我国财政政策对民间投资影响的实证分析

我国财政政策对民间投资影响的实证分析（共13篇）

1.我国财政政策对民间投资影响的实证分析 篇一

对我国城镇居民储蓄存款影响因素的实证分析

内容摘要：进入90年代以后,我国居民储蓄存款余额始终保持在两位数的增长速 度。我国居民储蓄存款持续增长这一经济现象引起国内理论界的广泛关注。本文首先从理论 角度对影响我国居民储蓄因素进行分析。其次从现实出发，建立多元线形回归模型，将收集 1991～2004年的数据代入模型进行修正检验，剔除不显著因素，并分析原因,从而最终确定 影响我国城镇居民储蓄存款持续的主要因素。

关键词:居民储蓄存款；实证分析；主要因素

改革开放以来,我国经济获得快速发展,人民生活水平普遍提高。进入90年代以后,我国居民

储蓄存款余额始终保持在两位数的增长速度。截至2004年底，我国城镇居民储蓄存款余额为 119555.4亿元，与1991年相比，14年间我国城镇居民储蓄存款余额增长了近17倍。我国居民 储蓄持续增长这一经济现象引起国内理论界的广泛关注。本文将从现实出发对影响居民储蓄

主要因素进行实证分析。

一、对影响我国城镇居民储蓄余额的主要因素分析

现实中，影响我国城镇居民储蓄存款的因素有很多，其中主要的有：

首先，城镇居民的收入水平。根据凯恩斯基本心理定律，边际消费倾向(MPC)是递减的。相 应可推知边际储蓄倾向(MPS)是呈递增的趋势，即随着收入的增加，储蓄以更大的比率增加。

其次，消费品的价格。不同的消费品具有不同的需求价格弹性，因此，价格的变化对消费额

也就有着不同的影响。对于需求价格弹性大的消费品，价格上升会降低消费量，价格下降

则反之。由此可见，居民消费商品的结构会影响居民消费额大小，进而影响居民储蓄额的变

化。

再次，储蓄利率。按照古典经济学的观点：利率对储蓄的作用是单一的、正方的和十分有力的。其中单一和正方向是指利率对储蓄的作用只有一个即利率的提高可以刺激储蓄、抑制消

费；利率的降低则抑制储蓄、刺激消费。然而，现代经济理论提出利率对储蓄的作用可能是

双重的，既有正向作用也有反向作用。但是，不管古典经济学还是现代经济学都指出，利率的变动都会对储蓄额产生影响，是一个影响储蓄的重要因素。

第四，证券市场对资金的吸纳程度。证券市场的筹资作用一定程度上会对居民储蓄存款起到

分流的作用。从债券市场来看：我国债券发行主要以国债为主，由于国债发行利率高于目前

银行存款实际利率水平，一定程度上吸引了居民大量购买，客观上对居民存款起到分流的作

用；自1990年底上交所和深交所成立以来，我国股票市场筹资额由1991年的5亿元增长到200 4年的1151亿元，股市的发展客观上也会对居民的储蓄额产生一定影响。

第五,其他因素。居民储蓄行为的决定是一个相当复杂的过程,影响居民储蓄的因素除了以

上所述的一些主要影响因素以外还有很多。例如,在经济改革的过程中,国企改革、产业结构

调整以及政策性等因素都会使居民对未来收入和支出的预期发生很大变化。由于这些因素无

法用数据表达,不易进行定量分析，所以用随机变量(ｕ)来进行处理。

综上所述，我国城镇居民储蓄存款理论函数方程可表示为：

S=f(Y,CPI,R,T,B,u)

>0,<0,>0,<0,<0

式中S表示城镇居民储蓄存款量，CPI表示居民消费物价指数，R表示一年期存款利率，T表示 股票筹资额，B表示国债发行额，u为随机扰动项。其中Y,R的一阶偏导大于0表明和S呈正相 关关系；CPI,T,B的一阶偏导小于0表明和S呈负相关关系；u的符号不确定。

二、城镇居民储蓄的实证分析

根据1991年～2004年我国城镇居民储蓄有关统计数据(如表二)，建立多元线形回归模型，利用计量经济学软件Eviews，采用普通最小二乘法(OLS)，对我国城镇居民储蓄函数进行

多元回归分析，进而分析出影响我国城镇居民储蓄行为的主要因素。

表二：1991年～2004年我国城镇居民储蓄有关统计数据一览表

年份〖〗城镇居民储蓄存款额S(亿元)〖〗城镇居民家庭人均可支配收入Y(亿元)〖 〗居民消费物价指数CPI〖〗一年期存款实际利率R(%)〖〗A股筹资额T(亿元)〖 〗国债发行额B(亿元)

1991〖〗6790.9〖〗1700.6〖〗100.0〖〗3.81〖〗5.00〖〗281.25

〖BH〗1992〖〗8678.1〖〗2026.6〖〗106.4〖〗1.16〖〗50.00〖〗460.78

〖BH〗1993〖〗11627.3〖〗2577.4〖〗122.0〖〗-3.68〖〗194.83〖〗381.31

〖BH〗1994〖〗16702.8〖〗3496.2〖〗151.4〖〗-13.12〖〗49.62〖〗1137.55

〖BH〗1995〖〗23466.7〖〗4283.0〖〗177.3〖〗-6.13〖〗22.68〖〗1510.86

〖BH〗1996〖〗38520.8〖〗4838.9〖〗192.0〖〗-0.73〖〗224.45〖〗1847.77

〖BH〗1997〖〗46289.8〖〗5160.3〖〗197.4〖〗3.46〖〗655.06〖〗2411.79

〖BH〗1998〖〗53407.5〖〗5425.1〖〗195.8〖〗6.03〖〗443.05〖〗3808.77

〖BH〗1999〖〗59621.8〖〗5854.0〖〗193.0〖〗3.68〖〗572.63〖〗4015.00

〖BH〗2000〖〗64332.4〖〗6280.0〖〗193.8〖〗1.84〖〗1007.41〖〗4657.00

〖BH〗2001〖〗71188.7〖〗6859.6〖〗195.1〖〗1.58〖〗751.50〖〗4884.00

〖BH〗2002〖〗86910.7〖〗7702.8〖〗193.6〖〗2.75〖〗723.14〖〗5934.30

〖BH〗2003〖〗103617.7〖〗8472.2〖〗195.9〖〗0.79〖〗744.77〖〗6280.10

〖BH〗2004〖〗119555.4〖〗9421.9〖〗203.5〖〗-1.63〖〗626.68〖〗7022.00〖BG)〗

资料来源：《中国统计年鉴》1991年～2004年；中国人民银行网站http:///。注：1居民消费物价指数是以1991年为基期经过计算得到的。

2一年期存款实际利率R(%)是根据公式：存款实际利率=存款名义利率－通货膨胀率

计算得出

(一)模型建立。建立多元线性回归模型为:S=+Y+CPI+R+T+B+ｕ。式中S是被解释变量，(i=1, 2,…,6)是回归参数，ｕ是随机扰动项，Y、CPI、R、T、B是解释变量，而且随机扰动项ｕ满 足同方差和无自相关的假定。

(二)显著性检验。下面利用多重可决系数Ｒ

2、统计量ｔ服从ｔ(ｎ-ｋ)分布,统计量Ｆ服从 Ｆ(ｋ-1,ｎ-ｋ)分布,分别对模型的拟合优度,回归系数以及回归方程的显著性进行检验。运 用Eviews软件对表二中的具体数据进行回归得出的分析结果整理如下：

Ｓ=-3289.720+18.62651Y-245.4106CPI+723.5842R-0.666275T-0.551063B

(-0.66611)(6.038548)(-3.874749)(3.466079)(-0.198790)(-0.666110)

=0.9962,2=0.9939, Ｆ=421.8471

上式中，括号内的数值为ｔ检验值。首先我们观测到解释变量所对应的参数符号与经济意义

上应变量和解释变量的关系相一致。再次从回归方程的各项数据可以看出,该回归方程对我国居民储蓄行为具有较强的解释能力，居民储蓄中99.4%的部分都可以从该回归方程中得到

说明。取显著性水平为0.05，即置信度为95%,查表得到的统计量ｔ和统计量Ｆ的临界值分别

为(8)=2.3006和(5,8)=3.69。由于Ｆ>(5,8),所以认为回归方程显著成立，拟合优

度比较好。分析t值我们发现解释变量Y、CPI、R所对应的∣t∣均大于(8),说明解释变量

Y、CPI、R对居民储蓄存在显著影响；而解释变量T、B及截据项C所对应的∣t∣小于ｔ的临 界值,说明解释变量T、B及截据项C对居民储蓄影响不显著。因此须剔除解释变量T、B进行回 归，得到如下回归结果：

Ｓ=-2582.307+17.98528Y-242.3026CPI+670.5245R

(-0.618027)(39.20434)(-17.39394)(-3.874749)

Ｒ2=0.9960,2=0.9950,Ｆ=859.2744

从新建立回归方程的各项数据可以看出：Ｒ2接近于1，表明模型的拟合优度较好。

选择显著性水α＝0.05，查表得到的统计量ｔ和统计量Ｆ的临界值分别为(10)=2.228和

(3,10)=3.71。由于Ｆ>(3,10),所以认为回归方程的显著性较强。同时解释变量Y、CP

I、R所对应∣t∣值均大于ｔ的临界值，说明解释变量Y、CPI、R对居民储蓄存在显著影响

。综上所述，可以看出新建方程的拟合优度较好，对应变量城镇居民储蓄额S具有较强的解

释力。

(三)异方差性检验

由于所选用的样本数据为时间序列数据，可利用ARCH方法进行检验,，检验异方差性的核心

问题是判断随机误差项的方差与解释变量观测值之间的相关性。选取滞后期间为3,即ARCH过

程的阶数p=3。利用Eviews软件计算结果：(n-p)R2的值为0.8905。给定α＝0.05的条

件下，查分布表得临界值(3)=7.8147。因为(n-p)R2=1.475<(3),所以接收原假设，表

明模型中不存在异方差。

(四)自相关检验

利用杜宾—瓦特森检验法进行自相关性检验。利用Eviews软件计算得到ＤW的值为1.5945。

在给定显著性水平α＝0.01的条件下，查表得到DW的临界值的上下界分别为=0.547和=1

.490，因为ＤW>，所以认为回归方程的扰动项不存在自相关。

(五)多重共线性检验

利用多元相关分析法,计算各个解释变量之间的相关系数，结果如下：Y和CPI的相关系数为0

.8526；Y和R的相关系数为0.2093；CPI和R相关系数为0.1986。从数据看,认为回归方程的解 释变量间不存在多重共线性，回归方程较为真实地反映了解释变量之间的关系。

(六)样本数据标准化。

在经济分析和决策中，我们需要了解各个解释变量的相对重要性，由于偏回归系数与变量的原来单位都有直接关系，单位不同，彼此不能直接进行比较，这就涉及到对样本数据进行标

准化的问题。下面我们对变量S、Y、CPI、R的样本数据进行标准化，得到如下结果：

SS=0.7495YY+0.1586PP+0.0901RR+0.0740

其中SS、YY、PP、RR分别对应S、Y、CPI、R标准化后的数值。由此可看出在城镇居民储蓄存 款模型中，解释变量对应变量S的影响程度按降序排列依次为：Y、CPI、R。

三、结论

通过以上分析，我们可以得出如下结论：

1目前的城镇居民储蓄持续增长主要是由于城镇居民收入的不断提高所引起的。改革开放

以来，经济快速发展使人民生活日益改善，相应的居民收入水平不断提高。今后随着经济不

断向前发展，收入水平对我国居民储蓄存款的作用将更加显著。

2消费品的价格水平对城镇居民储蓄额具有反向影响。自1992年以来，我国居民消费物价 指数的增幅呈减缓趋势，这客观上对城镇居民储蓄额的不断增加起到了一定的推动作用。

3实际利率对城镇居民储蓄额增加作用也是不可忽视的。虽然2003年以来居民储蓄存款的实际利率较上年略有下降，2004年居民储蓄存款的实际利率曾一度达到负值，但纵观十多年

变化趋势，我们可以看出实际利率总体水平是呈上升趋势的，从而支撑着城镇居民储蓄额的不断增加。

4在检测中我们也发现，A股筹资额和国债发行额对城镇居民储蓄存款的影响并不显著，这 与前面的理

论分析存在不一致。究其原因：由于目前我国的社会福利保障体系还不健全，随 着我国劳动就业、养老、医疗、教育、住房制度改革的深入，个人负担的比例越来越大，加 之社会保险的发展还有待于进一步完善，这些因素使得我国城镇居民的储蓄存款呈现刚性。另外由于我国股市起步较晚，在现实运行中还存在许多问题有待于解决，这使得居民入市的 风险加大，居民个人出于理性考虑，不会轻易将积蓄投入股市。现实中股市筹资额的逐年增 加更多是来自于机构投资者。从国债市场来看，尽管国债发行额逐年上升，但增加额更多体 现为向金融机构发行的记账式国债的增加，而针对居民个人的凭证式国债的发行额增幅并不 十分显著。参考文献：

(1)王丽华、唐五湘.我国居民储蓄行为实证研究.北京机械工业学院学报.2002,(3)

(2)刘巍.对海南省城乡居民储蓄存款总量影响因素的实证分析.海南金融.2003,(9)

(3)李焰.关于利率与我国居民储蓄关系的探讨.经济研究.1999,(11)

(4)蔡则祥、卢亚娟.我国居民储蓄存款高增长的经济学分析.经济问题.2004,(4)

(5)中国统计年鉴.中国统计出版社1991-2004

2.我国财政政策对民间投资影响的实证分析 篇二

关键词：财政支农资金,农民收入,实证分析

1 我国财政支农资金现状

财政支农资金是指各级政府为实现社会经济发展目标, 通过涉农财政政策所实施的各种直接与间接经济行为的总和。财政支农资金在1978~2006年和2007~2011有不同的划分。1978~2006年, 我国的财政支农资金分为四大类:农林水利事业费、农业基本建设费、科技三项费、农村救济费 (见表1) 。2007~2011年, 我国的财政支农资金由于编制报表和支出项目的变化, 分为三大类:农林水利事业费、四项补贴、农村社会事业发展支出 (见表2) 。

单位:亿元

数据来源:《中国统计年鉴》、《中国财政年鉴》。

数据来源:2007~2011年《农村统计年鉴》。

2 财政支农资金对农民收入影响的实证分析

2.1 变量的选取

本文将数据分为1990~2006年、2007~2011年两个时段来考察财政支农资金对农民收入的影响。1990~2006年, 我国财政支农资金按中口径支出项目分为支援农村生产和农业水利气象事业费支出 (OPE) 、农业基本建设支出 (CCE) 、农业科技三项费用支出 (STE) 和农村救济费支出 (RFE) 。2007~2011年, 中央财政安排用于“三农”的支出包括支持农业生产支出 (PSE) 、农业“四补贴” (SRE和农业社会事业发展支出 (DSE) , 用农民人均纯收入 (PI) 来代表农民的收入水平。本文根据不同时段选择对应变量。在表3中, 对回归模型进行统计量描述。

2.2 财政支农资金对农民收入的相关性分析

2.2.1 单位根检验

本文把农民人均纯收入记为PI, 把财政支农总资金记为FSE, 时间跨度为1990~2010年, 对两个变量分别取对数, 对两个时间序列运用ADF检验其平稳性, 结果为表4。

从表4看出, 时间序列ln PI和ln FSE均存在单位根, 即不平稳。但当两个变量都取一阶差分后, 都变为平稳序列, 因此, 采用协整方法进行检验分析。

2.2.2 协整检验

基于检验结果, 对变量ln PI和ln FSE进行协整检验。本文采用Johansen最大似然协整协整方法来检验财政支农资金与农民收入之间是否存在长期均衡关系。协整检验结果如下:

对协整方程的残差序列进行ADF单位根检验。由表5检验结果可知, 农民人均纯收入和财政支农资金间存在协整关系, 即农民人纯收入和财政支农资金间存在长期相关关系。

注:*、**、***分别表示1%、5%和10%显著性水平下的临界值。

2.2.3 格兰杰因果检验

进一步地采用格兰杰因果关系检验法来检验农民人均纯收入与财政支农资金间因果关系。计算结果如表6所示。

注:*、**、***分别表示1%、5%和10%显著性水平下的临界值。

检验结果表明, 财政支农资金是农民人均纯收入变动的Granger原因, 财政支农资金促进了农民人均纯收入的增长。

2.3 分项资金对农民人均纯收入影响的实证分析

2.3.1 模型构建

本文对所有变量都进行对数变换。根据财政支农资金对农民人均纯收入影响的经验分析, 建立两个多元线性回归模型分析1990~2006年、2007~2011年我国财政支农资金对农民收入的影响。

其中, 式 (1) 中的t代表19 9 0~20 0 6年, 式 (2) 中的t代表2007~2011年。

2.3.2 对1990~2006年支农资金的回归分析

注:*、**、***分别表示1%、5%和10%显著性水平下的临界值。

(2) 协整检验。本文采用Johansen协整检验对方程 (1) 进行协整分析。协整方程估计结果如下:

然后检验残差的平稳性。对协整方程的残差序列进行ADF单位根检验。检验结果见表8。

注:*、**、***分别表示1%、5%和10%显著性水平下的临界值。

从表8中可以看出, ln PI对ln OPE、ln CCE、ln STE、ln RFE回归的残差是I (0) , 即平稳的。协整方程结果表明, 从长期看, 农民人均纯收入、支援农村生产和农业水利气象事业费支出、农业基本建设、农业科技三项费用支出和农村救济费支出间存在着长期稳定的协整关系。支持农村生产建设支出和农业水利气象事业费、农村救济费支出对农民收入的增加均具有促进作用, 特别是支援农村生产和农业水利气象事业费支出对农民收入增加的贡献程度最高。而农业科技三项费用支出却没有起到促进农民增收的作用。原因可能在于:农业对科技投入的资金金额较少, 比重偏低, 而且科技投入的短期效应不明显, 因此, 难以对农民收入的短期增加起到明显的促进作用。

2.3.3 对2007~2011年财政支农资金的回归分析

模型 (2) 时间跨度很短, 不需进行协整检验, 可直接用最小二乘法进行回归分析, 最终回归结果为:

从上述结果看到四项支出均能显著促进农民收入的增加, 其中, 农业教育、卫生等社会事业发展支出对农民收入增加的贡献最大, 此支出每增加1%, 农民人均纯收入大约增加0.42%。而农林水利事业费和农业四项补贴对农民增收的促进作用并不显著, 仅为0.19%和0.13%。其原因在于: (1) 农林水利事业费在逐级拨付过程中存在挤占挪用的情况, 导致支农资金利用率不高; (2) 农业“四补”政策刚刚实施, 一方面, “四补”资金总额较小, 占支农资金的比例低于15%;另一方面, “四补”资金是以资金划拨到卡的形式发放, 可能造成这部分资金成为沉淀储蓄。

3 政策建议

3.1 加大财政支农资金投入力度, 确保财政支农支出增速不低于财政支出增速

财政支农资金具有正外部性, 中央财政在财政支农支出中占据主体地位。要建立财政支农资金稳定增长机制, 随着经济发展和国家财力增加, 要不断加大财政对三农的投入, 为农民增收营造良好环境。

3.2 明确财政支农资金的使用重点为农业科技投入、农业教育、卫生等社会事业发展支出

一是要保持加大对欠发达地区农村基础设施的投入力度, 重点加大农田水利基本建设、农村道路建设的投入。

二是要继续增加对农业科技进步的资金投入, 大力推广现代农业技术, 重点支持农业龙头企业, 加快推进农业机械化和信息化。

三是加大农村教育、卫生、文化等社会民生事业投入, 重点支持农村义务教育、新型农村医疗合作体系建设、农村文化事业建设。

3.3 加大支农资金整合力度, 提高资金使用效益

要明确支农资金整合范围, 适当归并资金分类。通过项目整合和支农投资分类, 逐步改变过去财政支农资金渠道多、分类不合理的状况。从长远看, 逐步将现有各项支农资金按性质归并为五大类:农业生产类、管理服务类、灾害救助类、生态环境类、农村生活类和农民收入类。属于相同性质的资金可以归并为一项资金, 集中管理使用。

3.4 减少效益低下的项目支出, 改进财政支农资金发放方式

在农村项目投资上, 坚持“有所为、有所不为”, 减少浪费大量财政支农资金却并不能促进农民增收的项目支出。同时, 优化财政支农资金发放方式, 尽可能多地采取重点项目资金财政直拨、个别补贴 (如机具、种子) 直接到实物的形式, 解决财政支农资金发放环节多、利用率低的问题。

参考文献

[1]Hennessy, DA.The Production effect of Agricultural Ineome support Policies Under Uncertainty[J].American Journal of Agricultural Economies, 1998, VOL.80.

[2]杜玉红, 黄小舟.财政资金农业支出与农民收入关系研究[J].统计研究, 2006 (09) .

[3]侯晓博, 苏方林.我国财政支农对农民收入影响的GWR分析[J].南方农村, 2010 (10) .

[4]连飞, 李晓晨.我国财政支农与农民增收关系实证分析[J].经济视角 (下) , 2008 (04) .

[5]方俊雄.财政支出对农民收入影响的实证研究[J].今日中国论坛, 2012 (10) .

3.我国财政政策对民间投资影响的实证分析 篇三

关键词：货币政策；股票市场；VAR模型

本文选取具有代表性的货币政策的中介目标和股票市场具有代表性的股票市场的关系。实证的方法主要是利用向量自回归模型(vector auto regression，VAR)。

一、模型的设定和变量选取

建立包含四个变量的VAR模型，将M1（狭义货币供应量）和M2（广义货币供应量）引入模型。本文选择一个月同业拆借利率R1M作为利率代表变量。本文以上证综合指数作为股票价格的代理变量。

本文变量时间跨度取2002年1月到2010年12月，进行实证分析，检测货币政策与股票市场之间的作用关系。上证综合指数（Si）、狭义货币供给量(M1)和广义货币供给量（M2）数据来自于国务院发展研究中心信息网，银行间同业拆借利率（r1M）数据来自于中国人民银行网站。为了消除异方差，按经验对所有变量取对数，变量前面加字母L表示。本文使用的计量软件是Eviews60。

二、实证分析与结果

1.单位根检验

对各个时间序列的稳态性进行分析，表1可见，Lnsi和LnM1、LnM2、LR1M在1%显著性水平下都是非平稳的，各变量序列都存在单位根，而它们的一阶差分都在1%的显著水平下拒绝了单位根假设，说明他们的一阶差分值是平稳的，变量是一阶单整的过程，可以进行协整检验。

2．协整检验

（1）最优滞后阶数选择

在选择滞后项时，选择赤池信息准则（AIC）和舒瓦茨准则（SC）最小的模型阶数为最佳滞后阶数。得到最优滞后阶数位1阶，即估计VAR(1)。

（2）VAR(1)协整检验

本文采用Johansen最大似然估计法进行协整检验，以确定各变量在长期内的均衡表达式。

得到协整变量没有确定趋势，协整方程有截距项。

注：*、**分别表示在5%的显著水平下拒绝原假设H0

结果表明VAR模型所有变量在5%显著性水平下存在一个协整关系，说明他们之间存在一个长期稳定的关系。

根据上述的检验最终我们得到VAR（1）的协整方程为：

Lnsi=0.9848lnsi(－1)+0.0135lnM1(－1)+0.0147lnM2(－1) －0.0458lnr1M(－1)+0.1340

s.e.=(0.0301) (0.0781) (0.0603) (0.0308) (0.2709)

t=［32.6784］ ［0.1726］ ［0.2438］ ［－1.4877］ ［0.4946］

R2=09591 AdjustedR2=09981 F-statistic=597.7847

调整系数都带正确的符号，即所有的变量都趋向自我稳定，模型的拟合优度较高，达到了0.95以上。表明M1、M2和r1M都是影响股票市场重要长期因素。其中，货币供应量与股票市场价格成正向关系，而银行间同业拆借利率与股票市场价格成反向关系，并且利率的变动对股票市场价格的影响显著于货币供应量。

3.Si冲击响应分析

VAR模型的系数通常难以解释，而脉冲响应函数描述了在随机误差项上施加一个标准差大小的新息（innovation）冲击对内生变量的当期和未来值的影响。而广义脉冲响应函数可以不考虑变量的顺序而得到唯一的脉冲响应函数曲线。

滞后1-45个月内，当出现货币供应量一个正向冲击后，对股票市场价格的影响是正向的，并且股票市场价格在受到货币供应量的正向冲击后持续增长，说明货币供应量对股票市场有着长期效应。而当出现利率即银行间同业拆借利率一个正向冲击后，股票市场价格在第10期达到最高点，然后开始回落，说明利率的某一冲击会给股票市场价格开始带来同向冲击，在达到最高点后带来的是反向冲击，并且利率对股票市场的冲击具有持久效果。

通过以上分析，可以认为货币政策可以对股票市场产生影响。同时协整关系的存在说明各变量之间有着长期稳定的关系，这意味着我国货币政策对股票市场的影响是长期稳定的。(作者单位：1.2.3教育部人文重点研究基地重庆工商大学长江上游经济研究中心)



参考文献：

［1］ 易纲、王召.货币政策与金融资产价格［J］.经济研究,2002(03).

［2］ 钱小安.资产价格变化对货币政策的影响［J］.经济研究,1998(01).

4.我国财政政策对民间投资影响的实证分析 篇四

摘自《中国房地产估价与经纪》2010年6期

作者：聂燕军 覃海毅

摘要：本文探讨了在经济全球化背景下，我国工业地价对工业企业选址的影响，并通过对相关利益者分析，找出存在的问题，提出相应的建议以控制工业用地的征收、拆迁成本，从业降低工业地价，便于招商引资，保持产品竞争力。

关键词：经济全球化；征地拆迁；工业地价

一、工业地价影响企业选址的机制分析

（一）我国工业地价的现状

国务院于2006年8月30日颁布《关于加强土地调控有关问题的通知》，明确要求工业用地必须采用招标拍卖挂牌方式出让，出让价格不得低于公布的最低价标准。工业用地出让最低价标准不得低于土地取得成本、土地前期开发成本、按规定收取的相关费用之和。随后，国土资源部相继发布了《全国工业用地出让最低标准》、《招标拍卖挂牌出让国有建设用地使用权规定》，确立了我国工业用地招标、拍卖、挂牌出让制度，形成了我国工业用地招拍挂出让价格。这种招拍挂出让制度下形成的工业用地价格不可避免地对工业企业投资产生影响。下面本文从假设开发法和成本法角度对工业地价进行分析。

1、假设开发法

商品成本包括土地成本、厂房建设成本、原材料成本、设备设施成本、运营成本等其他生产要素成本。商品价格扣减其他生产要素成本，以及商品销售税费、利润，得到土地价格，公式如下：

P1=P产品—C—T—V公式（1）

式中，P1为土地价格，P产品为工业产品价格，C为厂房建设成本、原材料成本、机械设备成本、生产运营成本等成本，T为税费，V为生产企业利润。

在预期的工业产品价格的约束下，为了保障一定的利润，土地价格P1成为生产企业可承受的最高土地价格。

2、成本法

成本法以土地开发所能费用的成本构成来推算土地价格的方法，是我国目前工业土地估价的思路之一。成本法可定义为，以开发土地所耗费的各项费用之和为主要依据，再加上一定的利润、利息、应缴纳的税金和土地增值收益测算土地价格的方法。计算公式如下：

P2=Ea+Ed+T+R1+R2+R3公式（2）

式中：P2为土地价格，Ea为土地取得费（征地、拆迁成本），Ed为土地开发费，T为税费，R1为开发利息，R2为开发利润，R3为土地增值收益。

运用成本法评估的结果是地价的最低界限。根据《国务院关于加强土地调控有关问题的通知》，政府出让工业土地价格不得低于P2。一般情况下，政府正是以P2作为工业用地的出让底价。

（二）工业企业选址分析

(1)P1＜P2

表明土地出让底价高于企业可承受的最高价格，若企业拿地投资建厂，则得不到预期利润，投资不可行。企业将在城市的其他区位选址，或者考其他城市。

(2)P1＞P2

表明企业对土地价格的预期高于底价，企业将会参与竞价，取得土地以投资建厂。对于企业（竞价人）的报价P与P1、P2的关之系为：P1＞P≥P2

随着竞价人报价的提高，企业生产成本上涨，在商品价格一定的情况下，企业利润下降。当竞价人的报价P=P1，利润下降到企业可以承受的最低限，竞价人将不再往上报价。企业希望以尽可能低的价格取得工业用地，以控制产品成本，工业地价对企业投资选址产生重大影响。此外，工业用地价格居高不下，产品成本上升，导致商品竞争力下降。生产成本最低的区位就是工业企业布局的最佳区位。经济全球化、交通运输便捷化，使得各个城市或地点具有较强的替代性，工业企业厂址选择的区域性限制越来越小。若其他条件相当，工业地价往往成为工业企业选址的决定因素。

在我国，土地开发费（市政基础设施建设费）有一定的标准，政府土地收益也处于可控范围之内，唯有征地、拆迁成本不可控。征地、拆迁成本的高低很大程度上决定了工业用地出让底价的水平，从而影响工业企业选址。

二、我国征地拆迁补偿政策及其导致的问题

（一）目前征地拆迁补偿政策

为保护被征地、拆迁人员的利益，保证失地农民或被拆迁人的生活质量不下降，我国《物权法》、《土地管理法》、《城市房屋拆迁管理条例》都做了相应原则性规定，尤其是《物权法》，对我国现行的征地拆迁安置产生了深远影响。各地也颁布了地方性法规，规定了征地、拆迁补偿标准。例如，北京出台了《北京市建设征地补偿安置办法》（2004年北京市人民政府令第148号）、《北京市城市房屋拆迁管理办法》（2001年北京市人民政府令第87号），各区县

也出台相应的实施细则，细化补偿标准。

按照现行的征地、拆迁补偿政策，政府将集体土地征用为国有土地，除了必须给予集体土地所有者土地补偿费，还必须对相关农业人口进行农转非安置；被征用集体土地上有房屋的，房屋拆迁补偿一般实行货币补偿与实物补偿相结合的方式，即给予被拆迁人房屋拆迁补偿款和安置住房。

在现行征地、拆迁补偿政策下，征地、拆迁补偿费用占土地成本比重很大，决定了土地价格水平。而且，近年来，征地、拆迁成本呈上升趋势。2009年，北京市国有土地上住宅拆迁评估开始采取市场比较法，即被拆迁房屋补偿需要参考周边住宅市场价格水平，水涨船高，拆迁补偿标准随着住宅房地产价格的上涨而提高。国务院法制办公室《国有土地上房屋征收与补偿条例》（征求意见稿）中提出，货币补偿的金额，由房地产价格评估机构以房地产市场评估价格确定，但不得低于房屋征收决定生效之日类似房地产的市场交易价格。2010年，国土资源部发布了《关于进步做好征地管理工作的通知》，要求各地“建立征地补偿标准动态调整机制，根据经济发展水平、当地人均收入增长幅度等情况，每2至3年对征地补偿标准进行调整，逐步提高征地补偿水平”。对房地产开发而言，如果未来房地产价格的上涨，征地拆迁成本的上涨能够消化，但对工业产品而言，成本的快速上涨则会产生更大的压力。

（二）我国征地拆迁补偿政策导致的问题

在多年的实践中，我国现行征地、拆迁补偿政策有其成功之处。然而，其存在的问题也是显而易见的，并且，表现得越来越严峻。

(1)征地人员安置导致难以控制土地成本。人员安置的政策有可取之处，货币补偿有成功的地方。随着征地、拆迁各项法规、补偿标准不断完善，失地农民或被拆迁人的得到合理补偿，失地农民或被拆迁人的利益得到保障，生产、生活条件得到改善，而征地、拆迁也因此能够顺利进行。但其负面影响显而易见，部分地块需安置的人员过多、拆迁量大，征地、拆迁成本偏高，从而难以控制土地成本。在大城市的城乡结合部，这种现象并不罕见。

(2)过高的工业土地价格不利于招商引资。若政府出让工业用地价格低于成本，容易受到WTO反倾销诉讼；同时，地方政府之间容易产生恶性竞争，为引进投资而竞相压低地价，甚至以零地价出让工业用地，土地利用低效、不集约，因而国家规定工业用地出让价格不得低于公布的最低价标准。但是，从前工业地价对企业选址的影响分析可知，工业用地价格偏高，不利于我国招商引资，实体经济迫于成本压力，资本流向地价水平低的区域。

(3)过高的工业土地价格使我国工业产品竞争压力增大。在经济全球化的背景下，国际

商品价格趋于一致。工业土地价格过高，导致工业产品成本居高不下，我国工业产品竞争压力增大。

(4)土地成本居高不下，导致房地产业打压实体经济。首先，地方政府财政收入大部分来源于土地出让，地方政府为获取更多土地出让收益，固定资产投向土地开发倾斜，从而影响地方实体经济的投资。其次，土地成本偏高（尤其是住宅用地），而且房地产开发是暴利行业，投资者退出成本、利润率相对较低的行业，都开始涉足房地产市场。近几年，我国住宅价格不断上涨，很多国企纷纷涌入房地产市场，直到2010年实施房地产调控，依靠行政手段命令主营业务非房地产开发的国企退出。实体经济的资本流向暴利的房地产市场，实体经济遭受房地产打压。土地成本过高不利于地方实体经济的发展。

(5)征地、拆迁过程中，失地农民或被拆迁人与政府、开发商容易产生利益冲突，影响建设和谐社会。各方利益出发点不同，而且涉及数量众多的相关利益者（尤其是单独“经济人”身份的失地农民或被拆迁人），在征地、拆迁的具体操作中，容易就补偿问题发生冲突，致使失地农民或被拆迁人与政府、开发商处在对立面，由此产生“钉子户”、发生暴力拆迁，不利于建设和谐社会。

三、利益相关者分析

从利益相关者分析入手，破解以上难题。利益相关者，指极其有可能受拟议中的某项干预活动（无论是积极或消极）影响的或者指那些会影响到这项干预结果的人、群体和单位。在征地、拆迁过程中，涉及的主要利益相关者包括失地农民或被拆迁人、房地产开发商、政府和土地使用者。各方在征地拆迁中，存在着不同的利益诉求。

(一)失地农民或被拆迁人

对于失地农民或被拆迁人来说，土地或房屋是其重要的资产，是其赖以生存的依靠。失地农民或被拆迁人也是“经济人”，也会考虑成本和收益。从成本角度看，失去了赖以生存的土地，社会关系也会受到影响或打破，生存成本增加。从收益的角度看，失地农民或被拆迁人希望能够获得更多的征地、拆迁补偿款，改善生产、生活居住条件，离开基础设施和公共服务设施不完善的农村、城乡结合部。

随着近年来不断颁布保护失地农民或被拆迁人利益的法规文件，以及失地农民或被拆迁人维权意识的增强，越来越多的失地农民或被拆迁人得到了较为公正的补偿。但在作为谈判对象的地方政府或者开发商面前，大部分失地农民或被拆迁人总是处于弱势的位置，他们的谈判能力不对称。

（二）房地产开发商

房地产开发是资本密集型产业，是暴利行业。开发商追求企业利润最大化，热衷于房地产开发。作为征地拆迁工作的具体设施方，房地产开发商需要支付土地补偿费、人员安置补助费、拆迁补偿费等各种补偿费用。为了通过政府对土地一级开发成本的审核，同时为了缓解融资压力，减少投资利息支出，开发商在具体实施征地、拆迁时会尽可能地降低征地、拆迁补偿。

（三）政府

政府征用土地的收益主要表现在：保证城市发展，实现了政府的目标，促进了公共利益，政府获得了一定的财政收入。获得土地出让收益是政府的利益诉求之一。有关数据表明，土地出让金收益占地方政府财政收入的40-60%。由于这种潜在收益的大量存在，使得政府对征用土地存在极大偏好。相对于其他用地而言，政府从工业用地获得土地出让收益较少，更倾向于以低地价引进项目，获取增加税收收入和就业机会等综合效益。

（四）土地使用者

企业通过土地招拍挂出让方式取得工业用地，建设厂房。征地、拆迁补偿等成本包含在土地出让底价中，最终由工业企业承担。土地取得成本被纳入产品成本中直接影响了企业的利润。从前文分析可知，企业希望到工业地价水平较低的区域投资建厂，以保持商品价格优势，获取更高利润，而前些年某些地方的工业用地零地价确实吸引了不少企业投资。

四、结论与讨论

通过综合分析工业企业选址机制、征地拆迁补偿政策存在的问题，以及利益相关者之间的利益冲突，笔者认为失地农民或被拆迁人与政府、开发商在征地拆迁补偿标准上的冲突，以及土地成本构成包含不可控因素——征地安置人员数量和拆迁量，是导致土地成本过高的原因。而地方政府为了获取投资项目，必须降低工业地价，但是国家出台工业用地出让最低标准，禁止工业用地以低于成本的价格出让。土地成本过高，必然导致我国产品竞争力下降。

在WTO贸易规则的约束下，我国不能以低于成本的价格出让工业用地，那么降低征地、拆迁成本成为必然的选择。政府应针对征地拆迁成本过快上升，制定合理、可操作的措施。加强土地一级开发过程中征地拆迁安置补偿水平的整体调控与平衡，合理控制拆迁成本，协调房地产开发用地和产业用地在一级开发过程中土地成本水平的匹配关系。

将人员安置费用与征地拆迁成本相脱离，以实物安置为主，政府提供保障性住房用于安置；地方财政划出部分土地出让收益，成立专门的基金机构负责解决征地安置人员的再就业、社会保障问题。这种安置模式，可以满足失地农民或被拆迁人改善生产、生活条件的意愿，同时降低征地拆迁成本。

同时政府也要防止一些投资者利用审批工业用地来炒作土地，促使企业集约用地，提高工业用地效益，抑制企业的圈地冲动，降低工业用地的需求，减少土地隐性闲置与浪费。

5.吉林省民间投资的现状及政策选择 篇五

吉林省民间投资的现状及政策选择

本文通过分析吉林省民间投资的现状,对如何解决吉林省民间投资中存在的问题,制定合理的政策与制度进行了深入地探讨,以期使吉林省民间投资更加健康地发展,从而推动全省经济快速增长.

作 者：许春燕 潘福林 作者单位：长春工业大学工商管理学院刊 名：工业技术经济 PKU英文刊名：INDUSTRIAL TECHNOLOGY & ECONOMY年，卷(期)：23(1)分类号：关键词：民间投资 政策选择

6.激活民间投资重在提高政策执行力 篇六

当前，我国经济正处于稳定复苏的关键时期，但是复杂多变的国际经济环境对于我国经济实现可持续增长带来诸多的挑战和困难；在此情况下，如何克服经济周期的双重叠加效应，如何实现保增长与调结构的内在统一，如何有效激活民间投资，从而避免经济出现二次探底，对于我国经济的长期健康发展意义重大。

一、经济可持续增长有赖于激活民间投资

回顾去年以来我国的经济发展不难发现，投资尤其是政府投资在拉动经济增长方面贡献巨大，去年全年和今年上半年投资对GDP增长的贡献率分别为92.3%和59.1%，这其中政府和国有企业投资又占了相当大的比例。在国际金融危机剧烈冲击和经济快速下滑的背景下，政府主导下的固定资产投资不仅成功地扭转了我国经济快速下降的不利局面，而且还部分抵消了出口回落对我国经济的严重负面影响，避免了经济的“硬着陆”。

但是，以政府为主导的四万亿投资刺激计划在成功推动经济复苏的同时，也制造了更大的产能过剩，并加剧了各级政府的债务风险和银行的坏账风险。在市场经济体制下，政府主导下的投资只能是应急性的，不可长期持续。从长期来看，政府直接投资不仅加重了政府财政负担，而且扭曲了市场资源配置，对经济的长期健康发展带来隐患。这主要表现在两个方面：

一是政府投资挤压民间投资。由于政府投资对民间投资产生挤出效应，在政府投资高歌猛进的情况下，民间投资势必会相对萎缩和不足。从去年以来的投资增长情况来看，我国的固定资产投资主要是政府和国有及国有控股企业投资增长较快。在经济低迷时期，政府投资的意义还在于带动社会投资，放大乘数效应。但是从目前看，这种乘数效应并不明显，主要表现为房地产投资以外的民间投资远远落后于政府和国有企业投资。在目前的情况下必须想方设法带动外商投资和社会民间投资，以便于提高投资的效益性和自主性。调整经济结构首先需从鼓励和推动民间投资增长入手，大规模政府投资是在非常时期采取的非常措施，投资要保持长期稳定增长，最终需要民间投资的恢复增长。今后必须加大对中小企业投资的扶持力度，加强对民间投资的服务和引导。

二是政府投资效益和债务偿还问题。目前的政府投资主要集中在以“铁路、公路、机场和城市基础设施建设”为代表的政府工程，为此，中央和地方政府都发行了数量相当可观的建设债券。上述投资领域的特点是投资大、建设周期长、见效慢，投资收益率低下，而无论国债还是城建债都需要在到期之前有足够的现金流进行偿还。此前央行和银监会披露，我国地方债务总额已经高达7.6万亿元。从债务余额与当年可用财力的比率看，省、市本级和西部地区债务风险较为集中，有7个省、10个市和14个县本级超过100%，最高的达到364.77%。未来的债务偿还将成为考验宏观调控的又一难题。

在当前“保增长、保就业、保民生”成为经济发展第一要义的情况中，政府投资和民间投资二者不可偏废，经济增长的内生动力和经济活力有赖于积极的民间投资和充分的市场竞争机制。

二、民间投资成为我国经济复苏的关键

在市场经济体制下，仅仅依靠政府投资和信贷增长等刺激性政策拉动经济发展是远远不够的。在保持一定范围和力度政府投资的同时，需要更加重视采取有效的措施全面启动民间投资，切实将民间储蓄和民间资本转化民营投资。

为了鼓励和引导非公经济发展，有效激活民间投资，国务院办公厅日前发布《关于鼓励和引导民间投资健康发展重点工作分工的通知》，就此前出台的《国务院关于鼓励和引导民间投资健康发展的若干意见》（“新36条”）中的40个具体项目进一步明确了相关部门和地方政府的工作任务，并要求各相关部门研究提出具体实施办法。

鼓励民间投资的办法接连出台，表明政府已经意识到在经济转型过程中原来以政府和国有企业为主导的经济发展模式运作效率相对较低，经济增长对投资的依赖性也相对过大。通过鼓励民间投资来发展和壮大民营经济是转变发展模式，调整产业结构，提高整体经济效率的最佳方式。

“新36条”的主要内容概括起来主要有四大方面：一是拓宽民间投资领域和范围，扩大非公经济的国内发展空间；二是鼓励民间资本联合重组，参与国有企业改革，增强民营资本的控制力；三是支持民营企业增强创新能力，参与国际竞争，拓展非公经济的国际竞争舞台；四是强化民间投资环境保障，增强非公经济的主角地位。从具体内容来看，“新36条”实现了三大突破。一是民资进入的领域范围。以前全社会80多个行业中，允许民资进入的只有40多个，而“新36条”几乎拆除了阻隔民资进入的所有藩篱，只要法律没有禁止的，包括一般性民生产业，也包括原来国家垄断的电力、电信、能源产业，甚至包括国防科技工业等，全方位向民资开放。二是民资进入的具体途径。以前，民资进入主要局限于入股、参与等方式。“新36条”不仅允许民资参股，而且允许独资和控股，还允许包括项目业主招标、承包、租赁、产权或经营权转让、参与改组改制等途径进入所有行业。三是民资进入的保障措施。“新36条”不仅鼓励民资投资进入各种产业，而且还从管理体制、运行机制、财税金融等方面，提出了保障民资进入的一系列配套措施。从“新36条”和国办通知不难看出，民间投资的作用再次得到政府的高度重视。为了消除原有规章制度对民间投资和民营资本所造成的限制，鼓励和引导民间投资，政府不仅继续放开民间投资领域，而且在具体分工上对各部委及地方政府的工作方向和责任范围做了明确的细化。今后，有效激活民间投资已经成为我国经济实现全面复苏和推进改革开放的一个关键要素。

三、激活民间投资依然任重道远

在调整产业结构和经济转型的过程中，加速推进并合理引导民间投资必将为我国的经济增长注入新的增长动力。激活民间投资对于我国转变增长方式，促进经济社会可持续发展意义重大。世界经济发展的历史也表明，保持民间资本的持续增长，引导民间投资健康发展是现代国家经济繁荣、社会和谐的必要条件。我国改革开放的实践也证明，凡是经济发展比较快的地区恰恰也是民间投资非常活跃的地方。民间投资已经成为促进我国经济发展的重要力量，因此，民间投资理应获得充分平等的市场准入和完全公平的国民待遇。

其实，鼓励和引导民间投资并不是新的政策和制度，早在2005年国务院就出台了“非公经济36条”，去年9月份又制定了“促进中小企业发展29条”，要求鼓励民间投资，并拓宽民间投资领域。但是，从目前来看这一政策的实施效果并不理想，阻碍民间投资的各种制度性障碍和行业的准入壁垒至今仍然没有被打破。特别是由于垄断行业的改革没有同步跟进，垄断企业过于强大，民间资本被挡在“玻璃门”之外，很多经济领域民营资本根本无法进入，难以发挥应有的作用。

目前，尽管国家又出台了“新36条”以及与之相配套的《通知》，也对各政府管理部门的职责作了明确分工，但是从现实情况来看，激活民间投资依然困难重重，任重道远。

7.我国财政政策对民间投资影响的实证分析 篇七

1 文献综述

关于我国外商直接投资影响因素的已有研究众多, 研究的侧重点也不尽相同。

一些学者研究单一或同类因素对我国吸收外商直接投资的影响。如刘敏 (2013) 利用1999年至2011年的季度数据结合协整方法进行了实证研究, 从水平、波动及预期三个方面探究了汇率对我国外商直接投资的影响, 发现人民币价值水平和升值预期均有利于外商直接投资的吸收, 而波动对外商直接投资影响并不显著。

在研究对象上, 一些学者选取省级面板数据。张超磊、金丘明 (2013) 利用山东、四川等10个省市地区8年的数据, 运用确定效应变截距模型, 探究人力资本存量、经济发展前景和劳动成本、市场化程度和市场规模等因素对我国外商直接投资的影响。

还有的学者研究某个特定行业外商直接投资的影响因素。钟晓君 (2015) 首先从理论上剖析了服务业外商直接投资的影响因素及其作用机理, 然后建立了计量经济模型对服务业外商直接投资各影响因素的大小和方向进行实证检验。结果显示人口密度、消费者需求以及制造业FDI的影响最大, 排在前三位, 从而得出服务业跨国公司主要是需求导向型。

姜大谦、岳公正 (2013) 则根据FDI的不同来源, 将我国主要外商直接投资分为港澳台外商直接投资和欧美日外商直接投资, 分别探讨其影响因素。结果表明:人均GDP、第三产业、基础设施建设、外资政策对二者均有影响, 前者的决定因素还有工资, 后者还受劳动力素质、贸易政策因素的影响。

刘渝琳、刘丙运 (2006) 根据我国的具体国情和吸收外资的特点, 从GDP的决定因素、FDI的累计效应和投资的政策与环境三个方面考虑, 选取了人均国内生产总值、累积外商直接投资额、基本建设投资额、国家财政决算支出中用于科学研究的支出、社会消费品零售总额、国家财政决算支出中社会文教费类支出和政策变量七个指标对该问题进行探究。

综上所述, 在研究FDI影响因素时, 不少学者只选取其中一部分或从一个方面入手进行研究。而对于中国这样一个巨大复杂的经济体, 如果只从某一方面进行分析, 难免不够全面。因此本文希望综合已有研究, 选取较多的经济变量指标, 再运用计量经济方法对每一个变量进行检验, 最终得出较为全面的我国外商直接投资影响因素的模型。

2 模型建立与实证分析

2.1 变量选取与数据来源

本文以1983~2013共31年的经济变量数据为样本空间, 选取了包括被解释变量在内的11个指标, 运用多元回归的方法, 对外商直接投资的影响因素进行计量分析。数据均来自于国家统计局和中经网, 选取的变量如下。

被解释变量:

FDI:外商直接投资。用实际利用外商直接投资额 (万美元) 衡量。

解释变量:

GDP:国内生产总值 (人民币亿元) , 反映经济规模, 是市场容量的替代变量。

SALES:社会消费品零售总额 (亿元) , 衡量市场需求。

CPI:居民消费价格指数 (亿元) , 衡量经济稳定程度。

PORT:进出口总额 (万美元) , 反映国际经济联系, 是衡量经济开放程度的重要指标。

TIP:第三产业增加值占国内生产总值比重 (%) , 主要反映金融、信息、交通等行业的发展水平。

DEBT:金融机构资金来源对国际金融机构的负债 (亿元) , 衡量一国经济的偿债能力, 反映一国的投资环境。

TAF:固定资产形成总额 (亿元) 。在一定程度上反映投资资本的回报率。

UR:城市化率, 衡量一国的基础设施水平。良好的基础设施能够降低外商直接投资的成本。

WAGE:在岗职工平均工资, 衡量劳动力成本。低廉的劳动力成本有利于企业获取利润。

ER:人民币对美元汇率 (1美元=100元) , 用来衡量本币对外币的购买力。当一国本币升值, 外币相对贬值时, 外商直接投资在一定程度被抑制。

2.2 模型设定与检验

为了消除异方差, 令TIP、UR以外的其他变量均采用对数形式, 然后对模型进行初步回归。由初步回归结果可以发现, 可决系数R2很高, F值也明显显著。但多个解释变量的系数t检验不显著, 这表明模型可能存在严重的多重共线性。

本文采用逐步回归法消除多重共线性。通过观察初步回归结果, 可以看到LNCPI变量的R2最大, 为0.970748, 对FDI总量的影响最显著, 保留LNCPI。在此基础上, 分别加入其他变量, 观察初步回归结果知LNTAF变量的R2=0.974663, 对FDI总额的影响最显著, 故将LNTAF变量保留。依次类推, 直到加入剩余变量中任意一个, 回归效果会降低, 则模型不再加入其他变量, 逐步回归过程结束。逐步回归的结果如下:

由于所选经济变量均为时间序列数据, 而大多数经济时间序列是非平稳的。如果直接将非平稳时间序列当作平稳时间序列进行回归分析, 将可能会出现伪回归现象, 从而导致模型可靠性降低。故还需要对模型中保留下来的经济变量时间序列进行平稳性与协整检验。首先用ADF检验对各变量进行平稳性判断。检验结果表明, 除TIP为平稳序列外, 其余变量均为一阶单整序列。然后利用EG两步法检验变量间的协整关系, 得出在显著性水平为0.05时, t值小于临界值, 因此变量间具有协整性。

最后是自相关的检验与修正。根据之前回归结果中DW值可以看出模型存在自相关问题。因此对除TIP以外的五个变量进行一阶差分, 其中ρ值可由e与e的负一阶回归得到。在上述基础上作广义差分法回归, 可以看出此时DW值为1.944, 自相关已消除。此时可得到本文的最终模型如下:

3 模型经济意义解释

根据本文建立的最终模型, 总体来讲, 国内生产总值 (GDP) 、消费者价格指数 (CPI) 、第三产业增加值占国内生产总值比重 (TIP) 、固定资产形成总额 (TAF) 、在岗职工平均工资 (WAGE) 联合起来解释了外商直接投资 (FDI) 98.99%的变化。

在其他因素不变的情况下, GDP、CPI、TIP、TAF四个经济变量对FDI均有促进作用, 其中TAF的影响程度最强, 说明我国的市场规模、经济环境、第三产业发展情况、资本投资回报率对我国外商直接投资的吸引力均有正向影响;而在其他因素不变的情况下, LNWAGE每增加1%, 平均来说, LNFDI将下降1.54%, 说明随着我国的劳动力成本在近30年的逐步上升在一定程度上对FDI的增长产生抑制作用。

综合来说, 外商在进行投资时, 主要看重的还是投资国经济发展的水平和稳定程度, 第三产业的发展水平, 真正的投资回报率以及劳动力成本等因素。对于本文提出的, 但并未在模型中显示的变量来说, 有一些是与模型中的已有变量有很强的替代关系, 比如社会消费品零售总额和消费者价格指数、人均国民生产总值和国内生产总值等;也有一些变量, 因为其数据并不能很好地代表它实际反映的经济因素, 所以在数据分析结果中, 没有表现出显著的影响作用。

4 政策与建议

根据以上分析, 我们得知影响我国FDI发展水平的因素有市场规模、经济稳定程度、金融信息行业发展水平、资本回报率以及劳动力成本等。其中市场规模、经济稳定程度、金融信息行业发展水平和资本回报率对外商直接投资有正向影响, 劳动力成本呈现负向影响。结合模型结果, 本文给出以下政策建议。

4.1 保持经济稳定

本文选取CPI作为反映国内价格水平的指标。要保持价格稳定, 需要降低市场供求关系的波动幅度。这要求政府相关部门根据不同市场完善相应法律法规, 尤其是在商品信息透明度上加以改进, 减少信息不对称带来的恶性交易, 从而提高经济稳定程度。

4.2 扩大市场规模

本文选用GDP作为我国经济规模的衡量指标, 其对FDI呈现出正的影响。我国应利用当前稳定的外部环境, 积极发展本国经济, 刺激国内需求, 以此强化市场规模方面吸引外资的优势。具体可从扩大GDP总量和增加居民实际可支配收入、刺激国内消费两方面入手。当前国内社会保障体系建设还不够完善, 同时受传统消费习惯的影响, 居民将更多的资金用于储蓄而不是消费。因此政府可以通过健全社会保障体系, 改善当前消费滞后增长的局面。

4.3 规范金融、信息行业发展

当前是信息高速发展的时代, 互联网金融逐渐占据市场。在创新的同时, 也需要有效的制度约束。金融的本质是对信任的利用, 但金融的风险很大程度也来自于信息不对称以及信任崩塌。因此政府应在鼓励互联网金融创新的同时, 做好公司信任等级的调查工作, 采取相应措施降低风险, 进而提高金融、信息行业发展水平。

4.4 提高资本回报率

虽然我国许多企业发展迅猛, 但在实现高资本回报率方面仍明显处于劣势。因此企业管理层应将重心放在提高业务水平和资产利润率, 更有效地运用资本实现企业更大的收益。

4.5 调整劳动力成本

相对低廉的劳动力对我国吸引外资有很大的帮助, 但由于我国劳动力成本基础比较低, 继续降低劳动力成本会降低我国公民的生活水平和幸福感。因此本文认为劳动力成本应该根据地区经济的发展水平进行相应调整, 设置一个最低水平, 而不能盲目降低。

参考文献

[1]刘敏.汇率水平、波动及预期对我国吸收外商直接投资的影响分析[J].经济问题探索, 2013 (10) .

[2]张超磊, 金丘明.中国外商直接投资的影响因素分析:基于省级面板数据的实证研究[J].经济视角 (上) , 2013 (1) .

[3]钟晓君.服务业外商直接投资的影响因素:理论与实证研究[J].国际经贸探索, 2015 (4) .

[4]姜大谦, 岳公正.外商直接投资影响因素的实证分析[J].统计与决策, 2013 (12) .

8.我国财政政策对民间投资影响的实证分析 篇八

【关键词】科技因素外商直接投资 实证分析

一、引言

自1993年以来，中国一直是仅次于美国的第二大外资投入国。到了2002年，中国引进外资的数量达到527亿美元，超越美国成为世界第一大外资投入国。1992年以前，我国利用外资主要形式是对外借款，约占60～70％．以后，增加了外商的直接投资。1992-1998年，外商直接投资占72％．目前发展速度较快，以每年30％的速度增长。学术界对于外商直接投资的区位选择问题也十分关注，诸多学者对此问题进行深入研究试图揭示出外商直接投资的与各种区域特征变量之间的关系。邓宁的国际生产折中理论主要说明了企业开拓国际市场的方式选择，认为只有当企业同时具备了所有权优势、内部化优势及区位优势的时候才可以选择对外直接投资，若只具备所有权优势及内部化优势则可选择许可贸易方式。

本文将科技因素分为科技投入和科技产出。其中科技投入是开展科技活动必不可少的基本条件。科技投入通常包括人力投入、财力投入和科研物质投入3个方面。区域科技活动的人力投入标志着一个地区的科技发展水平，也是衡量一个地区科技进步程度和经济增长能力的重要因素。这里以“科技活动人员总数”指标来加以表征；区域科技活动的财力投入是影响区域科技实力的主要因素之一。以总量指标“科技经费支出总额”和相对指标“科技经费支出占GDP的比例”两个指标来体现；科技物质投入为简便起见，暂以“科技活动机构个数”和“每万人口中高校在校生数”来分别对地区科技人力资源、水平进行评价。科技产出是衡量一个地区科技发展水平与绩效的重要标志之一。科技直接产出主要包括科技论文、专利、科技成果和技术。由于数据的可得性，仅选取“专利授予量”作为衡量区域面向技术市场需求提供技术供给的能力。利用专利统计数据和专利指标，可以衡量技术发明创造活动的水平和产出状况，还可以在一定程度上衡量新技术的市场竞争能力。为了找出科技因素对吸引外商直接投资的关系，并最终得出外商在中国直接投资的决定因素，在借鉴一般区位理论和国际直接投资理论的基本方法和思路的基础上，本文将从1990-2001年12年间经济发展的有关数据中，以实际利用吸引外商直接投资额Y为被解释变量，7个解释变量依次为：x₁：专利授予量；x₂：万人拥有高校生数；x₃：科技活动机构个数；x₄：科技活动机构人员；x₅：科技活动经费支出；K₆科技经费支出占国内生产总值比重；X₇：R&D发展经费支出。先通过一元线性相关性分析选出与实际利用外资额具有强相关性的指标。

以上所列出的6个指标是认为可能会对吸引外商直接投资产生影响的解释变量，而实际上各个指标与吸引外商直接投资额之间的相关性强弱是多少，哪些因素是外商来申投资的决定因素，是否真如所理论上认为的那样，这些问题将在下面的分析中得到说明。

二、科技因素对外商投资影响的经济模型

为了选出与外商在中国直接投资相关性强的因素，以上7个因子为自变量，以外商在中国直接投资额为因变量，分别进行一元线性回归，以考察各个因子与外商在中国直接投资额的线性关系，找出合适的解释变量。

一元线性回归的函数模型为：

因为该模型是个对数线性模型，所以C_i的经济意义是明确的，既X_i的弹性，表示当X_i增加1％时，Y增加的百分数。通过SPSS软件运算分析得7个一元一次线性方程，如表3所示。(注：有关模型的一些假定：1．假定解释变量是独立作用于被解释变量的；2．假定其中一个解释变量作用于被解释变量时其他解释变量对被解释变量的影响暂不考虑。)

由表1可以看出，由于专利授予量，万人拥有高校生数，科技活动经费支出，R&D发展经费支出与外商在中国直接投资额的相关系数均在0．60以上，所以，它们分别与外商在中国直接投资额呈现强相关性。下面对一元回归模型作统计检验。

首先，进行拟合优度检验。一般通过调整了的R²(Ad-justed R-squared)这个量来检验拟合优度，Adj-R²越接近于1，模型的拟合优度越高，解释变量对被解释变量的解释程度就高。在实际应用中，Adj-R²达到多大才算通过了检验，没有绝对的标准，看具体情况而定。通过观察发现X₁、X₅、X₇拟和精度较好。

其次，进行方程显著性检验。其旨在检对模型中被解释变量与解释变量之间的线性关系在总体上是否显著成立做出推断。这一组回归方程的自由度为12，给定一个显著性水平95％，得到一个临界值F_o．os(1，10)=4．96；再给定一个显著性水平99％，得到一个临界值F_0.01(1，10)=10．56，发现只有变量X₁、X₅、X₇，能通过方程显著性的F检验，总体线性关系较强。

最后，进行变量显著性的t检验。方程总体线性关系是显著的，并不能说明每个解释变量对被解释变量的影响都是显著的，必须对每个解释变量都进行显著性检验。给定一个显著性水平95％，得一个临界值t_0．025(10)=2．228；再给定显著性水

平99％，得一个临界值t_0.005(10)=3．169，如果变量的t检验值的绝对值大于临界值证明变量是显著的，观察看出X₁、X₂、X₄X₅、X₇，这5个解释变量都在95％的水平下显著；X₁、X₅、X₇这3个解释变量都在99％的水平下显著。

三、科技因素对外商在中国直接投资的影响

由统计检验可知，专利授予量、科技活动经费支出和R&D发展经费支出分别对外商在中国直接投资额有一定影响。

1、专利授予量对外商直接投资影响显著

21世纪是知识经济和经济全球化的时代，世界的竞争特别表现在知识的竞争和技术的竞争。科学技术和技术创新是推动世界经济发展的决定因素，知识产权成为创造新的竞争优势的基础。专利是知识产权的重要组成部分，是一种重要的无形资产，国际间的技术、经济竞争，已突出表现为专利之争日本是世界上专利申请第一大国。中国专利授予量与外商投资的相关系数较大，说明中国专利授予量与外商投资之间相关性较强，但是从数据来看没有R&D经费和科技经费相关系数大.

2、R&D经费对外商直接投资影响显著

科学研究与试验发展活动(R&D)是整个科技活动的核心。R&D活动不仅是科学知识与技术知识的源泉，同时也是解决技术难题、实现技术突破的重要方式。如图所示R&D经费和外商投资保持相似增长态势，这说明中国的R&D经费的改善，能吸引外商投资，从而对外商投资影响显著。

3、科技经费对外商直接投资影响显著

如图2所示，R&D经费和外商投资大体一致，都呈现增长趋势。这说明中国科技经费对外商投资影响显著。2002年，中国科技经费投入继续快速增长。国家财政科技拨款稳定增加，企业科技经费投入保持较快增长，科学研究与试验发展(R&D)经费支出达到新的历史最高水平。2002年全国科技活动经费筹集总额为2938．0亿元，比上年增加348．6亿元，增长13．5％。2002年全国科技活动经费支出总额为2671．5亿元，比上年增加359．0亿元，增长15．5％。按科技活动人员计算的人均科技活动经费支出为8．3万元，比上年增加近1万元。

四、结论

本文主要目的是分析影响中国各地区吸引外商直接投资的因素，有很多文献对这个问题进行了讨论，大多数研究都把各地区对外商直接投资的政策优惠、基础设施、教育水平、劳动力成本以及各地区的自然地理条件作为回归变量。本文在已有研究的前提下，进行了深入的分析，从科技因素着手．从统计软件由统计检验可知，专利授予量、科技活动经费支出和R&D发展经费支出分别对外商在中国直接投资额有一定影响。(本论文由“湖北省教育厅人文社会科学研究规划项目”资助，项目题目是“区域科技创新体系对外商在湖北省设立研发中心影响研究”，项目编号是2006y21．)

9.美国量化宽松政策对我国的影响 篇九

日语1006班 ***5 孟宛

２０１０年１１月３日，美国联邦储备局出台金融危机爆发以来第二轮量化宽松货币政策，决定到２０１１年６月底以前购买６０００亿美元政府长期国债。这意味着美国在短期内开动印钞机印制如此巨量美元纸币投入流动市场。一石激起千重浪，美国此举在国际社会引起强烈震撼与反响。美联储此举的中心考量是重振疲软的美国经济，扭转其在世界经济中愈益下降的颓势。

美国经济在危机中遭到重创。进入２０１０年后，它虽已摆脱衰退，但起色不大。振衰起弊，重现美国经济扩张荣景，一改其在世界经济中不断下滑的劣势，不仅攸关美国的国计民生及其世界龙头老大地位，还攸关奥巴马实现连任的目标，是奥巴马政府的核心战略与头等要务。实施“量化宽松”就是直接服务于这一战略。具体而言，此举是为应对和解决美国经济面临的三个突出问题（1.降低居高不下的失业率；2.不断增高的外贸逆差；3.高额债务），以推动其强势复苏。

美联储把“量化宽松”当作提振美国经济的“终南捷径”。从短期看，此举的确可以收到“利多”之效。其中包括为美国增加财富；提升美国股市股价，使美国人迅速增加２万亿美元资产；可以使其出口增幅比往年提高一倍以上，达到约２０％。经济学家估计，美联储此举可能使美国的ＧＤＰ增加０．４％。但是，美国高消费、寅吃卯粮的结果是美国财政入不敷出，举债度日，政府财政赤字务年飙升。因此，“量化宽松”是一把双刃剑，既有“利多”的一面，也有“害多”的一面。从长远看，这对美国弊多利少，甚至无异于“饮鸩止渴”。

美国的货币政策不但影响本国，还有很强的“外溢效应”，即对世界经济产生重要影响。中国作为全球第一大外汇储备国和第一大对美出口国及债权国，是美国“量化宽松”政策的主要针对目标及其负面“溢出效应”的主要承受者。这反倾销税征收的对象与反补贴税征收的对象相同场资产的泡沫化，给中国经济留下恶果和隐患。

美国两轮量化宽松政策的实施使美元相对贬值，人民币相对升值，这在一定程度上抑制了我国产品对美国市场的出口，扩大了从美国市场的进口。当然这种影响也是利弊皆存，既有积极方面，也有消极方面。

对我国外贸的积极影响。

一是有利于缓解贸易摩擦。在发展外向型经济过程中，我国一跃成为举足轻重的贸易大国，外贸顺差持续了近二十年。持续多年的外贸顺差造成经济增长对国外经济体的过分依赖，巨额的外汇储备加剧了人民币升值压力以及与主要贸易伙伴的贸易摩擦，特别是中美贸易摩擦不断加大。美国量化宽松货币政策的实施使人民币相对升值，在一定程度上增加了我国的进口总额，外贸顺差也开始逐年递减，2011年下滑至1551.4亿美元，占GDP的比重达到了4%以下，符合国际公认的贸易基本平衡标准。贸易顺差数值的降低，弱化了欧美等贸易国对我国有针对性的贸易攻击。

二是有利于改善贸易条件。美国量化宽松的货币政策在促使美元贬值的同时，抬高了人民币的兑换价值。而人民币的升值，一方面会使国内企业以同幅度下降的价格进口商品，在一定程度上降低企业进口商品的成本及费用；另一方面也会使得出口商品的价格相对上升，出口同等数量的商品可以换回更多的进口商品，出口商品的利润大大增加，在一定程度上改善我国的贸易条件。三是有利于推动外贸增长方式的转变。长期以来，我国的外贸增长属于粗放型、资源型、劳动密集型的模式，利润率极低，对资源的依赖性强，高速的外贸出口依靠的是资源的极度破坏和劳动力的低成本，这种模式无疑是美国等国家对我国进行反倾销、反补贴的诱因之一。而美国量化宽松货币政策的实施，在美元贬值和人民币升值的双重压力下，我国的出口企业为了生存与发展必将会尽快转变经济增长方式，通过依靠技术进步来不断提高产品的附加价值，走可持续发展之路。

四是有利于优化中国企业进行海外投资的外部环境，扩大市场份额，整合全球资源。美元贬值、人民币升值使得中国企业海外投资的成本相比以前有所下降，因此我国企业可利用此契机以较低的成本在国外建立跨国公司或走出国门进行跨国并购。这不仅会在一定程度上减弱外汇储备过快增长的速度，也可促进企业以较低的生产和交易成本整合全球资源，从而培养企业的国际竞争力。

对我国外贸的消极影响。

一是削弱我国外贸出口增长速度。当前，我国主要出口商品竞争优势在于低劳动力成本，出口商品技术含量低、价格低。美元的贬值，削弱了我国出口商品的价格竞争力，使得国内产品的国际市场占有率大幅降低，外贸企业的出口利润空间受到挤压，并会引发制造业向国外低成本地区转移，进一步冲击我国的外贸出口。

二是降低我国吸引外资的规模和速度。美元贬值增大了外商的投资成本，在一定程度上降低了我国外商直接投资(FDI)的规模和速度。其中美国对华投资降幅明显，主要原因一方面是美国经济本身的疲弱使得企业对外投资乏力；另一方面是人民币的升值使得以加工贸易为主的外资企业出口成本增加，降低了外商投资加工贸易型企业的意愿。

三是加大国内就业压力。首先，美国量化宽松的货币政策促使国际资本大量流入中国，人民币的国外需求急剧上升，为维持供需平衡，央行不得不加大人民币的市场投放，致使通货膨胀显现。通货膨胀导致企业生产成本快速上升，投资锐减，很多企业为压缩成本不得不采取减员措施，国内劳动力就业压力加大。其次，由于人民币的升值使得我国大批生产技术含量低、附加值低、劳动密集型产品的外向型企业，因失去价格优势，缩减了商品的出口量，陷入经营困境，导致了大批工人失业或放长假。再次，很多外商由于资金链的断裂，急剧收缩投资战线和规模，延长了很多在建项目工期和取消了很多拟建投资项目，这也对我国的实体经济和就业产生了不利影响。

四是严重冲击科技含量较低、以低价取胜的出口行业。我国的主要出口行业大多外贸依存度过大、科技含量较低。美国量化宽松货币政策的实施在促使美元贬值的同时，也必然会抑制我国产品的出口，特别是对那些外贸依存度大、科技含量低的传统出口行业，有些甚至会在激烈的市场竞争中被淘汰。

10.我国财政政策对民间投资影响的实证分析 篇十

［关键词］固定资产投资 经济增长 格兰杰因果性检验 回归分析

江苏省第十次党代会以来，全省投资领域积极适应复杂多变的国内外环境，坚决贯彻执行中央一系列方针政策，以富民强省、“两个率先”总揽全局，加快固定资产投资的步伐。改革开放以来，江苏固定资产投资快速稳定增长，为推动江苏经济持续加速增长发挥了重要的作用。

一、固定资产投资与江苏经济增长情况分析

1985年～2005年，江苏固定资产投资从191.93亿元增加到8739.71亿元，年均增长19.9%，是江苏经济社会快速发展的阶段，也是投资规模不断扩大的阶段。2005年江苏固定资产投资高达8739.71，投资率为50.9%，比2001年提高4.4个百分点。衡量经济增长的指标是国内生产总值（GDP），从1985年～2005年，江苏GDP 由651.82亿元增加到18272.12亿元，年均增长17.2%。可见，固定资产投资与江苏经济发展都保持着较高速度增长，且波动是一致的。下面通过对二者散点图分析，初步了解两者之间的关系。

由图1可知，固定资产投资与江苏经济增长之间存在幂函数关系，固定资产投资与江苏经济呈同方向增长。

二、对固定资产投资与江苏省经济增长进行格兰杰因果性检验

对时间系列数据来说，若一个变量X的滞后值在另一个变量Y的解释方程式中是显著的，那么就称X是Y的格兰杰原因。 格兰杰（Granger, 1969）指出，格兰杰因果关系（Granger Causality）所反映的是一个经济变量是否对另一变量具有显著的滞后影响。通过图1的分析，我们知道固定资产投资与江苏省经济呈同方向增长，但是是前者影响后者，还是后者影响前者呢？下面对固定资产投资与江苏省经济增长进行格兰杰因果性检验，结果如下：

注：显著性水平为1%

由图2可知，假设1成立的概率是0.926，不能拒绝，即GDP不是FI的格兰杰原因。假设2成立的概率是0.003，故拒绝原假设，即FI是GDP的格兰杰原因，也就是说固定资产投资影响江苏省经济的增长。因此，下文对固定资产投资与江苏经济增长回归分析中，以固定资产投资为解释变量，江苏省经济增长即GDP为被解释变量。

三、固定资产投资与江苏经济增长回归分析

为了从定量的角度考察固定资产投资与江苏经济增长之间的相关性，本文选取了江苏省1985年～2005年期间的年度数据，以固定资产投资额（FI）为解释变量，以衡量经济增长的主要指标国内生产总值（GDP）作为被解释变量进行回归分析。由图1可知，FI与GDP之间存在着幂函数关系，而非线性关系，通过简单数学变换两边取对数转化为线性函数（取各变量的对数后不会改变变量之间的关系），从而可以进行线性回归分析，结果如下：

LOG(GDP) = 1.8785+ 0.8894*LOG(FI)（Ⅰ）

R2=0.9907， DW=0.7628， F=2028.260

这一结果说明江苏省经济增长与固定资产投资之间存在着密切的关系。其中固定资产投资额每增加1个百分点，江苏省经济将增长0.8894个百分点，解释力度为0.9907。从回归方程（Ⅰ）可以看出，DW值只有0.7628，小于决定系数，可能存在伪回归问题。因此，该回归模型拟合度较差，要对模型进行修正。

由于考虑到时间因素会影响固定资产投资进而影响江苏经济增长，因此考虑引进时间虚拟变量（DT），设DT为

在模型（Ⅰ）中加入时间虚拟变量后，回归结果如下：

LOG(GDP)=2.3779+0.7572*LOG(FI)+0.2064*LOG(DT)（Ⅱ）

R2=0.9944， DW=1.1095， F=1612.200

由回归方程（Ⅱ）可知，江苏省经济增长对固定资产投资的平均弹性为0.7572，即固定资产投资每增加1%，将导致江苏经济增长0.7572%。该模型的解释力度高于模型（Ⅰ）的解释力度，可见，除了固定资产投资外，时间因素对江苏经济增长也有一定的影响。这一结果说明了一个地区经济是持续增长的，经济实力是不断增强的。

为了获得模型更加准确，更能反映实际情况，现将滞后一年的固定资产投资（FI（-1））作为被解释变量代替固定资产投资进行回归分析，结果如下：

LOG(GDP)=2.6528+0.6956*LOG(FI(-1))+0.3382*LOG(T)(Ⅲ)

R2=0.9974， DW=1.3309， F=3319.525

其中滞后一年的固定资产投资（FI（-1））表示前一年的固定资产投资对江苏省经济增长的影响。之所以选择滞后一年的固定资产投资来进行分析，是因为固定资产投入使用对经济的贡献是需要一定时间的。从模型（Ⅲ）分析的结果来看，DW值接近于2，决定系数R2高达0.9974，T值与F值都比较大，该模型的拟合度明显高于以上两个模型。因此，回归模型（Ⅲ）能更合理地解释固定资产投资对江苏经济增长的影响。

四、结论

本文从实证的角度分析了固定资产投资对江苏省经济增长的影响。分析结果表明，固定资产投资对江苏省经济增长具有创造效应。其具体表现为：固定资产投资与江苏省经济增长之间存在着稳定的均衡关系，固定资产投资的增加对江苏省经济增长有着强大的推动作用。其中滞后一年的固定资产投资每增加1美元，江苏省经济将增长0.6956美元。固定资产投资企业日益活跃的市场活动是江苏省经济的主要增长点，固定资产投资对经济增长的促进作用在江苏省得到了明显的体现。同时，由实证分析模型可以看出，时间因素对经济发展也有一定的影响，即任何一个地区或国家经济总是处于增长的态势。

参考文献:

[1]http://www.mei.net.cn/page/news

[2]谢识予:计量经济学教程[M].上海:复旦大学出版社,2004,11

11.我国财政政策对民间投资影响的实证分析 篇十一

我国现实经济中, 尽管货币政策能够对经济积极引导, 企业投资仍出现了较多问题, 如高投资模式以及资源过度向房地产等领域集中, 中小企业等一些经济主体信贷资源和投资能力明显不足。深入研究货币政策对微观企业投资行为的影响机制及其影响效果有助于理解投资中出现的问题, 为货币政策的制定提供现实依据。

货币政策调节投资的研究重点集中在三个领域:货币政策有效性的基础———货币非中性, 货币政策影响产出的机制———货币政策传导机制, 货币政策的执行效果———货币政策的时滞和非对称效应。这些研究大都从宏观角度直接分析货币政策和总投资的关系, 未将微观经济主体———企业的投资行为考虑在内, 这不仅使这类研究缺乏内在逻辑性, 也让货币政策的分析结果不容易落地。因而, 研究货币政策对企业投资的影响机制变得尤其重要。

本文从理论上分析和探讨了货币政策影响企业投资的体系:货币政策是否能够影响企业投资;货币政策运用何种政策工具, 通过何种渠道影响企业投资;货币政策影响企业投资的效果是否存在时滞性。然后, 通过回归分析检验了我国货币政策的有效性及其效果, 并进一步地分析货币政策影响投资的渠道是否顺畅, 确定传导机制中的阻塞点, 进而分析其缺陷, 以提出改进意见。

二、货币政策对企业投资影响的理论分析

(一) 货币政策影响投资的渠道

货币政策传导机制是指中央银行运用政策工具, 通过金融变量对实际经济产生作用。发挥这种作用的渠道概括起来有两种。

1. 货币渠道。

货币渠道通过货币供应量的变动改变企业和个人对货币与债券的配置, 使得不同金融资产的价格———利率水平发生变化, 以改变企业和个人投资的资本成本, 最终影响总投资水平和产出 (裴平、熊鹏等, 2009;曾宪久, 2004) 。货币渠道又包括利率渠道和托宾Q渠道。

2. 信贷渠道

信贷渠道认为, 货币政策发生变动, 不仅会影响到一般利率水平, 还会对银行的信贷规模和企业的外源融资溢价产生影响, 进而对投资规模和经济活动产生进一步的冲击。信贷渠道具体包括银行信贷渠道和资产负债表渠道。

(二) 货币政策对企业投资影响的研究假设

当政策宽松时, 货币供应量会增加, 这意味着政府采取措施扶持经济, 实体经济有向好发展的趋势, 投资风险会降低, 投资环境将会转好, 企业投资能力也会相应提高, 这时企业会选择扩大投资支出;当货币政策紧缩时, 反之, 企业会减少投资支出。因此, 提出假设一。

H1:货币政策能够有效调控企业投资, 货币供应量和企业投资呈正相关。

货币渠道通过调控市场利率影响企业投资行为。在利率渠道下, 资本边际效率和利率的差额会形成企业投资的获利空间, 获利空间的改变会调整企业可选择的投资机会, 进而影响企业投资决策。如果资本边际效率大于利率, 意味着投资收益大于投资成本, 企业为增加利润会扩大投资。反之, 企业为规避损失, 会削减投资。在托宾Q渠道下, 当人民银行下调市场利率时, 托宾Q值增大, 企业的实物投资成本相对较低, 使得其投资机会更为优越, 企业投资规模会扩大;反之, 使得其投资价值相对较低, 企业投资减少。因此, 提出假设二。

H2:货币渠道下, 利率和企业投资呈负相关。

H2a:货币渠道下, 利率和企业投资机会呈负相关。

H2b:货币渠道下, 企业投资机会和企业投资规模呈正相关。

信贷渠道通过调控市场上的信贷总量来影响企业投资, 但是, 信贷量的改变并不直接作用于企业投资规模, 而是通过影响企业可用借款资金 (即投资能力) , 来改变企业投资规模。货币政策宽松时, 银行可放贷资金会增加, 信贷政策也会放宽, 使得企业能够较容易的取得外部资金, 为扩大投资规模提供资金。政策紧缩时, 银行可放贷资金会减少, 企业财务状况随之恶化, 使得企业资金来源减少, 投资规模也会相应缩减。因此, 提出假设三。

H3:信贷渠道下, 信贷量和投资呈正相关。

H3a:信贷量和企业借款筹资资金呈正相关。

H3b:借款筹资资金和企业投资支出呈正相关。

三、检验模型的建立与样本的取得

为了验证假设1, 本文建立了滞后变量模型1:

本文为检验假设2, 测试我国利率渠道是否通畅, 建立了模型2、3和4:

在信贷渠道中, 人民银行主要通过信贷总量来调控企业投资规模。为了检验假设3, 本文建立了5、6和7:

各模型中的变量计算如下表1。

(二) 样本的取得

本文采用沪深两市A股制造业企业2009~2013年年度报告数据为研究样本。货币政策的数据较企业财务数据滞后一期, 采用2008~2012年的数据。

企业财务数据均来自国泰安数据库, 货币政策的相关指标 (货币量、信贷量、利率) 数据来自中经网产业数据库和货币政策执行报告。检验软件为SPSS等。

四、实证检验结果分析

(一) 货币政策对企业投资影响的回归分析

表2中, 货币供应量增长率 (M2R) 的sig值为0.44, 货币供应量 (M2R) 和投资 (IK) 在0.05水平上显著相关, 且系数B为0.189, 说明货币供应量增长率和投资呈正相关, 说明货币政策宽松时, 人民银行增加货币供应量, 会使企业投资规模扩张;货币政策紧缩时, 人民银行会缩减货币供应量, 公司投资规模会随之缩减。验证了假设1。

(二) 货币渠道下的回归检验分析

进一步分析表3中的回归结果, 一年期贷款基准利率 (I) 的sig值为0.508, B值为-0.508, 这说明贷款基准利率的变化和企业投资水平呈负相关, 利率水平的上调会抑制企业投资规模, 利率水平下降会刺激企业进行投资, 但是相关性并不显著。这意味着在货币渠道下, 货币政策未能有效地发挥应有的效果。为了进一步分析货币渠道受阻出现在哪个环节, 货币政策失灵的具体原因是什么, 本文进一步对货币渠道的各个环节进行拆分, 并一一检验。

从表4的检验结果来看, 利率I和托宾Q值的方差膨胀因子为1, 两者之间不存在共线性。同时, 利率 (I) 的sig值小于0.01, 系数为-59.64, 利率 (I) 和投资机会 (Tobin Q) 之间显著负相关, 这意味着人民银行通过调节基准利率可以改变企业所面临的投资机会, 当政策向好时, 人民银行降低基准利率, 实体投资项目的利润增加, 企业的投资机会增多。反之, 人民银行提高基准利率, 投资项目的获利空间缩小, 企业所面临的投资机会就会减少。这恰好验证了假设2a:利率和企业投资机会负相关, 利率上调, 企业的投资机会增加。这说明货币渠道在本环节并未受阻, 为了分析货币政策的价格手段利率对企业投资调节能力失效的原因, 需要进一步分析货币渠道的第二环节, 投资机会对企业投资规模的影响。

实证检验结果可以看出, 投资水平和各个变量的方差膨胀因子都在10以下, 不存在多重共线性。然而, 表5的回归分析中, 投资机会 (Tobin Q) 的sig值为0.514, 这表示投资机会和企业投资水平不存在显著相关性, 投资机会未能对企业投资规模产生影响。从而, 推翻假设2b:企业投资机会和企业投资规模正相关, 投资机会越多, 企业投资规模越大。到此, 本文找到了货币渠道受阻的关键所在。

(三) 信贷渠道下的回归检验分析

表6中的回归检验的数据显示, 现金持有量 (Cash) 和投资规模 (IK) 在0.01水平上显著负相关, 借款筹资资金 (Cff) 、经营现金流 (Cfk) 和投资规模 (IK) 都在0.01水平上显著正相关, 说明企业的投资规模受到现金流的影响;信贷量 (Loan) 与投资规模 (IK) 在0.05水平上显著负相关 (系数为0.146) , 说明信贷渠道下, 信贷量变化会改变企业投资规模。当货币政策宽松时, 人民银行增加信贷投放量, 能够刺激企业投资支出;反之, 人民银行收紧信贷政策, 可以遏制企业增资的脚步。因此, 可以验证假设3。

表7中可以看出, 信贷量 (Loan) 和借款筹资金 (Cff) 的方差膨胀因子为1, 说明两者之间不存在共线性。信贷量 (Loan) 的sig值小于0.01, 系数为0.876, 说明信贷量 (Loan) 和借款筹资金 (Cff) 在1%水平上显著正相关。当银行信贷量增加时, 筹资能力增加, 企业现金流相对充足;贷款减少时, 筹资资金减少, 企业持有现金减少。由此证明信贷渠道下, 货币政策在第一个环节能够发挥较好的作用, 从而验证假设3a:信贷量和企业借款筹资资金正相关, 信贷量增加, 借款筹资资金增多。

五、研究结论

本文研究结论认为:货币政策总体上有效, 而两大货币政策渠道的效果有所不同, 货币渠道未能有效发挥作用, 信贷渠道则发挥了主要作用。货币渠道受阻于传导机制的第二环节, 尽管利率能够有效影响投资机会, 但是投资机会未能有效对企业投资产生影响。信贷渠道下, 货币政策在两大环节中均能发挥有效作用, 证明信贷量能够有效的调控企业筹资资金进而影响其投资支出。

摘要：文章基于货币政策传导机制, 采用20092013年的A股制造业企业的财务数据研究了我国货币政策对企业投资行为的影响。研究结果表明, 货币政策总体有效, 其中, 信贷渠道则发挥了主要作用, 而货币渠道未能有效发挥作用, 货币渠道受阻于传导机制的第二环节, 尽管利率能够有效影响投资机会, 但是投资机会未能有效对企业投资产生影响。

12.我国财政政策对民间投资影响的实证分析 篇十二

风险投资 (venture capital) 是由职业金融家投入到新兴的、迅速发展的、有巨大竞争潜力的企业中的一种权益资本, 在国外市场上发展的已经比较成熟, 如今已经形成了一个具有鲜明特点的金融投资产业——风险投资业。而我国的风险投资业起步则较晚, 在风险投资机构的数量和质量方面与发达国家还存在着较大的差距。近些年随着经济体制改革的不断推进, 我国经济力量已跃居世界前列, 而在市场融资、投资方面的欠缺则会不同程度的影响我国经济发展的速度和质量。因此, 本文对风险投资活动对于企业IPO情况和成长性的影响进行了实证性的讨论, 这不仅关系到我国上市公司的质量问题, 还关系到投资者利益、资金使用效率、公司成长、国家经济发展等诸多问题, 对于我国企业的发展、经济的腾飞具有非常重大的意义。

二、实证研究

本次研究所用的样本为2013年于深圳证券交易所中小板上市的205家公司, 除去信誉不良、非正常经营的两家, 共计203家公司, 数据均来自国泰安数据库, 分析软件为SPSS22.0。根据其上市时是否有风险投资背景将样本公司分为两大类, 其中有风险投资背景的公司定义为:IPO时前十大股东中有风险投资的公司, 以各省市风险投资协会公布的风险投资机构名录为标准确认风险投资机构的身份。在总结前人文献并加进思考创新的基础上, 本文选取IPO首日市盈率与首日收益率来衡量被投资公司首次公开募股 (IPO) 的情况, 选取资产增长率和利润增长率来衡量被投资公司的成长性。

考虑到风险投资公司对于被投资企业有使其资金充足、参与科学管理、认证作用等诸多优势, 故建立假设H1:有风投背景的企业在市盈率、收益率、资产总额增长率、利润总额增长率

方面表现均较无风投背景的企业好, 有风投背景企业较之无风投背景企业有较低的抑价程度。

表1为分组显示的变量描述性统计情况。其中, IPO首日收益率= (IPO首日收盘价-发行价格) /发行价格;资产总额增长率和利润增长率均为该企业上市一年以后的经营数据减去上市前一年的经营数据之差除以上市前一年的经营数据。由上表可知, 上市时有风投注资的企业在IPO首日市盈率、IPO收益率、资产增长率和利润增长率四个方面的表现均优于没有风投注资的企业, 即风险投资的介入对于我国中小企业IPO及成长性拥有积极的正面影响, 然而这种差异性是否显著还需要进一步验证。经方差的F检验可知样本的方差均相等, 所以采用独立样本的T检验来判别两组企业在以上四个方面的差异是否具有显著性。

T检验结果如表2所示, 只有市盈率、收益率在0.05水平上有显著差异, 其他各项指标均无显著差异。从IPO情况来看, 在市盈率、收益率两个指标上, 有风投背景的企业均显著高于无风背景资企业。有风投背景的企业在市盈率方面的显著差异验证了前文的假设, 而在IPO首日收益率方面却与前文所作假设不一致。作者认为有风投背景企业并未获得更低的抑价程度是因为风投企业的介入在降低信息不对称的同时, 其较好的声誉也增强了购买者的信心, 进而使其有较高的市场价值。同时, 我国中小企业板市场还未完全成熟, 较低的发行中签率和申购配售比率说明股票市场存在着供需不平衡的情况, 发行价格不能完全体现承销商在询价过程中得到的全部信息, 以及购买者对于新近发行的股票存在高度热情也是部分原因;从其成长性方面来看, 描述性统计结果显示有风投背景企业在资产总额、利润总额的增长方面均高于无风投背景企业, 但是从独立样本的T检验中可知, 这两项指标对于是否有风投活动的企业来讲, 二者并无显著差异。总体看来, 风险投资活动对于被投资企业的成长性并无太大影响。作者认为其原因在于多数风险投资公司通过被投资公司的首次公开募股而退出, 实现投资收益。而如前文所讲, 风投活动不仅仅只有注入资本一项活动, 还包括一些增值服务如战略规划、营运治理、咨询诊断、提供关系网络等, 所以一旦风险投资公司退出被投资企业, 该被投资企业之前所享有的一系列优先资源都会随之撤出, 这对于被投资企业来讲将是一个重大的考验, 所以在风险投资公司撤出的最近几年内 (作者此次选取的时间为被投资公司上市前后一年的业绩指标) , 被投资公司的成长不稳定是可以理解的。

描述性统计数据显示有风投背景的企业在IPO情况、企业成长性方面均高于无风投背景的企业, 但是独立样本T检验显示其只在市盈率、收益率方面具有显著差异, 而在反映公司成长性的资产总额增量和利润总额增量方面并无显著差异, 因此我们没有足够的证据说明在我国中小板市场上, 风投公司的参与能使企业获得更为长远的发展。

三、结论及建议

通过本次研究, 作者得出以下三点结论:首先, 风险投资公司的注入资本和增值服务对于解决中小企业融资难问题起到了一定的积极作用, 同时也给予了中小企业适当的管理与指导, 特别是高科技企业, 这有利于促进我国中小企业以及高新科技的快速发展, 进而对我国经济的腾飞有一定的推动作用。其次, 我国风险投资业还处于起步阶段, 并未形成成熟的运作机制, 资本市场还不够发达, 因此风险投资活动对于诸多受资的中小企业促进作用并不明显。第三, 国外的风险投资业较为成熟, 资本市场也较为完善, 学者对于这方面的研究也比较多, 但有时这些经验并不适用于我国, 切不可一味生搬硬套。

为进一步促进我国风险投资业成长, 进而推动经济增长, 作者提出以下建议:第一, 我国政府应该主动引导风险投资行业走上正轨, 制定有利于风险投资业发展的财政、税收政策;加强风险投资领域立法工作;大力扶持高科技企业成长;推动投资主体多元化;进一步健全资本市场, 建立更加完善的风险资本退出机制。第二, 风险投资企业应建立健全完善的风险项目评估体系, 尽量在保障自身利益的前提下获取收益, 规范风险投资过程;提升公司内部和受资公司的科学管理水平, 注重受资公司的成长情况, 主动参与受资企业的管理, 建立投资监控机制。第三, 我国中小企业应充分利用财务杠杆进行融资、投资;引进高素质人才;努力提升自身的科技水平;学习先进的管理科学, 由粗放型管理向集约型管理转变, 努力发展成为我国经济腾飞的中流砥柱。

参考文献

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[4]李昆.唐英凯.风险投资能增加上市企业的价值吗?:基于中小板上市公司的研究[J].经济体制改革, 2011. (1) :55-59.

13.我国财政政策对民间投资影响的实证分析 篇十三

关键词：汇率水平 汇率波动 对外直接投资

一、前言

面对世界经济艰难复苏，全球范围的外国直接投资流量持续下降的形势，我国政府积极推动“一带一路”建设，鼓励我国境内企业“走出去”，我国对外直接投资步伐明显加快。据《2015年度中国对外直接投资统计公报》显示，2015年我国境内投资者对全球155个国家/地区的6532家境外企业进行直接投资，累计实现对外直接投资1412.19亿美元（含金融类企业直接投资），同比增长14.7%，主要涉及基础设施建设、能源合作和高端制造业等领域。从2005年7月21日开始，人民币汇率实行参考一篮子货币计算的浮动汇率制度，受美元持续走强、欧洲央行宽松政策的影响，2015年人民币汇率波动性明显加大，人民币汇率的变化会直接影响我国对外直接投资活动的进行，本文将从理论研究和数据分析两个角度，探究汇率变动与我国对外直接投资之间的关系。

二、汇率变动影响对外直接投资的传导机制

目前国内外学者分别从汇率水平、汇率波动性和汇率预期研究汇率变动对对外直接投资活动的影响。

（一）汇率水平的影响

母国货币汇率水平变动会从财富效应、生产成本效应和资本化率效应来影响母国对海外的直接投资活动。财富效应是指母国的货币升值后，以外国货币衡量的财产相对于母国企业更为便宜，为了获得财富均衡最大化需要增加海外资产的持有量，鼓励企业通过兼并收购等形式对外直接投资获得被投资国的优质资产；生产成本效应是指母国的货币升值后，被投资国生产所需的资本成本相对降低，刺激投资者通过对外直接投资获得更高的资本回报率；资本化率效应是指母国的货币坚挺并且贷款利率较低，母国企业相对较高的通货溢价将获得高资本化率，在对资产并购中更具有优势，增加直接对外投资的概率。

但有其他学者的研究结果却得到了相反的结论，认为母国货币贬值导致汇率降低时，导致资本外流并促进对外直接投资。

（二）汇率波动性的影响

母国货币的波动水平等价于投资者面对的汇率风险，随着汇率波动性的增大，风险厌恶型投资者会减少在被投资国的生产投入，并会放弃收益率较低的项目以降低风险水平。另一方面，剧烈的汇率波动对国际贸易产生的影响要大于对直接对外投资的影响，为规避汇率风险母国投资者考虑增加对外直接投资以替代国际贸易，即汇率波动性与外直接投资可能存在正相关性，波动率越大，越有利于对外直接投资。

（三）汇率预期的影响

汇率预期服从随机漫步理论，未来的即期汇率对当前的即期汇率缺乏弹性，汇率预期对直接投资的影响不具有显著性，与对外直接投资不存在长期均衡关系。对于未来变动方向和幅度基本确定的汇率预期，投资者在综合考虑风险与报酬的前提下，决定是否转回利润或增加投资。

三、汇率变动影响对外直接投资的数据分析

为验证人民币汇率对我国对外直接投资活动的影响，本文分析2003—2015年度的中国对外直接投资统计公报数据，美元兑人民币汇率和我国对外直接投资总额变动趋势如图1所示，发现自2005年央行进行第二次人民币汇率改革后，人民币持续升值27.58%，我国对外直接投资流量总额从122.60亿美元增加到1412.19亿美元，年均增长率为127.68%。人民币升值使得国内投资者参与竞争购买海外资产时更有竞争力，并且被投资国的生产成本特别是劳动力成本更加低廉，资本收益率提高，即我国企业在国外的生产成本会下降，产生财富效应和相对生产成本效应，促使我国投资者对外直接投资。

人民币汇率波动性与我国对外直接投资流量变化对比情况如图2所示，2005年人民币汇率改革后，短期时间内对外直接投资流量变化幅度与汇率波动幅度成正相关性。其中，2011年美国经济恢复疲软，2015年欧洲央行扩大宽松政策，与此同时我国实行严格的外汇管制，人民币未实现真正意义上的自由兑换，导致相关年度美元兑人民币大幅双向波动。人民币汇率波动性对我国对外直接投资的影响是显著的，央行在制定货币政策时需要关注人民币实际有效汇率水平值的同时，也应进一步关注其波动性，避免使得对外直接投资流量产生大幅度波动，影响净出口贸易和企业经营发展。

在当前人民币升值预期不断降低、未来市场面临诸多不确定性的情况下，在研究汇率变动对我国经济的影响时，也应该考虑汇率预期对我国对外直接投资产生的分化效应。考虑到美元近期升值的压力，对于发行以美元计价债券的企业，为降低资金成本和未来汇兑损失，直接截留对外投资收益并偿还未到期债务，并减少海外资产的持有量。目前国内资本市场出现“资产荒”，对于拥有大量富余资金的企业，如保险机构正利用“走出去”政策的便利性，积极购买境外优质资产，扩大对外直接投资的范围和规模。

四、结论与建议

目前我国对外直接投资主要为成本导向性，汇率变动对企业的境外投资决策有重要影响。人民币汇率水平和汇率波动率与我国对外直接投资存在长期的协整关系，汇率预期对不同类型的企业产生不同作用。在保持国内经济持续稳定发展的同时，短期内需要稳定人民币汇率，降低汇率波动对我国对外直接投资的负面影响。

参考文献：

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