計量經(jīng)濟學(xué)論文固定資產(chǎn)投資的計量經(jīng)濟學(xué)分析

1、計量經(jīng)濟學(xué)論文固定資產(chǎn)投資的計量經(jīng)濟 學(xué)分析計量經(jīng)濟學(xué)論文 固定資產(chǎn)投資的計量經(jīng)濟學(xué)分析固定資產(chǎn)投資的計量經(jīng)濟 學(xué)分析姓名：班級：學(xué)號：固定資產(chǎn)投資的計量經(jīng)濟學(xué)分析 摘要：改革開放以來，我國固定資產(chǎn)投資已經(jīng)經(jīng)歷兩次高速增長。其一是1984-1988年期間，有城市經(jīng)濟體制改革引發(fā)的集 體經(jīng)濟投資快速增長引致的。其二是1991-1994年經(jīng)濟過熱期間由國有經(jīng)濟和集體經(jīng)濟 投資的快速增長引致的。此后，受緊縮性宏觀調(diào)控政策，亞洲金融危機及結(jié)構(gòu)性供 過于求等多種因素的影響，固定資產(chǎn)投資增速在1995年以后大幅度下滑，到1999年降為5.1%。2000年以后，固定資產(chǎn)投資增長恢復(fù)上升趨勢，本輪投資快速增長

2、主要是由非國有經(jīng)濟投資快速增長拉動的。本文建立了一個以國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP為因變量，以其他可量化的影響因素為解釋變量的多元線性回歸模型；運用多 因素分析法對 GDP的增長變動及其主要影響因素進行了實 證分析，從而得到相當啟示，并結(jié)合我國現(xiàn)在的GDP增長情況，為未來我國因固定資產(chǎn)而引起的GDP變動情況提供了依據(jù)關(guān)鍵詞：GDP固定資產(chǎn)投資 計量經(jīng)濟學(xué) 多元線性回歸模型 一、問 題的提由全社會固定資產(chǎn)是社會固定資產(chǎn)再生產(chǎn)的主要手 段。通過建造和購置固定資產(chǎn)的活動，國民經(jīng)濟不斷采用先進 技術(shù)裝備，建立新興部門，進一步調(diào)整經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和生產(chǎn)力的 地區(qū)分布，增強經(jīng)濟實力，為改善人民物質(zhì)文化生活創(chuàng)造物 質(zhì)條件。這

3、對我國的社會主義現(xiàn)代化建設(shè)具有重要意義。1978年至2005年間，中國經(jīng)濟平均年增長率在9.5%左右，中國經(jīng)濟增長波動的標準差約3個百分點。中國現(xiàn)階段的經(jīng)濟增長只是達到了27年來的平均水平，預(yù)計2006年的增長速度在8%-9% ,也仍屬正常范圍內(nèi)。與之形成對照的是，同期中國固定資產(chǎn)投資的增速的確過 快。從中國目前的現(xiàn)實由發(fā)，中國固定資產(chǎn)投資增幅已金額近27%, 2004 年達到 25.8%。經(jīng)過2004年的宏觀調(diào)控，固定資產(chǎn)投資過快的趨勢已經(jīng) 得到一定的緩解，通貨膨脹壓力正在減輕。從總量數(shù)據(jù)來看，目前固定資產(chǎn)投資的增長率仍在高水 平徘徊，政府的緊縮政策對投資的控制力度似乎不夠。但通過對部門分類

4、的投資數(shù)據(jù)分析，我們發(fā)現(xiàn)，中國的固定資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)2004年已經(jīng)發(fā)生了顯著的變化。首先，制造業(yè)投資的年比增長率下降了近一半，同時，農(nóng) 林牧業(yè)的投資終止了連年下降的勢頭，由年初的25.1%負增長變?yōu)?3.1%的正增長，此外，在制造業(yè)內(nèi)部，對交通和礦 業(yè)等瓶頸產(chǎn)業(yè)的投資不降反升o由此可見，2004年中國政府的宏觀調(diào)控更加注重于治理經(jīng) 濟結(jié)構(gòu)，而非市場理解的控制增長總量。長期以來，國際經(jīng)濟界斷定中國近年來的經(jīng)濟成長主要歸功于投資拉動然而我們發(fā)現(xiàn)，雖然在上世紀 80和90年代固定資產(chǎn)投資 對中國經(jīng)濟增長的貢獻首屈一指，但自 2002年一季度至今， 消費對于GDP增長的貢獻已經(jīng)超過了固定資產(chǎn)投資的貢獻。經(jīng)

5、濟結(jié)構(gòu)已經(jīng)從 投資拉動”轉(zhuǎn)型 消費拉動2006年，中國政府將繼續(xù)實行穩(wěn)健”的貨幣政策和財政政策。根據(jù)我們的理解，穩(wěn)健的貨幣政策意味著央行在2006年仍將會保持利率政策適度從緊，而穩(wěn)健的財政政策則表明財政部會減少國債的發(fā)行規(guī)模，消減政府赤字。如果這些宏觀政策得以貫徹實施，同時外部經(jīng)濟環(huán)境保持穩(wěn)定，我們預(yù)計 2005年中國固定資產(chǎn)投資的增長可以控制在20%左右，GDP增長將會穩(wěn)定在 8%左右。目前，投資率和固定資產(chǎn)率進一步提高；投資率和固定資產(chǎn)投資率分別從 2000年的36.4%和36.8%提高到2002年 的39.4%和42.49% ,2003年前三季度固定資產(chǎn)率進一步提高 到43.43%，是1

6、953年以來的歷史最高水平。二、理論綜述 全社會固定資產(chǎn)投資時社會固定資產(chǎn)再生產(chǎn)的主要手段。通過建造和購置固定資產(chǎn)的活動，國民經(jīng)濟不斷采用先進 技術(shù)裝備，建立新型部門，進一步調(diào)整經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和生產(chǎn)力的 地區(qū)分布，增強經(jīng)濟實力，為改善人民物質(zhì)文化生活創(chuàng)造物 質(zhì)條件。這對我國的社會和主義現(xiàn)代化建設(shè)具有重要意義。固定資產(chǎn)投資額是以貨幣形式表現(xiàn)的建造和購置固定資 產(chǎn)活動的工作量，它是反映固定資產(chǎn)投資規(guī)模、速度、比例 關(guān)系和使用方向的綜合性指標。全社會固定資產(chǎn)投資按經(jīng)濟類型可分為國有、集體、個體、聯(lián)營、股份制、外資、港澳臺商和其他等。固定資產(chǎn)投資具有兩重性，既對生產(chǎn)構(gòu)成需求，又能增 加生產(chǎn)能力，從而增加供給

7、。投資自身的兩重性決定了投資對經(jīng)濟增長也具有雙重效應(yīng)：需求效應(yīng)和供給效應(yīng)。（一）投資的需求效應(yīng) 固定資產(chǎn)投資的實現(xiàn)過程，就是不 斷運用貨幣資金購買生產(chǎn)資料和支付工資、不斷進行購買和 建造的過程，這一過程必然會引起對生產(chǎn)資料和消費資料的 大量需求，進而引起國民經(jīng)濟需求總量的增加，這就是投資 的需求效應(yīng)。（二）投資的供給效應(yīng) 投資實現(xiàn)為固定資產(chǎn)后，非生產(chǎn) 性固定資產(chǎn)一經(jīng)交付使用就直接供給社會消費，生產(chǎn)性固定 資產(chǎn)則再投入生產(chǎn)，為生產(chǎn)提供勞動資料，并與流動資金相 結(jié)合，通過生產(chǎn)勞動，再生產(chǎn)生產(chǎn)品（ 生產(chǎn)資料和消費資 料）供給社會，產(chǎn)生一系列與之相關(guān)聯(lián)的刺激其他產(chǎn)品生產(chǎn) 增加的效應(yīng)，這就是投資的供給效

8、應(yīng)。我國當前固定資產(chǎn)投資增長的主要特征：（一）非國有經(jīng)濟史新一輪投資快速增長的主導(dǎo)力量。（二）政府投資的誘導(dǎo)作用弱化，市場約束力加強；在市 場經(jīng)濟框架基本建立，企業(yè)預(yù)算約束僵化之后，市場對企業(yè) 的投資行為的約束力不斷加強。（三）企業(yè)技術(shù)改造意愿加強，更新改造投資相對快速增 長。（四）制造業(yè)和社會服務(wù)業(yè)投資快速增長，在投資總額中 的比重持續(xù)提升；2000年以來我國投資結(jié)構(gòu)的這一變化特 征，表明我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)在經(jīng)過多年的調(diào)整后，已進入制造業(yè)和服務(wù)業(yè)相對快速發(fā)展為特征的新工業(yè)化時期三、模型設(shè)定（一）影響因素的分析因為全社會固定資產(chǎn)投資按經(jīng)濟類型可分為國有經(jīng)濟、集體經(jīng)濟、個體經(jīng)濟、外商投資經(jīng)濟、 股份制

9、經(jīng)濟和農(nóng)村經(jīng)濟等等，在這其中我們選取影響比較顯 著的三個因素，來作為固定資產(chǎn)投資對GDP影響的主要因素進行分析研究。我們初步認為這三個因素對 GDP都有正相關(guān)的影響，只 是影響程度有多不同，即認為這些因素的系數(shù)符號均可能為 正，但需要通過具體的數(shù)據(jù)分析來確定。（二）變量選取 被解釋變量 Y 國內(nèi)生產(chǎn)總值 GDP（億元） 解釋變量X1 國有固定資產(chǎn)投資額 （億元） X2 集體經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資額 （億元）X3 個體經(jīng) 濟固定資產(chǎn)投資額 （億元） （三）數(shù)據(jù)收集 我們選擇時 間序列的年度數(shù)據(jù)，樣本期為 1980-2005年，共26個樣本。數(shù)據(jù)來源為1980-2005中國統(tǒng)計年鑒。國內(nèi)生產(chǎn)總值和全社會

10、固定資產(chǎn)投資（按經(jīng)濟類型分）（四）建立模型固定資產(chǎn)對一個企業(yè)來說是其主要的勞動 手段，它的價值是逐漸的轉(zhuǎn)移到所生產(chǎn)的產(chǎn)品上去。企業(yè)同時又是重要的市場主體，因此對固定資產(chǎn)的投資問 接地影響得到了一個經(jīng)濟體的產(chǎn)生，這里主要對GDP及國有固定資產(chǎn)投資額，集體經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資額，個體經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資額，進行計量經(jīng)濟學(xué)多元線性回歸模型分析。為分析國內(nèi)生產(chǎn)總值 GDP （Y）與解釋變量（X）間的關(guān) 系，特作如下線性圖：由圖可得，Y、XI、X2和X3均為逐年增長，但是增長率 有所不同。說明各個變量之間不一定存在線性關(guān)系。為分析國內(nèi)生產(chǎn)總值 GDP的影響因素，故可根據(jù)經(jīng)濟學(xué) 理論暫建立如下多元線性回歸模型的數(shù)

11、學(xué)形式：Yt=C+1X1t+2X2t+3X3t+Ut （五）參數(shù)估計值的范圍 -C為 截距項，表示在沒有國有固定資產(chǎn)投資額、集體經(jīng)濟固定資 產(chǎn)投資額和個體經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資額的影響下，國內(nèi)生產(chǎn)總 值GDP的數(shù)值。- B 1度量了國有固定資產(chǎn)投資額對GDP的影響程度，表示國有經(jīng)濟每增加一個單位，GDP平均增加多少個單位。- B 2度量了集體經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資額對GDP的影響程度，表示集體經(jīng)濟每增加一個單位， GDP平均增加多少個單 位。- B 3度量了個體經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資額對GDP的影響程度，表示個體經(jīng)濟每增加一個單位， GDP平均增加多少個單 位。四、估計參數(shù) 根據(jù)數(shù)據(jù)建立多元線性回歸返程，首先利

12、 用Eviews軟件對模型進行 OLS估計，得樣本回歸方程。利用Eviews輸生結(jié)果如下：Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 01/08/11 Time: 17:09 Sample: 1980 2005 Included observations: 26 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -1579.698 1416.258 -1.115403 0.2767 X1 5.313965 0.572196 9.286968 0.0000 X2 -0.918744 2.

13、740881 -0.335200 0.7406 X3 3.3031701.643380 2.009985 0.0569 R-squared 0.995298 Mean dependent var 55200.85 Adjusted R-squared 0.994657 S.D. dependent var 53269.26 S.E. of regression 3893.704 Akaike info criterion 19.51275 Sum squared resid 3.34E+08 Schwarz criterion 19.70630 Log likelihood -249.6657

14、 F-statistic 1552.385 Durbin-Watson stat 1.029999 Prob(F-statistic) 0.000000 (圖4.1)根據(jù)以上回歸結(jié)果可以得由，模型估計 結(jié)果為：t=-1579.698+5.313965X1+(-0.918744)X2+3.30317X3(1416.258) (0.572196) (2.740881) (1.643380) t=(-1.115043) (9.286968) (-0.335200) (2.009985) R2=0.995298 2=0.994657 F=1552.385 df=26 五、模型檢驗(一)經(jīng)濟意義檢驗?zāi)Ｐ?/p>

15、估計結(jié)果說明：在假定其他變量不變的情況下，國有固定資產(chǎn)投資額每增長 一單位，平均說來國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP就會增長5.313965個單位；在假定其他變量不變的情況下，集體經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資額每增長一單位，平均說來國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP就會減少0.918744個單位；在假定其他變量不變的情況下，個體經(jīng)濟 固定資產(chǎn)投資額每增長一單位，平均說來國內(nèi)生產(chǎn)總值 GDP就會增長3.30317個單位。由此可以看到，集體經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資額在模型中每增 加一單位，反而會帶來國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP下降0.918744個單位。很明顯，這與經(jīng)濟常識不相符。(二)統(tǒng)計意義檢驗 1、擬合優(yōu)度檢驗 由圖4.1可以看出,可決系數(shù) R2=0

16、.995298,修正可決系數(shù) 2=0.994657。說明所建模型整體上對樣本數(shù)據(jù)擬合較好，即三個解釋變 量對被解釋變量國內(nèi)生產(chǎn)總值 GDP的絕大部分差異做由了解釋。2、F檢驗針對H0:B 1= B 2= B 3=給定顯著性水平 民=0.05在F分布表中查由 自由度為 k-1=3和n-k=22的臨界值 Fa (3,22) =3.05,由上 表中得到F=1552.385 > Fa (3,22) =3.05，所以應(yīng)拒絕原假設(shè)H0:B 1= B 2= B 3碘明回歸方程顯著，即國有固定資產(chǎn)投資額 工 集體經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資額”和 爺體經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資額 ”等 變量聯(lián)合起來確實對 國內(nèi)生產(chǎn)總值 GD

17、P有顯著影響。3、t檢驗對回歸系數(shù)的t檢驗:分別針對H0:B j=0(j=1,2,3)給定顯著性水平& =0.05差t分布表得自由度為 n-k=22 的臨界值 t a/2(k)=2.074。由回歸結(jié)果得知，與1,2,3對應(yīng)的t統(tǒng)計量分別為 0.572196、2.740881、1.643380 , 2 的絕對 值大于 t5/2-k)=2.060 ,說明在顯著性水平q=0.05F,拒絕H0:B j=0(j=2) , t檢驗顯著。但是X1和X2的t檢驗并不顯著。也就是說，在其他解釋變量不變的情況下，解釋變量 集體經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資額”(X2)對被解釋變量國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP (Y)有顯著影響，而

18、國有固定資產(chǎn)投資額”和 爺體經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資額”對 國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP (Y) ”的影響不 具有系統(tǒng)顯著性。根據(jù)以上可得，該模型可能存在著嚴重的多重共線性。(三)計量經(jīng)濟學(xué)檢驗 1、多重共線性檢驗 由統(tǒng)計意義 檢驗可知，該模型可決系數(shù)及修正可決系數(shù)均很高，F(xiàn)檢驗值也很大。但是當顯著性水平 a =0.05寸，X1 , X3的系數(shù)t檢驗均不 顯著，這表明很可能存在著嚴重的多重共線性。簡單相關(guān)系數(shù)檢驗法做多重共線性檢驗，利用簡單相關(guān) 系數(shù)矩陣法得到下列矩陣：(圖5.1)由圖5.1相關(guān)關(guān)系矩陣可以發(fā)現(xiàn)，各解釋變量之 間相關(guān)系數(shù)很高，證明模型確實存在嚴重的多重共線性。逐步回歸檢驗法修正分別作Y對X1、X

19、2、X3的一元回歸，結(jié)果如下：Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 01/08/11 Time: 20:59 Sample: 1980 2005 Included observations: 26 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -2999.646 1377.258 -2.177984 0.0395 X1 6.230272 0.109905 56.68798 0.0000 R-squared 0.992587 Mean dependent var 55200.8

20、5 Adjusted R-squared 0.992278 S.D. dependent var 53269.26 S.E. of regression 4681.014 Akaike info criterion 19.81422 Sum squared resid 5.26E+08 Schwarz criterion 19.91100 Log likelihood -255.5849 F-statistic 3213.527 Durbin-Watson stat 0.607205 Prob(F-statistic) 0.000000 (圖 5.2) Dependent Variable:

21、Y Method: Least Squares Date: 01/08/11 Time: 21:00 Sample: 1980 2005 Included observations: 26 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 7542.796 2280.494 3.307528 0.0030 X2 16.24307 0.527432 30.79650 0.0000 R-squared 0.975319 Mean dependent var 55200.85 Adjusted R-squared 0.974291 S.D. de

22、pendent var 53269.26 S.E. of regression 8541.196 Akaike info criterion 21.01699 Sum squared resid 1.75E+09 Schwarz criterion 21.11377 Log likelihood -271.2209 F-statistic 948.4246 Durbin-Watson stat0.380522 Prob(F-statistic) 0.000000 (圖 5.3) Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 01/08/11

23、 Time: 21:01 Sample: 1980 2005 Included observations: 26 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 9910.410 3541.392 2.798450 0.0100 X3 15.21050 0.793134 19.17772 0.0000 R-squared 0.938742 Mean dependent var 55200.85 Adjusted R-squared 0.936189 S.D. dependent var 53269.26 S.E. of regressio

24、n 13456.21 Akaike info criterion 21.92607 Sum squared resid 4.35E+09 Schwarz criterion 22.02285 Log likelihood -283.0389 F-statistic 367.7848 Durbin-Watson stat 0.383717 Prob(F-statistic)0.000000 (圖5.4)采取逐步回歸的辦法來檢查和解釋多重 共線性問題，得表：變量 X1 X2 X3 參數(shù)估計值 6.230272 16.24307 15.21050 t 統(tǒng)計量 56.68798 30.79650 19

25、.17772 R 2 0.992587 0.975319 0.938742 2 0.992278 0.9742307 0.936189 (圖 5.5) 其中，三 者t統(tǒng)計量均顯著，加入 X1的方程 撮大，以X1為基礎(chǔ)， 順次加入其他變量逐步回歸。結(jié)果如下圖：變量 X1 X2 X3 2 X1, X2 4.771320 (8.888310) 3.901784 (2.763578)0.994435 X1 , X3 5.154269 ( 16.58742)2.821162 (3.616530) 0.994863 (圖 5.6) 經(jīng)比較，新力口 入X3的方程2=0.994863 ,改進最大，而且各參數(shù)的

26、 t檢驗顯著，選擇保留X3,加入變量X2,其參數(shù)為負值不合理，且t檢驗不顯著，所以予以剔除。所以作Y對X1、X3的回歸分析：Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 01/08/11Time: 22:01 Sample: 1980 2005 Included observations: 26 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -1348.314 1212.547 -1.111968 0.2776 X1 5.154269 0.310734 16.58742 0.0000

27、 X3 2.821162 0.780074 3.616530 0.0015 R-squared 0.995274 Mean dependent var 55200.85 Adjusted R-squared 0.994863 S.D. dependent var 53269.26 S.E. of regression 3817.830 Akaike info criterion 19.44092 Sum squared resid 3.35E+08 Schwarz criterion 19.58608 Log likelihood -249.7319 F-statistic 2421.993

28、Durbin-Watson stat 0.985371 Prob(F-statistic) 0.000000 (圖5.7) 最后修正嚴重多重共線 性 影 響 后 的 回 歸 結(jié) 果 為 =-1348.314+5.154269X1+2.821162X3(1212.547)(0.310734)(0.780074) t= (-1.111968)( 16.58742)(3.616530 ) R 2=0.995274 2=0.994863 F=2421.993DW=0.985371這說明，在其他因素不變的情況下，當國有 固定資產(chǎn)投資額每增加1億元，個體經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資額每增加1億元，平均來說國內(nèi)生產(chǎn)總值

29、GDP (Yt)將分別增加5.154269 億元、2.821162 億元。2、自相關(guān)檢驗 根據(jù)上述回歸方程，可決系數(shù)較高，回 歸系數(shù)均顯著。對樣本量為26,兩個解釋變量的模型、1%的顯著性水平， 查 DW 統(tǒng)計表可知，dL = 0.858,dU=1.407,而 模型中 DW=0.985371 ,則dL dU ,說明在1%顯著性水平下科奧迭代 法中已無自相關(guān)，同時可絕系數(shù)R2,t、F統(tǒng)計量也均達到理想水平。根據(jù)上述方程，在由國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP模型可知，在其他因素不變的情況下，當國有固定資產(chǎn)投資額每增加1億元，平均來說國內(nèi)生產(chǎn)總值 Yt將增加5.384906億元；個體經(jīng)濟 固定資產(chǎn)投資額每增加 1

30、億元，在其他因素不變的情況下， 平均來說國內(nèi)生產(chǎn)總值 Yt將增加1.81737億元。六、模型應(yīng)用（一）結(jié)構(gòu)分析 該模型并沒有直接的從投資、消費和由口 的角度去考慮解釋變量對GDP的影響，而是以間接的方法從固定資產(chǎn)投資的角度研究了其對GDP的影響。從計量經(jīng)濟學(xué)的檢驗結(jié)果看無論是公有經(jīng)濟還是個體經(jīng)濟對GDP都存在線性影響，而且相關(guān)系數(shù)都接近于 1,進一 步證明了固定資產(chǎn)投資對一國社會總產(chǎn)生的影響，從我們得由的模型可以看由，盡管從經(jīng)濟背景來看，近幾年來各種 類型的固定資產(chǎn)投資對 GDP的增長均會產(chǎn)生影響，但實證 分析表明，公有經(jīng)濟和個體經(jīng)濟對GDP的影響較其他兩個因素要顯著些。其中公有經(jīng)濟與 GDP

31、的相關(guān)系數(shù)從一個側(cè)面顯示由近年 來國有經(jīng)濟布局調(diào)整和國有企業(yè)戰(zhàn)略性改組的成效。當其他條件不變時，公有經(jīng)濟投資固定資產(chǎn)每增長1億元，貝U GDP將增力口 5.384906億元。盡管近幾年我國在經(jīng)濟上取得了巨大成就，但我國仍是一個發(fā)展中國家。所以國家仍會大力投資于全社會的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等固定資產(chǎn)項目，所以對 GDP的影響很顯著。我們可以看到國有經(jīng)濟度GDP的影響始終都是非常顯著的。雖然經(jīng)濟發(fā)展的不同階段，國家對固定資產(chǎn)的投資側(cè)重點 有所不同，但比起其他的經(jīng)濟形式，他仍是固定資產(chǎn)投資的 支柱。當其他條件保持不變時， 個體經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資每增加1億元，則 GDP將增加1.81737億元。近年來個體經(jīng)濟投

32、資自主性增強，并成為推動支由與支撐 社會投資增長的主導(dǎo)力量。2005年內(nèi)個體經(jīng)濟注冊資金達到 2.8萬億元的規(guī)模，占全 社會投資的比重已超過 50% ,個體投資已成為我國社會投資 中最具活力的增長源泉。（二）政策評價 1、固定資產(chǎn)投資增速過快，投資總體 規(guī)模過大 高速增長的投資率使投資占國民生產(chǎn)總值的比重 急劇上升，投資總規(guī)模急速擴張。目前我國投資率大大高于世界平均水平，也明顯高于各主 要發(fā)達國家和發(fā)展中國家水平。我國高投資雖然有一定的客觀性，但畢竟水平太高。根據(jù)統(tǒng)計資料分析，我國的投資率不要超過40%,投資增長率不要超過20%。投資增長率超過 20% （19841988年，19911994年

33、，2002 年后），投資率超過40% （19931995年，2002年后），就會 造成經(jīng)濟的整體或局部過熱。我國的投資增速過快，引起經(jīng)濟整體或局部過熱還具有明 顯的行政性周期。投資增速過快、規(guī)模過大也不利于經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變。近幾年，投資結(jié)構(gòu)沒有大的改善，投資效益下降。1993年，國有投資中，新項目比例為 30.5%,擴建項目的 比例為33.4%,外延性投資比例高達 63.9% o與90年代相比，近些年外延投資不僅沒有減少，反而大 幅度上升。不少項目是盲目建設(shè)和重復(fù)建設(shè)的項目，從宏觀看，我國 的投資效益呈下降趨勢。2、當前控制投資增長速度和規(guī)模的任務(wù)還很艱巨在固定資產(chǎn)投資規(guī)模增長較快的同時，行

34、業(yè)投資結(jié)構(gòu)仍然存在不合理的問題。目前工業(yè)投資增長仍然較快。目前各地發(fā)展經(jīng)濟的積極性仍然很高，具有投資反彈的內(nèi) 在動力，這是由現(xiàn)反彈的制度條件。同時，國內(nèi)各方面蘊藏著相當數(shù)量的資金，可以為投資反 彈提供資金條件。財政方面，財政政策性質(zhì)雖然已由擴張轉(zhuǎn)向穩(wěn)健，但是仍 然帶有一定的擴張性特點。金融方面，銀行仍然是存款增長快于貸款增長，存貸差在 擴大。止匕外，大量民間資本不斷積聚，力量日益壯大，需要尋找 由路。（三）政策建議 1、構(gòu)建投資內(nèi)在增長機制 由于經(jīng)濟尚 未進入靠內(nèi)在動力推動的自主增長的軌道，外部環(huán)境的不確 定性因素仍很多，因此，應(yīng)該考慮利用繼續(xù)實行積極財政政 策的時機，在國債投資方向和方式上做

35、由必要的調(diào)整，理順 投資機制，為企業(yè)投資構(gòu)筑一個良好的外部環(huán)境，從根本上 解決企業(yè)投資的內(nèi)在動力問題。加強投資立法，為投資主體提供充分的法律保護。重點加強投資產(chǎn)權(quán)的獨立性，投資收益權(quán)、投資所有權(quán)、 投資契約的履行和知識產(chǎn)權(quán)保護等方面的法制建設(shè)，強化政 策規(guī)定的透明度和穩(wěn)定性。加強執(zhí)法監(jiān)督力度，堅決從嚴查處和制裁各種侵權(quán)行為和 人員。轉(zhuǎn)變政府投資管理職能，為投資活動提供有效服務(wù)。從主管國有固定資產(chǎn)投資轉(zhuǎn)到調(diào)控管理全社會投資，對國 有投資、集體投資、個體私營投資、外商投資一視同仁，平 等對待；從主管投資項目的審批、重點項目建設(shè)及其竣工驗 收等微觀活動變?yōu)檎{(diào)節(jié)全社會投資增長、結(jié)構(gòu)變化和提高宏 觀效益等宏觀經(jīng)濟活動；從主要靠行政手段轉(zhuǎn)變?yōu)橹饕拷?jīng) 濟手段、法律手段，輔以必要的行政手段，建立和完善全社會投資宏觀管理體制和調(diào)節(jié)機制。實行公平合理的稅收政策。調(diào)整不公平稅賦，切實減輕民間投資者的負擔(dān)。對企業(yè)投資于國家豉勵發(fā)展的行業(yè)允許部分抵免企業(yè)