǐng)域中，開發(fā)與最終經(jīng)營效果之間的關(guān)系；最后，通過關(guān)聯(lián)效益的指標，尋找與固定資產(chǎn)相關(guān)聯(lián)的其它要素，比如就業(yè)率、環(huán)境指數(shù)等，來評價投資的效益。

4結(jié)束語

綜上，在對固定資產(chǎn)投資效益進行分析的時候，要從多個方面開展，確保評價的全面性、準確性，通過合理的評價來確保各項資源都能夠得到合理配置，促進我國經(jīng)濟的發(fā)展。

作者:王子龍 單位:中國空空導彈研究院

參考文獻：

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一、當前政府固定資產(chǎn)投資審計中的不足

（一）審計目標不清晰

政府作為我國社會經(jīng)濟發(fā)展的重要力量，加強政府固定資產(chǎn)投資審計十分必要。然而就目前政府固定資產(chǎn)投資審計工作來看，投資審計目標依然不是很明確。一方面，審計機關(guān)不能根據(jù)政府固定資產(chǎn)投資項目來制定明確的目標來規(guī)范審計行為，將政府固定資產(chǎn)投資審計與企業(yè)投資審計工作等同對待，審計人員不能把握總體審計目標與具體目標的界限，籠統(tǒng)地進行表述，不具備操作性、指導性，不利于政府固定資產(chǎn)投資項目的開展。

（二）審計方法落后

就當前政府固定資產(chǎn)投資審計來看，審計機關(guān)在進行審計工作的時候依然是采用那種傳統(tǒng)的審計方法，而政府各部門之間缺乏聯(lián)系，各自為政，信息的交流不順暢，在執(zhí)行投資審計工作時主要是依賴人工方式，而這種傳統(tǒng)的審計方法已經(jīng)難以滿足實際工作的需要，影響到投資審計工作效率和質(zhì)量。

二、政府固定資產(chǎn)投資審計發(fā)展趨勢

（一）審計目標的完善

在政府固定資產(chǎn)投資項目要想取得良好的效益，就必須加強投資審計。而投資審計目標是審計工作執(zhí)行的標準，審計目標的完善是投資審計適應客觀社會條件變化的最顯著的特征之一，為了確保政府固定資產(chǎn)投資審計效益，就必須完善審計目標。在審計工作中必須結(jié)合政府固定資產(chǎn)投資項目進行綜合分析，既要重視資金的審查，同時也要注重預決算的審計、效益的審計以及風險分析，只有全面完善審計目標，才能確保政府固定資產(chǎn)投資項目獲取更好的效益。

（二）審計方法的變化

審計方法是審計工作人員在不斷的審計實踐中總結(jié)的經(jīng)驗，是審計理論研究創(chuàng)造的結(jié)果。在政府固定資產(chǎn)投資審計中，審計方法科學與否直接關(guān)系到審計質(zhì)量和效益。故此，必須加大審計方法的研究。在政府固定資產(chǎn)投資審計中，必須創(chuàng)新審計方法，從以往的單一審計方法轉(zhuǎn)向綜合審計，要擴大會計審計范圍，會計審計內(nèi)容要涵蓋到政府固定資產(chǎn)投資項目活動的方方面面，在審計工作中，要抓住重點，對審計內(nèi)容進行反復的調(diào)查，確保投資審計質(zhì)量[1]。

（三）投資審計的信息化發(fā)展

在當代社會里，信息化發(fā)展已成為一種趨勢，它是信息技術(shù)發(fā)展的必然結(jié)果，在政府固定資產(chǎn)投資審計工作中，實現(xiàn)投資審計的信息化發(fā)展也將成為投資審計發(fā)展的必然。長期以來，審計機關(guān)在執(zhí)行投資審計工作時，往往需要花費大量的人力資源以及時間去進行審計信息的復查，而在信息化背景下，利用計算機技術(shù)，建立統(tǒng)一的信息化系統(tǒng)，一方面可以確保審計信息的共享，提高信息資源的利用效率，節(jié)省審計成本；另一方面，可以在信息化系統(tǒng)中實現(xiàn)數(shù)據(jù)的平價轉(zhuǎn)換，保證輸出信息的完整和精確性，提高投資審計效益，進而更好地服務于政府固定資產(chǎn)投資項目[2]。

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關(guān)鍵詞：回歸分析；聚類分析；因子分析

中圖分類號：F830.59 文獻標識碼：A 文章編號：1001-828X（2014）05-000-01

一、研究背景和目的

目前，關(guān)于固定資產(chǎn)投資的結(jié)構(gòu)的分析主要集中在使用結(jié)構(gòu)、所有制結(jié)構(gòu)，胡永平就其投資的來源、投資結(jié)構(gòu)進行分析，提出通過投資增量調(diào)整方法來解決投資與經(jīng)濟結(jié)構(gòu)不協(xié)調(diào)的問題，司增綽從投資用途方面對我國固定資產(chǎn)投資進行了實證分析，由于投資行業(yè)之間具有一定的相關(guān)性，根據(jù)以上分析難以滿足實際的需要，因此，文章將從投資行業(yè)的角度出發(fā)，利用我國31個省市自治區(qū)的固定資產(chǎn)投資行業(yè)數(shù)據(jù)研究我國社會固定資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)，定量分析各行業(yè)之間聯(lián)系和區(qū)別，初步探索投資結(jié)構(gòu)的區(qū)域性差異。

二、研究方法

依據(jù)國家統(tǒng)計局的《中國統(tǒng)計年鑒2012》說法，對于固定資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)，根據(jù)投資目的將其分為：1.農(nóng)、林、牧、漁業(yè)；2.采礦業(yè)；3.制造業(yè)；4.電力、燃氣及水的生產(chǎn)和供應業(yè)；5.建筑業(yè)；6.交通運輸、倉庫和郵政業(yè)；7.信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)；8.批發(fā)和零售業(yè)；9.住宿和餐飲業(yè)；10.金融業(yè)；11.房地產(chǎn)業(yè)；12.租賃和商務服務業(yè)；13.科學研究、技術(shù)服務和地質(zhì)勘查業(yè)；14.水利、環(huán)境和公共設施管理業(yè)；15.居民服務和其他服務業(yè)；16.教育；17.衛(wèi)生、社會保障和社會福利業(yè)；18.文化、體育和娛樂業(yè)；19.公共管理和社會組織；20.國際組織。在進行分析時，由于非農(nóng)戶固定資產(chǎn)投資交易額占了投資總額的絕大部分，文章采用不含農(nóng)戶的行業(yè)數(shù)據(jù)，由于國際組織數(shù)據(jù)樣本資料數(shù)據(jù)無從取得，將該項省掉，將剩下的19個方面作為19個變量，分別以字母A～S表示，總固定資產(chǎn)用字母T表示。文章數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒2012》，對數(shù)據(jù)進行分析的方法主要有：回歸分析、因子分析、聚類分析、相關(guān)分析等。

三、研究思路

利用相關(guān)分析分析固定資產(chǎn)投資各變量之間的關(guān)系；然后利用因子分析找出各變量的公共因子；最后使用聚類分析對各省的投資情況進行聚類，以分析省際之間的投資差異；提出保證固定資產(chǎn)投資平穩(wěn)增長的建議。

四、數(shù)據(jù)分析與報告

以總固定資產(chǎn)投資為因變量，以各行業(yè)投資為自變量，進行多重線性線性回歸，估計結(jié)果中修正，說明模型的解釋能力強，方差分析中P值小于0.05，模型顯著，在整體上很具有統(tǒng)計學意義的，文章采用標準估計系數(shù)（SPSS19.0中定義為試用版），通過多重線性回歸可以分析出其投資結(jié)構(gòu)，估計模型如下：

（1）

在以上模型中可以看出C（制造業(yè)）、K（房地產(chǎn)業(yè)）對總投資的單位影響分別達到0.474、0.269個單位，遠大于對其他行業(yè)投資的影響。為了研究各行業(yè)之間的關(guān)系，對固定資產(chǎn)投資的19個組成部分進行相關(guān)分析，根據(jù)Pearson相關(guān)分析，除B（采礦業(yè)）與G（軟件業(yè)）相關(guān)系數(shù)值為-0.231外，其他行業(yè)之間表現(xiàn)出很好的正相關(guān)性。通過相關(guān)分析可知，固定資產(chǎn)投資的各變量之間存在一定的相關(guān)關(guān)系，意味著存在一定的信息重疊，變量之間具有公共的信息，為了找出這一部分信息，文章對19各變量進行因子分析。案例的KMO值為0.831，檢驗說明案例很適合因子分析，公因子變量對各行業(yè)信息提取度達到70%以上，比較合理，根據(jù)成分的特征值大于1和累計方程貢獻率大于80%的標準，提出三個公因子，分別以表示，第一個因子在A、C、D、F、H、I、L、K、O、R行業(yè)載荷較高，第二個因子在E、G、J、M、S行業(yè)載荷較高，第三個因子在B、N、Q行業(yè)載荷較高。為了研究提取出來的公因子對總投資的貢獻，利用T作為因變量，以提出的公因子作為自變量進行多重線性回歸分析，估計模型如下：

（2）

由于地域差異性的存在，第一公因子總投資影響最大，主要集中在制造業(yè)、房地產(chǎn)等與人們生活消費、住行方面，這也是符合實際情況，其次是第二、三公因子所涉及的行業(yè)。

五、研究結(jié)論與總結(jié)

1.我國固定資產(chǎn)投資的結(jié)構(gòu)是：用于制造業(yè)、房地產(chǎn)的投資要高于其他行業(yè)的投資。

2.制造業(yè)、房地產(chǎn)對固定資產(chǎn)總投資有顯著影響，在這兩方面的投資占總投資的比例比較大，其中制造業(yè)投資增長1元會帶來總投資0.474元的增長；房地產(chǎn)業(yè)投資增長1元會帶來總投資0.269元的增長，這與目前我國人民日益增長的生活消費和住房緊張等問題相契合。

3.構(gòu)成我國固定資產(chǎn)投資的19個行業(yè)之間有著很強的相關(guān)性，這就使得增加一個行業(yè)的投資可能會帶來其他行業(yè)發(fā)展，特別是以制造業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)等龍頭行業(yè)。

4.鑒于構(gòu)成我國固定資產(chǎn)投資的各個組成部分之間存在很大的相關(guān)關(guān)系，文章對各變量進行因子分析，將其精簡為三個公因子。固定資產(chǎn)投資與這三個公因子呈正相關(guān)，對總投資的影響依次減弱。

5.北京、廣州、上海等地區(qū)的各行業(yè)的固定資產(chǎn)投資都要領(lǐng)先于其他城市，投資結(jié)構(gòu)在各地區(qū)中最為合理。

根據(jù)研究結(jié)論，總結(jié)如下：由于各變量之間相關(guān)性比較高，呈現(xiàn)正向相關(guān)，說明我國固定資產(chǎn)投資呈現(xiàn)“同步式”投資現(xiàn)象，在一方面的投資必然會帶動其他方面的投資。投資結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)地區(qū)性的差異，特別是貴州、云南、廣西在投資方面比較落后，投資效率低、結(jié)構(gòu)不合理，所以一方面要繼續(xù)支出西部建設，推動其經(jīng)濟的發(fā)展；另一方面要根據(jù)各省的投資結(jié)構(gòu)差異性制定更加合理宏觀投資調(diào)控政策，形成合理的地區(qū)固定資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)，合理布局基本建設、更新改造、房地產(chǎn)開發(fā)方面的投資，充分利用預算內(nèi)資金、國內(nèi)貸款、外資等資金來源。

參考文獻：

[1]胡永平.我國固定資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)分析[J].經(jīng)濟探索問題，2003，02

[2]司增綽.我國固定資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)實證研究[J]，統(tǒng)計與決策，2005，12

篇5

一、投資運行基本情況

1、從增速看，逐月增速總體趨勢向下。今年以來，我縣投資增速總體上運行一路走低，具體增速走勢如下。

2、分產(chǎn)業(yè)看，一產(chǎn)投資上升、二、三產(chǎn)投資下降。1-9月份，第一產(chǎn)業(yè)完成投資3.55億元，同比增長27.7%；第二產(chǎn)業(yè)完成投資131.59億元，同比下降16.05%；第三產(chǎn)業(yè)完成投資68.3億元，同比下降10.08%。第二產(chǎn)業(yè)增速下降幅度最大，但投資完成總額占總投資量的比重達64.68%，成為全縣投資活動的主要推手。

3、從投資主體看，中省市項目和地方項目完成投資雙降。1-9月份，全縣中省市項目完成投資37.31億元，同比下降18.93%；地方項目完成投資166.13億元，同比下降12.32%。中省市項目同比增速從2012年7月份開始，連續(xù)負增長。地方項目同比增速從今年5月份開始，基本連續(xù)負增長運行。從本年投資完成額可以看出，中省市大項目對于市場以及整體經(jīng)濟的變化要比地方項目靈敏的多，這些大項目一般能提前反應市場走勢。下圖為2012年1-9月-2013年1-9月份中省市項目和地方項目增速走勢圖。

4、房地產(chǎn)開發(fā)投資平穩(wěn)增長。1-9月，全縣房地產(chǎn)開發(fā)投資完成5.11億元，同比增速13.56%。房地產(chǎn)開發(fā)投資保持增長原因，一是房地產(chǎn)開發(fā)項目建設成本上升；二是土地補償款大幅追加。

二、存在問題

由于今年經(jīng)濟整體不景氣，企業(yè)投資信心不足，融資比較難等諸因素綜合導致我縣投資增速持續(xù)走低。主要表現(xiàn)為以下幾個方面：

1、重大項目進展緩慢。段寨煤電一體化、大唐FMTP、廟溝門電廠二期項目等重大入庫項目和古城礦區(qū)開發(fā)、沙溝岔煤礦技改項目等重大本年計劃新開工項目，進展異常緩慢，這些項目由于計劃總投資占比較大，其投資進度直接影響全縣投資整體水平。詳見下表。

2、新入庫項目大幅減少。1-9月，新入庫項目30個，較上年同期減少102個，同比下降77.27%；計劃總投資58.2億元，同比下降50.25%。年內(nèi)計劃新開工項目沒有實質(zhì)性進展是新入庫項目投資大幅減少的主要原因，除此之外，部分新開工項目手續(xù)不全難以入統(tǒng)以及手續(xù)全但不履行入統(tǒng)手續(xù)也是兩個長久以來困擾新開工項目入統(tǒng)的因素。

3、建安營業(yè)稅增速連續(xù)5個月負增長。由于去年前兩個月建安營業(yè)稅基數(shù)低，今年前兩個月建安營業(yè)稅保持了較高增長，到了3份則大幅下降，從5月份起，連續(xù)負增長，下降幅度呈逐月擴大趨勢，9月份負增長熱頭略有好轉(zhuǎn)。

三、對第四季度的工作建議

國家最近公布的主要三季度宏觀經(jīng)濟指標顯示，經(jīng)濟穩(wěn)中有升、穩(wěn)中向好的勢頭明顯，為做好四季度固定資產(chǎn)投資工總、實現(xiàn)全年目標打好基礎(chǔ)，在剩余的一個季度內(nèi)我們應從拉增速、做儲備、防漏統(tǒng)等方面下大功夫，具體如下：

1、加大在建項目入庫力度。新開工項目計劃總投資占全部施工項目計劃總投資比重是投資增速運行的先行指標，1-9月份，全縣新開工項目數(shù)量和總投資較上年差距較大。今年，新開工項目的入庫備案只剩下11月份一次機會，項目所在地各鎮(zhèn)、園區(qū)以及相關(guān)主管單位主管領(lǐng)導，應安排專業(yè)人員督促轄區(qū)內(nèi)已開工項目盡早辦理入統(tǒng)手續(xù)，做到應統(tǒng)盡統(tǒng)。

篇6

【關(guān)鍵詞】固定資產(chǎn)投資；經(jīng)濟增長；新疆；格蘭杰因果關(guān)系檢驗

一、引言

投資、消費與出口被視為拉動經(jīng)濟增長的“三駕馬車”，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，因此國民經(jīng)濟的持續(xù)增長離不開投資的持續(xù)增長[1]。近年來，學術(shù)界對固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的大量實證也表明：無論是以占GDP投資份額計量的固定資本形成率與人均GDP，還是固定資產(chǎn)投資總額與經(jīng)濟總量之間都存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。至于這種顯著的正相關(guān)關(guān)系是否是雙向的，目前學界尚無定論，一般歸結(jié)為三種觀點：一是投資率對經(jīng)濟增長率間形成顯著的單向因果影響關(guān)系，分別可以表述為經(jīng)濟的快速增長是由高投資率或設備投資反應的高資本形成率支撐的[2，3]；二是高速的經(jīng)濟增長導致高資本形成率，經(jīng)濟增長過程中會對投資形成反向需求；三是固定資產(chǎn)與經(jīng)濟增長彼此之間相互促進，相互影響[4]。

隨著中央新疆工作座談會精神的深入貫徹落實，國家促進西部大開發(fā)等一系列政策措施及對口援疆規(guī)劃全面推進實施，差別化產(chǎn)業(yè)政策進一步落實，天山北坡經(jīng)濟帶發(fā)展上升為國家戰(zhàn)略，中哈霍爾果斯國際合作中心封關(guān)運營，喀什、霍爾果斯特殊經(jīng)濟開發(fā)區(qū)建設優(yōu)惠政策的出臺及規(guī)劃編制實施，財政、金融部門加大對中小企業(yè)發(fā)展的落實，將大大激發(fā)各方面對新疆的投資熱情，政府、投資商將會搶抓國家支持新疆發(fā)展、東部產(chǎn)業(yè)向西部轉(zhuǎn)移的重大機遇，加大投資力度，從而帶動新疆投資快速增長。在加大投資力度的同時，投資效率問題就顯得尤為重要。新疆地處西部邊陲，地緣遼闊，農(nóng)業(yè)人口比重大，工業(yè)發(fā)展相對滯后，在西部地區(qū)中極具代表性，因此，對新疆固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長進行定量分析，測定出二者具體數(shù)量關(guān)系，并對其經(jīng)濟意義進行分析，具有積極的現(xiàn)實意義。

二、數(shù)據(jù)來源及說明

選取新疆全社會固定資產(chǎn)投資總額（INV）和國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）分別作為衡量新疆固定資產(chǎn)投資和經(jīng)濟增長的指標，采用1986～2010年的時間序列數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于歷年《新疆統(tǒng)計年鑒》[5]。為消除可能存在的異方差，對這兩個指標進行自然對數(shù)，分別用LINV和LGDP來表示。文中數(shù)據(jù)處理均采用計量經(jīng)濟分析軟件Eviews3.1版本。

三、實證檢驗及模型建立

首先進行單位根檢驗，即變量序列的平穩(wěn)性檢驗。若平穩(wěn)，則可以做Granger因果關(guān)系檢驗，用來說明變量間的相互依賴性；若非平穩(wěn)，則進行協(xié)整檢驗，即檢驗變量之間是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系。為了進一步驗證長期均衡與其短期波動之間的關(guān)系，以及兩變量之間短期波動的關(guān)系，還需要建立誤差修正模型。

1.單位根檢驗

對1986～2010年對數(shù)后的新疆國內(nèi)生產(chǎn)總值（LGDP）與全社會固定資產(chǎn)投資總額（LINV）（按當年價格計算）進行ADF檢驗，結(jié)果見表1。

由表1可知，LGDP與LINV檢驗T統(tǒng)計量大于5%的臨界值，說明它們是非平穩(wěn)序列，而它們的一階差分序列和檢驗T統(tǒng)計量小于5%的臨界值，說明差分序列是平穩(wěn)序列，因此變量序列LGDP與LINV為一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗前提。

2.協(xié)整檢驗

采用EG兩步法檢驗LGDP與LINV之間的關(guān)系，以此找出二者之間的長期均衡關(guān)系。先用最小二乘法對LGDP與LINV進行協(xié)整回歸，結(jié)果如下：

（1）

R2=0.9967 Adjusted R2=0.9965 D.W=1.1884 F=6916.74

方程下面圓括號內(nèi)數(shù)據(jù)為t檢驗值，回歸系數(shù)具有顯著性，F(xiàn)檢驗的相伴概率為0.0000，反映變量間呈高度線性，回歸方程高度顯著，R2、調(diào)整后R2接近于1，說明模型的擬合效果非常好，由于樣本區(qū)間較短，D.W檢驗值較小，對于n=25，k=1時查表D.W檢驗的5%的臨界值為=1.45和=1.29，根據(jù)判定法則殘差序列存在自相關(guān)，模型t統(tǒng)計量和F統(tǒng)計量的結(jié)論不可信，需采取補救措施。

對上述模型運用Cochrane—Orcutt迭代法進行修正，直至消除自相關(guān)現(xiàn)象，得到新的模型：

（2）

如果回歸方程中兩個變量具有協(xié)整關(guān)系，則誤差項應具有平穩(wěn)性，可以表示為：

（3）

對進行ADF檢驗，采用無截距和無趨勢項的模型形式，根據(jù)AIC和SC準則，確定滯后階數(shù)為1，得到T統(tǒng)計量為—4.0254，顯著性水平面1%的臨界值為—2.6756，說明至少在99%的置信水平下拒絕原假設，可以認為LGDP與LINV之間存在協(xié)整關(guān)系。

3.建立誤差修正模型（ECM）

根據(jù)格蘭杰定理，若非平穩(wěn)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則必然可以建立誤差修正模型。因此，以ECM表示長期均衡方程中的誤差項，建立誤差修正模型，結(jié)果如下：

（4）

（3.2794）（3.6533） （—3.7372）

R2=0.5377 Adjusted R2=0.4938 D.W=1.9381 F=12.2174

模型中各變量回歸系數(shù)都通過了顯著性檢驗，誤差修正項系數(shù)為負，符合反向修正機制，D.W檢驗值接近于2，說明方程不存在自相關(guān)，而且方程整體顯著性滿足，可以接受該方程。

4.Granger因果關(guān)系檢驗

篇7

一、“十二五”時期我國固定資產(chǎn)投資環(huán)境的總體判斷

未來五年，我國將在保持經(jīng)濟平穩(wěn)較快發(fā)展的同時，更加突出民生改善的條件下，為加快發(fā)展方式轉(zhuǎn)變、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整留出空間。中央在“十二五”規(guī)劃綱要中提出，在質(zhì)量和效益明顯改善的條件下GDP保持在7%左右，為未來五年投資發(fā)展奠定了基礎(chǔ)環(huán)境。

第一，城鎮(zhèn)化發(fā)展在加速階段，成為經(jīng)濟增長的重要引擎。一是隨著國際金融危機的結(jié)束和全球經(jīng)濟的逐步復蘇，我國將由企穩(wěn)向好逐步向穩(wěn)定增長過渡，隨著改革的深入，長期城鄉(xiāng)隔離的二元結(jié)構(gòu)將會改變，影響城市化進程的重要因素將逐步消除，城市化將進入加速發(fā)展期。

第二，工業(yè)化進程仍將繼續(xù)，但工業(yè)比重將有所下降。當前我國正處于工業(yè)化中期階段，未來五年工業(yè)化將由以提高工業(yè)生產(chǎn)比重為主轉(zhuǎn)向以提高工業(yè)化的質(zhì)量為主，工業(yè)化的支撐動力由資源能源為主轉(zhuǎn)向更多地依靠科技進步和自主創(chuàng)新，走一條新型工業(yè)化道路。我國當前工業(yè)占比是在全球貿(mào)易嚴重失衡的背景下實現(xiàn)的，在外部需求難以復蘇至以前的條件下，未來工業(yè)占比將難以維持近年來的高位。

第三，人口結(jié)構(gòu)將發(fā)生重要變化。從人口年齡結(jié)構(gòu)看，“劉易斯拐點”將在“十二五”中期出現(xiàn)。我國未來勞動年齡人口的增長速度將會慢于世界上的大多數(shù)國家，中國進入老齡化社會的程度不斷加深，依靠傳統(tǒng)意義上的人口紅利保持經(jīng)濟快速增長的基礎(chǔ)逐步消失，這一變化將給經(jīng)濟社會發(fā)展帶來一系列影響。首先，由于人口撫養(yǎng)比上升，儲蓄與消費結(jié)構(gòu)將發(fā)生重大變化，國民儲蓄率下降、消費率不斷上升，經(jīng)濟失衡的格局將逐步改善，但經(jīng)濟發(fā)展速度也將有所放緩；其次，勞動力供不應求的格局將伴隨經(jīng)濟快速增長越來越頻繁地出現(xiàn)，普通勞動者工資也將隨之上漲，勞動力價格低廉的比較優(yōu)勢逐步弱化。

第四，資源環(huán)境約束推動經(jīng)濟社會轉(zhuǎn)型。2009年哥本哈根氣候變化峰會上，我國政府承諾，到2020年全國單位國內(nèi)生產(chǎn)總值二氧化碳排放量比2005年下降40%～45%，并將之作為約束性指標納入“十二五”及其后的國民經(jīng)濟和社會發(fā)展中長期規(guī)劃。另外，非化石能源占一次能源消費總量的比重由目前的僅為8.3％，提高至2015年的11.4％，作為一個必須完成的約束性指標，寫入了“十二五”規(guī)劃。這就給未來五年的節(jié)能減排工作提出了更高的要求和目標，并對投資乃至經(jīng)濟發(fā)展形成一定約束。

二、“十二五”時期我國固定資產(chǎn)投資趨勢預測

綜合判斷，未來五年我國固定資產(chǎn)投資增速較“十一五”將有所放緩，預測未來五年全社會固定資產(chǎn)投資年均增速在20%左右。投資運行的重點將由保持快速增長向結(jié)構(gòu)調(diào)整轉(zhuǎn)變。

1、投資率向合意水平回歸，投資增速呈現(xiàn)前低后高走勢

未來五年我國投資率放緩是后危機時期順應經(jīng)濟周期規(guī)律、實現(xiàn)加快發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的理性選擇。從經(jīng)濟周期的角度看，三大周期重疊均處于低谷階段，決定了投資將有所放緩。目前，我國傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)能嚴重過剩，新興戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)沒有取得重大突破，大規(guī)模產(chǎn)業(yè)化應用的新興產(chǎn)業(yè)設備投資機會還沒有出現(xiàn)，預計至少在未來一兩年還不會出現(xiàn)世界性企業(yè)新一輪固定設備更新投資，因此未來五年我國將處于朱格拉周期的低谷向復蘇過渡階段。我國房地產(chǎn)從1999年房改后也經(jīng)歷了連續(xù)11年的建筑周期上升期，未來幾年可能仍然需要經(jīng)歷“庫茲涅茨”周期的調(diào)整期。上一輪信息技術(shù)革命對經(jīng)濟增長的刺激“紅利”已經(jīng)退潮，新一輪科技革命還沒有取得重大突破，世界經(jīng)濟正處于康德拉季耶夫周期下降階段。

從加快經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變要求看，總供求之間嚴重不平衡決定投資與消費比例需要向合理的水平回歸。長期以來，我國投資率保持了高位運行，2006～2009年平均達到43.7%的高位。長期高投資形成了規(guī)模巨大的產(chǎn)能，與社會的消費能力日漸脫離，進而導致總供求之間嚴重不平衡。在世界經(jīng)濟緩慢復蘇、外需保持低速發(fā)展的條件下，要求投資有所放緩，投資與消費比例向合理的水平回歸。另外，我國投資長期保持高增長是以資源能源的高投入為支撐，以“大進大出”為發(fā)展模式，形成了大量附加值低、污染重、資源消耗大的生產(chǎn)能力和產(chǎn)業(yè)體系。因此，原有發(fā)展模式所支撐的高投資率對我國經(jīng)濟健康、可持續(xù)發(fā)展以及節(jié)能減排目標的實現(xiàn)極為不利，必須有所降低。

但同樣需要看到，未來五年，我國城鎮(zhèn)化仍將處于加速期，每年將新增900萬人就業(yè)，國家推動區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展、不斷改善民生、實現(xiàn)公共服務均等化，落實鼓勵民間投資的“非公36條”、深入西部大開發(fā)戰(zhàn)略等區(qū)域發(fā)展規(guī)劃、戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)規(guī)劃等政策措施，都將對投資發(fā)揮支撐作用。根據(jù)模型測算，到2015年，投資率將由2009年的47.5%下降到45%左右，投資增速將由“十一五”平均26.2%左右下降到20%左右。未來五年，我國仍處于危機后經(jīng)濟復蘇期，前期由于政策刺激力度逐步減弱導致投資增速下滑較大。隨著經(jīng)濟復蘇進程推進，經(jīng)濟自主性增長動力不斷增強，投資將逐步進入新一輪增長周期，投資增速將呈現(xiàn)出前低后高走勢。

2、投資結(jié)構(gòu)調(diào)整是未來五年主要特征

加快轉(zhuǎn)變發(fā)展方式是未來五年的核心主題之一，投資結(jié)構(gòu)調(diào)整作為實現(xiàn)“轉(zhuǎn)變發(fā)展方式”的重要途徑也必然成為這一時期投資運行的主要特征。

第一，三次產(chǎn)業(yè)投資結(jié)構(gòu)進一步優(yōu)化。近年來，我國固定資產(chǎn)投資在三次產(chǎn)業(yè)間的比例一直保持相對穩(wěn)定的基本格局，2006～2010年的三次產(chǎn)業(yè)投資平均結(jié)構(gòu)為1.4:43.0:55.8。未來五年，在“十二五”規(guī)劃中提出的一系列鼓勵“三農(nóng)”政策的扶持下，一產(chǎn)投資增速將穩(wěn)步提高。隨著工業(yè)化由規(guī)模擴張逐步向質(zhì)量提高轉(zhuǎn)型，同時在節(jié)能減排目標的嚴格約束下，二產(chǎn)投資也將由于高載能行業(yè)投資減少出現(xiàn)相對放緩。在加快服務業(yè)發(fā)展的一系列規(guī)劃的支持下和“十二五”規(guī)劃目標中提出的服務業(yè)占比提高目標的約束下，三產(chǎn)投資將迎來一個快速發(fā)展時期。根據(jù)模型測算，未來五年，三次產(chǎn)業(yè)投資結(jié)構(gòu)將進一步優(yōu)化，達到1.7:39.1:59.3，平均增速分別為21.6%、17.1%和23.2%。

第二，中西部地區(qū)投資加快發(fā)展。我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡程度較高，從投資分布看，2006～2010年東中西三大板塊投資平均占比為48.4:22.3:26.6。在中央一系列促進區(qū)域均衡發(fā)展的政策下，中西部地區(qū)投資快速發(fā)展，與全國經(jīng)濟增長的差距逐步縮小未來五年，中西部地區(qū)投資增速仍將快于東部地區(qū)。一方面，目前東部地區(qū)城鎮(zhèn)化平均水平已經(jīng)超過60%，而中西部地區(qū)城鎮(zhèn)化水平僅為40%和45%，因此，中西部地區(qū)房地產(chǎn)、基礎(chǔ)設施等投資將增長更快。另一方面，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移也將為中西部地區(qū)發(fā)展帶來巨大的投資空間。根據(jù)模型測算，到2015年，中東西三大板塊投資比重將為37.0:25.8:34.1，五年平均增速為16.7%、23.5%和24.9%。

3、房地產(chǎn)開發(fā)投資仍將保持平穩(wěn)較快增長

近年來，房地產(chǎn)投資保持在高位運行，2006～2010年平均增速為24.4%。2010年上半年由于房價飆升，房地產(chǎn)投資大幅增長達30%以上。為遏制房價過快上漲，中央連續(xù)出臺了“國十條”、“新國八條”等嚴厲調(diào)控措施。當前，房價與居民收入相比仍然過高，保障性住房的供給規(guī)模與居民需求之間的缺口仍然較大。因此，未來五年，房地產(chǎn)調(diào)控政策仍將堅持，這在一定程度上對房地產(chǎn)投資增長形成阻力，但考慮到我國城鎮(zhèn)化正處于加速階段，房地產(chǎn)需求仍然旺盛，再加上“十二五”時期3600萬套保障性住房的建設力度也支持房地產(chǎn)投資保持一定速度。根據(jù)模型初步測算，未來五年房地產(chǎn)開發(fā)投資平均增速將保持20%左右，在城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資中，房地產(chǎn)仍是貢獻率較大的投資領(lǐng)域。

4、民生領(lǐng)域和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)投資將成為投資增長的新亮點

第一，民生領(lǐng)域。長期以來，多方面原因決定了我國投資以重工業(yè)為主的格局，在基本公共服務等民生領(lǐng)域欠賬較多。未來五年是全面建設小康社會的關(guān)鍵時期，人均GDP將在4300美元的基礎(chǔ)上繼續(xù)發(fā)展。根據(jù)國際經(jīng)驗，在這一時期如果經(jīng)濟發(fā)展的導向仍然是數(shù)量和效率而不顧質(zhì)量和公平，將很有可能走進“中等收入陷阱”。因此，我們有必要在未來五年著力解決因民生領(lǐng)域投資不足而帶來的一系列經(jīng)濟社會問題。第二，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域。戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)是全球氣候變化條件下實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級的戰(zhàn)略選擇，是后危機時期世界各國在新的起點上展開角逐的戰(zhàn)略高地，是未來新一輪科技革命可能取得突破的重要領(lǐng)域，也是帶動我國投資乃至經(jīng)濟進入新一輪增長的關(guān)鍵產(chǎn)業(yè)。因此，大力發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)將成為未來五年投資增長的又一亮點。

三、未來五年固定資產(chǎn)投資可能出現(xiàn)的風險

1、地方政府過高的投資熱情與中央加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式的要求之間存在矛盾

從地方的“十二五”規(guī)劃綱要看，投資熱情仍然較高，或是強調(diào)自身正處于高投資、高積累的發(fā)展階段，或是依托“綜合配套改革試驗區(qū)”和以新興戰(zhàn)略產(chǎn)業(yè)試點為平臺，大幅提高投資率，安排了大量的基礎(chǔ)設施項目。另外，當前新興能源產(chǎn)業(yè)正在迎來新一輪，有些地方不顧發(fā)展條件“大干快上”，希望能夠“占領(lǐng)新興戰(zhàn)略產(chǎn)業(yè)制高點”，而實際上目前新能源生產(chǎn)成本過高，并沒有競爭優(yōu)勢，完全依賴政府的高額補貼，盲目擴張將背上沉重的財政包袱，增大未來經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整的難度。此外，加快轉(zhuǎn)變發(fā)展方式仍然面臨諸多體制和理念上的障礙。當前部分地方政府仍然熱心于傳統(tǒng)重化工業(yè)領(lǐng)域招商，沿海省份多數(shù)都以建立“國際級深水港――臨港工業(yè)區(qū)――引進大型國有企業(yè)”的發(fā)展模式，布局鋼鐵、石化、化工、有色、汽車、機械等投資項目，并趁機炒作房地產(chǎn)行情，完全背離加快發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的要求，投資結(jié)構(gòu)調(diào)整步履艱難，這反映了我國地方政府在發(fā)展理念和政績觀上仍有一定偏差。

2、民間投資能否順利“接棒”是投資平穩(wěn)運行的關(guān)鍵

未來五年，隨著刺激政策力度不斷減弱，投資仍然需要依靠自主性的民間投資來支撐。國務院出臺了鼓勵民間投資的“新非公36條”，大大拓寬了民間資本的投資空間，但未來五年民間投資要承擔起支持投資增長的重任仍然面臨一些不確定性。第一，壟斷行業(yè)能否真正向民間資本敞開大門？部分國有企業(yè)長期占據(jù)壟斷行業(yè)，已經(jīng)形成了穩(wěn)定的利益群體和構(gòu)架，短期內(nèi)打破利益結(jié)構(gòu)較為困難。未來五年民間資本能否真正獲得廣闊的投資空間要取決于中央政府執(zhí)行反壟斷政策的力度和決心。第二，金融和貨幣市場能否為中小企業(yè)投資提供有效的支撐？貨幣政策松緊對于中小企業(yè)的影響遠遠大于國有企業(yè)。未來五年貨幣政策將保持穩(wěn)健的姿態(tài)，信貸增長將較前兩年有所降低，而且銀行等金融機構(gòu)對于中小尤其是微型民營企業(yè)的金融服務仍然缺乏一個系統(tǒng)性和制度性的安排，中小企業(yè)和微型企業(yè)投資能否快速增長取決于能否獲得資金方面充分的支持。第三，民營企業(yè)投資環(huán)境能否得到改善？當前民營企業(yè)在稅收和稅種方面與國有企業(yè)并不完全統(tǒng)一，民營企業(yè)投資過程中遇到的障礙比國有企業(yè)大，未來五年民營企業(yè)能否實現(xiàn)快速發(fā)展也要取決于各項體制機制的改革。

3、地方政府融資能力與投資需求不匹配問題亟待解決

我國地方政府不具有舉債權(quán)力，地方政府一般性財政收入就目前看也多是“吃飯財政”，地方政府融資平臺盡管發(fā)揮了積極的作用，然而也帶來了巨大財政風險和金融風險。未來五年，我國正處于城鎮(zhèn)化加速時期，地方政府尤其是中西部地區(qū)以及東部地區(qū)部分市縣政府大多將全面解決基礎(chǔ)設施薄弱作為工作重點，因此，地方政府融資能力不足問題較為突出。為了解決融資能力不足問題，地方政府往往通過鼓勵商業(yè)地產(chǎn)發(fā)展、提高土地價格來獲得資金，這又與中央控制房地產(chǎn)泡沫相矛盾。

四、未來五年我國投資調(diào)控的政策建議

未來五年我國投資調(diào)控思路是，保持投資合理增長，完善投資體制機制，鼓勵擴大民間投資，有效遏制盲目擴張和重復建設，發(fā)揮投資對擴大內(nèi)需的重要作用，促進投資消費良性互動，把擴大投資和增加就業(yè)、改善民生有機結(jié)合起來，創(chuàng)造最終需求。

1、深化投資體制改革，不斷優(yōu)化投資環(huán)境

規(guī)范政府審批，強化投資監(jiān)管，優(yōu)化投資環(huán)境。深化行政審批制度改革，繼續(xù)清理和調(diào)整行政審批項目，進一步減少和規(guī)范行政審批。政府進一步退出競爭性投資領(lǐng)域，集中抓好基礎(chǔ)設施和公益設施建設，健全政府投資決策機制，規(guī)范政府投資資金和項目管理。將政府的投資管理職能從以行政審批為主轉(zhuǎn)到以投資監(jiān)督管理和為企業(yè)服務為主，強化和提高政府的投資規(guī)劃和信息職能。

2、切實貫徹鼓勵民間投資的政策，促進投資健康和可持續(xù)發(fā)展

第一，盡快建立起鼓勵民間投資的標準和規(guī)范。第二，進一步拓寬民間融資渠道，在間接融資方面，應鼓勵發(fā)展面向中小企業(yè)融資的民間銀行，同時鼓勵大型商業(yè)銀行增加對民營業(yè)務的融資服務。在直接融資方面，應支持中小企業(yè)向社會定向募集股份和發(fā)行債券，支持發(fā)展私募股權(quán)投資基金，為中小企業(yè)提供融資平臺。第三，統(tǒng)一稅法，做到民營企業(yè)與國企、外企在稅種和稅率上具有相同待遇，堅決打擊壟斷企業(yè)對民間投資和民營經(jīng)濟的限制。

篇8

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(guān)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(guān)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(guān)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(guān)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(guān)。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(guān)。

（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(quán)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(quán)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(chǔ)，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(guān)。

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(guān)性不@著，假設H1成立。市場價值等于股權(quán)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(guān)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(guān)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(guān)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(guān)，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(guān)，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(guān)，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(guān)，其原因可能與2008年的全球金融風暴有關(guān)，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。

篇9

【關(guān)鍵詞】 增值稅轉(zhuǎn)型 固定資產(chǎn)投資 影響

一、增值稅轉(zhuǎn)型概念及必要性

增值稅轉(zhuǎn)型是指將不允許抵扣外購固定資產(chǎn)增值稅進項稅額的生產(chǎn)型增值稅變?yōu)榭梢缘挚弁赓徳O備類固定資產(chǎn)增值稅進項稅額的消費型增值稅進項稅額。增值稅轉(zhuǎn)型允許在當期的銷項稅額中全部扣除當期相應的增值稅進項稅額。從財政部、國家稅務局頒發(fā)的文件看來，并不是所有的固定資產(chǎn)均能抵扣其增值稅進項稅額，只有滿足相關(guān)要求的外購固定資產(chǎn)才得以抵扣其相應的增值稅進項稅額，而且從增值稅全面轉(zhuǎn)型開始，固定資產(chǎn)進項稅額的抵扣開始實行的是“全額抵扣”，而不再是試點地區(qū)的“增量抵扣”以及退稅的辦法。其中只有滿足下面條件的固定資產(chǎn)才能進行進項稅額的抵扣：

（1） 使用期限超過一年且與生產(chǎn)經(jīng)營有關(guān)的設備、工具、器具；

（2） 使用年限超過2年并且單價在2000元以上的不屬于生產(chǎn)、經(jīng)營主要設備的物品。

生產(chǎn)型增值稅不允許抵扣外購固定資產(chǎn)所含的增值稅金，此類增值稅的征收具有以下的弊端。一方面，其造成了對固定資產(chǎn)的重復征稅，不利于企業(yè)的固定資產(chǎn)投資。企業(yè)的資本有機構(gòu)成越高，重復征稅越嚴重。另一方面，由于固定資產(chǎn)中所含的增值稅不予以抵扣，提高了企業(yè)銷售的產(chǎn)品或提供的服務的成本，不利于提高產(chǎn)品的國際競爭力，從而不利于產(chǎn)品的出口。消費型增值稅則允許外購固定資產(chǎn)時，將其所含增值稅金作為進項稅額一次性抵扣。雖然消費型增值稅并非嚴格意義上的增值稅，但是從固定資產(chǎn)的整個使用過程來看，法定增值額的總和等于理論增值額的總和。另外，由于我們可以使用發(fā)票來衡量購進固定資產(chǎn)的多少，在進項稅額的計算上更為客觀且便于操作和管理。于是消費型增值稅成為世界上大多數(shù)國家的選擇，也成為我國增值稅的改革方向。

二、增值稅轉(zhuǎn)型對企業(yè)固定資產(chǎn)投資的主要影響

l、促進企業(yè)固定資產(chǎn)投資量的增加，升級產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

在生產(chǎn)型增值稅制度下，企業(yè)外購固定資產(chǎn)所含稅額不能抵扣，在計算繳納增值稅時，作為課稅基數(shù)的法定增值額不僅包括納稅人創(chuàng)造的新增價值，還包括己納稅增值稅的固定資產(chǎn)折舊，因而對固定資產(chǎn)存在重復征稅。資本有機構(gòu)成越高的行業(yè)，重復征稅越嚴重。生產(chǎn)型增值稅在一定程度上抑制了企業(yè)引進高新技術(shù)和設備的積極性，不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級與發(fā)展。增值稅轉(zhuǎn)型消除了重復征稅因素，使技術(shù)密集型和資本密集型企業(yè)得到更多進項稅額的抵扣，減輕了企業(yè)設備更新?lián)Q代所帶來的稅收負擔，從而有利于刺激企業(yè)改進技術(shù)，采用先進設備，提高市場競爭力，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級。

2、引起投資方向的改變，加快高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展

消費型增值稅對投資的刺激力度較大，這可能導致企業(yè)通過對外增加籌資或者依靠企業(yè)內(nèi)部積累而減少利潤分配來進行固定資產(chǎn)投資，最終會導致企業(yè)資產(chǎn)負債率和權(quán)益負債率的上升。在“生產(chǎn)型”增值稅下，高新技術(shù)企業(yè)和基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展會受到較大的抑制，而實行“消費型”增值稅則徹底消除因固定資產(chǎn)含稅而導致的重復征稅，減輕企業(yè)的稅務負擔，明顯地起到鼓勵資本向資本密集型和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)流動的作用。

3、降低固定資產(chǎn)投資風險，增加效益

任何一種生意的投資都是有風險的，企業(yè)的固定資產(chǎn)投資也是如此，可能虧錢也可能盈利，因此它也具有風險性。企業(yè)固定資產(chǎn)的投資盈利是和投資風險成正比的，如果盈利多的投資肯定風險也比較高。相反，如果盈利比較少的投資風險也就比較低。在增值稅轉(zhuǎn)型以來，固定資產(chǎn)的投資收益率也直接受到了影響， 因為兩種不一樣的增值稅模式在企業(yè)固定資產(chǎn)的投資成本和固定資產(chǎn)的折舊額不相同。兩種不同模式的增值稅產(chǎn)生的投資收益差額不相同， 自然企業(yè)投資的風險也不一樣。經(jīng)過理論研究證明，消費型增值稅的政策對企業(yè)的投資帶來的風險比較小。

4、增強企業(yè)出口貿(mào)易的競爭力

在改革之前，我國出口產(chǎn)品中蘊含了部分來自于固定資產(chǎn)所含進項稅金的增值稅額，即在國際市場中，我國出口產(chǎn)品的價格中仍然是含稅價格，從而使我國企業(yè)在國際市場中處于被動地位。另外，對于國內(nèi)市場，由于進口產(chǎn)品在進口國家實施的消費型增值稅制度下已經(jīng)得到徹底的退稅，而國內(nèi)企業(yè)的同類產(chǎn)品卻沒有同樣待遇，同樣使我國企業(yè)處于行業(yè)的不利地位。綜上，可以看出在現(xiàn)行的增值稅制下我國企業(yè)處于全面下風，但是，在改革之后，我國出口產(chǎn)品就實現(xiàn)了徹底退稅，從而具備了與同行國際企業(yè)平等進入市場的資格，提高國內(nèi)企業(yè)競爭力的同時也可促進企業(yè)擴大出口貿(mào)易，推進我國整體出口貿(mào)易的發(fā)展。當然，國內(nèi)產(chǎn)品也因此擴大了進項稅的抵扣范圍，降低產(chǎn)品成本和企業(yè)稅負，同樣可以有效的提高國內(nèi)產(chǎn)品與同行國際產(chǎn)品間的競爭力。

三、應對增值稅轉(zhuǎn)型的固定資產(chǎn)投資建議

增值稅轉(zhuǎn)型對行業(yè)和不同企業(yè)的稅收影響也不盡相同。一般來說，對于需要購進大量機器設備，進行技術(shù)革新的行業(yè)和企業(yè)，稅收減負作用顯著，而對于其他行業(yè)和企業(yè)來說，增值稅稅負就不會有明顯變化。

1、制定適合本企業(yè)的固定資產(chǎn)長期投資計劃

增值稅轉(zhuǎn)型是我國當前形勢下提出的一項減稅政策，是積極財政政策的重要組成部分。企業(yè)制定固定資產(chǎn)長遠投資規(guī)劃，要從戰(zhàn)略的高度，以國家宏觀調(diào)控政策為導向，以構(gòu)筑核心競爭能力和加快產(chǎn)品結(jié)構(gòu)調(diào)整為目標，長遠計議、精心規(guī)劃。首先，要對企業(yè)所處的發(fā)展階段、存量固定資產(chǎn)的配套情況和技術(shù)水平進行深入而系統(tǒng)地分析，準確理解和把握增值稅轉(zhuǎn)型的稅收優(yōu)惠政策，掌握好固定資產(chǎn)投資的輕重緩急節(jié)奏，以提高企業(yè)核心競爭力，謀取市場優(yōu)勢；其次，明確投資方向，促進產(chǎn)品結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整。投資資金要向國家產(chǎn)業(yè)政策鼓勵的項目傾斜，對市場潛力大、技術(shù)含量高的項目給予優(yōu)先投資。對效益低下及國家產(chǎn)業(yè)政策限制或不鼓勵發(fā)展的項目要減少投資或不投資。

2、采購時盡量獲取增值稅專用發(fā)票

增值稅轉(zhuǎn)型會對企業(yè)投資產(chǎn)生正效應，使企業(yè)存在擴大投資和設備投資的政策激勵，從而對企業(yè)收益產(chǎn)生影響。但需要注意的是，對除房屋、建筑物、土地等不動產(chǎn)以外的購進固定資產(chǎn)（包括接受捐贈和實物投資）、用于自制固定資產(chǎn)（含改擴建、安裝）的購進貨物或增值稅應稅勞務，只有取得了增值稅專用發(fā)票，才能享受增值稅進項稅抵扣的政策。如果購進時不能分清固定資產(chǎn)用途的，也必須要取得增值稅專用發(fā)票，等明確購進固定資產(chǎn)的用途后，再最終決定是否能夠進行增值稅迸項稅額的抵扣。因此在采購固定資產(chǎn)時盡量獲取增值稅專用發(fā)票，這樣才能獲得新增機器設備投資中所含增值稅的進項稅金的抵扣，才能享受此項政策所帶來的優(yōu)惠。

3、完善企業(yè)增值稅的管理體制

短期內(nèi)，增值稅轉(zhuǎn)型改革對于中央財政收入的影響更甚于地區(qū)財政，中央財政收入將大幅減少。然而從長遠發(fā)展和宏觀經(jīng)濟角度來看，國家財政減收則對應著市場流動資金的增加，允許企業(yè)加大生產(chǎn)資料的投入，刺激技術(shù)創(chuàng)新和設備升級，逐漸實現(xiàn)生產(chǎn)效率的提升和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。然而，其積極作用將在一段時間后得以發(fā)揮，并逐步增加財政收入，消除其短期負效應，所以我們應該不斷完善管理體制，使轉(zhuǎn)型效果能長久穩(wěn)定的作用于市場經(jīng)濟，實現(xiàn)其長遠正效應。

篇10

關(guān)鍵詞:教育投入;經(jīng)濟增長;VECM脈沖響應;方差分解

中圖分類號:F127.42 文獻標識碼:A 文章編號:1003-4161(2010)03-0006-05

一、引言

新古典模型和新增長理論研究表明,教育對經(jīng)濟增長具有重要影響,是人力資本積累和技術(shù)變遷的有效途徑。一方面,教育投入通過影響教育部門的發(fā)展,提升了受教育者的人力資本水平,并通過教育溢出效應,加速了技術(shù)進步與變遷,從而促進了整個國民經(jīng)濟的發(fā)展;另一方面,教育投入作為一種消費性支出,其增加將直接影響經(jīng)濟增長,同時通過對其他投資的擠入擠出效應、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應等影響經(jīng)濟的增長(祝樹金,虢娟,2008)。

基于增長核算的分析框架,Jorgenson-Fraument(1992), Mankiw-Romer-Well(1992)的研究表明,人力資本投資解釋了人均產(chǎn)出的大部分差異。而Hall-Jones(1999),Klenow-Rodriquez(1997)的研究則認為TFP起著主要的作用?；谠鲩L回歸的分析框架,大部分的研究都認為人力資本對經(jīng)濟增長有顯著的作用,只是在貢獻程度的測算上存在差異。如Judson(1998)和Benhabib-Spiegel (1994)的研究得出,人力資本每增加一個百分點,GDP增長率分別增加11個百分點和12~17個百分點。Barro(1991),Levine-Renlt(1992)用入學率作為人力資本變量的研究則認為,中學入學率每增加一個百分點,GDP增長率增加2.5~3.5個百分點。國內(nèi)的研究,(1)基于省級面板數(shù)據(jù)的研究:祝樹金和虢娟(2008)應用橫截面加權(quán)的廣義最小二乘法,得出教育支出對地區(qū)經(jīng)濟增長有顯著的正向作用,其生產(chǎn)彈性要大于物質(zhì)資本的生產(chǎn)彈性;姚先國和張海峰(2008)在增長回歸框架下,應用動態(tài)面板數(shù)據(jù)方法和傳統(tǒng)的固定效應估計,發(fā)現(xiàn)教育對人均產(chǎn)出增長有積極的影響,并表現(xiàn)出一定程度的溢出效應,不過與資本投入相比,教育差異仍不是地區(qū)經(jīng)濟差異的主要因素;于凌云(2008)則從政府和非政府教育投入比的角度,應用面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗,發(fā)現(xiàn)在教育投入比相對較低的地區(qū),物質(zhì)資本投入是拉動經(jīng)濟增長主要原因,非政府投入的增長對人力資本積累的效果更加明顯。陸銘等(2005)應用合聯(lián)立方程模型和分布滯后模型的研究也證實,教育受收入差距的影響較弱,投資對于經(jīng)濟增長的作用超過了教育。(2)基于我國宏觀時間序列數(shù)據(jù)的研究:廖楚暉(2006)應用VAR方法的研究表明,我國經(jīng)濟的人均產(chǎn)出與政府的教育投入有顯著關(guān)系,政府教育投入對經(jīng)濟增長有直接的促進作用;周英章和孫崎嶇(2002)基于協(xié)整回歸方法研究認為我國教育投入和實際經(jīng)濟增長之間存在著長期的均衡關(guān)系,教育投入是推動經(jīng)濟增長的重要力量。李玲(2004)通過協(xié)整回歸分析卻得出,與固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的貢獻能力相比,教育投資對經(jīng)濟增長的貢獻能力更高;崔玉平(2004)基于增長回歸分析的研究發(fā)現(xiàn),近年來我國公共教育投資與物質(zhì)資本投資一樣,具有大致趨同的邊際收益率,沒有證據(jù)顯示我國存在公共教育投資嚴重不足的問題。

縱觀已有文獻,由于在(工具)變量選取、數(shù)據(jù)質(zhì)量、計量方法等方面存在差異,教育對經(jīng)濟增長的貢獻并未達成一致的結(jié)論。且大部分研究都傾向使用跨國數(shù)據(jù)或國家層面的宏觀時序數(shù)據(jù)與省域面板數(shù)據(jù),對省域個案的研究較少。另外,大部分研究都側(cè)重于長期關(guān)系的度量,對短期波動的關(guān)注不足。本文將在向量誤差修正模型(VECM)的框架內(nèi)(1)對省域個案的研究,以甘肅1979年到2008年的數(shù)據(jù)為樣本。由于中國區(qū)域發(fā)展的不平衡,研究省域個案也許更具有現(xiàn)實意義。(2)由于雙變量的時間序列分析可能會因遺漏重要解釋變量而導致錯誤的因果關(guān)系推斷(姚先國,張海峰,(2008)),我們將影響GDP增長的重要變量――固定資產(chǎn)投資納入分析框架,進而測算教育投入的產(chǎn)出彈性及對經(jīng)濟增長的貢獻率。(3)本文不僅分析了教育投入與經(jīng)濟增長的長期均衡關(guān)系,而且重點考察了教育投入、固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長的短期動態(tài)特征。

本文的結(jié)構(gòu)安排如下:第二部分為相關(guān)變量說明、描述性分析與實證模型設計,第三部分為實證結(jié)果分析,最后為結(jié)論及政策含義。

二、數(shù)據(jù)分析與實證模型設計

(一)數(shù)據(jù)說明

本文的經(jīng)驗分析使用了三個時間變量:GDPt表示國內(nèi)生產(chǎn)總值原始序列取對數(shù)后的序列;EIt表示教育投入的對數(shù)時間序列;FIt表示固定資產(chǎn)投資的對數(shù)時間序列。數(shù)據(jù)范圍為甘肅省1979―2008年間的時序數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源為甘肅省歷年統(tǒng)計年鑒。

(二)數(shù)據(jù)分析

伴隨著科教興國戰(zhàn)略的實施以及國家對欠發(fā)達地區(qū)教育重視程度的提高,甘肅教育投入額顯著增加。1979年甘肅教育投入額為1.3億元,2008年已達18.3億元。從對國內(nèi)生產(chǎn)總值的占比來看,基本維持在一個穩(wěn)定的水平,近些年來略有上升;從對財政支出的占比來看,其波動幅度略大,但比重有所提升。

圖2描述了教育投入占GDP的比重與GDP增長率之間的簡單關(guān)系。圖中趨勢線明顯有正的斜率,表明甘肅省教育投入占比與經(jīng)濟增長存在一個正向的關(guān)系,即教育投入額越多,經(jīng)濟增長越快。需要說明的是,這種描述性的統(tǒng)計變量之間的關(guān)系只是一種顯示性的結(jié)果,不能作為教育投入額與經(jīng)濟增長關(guān)系的度量,兩者之間的確切關(guān)系還有待于實證結(jié)果的檢驗。

(三)實證模型

一般傳統(tǒng)的回歸模型都以經(jīng)濟理論為基礎(chǔ),應用模型對經(jīng)濟主體的行為做出適當?shù)拿枋?然后分析外生變量如何影響內(nèi)生變量。但是這種模型存在一些缺陷,即在聯(lián)立方程模型設定過程中,必須人為的假定一些外生變量,并且假定外生變量事先給定,不受模型中內(nèi)生變量的影響;為達到識別的目的,常常假定某些前定變量僅僅出現(xiàn)在某些方程中,這些假定招致了Sims的嚴厲批判。Sims認為,為使結(jié)構(gòu)模型可識別而施加了許多約束,這種約束是不可信的。如果在一組變量之間有真實的聯(lián)立性,那么就應該對這些變量平等的加以對待,而不應事先區(qū)分內(nèi)生變量和外生變量。 由此,Sims提出了VAR(Vector Autoregressive)模型。

在VAR模型中,沒有內(nèi)生變量和外生變量之分,而是所有的變量都被看作內(nèi)生變量,初始對模型系數(shù)不施加任何約束,即每個方程都有相同的解釋變量―所有被解釋變量若干期的滯后值。

一個VAR(P)模型表述如下:

Yt=c=∏1Yt-1+∏2Yt-2+LL+∏pYt-p+εt=c+∑pi=1∏iYt-i+εt,εt~ⅡD(0,Ω)(1)

其中, Yt為N×1階時間序列列向量。 c為N×1階常數(shù)項列向量。∏1,……∏p 均為N×N階參數(shù)矩陣,εt~ⅡD(0,) 是N×1階隨機誤差列向量。對最大滯后階數(shù)的確定依據(jù)LR似然比檢驗、AIC信息準則或SC準則。對于一個向量Yt的VAR(P)而言,假設系統(tǒng)中含有K個變量,如果向量Yt是平穩(wěn)的,則系數(shù)可以進行OLS估計。如果變量含有單位根,直接回歸可能產(chǎn)生偽回歸的問題,在不存在協(xié)整關(guān)系的情況下,一種選擇是對非平穩(wěn)變量進行差分,然后再對差分變量建立VAR模型,其弱點是經(jīng)濟含義不是很清晰。如果存在協(xié)整關(guān)系,則不必進行差分,可以通過Johasen的最大特征根和跡估計方法,以及Osterwald-Lenum提供的可行臨界值表確定VAR模型中的協(xié)整關(guān)系。

假設Yt:Ⅰ(1),則可以直接對變量建立向量誤差修正模型(VECM):

Yt=μ+ΓΔYt-1+Γ2ΔYt-1+……Γp-1ΔYt-p+1+∏Yt-p+U8(2)

其中,壓縮矩陣

∏=-Ⅰ+∏1+LL+∏p(3)

假設∏的秩為r(0

三、經(jīng)驗分析

(一)單位根檢驗

VAR建模首先要檢驗變量的平穩(wěn)性。如果非平穩(wěn)變量Xt的一階差分Xt是平穩(wěn)的,則Xt是具有一個單位根的一階單整過程。下面使用ADF統(tǒng)計量進行單位根檢驗。檢驗過程的滯后階數(shù)由AIC信息準則確定,結(jié)果由表1給出。

變量ADF統(tǒng)計量5%臨界值1%臨界值伴隨概率P結(jié)論

GDP-3.4227-3.5806-4.3239 0.0686非平穩(wěn)

GDP-3.3366-2.9718-3.6891 0.0226平穩(wěn)

EI-0.2948-3.5742-4.3098 0.9869非平穩(wěn)

EI-3.9890-2.9718-3.6891 0.0049平穩(wěn)

FI-3.1640-3.5806-4.3239 0.1119非平穩(wěn)

FI-3.8959-2.9718-3.6891 0.0061平穩(wěn)

通過單位根檢驗,可以看出所有變量取對數(shù)后的序列是非平穩(wěn)的,但它們的一階差分都是平穩(wěn)的,說明它們都是一階單整序列,即I(1)序列。因而,可以在此基礎(chǔ)上繼續(xù)檢驗這些變量之間的協(xié)整關(guān)系。

(二)協(xié)整關(guān)系檢驗

如果所考慮的時間序列具有相同的單整階數(shù),且某種線性組合使得時間序列的單整階數(shù)降低,則稱這些時間序列之間存在顯著的協(xié)整關(guān)系。由于GDPt、EIt、FIt都是一階單整序列,具備進行協(xié)整的基礎(chǔ)。下面我們先考慮協(xié)整向量的個數(shù)R的確定,在現(xiàn)有文獻中,一般使用Johansen的特征根對R進行檢驗,具體檢驗結(jié)果由表2給出。

原假設備擇選擇特征值跡統(tǒng)計量5%水平下臨界值P值**

R=0R≥10.473930.90829.79700.0371

R≤1R≥20.271813.562715.49470.0957

R≤2R≥30.16894.99753.84140.0254

注:*表明在5%的顯著水平下拒絕原假設;**表示Mackinnon-Haug-Michelin(1999)p值。

檢驗的結(jié)果表明檢驗的三個變量之間在5%顯著性水平下僅存在一個顯著的協(xié)整關(guān)系(即R=1),取標準化的協(xié)整向量,得到下述協(xié)整關(guān)系(括號內(nèi)數(shù)字表示參數(shù)估計的t統(tǒng)計量值)。

GDPt=0.12EIt+0.43FIt

估計結(jié)果表明, 1978-2008年甘肅的國內(nèi)生產(chǎn)總值、教育投入和固定資產(chǎn)投資三個變量之間存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系。從長期看來,教育投入、固定資產(chǎn)投資的彈性系數(shù)均為正,即兩者對地區(qū)經(jīng)濟增長存在正向作用,且固定資產(chǎn)投資的彈性系數(shù)大于教育投入的彈性系數(shù),但教育投入的t統(tǒng)計值不顯著,所以教育投入的產(chǎn)出效應并不明顯。

(三)向量誤差修正模型建立

獲得協(xié)整關(guān)系估計后,可以將VAR模型表示為誤差修正形式。事實上,向量誤差修正模型是包含協(xié)整約束條件的VAR模型,如下:

ΔGDPt=a10+a1Zt-1+∑Pi=1a11(i)ΔGDPt-i+∑pi=1a12(i)ΔEIt-1+∑pi=1a13(i)ΔFIt-1+ε1t(6)

ΔEIt=a20+a2Zt-1+∑Pi=1a21(i)ΔGDPt-i+∑pi=1a22(i)ΔEIt-1+∑pi=1a23(i)ΔFIt-1+ε2t(7)

ΔFIt=a30+a3Zt-1+∑Pi=1a31(i)ΔGDPt-i+∑pi=1a33(i)ΔFIt-1+∑pi=1a33(i)ΔFIt-1+ε3t(8)

其中,amm(i)為短期調(diào)整系數(shù),m、n=1,2,3;Zt-1為協(xié)整關(guān)系中的誤差修正項,a1、a2和a3為誤差修正項系數(shù);P為滯后階數(shù),按照AIC準則選定P=1,其P為滯后階數(shù))。誤差修正模型具體估計結(jié)果由表三給出。

被解釋變量

ΔGDPΔEIΔFI

解釋變量系數(shù)t統(tǒng)計值系數(shù)t統(tǒng)計值系數(shù)t統(tǒng)計值

C0.08942.73850.12562.24190.11241.9096

Zt-1-0.2472-2.0399-0.0545-0.26260.38981.7855

ΔGDPt-10.39402.19820.17290.56250.05840.1809

ΔEIt-1-0.1139-0.7718-0.0096-0.0381-0.0621-0.2337

ΔFIt-10.06680.55080.14400.69280.38661.7698

注:Zt-1 = GDPt-1- 0.09EIt-1- 0.74FIt-1-3.84

從表3結(jié)果知, GDP增長率的誤差修正系數(shù)為負(為-0.25),表明GDP增長率向均衡收斂。教育投入的誤差修正系數(shù)有正確的符號(-0.05),但統(tǒng)計上不顯著,對修復非均衡狀態(tài)沒有太大的影響。固定資產(chǎn)投資的誤差修正系數(shù)為正,表明對均衡的偏離,說明GDP主要通過FI進行調(diào)整。且短期來看,教育投入不利于GDP的增長(系數(shù)為-0.11);但教育投入與GDP的長期均衡關(guān)系系數(shù)為正(0.09),教育投入有利于長期GDP的增長。

(四)脈沖響應與方差分解

協(xié)整分析只提供變量間長期關(guān)系的信息,但是沒有為一個變量作用于另一個變量的動態(tài)特征提供更多的信息,引入脈沖響應函數(shù)有助于解決這個問題。脈沖響應函數(shù)刻畫的是在VECM擾動項上加上一個單位標準差大小的新信息沖擊 (innovation)對內(nèi)生變量的當前值和未來值所帶來的影響。以VECM模型為基礎(chǔ),采用正交化方法和Choleski分解技術(shù),建立教育投入、國內(nèi)生產(chǎn)總值與固定資產(chǎn)投資的脈沖響應函數(shù)模型。

從圖中可以看出:(1)教育投入增長的正向自沖擊,有利于自身的改善。沖擊呈波動的趨勢,沖擊的效果逐漸減小,第四期達到最小,后又逐漸增大。(2)GDP增長對教育投入增長的沖擊第一期為負,第二期達到最小后逐漸增大為正,第三期達到最大,說明GDP增長沖擊存在時滯性。(3)FI增長對教育投入增長的沖擊最初為正,但效果逐漸減小,且波動性較強。(4)FI增長對GDP增長有正向的沖擊,在第五期達到最大,此后沖擊逐漸趨于穩(wěn)定。

運用Sims的方差分解法,通過求解擾動項對向量誤差修正模型預測均方誤差的貢獻度。ΔGDP的方差分解結(jié)果見表四。可知,GDP增長主要依靠自身的促進作用,教育投入增長對GDP增長的影響水平較低,但程度逐漸增大。FI增長對GDP增長的貢獻水平高于EI增長,且貢獻程度也呈逐漸增大的趨勢。

四、結(jié)論及政策含義

本文通過對甘肅省教育投入、固定資產(chǎn)投資與GDP增長的長期均衡與短期動態(tài)分析,得出如下結(jié)論:

(一)甘肅教育投入、固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,對經(jīng)濟增長有正向的作用。但滯后一期時,教育投入增長對經(jīng)濟增長的系數(shù)為負,造成這一結(jié)果的可能原因是教育對人力資本的形成是一個長期的過程,教育投入對經(jīng)濟增長的促進作用有較長的時滯。

(二)甘肅教育投入、固定資產(chǎn)投資的產(chǎn)出彈性系數(shù)為正,分別為12%和43%,固定資產(chǎn)投資的彈性系數(shù)高于教育投入,但教育投入的彈性系數(shù)統(tǒng)計檢驗上并不顯著。這說明,在欠發(fā)達地區(qū)資本投入仍是影響經(jīng)濟增長的主要因素,教育投入對人力資本提升、技術(shù)進步的促進作用有限。

(三)向量誤差修正分析表明,GDP增長率的誤差修正系數(shù)為負,表明GDP增長率向均衡收斂。教育投入的誤差修正系數(shù)有正確的符號,但統(tǒng)計上不顯著,對修復非均衡狀態(tài)沒有太大的影響。固定資產(chǎn)投資的誤差修正系數(shù)為正,表明了對均衡的偏離。

(四)脈沖響應分析說明,教育投入增長對自身有正向的沖擊,對GDP增長沖擊的影響一段時間后才能發(fā)揮作用。固定資產(chǎn)投資增長對GDP增長具有正向的沖擊作用。方差分解表明,固定資產(chǎn)投資增長對GDP增長的貢獻高于教育投入增長的貢獻,教育投入增長對GDP增長的影響水平較低,GDP增長主要依靠自身的促進作用。

總體來說,甘肅經(jīng)濟增長投資驅(qū)動型特征明顯。教育投入對經(jīng)濟增長有正向的左右,增加教育投入有利于人力資本積累效應和教育溢出效應的發(fā)揮,對甘肅經(jīng)濟增長的可持續(xù)性具重要的作用。然而,由于甘肅地處西北內(nèi)陸區(qū)經(jīng)濟發(fā)展落后,地方財力貧乏,用于教育的投入有限,客觀上要求國家增加對落后地區(qū)的教育投入,同時甘肅也應理順教育投資結(jié)構(gòu),健全教育經(jīng)費管理體制,從而提高教育投入的產(chǎn)出效益,推動地方經(jīng)濟發(fā)展。

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