固定资产投资的影响篇1
关键词：固定资产投资；VaR模型；脉冲响应函数
一、引言
固定资产投资作为一种政策现象也同时存在着内部时滞和外部时滞。而内部时滞具有很强的主观认识性；外部时滞是客观存在的，它不是由政府来控制的，而是由市场结构和市场机制来客观决定的。因此、本文将要研究的就是固定资产投资的外部时滞，而它的外部时滞的时间主要由产品市场和货币市场的传导机制来决定的。
在凯恩斯的产品市场和货币市场均衡中，固定资产投资的作用时滞又可细分为初始效应和引致效应。初始效应指的是由固定资产投资需求所引起的总需求的增加，进而引起总产出的增加。引致效应的产生主要有两个路径；一个是消费路径即在产品市场中由于收入的增加而使得消费需求的增加，从而引起总需求的增加，使得总产出的增加；另一个即在货币市场中由于收入的增加而使得货币需求的增加，从而引起利率的增加进而刺激投资需求的减少，使得总需求和总产出的减少，即“挤出效应”固定资产投资的增加使得民间投资的减少。当增加固定资产投资时，首先会发生初始效应使社会总产出增加（GDp）在实现初始效应的基础上，引致效应也会紧随对社会总产出产生作用，并再次达到均衡。本文研究的目的就是要测算出初始效应和引致效应的时间。
二、变量的选取和处理
本文将选取均衡系统中的内生变量Fi（固定资产投资）、GDp（总产出）、XF（消费）、t（税收）、R（银行同业拆借利率）收集2002年―2014年的季度数据作为变量的数据。由于我国的利率还没有完全市场化，因此选择银行同业拆借月加权平均利率替代利率。为了剔除季节，随机因素的影响，本文对部分变量进行了季节调整，并且对其分别取对数，即LnFi、LnGDp、LnXF、Lnt。
三、实证分析
1.单位根检验
经过aDF检验得出：LnFi～i（1）、LnGDp～i（1）、LnXF～i（1）、Lnt～i（1）、R～i（1）。
2.Johansen协整检验
Johansen检验是用来检验多个同阶非平稳序列之间是否存在长期的平稳关系。
运用eviews对变量进行Johansen检验：，从检验结果来看0
3.建立VaR模型及分析
（1）检验VaR模型的平稳性
运用eveiws进行平稳性检验如图，根据LR准则，滞后阶数确定为2，结果表明，所有变量的特征根的模都在单位圆内，即所有变量都是平稳、收敛的。
（2）脉冲响应函数
①残差的相关性检验
运用eviews软件中选用autocorrelationLm检验对残差进行相关性检验，滞后期p=2，从得到结果是VaR模型在滞后2阶情况下的Lm统计量为27.647，p值为0.324，则接受残差不存在自相关的原假设，即残差不存在自相关。
②脉冲响应函数
图LnGDp对LnFi的响应
从图中可以看出，当受到本期固定投资的一个正冲击后，社会总产出从第1个季度开始不断地增长，并在第3个季度达到最高.随后从第8季度开始对社会总产出的冲击趋于平稳，社会总产出在第1季度便受到了正的冲击，这说明我国社会产能过剩，固定资产投资需求在第1个季度内迅速得到满足即初始效应得到立即满足，但是从第2-3季度不断增长的趋势来看，固定资产投资的需求并没有得到完全满足直到第3季度才基本得到满足.可见，固定资产投资的增加对我国经济的增长的冲击在第3季度达到最大，随后便对社会总产出的冲击有所减小，这说明可能是引致效应中的利率上升使得民间资本的投资减少，而使得社会总产出有所减少，直到第8季度后经济的增长才趋于平稳，这说明固定资产投资的增加有利于社会总产出的增加并且对经济的冲击波动将持续8个季度才趋于平稳。并且固定资产投资的增加对社会总产出的增加有长期的持续作用。
四、政策建议
1.政策当局在使用投资作为其宏观调控的手段时，必须考虑其滞后作用适时地出台实施政策，以减少对经济的波动性和未来的风险。
2.对市场体制进行相应的改革以缩短滞后时间，提高政策的效率及减少政策的风险。
参考文献：
[1]樊丽明.财政政策时滞分析[J].当代财经，1992（6）.
[2]李永友、丛树海.我国财政政策时滞的测算与分析[J].统计研究，2006（10）.
[3]白战伟、李树培.我国财政政策和货币政策时滞的测算[J].中央财经大学学报，2010（4）.
固定资产投资的影响篇2
关键词：增值税转型；固定资产投资；影响
自2009年1月1日起，在全国所有地区、所有行业推行增值税转型改革。改革的主要内容包括允许企业抵扣新购入设备所含的增值税，同时取消进口设备免征增值税和外商投资企业采购国产设备增值税退税政策，将小规模纳税人的增值税征收率统一调低至3%，将矿产品增值税税率恢复到17%。增值税转型将消除我国过去生产型增值税制产生的重复征税因素，降低企业设备投资的税收负担，在维持现行税率不变的前提下，是一项重大的减税政策。
一、增值税转型概述
增值税，就是针对商品的增加价值部分课征的税，增值税具有“道道征税，税不重征”的特点，这一特点使纳税人税负相对公平，有利于促进商品的生产流通和社会化大生产的发展，因此，被世界上110多个国家和地区广泛采纳。转型之前实行的增值税是生产型增值税，转型后采用的是消费型增值税，生产型增值税和消费型增值税的区别在于，生产型增值税不允许抵扣纳税人购进固定资产所含增值税进项税额；而消费型增值税则允许纳税人将购进固定资产的进项税额从当期销项税额中全部抵扣。增值税转型后，由于纳税人购进固定资产的进项税额可以抵扣，因此将降低纳税人当期应纳增值税、城市维护建设税（以下简称城建税）和教育费附加；同时，固定资产的入账价值和折扣额均降低，并引起纳税人当期税前利润、应纳税所得额和应纳所得税的增加。此次转型改革直接降低了固定资产的购买成本，同时对固定资产投资也有重大影响。这将在很大程度上调动纳税人固定资产投资的积极性，有利于企业固定资产更新改造和技术创新。
二、增值税转型对固定资产投资的影响
下面从固定资产投资的多个方面分析下增值税转型对固定资产投资的影响。
（一）对固定资产投资成本的影响
此次增值税转型采取直接抵扣法，企业当年新购进固定资产所含的进项税额，可以直接抵扣其应缴纳的增值税，抵扣不完的结转以后年度抵扣。企业若在不考虑货币时间价值的前提下，当年或以后年度抵扣总体金额是相同的，但是在结合货币时间价值分析后，当年抵扣与以后年度抵扣给企业带来的效用明显不同。企业应该做好预算工作，评估本年最有可能达到的销售额，并在其相应的增值税销项范围内合理考虑投资的固定资产成本，争取在购买设备的当年一次性把可抵扣的进项税额利用起来。
（二）对固定资产投资报酬率的影响
固定资产投资报酬率是反映企业投入与产出关系的主要指标，反映了企业基本的获利能力，该比率越高，说明企业固定资产的运用效率越高，也意味着企业固定资产的盈利能力越强。增值税转型对企业固定资产投资报酬率的影响，是指企业购进固定资产的进项税额抵扣政策变动对企业固定资产投资收益的影响。假设企业非固定资产投资为C。在消费型增值税下，企业投资总成本仅包含资产买价，不包括固定资产增值税，为F+C；生产型增值税条件下，企业投资总额中包括了固定资产增值税，其投资总成本为F（1+17%）+C。假设企业在生产型增值税条件下的营业利润为e0，在消费型增值税条件下的营业利润为e1。增值税转型后由于固定资产折旧额的降低，使得企业经营成本降低，导致营业利润增加F×17%n，因此消费型增值税下的营业利润e1=e0+F×17%n。由此可知，生产型增值税下的投资报酬率为Roi0=e0F+17%F+C，消费型增值税下的投资报酬率为Roi1=e0+17%FnF+C。比较两者大小，可以用e0F+C为参照式，可以看出Roi1>e0F+C、e0F+C>Roi0，综合前两者可知Roi2>Roi1，说明转型后企业的投资报酬率得到提升。
（三）对固定资产投资能力的影响
企业固定资产的投资能力与企业的利润总额、净利润、现金流量等指标有关。当固定资产投资增加企业这些相关指标数额时，说明该项投资能够提高企业的投资能力。在不同增值税政策下，固定资产购进成本和固定资产的折旧额不同，而这些因素影响着企业的所得税、利润总额、净利润、现金流量等科目金额，例如增值税转型引起的税负降低将导致固定资产购进当年纳税人现金流出降低。由于增值税转型会刺激企业固定资产投资，随着固定资产投资力度加大，固定资产的原始投资必然会增加企业的现金流出。因此，增值税转型对企业的投资能力将产生影响。
（四）对固定资产投资风险的影响
任何一种生意的投资都是有风险的，企业的固定资产投资也是如此，可能亏钱也可能盈利，因此它也具有风险性。企业固定资产的投资盈利是和投资风险成正比的，如果盈利多的投资肯定风险也比较高。相反，如果盈利比较少的投资风险也就比较低。在增值税转型以来，固定资产的投资收益率也直接受到了影响，因为两种不一样的增值税模式在企业固定资产的投资成本和固定资产的折旧额不相同。两种不同模式的增值税产生的投资收益差额不相同，自然企业投资的风险也不一样。通常情况下，投资当年由于扩大固定资产投资规模引起的现金流量的增加通常大于增值税进项税额抵扣所带来的现金流量的减少，此时若管理不善，很容易造成现金流短缺，发生财务风险。经过理论研究证明，消费型增值税的政策对企业的投资带来的风险比较小。
三、增值税转型前提下固定资产投资的意义与建议
（一）鼓励固定资产投资，增强企业产品竞争力
实行消费型增值税有助于降低企业固定资产投资成本，增加企业的经营利润，提高投资的净现值和投资收益率，无疑会对调动企业投资积极性起到很大作用。增值税转型有利于鼓励投资，特别是可以拉动民间资本投资，鼓励创业，刺激经济增长。从长远、宏观的角度看，经营成本的降低将使得企业在竞争性市场上的产品价格下降，使消费者成为最终的受益者，从而有助于拉动内需，使我国经济持续增长。同时，消费型增值税的实施将使企业固定资产账面金额减少，从而使企业产品成本降低，出售产品的价格降低，增强企业产品在市场上的竞争力。
（二）加强调查分析工作，理性开展固定资产投资活动
消费型增值税的实施将很大程度地改变企业固定资产的投资习惯，面对增值税转型的种种优惠，企业首先应详细分析本企业自身发展状况、固定资产使用情况、企业所处的行业，以判断固定资产更新的必要性。不应盲目关注增值税转型的优惠而不顾企业自身的发展状况；其次，企业应对各种待投资的固定资产进行评估，识别可抵扣增值税的固定资产，分清主次以使企业享受最大的优惠。将包含增值税的固定资产与不包含增值税的固定资产、可抵扣进项税额与不可抵扣进项税额的固定资产区分开来，分别建立评估体系，保证固定资产投资评估活动的正确性与前后一致性；最后，企业应综合考虑更新、追加固定资产对企业现金流的影响，利用净现值等财务决策工具，结合城建税、所得税的综合现金流变化，全面考虑企业资产的更新问题。
（三）促进我国出口贸易发展
出口贸易长期以来一直是我国经济的重要支柱，加入wto后，我国更是广泛进入国际市场，参与国际竞争。世界上大多数国家都实行消费型增值税，出口产品以不含税价格参与国际市场竞争。我国在生产型增值税下固定资产进项税项进入商品成本中，即使在出口环节实行零税率也不能做到彻底退税，提高了出口产品成本。实行消费型增值税保证了出口产品以不含税的价格进入国际市场，降低了出口产品的成本，提高了国际市场竞争力，增加出口企业利润，对出口贸易可以起到很好的促进作用。
四、结束语
增值税转型对企业固定资产投资具有很多积极影响.增值税转型提高了企业固定资产投资报酬率，降低了企业固定资产投资风险，加强了企业固定资产的投资能力，有利于调动企业扩大固定资产投资、加强技术更新改造的积极性，从而提高企业生产效率以及产品质量，为企业创造更大收益，为社会经济发展注入新的活力与生机.但是，增值税转型给企业固定资产投资带来的间接影响还有很多，企业应强化科学投资理念，结合实际情况，讲究投资效果，在扩大固定资产投资规模时，一要合理确定投资时间，最大限度享受政策优惠；二要注意选择投资方向，避免重复、盲目投资；三要注重投资效率，尽快实现投资回报；四要加强政策研究，避免因政策变化造成经济损失。
参考文献
[1]王红.增值税转型对企业固定资产的探究[J].经营管理者，2014（11）.
[2]续冬梅.增值税转型改革对企业固定资产账务处理的影响[J].财会研究，2014（10）.
固定资产投资的影响篇3
决策效率、决策质量以及决策成本是评价投资决策的几个重要影响因素，这些因素在很大程度上影响企业固定资产投资决策的科学性和合理性。基于云会计平台进行决策相关大数据分析，能够为企业的固定资产投资决策提供科学、全面、及时的数据支撑。
（一）提高企业的投资决策效率
在经济全球化、企业规模化背景下，固定投资决策越来越频繁，其对企业的生产经营活动影响也越来越大。过去，由于数据采集、处理和分析技术的各种限制，企业的固定资产投资决策往往需要花费大量的时间进行数据的收集、整理和对比，并且需要进行长时间的实地考察、调研，这使得投资决策往往要耗费相当长的时间，决策效率相当低下。云计算、大数据技术的应用，企业基于云会计平台可以直接取得与固定资产投资项目相关的财务和非财务数据，同时通过使企业的业务流程、财务流程以及管理流程相结合，能够避免部门之间数据的孤立以及传递过程中的缺失和时间拖延。通过企业各分子公司的业务系统以及管理系统与云会计平台无缝对接，能够为企业固定资产投资决策提供海量的数据，这样大大节约了投资决策的数据获取时间。同时，采用大数据技术进行海量决策相关数据的整理、对比和分析，可以显著提高企业固定资产投资决策的效率。
（二）保障企业的投资决策质量
传统的投资决策方案一方面会利用有限的数据资料，另一方面依靠投资决策者以往的经验来决定，其中主观因素导致的投资风险比较严重，决策质量较低。基于云会计平台，企业通过与互联网、移动互联网、物联网的连接，收集企业投资决策所需的财务与非财务数据，经由后台的数据模型进行数据整合、清洗、处理，使企业的固定资产投资决策有更加科学、准确、全面的数据支撑，进而减少主观判断依据，保障企业的投资决策质量。固定资产投资由于其投资变现能力相对较差，所以企业持有的资产风险相对较大。固定资产投资面临着债务风险、投资总额变动风险、投资期变动风险以及估算风险等诸多风险，由于固定资产回收期长、流动性差等特点，因此在固定资产投资决策中风险可控性对于企业来说至关重要。基于云会计平台，企业不再仅仅是单纯地进行财务数据的分析，而是对企业自身的财务状况、负债比重、现金流量、技术支持、人员配置等要素以及外部环境的国际货币状况、市场营销情况、政府政策、投资环境、市场发展、消费者偏好等一切与投资决策相关的数据进行收集、挖掘，进而对比、分析得到对企业固定资产投资决策有价值的信息。云会计和大数据技术的应用，不但使投资决策更具有科学性，而且能够通过数据支撑，使风险控制在最小。
（三）减少企业的投资决策成本
企业固定资产的新建、扩建与改良一般涉及到销售部门、库房存储部门、财务部门、生产制造部门等，传统的投资调研主要通过实地考察、纸质资料收集和整理、电子邮件、电话等途径，需要大量的人力、物力的支持。基于云会计平台，企业按需购买软件服务，通过互联网和数据端口与所有部门以及子公司相连接，减少了硬件和设备的成本，而且企业无需派大量的调研人员对市场和周围环境进行实地考察、评估。通过云会计平台，企业产品的市场销售情况、投资环境、消费者偏好、相似产品的市场占有量等结构化数据和包括产品相关图片、视频、音频、文本、文档等半结构化、非结构化数据都能够方便地被企业收集、整理和分析。企业基于云会计平台进行固定资产投资决策相关大数据分析，不但可以减少企业投资决策中过多的人力成本，还可以减少相关硬件设备的购买、维护和后续修理费用。
二、大数据、云会计在企业固定资产投资决策中的应用价值
企业固定资产投资，尤其是新建生产设备，往往由于投资回报时间较长，资金占用量较大，关系到企业未来的发展与生死存亡，所以在投资决策前期需进行大量的调研和数据分析，确保决策的科学性和合理性。
固定资产投资的影响篇4
关键词：增值税投资纺织行业
一、引言
增值税转型是国家运用税收杠杆支持国有企业改革、加快产业结构调整、促进企业技术改造的一项宏观调控政策，目的在于降低税负、鼓励投资、促进产业升级。我国增值税转型于2004年首先在东北老工业基地试行，后在中部6省26市推广实行，2009年在全国范围内普遍施行。近几年有不少学者对增值税转型的效应及其对固定资产投资的影响进行了广泛探讨和分析，取得了许多积极的研究成果。黄明峰，吴斌（2009）通过对实施增值税转型的中部6省26市上市公司的实证分析发现，消费型增值税减轻了企业税负，为固定资产更新创造了条件，整体上带动了投资规模的扩大，但不同行业受到的影响不同，固定资产比例较低的劳动密集型产业受到的影响较小，从长期来看其规模会因此而相对萎缩。李成、杨斌（2007）从资本使用者成本角度，通过计量分析发现，增值税转型导致资本使用者成本降低了14.5个百分点，国有企业固定资产投资额因此大约上升12个百分点。王洪海（2007）的研究认为，消费型增值税较生产型增值税更有利于促进投资，实行增值税转型改革的企业在转型前后的固定资产投资情况存在显著差异。纺织行业曾是陕西省第一大行业、第一利税大户和创汇大户，具有良好的纺织工业发展基础。但是1990年代以来，随着我国市场经济体制改革的深化，陕西纺织行业的发展停滞下来，棉纺织行业勉强维持生存，与终端市场靠近的印染、针织、毛纺织等行业被淘汰出局。陕西风轮纺织股份有限公司董事长李树生认为，影响陕西省纺织工业发展的最主要原因是投资严重不足。1990年代后，陕西省纺织工业固定资产年均增长速度一直低于全国平均水平，资金的严重缺乏制约了企业的技术改造、规模扩大和产品的升级改造。那么增值税转型是否对陕西省国有纺织企业扩大投资规模、优化投资结构产生有利影响，成为值得研究的一项重要课题。本文借鉴前人研究成果，建立固定资产投资与增值税转型之间的关系模型，运用面板数据分析方法，分析增值税转型对陕西省国有纺织企业固定资产投资产生的影响，一方面为陕西省纺织企业提供一些有益的发展思路，另一方面为我国消费型增值税实施效应的研究作出一些补充。
二、研究设计
（一）研究假设增值税转型将消除生产型增值税存在的重复征税因素，减轻企业设备投资的税收负担，有利于鼓励企业投资，促进企业技术进步和产业结构调整。基于此，本文提出假设：
假设1：增值税转型将与陕西国有纺织企业固定资产投资存在正向相关关系
2008年底，陕西省国资委对原唐华集团下属5家国有纺织企业进行政策性破产重组，为陕西纺织行业发展带来新的契机，对其他国有纺织企业来说，这也是难得的发展机遇，因此，本文提出假设：
假设2：国有纺织企业投资受政府行为影响较大，破产可能性越大、财政投入资金越充足，其固定资产投资增长越快
固定资产投资的影响篇5
关键词：经济增长；居民消费；固定资产投资；svar模型；结构冲击
中图分类号：f061.3文献标识码：b
一、引言
消费和投资是拉动经济增长的两大引擎，消费的拉动作用较投资的拉动作用更具持续性。尽管我国经济取得了快速发展，但突出的经济增长结构问题影响了国民经济的稳定发展，而且显现了投资对经济增长贡献率超过消费对经济增长贡献率的现象。图1显示，我国居民消费对经济增长贡献率总体处于下降趋势，固定资产投资对经济增长贡献率总体处于上升趋势。从2001年开始，我国经济增长主要由投资拉动。尤其是2009年，在世界经济大幅下滑的情况下，我国经济能够保持8.7%的增长速度，主要是靠政府大量的基础设施等固定资产投资带动的。但是，居民消费、固定资产投资变动引起的经济波动，即居民消费、固定资产投资受到冲击对产出的动态影响不能通过贡献率得以表现，可能存在固定资产投资对经济增长贡献率高，但是固定资产投资受到冲击对经济增长影响弱，这可以通过居民消费、固定资产投资变动和经济波动之间的动态关系来说明。
结构向量自回归（svar）模型是研究变量间动态冲击效应较成熟的方法，它是基于向量自回归（var）模型提出的。一个n元p阶的svar模型：
二、实证分析
（一）变量说明
国内生产总值、居民消费、固定资产投资是一国经济发展水平、消费水平、投资水平最具代表性指标，本文旨在研究居民消费、固定资产投资变动与经济波动之间的动态关系，而增长率是反映波动（变动）较合理的指标。因此，本文选取了实际国内生产总值增长率（rgdp）、实际居民消费增长率（rxf）、实际固定资产投资增长率（rtz）三个变量，并以1978年为基期（1978=100）的居民消费价格指数和gdp平减指数（根据名义gdp和不变价gdp计算得到），消除1978-2009年居民消费及国内生产总值和固定资产投资的价格因素，从而得到实际增长率（样本期间为1979-2009年）。
（二）savr模型及识别
svar模型是基于var模型提出的，传统的var理论要求模型中每一个变量是平稳的，随着协整理论的提出，对于非平稳时间序列，只要各变量之间存在协整关系就可以直接建立var模型。所以，首先要对变量进行平稳性检验。本文运用adf检验，根据aic和sc准则、dw值、参数t统计量，确定c、t、l,检验结果如表1所示。结果表明rgdp、rxf、rtz在1%的显著性水平下是平稳的，因此可以直接建立var模型，然后对参数施加约束，识别svar模型。
建立svar模型，其次要确定var模型的滞后阶数。eviews5.0给出了判断滞后阶数的模块，一般根据lr（5%显著水平）、fep值、aic值、sc值、hq值进行确定，经过综合比较，选定滞后阶数为1阶。检验结果见表2。
选择滞后阶数时还要注意var模型残差的自相关和异方差。经检验，选择滞后1期。残差序列不存在自相关和异方差，由于篇幅限制，将不在列示。
最后,检验var（1）的稳定性，若不稳定，脉冲响应函数将失效。经检验，var(1)的ar单位根的模都小于1，满足稳定性条件，根据svar（1）得到的脉冲响应函数是稳健的、可靠的，检验结果见表3。
对于n元p阶svar模型，需对结构式施加n(n-1)/2限制条件才能识别结构冲击。本文建立的svar（1）模型含有三个内生变量，即n=3，需施加3个约束条件。一般情况下，依据经济理论对参数进行约束，参数约束有短期约束和长期约束之分。长期约束一般是零约束，是指一个变量对另一个变量的结构冲击的长期响应为0,而本文所选取的三个变量之间有着较强的相互影响关系。因此，选择短期约束：(1)固定资产投资产生经济效益具有滞后性，又基于我国现实情况，即居民消费与固定资产投资当期相互带动作用较弱，可以认为居民消费变动和固定资产投资变动之间当期无影响，即假设a?23?=0，a?32?=0；(2)居民消费变动受当期产出波动的影响，通过建立rxf与rgdp之间的回归方程（依据加权最小二乘估计），估计rgdp对当期rxf的长期平均影响系数为0.785146，因此假设a?21?=0.785146。
模型估计结果：a?12?=-0.252974，a?13?=-0.056602，?即实际居民消费增长率每提高一个百分点，在当期实际gdp增长率大约提高0.253个百分点，实际固定资产投资增长率每提高一个百分点，在当期实际gdp增长率大约提高0.057个百分点，说明在拉动经济增长力度方面，居民消费优于固定资产投资。
（三）脉冲响应函数分析
脉冲响应函数是分析当一个误差项发生变化，或者说模型受到某种冲击时对系统的动态影响，用以描绘在扰动项上施加冲击，对内生变量当前值和未来值所带来的影响。本文选择追踪期数为10，实线表示脉冲响应函数，虚线表示正负两倍标准差偏离带。
由图2可知，给实际消费增长率一个正冲击，在第1期对实际gdp波动产生最大正效应，约0.379个百分点，之后冲击效应减弱，到第8期已趋于0，但是从第5期到第8期出现了程度微弱的负效应，在第6期出现最大负效应，约为-0.027个百分点，然而从第1期到第8期累积冲击效应约为0.887个百分点。总体上，居民消费变动的结构冲击对经济波动产生正影响，但持续性不强。
给实际固定资产投资增长率一个正冲击，在第2期对实际gdp波动产生最大正影响，约0.216个百分点，之后影响逐渐减弱，到第8期趋于消失，从第5期到第8期也出现了程度微弱的负影响，在第6期出现最大负影响，约为-0.022个百分点，然而从第1期到第8期累积冲击效应约为0.398个百分点。总体上，固定资产投资变动的结构冲击对经济波动产生正影响，但是不仅持续性不强，而且对经济波动的冲击力度弱于居民消费变动对经济波动的冲击力度。
来自实际gdp增长率自身的一个正冲击，在第1期对经济波动产生最大正效应，约为1.499个百分点，然后下降，在第5期出现最大负效应，约为-0.137个百分点，于第7期冲击效应趋于消失，前7期累积冲击效应约为2.187个百分点，总体上冲击影响为正。说明经济波动主要受自身冲击的影响，实际gdp增长率与其滞后值有较大的关联，应注意我国经济发展的长期战略。由于本文变量以实际增长率表示，居民消费增长率、固定资产投资增长率的结构冲击对gdp增长率影响较弱，表达的是，若居民消费增长率、固定资产投资增长率增加一单位，引起gdp增长率较小幅度的增加，只能说明增加单位居民消费、单位固定资产投资，对经济增长的带动力较弱，即效率较差。而不能认为居民消费、固定资产投资不能促进经济增长，因为居民消费、固定资产投资是带动经济增长的两个最主要的动力。
上述实证结果表明，虽然总体上来自居民消费、固定资产投资变动的外生结构冲击对经济波动产生正效应，但是脉冲响应路径显示，仅持续4期正效应，并出现了4期程度微弱的负影响，而且经济波动主要受自身结构冲击的影响，说明我国居民消费、固定资产投资带动经济增长不仅持续性不强，而且单位效率差。但是，由于居民消费变动对经济波动的冲击力度强于固定资产投资变动对经济波动的冲击力度。所以，对于促进经济增长而言，扩大居民消费产生的效力强于扩大固定资产投资产生的效力。
由图3可知，给实际gdp增长率一个正冲击，在第1期对居民消费变动产生最大正效应，约为1.177个百分点，之后从第3期到第6期出现了负效应，在第4期出现最大负效应，约为-0.106个百分点，冲击影响于第6期趋于0，然而从第1期到第6期累积冲击效应约为1.255个百分点。总体上，来自经济波动的外生结构冲击对居民消费变动产生正效应，但只是短期影响。
同样给实际gdp增长率一个正冲击，也是在第1期对固定资产投资变动产生最大正影响，约为3.557个百分点，之后也是从第3期到第6期出现了负影响，在第3期为-0.714个百分点，冲击效应于第6期趋于消失，然而从第1期到第6累积冲击效应约为2.403个百分点。总体上，来自经济波动的外生结构冲击对固定资产投资变动产生正影响，虽然只是短期影响，但是受到经济波动的冲击力度强于居民消费变动受到经济波动的冲击力度。
上述实证结果表明，虽然总体上来自经济波动的外生结构冲击对居民消费、固定资产投资变动产生正效应，但是脉冲响应路径显示，只持续2期正效应，并出现了4期程度微弱的负影响，但是不能认为经济增长对保持居民消费、固定资产投资持续增长效用不大，因为只有产出不断增加才能保证消费、投资的持续增长，这只能说明，我国居民消费、固定资产投资自身存在问题，削弱了产出增加对其增长的持续促进作用。然而，固定资产变动受到经济波动的冲击力度强于居民消费变动受到经济波动的冲击力度，说明我国经济产出倾向于用于固定资产投资，和现实相符，由图1可知，固定资产投资对经济增长贡献率总体上处于上升趋势，尤其从2001年开始，固定资产投资成为拉动经济增长的主要动力。
（四）预测方差分解
方差分解是另一种分析变量间动态关系的方法，是将每个内生变量的方差分解成与各结构冲击相关联的组成部分，用相对方差贡献率评价各结构冲击对每个内生变量的相对重要性。由表4可知，在rgdp方差分解中，居民消费增长率的结构冲击对经济增长率预测方差贡献率经过第1、2、3期增长，于第4期开始基本稳定在8.5个百分点。固定资产投资增长率的结构冲击对经济增长率预测方差贡献率经过第1、2、3期增长，于第4期开始基本稳定在2.1个百分点。经济增长率自身结构冲击对经济增长率预测方差贡献率经过第1、2期下降，于第3期开始基本稳定在89.3个百分点。这和图2脉冲响应分析结果基本一致，经济波动主要受自身结构冲击影响，居民消费、固定资产投资变动的结构冲击对经济波动影响微弱，从而说明居民消费、固定资产投资带动经济增长单位效率差；同时，rgdp方差分解也验证了，居民消费变动对经济波动的影响明显强于固定资产投资变动对经济波动的影响。
在rxf方差分解中，经济增长率的结构冲击对居民消费增长率预测方差贡献率于第5期开始基本稳定在44.7个百分点，但是居民消费增长率自身结构冲击对居民消费增长率预测方差贡献率较大些，于第5期开始基本稳定在54.85个百分点。因此，虽然经济波动对居民消费变动产生了较大程度的影响，但居民消费变动受自身结构冲击影响较大。在rtz方差分解中，经济增长率的结构冲击对固定资产投资增长率预测方差贡献率经过前4期微弱波动，于第5期开始基本稳定在81个百分点。因此，固定资产投资变动主要受经济波动的影响。由此可知，以上分析结果和图3脉冲响应分析结果也基本一致，经济波动的结构冲击对固定资产变动的影响力较大，从而说明了我国经济产出倾向于用于固定资产投资。
三、结论及建议
本文基于svar模型分析了我国居民消费、固定资产投资变动和经济波动之间的动态影响关系，实证结果揭示了以下两方面问题。
（一）我国经济保持长期稳定增长面临压力
居民消费、固定资产投资作为带动经济增长的最主要的两个动力，然而图2脉冲响应函数和rgdp方差分解表明，二者的变动冲击并不能对我国经济增长产生长期且持续的正影响，二者带动经济增长单位效率差，并且图3脉冲响应函数表明，经济增长只对二者增长产生短期影响，从而较难通过持续提高我国居民消费水平、固定资产投资水平影响经济增长。因此，我国经济保持长期稳定增长面临压力，这一问题主要归因于我国居民消费水平偏低及固定资产投资结构失衡。
1．居民消费水平偏低。居民收入是影响居民消费水平的主要因素，图4显示了1978-2009年我国居民收入占国内生产总值比重变化情况。图4表明，我国居民收入占国内生产总值比重，1978-1984年处于上升阶段，但最大没超过60%；1984-1992年处于下降阶段，从1988年开始低于50%；1993-2009年基本保持在40%左右。较长时间内，我国经济产出分配到居民部分较少，居民收入水平偏低。加之我国社会保障制度不健全，存在有钱不敢花现象，以及我国居民重储蓄，居民消费结构不合理，家庭消费支出以住房、医疗、教育消费支出为主，从而造成居民消费水平偏低。长期低收入和低消费造成居民消费带动经济增长单位效率差，不利于经济的持续增长。一次经济增长冲击，虽能带动当期消费较大程度增加，但只要上述限制因素存在，也会对后期消费造成不利影响。
2．固定资产投资结构失衡。固定资产投资按结构分，主要分为建筑安装工程（各种房屋、建筑物的建造工程和各种设备、装置的安装工程）和设备工具器具购置两部分，图5显示了1981-2009年建筑安装工程、设备工具器具购置占固定资产投资比重变化情况。由图5可知，虽然建筑安装工程占固定资产投资比重处于下降趋势，但是每年都在60%以上，而设备工具器具购置占固定资产投资比重没有超过30%。由此可见，大量固定资产投资用于公共基础设施、房屋等建筑物建设，而用于企业购买生产设备、器具等生产投资较少。这一现象容易造成重复投资，物品、服务供给长期增长受到限制。这种结构失衡的固定资产投资，尤其是存在大量质量差的重复投资，造成固定资产投资带动经济增长单位效率差，必然影响经济持续稳定增长。
（二）我国经济增长存在投资短期性问题
图2脉冲响应函数和rgdp方差分解表明，对于促进经济增长而言，扩大居民消费产生的效力强于扩大固定资产投资产生的效力，然而图3脉冲响应函数和rxf、rtz方差分解表明，我国经济产出倾向于用于固定资产投资。事实上，我国已显现投资拉动型经济增长模式，主要因为：消费增长受收入、消费习惯、社会保障制度、宏观经济发展状况等因素影响，因此短期内消费增加程度有限；然而，短期内投资能够得到较大程度增加，并且容易受政府宏观经济调控控制，因此政府能够在短期内通过大幅增加投资刺激经济增长。我国应对国际金融危机的4万亿财政刺激计划，使得我国在国际经济形势恶化的情况下仍保持了8.7%的增长速度，而这项计划的大量资金用于公共基础设施等建筑物投资，充分说明了短期内能够通过大幅增加投资刺激经济增长。但是，投资的最终目的是生产更多的物品和服务以满足居民需求，扩大投资刺激经济增长在长期内最终要落在消费上。因此，我国靠投资拉动经济增长具有短期性，应以消费作为拉动经济增长的主要动力。
综上所述，为使我国经济健康持续稳定发展必须从以下几方面入手：第一，调整固定资产投资结构，加大企业生产设备性投资，扩大企业生产规模，为社会提供更多的物品和服务。首先，合理规划公共基础设施建设，防止重复投资，减少盲目投资，降低对资金的占用率；其次，控制房地产建设规模，加强对资金流向房地产市场的管制；最后，根据国家产业结构调整目标，加大对生产企业尤其是中小生产企业的资金扶持，尤其是制定合理的贷款优惠政策，满足生产企业扩大规模对资金的需求。第二，调整投资消费比例，扩大经济产出用于居民消费部分。主要是提高居民收入水平，合理调整国民经济初次分配，加大再分配力度，尤其是健全并完善工资管理制度，减轻企业税收负担，提高职工薪酬待遇，拓宽农村居民收入渠道，积极引导农村剩余劳动力转移。第三，建立健全社会保障制度，提高社会福利水平，优化消费结构，增强居民消费信心。主要应完善养老保险、医疗保险、住房公积金制度，提高保障水平和覆盖率，降低住房、医疗、教育支出占家庭消费支出的比重，提高生活消费品支出占家庭消费支出的比重，从而避免有钱不敢花现象。
参考文献：
［1］高铁梅.计量经济分析与方法建模—eviews应用及实例［m］．北京：清华大学出版社，2009.
［2］（美）奥利维尔•布兰查德.宏观经济学［m］．钟笑寒.译.北京：清华大学出版社，2003.
［3］张荣.健康投资、消费与经济增长［j］．系统工程理论与实践，2008（1）.
［4］杜丽群.投资与经济增长问题研究——关于李斯特投资理论的几点思考［j］．北京大学学报（哲学社会科学版），2000（3）.
［5］曾丽萍.投资、消费与经济增长关系的实证分析［j］．云南财贸学院学报（社会科学版），2006（1）.
［6］刘金全，于惠春.我国固定资产投资和经济增长之间的影响关系的实证分析［j］．统计研究，2002（1）.
［7］王天营.我国固定资产投资对经济增长的滞后影响研究［j］．经济问题，2004（12）.
固定资产投资的影响篇6
1.确定最大滞后阶数。滞后期的大小关系到模型残差是否存在自相关性和模型自由度问题，本文选取常用的LR、aiC、SC三个指标，检验结果（见表3）。由表3可知，滞后期p=1时，LR、aiC、SC三个指标同时取得最优值（数值带*），此时既能有效消除残差中的可能存在的自相关，又能使得模型自由度达到较优，保证了模型估计参数的有效性，即滞后期p=1是最佳选择。
2.格兰杰因果检验。对固定资产投资和经济增长之间格兰杰因果关系进行检验，检验结果（见表4）。由表4可知，不论滞后期为1阶还是2阶，都因为F统计量概率较小而拒绝假设“lnFi不是lnGDp的Granger原因”，都因为F统计量概率较大而接受假设“lnGDp不是lnFi的Granger原因”。其经济学意义为：不论滞后期为1阶还是2阶，lnGDp和lnFi存在单向因果关系，即西安市固定资产投资对经济增长有促进作用，但经济增长对固定资产投资作用不明显。
3.建立模型。
（1）模型建立。应用eviews6.0软件建立滞后一期向量自回归模型。lnGDp和lnFi两个模型的R2（0.9981）和adj.R2（0.9979）值都较高，说明模型拟合优度较高，F值较大（6284.143），aiC（-2.7638）、SC（-2.6198）较小，说明模型总体上是显著的。即该模型较好的反映lnGDp和lnFi两者之间的数量关系。VaR模型的回归方程为：lnGDp=0.6637×lnGDp（-1）+0.2864×lnFi（-1）+0.4057方程表明，西安市地区生产总值的影响因素主要是自身滞后一期因素lnGDp（-1）和固定资产投资滞后一期因素lnFi（-1）；西安市固定资产投资的影响因素主要是lnFi（-1）和lnGDp（-1）。由估计系数大小可知，lnGDp（-1）对经济增长的影响较大，lnFi（-1）对经济增长的影响相对较小。经济学意义为：西安市固定资产投资与经济增长之间存在长期动态均衡关系，长期内西安市经济增长同时受到固定资产投资滞后因素和GDp滞后因素的影响，当年固定资产投资每增加1%，下一年经济增长就会增加0.2864%。
（2）模型检验及脉冲响应分析。对VaR模型进行aR根检验，由图1可知，模型两个特征跟绝对值的倒数都小于（或等于1），即在一个单位圆内（或上）。这说明该VaR模型是平稳的。图2表示西安市地区生产总值对固定资产投资一个标准差新息扰动的动态反应路径，由图2可知，西安市固定资产投资的正向冲击导致地区生产总值波动在第一年达到最大，之后呈现逐年缓慢下降的趋势。这说明西安市投资增量对宏观经济波动的影响的时效比较长，固定资产投资对经济推动的衰减速度并不快，应该再采取除投资以外的方式来快速推动西安市经济发展。依engle定理，假如一组变量存在协整关系，则协整回归可以转化为误差修正模型。描述固定资产投资与经济增长之间短期波动向长期均衡调整的误差修正模型为：DlnGDp=0.151427eC-1+0.109157DlnGD（p-1）+0.461981DlnF（i-1）-0.003485eC-1是误差修正项，系数的大小反应了对偏离长期均衡的调整力度。本误差修正模型中修正系数为0.151427，说明经济增长受多种其他因素影响，经济增长与固定资产投资之间的均衡关系对当期非均衡误差调整的模型自身修正能力较弱。
（3）方差分解。方差分解的基本思想是把系统中的每个内生变量（共m个）的波动（k步预测均方误差）按其成因分解为与各方程新息相关联的m个组成部分，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要性。本文利用方差分解方法来研究西安市固定资产投资对地区生产总值增长的贡献度，将西安市生产总值的单位增量分解为一定比例的自身贡献和固定资产投资的贡献，结果（见表5）。由分析结果可知，固定资产投资规模对西安市经济增长具有显著的推动作用，随预测期的增加，西安市固定资产投资对其地区生产总值的贡献度逐渐变小，在第一期时取得最大值72.64%，即使第十期依然达到40.62%，这有效地支持了前面脉冲响应分析的结论。
主要结论及建议
1.长期内西安市经济增长同时受到自身滞后因素和固定资产投资滞后因素的影响。由VaR模型可知，西安市经济增长的滞后因素对其自身的影响系数为0.6637，影响显著，说明西安市未来一年的经济发展较大程度上取决于人们当年对经济的预期。西安市固定资产投资滞后因素对经济增长的影响系数为0.2864，影响也较为显著。针对这种状况，建议相关部门采取积极措施提高人们对经济的信心，增加对西安市经济发展的乐观预期，从而有效的促进经济增长。
2.短期内西安市固定资产投资对本地区经济增长有单向推动作用。由VeC模型可知，西安市经济增长的滞后因素对其自身的影响系数为0.109157，影响的显著性不高，说明短期内人们不会轻易改变对经济的预期，对经济增长的影响不大。西安市固定资产投资滞后因素对经济增长的影响系数为0.461981，影响显著，说明短期内固定资产投资能较好地促进经济增长。针对这种状况，建议相关部门适当增加固定资产投资以保障经济又好又快发展。
3.积极拓宽固定资产投资渠道。政府投资存在“挤出效应”，会减少民间投资；同时，政府投资也存在边际效益递减规律，因此，调动民间投资的积极性是增加固定资产投资规模的有效途径。政府应该给予民间资本更大的发展空间，大力培育有市场竞争力的企业。
固定资产投资的影响篇7
国内外学者对固定资产投资与经济增长关系进行大量的研究，但是到目前为止也没有得出一致的结论，可以概括为以下三种观点：
第一，投资对经济增长具有显著的单向因果影响关系，经济的快速增长是由高投资率推动的[1]。
第二，快速的经济增长导致了快速的资本形成，存在实际产出对于投资需求的反向影响关系[2]。
第三，固定资产投资与经济增长之间存在相互影响的关系[3]。
投资作为现代经济增长的重要驱动力之一，与经济发展关系之间关系之紧密是毋庸置疑的[4]。固定产投资是维持我国经济增长的重要因素之一，在此背景下，本文通过建立计量经济模型分析我国固定资产投资对GDp的影响，找出制约经济增长的主要因素，揭示出固定资产投资与经济增长的数量关系，有助于合理安排固定资产投资项目，促进固定资产投资效益的提高。国外学者对投资需求和经济增长之间关系的研究当中，固定资本形成同GDp总量存在显著的正相关性，证实前者对后者产生显著的影响关系，但不能证实两者的双向因果关系。
就目前而言，世界各国经济突飞猛进，中国作为发展中国家，为了抵御国际上经济环境会对我国带来的不利影响，国家以及各级政府希望用刺激投资的方式来弥补生产下降的不足，在今后发展的过程中，政府加大投资力度强力启动内需，以便促进经济的稳定增长。资本运作又被称为资本经营，是指利用市场法则，通过资本本身的技巧性运作或资本的科学运动，实现价值增值、效益增长的一种经营方式。因此，提高固定资产投资的利用效率是很有必要的。如表1所示，根据经济发展的程度不一样，不同省份所投资的固定资产与GDp收入也不相同。
一、全社会固定资产投资与GDp的概念
全社会固定资产投资是统计概念，指以货币形式表现的在一定时期内全社会建造和购置固定资产的工作量以及相关费用的总称。该指标是反映固定资产投资规模、结构和发展速度的综合性指标，又是观察工程进度和考核投资效果的重要依据。国内生产总值（GDp）指按市场价格计算的一个国家（或地区）所有常驻单位在一定时期内生产活动的最终成果。
二、固定资产投资与GDp的关系
（一）2001年固定资产投资与GDp的关系
x作为固定资产投资，y作为GDp，从表中看出，该研究的相关分析表明，2001年，相关系数r=0.756，各省份固定资产投资与GDp存在明显的相关性。
（二）2011年固定资产投资与GDp的关系
2011年全国各省份的固定资产投资与GDp产出具有明显的相关性，相关系数为r=0.901，与2001相比较，其相关系数增大了。这表明固定资产的投资与GDp的关系越来越明显，这与社会经济的不断发展有一定的关系。
三、固定资产投资的趋势
随着社会的不断发展，我国固定资产的投资在不断的增加。
我国固定资产投资与经济增长的关系是强显著的，我国经济的增长很大程度上是由于固定资产投资增长的拉动引起的。但是并不是投资得越多经济就会发展得越好，人们往往把关注的焦点集中在其投资的规模上，而对于固定资产投资的结构考虑不足[5]。
固定资产投资的影响篇8
关键词：技术创新；经济增长；固定资产投资；固定效应模型；中介效应
经济增长在国际竞争中成为越来越重要的制胜指标，紧紧地联系着民族的未来。创新是促进发展的第一生产力，也是我国从富起来进入强起来的必要举措。作为GDp的重要组成部分，投资对促进经济增长至关重要，改革开放至今，我国主要是依靠投资等模式来促进经济高速发展，而固定资产投资在投资中占有重要地位，最容易对经济增长产生积极作用。截止到2019年固定资产投资占国内生产总值比例为56.6%，总额达到560874亿元。因此，研究我国不同省份的技术创新水平以及固定资产投资对经济增长的影响不仅有利于理解其作用机理，且有利于寻找实现地区经济持续协调发展的方法。
一、变量选取与模型构建
1.变量选取（1）被解释变量：经济增长。数据来源于《中国统计年鉴》，选取了我国30个省份2013年至2019年的人均地区生产总值（p-GDp）作为衡量指标，并取了对数。（2）核心解释变量：技术创新。文章选取了我国30个省2013年-2019年的地区人均专利申请量（p-pat）作为衡量技术创新的指标，在研究中取了对数。（3）中介变量：固定资产投资。数据来源于《中经网统计数据库》，选取了我国30个省份2013年至2019年的全社会人均固定资产投资额（p-invest）作为衡量指标。因为技术创新需要大量投资，猜测固定资产投资是技术创新促进经济增长的必经之路，因此选择固定资产投资作为中介变量。（4）控制变量：外商直接投资和政府参与度。因为经济开放会对经济产生影响，而经济开放的主要表现是资本的国际间流动；政府对经济活动的干预程度也会间接影响经济，所以选取这两者作为控制变量。文章选取了我国30个省2013年-2019年的地区外商直接投资额乘以当年的货币汇率并除以常住人口作为衡量外商直接投资（p-FDi）的指标；通过计算得出我国30个省2013年-2019年的地区财政支出占实际GDp的比重，并以此作为衡量后者（p）的指标。基于以上变量构建模型如下：Lnp-GDp=b0+b1lnp-pat+b2p-FDi+b3p+s（1）p-invest=b4+b5lnp-pat+b6p-FDi+b7p+v（2）Lnp-GDp=b8+b9lnp-pat+b10p-lnvest+b11p-FDi+b12p+m（3）首先对（1）式进行回归，看系数b1是否显著，若b1显著那么技术创新促进经济增长；然后检验技术创新对固定资产投资的影响，即对（2）式进行回归，若系数b5显著则证明技术创新能显著促进固定资产投资；最后对（3）式进行回归，若系数b10显著，则中介效应存在，若b9不显著则为完全中介，若b9显著则为部分中介。技术创新对经济增长的总效应为b1，直接效应为b9，中介效应为b5*b10，中介效应的贡献为b5*b10/b1。
二、实证分析
1.变量的描述性分析根据表1可知，所有变量的样本数皆为210个，由于我国区域经济水平的差异性和区域发展的非同步性，主要变量的最大值和最小值之间的差异较大。经济增长变量取对数之后的最小值为10.05，最大值为12，技术创新变量取对数之后的最小值为-8.5，最大值为-4.6，由于取对数会使得数值变小，降低数值之间的差异，但是变量最大值最小值仍相差较大，这意味着我国不同省份经济增长与技术创新存在非常明显的差距；固定资产投资与外商直接投资标准差分别为43352.7、30452.83，说明数值差异较大，即经济水平的差距导致固定资产投资与外商直接投资也存在较大差异；政府参与度平均值为0.25，而最大值与最小值的差额高达0.51，即政府对经济的干预程度存在较大差异。2.相关性分析根据表2可知，核心解释变量技术创新对被解释变量经济增长的影响在1%的置信水平上显著正相关，相关系数为0.803，说明技术创新能促进经济增长；固定资产投资与外商直接投资与经济增长相关系数分别为0.466和0.773，两者皆促进经济增长；政府参与度与经济增长相关系数-0.483，说明两者反向发展，即经济发展水平越低，政府参与度越高。3.回归分析文章数据的时间维度（t）为7，截面维度（n）为30，由于t小于n即为短面板，故采用静态面板模型。若要准确地对其进行分析，就必须先确定数据所属的模型类型。文章使用Stata16统计软件对数据进行分析以确定其所属的类型，由于检验结果全部拒绝原假设，p值皆为0.0000，因此文章以固定效应模型为准。模型一只包括了被解释变量经济增长和核心解释变量技术创新，没有加入任何控制变量。根据模型一的数据可知，技术创新前的系数值为0.336，且在1%的统计水平上显著，这表明技术创新变量可以显著地促进经济增长，在不考虑其他变量影响的情况下，对数化的技术创新每增加一个单位，对数化的经济增长就会增加0.336个单位。但是经济增长的影响因素非常多，若不考虑其他变量将会低估技术创新对经济增长的影响，在模型一的基础上加入政府参与度和外商直接投资两个控制变量后，技术创新对经济增长存在显著影响且影响系数增大，这说明在其他变量保持不变的情况下，对数化的技术创新变量增加一个单位会引起对数化的经济增长增加0.344个单位。从控制变量的估计结果来看，虽然所有的控制变量对经济增长影响的正负性存在不同，但都影响显著。外商直接投资反映了经济开放程度，外商直接投资的估计系数值为正且在1%的置信水平上显著，即经济开放有利于促进当地的经济增长；政府参与度反映政府在经济生活中所起的作用，中央政府对地方政府考核的最重要的指标就是当地的经济发展水平，因此政府干预在经济增长中一直扮演着重要的角色，文章中政府参与度的系数为负且在1%的水平上显著，即过度的政府干预不利于促进经济增长。为了进一步分析技术创新影响经济增长的方式，文章选择固定资产投资作为中介变量进行逐步回归分析，研究固定资产投资是否是技术创新影响经济增长的途径。首先，检验技术创新对经济增长的总体影响；其次，检验技术创新对固定资产投资的影响；最后，检验技术创新和固定资产投资对经济增长的影响。若模型二中的技术创新前的系数显著，模型三中技术创新前的系数显著，模型四中固定资产投资前的系数显著，则中介效应显著，若模型四技术创新前系数不显著则为完全中介，若模型四技术创新前系数显著，则为部分中介。首先，检验技术创新对经济增长的总效应为0.344，且在1%的统计水平上显著。其次，检验技术创新对固定资产投资的影响，可知技术创新可以显著地促进固定资产投资的增加，其系数估计值为15680.77。最后，检验技术创新和固定资产投资对经济增长的影响，可以看出中介变量固定资产投资对经济增长有显著的促进作用，其系数估计值为6.21e-06，技术创新的系数估计值为0.246，显著地低于模型二中的0.344。这说明固定资产投资的中介效应显著存在，且由模型四中技术创新的系数估计值在统计上显著可知固定资产投资为部分中介，这说明固定资产投资是技术创新促进经济增长的重要因素。由参数估计值可知，对数化的技术创新每提高1个单位，固定资产投资就会相应地提高15680.77个单位；固定资产投资每提高1个单位，对数化的经济增长会相应提高6.21e-06个单位；即对数化的技术创新每提高1个单位，通过固定资产投资使经济增长增加0.097378个单位。中介效应占比28.31%，即技术创新对经济增长的促进有28.31%是通过固定资产投资实现的，所以固定资产投资是比较重要的影响因素。
三、结论与政策建议
1.主要结论（1）从各个省域层面来说，专利申请量几乎在逐年递增，呈上涨趋势，但是不同地区之间却存在较大的差异。（2）根据固定效应模型回归的实证结果，技术创新和外商直接投资都对经济增长有显著的积极影响，但政府参与度却对经济增长有着显著的消极作用。（3）根据中介效应模型的实证结果可知，技术创新不仅可以直接对经济增长产生显著的积极影响，而且还可以通过固定资产投资对经济增长产生间接的积极影响。2.政策建议（1）优化区域创新布局我国各省份之间的技术创新水平差异比较大，所以我们不能“一刀切”让各个省份在技术创新上达到同一水平，而应该做到构建具有不同区域特色的创新发展格局，东部地区技术相对成熟，经济水平相对较高，则应主要提高在一次创新和集成创新上的能力，中西部和东北地区则应该结合自身的具体情况走差异化和追赶式发展道路。让创新水平高的区域带动创新水平低的区域，构建跨区域创新网络和共享平台建设。（2）完善知识产权制度专利保护制度是否健全会影响科研人员参与科研的积极性与热情，因此完善知识产权制度、明确产权的所有者，正确协调参与者、发明者以及企业家等人之间的利益是必要的。创新在带来高收益的同时也带来了高风险，因此政府应提高创新投入，提高个体或企业承担风险的能力。要大力提倡二次创新，但也要明确一次创新和二次创新的产权问题。（3）高水平人才队伍建设人才是创新的根本，是推动经济建设的主要推动力和内生动力，因此有必要着力营造良好的人才培养环境，健全人才培养机制，完善人才链，为解决区域经济类技术性难题提供人才保障，要推出“人才战略”的政策。同时，要加大引进力度，吸引海内外优秀人才，发展高科技应用型人才，增强知识经济水平，努力促进产学研深度融合，进而促进区域经济的持续发展。（4）优化固定资产结构固定资产投资可以显著促进我国经济增长，应该加大对固定资产投资的投入力度，保持一定比例的固定资产投资率，具体到30个省份来说，则要根据自身的经济发展水平、产业结构、要素禀赋、创新水平等因素综合确定其合理区间。由于我国城镇化和旧城改造的推进，房地产价格波动大、投机性强，且一线城市和二三线城市的情况存在较大差异，因此要进行合理的测算，保持房地产投资基本稳定，以最大程度地发挥其在促进经济增长中的作用。要优化固定资产投资的结构，并且制定合理的固定资产投资方案，尽可能做到资源配置市场化。（5）吸引国外资本流入外商直接投资对经济增长的影响存在一定的积极作用，因此要优化国内投资环境，实施一定程度的外商投资流入的优惠政策，尽可能吸引较多的国外资本进入我国市场，并且引导其投资向中西部地区偏移，促进我国经济均衡协调发展。
参考文献：
[1]FreemanC,SoeteL.theeconomicsofindustrialinnovation[m].psychologypress,1997.
[2]焦帅涛,孙秋碧.技术创新与消费升级对经济增长溢出效应的实证分析[J].统计与信息论坛,2020,35(04):74-81.
[3]周南南,林修宇.金融集聚、技术创新与经济发展——基于面板数据的空间计量分析[J].宏观经济研究,2020(11):34-48.
[4]李成刚,杨兵,苗启香.技术创新与产业结构转型的地区经济增长效应——基于动态空间杜宾模型的实证分析[J].科技进步与对策,2019,36(06):33-42.
[5]王升泉,陈浪南,刘人豪.资产泡沫、技术创新与经济增长[J].中国管理科学,2020,28(10):1-12.
[6]冯云廷,计利群.技术创新与城市经济增长波动——基于我国15个副省级城市面板数据的实证研究[J].工业技术经济,2020,39(01):41-49.
[7]刘禹君,刘雅君.技术创新对经济增长的非线性影响[J].江汉论坛,2018(04):63-69.
[8]曾兆祥,朱玉林.我国固定资产投资对经济发展影响的区域性差异——基于省级面板数据[J].经济数学,2019,36(04):88-93.
[9]邱冬阳,彭青青,赵盼.创新驱动发展战略下固定资产投资结构与经济增长的关系研究[J].改革,2020(03):85-97.
[10]逯进,王晓飞.固定资产投资、老龄化与经济活力——基于省域视角研究[J].人口学刊,2019,41(05):57-71.
[11]李庆凤.固定资产投资与经济增长的实证分析[J].营销界,2019(43):1-2.
固定资产投资的影响篇9
一、影响固定资产投资增长的因素分析
投资规模的变动可以认为是内因和外因相互作用的结果，内因是投资内在的生长动力，而外因则是所处的宏观经济环境和经济政策。投资的惯性增长就是考虑在没有外界干扰的情况下，投资受内在的生长动力推动，沿着自身特征曲线趋势变动的过程，且这种变动具有可预测性。
1、宏观经济环境及重大政策
1991—2010年，淮安市固定资产投资（见图1）总体呈现为高速增长态势。但是总体表现为两个特征：一是受国内宏观环境影响较大，受国际环境影响较小。如1995年受宏观经济环境紧缩的影响，固定资产投资环比增长率处于最低点。二是政策性因素对投资的影响力度呈现增强趋势。2004年，国家针对固定资产投资增长过猛、规模偏大、结构不合理等突出矛盾和问题，加强了对固定资产投资领域的调控，受其影响，2004年淮安市投资总量增长有所减缓；2009年针对金融危机、经济偏冷，我国政府出台了一系列财政、货币、产业振兴政策，以内资为主的经济主体投资欲望被调动，同时，淮安市积极采取措施应对国际金融危机，调整经济结构，尽管在全球金融危机的影响下，淮安市固定资产投资仍然呈现出高速的增长态势，并保持了相对稳定的增长态势，对淮安市的经济发展起到了重大的推动作用。总的来看，淮安市固定资产投资受国内大环境和国家重大政策的影响较大。
目前，抑制通胀所采取的提高利率、增加存款准备金率等紧缩的货币政策，有可能给基础设施领域的国有企业融资造成困难，银行贷款减少可能会给实体经济发展带来影响，以及行政干预市场价格可能造成的供给相应减少，近期固定资产投资将会受到一定影响。
2、产业发展
近年来，淮安市经济发展难中求进、稳中求好，经济总量得到全面提升，地区生产总值连续保持35%左右的增长速度，现代农业稳步发展，农业基础地位继续强化，工业实力不断提高，服务业水平快速提升。随着三次产业的快速发展，固定资产投资的步伐也相应加快，同时两者又相互发挥作用。淮安市“十一五”期间全社会固定资产投资规模从2006年的450.20亿元增加到2010年的1485亿元，累计完成投资额4470.20亿元，年均增长率达到了35.04%，呈现出高速增长态势。
“十一五”期间，淮安市正处于经济发展的加速时期，在发展工业的同时，注重产业结构的优化转型，三次产业结构的比重从2005年的21.0：45.5：33.5调整为2010年的15.2：48.3：36.0。全市固定资产投向呈现出明显的产业导向特征，三次产业投资结构比例有所改善。为了应对国际金融危机，淮安市加大发展服务业，固定资产投资结构发生了较大的变化，体现在2009年全市三次产业中的固定资产投资增长速率，由第二产业高速投入转为了第三产业的高速投入。
3、城市发展
“十一五”期间淮安市城市化不仅实现了量的增长，也进入了城市化提升期。淮安市正围绕“把淮安建成苏北重要中心城市”的战略定位，加快特色城市化建设，努力把淮安建成经济充满活力、城市特色彰显、生活品质良好、人居环境优美、能辐射周边2000万人口的特大城市和区域性中心城市，中心城市框架已进一步拉开，建成区面积由“十五”末的80km2扩大到120km2，城市化水平由36.7%提高到了45%。目前，淮安已进入城市空间结构调整的关键时期。伴随着淮安市进入工业化转型期、城市化加速期，中心城市将面临退二进三等内部功能提升，以及以开发区、高教园区等为主导的外部新区扩张过程。在城市建设的过程中，城市发展先期的基础设施、公共设施、绿化、环境整治等工作作为城市发展的主要载体，引发了这些方面的投资需求，同时，在城市发展过程中，社会事业、关注民生的项目必须加大投入，与城市发展相配套。因此，城市发展可以从诸多方面带动全社会的固定资产投资。
4、基础设施建设
“十一五”期间淮安城乡建设跨越发展，新农村建设全面展开，信息化建设的推进、产业集聚的发展，都需要加强载体建设，作为先期的基础设施建设必须与之相配套，这些都极大地提高了国有经济投资在全社会投资中的比例。
5、投资自发增长的需求
随着淮安市国民经济的发展、人民群众生活水平的提高和人口数量的增加，导致人们对固定资产的要求越来越高，人均占有的固定资产投资越来越多，同时民间趋利资本需要积极寻找投资渠道，也会刺激固定资产投资，引导固定资产投资在没有政策体制干预的情况下，会沿着一条自身的特征曲线趋势进行变动。
6、资源因素
固定资产投资是一项资金消耗巨大的经济活动，政府应防止投资规模计划超出资金供给范围，导致固定资产投资交付使用率下降，影响投资效益。土地是城市发展的硬性约束，也是项目的空间载体。土地供应正常才能保证固定资产投资的正常，也才能保证经济的正常发展。在淮安市“十一五”重大项目的实施过程中，项目落地受到了资金来源和土地供给等方面的影响。因此，资金来源和土地供给保障也是影响固定资产投资的主要因素。
二、“十二五”固定资产投资趋势分析
1、固定资产投资仍将是经济社会发展的主要力量
“十二五”时期，全球经济基本处于经济危机后的缓慢复苏和低位调整时期，同时也是淮安市经济转型升级、全面提升工业化、城市化、市场化、信息化和国际化水平的关键时期，大规模、高增长的开放型产业扩张、创新经济驱动投资和现代化城市扩张、生态示范建设投资，仍是实现淮安“十二五”经济增长和社会发展总量目标和实力水平的主体力量。受我国应对金融危机的一系列政策影响，“十二五”淮安市固定资产投资将会继续发挥效应，投资新政将会从重视扩大规模转向重视结构调整。
2、产业投资结构将进一步优化
“十二五”期间全市第二产业投资仍然占主要地位，但是由于淮安市处于经济转型时期，传统制造业的投资比重将会进一步减小，高新技术产业的投资比重将会逐步提升；第三产业中新型服务业的投资比重将会大幅提升；在第三产业的投资中占据主要地位的房地产开发投资，在加速推进新农村建设和城乡一体化的大环境下，仍将占有重要地位，但是在国家宏观政策的调整下，投资增速将会放缓；第一产业的投资在发展现代农业、产业提升的基础上，投资比重将会有所提高，但幅度不大。
3、非国有经济和国有经济齐头并进
“十二五”淮安市工业经济仍将以内生的私营经济为投资重点，主要体现在与产业升级相关的传统产业企业设备投资和更新改造投资，但投资比重将呈现下降趋势。受宏观环境和产业特点影响，“十二五”前期私营经济投资的信心还处于调整和恢复期，但随着全球经济逐步回暖，私营投资仍将会在全社会投资中唱主角；国有经济类型占比将会有所增加。“十二五”期间，淮安要创新发展“外资、外贸、外经、外包、外智”五外齐上的良好局面，以择商选资为龙头，继续做大外资，外资投资将会进一步增加。
4、城市发展目标的实现将加大固定资产投资力度
淮安正朝着城乡空间布局更加合理、城市综合功能更加完善、城市整体形象更加优美、城市化水平不断提高的方向实现跨越式发展。当前，城市建设已进入了快速通道，根据《淮安市城市总体发展规划》，未来城市发展目标为：进一步提高淮安工业化、城市化和经济国际化水平……将淮安建设成为长江三角洲北部地区重要的中心城市和具有绿水生态特色的宜居城市。“十二五”淮安将紧紧围绕这一城市发展目标，以功能建设为重点，强力推进中心城区及洪泽（洪泽湖）、涟水（机场空港）“一体两翼”的商贸服务、交通物流、生态旅游、商务办公、产业基地等功能区建设，这些发展目标的实现都将加大淮安市固定资产投资的力度。
三、“十二五”固定资产投资预测模型构建
这里将从以下角度对淮安市固定资产投资增长趋势分析：一是从GDp的增长对固定资产的投资需求进行预测，二是从固定资产投资的时间序列发展趋势对固定资产的需求进行预测，三是考虑到影响经济发展的因素较多，运用灰色模型进行分析预测，最后综合考虑三个模型，得出预测值。
1、GDp的增长对固定资产的投资需求模型
由于固定资产投资对经济增长具有推动作用，同时经济增长对固定资产投资也有促进作用，两者存在反馈关系。这里运用1990—2010年GDp和固定资产投资两个变量进行回归分析，由于两者之间肯定存在自相关关系，即固定资产投资对经济增长的影响存在滞后性，再用C-o（科克兰内—奥克特）迭代法进行修正。
首先，建立实际固定资产投资和GDp的回归模型，模型输出结果如下：
Yt=-135.931+1.040Xt（1）
（-4.706）（19.513）
R=0.976F=380.768SigF=0.000Dw=0.321
（1）式中：Yt为第t期的固定资产投资额，Xt为第t期的GDp。在97.5%的置信水平下，（1）式的Dw=0.321检验结果不能通过Dw检验（DL=1.1
Yt?鄢?鄢=-43.795+1.437Xt?鄢?鄢（2）
（-3.792）（14.107）
R=0.96F=199.017SigF=0.000Dw=1.162
在97.5%的置信水平下，模型检验结果显示，SigF=0.000、Dw=1.162（DL=1.06
Yt=-43.795+1.1915Yt-1-0.295504Yt-2+1.437Xt
-1.712Xt-1+0.425Xt-2（3）
（3）式中：Yt、Yt-1、Yt-2分别为第t、t-1、t-2期的固定资产投资额，Xt、Xt-1、Xt-2为第t、t-1、t-2期的GDp。
2、时间序列趋势外推
运用1990—2010年固定资产投资数据，进行时间序列分析。得到Compound时间序列模型，得出观察值与拟合值的拟合程度较高，拟合曲线模型方程如下：
Yt=8.293×1.273t（4）
R2=0.994F=3427.380SigF=0.000
3、灰色模型
利用2005—2010年历年的数据（表1），构造灰色模型Gm（1，1）进行预测。
首先，根据表1中的数据，构造累加生成列为：
X（1）（i）={330.73，780.93，1391.05，2216.01，3316.01，4801.01}
其次，构造矩阵B和数据向量Yn：
B=-1/2[X（1）（1）■+X（1）（2）1-1/2[X（1）（2）+X（1）（3）1-1/2[X（1）（3）+X（1）（4）1-1/2[X（1）（4）+X（1）（5）1-1/2[X（1）（5）+X（1）（6）1=-555.831-1085.991-1803.531-2766.011-4058.511
Yn=[X（0）（2）X（0）（3）X（0）（4）X（0）（5）X（0）（6）]t
=[450.2610.12824.9611001485]t
最后，计算（BtB）-1BtYn。
得出预测模型：
dX（1）/dt-0.295X（1）=289.0924
X（0）（1）=330.73
μ/a=289.092/0.295=-981.528
X（0）（1）-μ/a=1312.258
X（1）（k+1）=1312.258e0.295k-981.528（5）
经残差检验，相对误差小于0.5%，模型精确度高，模型可用于预测，预测公式为：
X（0）（k+1）=X（1）（k+1）-X（1）（k）（6）
四、淮安市“十二五”固定资产投资预测
1、固定资产投资总量预测
根据（4）式，由于模型中涉及当期的GDp，淮安市“十二五”规划GDp目标在2010年的基础上年均增长率将约为15%，全市地区生产总值达到2650亿元，但是不能得到每年预测值，为了更具科学性和客观性，这里拟合1990—2010年GDp时间序列曲线，得到Compound时间序列模型（Yt=52.112?鄢1.165t，其中Yt为第t期GDp，t为时间序列（1，2，……），结果如表2所示。
再用（3）式预测“十二五”时期，随着经济增长，固定资产投资的预测值。运用（4）式、（5）式及（6）式，分别预测淮安市“十二五”固定资产投资额，最后用三种方法平均得预测值，结果如表3所示，“十二五”期间淮安市固定资产投资总额将达到15591亿元。
2、规模以上固定资产投资产业结构预测
从统计年鉴中可以获得历年规模以上固定资产投资分布于三次产业结构的投资额，分别用2005—2010年的三次产业规模以上固定资产投资额数据，通过灰色模型预测“十二五”规模以上固定资产投资中三次产业投资额。
三次产业灰色预测模型（计算过程略）如下：
第一产业：X1（1）（k+1）=15.568e0.312k-12.638（7）
第二产业：X2（1）（k+1）=898.296e0.209k-737.326（8）
第三产业：X3（1）（k+1）=327.287e0.319k-249.097（9）
以上三模型可用于预测，预测公式为：
Xi（0）（k+1）=X（1）（k+1）-X（1）（k）（i=1，2，3）（10）
分别用（7）式、（8）式、（9）式和（10）式预测“十二五”时期三次产业规模以上固定资产投资额为11348亿元，一、二、三产规模以上固定资产投资额分别为280亿元、4716亿元和6352亿元，具体如表4所示。
五、结论
“十二五”期间，淮安市将处于经济发展的关键时期，工业、商贸旅游和房地产业投资将成为全市固定资产投资的主流；交通、市政以及关注民生的社会事业等重大项目将会出现高速增长，成为继产业后的投资重点，民生问题将成重中之重；产业结构的优化转型，高新技术产业、更新改造和现代服务业投资的比重将会增大，全市固定资产投资总额将达到15591亿元。
【参考文献】
[1]赵彦云：宏观经济统计分析[m].北京：中国统计出版社，2000.
固定资产投资的影响篇10
关键词：农村经济发展；农村公共品；财政支出；实证分析
一、引言
近年来，三农问题已成为我国社会日益突出的问题，至取消农业税以来，国家在对农村财政支出也越来越多，已安徽省为例，2006年，安徽省农村固定资产投资非农户投资总额为188.3亿元，2010年安徽省农村固定资产投资非农户投资总额达到654.5亿元。近年来，安徽省政府也加大了对农村投资的力度，扶持了一些有关安徽省农业长远发展的重大项目和工程的建设。尽管如此，但安徽省的农业基础相对比较薄弱、农村发展相对滞后和农民持续增收困难的状况并没有发生根本改变。[1]因此，研究安徽省农村公共产品供给与农村经济增长增长有一定的现实意义。本文以巴罗模型为基础，分析安徽省非农户固定投资也就可以说是政府对农村公共产品供给对安徽省农村经济增长的影响。
二、建立模型的理论基础
（1）农村公共支出和农村经济增长内涵的确定。公共支出又称为财政支出，是指政府为了履行其职责而支出的费用。经济增长是指一个经济所生产的物质产品和劳务在一个相当长的时期内的持续增长，也即是实际总产出的持续增长。本文以安徽省第一产业生产总值作为具体的度量指标。
（2）计量模型的选择及其相关变量的含义。在经济增长理论中，新古典经济增长理论主要研究的是经济增长的要素贡献，是通过分析各种要素贡献来解释经济增长问题。在实证分析中大家广泛采用柯布—道格拉斯生产函数。本文也采用柯布—道格拉斯生产函数的生产形势，基于巴罗的模型的基础上。则包含农业财政支出要素的农业生产函数随即回归方程就为如公式1-1所示。
Yt=atLαtKβtGλt（1-1）
其中，at表示第t时期的技术进步的作用，一般情况下，是用常数和时间的函数关系来表示技术进步。Yt表示第t时期的农业生产总值，Lt，Kt，Gt分别表示第t时期的劳动投入量、农业资金投入量和安徽省农业财政支出量，α，β，λ为待估参数，α表示就业的产出弹性，β表示农业资本的产出弹性，λ表示财政农业支出的产出弹性，本文是通过估计这些参数，考察农业劳动投入量、农业资金投入、政府农业支出量对农业生产总值的影响。
本文采用双对数模型来建立安徽省非农户财政农业支出总量与安徽省农村经济增长之间关系的计量模型，在先不考虑技术进步影响的情况下，公示如1-2所示。
lnYt=C+αlnLt+βlnKt+λlnGt+ε（1-2）
若令mpG=YG表示安徽省非农户固定投资G的边际生产率，根据巴罗的理论，当mpG=1时，非农户投资的生产达到最优水平，也就是政府投资达到最优水平。按照边际成本等于边际收益的原则，最优的政府边际收益也为1，若mpG>1，则会出现财政支出不足，若mpG
本文的数据样本以安徽省2006-2010的数据位样本区间，数据来源于2007-2011的《安徽统计年鉴》，以安徽生产总值中的第一产业值代表Y，以乡村从业人员数代表L，以安徽地区农村固定资产代表K（数据来源《中国农村统计年鉴》），以安徽非农户固定资产投资完成情况代表安徽省财政农业支出总量G，如下表3-1所示。
注：安徽第一产业值Y数据，乡村从业人员数L数据，非农户固定资产投资量G数据来源于2006-2010年《安徽统计年鉴》；农村固定资产总量K的数据来源于2006-2010年《中国农村统计年鉴》。
三、实证分析
现在运用表3-1所示数据，运用eViewS计量软件进行普通最小二乘法（oLS）数据分析。降分析结果写成标准形式如下公式1-3所示。
分析以上回归方程的详细结果，我们发现由于D.w=2.29，接近于2，所以，我们断定其中三个自变量基本上不存在自相关。拟合优度R2=0.999，说明这三个解释变量对农业经济增长的解释程度达到99%，解释能力较强。F=15203，因此在0.05显著性水平下，回归模型从整体上是显著的。三个变量的t值均比较大，可知这些值都是显著的。此外，我们还可发现：
（1）农村从业人员即农业劳动投入量的产出弹性α==19.235，这表明农业劳动投入量的变动对农业生产总值的变动的影响为负，也就是说，在当前农业资本投入量（农村固定资产）和农业财政投入（非农户固定资产投资）一定的情况下，农业劳动力美增加1%，农业生产总值将会降低19.235%。这可以反映出两种情况：一种是当前安徽农村劳动力人均资本和人均政府财政投入过低；另一种是安徽省农村劳动力剩余太多，其实这两种情况是一个问题的两个方面。因此，可以判断有两种方式能提高劳动生产率，一种是增加投入资本以改善劳动力过剩的问题，另一种也可以通过劳动力的转移从而提高劳动力过剩带来的对生产率的影响。
（2）农业资本即安徽农村固定资产投入量的产出弹性β=1.009，表明安徽农村固定资产投入量对农业生产总值的变动的影响为正向的，并且有很大的促进作用，农村固定资产每增加1%，农业生产总值将会增长1.009%。因此，增加农村固定资产的投资对农业生产总值具有很大的促进作用。
（3）非农户固定资产投资量的产出弹性λ=0.088，表明非农户固定资产投资对农业生产总值的提高具有正向作用，非农户固定资产投资量每增加1%，农业生产总值就平均增长0.088%。由前文讨论的mpG=YG，且我们知道非农户固定资产投资量的产出弹性λ=YG·GY，所以可以得知λ=mpG·GY，我们可以令S=GY，即S为非农户固定投资量占安徽农业生产总值的比重。由此，我们可以得到mpG=λS，所以，我们可以根据表3-1中的数据计算得到mpG的值，根据巴罗的理论，mpG=1时财政农业支出达到最优规模，所以此时λ=S，固定λ=0.088，我们可以得到理论上财政农业支出（非农户固定资产投资量）的最优规模，并将mpG的值列在下表4-1。
由表4-1所示，我们能够得到理论上理想的财政农业支出规模，从理论上可以得知安徽省非农户固定资产投入量还不够，在不考虑农村公共产品提供的刚性约束和其他财政等约束的情况下得到的理想值。但我们应该尽量向理想值靠拢，设定目标，逐步实现。
四、结论
本文以安徽省为例，采用2006-2010年农村从业人员人数、固定资产投资、非农户固定资产投资以及安徽省农村经济等数据，非农户固定资产投资对安徽省农村经济增长的影响，运用eviews回归的实证分析方法进行分析，并得出了如下结论：
1、非农户固定资产投资量的产出弹性λ=0.088，表明非农户固定资产投资对农业生产总值的提高具有正向作用，非农户固定资产投资量每增加1%，农业生产总值就平均增长0.088%。
2、我们能够得到理论上理想的财政农业支出规模，从理论上可以得知安徽省非农户固定资产投入量还不够，如表4-1所示，所以政府应该增加财政支农规模。（作者单位：安徽财经大学经济学院）
参考文献