投資行為與經濟增長論文范文

投資行為與經濟增長論文范文第1篇

摘 要：基礎設施投資是經濟增長的重要因素。本文在日照市基礎設施投資規模不斷擴大的背景下，選取2001—2016年數據，首先對基礎設施投資的結構進行分析，然后運用協整、誤差修正模型等方法對基礎設施投資與經濟增長關系進行剖析。通過研究發現，日照市基礎設施投資對經濟增長的拉動作用是正向的，但2005年以來基礎設施投資規模已達到最優。

關鍵詞：基礎設施投資;協整;最優規模;日照市;經濟增長

本文索引：范承華.<變量 2>[J].中國商論，2022（06）：-040.

1 引言

基礎設施投資是經濟增長的重要因素，是一切單位和居民生產和生活的物質基礎，其建設情況及完善程度直接影響著經濟社會發展和人民生活水平，是提高區域經濟發展核心競爭力的必備條件。

國內外研究結果普遍表明，基礎設施與經濟增長之間有正相關性。國外學者Aschauer（1989）對基礎設施與經濟增長關系進行研究 ，他利用美國1949—1985年的數據估計出公共設施的資本產出彈性，他認為，生產率的提高和政府支出用于公共設施的資本高度相關。1994年，世界銀行《為發展提供基礎設施》考察了基礎設施投資與經濟增長的關系，研究表明，基礎設施投資對促進經濟增長具有重大影響。錢家駿和毛立本（1981）開創性地將 “基礎結構”這一概念引入我國理論界，他們認為，人們之所以不重視基礎設施，是因為基礎設施對經濟增長的貢獻難以量化，他們提出應把基礎設施作為獨立研究對象進行研究[1]。郭慶旺、賈俊雪（2006）利用格蘭杰因果檢驗、脈沖響應函數等分析我國基礎設施投資對產出的影響，研究發現，基礎設施投資從總體水平及構成均對產出具有正向影響[2]。王任飛和王進杰（2007）利用協整理論分析得出基礎設施在經濟發展中起到核心作用[3]。

21世紀，日照市基礎設施投資規模不斷擴大，基礎設施服務質量也有較大程度的提高，受基礎設施不足和服務質量差影響產生的經濟發展問題得到緩解，全市經濟綜合實力不斷增強，“十二五”期間GDP快速增長，年均增長達到10.4%。但是也應當看到，日照市現有的基礎設施投資效率不高、結構不合理、體制不健全等不利因素依然存在，人均經濟實力與全省平均水平還有較大差距，綜合實力、產業競爭力、人民生活水平、社會文明程度、生態建設水平、社會治理體系和治理能力現代化水平、城鄉一體化水平等均有較大提升空間?；A設施完備是面對巨大的經濟發展壓力、能在周邊城市的激烈競爭中脫穎而出的強大保障。

由于各地對基礎設施的統計范圍不盡相同，在充分征求各部門意見，并結合日照市近年來發展實際，將基礎設施的統計范圍確定為如下8個行業大類（GB/T 4754-2017）：D電力、熱力、燃氣及水生產和供應業;63電信、廣播電視和衛星傳輸服務，64互聯網和相關服務業;G交通運輸、倉儲和郵政業;76水利管理業、77生態保護和環境治理業、78公共設施管理業;P教育;Q衛生和社會工作;R文化、體育和娛樂業;S公共管理、社會保障和社會組織。

文章在總結國內外專家研究成果的基礎上，實證分析了日照市基礎設施投資對經濟增長的作用，并通過計量建模進行定量分析，最后提出建議。

2 日照市基礎設施投資現狀

（1）日照市基礎設施投資規模不斷擴大。2001年以來，日照市基礎設施投資量一直保持著上升趨勢，從2001年的20.3億元增長到2016年的441.17億元（見表1），年均增長22.8%。日照市基礎設施投資率（基礎設施投資占地區生產總值的比重）逐年增加，在2009年達到最大（為26.6%），然后開始回落，并于2011年之后開始趨穩。

（2）基礎設施投資占比逐步回落、趨穩。按照經濟發展的“谷—谷”理論，可以將全市的基礎設施投資分為三個周期。第一周期為2001—2004年，2003年出現最高占比，達43.4%;第二周期為2004—2011年，在2007年達到本周期峰值（43.7%）;第三周期為2011年至今，在這一周期內，基礎設施投資占固定資產投資的比重趨穩，在30%左右徘徊，并呈現出逐步回落的態勢。

（3）分行業投資發展情況不均衡。從投資規模來看，交通運輸、倉儲和郵政業，水利、環境和公共設施管理業投資總量逐年攀升，與日照市城市建設的進程高度吻合。但作為城市軟環境建設的教育業，衛生和社會工作，文化、體育和娛樂業，公共管理、社會保障和社會組織，其投資規模并未出現大幅提高。

從占比情況看，交通運輸、倉儲和郵政業的投資比重從2001年、2002年的48.3%和51.9%逐步回落，在最近的十年間一直在30%左右徘徊?！笆晃濉逼陂g，日照市立足農村發展需要，全力實施村村通硬化路工程，統計數據顯示，2005年全市公路通車里程2483公里，2006年突破6000公里，2009年底在全省率先實現了全部行政村通硬化路奮斗目標;水利、環境和公共設施管理業投資占比進入“十一五”以來逐年攀升，特別是“十二五”以來，占比從2011年的9.7%提高到2016年的34.6%。公共管理、社會保障和社會組織投資占比由低到高又逐步回落，在2008年達到峰值（46.4%）。教育業，衛生和社會工作，文化、體育和娛樂業占比一直在低位徘徊。

3 日照市基礎設施投資與經濟增長關系的實證研究

3.1 樣本采集和模型說明

本文選取2001—2016年為樣本期，數據來源于2002—2017年日照統計年鑒。為了消除通貨膨脹等價格因素的影響，將地區生產總值和基礎設施投資數據以2001年為基期，分別采用GDP指數和山東省固定資產投資指數進行縮減，分別用GDP和II來表示。將變量進行對數變換，以消除時間序列中存在的異方差現象，分別用lnGDP和lnII表示取自然對數的實際地區生產總值和基礎設施投資。

3.2 平穩性檢驗

本文采用ADF檢驗（Augment Dickey-Fuller test），對地區生產總值（GDP）、基礎設施投資（II）及其一階差分序列進行平穩性檢驗[4]，結果見表2。

由表2結果可知，對兩序列進行一階差分之后進行單位根檢驗的結果表明變量是同階平穩的，可進一步檢驗變量之間的協整關系。

3.3 協整檢驗

本文只有兩個變量，采用Engle和Granger提出的兩階段回歸分析方法進行協整檢驗。

第一步，對lnGDP和lnII進行OLS回歸，得到如下回歸模型：

結果顯示，，修正的，模型的擬合優度很高，回歸模型及回歸系數分析都是顯著的。

第二步，對方程的殘差進行平穩檢驗。

殘差的表達式為：

用殘差序列的平穩性來判斷兩個變量之間是否協整。采用ADF檢驗，結果顯示，殘差序列是平穩的，說明lnGDP和lnII之間存在協整關系。所以，日照市的地區生產總值和基礎設施投資之間存在長期穩定的均衡關系。從協整方程可以看出，基礎設施投資平均每增長1%，日照市的地區生產總值將增長0.7338%。

3.4 格蘭杰因果關系檢驗

協整檢驗的結果說明，GDP與基礎設施投資之間存在長期均衡關系，但是否互為因果關系，還需要通過Granger因果關系來檢驗，結果顯示：在10%的顯著水平下，GDP與基礎設施投資互為因果關系。比較P值可知，基礎設施投資是GDP的格蘭杰原因的概率大于GDP是基礎設施投資格蘭杰原因的概率。因此，日照市基礎設施投資對經濟增長的推動作用要大于經濟增長對基礎設施投資的反向作用。

3.5 最優規模估計

借鑒國內學者丁建勛（2007） [5]理論研究成果，采用二次函數形式來估計基礎設施投資的最優規模：

其中，為經濟增長率，為基礎設施投資率，即固定資產投資額占地區生產總值比重，為誤差項。由函數極大值的條件可知，經濟增長率對基礎設施投資規模的二階導數應該小于0，即?；A設施投資的最優規模由下式決定：，即經濟增長率達到最大化

的基礎設施投資規模為。

估計結果如下：

回歸結果表明，系數為負，說明存在使經濟增長率最大化的基礎設施投資規模，基礎設施投資的最優規模為：

這表明，當基礎設施投資率小于18.38%時，適當提高基礎設施投資規?？梢源龠M經濟增長;當基礎設施投資率大于18.38%時，降低基礎設施投資規?？梢源龠M經濟增長。

通過對比可以看出，2005年以來基礎設施投資規模均高于最優規模。

3.6 結果分析

從數據分析及實證分析結果來看，日照基礎設施投資在行業分布上存在不均衡現象，尤其是居民文化教育方面的投入明顯不足;經濟增長與基礎設施投資之間存在長期穩定的均衡關系，而且對經濟增長的正向帶動作用比較顯著;經濟增長與基礎設施投資互為因果關系，兩者相互促進，基礎設施投資對經濟增長的推動作用要大于經濟增長對基礎設施投資的反向作用。2005年以來，基礎設施投資規模均高于最優規模。

4 對策建議

一是要進行適度投資?；A設施投資要與本市的經濟社會發展相協調，在保持投資穩定性的基礎上，探尋實現資源的合理配置、提高資源使用效率的思路，發揮基礎設施投資對經濟增長促進作用的最大化[6，7]。

二是要優化基礎設施投資結構。從分析結果看，日照市基本設施投資的總規模尚可，但內部結構不合理現象比較突出，反映城市軟實力的教育業，衛生和社會工作，文化、體育和娛樂業，公共管理、社會保障和社會組織行業的投資遠遠不夠，必須加大在上述行業的投資，促進城鎮化，帶動經濟社會發展[8]。

三是要進一步優化營商環境。優化營商環境，是提升經濟競爭力，為經濟發展賦能的重要舉措。要進一步深化“放管服”改革，借鑒國內先進理念，對標先進城市，找準差距，明確方向，補齊補強短板弱項，進一步改善企業投資和經營環境，提高創新創業的積極性，激發市場主體活力。

參考文獻

錢家駿，毛利本.要重視國民經濟基礎結構的研究和改善[J].經濟管理，1981（3）：12-15.

郭慶旺，賈俊雪.基礎設施投資的經濟增長效應[J].經濟理論與經濟管理，2006（3）：36-41.

王任飛，王進杰.基礎設施與中國經濟增長：基于VAR方法的研究[J].世界經濟，2007（3）：13-21.

龐皓.計量經濟學[M].北京：科學出版社，2014：238-254.

丁建勛.基礎設施投資與經濟增長：我國基礎設施投資最優規模估計[J].山西財經大學學報，2007，29（2）：28-31.

葛翔宇， 黃永強， 周艷麗. 交通基礎設施投資與經濟增長：基于準自然實驗的證據[J]. 系統工程理論與實踐， 2019（4）：922-934.

蘇汝劼， 姜玲. 空間溢出視角下基礎設施投資對經濟增長的影響研究[J]. 宏觀經濟研究， 2020（9）：36-47.

左聰穎. 交通基礎設施投資對經濟增長的影響研究[J].中國科技投資， 2020（2）：143-144.

Research on the Relationship between Infrastructure Investment and Regional Economic Growth

—— Taking Rizhao City of Shandong Province as an Example

Rizhao Statistics Bureau of Shandong Province  Rizhao， Shandong  276826

FAN Chenghua

投資行為與經濟增長論文范文第2篇

摘要：在全球生產網絡下，產品內分工使國際貿易和國際投資活動呈現出較強的互補性，價值鏈擴張推動了發展中國家的對外投資，關系契約使國際投資治理機制趨于多元化的同時也充滿了“動態矛盾”。與全球生產網絡下國際投資發展相對應，國際投資協議的內容更加復雜，公共利益也引起了締約國的關注，國際投資爭端解決途徑更加多樣化。為了促進發展中國家的經濟發展，國際投資協議應平衡跨國公司利益和公共利益、兼顧規則的一致性和靈活性，同時還應重視投資促進條款以及發展中國家的制度和能力建設。

關鍵詞：全球生產網絡；國際投資協議；經濟發展

一、全球生產網絡下國際投資的新特點

隨著交通和通訊技術的發展，國際分工進一步延伸到了產品內部，生產過程出現了垂直分離。在這種情況下，跨國公司重新調整了企業邊界，把附加值較低環節的生產任務外包給生產鏈上其他企業，逐漸形成了以跨國公司為主導的全球生產網絡。在這種新的國際生產組織形式下，國際投資活動呈現出了一些新特點。

（一）國際投資參與國家（地區）日益多元化

在全球生產網絡下，生產的含義已不再局限于傳統的制造過程，而被看作一個廣義的增值過程。一般說來，全球生產鏈大致可以劃分為研究開發、制造加工、品牌營銷等幾個環節。就增值能力而言，以上三個環節呈現出由高向低再轉向高的U形狀，這也就是所謂的“微笑曲線”。在微笑曲線上，上游的核心技術研發和核心部件生產環節，以及下游的品牌創新和營銷管理環節的附加值較高，而中游的生產加工環節則獲利最少。

在企業向高附加值生產環節擴展的內在動力和政府投資促進措施的外在拉力綜合作用下，一些發展中國家和轉型經濟體積極向能源和資源豐裕的發展國家進行直接投資以梯級轉移邊際產業，或者向技術和管理水平比較先進的發達國家投資并融入當地的生產網絡。根據《2010年世界投資報告》，發展中國家在全球對外直接投資額中所占的比例由2003年的4.93%一路上升至2009年的20.81%。雖然跨國并購交易的2/3以上仍涉及發達國家，但是發展中和轉型期經濟體作為跨界并購交易東道國的份額已從2007 年的26%升至2009年的31%。中國、馬來西亞、印度、海灣合作委員會及其南部非洲國家對非洲的投資非?；钴S；南亞、東亞和東南亞區域內部的對外直接外資目前占該區域內外資存量的一半之多；越來越多的拉美公司（主要是巴西和墨西哥的跨國公司）也持續向發達經濟體擴展。

（二）國際投資領域充滿著“動態矛盾”

在全球生產網絡下，企業邊界日益模糊，生產鏈上不同企業之間也超越了傳統的市場交易關系和企業內部的命令與控制關系。在這種情況下，締約國不可能把未來所可能出現的各種意外情況都囊括在契約條款中，或者由于國際投資的復雜性及其隱藏于其中的各種利益沖突。一些國家可能缺乏足夠的專業知識對國際投資活動主體的權力或義務進行準確地界定，或者沒有能力完全理解國際投資協議可能產生的所有潛在后果，相當一部分國際投資協議條款采用了概括性的或模棱兩可的語言。因此，從某種意義上說目前的國際投資協議是一種不完全契約。

不完全契約使國際投資領域充滿了“動態矛盾”。所謂“動態矛盾”是指一個首選的行動或行為，一旦被采納或實施之后，由于沒有建立一種保證或承諾機制，而最終沒能夠堅持?！皠討B矛盾”通常表現為一種“時間矛盾”， 即使當時情況并沒有發生任何變化，最初形成某種最佳方案在以后看來卻不再是最佳的。與國際貿易不同，國際投資在東道國完成以后，產權不但沒有轉移，其在東道國的利益才剛剛開始。在投資前東道國可能對國際投資者承諾許多優惠的投資措施，但如果東道國認為談判所達成的協議不再像預期的那樣有效，或已不利于本國利益，它就可能通過改變國內相關法律的方式來影響國際投資。由于這種存量效應，國際投資經常面臨著動態矛盾問題。

（三）國際投資的治理機制趨于多元化

全球生產網絡是跨國公司根據治理環境（市場或關系）的變化而對其所有權（一體化或外包）與控制權（授權與激勵）進行相應調整而形成的、介于國際市場和跨國公司之間的、以關系契約為治理基礎的一種組織形式。與跨國公司母公司對子公司的命令與控制不同，國際投資的治理機制趨于多元化，全球生產網絡的權力主要包括公司權力、機構權力以及集體權力等三種類型。

盡管在全球生產網絡中權力總是不對稱分布的，但公司之間的權力并非是零和博弈，主導公司即使有也是很少的壟斷權力，次要公司有時具有足夠大的制定和執行業務升級的自主權，至少原則上次要公司有可能聯合其他次要公司來改善它們在全球生產網絡中的地位。機構權力主要包括政府機構、政府機構聯盟（EU、ASEAN 和NAFTA）、國際經濟組織（WTO、IMF）、聯合國機構（ILO）、國際信用評級機構（如美國穆迪投資者服務公司和標準普爾）等機構的權力，這些權力的執行對融入網絡內的主導公司和其他公司的投資及其決策的影響是不對稱的。集體機構（如商會、企業家聯合會、有關人權和環境的非政府組織等）試圖運用集體權力影響全球生產網絡中某些區位的公司、當地政府甚至國際機構（如WTO）。

二、全球生產網絡下國際投資協議的主要特征

與全球生產網絡下國際投資活動的新特點相適應，國際投資協議所關注的焦點轉向了公共利益，國際投資協議的內容更加復雜，國際投資爭端解決途徑更加多樣化，國際投資協議體系呈現出多層次性。

（一）國際投資協議的焦點是公共利益

在全球生產網絡下，特別是國際金融危機爆發以后，一些發展中國家加快了對外投資的步伐，發達國家與發展中國家之間的國際投資呈現出雙向流動態勢。由于新興市場經濟體成為國際資本的重要來源地，它們不再是單純的資本輸入國，而是兼具了資本輸出國和資本輸入國的雙重身份。在過去一些發展中國家為了吸引外國投資而勉強接受國際投資協議，如今它們也開始運用國際投資協議為本國的對外投資保駕護航?？傮w上來說，新興市場經濟體和發達國家在投資的國民待遇和最惠國待遇、公正和公平待遇、征用補償標準、自由轉讓權，以及投資者與國家之間和國家與國家之間的投資爭端解決等方面具有相同的立場和原則。

盡管發展中國家與發達國家在投資保護和投資自由化領域日益達成共識，但在事關經濟發展，特別是與東道國公共利益密切相關的其他問題上出現了較大分歧。東道國是一個主權國家，其必須在社會和經濟方面履行其國家職能，它不但要保衛國家安全和增強民族價值觀念，而且還要促進經濟發展、增加就業和實現社會福利最大化。發展中國家在與投資相關的國家安全與公共秩序、勞工標準、環境保護、文化多樣性及金融服務等方面占有的資源較少，缺乏足夠的專業知識，因而承受著更多的能力挑戰；發達國家制造行業和服務行業領域外包也引起了國內工會的抗議，甚至像美國這樣的資本主義大國也出于國家安全考慮而對來自發展中國家的國有企業和主權財富基金設置層層障礙。

（二）國際投資協議體系呈現出多層次性

一般說來，全球統一的國際投資協議具有規模經濟效應，降低了投資條款的不一致性，能夠為投資者提供一個透明、穩定和可預見的國際政策環境。但是，與以古典契約為治理基礎的市場不同，全球生產網絡是以關系契約為治理基礎的一種組織形式，國際生產和投資行為難以用統一的標準加以精確地界定，而且這種國際投資協議過度地限制了東道國政府的政策空間，甚至某些投資條款還可能與東道國經濟增長和發展目標相沖突。因此，目前世界范圍內尚未真正達成一個全球統一的國際投資協議，規范國際投資行為的主要是雙邊投資協議或區域經濟協議。

雙邊投資協議可以針對締約國彼此所關心的問題進行協商，所訂立的條款能夠照顧到雙方的國情和利益，甚至在某些情況下還能改善雙邊的經濟和外交關系，從而在一定程度上協調和改善了雙邊投資環境。但是，雙邊投資協議可能會隨著雙方經濟利益的變化而終止，其穩定性較差；締約方可能因經濟利益不同、經濟實力不同或國家類型不同，它們所達成的雙邊投資協議差異可能比較大，從而缺少統一性；締約國經濟實力的差異也可能引起雙方權力與義務不對等，較弱的一方可能得到較少的權益而承擔較多的義務，從而缺少公平性。

鑒于國際投資與國際貿易具有較強的互補性，國際社會也訴諸于包含國際投資條款的區域經濟協議。區域經濟協議很少是專門針對投資的，在大部分情況下投資條款只是諸如自由貿易協定、地區貿易協定、經濟合作伙伴協定、經濟互補協定等優惠貿易與投資協定的一部分?，F有區域投資協議較少涉及東道國對外資管轄權限、投資者待遇、服務貿易、知識產權保護等眾多領域和許多重大敏感問題，甚至在一些區域經濟協議中并不要求最惠國待遇原則，避免了成員國過度承擔相關義務。雖然區域協議在標準統一性方面彌補了雙邊投資協議的不足，但其自身的松散性和非針對性卻成為對投資規范化的重大阻礙。

從上面分析我們可以看出，雙邊投資協議、區域經濟協議和全球統一的國際投資協議各有利弊，它們三者能夠使不同國家在不同層次上享受不同“最低標準”的權利，承擔不同“最低標準”的義務，它們之間不是取代而是互補的，這也就是當今世界多層次國際投資協議并存的原因所在。從長遠來看，隨著各國經濟聯系的加強，國際投資安排有可能從雙邊投資協議開始，逐步過渡到包含投資條款的區域經濟協議，最終邁向全球性統一的國際投資協議。

（三）國際投資協議的內容更加復雜

在全球生產網絡下，除了與國際貿易之間呈現出較強的互補性以外，國際投資也與知識產權、環保和勞工標準、政府采購、競爭政策、透明度等問題糾纏在一起，“動態矛盾”也使投資爭端大量涌現。為了營造穩定、透明、一致的國際投資環境，一些最新的國際投資協議明確地界定了“投資”的內涵，具體地限定了最惠國待遇條款的適用范圍，把例外和豁免條款從稅收和區域經濟一體化領域進行一步推廣到國家安全、公共秩序、健康、環境保護、文化多樣性以及金融服務等領域；還有一些國際投資協議詳細地闡明了某些關鍵條款的內容，特別是間接征用的概念范疇、公正和公平待遇原則及其與國際最低標準待遇的關系。在國際投資爭端解決方面，一些國際投資協議對投資者與國家之間爭端解決程序進行了重大改革，以便提高透明度，更好地節省司法資源，以促成全面和一致的結果。

隨著國際投資協議內容的不斷擴展、相關投資條款的不斷細化、投資爭端解決程序的不斷革新，國際投資協議已經變得越來越復雜和多樣化了。復雜的國際投資協議為不同經濟發展水平、不同文化制度及其不同地理區位的國家提供了更為廣闊的政策空間，有利于在保護外國投資者利益的同時兼顧到東道國的公共利益。但是，在一個高度復雜化和分散化的國際投資協議體系里，不同國家的國際投資協議以及同一國家不同國際投資協議之間的不一致性，也對這些國家的能力和制度提出了挑戰。

（四）國際投資爭端解決途徑更加多樣化

國際投資治理機制的多元化使國際投資爭端解決途徑也趨于多樣化。除了現有的《解決投資爭端國際中心公約》、《貿易法委員會仲裁規則》、《國際商會仲裁規則》和《斯德哥爾摩商會仲裁規則》等國際仲裁體系以外，締約國有時也會選定商會、企業家聯合會等無約束力的第三方進行調解或和解，以此來促進締約方談判和解決利益沖突。與正式的國際仲裁相比較，這種國際投資爭端解決機制更經濟、更快速、更能保護外國投資者和東道國之間的關系。在此方面，1990年簽署的《波蘭與美國雙邊投資條約》以及2004年的《美國雙邊投資條約范本》進行了有益的嘗試。

此外，即使在具有約束力的國際投資爭端仲裁過程中，其他政府和非政府組織也可以為國際投資爭端調解提供各種便利。例如，在仲裁過程中，穆迪投資者服務公司和標準普爾等國際信用評級機構可以提供相關的證據，來自環保組織、勞工組織和商業協會等非政府組織或民間社會團體的代表除了可以參加公開聽證之外，它們還可以向仲裁庭提交法庭之友辯護狀。

三、國際投資協議應遵循的基本原則

日益復雜的國際投資協議體系適應了全球生產網絡發展的需要，但是也面臨著發展中國家履約能力和政策有效性的挑戰。要提高“國際投資協議”的有效性，締約國應以“互利共贏”原則為出發點，充分考慮各方利益，照顧到各方特殊情況，并且隨著實踐發展對國際投資規則適時地加以調整。

（一）國際投資協議應兼顧公私利益平衡

在全球生產網絡下，跨國公司被其所在的區位內已經存在的社會經濟活動同化并受此約束，并與同一區位內的企業、政府機構和非政府機構之間保持著各種正式和非正式關系。為了維持全球生產網絡的穩定運行，跨國公司需要承擔起超出其商業行為以外的責任，企業運營應做到公開透明、符合倫理道德、尊重勞工社群以及保護自然環境，既能為股東也能為全社會持續創造價值。也就是說，企業在創造利潤、對股東承擔責任的同時，還應積極實施利他主義行為，承擔起對員工、消費者、社區和環境的經濟和社會責任。

由于發展中國家之間的國際投資大多是資源類產業或者是勞動密集型產業，這些產業生產效率的提高與東道國的基礎設施狀況密切相關。除了遵守當地相關的法律和勞工標準以外，對外投資的企業還應直接或間接地參與東道國的公共服務和基礎設施建設，特別是要以國際環保標準和“碳排放”標準為指導，提高能源和資源開采、冶煉的技術和效率。發展中國家對發達國家的投資大多是技術和管理取向的，對外投資的企業應嚴格執行發達國家所公認的勞工標準或環境標準，遵循全球生產網絡的經濟運行規律，尤其是要樹立知識產權意識、勞工權益意識、法律意識和信用意識，承擔起作為當地生產網絡成員應該承擔的企業社會責任。

（二）國際投資協議應兼顧一致性和靈活性

在全球生產網絡中，不同國家在經濟發展水平、歷史文化、社會制度等方面存在較大差異，要想在國際投資談判中達成廣泛共識，以及所制定的國際投資協議能夠被有效地執行，就必須充分地承認和體現這種差異。作為世界上最大的發展中國家，中國在簽署南南國際投資協議時，應允許發展中國家保留足夠的政策空間來促進其經濟發展。中國應與其他發展中國家一道盡力維持國際投資政策的一致性，協商和制定與國際投資協議相一致的投資、貿易、競爭、技術和產業政策，在國際投資協議采取過渡性條款、例外條款、國際收支安全保障條款等措施給予發展中國家一定程度的靈活性。此外，國際投資協議的靈活性也應體現在國際投資協議的實施階段。例如，在國際投資協議中引入一些自愿性條款，或者在約束性條款中引入一種或幾種“軟性”義務。

對于包括中國在內的發展中國家來說，在進行國際投資協議談判前，首先要確定采取何種形式的國際投資協議，是采用重視國際投資保護的傳統性雙邊投資條約、達成一項規定全面自由化并涵蓋投資之外諸如服務、勞工流動、競爭或知識產權等問題的特惠貿易與投資協定，還是采取僅僅為未來的規則制定奠定基礎的經濟合作協議；其次要對國際投資協議中的“靈活性”條款 （如例外、豁免、過渡期、保障措施）進行政策研究與分析，還要確定在哪些領域進一步加強相對于私人利益的公共利益，以及國際投資協議的實質性規定、爭端的解決是否適當。

（三）國際投資協議應注重投資促進條款

傳統的國際投資協議往往通過投資保護而對國際投資起到間接地促進作用，國際投資協議締約國承擔的只是一種的消極義務，即承諾在大多數情況下只是不實施損害約定投資的特定行為。為了使本國融入到全球生產網絡中，除了加強國際投資保護以外，發展中國家或當地政府也應功能性地嵌入其中，在國際投資協議中增加相關的國際投資促進措施，以積極行動鼓勵外國投資，促使那些擁有先進技術和管理經驗的跨國公司在本地生產網絡結點的形成，并且根據本國經濟發展戰略引導外國投資進入東道國認為具有相對優勢和未來發展潛力的某些具體部門、活動或地區。

在傳統的國際投資協議中，資本輸出國從投資保護條款中所獲得的權益往往大于它們所承擔的義務。為了提高本國企業在全球生產網絡中的地位，建立起更為穩定、和諧的互利共贏關系，促使締約國之間權利和義務的平衡，發展中國家應在國際投資協議中增加一系列旨在增進投資信息交流、強化外國投資者與國內公司之間聯系、加強能力建設和技術援助、鼓勵技術轉讓、緩解非正式投資障礙、舉辦投資研討會和展覽會等條款，并建立一個制度化的機構以協調投資促進行為，調查、監測和評估具體促進措施的實施的執行效果。

（四）國際投資協議應重視制度和能力援助

與發達國家相比，發展中國家在全球生產網絡中處于劣勢地位，在國際投資協議的談判和執行上面臨著制度和能力約束。特別是那些在制度、技術和管理等方面嚴重滯后的國家，在全球生產網絡中面臨被邊緣化的危險，并且在國際投資協議體系的進一步演變中愈加落后，直接危及到國際投資協議制定的“合理性”和國際投資協議體系的穩定性。

國際社會應充分意識到制度和能力援助的重要性，幫助發展中國國家提高履行國際投資協議的能力，否則國際投資協議就可能成為只是表明締約方善意的一紙空文。為了增進國際投資協議體系的穩定性，歐洲復興開發銀行（EBRD）、國際貨幣基金組織、世界銀行等各類國際經濟組織，應幫助參與國際投資協議體系的發展中國家搞好基礎設施建設和人力資本培訓，提高其履行國際投資協議義務的能力。在不同經濟發展水平國家所參與的國際投資協議談判中，應當把制度、能力和技術援助作為履行市場準入、透明度、環境保護、勞工標準、知識產權等條款的前提條件，以確保不同經濟發展水平國家能夠履行并遵守其國際承諾。

參考文獻：

[1]李國學.中日韓投資協議的特征、問題及對中國的意義[J].中國市場，2012，（33）.

[2]李國學. 外向FDI、產業鏈延伸與我國產業結構升級[J].中國市場，2012，（42）.

（編輯：張小玲）

投資行為與經濟增長論文范文第3篇

摘 要 利用面板協整方法和面板誤差修正模型對1986~2008年間我國28省市外商直接投資與經濟增長關系進行實證分析.結果表明，從長期來看經濟增長的調整系數為正，表明外商直接投資與經濟增長之間存在長期均衡關系，中國的經濟增長會促進外商直接投資增加；但FDI與經濟增長的這種長期均衡關系在地區間存在顯著差異.

關鍵詞 面板誤差修正模型;外商直接投資; 經濟增長

The Dynamic Relationship between FDI and Economic Growth in China：Based on Panel Co-Integration Method

ZHOU Ai-nong1，2

(Department of Economic and Management, Guangzhou Institute of Railway Technology,Guangzhou,

Guangdon 510430,China;School of Economics ,Wuhan University of Technology,Wuhan,Hubei 430070,China)

1 引 言

進入21世紀以來，中國的經濟一直保持高速度增長，國內生產總值從2000年的99 214.6億元增長到2008年底的300 670億元，增長速度之快令世人震驚.伴隨全球經濟一體化的到來，企業跨國經營趨勢不斷明朗，中國作為一個超級消費大國和勞動密集型國家吸引了世界各國企業的眼球，國外企業不斷將生產地轉移到中國.短短的幾年時間，我國外商直接投資額從2000年的623.8億元增長到2006年的1 937.8億元，外商直接投資項目2000年的22 347個增長到2006年的41 473個.雖然2008年的金融危機使得這個趨勢有所減緩，但中國從一個基本封閉的經濟體轉變為全球引資速度和經濟增長速度飛速發展的發展中國家，中國的外商直接投資和經濟增長之間的關系是一個非常值得探討的課題.

關于FDI對經濟增長的影響一直是學術界關注的焦點，Borensztein et al.（1998）通過從OECD國家流向69個發展中國家的國家橫截面數據進行回歸分析，發現FDI作為技術轉移的重要載體，對增長的貢獻大于對國內投資的貢獻[1].Mousumi Duttaray(2001)在其博士論文中使用從亞洲、非洲、北美、南美的66個國家的數據，使用真實GDP增長率進行研究，發現樣本國家中不到50%的國家的FDI對經濟增長有影響.Campos和Kinoshita(2002)利用發達國家對25個轉型中的前蘇東國家的外商直接投資和經濟增長的數據進行分析,之所以采用該樣本是因為他們認為這些國家的人力資本存量較高，基礎設施也比較完善,和許多發達國家類似,所以不存在投資國和東道國之間的技術差距,他們分析的結果也認為FDI有效地促進了經濟的增長.Javorcik et al.(2004)研究了來源于不同國家的FDI對羅馬尼亞經濟增長的影響,他們的實證研究結果指出,來自美國和亞洲,同時投資在下游產業的FDI對處于上游產業的本國企業生產率的促進作用大于來自歐洲的FDI,他們認為外資來源國的特征對于FDI影響經濟增長的作用十分顯著.Alfaro和Charlton(2007)研究了FDI與經濟增長之間的關系,他們認為不同特征的FDI對經濟增長的影響不同,例如FDI進入東道國的方式、FDI的來源國、FDI投資的行業、東道國主觀的產業政策等[2].針對外商直接投資與經濟增長的關系，國內很多學者也進行了研究，沈坤榮和耿強(2001)通過計量分析表明外商直接投資是影響我國各地區經濟增長的顯著因素[3].江小涓(2002)根據大量的數據分析和對比較為全面地闡述了外商直接投資對我國工業經濟增長、技術進步、出口和國有企業改革的貢獻[4].另外鮑洋（2009）、馬巖(2006)、李東陽（2002）等通過實證研究也發現外商直接投資對經濟增長起著促進作用［5-7］.縱觀這些國內外文獻，發現研究的方法主要是采用傳統的時間序列分析方法，比如單位根檢驗、協整分析、因果檢驗等.但諸如單位根檢驗的ADF、PP檢驗等時序檢驗方法，由于“勢”太低，最近受到國內外學者的批判.為了克服傳統時序檢驗方法“勢”太低的問題，最近十年一些學者在面板協整方面進行了大量的探索并取得了一定的成果，如羅長遠（2006）基于1987-2001年中國省際面板數據,運用固定效應和隨機效應分析進行實證研究發現:FDI作為“投資”本身對經濟增長的直接作用并不顯著,但它通過促進全要素生產率的提升和“擠入”國內自身的投資,從而間接地對經濟增長產生了積極作用[8].沙文兵（2006）利用我國30個省(市、區)、1999～2004年度的面板數據,構建了一個經濟計量模型,對外商直接投資的環境效應進行測度等[9].除此之外，還有楊亞平（2007）、謝建國（2006）、薄文廣（2006）、趙奇偉（2007）等在這方面有一定的研究.面板協整除了考慮單截面時序數據的信息外，還綜合了截面間信息，有效的提高了檢驗的“勢”值和穩健性.基于以上考慮，本文希望通過利用中國28個省級面板數據對外商直接投資與經濟增長的長期關系進行實證研究，以期得出更穩健性的結論.

2 數據來源和經驗判斷

本文涉及到的變量有兩個:各年度外商直接投資額FDI和各年度國內生產總值GDP，樣本包括中國28個省、自治區、直轄市的面板數據，不包括西藏和內蒙古，重慶的數據合并在四川中，時間跨度從1986年到2008年.1986年到1999年的數據來自于《新中國五十年統計資料匯編》，2000年到2008年的數據來自《中國統計年鑒》，為了消除異方差，本文對兩變量取對數，分別記為Ln GDP和Ln FDI.

在對FDI和經濟增長進行實證檢驗之前,先做一些初步的經驗分析,以便了解兩者之間的大致關系.本文首先做出Ln GDP和Ln FDI的散點圖如圖1所示，圖1中直線是表示兩變量之間的LS擬合線，從圖1中可以發現各地區外商直接投資與國內生產總值之間存在明顯的正相關性.

Ln FDI

圖1LnGDP和LnFDI散點圖

為了進一步探討兩者之間的關系，先做出各省市FDI和GDP的平均值，并做出兩者之間的散點圖，如圖2所示.

從圖2中不難看出，各地區外商直接投資的平均值和國內生產總值的平均值存在較為明顯的正相關性，直線是LS擬合線,該圖同樣顯示出各地外商在華直接投資與國內生產總值之間存在明顯的正相關性.從2個圖形的初步經驗觀察表明,外商在華直接投資與經濟增長在變動趨勢上表現出了較為明顯的一致性, FDI和經濟增長存在著“互補”關系的可能性.接下來將采用最新的面板協整分析來檢驗外商直接投資與經濟增長之間的這種長期動態關系.

3 面板協整方法說明

進行面板檢驗之前需要對變量進行單位根檢驗，傳統的單位根檢驗常常因樣本期較短而使其檢驗功效低下,而面板單位根檢驗通過充分利用截面單位的信息在很大程度上提高了其檢驗力度.Levin和Lin(1993)建立的LLC單位根檢驗是面板單位根的早期版本，也是應用比較廣泛的面板單位根檢驗方法，但在LLC的備擇假設和現實差距太遠［10］.針對這一缺陷，Im，Pesaran和Shin（2003）異質面板數據的單位根檢驗，簡稱為ISP檢驗.根據本文研究的需要，在進行面板協整分析之前采用IPS檢驗對變量進行單位根檢驗［11］.

由于本文的目的是分析我國外商直接投資與經濟增長之間是否存在長期的穩定關系,使用的是省際面板數據,考慮到省份之間具有較強的同質性，為了考慮截面之間的異質性，采用Westerlund (2007)提出的基于誤差修正模型的面板協整檢驗方法，誤差修正模型設定為［12］：

Dyit=ci+ai1Dyit－1+…+aipDyit－p+

bi0D.xit+…+bipD.xit－p+ai(yit－1－

bixit－1)+uit.（1）

其中D表示差分算子，設λi=－aibi，用來反映長期誤差修效果，ai，bi反映短期動態效果，uit為干擾項.模型建立后，首先假設每個截面之間的誤差修正速度不等，通過對模型進行OLS估計，構造Gτ=1N∑Ni=1iSE(i)，Gα=1N∑Ni=1Tii(1)兩個檢驗統計量，其中SE(i)為i的標準誤，i(1)為αi(1)=1－∑pj=1αij的半參數核估計量.檢驗的原假設是變量之間不存在協整關系，備擇假設是變量之間至少存在一組協整關系.為了構造第二組統計量，假設每個截面之間的誤差修正速度相等，可以類似構造Pτ和Pα兩個統計量，Pτ=SE()，Pα=T，其中為所有截面共同的誤差修正參數α的估計量，SE()為其標準誤，原假設是變量之間不存在協整關系，備擇假設是截面整體上存在協整關系.在下文的分析中，本文將采用stata11.0對進行外商直接投資與經濟增長進行面板協整分析.

4 實證結果及解釋

在進行面板協整檢驗之前首先要多變量進行單位根檢驗，考到到本文研究的需要分別對Ln FDI、Ln GDP、DLn FDI、DLn GDP進行單位根檢驗.如前文所述，本文采用IPS檢驗對以上變量進行單位根檢驗，具體檢驗結果見表1.結果顯示，在對原始序列Ln FDI、Ln GDP進行檢驗時，均不能拒絕“存在單位根”的原假設，表明原始變量是非平穩過程.而對兩變量的一階差分進行檢驗時，檢驗結果均在1%顯著水平上拒絕了原假設,即各變量的一階差分時間序列為平穩過程.因此,兩變量均為一階單整I (1)過程.

在對面板數據進行單位根檢驗后，要進一步對面板數據進行協整檢驗.面板協整是最近十年發展起來的新的計量方法，進行面板檢驗主要有兩種典型思想，一種是基于殘差的面板協整檢驗，該方法主要是檢驗殘差序列構成的矩陣的秩是否為零，如果等于零，表明這些變量之間不存在協整關系，反之則存在協整關系.另一種是基于誤差修正模型的協整檢驗，本文就是基于誤差修正模型的協整檢驗，以下是基于誤差修正模型的協整檢驗結果，協整檢驗結果見表2.

從以上結果可以發現，四個統計量的P值十分顯著，無論在那種情況下拒絕了原假設，因而可以得到我國外商直接投資與經濟增長之間存在長期均衡關系.為了進一步考查外商直接投資與經濟增長之間的動態關系，可以通過建立誤差修正模型來進行分析，用stata11.0計算得到的誤差修正模型為：

DLn FDIit=－0.286×(Ln FDIi,t－1－

1.003Ln GDP)+2.763×DLn GDPit+μit.

為進一步考查各地區之間外商直接投資與經濟增長之間的動態關系，可以計算出各地區的長期和短期動態調整系數，統計發現28個省市的長期動態調整系數均為負，而短期動態調整系數中廣東、上海、北京分別為-0.01、-0.45和-0.45，其中廣東的概率為0.863不顯著，而上海、北京的概率接近于0，十分顯著.

5 結論及建議

本文通過對1986~2008年中國28個省市的外商直接投資與經濟增長之間的面板數據進行分析，可以得出如下主要結論：

1）外商在華直接投資和中國經濟增長之間存在長期均衡關系；從以上誤差修正模型中可以發現，長期調整系數為-0.286小于零，表明兩變量之間存在長期均衡關系，從長期來看經濟增長的調整系數為正，表明中國GDP的增長會使外商直接投資增加，模型中的短期調整系數也正好說明這一點.

2）外商來華直接投資存在地區差異；統計發現，28個地區的長期調整系數均為負數，從模型視角分析說明外商直接投資與地區經濟增長之間存在均衡關系.但實證結果說明這種均衡關系在各地區間也存在明顯的差異.其中比較明顯的是廣東省，廣東省的長期調整系數為-0.01，概率為0.863，表明長期調整不顯著，而短期動態調整卻十分顯著.

結合以上實證分析結論，提出我國外商在華直接投資的政策建議：

1）繼續吸收外資以帶動我國經濟快速增長；因為經濟增長增速會使國家競爭力增強，為提高國家綜合實力，通過吸收外資，可以學習國內外先進的管理經驗和先進的技術，因而政府應大力改善外商來華直接投資的環境，繼續擴大外商來華直接投資規模.

2）加強企業內部治理；利用現代企業管理制度管理好企業，堅持以人為本的用人理念，加強員工培訓以提高員工對企業的忠誠度，完善企業內部治理結構.

3）對不同區域實行差異化管理；實證結果表明，廣東省作為沿海城市，經濟增長受到國際和國內市場環境變化較大，外商直接投資企業選擇廣東作為投資地短期效用比較明顯.隨著國際經濟環境的日趨復雜，外資企業來華投資目的地正在悄然發生變化，從以前的東部沿海城市正不斷向中部和西部省市轉移.比如貴州、甘肅、新疆等城市，地區經濟增長短期對于吸收外商直接投資效果并不明顯，但從長期的角度來看確效果十分突出，這也歸功于西部大開發戰略的實施給這些地區帶來的機會.因而政府應對不同的區域進行差異化管理，實行政策傾斜，大力加強對中西部的開發力度，促進區域均衡發展.

參考文獻

［1］ E J BORENSZTEIN, J DE GREGORIE, L JONG-WANG. How does FDI affect economic growth?[J].Journal of International Eonomics, 1998, 45(1):115—135.

[2] 郭熙保，羅知.外資特征對中國經濟增長的影響[J].經濟研究，2009，44(5)：52-54.

[3] 沈坤榮，耿強.外國直接投資、技術外溢和內生經濟增長[J].中國社會科學,2001，(5):82-92.

[4] 江小涓.中國的外資經濟[M].北京：中國人民大學出版社，2002.

[5] 鮑洋.對外直接投資對我國經濟增長的作用研究[J].黑龍江對外經貿,2009,(1):47-48.

[6] 馬巖.外商直接投資對我國經濟增長的效應[J].統計研究,2006,23(3）：51-55.

[7] 李東陽.國際直接投資與經濟發展[M].北京：經濟科學出版社，2002.

[8] 羅長遠.FDI、國內資本與經濟增長—1987-2001年中國省際面板數據的證據[J].世界經濟文匯,2006,(4):27-43.

[9] 沙文兵,石濤.外商直接投資的環境效應——基于中國省級面板數據的實證分析[J].世界經濟研究,2006,(6):76-81.

［10］ALEVIN， C F LIN. Unit root tests in panel data: new results［R］. Working paper, University of California, San Diego, 1993.

［11］K S IM， M HPESARAN， Y SHIN. Testing for unit roots in heterogeneous panels［J］.Journal of Econometrics, 2003, 115: 53-74.

［12］Joakim WESTERLUND.Testing for error correction in panel data［J］. Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 2007, 69(6): 709-747.

注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內容請以PDF格式閱讀原文

投資行為與經濟增長論文范文第4篇

研究結論

通過利用投資乘數法和生產（投資）誘發系數對房地產投資與經濟增長及產業發展的關系分析，可以得出以下結論。

（一）房地產投資與經濟增長之間的關系

1.房地產投資對經濟增長的初始效應遠遠高于其他行業，對經濟增長的貢獻度也較高。

2.房地產部門增加投資所帶動的產業內部收入增加較小，其產業收益的增加具有滯后性與分散性的特點，故房地產投資對經濟增長的直接效應較小。

3.房地產投資對經濟增長的間接效應大于其初始效應和直接效應的總和，所以房地產投資對經濟增長的間接效應較大。

4.房地產投資占固定資產投資比例過大會在一定程度上降低對經濟增長的貢獻。因此，要在固定資產總量平衡的前提下，調節好房地產投資占固定資產投資的比例。

（二）房地產投資與產業發展之間的關系

1.從前向關聯產業來看，房地產投資與租賃和商務服務業、金融業、文化、體育和娛樂業、住宿和餐飲業，居民服務和其他服務業，房地產業，郵政業，金屬制品業，石油加工、煉焦及核燃料加工業，儀器儀表及文化辦公用機械制造業，信息傳輸、計算機服務和軟件業，電氣機械及器材制造業，綜合技術服務業，造紙印刷及文教體育用品制造業等14個產業關聯程度較高。

2.從后向關聯產業來看，房地產投資與居民服務和其他服務業、金融業、批發和零售業、信息傳輸、計算機服務和軟件業、文化、體育和娛樂業、住宿和餐飲業、租賃和商務服務業、郵政業、綜合技術服務業、房地產業、紡織服裝鞋帽皮革羽絨及其制品業、工藝品及其他制造業和教育等13個行業關聯度較大。

3.房地產投資對關聯部門的投資和產出拉動作用非常明顯。即房地產業的需求項目（如投資、消費）每增加一個單位的投資（社會需求）時，帶動相關行業相應增加的生產額均超過1。

4.房地產投資對第二產業的部分，如金屬冶煉及壓延加工業、行業、通用、專用設備制造業等誘發程度高，房地產投資對這幾個行業的產出存在放大效應。

啟示與建議

通過對房地產投資與經濟增長和產業發展的相關性分析，可以看出，房地產投資是推動房地產發展的基礎性因素，與經濟增長和產業發展密切相關，保持房地產投資的穩定增長，對保持國民經濟平穩發展和其他產業協調發展有很大作用。但是，同時需要指出的是，房地產投資對經濟增長的貢獻和其他產業的促進并非都是正向的。從對經濟增長的貢獻角度看，房地產投資占固定資產投資的比例過大則會在一定程度上降低這種貢獻；從對產業發展的帶動作用看，如果房地產業過快發展，容易導致其他行業出現產能過?；蜻^熱增長，為國民經濟帶來不穩定因素。因此，通過調節房地產投資領域與規模，使房地產投資保持在一個較為穩定的水平，是進一步轉變經濟增長方式，通過調節投資來穩定經濟發展的有效措施。

第一，通過改善房地產投資傳導機制促進經濟增長方式轉變。進入新世紀后，面對世界能源的有限性，我國經濟增長的動力模式開始發生變化，即從以固定資產投資和出口拉動為主的經濟增長，逐步向消費驅動型增長邁進。這種趨勢預示著，中國經濟中長期增長動力將繼續由投資和出口拉動型逐步轉向消費拉動型增長。在這一條件下，房地產投資傳導機制也面臨發展變化。而當前，我國房地產投資主要流向商品房領域，商品房價格高又使得居民購房負擔逐步加重。在這一情形下，許多居民消費被抑制，不利于我國實現以投資帶動經濟增長的新轉型。因此，未來一段時間，在我國經濟增長方式轉型的大背景下，房地產投資應改變過去通過投資于商品房帶動經濟增長的投資驅動方式，而應通過投資于社會保障性住房（經濟適用房、限價房和廉租房）來釋放居民消費潛力，以此來擴大居民消費。

第二，通過調節房地產投資規模平抑經濟增長波動。根據我們的研究，房地產投資能夠導致經濟波動，過度的或者被壓抑的房地產投資都能夠引起經濟的劇烈波動。而且，由于房地產投資涉及行業部門眾多，且行業關聯性強，按投資乘數原理其作用將會被放大數倍，在短期內影響經濟正常運行，使經濟增長在短期內產生巨幅波動。其中，由房地產泡沫引起的經濟波動給經濟帶來的破壞是非常嚴重的，不但在經濟總量上，而且在產業結構上都會導致大的衰退。在這一情勢下，應當通過調控房地產投資規模平抑經濟增長波動與行業過熱。這包括三個方面的內容：一是要確立通過調節房地產投資規模平抑經濟波動和行業過熱的調控思路。二是逐步探索和分析房地產投資規模對經濟波動和產業過熱影響的傳導路徑，通過模型分析傳導過程中各種因素的影響大小及調控方式。三是國家應當建立通過調節房地產投資規模平抑經濟波動及行業過熱的長效機制。要在改革與完善現行房地產行業投資統計體制的前提下，測度房地產投資對經濟波動及行業過熱的誘發程度，做到提前預警，提前調節。

第三，通過完善房地產投資統計指標體系更準確地反應宏觀經濟走勢。首先，在房地產投資統計中，反映企業經營狀況的指標較少。目前，在日常房地產統計工作中，計劃總投資、本年完成投資、商品房建設投資、土地開發投資等投資指標涉及較多，房地產企業經營狀況的統計指標如收入、利潤、稅收等經營指標涉及的較少。這不利于把握我國房地產企業的經營發展情況。其次，尚沒有反映二、三級房地產市場的統計指標。在目前的統計體系中，還殘留著計劃經濟時期的烙印，與市場經濟條件下經濟成分和經濟結構日趨復雜、投資主體和利益主體日益多元化的實際不符合，特別是對二、三級市場中的房地產投資行為統計不夠，這也是目前房地產投資統計指標體系中缺少的內容。最后，某些指標被明顯低估，統計體系有待進一步完善。例如，現在隨著經濟增長和房地產業的快速升溫，土地價值被不斷抬高，其資產效應日益明顯等，這些目前都沒有通過統計指標反映出來。

第四，通過完善房地產投資統計指標體系更準確地反應宏觀經濟走勢。由于房地產投資占GDP比重不斷加大，房地產業與其他行業特別是金融等行業的關聯效應日漸增強，房地產投資本身存在風險，因此，可以建立房地產投資預警系統，通過跟蹤投資規模、投資增速、投資結構與投資方向，了解房地產投資變動對經濟增長和其他產業的影響效力，并于房地產市場發展過熱前及時預警，避免整個行業及國民經濟的大起大落。因此，建議統計部門將房地產投資作為切入點，通過科學、正確地投資數據獲取與分析來監督整個國民經濟及產業發展運行情況，及時就房地產投資規模及速度變動情況作出未來預測及情勢判斷，為中央政府更科學地對國民經濟進行宏觀調控提供基礎性資料。

投資行為與經濟增長論文范文第5篇

摘要：文章梳理和歸納了稅制結構對經濟增長影響的相關理論與實證研究的基本成果，為后續研究做鋪墊。優化稅制結構是我國目前面臨的重要任務之一，系統性地梳理現有研究成果有助于弄清楚如何用好政府這只“有形的手”充分調動各方面的積極性和激發微觀主體活力，增強經濟增長后勁，從而抓住我國在全球新一輪產業變革中的機遇。

關鍵詞：稅制結構;經濟增長

一、 引言

稅收在一個經濟體中的功能是多元化的，除了滿足政府必要的財政支出，同時還兼具收入和資源再分配、穩定經濟波動以及促進經濟增長等功能。政府通過設計特定的稅制結構，從而以最效率的方式達成合意的財政政策目標，并且可以減輕稅收對市場的扭曲、減少征稅成本以及激發社會經濟發展動力等（Stoilova，2017）。黨的十九大報告指出，要加快建立現代財政制度，進一步優化稅制結構，更好發揮財政在國家治理中的基礎和重要支柱作用。在全球經濟一體化的今天，面對以特朗普減稅政策為代表的全球稅收競爭的沖擊，稅制結構對于吸引投資和人力資本以及促進技術創新等作用被進一步放大。另一方面，隨著例如醫療、教育等民生支出的增加以及新一輪減稅降負政策的實行，我國面臨“降低稅負、保障財政支出水平、控制地方債務”的財政不可能三角（鄭新業，張力，2017），迫使我國進一步優化稅制結構，尋求新的稅種如碳稅、房產稅、環境稅等以及逐步提升直接稅比重等，以應對新的挑戰。近年來稅制結構與經濟增長之間的關系成為學界關注的熱門話題，本文旨在梳理稅制結構與經濟增長關系的相關文獻，為后續研究奠定基礎。

二、 稅制結構對經濟增長影響的理論梳理

稅制結構指的是一套規則、法規和程序，具體定義了：（1）何種事件或狀態會引起納稅義務，即決定了稅基和稅率（斯萊姆羅德，吉里澤爾，2019）;（2）構成稅制的各稅種在社會再生產中的分布狀況及相互之間的比重關系，即主體稅種的選擇和輔助稅種的組合;（3）稅收征收的規則以及不履行納稅義務的處罰措施以及;（4）稅負水平。根據岳樹民、李建清（2007）的觀點，稅制結構可分為三個層次：稅種構造、稅種結構和稅系結構。韓彬等（2019）將稅制結構分為：稅系結構，即宏觀稅制結構;稅類結構，即中觀稅制結構以及稅種結構，即微觀稅制結構。稅制結構的類型取決于其選擇的主體稅種，一般可分為：（1）以所得稅為主體的稅制結構;（2）以流轉稅為主體的稅制結構以及（3）所得稅和流轉稅雙主體稅制結構。

關于稅制結構對經濟增長的影響，現有研究主要依靠于經濟增長模型的分析框架，具體可分為索洛增長模型和內生增長模型。索洛增長模型（Solow，1956）建立在包含資本和勞動兩種投入要素的柯布—道格拉斯生產函數上，并假設規模報酬不變，這意味著資本和勞動兩種投入的邊際生產率是遞減的。因此，雖然經濟增長依靠于資本的積累，但是如果外生因素沒有變化，則這個增長過程必將面臨其上限。所以，索洛增長模型將技術進步和人口增長作為決定長期經濟增長率的外生因素。依據索洛模型，稅制結構通過：（1）對企業和個人征收資本稅，從而改變資本存量;（2）對勞動征稅，從而改變勞動力供給這兩種方式影響經濟產出。由于索洛模型將長期經濟增長率歸結為外生的技術進步和人口增長，所以財稅政策只影響經濟的產出，并不影響經濟長期的增長率（Bujang，Hakim & Ahmad，2013）。

通常，將技術進步內生化的經濟增長模型被視為內生增長模型。Romer（1986）首次提出了帶有技術進步的內生增長模型。Lucas（1988）強調了通過教育獲得的人力資本積累對經濟增長的重要性，通過人力資本的積累和創新使得資本的邊際生產率不會遞減，從而將經濟增長歸因為人力資本的增長。Barro（1990）以及King和Rebelo（1990）拓展了內生增長模型，考察了加入稅收系統后經濟的產出和效用。他們認為，生產性的政府支出和稅收扭曲會影響經濟的長期增長率，且所得稅率每提高10%，GDP增長率會下降2%。Engen和Skinner（1996）提出了稅收影響經濟增長的五種途徑，即稅收通過影響：投資、勞動時間、資本的邊際生產率、勞動的邊際生產率以及全要素生產率來影響經濟增長。Benos（2009）認為，內生增長模型中的稅收分為兩類：扭曲性稅收和非扭曲性稅收，判定標準為是否會對資本積累產生阻礙作用。

與索洛模型不同，內生增長模型將技術進步內生化，將人力資本積累、技術進步、干中學等作為經濟增長的動力源泉，而非外生給定的。所以，財稅政策可以直接影響經濟增長的決定因素。稅收不僅影響企業和個人關于儲蓄和消費的選擇，同時還影響人們選擇接受教育時間的長短。Prammer（2011）總結了對勞動征稅對居民決策的三種影響路徑：（1）改變了居民在勞動和閑暇之間的分配;（2）改變了人力資本的積累;當教育的邊際收益小于邊際成本時，勞動稅則會抑制人力資本積累，妨礙經濟增長（郭婧，2015）;（3）改變了居民在選擇職業和自主創業之間的選擇。此外，對資本征稅不僅會通過邊際稅率對企業和個人的投資決策產生負面作用，還會影響資源的跨期配置。同時，資本稅和勞動稅不僅分別作用于資本積累和人力資本積累，還將共同影響全要素生產率，即技術進步。

三、 稅制結構對經濟增長影響的實證梳理

關于稅制結構對經濟增長的影響，本文將現有實證研究主要歸納為三個方面，第一是考察稅系結構對于經濟增長的影響;第二是研究稅類結構對于經濟增長模型中生產函數的各變量的影響，即以不同課稅對象考察，具體分為流轉稅類、所得稅類、財產稅類、資源稅類等;第三是分稅種考察稅種結構對經濟增長的影響。

1. 稅系結構對經濟增長的影響。自1994年分稅制改革以來，我國一直實行的是以間接稅為主，直接稅為輔的稅制結構。直接稅包括：個人所得稅、企業所得稅等，間接稅包含：增值稅、消費稅以及關稅等。以直接稅為主體稅種的稅制結構以公平的收入分配為主，效率為輔。反之，以間接稅為主體稅種則更重視經濟發展效率。直接稅的優勢體現在：（1）由于以所得稅為例的直接稅具有累進特性，有助于實現社會公平的目標，對收入分配的調節作用強;（2）有助于自動調節宏觀經濟穩定;（3）對商品價格沒有直接的影響。間接稅的優勢為：（1）稅基廣，稅源足，有助于提高政府收入;（2）征收成本和難度較小，有助于減少偷逃稅現象。對于直接稅和間接稅的爭論自公共財政理論問世以來就一直存在，并且相關研究主要集中在是否可以建立一個對經濟增長友好的環境（Bernardi，2013）。Harberger（1964）較早地評估了直接稅和間接稅對于經濟增長的影響，其研究表明稅收政策并非是一個影響經濟增長的有效工具。但直接稅的支持者則認為，直接稅有利于經濟增長。王亮（2004）通過建立我國1992年～2002年稅收擬合模型，得出我國應加大直接稅比重的結論。余紅艷和沈坤榮（2016）評估了我國分稅制改革后的經濟發展績效，認為我國目前所得稅的稅源不足，降低了直接稅的收入調節作用，降低了經濟增長的績效。韓彬等（2019）利用1998年～2016年省際面板數據實證分析了稅系結構、稅類結構以及稅種結構對我國經濟增長的影響，他們的研究結果表明間接稅占直接稅的比重每提高1%，人均GDP增長率會下降0.602 0%。然而，反對者則認為直接稅不利于經濟增長，如Romero-Avila和Strauch（2008）根據歐洲15個國家近40年的數據建立分布滯后模型并得到結論，政府消費和征收直接稅會對實物資本積累和人均GDP增長率造成強烈的負面影響;W?Hlbier等（2016）認為直接稅的扭曲作用要大于間接稅。

2. 稅類結構對經濟增長的影響。由于各個國家所設置的稅種不盡相同，因此許多學者依據稅類對經濟增長的影響進研究。多數結論認為所得稅類稅收會影響資本積累、挫傷勞動者的積極性等，從而不利于經濟的長期增長。與此同時，以增值稅（VAT）和商品服務稅（GST）為代表的流轉稅類由于不會影響資本積累，屬于非扭曲性稅收，被認為對經濟增長的損害較小。此外，財產稅類則被認為有益于經濟增長。劉海慶，高凌江（2011）認為，目前我國征收的財產稅多屬于地方稅，其征收不僅可以緩解地方政府的財政壓力，還可以提升征收所在地的公共服務水平，進而吸引人口流入并帶動當地的經濟發展。Arnold（2008）使用21個OECD國家的面板數據，考察了稅制結構對經濟增長的影響，并得到了稅制結構中影響經濟增長的稅種的排名。他認為，征收財產稅和消費稅對經濟增長的促進作用遠大于征收所得稅，并且復雜多檔次的累進所得稅不利于經濟的長期增長。Myles（2009）回顧了不同生產函數下的各稅類對于GDP增長的影響。Szarowská（2013b）認為，資本稅會對經濟增長造成阻礙，勞動稅次之，具有強累進性的所得稅對經濟增長也會造成負面影響，而消費稅與上述稅種相比對企業和居民的決策影響最小，所以被認為是增長友好型稅種。Shevlin，Shivakumar，Urcan（2019）利用歐洲24國家1995年～2010年的數據進行面板回歸以及格蘭杰因果檢驗，其結論為消費稅對經濟增長有顯著的正效應，而勞動稅顯著阻礙了GDP增長。

3. 稅種結構對經濟增長的影響。我國現行的是以增值稅和所得稅為主的雙主體稅制結構，而增值稅是我國第一大稅種。根據財政部的數據顯示，截至2017年，我國增值稅收入達到56 378億元，約占稅收收入的39%。由于增值稅具有強勁的財政收入功能而受到很多國家的青睞，在OECD國家的稅收總量里有大約32%的稅收收入來自增值稅（Lee et al.，2013）。增值稅的優點體現在：增加政府收入、提升經濟效率、優化資源配置、促進出口、拓寬稅基、征收方便等。而對于增值稅的爭議大多集中于其累退性和收入效應。累退性使得增值稅成為一種\"不公平的稅收\"，也是部分西方國家（例如美國）放棄使用增值稅作為主體稅種的根本原因。而對于增值稅收入效應的批評體現在征收增值稅會擴大政府規模進而加大政府對市場的干預，因為增值稅有著類似“印鈔機”的功能（Bird，2005;Gravelle， 2011）。盡管如此，仍有很多學者認為，增值稅可以促進經濟增長（Onwuchekwa，Aruwa，2014;Simionescu & Albu， 2016;姚春蕓，鐘萍，2016）。此外，多數學者同意企業所得稅對經濟增長的負面作用最大（Johansson et al.，2008;Vartia，L.，2008;Dackehag & Hansson，2012;Daniel & Jefferey，2013）。Arnold等（2011）的研究表明，企業所得稅對經濟增長具有最明顯的阻礙作用，因為企業所得稅對全要素生產率和企業投資率具有明顯的負面作用。Canavire，Martinez和Vulovic（2013）用向量自回歸法和面板數據回歸分析了不同稅種工具對拉丁美洲經濟增長的影響。他們認為，個人所得稅對經濟增長沒有造成預期的負面作用，減少企業所得稅和提高國家稅收征管水平會提振經濟增長水平，征收消費稅對拉丁美洲的經濟增長顯著正相關。Asllani和Statovci（2018）強調了減少基本品稅率和提升奢侈品稅率對于經濟增長的必要性。Shevlin，Shivakumar，Urcan（2019）利用歐洲24國家1995年～2010年的數據進行面板回歸以及格蘭杰因果檢驗，其結論為消費稅對經濟增長有顯著的正效應，而勞動稅顯著阻礙了GDP增長。

四、 結論與建議

本文梳理了稅制結構對經濟增長影響的理論基礎，并且從稅系結構、稅類結構以及稅種結構這三個角度歸納了稅制結構對經濟增長影響的相關實證研究。然而從現有結果看，學界對于稅制結構的經濟增長效應尚未達成統一觀點，其原因可能歸結為不同國家在不同時間所處的發展階段、政策目標以及國情均不相同，任何稅制結構以及稅種的設立都是特定社會經濟條件下的產物，與國家經濟結構和經濟發展情況相匹配，故稅制結構的經濟增長效應也有所差異。但多數學者認為，與消費稅和財產稅相比，對勞動和資本征稅不利于經濟增長。

近年來，我國經濟發展的國內外環境發生了復雜而又深刻的變化。對內，我國目前處于“三期疊加”時期，即增長速度換擋期、結構調整陣痛期以及前期刺激政策消化期，面臨著轉變發展方式、優化經濟結構、走高質量發展道路的迫切要求。所以，進一步深化稅制改革，即用好政府這只“有形的手”，與市場“無形的手”積極配合，減少財稅政策對市場的扭曲，讓市場在資源配置中起決定性作用，從而激發全社會的積極性和創造性。對外，在全球經濟一體化的今天，以特朗普減稅和中美貿易沖突為代表的事件對我國經濟增長以及國民經濟預期產生了一定程度的負面影響。因此，要堅持實行積極的財稅政策，把減稅降負做到實處。在此，本文提出幾點建議。

一是進一步深化和推進稅制結構改革，提高我國稅收體系的競爭力。黨的十九大指出，要深化稅收制度改革，健全地方稅體系以及履行好政府再分配調節職能，加快推進基本公共服務均等化，縮小收入分配差距。這就要求我國在降低間接稅比重的同時，逐步提升所得稅等直接稅在稅收收入中的比重，強化所得稅的收入分配效應以促進社會公平。

二是進一步推進減稅降負政策，為我國后續經濟增長釋放新動力。在黨中央全面落實結構性減稅的戰略部署的基礎上，進一步擴大對于研發創新的支持力度，如提升研發費用加計扣除比例、加速固定資產折舊、降低高創企業的所得稅負等。同時，由于高創企業的資本構成多數為輕資本企業，即固定設備較少，人力成本較高，所以應進一步完善增值稅的抵扣鏈條。此外，應進一步簡政放權，減少政府非稅收入，簡化辦事審批流程及其過程中的收費環節，切實降低企業成本。

三是加快建立健全房產稅和環境稅征收機制，助力我國經濟綠色健康增長。房產稅要將重心放在財富分配調節和為地方政府提供財力支持上，從而促進社會公平和緩解地方政府財政壓力。通過征收環境稅，如碳稅等，倒逼我國經濟結構轉型，真正實現綠色可持續發展。

參考文獻：

[1] Arnold，J.，Brys，B.，Heady， C.，Johansson A.，Schwellnus，C.，and Vartia，L.Tax policy for economic recovery and growth.Economic Journal，2011，（121）：59-80.

[2] Asllani， G.， Statovci， B.Effect of the Change in Value Added Tax on the Fiscal Stability of Kosovo.Croatian Economic Association Zagreb，2018，65（6）：513-540.

[3] Bujang， I.， Hakim， T.A.， & Ahmad， I. Tax structure and economic indicators in developing and high-income oecd countries： panel cointegration analysis.Procedia Economics & Finance，2013，（7）：164-173.

[4] Lee， Y.， & Gordon， R.Tax structure and economic growth.Journal of Public Economics，2005，（89）：1027-1043.

[5] Romero， D.， Strauch， R. Publice Finance on long-term growth in Europe： Evidence from panel data analysis.Europen Journal of Political Economy，2008，（24）：172-191.

[6] Simionescu， M.， & Albu， L.L.The impact of standard value added tax on economic growth in cee-5 countries：econometric analysis and simulations.Technological and Economic Development of Economy，2016，22（6）：850-866.

[7] Stoilova， D.Tax structure and economic growth： Evidence from the European Union，Contaduría y administración，2017，62（3）：1041-1057.

[8] W?Hlbier， F.， Astarita， C.， & Mourre， G.Growth-friendly tax structures： an indicator-based approach.German Economic Review，2016.

[9] 韓彬，吳俊培，李淼焱.我國稅制結構經濟增長效應研究[J].上海經濟研究，2019，364（1）：91-100.

[10] 余紅艷，沈坤榮.稅制結構的經濟增長績效——基于分稅制改革20年實證分析[J].財貿研究，2016， （2）：104-111.

作者簡介：平浩希（1990-），男，漢族，山西省長治市人，中國人民大學經濟學院博士生，研究方向：宏觀經濟理論與政策。

收稿日期：2019-06-17。

投資行為與經濟增長論文范文第6篇

摘要：隨著改革開放的發展，全國經濟快速增長。地處西北地區的寧夏回族自治區的經濟發展迅猛，國內生產總值由1978年的13億元到2011年GDP總量為2102.21億元。34年間增長了161.7倍。平均年增長速度約為16%。寧夏經濟是如何取得快速發展的，本文主要利用計量經濟分析方法從居民消費和政府投資兩個方面來分析影響寧夏經濟增長的原因。為其他民族地區的經濟增長提供借鑒，逐步縮小與東部發達地區的經濟發展差距。

關鍵詞：寧夏；經濟增長；居民消費；政府投資；計量分析

寧夏回族自治區是我國五大自治區之一，地處中國西北的黃河上游地區。寧夏位于“絲綢之路”上，歷史上曾是東西部交通貿易的重要通道，作為黃河流經的地區，這里同樣有歷史悠久的黃河文明。寧夏也曾在經濟歷史上發揮過重要的作用。近些年，在改革開放和西北大開發的推動下，寧夏經濟取得了極為顯著地增長。當然這與消費和投資對經濟增長的貢獻是密不可分的。

一. 消費和經濟增長的關系

經濟增長真實的反應了一個國家或地區的經濟運行狀況，體現了國家或地區的綜合實力和經濟發展水平。而消費需求是指在商品經濟條件下，通過市場購買消費品而表現出來的一種需求能力，它是市場對消費品的一種真實需要。消費需求、投資需求、出口需求一起構成了拉動經濟增長的“三駕馬車”，在這三駕馬車中，消費的作用又是最重要的。一般在發達國家還是發展中國家，消費對經濟增長的貢獻率都要高于其他兩個因素。所以說消費是拉動經濟增長的主要動力。其次，從宏觀經濟學中可以知道，在整個經濟的運行過程中，消費需求對社會生產提出了要求，為生產提供直接動力和目標。另一方面，消費又是“自動穩壓器”，防止國民經濟出現大幅度的波動。

綜上所述，消費需求與經濟增長關系密不可分，它在經濟增長中發揮著其特殊的優勢。以下將用Eviews軟件對寧夏1993—2011年消費和經濟增長數據進行分析，來說明寧夏的經濟增長中消費的作用的大小。

二.投資和經濟增長的關系

投資就是資本的使用和配置，它是一個量變的運動和增值的過程，投資時經濟主體為獲得最大利益而墊付的貨幣或其他資源于某項事業的經濟活動。投資和經濟增長之間存在著相互促進，相互制約的內在規律。一方面，投資對經濟增長有著不可替代的重要作用，投資是經濟增長的主要動力之一。另一方面，投資又強烈的影響和決定著投資行為。投資對經濟增長有著供給效應同時又有需求效應。即是經濟增長的主要動力，又是影響經濟波動的主要因素，所以說，投資具有“雙刃劍”的作用。

因此，在分析投資與經濟增長的關系中，我們不能忽視了投資對經濟增長具有重要的推動力。以下也將會用Eviews軟件對寧夏1993-2011年政府投資和經濟增長的數據進行兩者的關系分析，來說明政府投資對經濟增長貢獻的大小。

三、回歸分析

根據1993-2011年寧夏GDP、居民消費、政府投資的數據，采用EViews軟件進行以下回歸分析.

（一）變量間相關系數分析

利用EViews軟件分析我們發現，寧夏省GDPY與居民消費X1、政府投資X2都呈高度正相關，分別達到0.996和0.9949。這表明利用線性模型解釋它們之間的關系是比較適合的。

（二）繪制散點圖

根據操作原理中的方法，可以繪制出被解釋變量Y與解釋變量X1和X2的散點圖。

從散點圖中看出，大多數散點都分布在一條直線附近，可認為Y和X1X2呈高度線性關系。

（三）建立回歸方程

對統計數據做回歸，根據回歸結果可得到下面的估計方程：

（2） 懷特檢驗

通過Eviews軟件對樣本做懷特檢驗，結果可從圖中看出，在同方差性假設下，輔助回歸模型的可決系數R2與樣本容量n的乘積，漸近地服從自由度為輔助回歸方程中解釋變量個數的x2分布：n*R2～x2，則可以對統計量n*R2進行相應的x2分布。

從上表可以看到Obs*R2的值為10.7124，小于顯著性水平為5%、自由度為5下x2分布對應的臨界值11.07，表明在5%的顯著性水平下接受原假設，即不存在異方差。

五. 分析結論

通過寧夏居民消費和政府投資對經濟增長的關系分析，使我們可以更加深入的了解寧夏經濟快速增長的原因。從回歸方程中可以知道，居民消費確實對寧夏的經濟增長有很大的推動作用。居民消費每增加一元，GDP就能增加1.6571元。也證實了近些年政府提出的“擴大內需”這一口號的必要性。其中，對于投資具有“雙刃劍”的作用，這就要求我們要正確處理投資與經濟增長的關系時，同時又要重視投資對經濟增長的推動作用。在追求經濟增長的時候，要充分正確利用消費和投資對經濟增長的拉動作用，以實現經濟的高效增長和人民生活水平的提高。（作者單位：西北民族大學經濟學院）

參考文獻：

[1]劉孝言.消費與經濟增長關系分析 [J].中國市場，2011，（18）

[2]于玲.淺談投資與經濟增長的關系[J].山東紡織經濟，2009，（04）

[3]張倩倩.經濟增長與居民消費水平的協整檢驗[J]企業研究 ， 2012，（06）

[4]呂利棟.投資和經濟增長的關系[J].東北財經大學，2005

[5]陳少林.居民消費、國定資產投資及出口對中國經濟增長的影響[J]，重慶科學學院學報，2012，（04）