影響我國固定資產(chǎn)投資的因素

前言在\t"/2/_blank"國民經(jīng)濟發(fā)展過程中，固定資產(chǎn)投資是影響\t"/2/_blank"經(jīng)濟增長的一個重要因素，對經(jīng)濟增長具有直接的拉動作用，固定資產(chǎn)投資是指某個國家或者地區(qū)內(nèi)固定資產(chǎn)投資的數(shù)量和范圍，是以價值形式表示的投資建設活動的工作量，是反映建設規(guī)模的綜合性指標。本文選取了影響固定資產(chǎn)投資的四個因素分別是：GDP、財政支出、進出口總額、社會\t"/2/_blank"消費品零售總額。GDP是指在一定時期內(nèi)（一個季度或一年），一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟中所生產(chǎn)出的全部最終產(chǎn)品和勞務的價值，常被公認為衡量國家經(jīng)濟狀況的最佳指標。影響GDP的主要有三大因素：消費，投資，凈出口。一般認為，固定資產(chǎn)投資是影響GDP變動的因素，但是反過來講，GDP的增長或者降低對固定資產(chǎn)投資也會產(chǎn)生一定的影響，所以我們把GDP納入解釋變量。

財政支出也稱公共財政支出，是指在市場經(jīng)濟條件下，政府為提供公共產(chǎn)品和服務，滿足社會共同需要而進行的財政資金的支付。由于政府支出中有不小的比例用于政府主導固定資產(chǎn)投資，所以理論上來說，財政支出對于固定資產(chǎn)投資應該有著比較顯著的影響。

進出口總額指實際進出我國國境的貨物總金額。包括對外貿(mào)易實際進出口貨物，來料加工裝配進出口貨物，國家間、聯(lián)合國及國際組織無償援助物資和贈送品，華僑、港澳臺同胞和外籍華人捐贈品，租賃期滿歸承租人所有的租賃貨物，進料加工進出口貨物，邊境地方貿(mào)易及邊境地區(qū)小額貿(mào)易進出口貨物(邊民互市貿(mào)易除外)，中外合資企業(yè)、中外合作經(jīng)營企業(yè)、外商獨資經(jīng)營企業(yè)進出口貨物和公用物品等。進出口總額用以觀察一個國家在對外貿(mào)易方面的總規(guī)模。我國規(guī)定出口貨物按離岸價格統(tǒng)計，進口貨物按到岸價格統(tǒng)計。

社會\t"/2/_blank"消費品零售總額指批發(fā)和零售業(yè)、住宿和餐飲業(yè)以及其他行業(yè)直接售給城鄉(xiāng)居民和社會集團的消費品零售額。一般認為，消費的多了，用于投資的就少了，所以社會消費品零售總額對固定資產(chǎn)投資應該是負向的影響關系。

本文選取了全國1995―2014年的國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、財政支出、進出口總額、社會\t"/2/_blank"消費品零售總額與固定資產(chǎn)投資額的相關性進行分析，利用計量經(jīng)濟學的分析為基礎，進一步揭示影響我國固定資產(chǎn)投資的因素，并提出相應的對策建議。

關于影響我國固定資產(chǎn)投資的因素的建模關于投資，已經(jīng)有很多學者進行過不同方面的研究，對本國的經(jīng)濟發(fā)展，的確有著至關重要的作用，要想發(fā)展本國經(jīng)濟，認真研究是很必要的。對于影響我國固定資產(chǎn)投資因素的研究成為經(jīng)濟學熱點問題之一。2.1數(shù)據(jù)的選取為了具體分析各要素對我國固定資產(chǎn)投資的影響，選擇“固定資產(chǎn)投資”作為被解釋變量（用Y表示），選擇“GDP”（用X1表示）、“進出口總額”（用X2表示）為解釋變量、選擇“財政支出”（用X3表示）、選擇“全社會消費品總額”（用x4表示）。見表1。表11995-2014年影響我國固定資產(chǎn)投資因素的統(tǒng)計數(shù)據(jù)年份固定資產(chǎn)投資（Y）GDP（X1）進出口總額（X2）財政支出（X3）全社會消費品總額（X4）199520019.3061129.823499.906823.7223613.8199622913.5071572.324133.807937.5528360.2199724941.1079429.526967.209233.5631252.9199828406.2084883.726849.7010798.1833378.1199929854.7090187.729896.2013187.6735647.9200032917.7399776.339273.2015886.5039105.7200137213.49110270.442183.6018902.5843055.4200243499.91121002.051378.2022053.1548135.9200355566.61136564.670483.5024649.9552516.3200470477.43160714.495539.1028486.8959501.0200588773.61185895.8116921.8033930.2868352.62006109998.16217656.6140974.0040422.7379145.22007137323.94268019.4166863.7049781.3593571.62008172828.40316751.7179921.4762592.66114830.12009224598.77345629.2150648.0676299.93132678.42010251683.77408903.0201722.1589874.16156998.42011311485.13484123.5236401.99109247.79183918.62012374694.74534123.0244160.21125952.97210307.02013446294.09588018.8258168.89140212.10242842.82014512020.65636138.7264241.77151785.56271896.1數(shù)據(jù)來源：中國統(tǒng)計年鑒2014年對原始數(shù)據(jù)進行簡單的分析，我們由此初步建立了多元回歸模型：2.2模型的估計利用Eviews軟件，做Y對X1、X2、X3、X4、的回歸模型估計的結果。結果如圖1：圖1回歸估計結果由圖我們可以得出模型的方程為：其中,＝0.998389；F＝2324.469；S.E＝6937.8752.3模型的檢驗2.3.1統(tǒng)計檢驗因為=0.998389，所以擬合優(yōu)度很好，方程有顯著的線性關系。F＝2324.469，大于臨界值，通過了F檢驗，也說明方程顯著。對各系數(shù)進行t檢驗，經(jīng)過查表得到，||=0.233416，||=0.807152，||=0.605015小于臨界值，變量未通過t檢驗，只有||=0.807152，||=6.287437大于臨界值，通過t檢驗，造成這種原因有可能是變量之間具有嚴重的多重共線性。2.3.2多重共線性檢驗觀察變量間的相關關系圖2相關關系圖由圖2可以看出存在多重共線性，其中X1與X3、X4之間的的多重共線性比較嚴重，達到了0.998197,0.998660；多重共線的消除（1）為消除變量間的多重共線性，分別計算Y與每個變量進行回歸。①Y與X1的估計圖3y與x1的估計由上圖可知，=0.982576②Y與X2的估計圖4y與x2的估計由上圖可知，=0.883202③Y與X3的估計圖5y與x3的估計由上圖可知，=0.990925④Y與X4的估計圖6y與x4的估計由上圖可知，=0.996684對于以上結果，列出如下表格：表2擬合優(yōu)度值X1X2X3X40.9825760.8832020.9909250.996684由表得，X4的擬合優(yōu)度最好，且方程通過了F檢驗，t檢驗，因此選擇:為初始一元線性回歸方程。接下來利用逐步回歸法，再將X3帶入方程。①將X3帶入方程，Y與X4、X3的估計圖7y與x4、x3的估計由圖10我們可以看出，=0.997582，R2增大了，，||=2.511781，||=6.841036，顯著性t檢驗都通過，說明x3應該在此模型中。②將X4帶入方程，Y與X4、X3、X1的估計圖8y與x4、x3、x1的估計由圖11我們可以看出，=0.998319，R2增大了，，||=0.120593，顯著性t檢驗未通過，||=2.649697，顯著性t檢驗通過，說明x3、x1存在多重共線性。X1應該在此模型中,剔除X3。③將X2帶入方程，X與X4、X1、X2的估計圖9y與x4、x1、x2的估計由圖12我們可以看出，=0.998350，R2增大了，，||=1.210820，||=0.558607，||=6.512435.x1，x2的t值小于t臨界值，顯著性檢驗未通過，說明x2、x1存在多重共線性。X1應該在此模型中,剔除X2。綜上所述，得出消除多重共線性以后的模型為：2.3.3異方差檢驗—White檢驗回歸方程為在原來殘差與解釋變量線性關系的基礎上再加入解釋變量的平方項與交叉項，因此得到輔助回歸模型，以回歸模型還有2個解釋變量寫出輔助回歸的一般形式：那么，提出檢驗的原假設：（i=2,3）備選假設：中至少有一個不等于零利用Eviews軟件，做Y對X1、X4、的回歸模型White檢驗。圖10y對x1、x4的回歸模型White檢驗由圖10得到輔助回歸時估計結果如下：=2.831954，服從自由度為g的分布，給定顯著性水平，查臨界值23.685。2.831954<23.685,所以接受，認為該模型不存在異方差。2.3.4自相關檢驗—LM檢驗回歸方程為對于該二元回歸模型，考慮誤差項為2階自回歸形式，其中為隨機項，符合各種假定條件。零假設為：（表明不存在2階自相關）備選假設為：中至少有一個不為零（i=1，2）現(xiàn)建立殘差的輔助回歸式利用Eviews軟件，做Y對X1、X4、的回歸模型LM檢驗。圖11y對x1、x4的回歸模型LM檢驗構造LM統(tǒng)計量，LM==2.369720，LM統(tǒng)計量服從自由度為2的分布，給定顯著性水平，查臨界值得=5.991。=2.369720<=5.991，所以接受，認為該模型不存在自相關。綜上所述，得出消除多重共線性以后，且不存在異方差和自相關的模型為：通過對1995―2014年\t"/2/_blank"固定資產(chǎn)投資的影響因素分析，我們可以得知：\t"/2/_blank"國民生產(chǎn)總值對固定資產(chǎn)投資額的影響最大，GDP每變動1%，固定投資同方向變化0.273041%。財政支出的增加，則表明基礎建設越來越完備，GDP的提高相應的也拉動了社會\t"/2/_blank"消費品總額的增加，用于消費品的總額過多，就會相應的減少投資，所以社會消費品總額和固定資產(chǎn)投資是負相關關系，若社會消費品總額變動1%，固定投資反方向變動2.736296%。由此可見，GDP對社會固定資產(chǎn)投資的影響是最大的，其次是社會消費品總額。對策建議近年來我國市場經(jīng)濟體制逐步完善，投資理念日益成熟，然而我國的固定資產(chǎn)投資存在著嚴重的問題和隱患。為了保證固定投資在長期向規(guī)范化、制度化、市場化方向發(fā)展，同時防止短期內(nèi)投資過快增長引發(fā)的低效率問題，通過上述對全國1995―2014年的國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、財政支出、進出口總額、全社會消費品總額與固定資產(chǎn)投資額的相關性進行分析，得出影響我國固定資產(chǎn)投資的因素的對策建議，我們應該要做到以下幾點。

3.1處理好固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟發(fā)展的關系固定資產(chǎn)規(guī)模的擴大，對\t"/2/_blank"國民經(jīng)濟的增長起到了積極地作用。但是應該密切關注那些重數(shù)量、輕質(zhì)量、重投資、輕效益，純粹為了投資而投資的現(xiàn)象。將重點從擴大投資規(guī)模向提高投資效率轉(zhuǎn)變，更好地控制經(jīng)濟發(fā)展和投資之間的關系，有效地提高資本的利用效率。

3.2處理好投資與消費之間的關系消費不旺，不僅直接影響經(jīng)濟增長速度，也將對投資的持續(xù)增長生產(chǎn)影響。因此，要處理好投資與消費之間的關系，在擴大投資時要注意對，否則，投資乘數(shù)就會下降，對經(jīng)濟的拉動作用就會減弱，其可持續(xù)性就有問題。最終要使經(jīng)濟從投資-外貿(mào)的體外循環(huán)，變?yōu)橥顿Y-消費的體內(nèi)循環(huán)，這種良性循環(huán)才