固定資產投資增長率
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固定資產投資增長率范文第1篇
關鍵詞：經濟增長；居民消費；固定資產投資；svar模型；結構沖擊
中圖分類號：f061.3 文獻標識碼：b
一、引言
消費和投資是拉動經濟增長的兩大引擎，消費的拉動作用較投資的拉動作用更具持續性。盡管我國經濟取得了快速發展，但突出的經濟增長結構問題影響了國民經濟的穩定發展，而且顯現了投資對經濟增長貢獻率超過消費對經濟增長貢獻率的現象。圖1顯示，我國居民消費對經濟增長貢獻率總體處于下降趨勢，固定資產投資對經濟增長貢獻率總體處于上升趨勢。從2001年開始，我國經濟增長主要由投資拉動。尤其是2009年，在世界經濟大幅下滑的情況下，我國經濟能夠保持8.7%的增長速度，主要是靠政府大量的基礎設施等固定資產投資帶動的。但是，居民消費、固定資產投資變動引起的經濟波動，即居民消費、固定資產投資受到沖擊對產出的動態影響不能通過貢獻率得以表現，可能存在固定資產投資對經濟增長貢獻率高，但是固定資產投資受到沖擊對經濟增長影響弱，這可以通過居民消費、固定資產投資變動和經濟波動之間的動態關系來說明。
結構向量自回歸（svar）模型是研究變量間動態沖擊效應較成熟的方法，它是基于向量自回歸（var）模型提出的。一個n元p階的svar模型：
二、實證分析
（一）變量說明
國內生產總值、居民消費、固定資產投資是一國經濟發展水平、消費水平、投資水平最具代表性指標，本文旨在研究居民消費、固定資產投資變動與經濟波動之間的動態關系，而增長率是反映波動（變動）較合理的指標。因此，本文選取了實際國內生產總值增長率（rgdp）、實際居民消費增長率（rxf）、實際固定資產投資增長率（rtz）三個變量，并以1978年為基期（1978=100）的居民消費價格指數和gdp平減指數（根據名義gdp和不變價gdp計算得到），消除1978-2009年居民消費及國內生產總值和固定資產投資的價格因素，從而得到實際增長率（樣本期間為1979-2009年）。
（二）savr模型及識別
svar模型是基于var模型提出的，傳統的var理論要求模型中每一個變量是平穩的，隨著協整理論的提出，對于非平穩時間序列，只要各變量之間存在協整關系就可以直接建立var模型。所以，首先要對變量進行平穩性檢驗。本文運用adf檢驗，根據aic和sc準則、dw值、參數t統計量，確定c、t、l,檢驗結果如表1所示。結果表明rgdp、rxf、rtz在1%的顯著性水平下是平穩的，因此可以直接建立var模型，然后對參數施加約束，識別svar模型。
建立svar模型，其次要確定var模型的滯后階數。eviews5.0給出了判斷滯后階數的模塊，一般根據lr（5%顯著水平）、fep值、aic值、sc值、hq值進行確定，經過綜合比較，選定滯后階數為1階。檢驗結果見表2。
選擇滯后階數時還要注意var模型殘差的自相關和異方差。經檢驗，選擇滯后1期。殘差序列不存在自相關和異方差，由于篇幅限制，將不在列示。
最后,檢驗var（1）的穩定性，若不穩定，脈沖響應函數將失效。經檢驗，var(1)的ar單位根的模都小于1，滿足穩定性條件，根據svar（1）得到的脈沖響應函數是穩健的、可靠的，檢驗結果見表3。
對于n元p階svar模型，需對結構式施加n(n-1)/2限制條件才能識別結構沖擊。本文建立的svar（1）模型含有三個內生變量，即n=3，需施加3個約束條件。一般情況下，依據經濟理論對參數進行約束，參數約束有短期約束和長期約束之分。長期約束一般是零約束，是指一個變量對另一個變量的結構沖擊的長期響應為0, 而本文所選取的三個變量之間有著較強的相互影響關系。因此，選擇短期約束：(1)固定資產投資產生經濟效益具有滯后性，又基于我國現實情況，即居民消費與固定資產投資當期相互帶動作用較弱，可以認為居民消費變動和固定資產投資變動之間當期無影響，即假設a23=0，a32=0；(2)居民消費變動受當期產出波動的影響，通過建立rxf與rgdp之間的回歸方程（依據加權最小二乘估計），估計rgdp對當期rxf的長期平均影響系數為0.785146，因此假設a21=0.785146。
模型估計結果：a12=-0.252974，a13=-0.056602，即實際居民消費增長率每提高一個百分點，在當期實際gdp增長率大約提高0.253個百分點，實際固定資產投資增長率每提高一個百分點，在當期實際gdp增長率大約提高0.057個百分點，說明在拉動經濟增長力度方面，居民消費優于固定資產投資。
（三）脈沖響應函數分析
脈沖響應函數是分析當一個誤差項發生變化，或者說模型受到某種沖擊時對系統的動態影響，用以描繪在擾動項上施加沖擊，對內生變量當前值和未來值所帶來的影響。本文選擇追蹤期數為10，實線表示脈沖響應函數，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶。
由圖2可知，給實際消費增長率一個正沖擊，在第1期對實際gdp波動產生最大正效應，約0.379個百分點，之后沖擊效應減弱，到第8期已趨于0，但是從第5期到第8期出現了程度微弱的負效應，在第6期出現最大負效應，約為-0.027個百分點，然而從第1期到第8期累積沖擊效應約為0.887個百分點。總體上，居民消費變動的結構沖擊對經濟波動產生正影響，但持續性不強。
給實際固定資產投資增長率一個正沖擊，在第2期對實際gdp波動產生最大正影響，約0.216個百分點，之后影響逐漸減弱，到第8期趨于消失，從第5期到第8期也出現了程度微弱的負影響，在第6期出現最大負影響，約為-0.022個百分點，然而從第1期到第8期累積沖擊效應約為0.398個百分點。總體上，固定資產投資變動的結構沖擊對經濟波動產生正影響，但是不僅持續性不強，而且對經濟波動的沖擊力度弱于居民消費變動對經濟波動的沖擊力度。
來自實際gdp增長率自身的一個正沖擊，在第1期對經濟波動產生最大正效應，約為1.499個百分點，然后下降，在第5期出現最大負效應，約為-0.137個百分點，于第7期沖擊效應趨于消失，前7期累積沖擊效應約為2.187個百分點，總體上沖擊影響為正。說明經濟波動主要受自身沖擊的影響，實際gdp增長率與其滯后值有較大的關聯，應注意我國經濟發展的長期戰略。由于本文變量以實際增長率表示，居民消費增長率、固定資產投資增長率的結構沖擊對gdp增長率影響較弱，表達的是，若居民消費增長率、固定資產投資增長率增加一單位，引起gdp增長率較小幅度的增加，只能說明增加單位居民消費、單位固定資產投資，對經濟增長的帶動力較弱，即效率較差。而不能認為居民消費、固定資產投資不能促進經濟增長，因為居民消費、固定資產投資是帶動經濟增長的兩個最主要的動力。
上述實證結果表明，雖然總體上來自居民消費、固定資產投資變動的外生結構沖擊對經濟波動產生正效應，但是脈沖響應路徑顯示，僅持續4期正效應，并出現了4期程度微弱的負影響，而且經濟波動主要受自身結構沖擊的影響，說明我國居民消費、固定資產投資帶動經濟增長不僅持續性不強，而且單位效率差。但是，由于居民消費變動對經濟波動的沖擊力度強于固定資產投資變動對經濟波動的沖擊力度。所以，對于促進經濟增長而言，擴大居民消費產生的效力強于擴大固定資產投資產生的效力。
由圖3可知，給實際gdp增長率一個正沖擊，在第1期對居民消費變動產生最大正效應，約為1.177個百分點，之后從第3期到第6期出現了負效應，在第4期出現最大負效應，約為-0.106個百分點，沖擊影響于第6期趨于0，然而從第1期到第6期累積沖擊效應約為1.255個百分點。總體上，來自經濟波動的外生結構沖擊對居民消費變動產生正效應，但只是短期影響。
同樣給實際gdp增長率一個正沖擊，也是在第1期對固定資產投資變動產生最大正影響，約為3.557個百分點，之后也是從第3期到第6期出現了負影響，在第3期為-0.714個百分點，沖擊效應于第6期趨于消失，然而從第1期到第6累積沖擊效應約為2.403個百分點。總體上，來自經濟波動的外生結構沖擊對固定資產投資變動產生正影響，雖然只是短期影響，但是受到經濟波動的沖擊力度強于居民消費變動受到經濟波動的沖擊力度。
上述實證結果表明，雖然總體上來自經濟波動的外生結構沖擊對居民消費、固定資產投資變動產生正效應，但是脈沖響應路徑顯示，只持續2期正效應，并出現了4期程度微弱的負影響，但是不能認為經濟增長對保持居民消費、固定資產投資持續增長效用不大，因為只有產出不斷增加才能保證消費、投資的持續增長，這只能說明，我國居民消費、固定資產投資自身存在問題，削弱了產出增加對其增長的持續促進作用。然而，固定資產變動受到經濟波動的沖擊力度強于居民消費變動受到經濟波動的沖擊力度，說明我國經濟產出傾向于用于固定資產投資，和現實相符，由圖1可知，固定資產投資對經濟增長貢獻率總體上處于上升趨勢，尤其從2001年開始，固定資產投資成為拉動經濟增長的主要動力。
（四）預測方差分解
方差分解是另一種分析變量間動態關系的方法，是將每個內生變量的方差分解成與各結構沖擊相關聯的組成部分，用相對方差貢獻率評價各結構沖擊對每個內生變量的相對重要性。由表4可知，在rgdp方差分解中，居民消費增長率的結構沖擊對經濟增長率預測方差貢獻率經過第1、2、3期增長，于第4期開始基本穩定在8.5個百分點。固定資產投資增長率的結構沖擊對經濟增長率預測方差貢獻率經過第1、2、3期增長，于第4期開始基本穩定在2.1個百分點。經濟增長率自身結構沖擊對經濟增長率預測方差貢獻率經過第1、2期下降，于第3期開始基本穩定在89.3個百分點。這和圖2脈沖響應分析結果基本一致，經濟波動主要受自身結構沖擊影響，居民消費、固定資產投資變動的結構沖擊對經濟波動影響微弱，從而說明居民消費、固定資產投資帶動經濟增長單位效率差；同時，rgdp方差分解也驗證了，居民消費變動對經濟波動的影響明顯強于固定資產投資變動對經濟波動的影響。
在rxf方差分解中，經濟增長率的結構沖擊對居民消費增長率預測方差貢獻率于第5期開始基本穩定在44.7個百分點，但是居民消費增長率自身結構沖擊對居民消費增長率預測方差貢獻率較大些，于第5期開始基本穩定在54.85個百分點。因此，雖然經濟波動對居民消費變動產生了較大程度的影響，但居民消費變動受自身結構沖擊影響較大。在rtz方差分解中，經濟增長率的結構沖擊對固定資產投資增長率預測方差貢獻率經過前4期微弱波動，于第5期開始基本穩定在81個百分點。因此，固定資產投資變動主要受經濟波動的影響。由此可知，以上分析結果和圖3脈沖響應分析結果也基本一致，經濟波動的結構沖擊對固定資產變動的影響力較大，從而說明了我國經濟產出傾向于用于固定資產投資。
三、結論及建議
本文基于svar模型分析了我國居民消費、固定資產投資變動和經濟波動之間的動態影響關系，實證結果揭示了以下兩方面問題。
（一）我國經濟保持長期穩定增長面臨壓力
居民消費、固定資產投資作為帶動經濟增長的最主要的兩個動力，然而圖2脈沖響應函數和rgdp方差分解表明，二者的變動沖擊并不能對我國經濟增長產生長期且持續的正影響，二者帶動經濟增長單位效率差，并且圖3脈沖響應函數表明，經濟增長只對二者增長產生短期影響，從而較難通過持續提高我國居民消費水平、固定資產投資水平影響經濟增長。因此，我國經濟保持長期穩定增長面臨壓力，這一問題主要歸因于我國居民消費水平偏低及固定資產投資結構失衡。
1．居民消費水平偏低。居民收入是影響居民消費水平的主要因素，圖4顯示了1978-2009年我國居民收入占國內生產總值比重變化情況。圖4表明，我國居民收入占國內生產總值比重，1978-1984年處于上升階段，但最大沒超過60%；1984-1992年處于下降階段，從1988年開始低于50%；1993-2009年基本保持在40%左右。較長時間內，我國經濟產出分配到居民部分較少，居民收入水平偏低。加之我國社會保障制度不健全，存在有錢不敢花現象，以及我國居民重儲蓄，居民消費結構不合理，家庭消費支出以住房、醫療、教育消費支出為主，從而造成居民消費水平偏低。長期低收入和低消費造成居民消費帶動經濟增長單位效率差，不利于經濟的持續增長。一次經濟增長沖擊，雖能帶動當期消費較大程度增加，但只要上述限制因素存在，也會對后期消費造成不利影響。
2．固定資產投資結構失衡。固定資產投資按結構分，主要分為建筑安裝工程（各種房屋、建筑物的建造工程和各種設備、裝置的安裝工程）和設備工具器具購置兩部分，圖5顯示了1981-2009年建筑安裝工程、設備工具器具購置占固定資產投資比重變化情況。由圖5可知，雖然建筑安裝工程占固定資產投資比重處于下降趨勢，但是每年都在60%以上，而設備工具器具購置占固定資產投資比重沒有超過30%。由此可見，大量固定資產投資用于公共基礎設施、房屋等建筑物建設，而用于企業購買生產設備、器具等生產投資較少。這一現象容易造成重復投資，物品、服務供給長期增長受到限制。這種結構失衡的固定資產投資，尤其是存在大量質量差的重復投資，造成固定資產投資帶動經濟增長單位效率差，必然影響經濟持續穩定增長。
（二）我國經濟增長存在投資短期性問題
圖2脈沖響應函數和rgdp方差分解表明，對于促進經濟增長而言，擴大居民消費產生的效力強于擴大固定資產投資產生的效力，然而圖3脈沖響應函數和rxf、rtz方差分解表明，我國經濟產出傾向于用于固定資產投資。事實上，我國已顯現投資拉動型經濟增長模式，主要因為：消費增長受收入、消費習慣、社會保障制度、宏觀經濟發展狀況等因素影響，因此短期內消費增加程度有限；然而，短期內投資能夠得到較大程度增加，并且容易受政府宏觀經濟調控控制，因此政府能夠在短期內通過大幅增加投資刺激經濟增長。我國應對國際金融危機的4萬億財政刺激計劃，使得我國在國際經濟形勢惡化的情況下仍保持了8.7%的增長速度，而這項計劃的大量資金用于公共基礎設施等建筑物投資，充分說明了短期內能夠通過大幅增加投資刺激經濟增長。但是，投資的最終目的是生產更多的物品和服務以滿足居民需求，擴大投資刺激經濟增長在長期內最終要落在消費上。因此，我國靠投資拉動經濟增長具有短期性，應以消費作為拉動經濟增長的主要動力。
綜上所述，為使我國經濟健康持續穩定發展必須從以下幾方面入手：第一，調整固定資產投資結構，加大企業生產設備性投資，擴大企業生產規模，為社會提供更多的物品和服務。首先，合理規劃公共基礎設施建設，防止重復投資，減少盲目投資，降低對資金的占用率；其次，控制房地產建設規模，加強對資金流向房地產市場的管制；最后，根據國家產業結構調整目標，加大對生產企業尤其是中小生產企業的資金扶持，尤其是制定合理的貸款優惠政策，滿足生產企業擴大規模對資金的需求。第二，調整投資消費比例，擴大經濟產出用于居民消費部分。主要是提高居民收入水平，合理調整國民經濟初次分配，加大再分配力度，尤其是健全并完善工資管理制度，減輕企業稅收負擔，提高職工薪酬待遇，拓寬農村居民收入渠道，積極引導農村剩余勞動力轉移。第三，建立健全社會保障制度，提高社會福利水平，優化消費結構，增強居民消費信心。主要應完善養老保險、醫療保險、住房公積金制度，提高保障水平和覆蓋率，降低住房、醫療、教育支出占家庭消費支出的比重，提高生活消費品支出占家庭消費支出的比重，從而避免有錢不敢花現象。
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固定資產投資增長率范文第2篇
論文關鍵詞：湖北省，GDP，固定資產投資
一、湖北省GDP和固定資產投資的基本情況
1、全省GDP總量和固定資產投資快速增長
1995-2007年，湖北省GDP從2109.38億元增長到9230.68億元，年增長率達13.2%；固定資產投資從1995年的785.09億元快速增長到2007年的4330.40億元，年均增速接近15.52%，成為推動全省經濟持續發展的重要力量。
表1：1995-2007湖北省GDP與固定資產投資(單位：億元)
年份
GDP
固定資產投資
2001
3880.53
1486.55
1995
2109.38
785.09
2002
4212.82
1605.06
1996
2499.77
935.22
2003
4757.45
1809.45
1997
2856.47
1023.50
2004
5633.24
2264.80
1998
3114.02
1156.76
2005
6520.14
2676.60
1999
3229.29
1239.14
2006
7581.32
3343.50
2000
3545.39
1339.20
2007
9230.68
4330.40
表2：1996-2007湖北省GDP與固定資產投資年增長率
年份
GDP增長率
固定資產年增長率
2002
8.56%
7.97%
1996
18.51%
19.12%
2003
12.93%
12.73%
1997
14.27%
9.44%
2004
18.41%
25.17%
1998
9.02%
13.02%
2005
15.74%
18.18%
1999
3.70%
7.12%
2006
16.28%
24.92%
2000
9.79%
8.07%
2007
21.76%
29.52%
2001
9.45%
11.00%
2、經濟增長與固定資產投資增長的變化關系
從圖中我們可以看到，固定資產投資增速的波動是影響宏觀經濟周期波動的一個直接的、物質性的主導因素，固定資產投資也成為經濟周期波動的物質基礎，又是誘發經濟波動的主要因素。此外，經濟增長曲線與固定資產投資增長曲線具有明顯“時滯效應”，經濟增長相對于固定資產投資的變動存在一定的滯后效應，滯后期大約為1-2年。
圖1 湖北省GDP與固定資產投資增長速度
二、相關性分析和因果關系檢驗
1、相關性分析
相關分析是對變量之間的相關關系的分析，其主要目標是考察變量之間是否存在內在依存關系雜志網，并做出符合實際的判斷。如果變量間的相關程度很高，還可以通過繪制散點圖判斷因變量和自變量之間有無明顯線性關系。
從湖北省GDP總量和固定資產投資相關性的散點圖（圖2）可見，多數年份的散點都分布在一條直線附近，可以基本判定GDP總量和固定資產投資之間存在著較強的線性相關。
圖2GDP總量和固定資產投資相關性的散點圖
對于兩者之間是否存在明確的因果關系必須通過相關檢驗獲得，本文運用格蘭杰因果關系檢驗法等方法對1995-2007年GDP與固定資產投資之間的關系進行深入分析。
2、因果關系檢驗
(1) 數據與變量
為了消除時間序列數據異方差性，對固定資產投資和國內生產總值進行自然對數變換，分別用LnFI和LnGDP表示取自然對數以后的固定資產投資和國內生產總值。
(2) 單位根檢驗與協整分析
由于時間序列數據往往存在非平穩性，直接對兩個非平穩的時間序列進行回歸，可能引起偽回歸，因此有必要對數據進行平穩性檢驗。檢查序列平穩性的標準方法是單位根檢驗，在這里采取的檢驗方法是ADF檢驗，滯后階數的選擇由AIC準則決定。
表3 ADF檢驗結果
變量
檢驗類型
ADF
臨界值
結論
LnGDP
(c，t，3)
3.274963
-3.2127(5%)
非平穩
LnFI
(c，t，1)
2.861689
-3.1449(5%)
非平穩
DLnGDP
(c，t，4)
-3.780768
-3.4033(5%)
平穩
DLnFI
(c，t，3)
-4.299737
-3.6122(5%)
平穩
注：本表中檢驗結果采用Eviews軟件計算得到，其中，檢驗形式中的C、T、K分別表示單位根檢驗方程中是否包括常數項、時間趨勢和滯后階數。
從表3可以看出LnGDP和LnIFA的ADF值均大于5%顯著性水平的臨界值，表現為非平穩，而對LnGDP和LnIFA分別進行一階差分后的DLnGDP和DLnIFA則通過了檢驗，因此可以認為LnGDP和LnIFA兩者均為1階單整向量。現在在單位根檢驗的基礎上，檢驗固定資產投資與國內生產總值之間是否具有協整關系。
首先對LnGDP和LnFI進行最小二乘法估計，結果如下：
LnGDP＝1.946746+0.863484LnFI
（15.13） （49.72）
括號內為t值，再對上述方程的回歸殘差進行單位根檢驗，由于殘差均值為0，所以選擇無截距項，無趨勢項的ADF檢驗，結果如下：
表4回歸殘差的單位根檢驗
ADF統計量
5%臨界值
10%臨界值
-2.029896
-1.974028
-1.602922
由表4可知：由上面的檢驗結果可以看出雜志網，ADF的統計量為-2.029896小于顯著性水平0.05時的臨界值-1.974028，因此可以認為估計該殘差序列屬于平穩序列，表明LnGDP和LnFI有協整關系，也就是說湖北省固定資產投資和國內生產總值序列之間存在長期穩定的關系，回歸系數0.863484表明固定資產投資增加1%，GDP總值增加約0.863484，從回歸系數看固定資產投資對GDP增長的影響很顯著。
(3) 誤差修正模型
檢驗結果表明，湖北省固定資產投資和經濟增長之間存在著長期穩定的均衡關系，但是變量的這種長期均衡與其短期波動之問的關系，還需要進一步研究。因此在協整分析的基礎上建立固定資產投資與經濟增長之間的誤差修正模型：
LnGDP=0.025080+0.679490LnFI-0.307375Ut-1
(5.292946) (0.975624)
在誤差修正模型中，解釋了因變量的短期波動是如何被決定的。一方面，它受到自變量短期波動的影響，另一方面取決于Ut-1。由上式可見，短期內固定資產投資總額變動1％，將引起國內生產總值同方向變動0.679490％；誤差修正(Ut-1)的系數反映了對偏離長期均衡的調整力度，彈性為-0.307375%。從該模型可以看出，上一年度偏離均衡的誤差以-0.307375%的比率對本年度的LnGDP作出反向修正，這一調整系數說明湖北經濟增長與固定資產投資之間存在明顯的動態均衡機制。
(4)Ganger因果檢驗
Ganger因果檢驗實際是考察相互關聯的兩個變量之間在時間上的先導-滯后關系，對湖北省GDP和固定資產投資進行Ganger因果關系檢驗結果如下：
表5 因果關系檢驗結果
滯后期
原假設
觀測值
F值
P值
結論
1
固定資產投資不是GDP的Ganger原因
12
4.13578
0.0725
拒絕
GDP不是固定資產投資的Ganger原因
2.16950
0.1749
不拒絕
滯后期選取考慮了投資完成所需時間和SIC指標。由表可知：對于固定資產投資不是GDP原因的原假設，P值為0.0725，表明在95%的置信條件下可以認為固定資產投資是GDP的Ganger原因；對于GDP不是固定資產投資原因的原假設，P值為0.1749，不能拒絕原假設。這表明湖北省的固定資產投資是經濟增長的顯著原因，而經濟增長對固定資產投資增長的作用不顯著雜志網，固定資產投資和GDP增長之間只存在單向因果關系。由此，可以得出結論，固定資產投資的增加或減少必然會引起GDP的增加或減少，而GDP的變化對固定資產投資的變化沒有直接因果關系。
三、結 語
如上所述，固定資產投資的增長固然能夠帶動GDP的增長，但如果不顧客觀可能，一味盲目地追求固定資產投資規模的擴大，則由此所帶來的GDP的增長可能以破壞環境、浪費資源為代價，還可能造成國民經濟的嚴重失調，是不可取的。GDP雖然是考察經濟增長的主要指標，但并不是唯一的指標，比GDP增長更為重要的是社會的全面進步和人民福利的不斷改善。時下愈演愈烈的房地產熱其實也從某個側面反映出某些地方政府仍然存在GDP崇拜和難以克制的投資沖動，顯然，這是與建設“兩型”社會的目標背道而馳的。為了經濟社會的可持續發展，固定資產投資應更加注重結構的優化和效益的提高。
固定資產投資增長率范文第3篇
關鍵詞：國債投資；經濟效應；績效評價
一、引言
1998年以來通貨緊縮成為中國經濟發展中的一個突出問題。通貨緊縮直接導致投資不振，消費不旺，經濟增長減慢，失業上升等一系列問題的產生。激活內需與結構調整已經成為中國經濟當前面臨最大的難題。1998年中國財政政策的啟動打破了長期以來在“倒逼機制”下形成的過度依賴銀行信用擴張來支撐經濟增長的模式，使得以國債政策為核心的財政政策首次在嚴峻的挑戰面前擔當起了拉動經濟的主力軍。一般認為財政主體進入市場存在著支出效率不高、供給結構不合理以及對民間投資產生擠出效應等弊端。因此，如何評價國債績效就顯得十分必要了。多馬投資雙重效應理論認為，投資不僅可以增加有效需求（投資產生的收入效應或需求效應），同時也能增加資本存量（投資產生的能力效應和供給效應），提高生產能力，加速經濟增長。哈羅德—多馬經濟增長模型指出，在高儲蓄率的基礎上，為保證增長率接近自然增長率，必須提高邊際資本系數。假定各部門資本系數保持不變，那么提高資本系數的唯一辦法就是提高資本系數高的部門在資本分配結構中的比重。從中國近幾年的實際情況來分析，各部門資本系數高低依次為：出口部門＞政府部門＞民間部門。但在出口不景氣的條件下，提高出口部門在資本分配結構中的比重顯然無助于整個宏觀經濟資本系數的提升。因此，增加政府部門在資本結構中的分配比例就成為必然的選擇。
二、中國國債減稅性和生產性特征分析
國債能否產生拉動效應主要由3個因素決定：財政支出是否具有生產性；投資函數的形式；資產替代性如何。中國發行的國債基本上屬于減稅國債。據統計，1978－1991年國企留利額年均遞增33.5％，同期國債余額年均遞增33％。減稅有利于降低資本成本，刺激企業的投資。假如因發債而引起市場利率上升時，也未必會真正引發投資下降。格魯斯曼（Grossman，1972）和巴羅（Barro，197Q等認為，雖然發債短期內會導致市場利率上揚，通過投資函數I（r，Y）使投資I下降，但發債引起的國民收入Y的上升卻可以拉動投資I增長。因此，即使在市場利率上升的情況下，投資的最終增減取決于兩種力量的相對強弱。中國民間利率的低彈性和經濟的高成長都決定了債務融資所產生的是正的拉動效應。目前，中國資本市場發展不完善，有價證券市場風險極大，居民金融資產結構單一，證券類型的資產所占的比重較低，其資產組合調整的余地不大。根據2000年第一季度央行對全國城鄉儲戶所作的問卷調查表明，儲蓄仍是居民金融資產的主要形式，居民選擇意愿中儲蓄占70.2％，國債8.3％，股票僅為7.6％。此外，隨著貨幣增長率的上升，廣義貨幣和GNP的比率在下降的現象也說明中國家庭的金融資產結構非常單一。降息和開征利息稅雖然降低了儲蓄收益，但中國居民儲蓄資產仍然保持著較低的利率彈性。另一方面也說明，居民金融資產多元化進程較慢，市場缺少被居民廣泛接受的安全投資工具。因此低風險的公債發行產生拉動效應的可能性相當大。新凱恩斯模型（Benavie，1976）和新古典模型（Park，1973）研究也證明具有資本性的財政赤字并不會產生擠出效應。格魯斯曼和盧卡斯（GrossmanandLucas，1974）亦證明生產性財政支出影響生產潛能。因此，判斷國債是否產生拉動效應的關鍵之一就在于研判中國國債資金是否具有生產性。中國國債從性質上可分為赤字國債和建設國債兩大類。赤字國債主要用于平衡財政收支。理論表明，赤字支出對社會需求的貢獻程度要大于財政盈余下的政府支出。因為赤字支出是沒有財政收入支撐的政府支出，它對社會總需求的貢獻率是100％。而有財政收人支撐的政府支出對社會總需求的貢獻，只是把居民收入轉化為財政收入時，居民原本用于儲蓄的收入部分才轉化為政府投資，所以后者對社會總需求的貢獻率取決于社會平均儲蓄傾向。建設性國債絕大多數用于基礎設施和公共物品的支出，對經濟的拉動作用更為直接。從1995年國債支出結構來看，在3300億元國債余額中，約2650億元即占國債總余額的80.30％的國債投向財政性建設領域，占國家預算內直接安排的固定資產投資5380億元的49.25％。由此可見，中國國債支出結構具有典型的生產性特點。
國債用于擴大總需求的途徑包括：（1）政府購買支出（投資支出或消費支出）直接形成現實總需求；（2）通過轉移支付影響不同消費傾向的群體的可支配收入，來提高總體（高低收入群體）邊際消費傾向。即可述為c＝c1y1＋c2Y2，其中：c1＜C2，y1＞y2，c1、c2表示高收入與低收入群體的平均消費傾向。兩條途徑的乘數不同因而影響效應也不同，轉移支出是通過y2cAD，其乘數為b／（1－b）（1－t）（b為邊際消費傾向，t為稅率，0＜b＜1，0＜t＜1）。政府購買支出乘數為1／（1－b）（1－t），將直接形成生產能力。因此，途徑（1）的擴張效應大于途徑（2）的擴張效應。所以中國國債的建設屬性對國債經濟效應的發揮十分有利。
三、對若干領域國債投資績效的實證研究
（一）國債與固定資產投資增長的相關性和趨勢性分析
在影響經濟增長波動的因素中除了經濟體制、經濟結構調整、宏觀經濟政策等外，投資始終是影響經濟增長波動的重要因素之一。90年代“投資主導型”經濟增長模式取代了80年代“超前消費”主導型經濟增長模式。投資對經濟增長影響力和貢獻率的增速開始大于消費對經濟增長的影響力和貢獻率。研究證明，在影響中國國民經濟增長的諸多因素中，資本因素始終是第一位的。1952－1978年間，其貢獻份額為58.36％；1979－1995年間為40.40％。資本投入的增速與GDP的增長存在著明顯的正相關性。參照國際上的經驗，情形也大致如此。1979－1997年間中國總投資與實際GDP增長率相關系數為0.68，與名義GDP增長率相關系數為0.85.固定資產投資在總投資中又占據著重要的地位。固定資產投資實際增長率與GDP實際增長率間的相關性已經由1978－1990年的0.628上升到1991－1997年的0.891.1989年投資僅下降343.4億元，總需求減少達1000億元，GDP比1988年下降7.2個百分點。由此可見，固定資產投資對中國經濟增長起著舉足輕重的作用，固定資產投資的先期快速增長往往是經濟實現快速增長的重要先決條件之一。通過對1982－1996年間固定資產投資與GDP增長關系的實證分析也可見一斑。1982－1988年和1991－1996年兩次經濟的高速增長均是在固定資產投資率先增長之后出現的。1982－1988年，GDP的平均增長速度為11.4％。而固定資產投資在1982年就率先啟動，當年現價固定資產投資增長21.8％，可比價固定資產投資增長13.6％，分別比上一年現價及不變價的固定資產投資增幅高19和8個百分點。1991－1996年可比價固定資產投資增幅高達19.2％，高出同期GDP增幅7.2個百分點。長期以來形成的信貸依賴型經濟增長模式導致中國固定資產投資與貨幣供應量（M2）的變化存在著明顯的相關性。1984－1996年間統計數據顯示，中國貸款增長率的變動基本與M2增長率變動同向。而固定資產投資增長率往往隨著M2起落而變化。1989年M2增長率減至18％，固定資產投資增長率一下跌為7.2％；隨后各年的M2增長率從27.29％一直攀升到37.3％，固定資產投資增長率也直線上升到1993年的最高水平61.8％。1995年開始，M2下降到30％的水平，固定資產投資增長率也隨之遞減。從1997年到現在，投資增長率持續低于15％，1997年至1999年全社會固定資產增長率分別為8.8％、13.9％、5.8％。其中非國有經濟部門固定資產投資則呈負增長態勢。這種狀況是與中國當前的經濟結構大調整和保持國民經濟持續增長后勁的要求都是不相適應的。
國債在全社會固定資產投資中占據著重要位置，是固定資產投資的主要支撐力量。固定資產投資與貨幣量之間的相關性進一步強化了國債在固定資產投資中的重要地位。從1982－1997年數據的相關性檢驗結果來看，國債發行增長與固定資產增長存在著較高的相關性。在此期間，1984、1989年的實際固定資產增長大幅回落均與該年度國債發行額減少有著直接或間接的關系。從兩者比率總體變化趨勢來看（扣除1984，1983年外），國債對實際固定資產投資增長的貢獻率（國債發行增長額÷實際固定資產投資增長額×100％）基本上經歷了一個由大到小，而后趨于穩定的過程。
（二）國債投資平抑經濟波動的福利績效分析
世界各國的經濟發展史證明，劇烈的經濟波動將極大地降低經濟增長的總體績效和社會總福利。短期超速的經濟增長的往往被隨之而來的低速和負增長所帶來的痛苦所抵消。經濟增長的巨幅波動破壞了經濟長期穩定增長的內在機制，加劇了宏觀經濟的潛在運行風險。據統計，1953年以來，中國經濟周期中曾發生8次大波動。波動頻率高達3－6年；波動幅度前7次最高曾達66.1％，最低8.4％，平均22.6％。部分時候波動幅度甚至高于美國30年代經濟危機時的波幅。1960－1989年中國經濟波動系數是美日等國的2－3倍，是世界平均水平的4.2倍。經濟增長的平衡性對于經濟績效的提高十分有利。彼得·林德特和直爾斯·金德爾伯格（1985）曾指出：“價格穩定是一種明顯的凈利益”。布坎南也認為，積極的財政介入可以減低過度非均衡，也同樣有利于福利的提高。運用國債減緩經濟周期性波動的幅度還有利于全民福利的增加。從統計數據中可以明顯看出，國債的發行促進了經濟的平衡增長，對消除經濟劇烈波動起到一定的作用。隨著經濟的發展和國債規模的擴大，中國經濟周期性波動的性質已經發生本質改變，由原先總量型波動轉變為增長型波動。改革開放以來，國內生產總值增長速度與固定資本形成增長速度基本一致，表明中國經濟周期波動在需求方面帶有較明顯的投資主導型特征，而在供給方面又表現為以工業為主導的特征。從國債實踐來看，國債規模上升并不構成引起固定資產投資效率下降的直接或間接原因，相反，國債資金的介入有助于固定資產投資的增長。1993－1999年全社會固定資產投資增長率與GDP增長率之比分別為4.72、2.51、1.94、1.51、1.00、1.83和0.72，呈現依次下降的趨勢。固定資產投資增長率與GDP增長率之比的大幅度降低，一方面說明單位投資所支持的經濟增長能力大幅度提高，另一方面也說明經濟增長波動與固定資產投資之間的相關性進一步提高。隨著財政（國債）資金對固定資產投資介入的加深，經濟增長波動幅度也日漸減小。1977－1999年經濟周期波動振幅平均為7個百分點（波動振幅＝波峰水平－谷低水平），1977－1999年波動系數（波動系數＝實際經濟增長偏離長期趨勢的幅度／長期趨勢）為0.3148，大大低于1952－1976年1.6751的水平。特別到了1994年以后，經濟增長的波動收斂性日趨明顯。經濟周期波幅和波動系數縮小，經濟運行的穩定性大為增強。經濟平均擴張速度（擴張期經濟波動的振幅／擴張期時間長度）為4.6％，與1981年以前相比明顯減緩；平均擴張長度為2年，與改革前基本持平；同期平均收縮速度呶縮期經濟波動的振幅／收縮期時間長度）為2％，平均收縮時間長度為3.5年，比改革前延長了0.9年。
（三）國債對技改投資增長的貢獻性分析
經濟結構的優化調整和升級都離不開技術進步與技術改造。利用國債投資對關系到實體經濟長遠發展的技術裝備工業和高科技產業的投資需求進行扶持，將十分有利于把財政政策的短期和中長期效應有機結合起來，促進國民經濟持續發展。90年代以來，技改投資由1993年的50.31％回落到1997年8.25％，1999年甚至回落到1.1％的水平，并且增幅持續下降的趨勢一直未得到扭轉。1998年開始為扭轉技改投資下滑的局面，財政部陸續在國債中安排了國債技改項目資金，從實踐結果來看成效十分顯著。1998年90億元的國債貼息技改貸款，據測算，拉動約1000億元的企業技改投資；1999年90億元的技改貼息國債使2000年第一季度技術更新改造投資增長了15.8％，全年帶動1800億元技改投入；2000年4月財政部再次宣布在新發行的1000億元國債中安排90億元的技改貼息國債。2000年約880個技改項目得到銀行貼息，累計投資達2400多億元。從技改資金來源構成分析，與國債技改投資的增長相反，自籌資金以及利用外資占技改資金來源的比重出現下降。據統計，2000年1至6月，占企業技改資金來源2／3的自籌資金雖然增長22.8％，但其占全部資金來源的比重卻由1999年同期的70.8％下降為66.1％。利用外資技改資金增幅下降15.6％，其占全部資金來源的比重也從去年同期的5％下降為3.2％。自籌資金以及利用外資所占比重的下降將會構成技改投資穩定增長的制約因素。由此可見，國債在技改投資增長中起著舉足輕重的作用。2000年1至6月全國技術改造完成投資1399.74億元，比1999年同期增長22.9％，遠遠高于1999年全年1.1％的水平，也超過“九五”前4年1－6月技改投資增長最大的1997年15％的水平。技改投資的增幅遠遠超過了同期其它投資項目的增長（如基建投資完成4188.81億元，增長6.6％；房地產開發完成投資1622.60億元，增長22.4％）。
國債技改投資還帶動了銀行、企業相關配套技改資金的投入。2000年1－6月，工行在基礎設施和國債技改項目等固定資產投資方面發放的項目貸款已累計達540億，比1999年同期增長47％，其中投向公路、電力、城建等基礎設施262億元，占49％，投向企業技術改造和高新技術產業化項目278億元，占51％。受理國債貼息技改、高新技術產業化和城建項目635個，貸款需求730多億元；承貸項目440個，貸款額430億元，其中，承貸的國債技改項目占全部國債技改項目的70％以上。截至2000年底，財政已累計投入195億元國債資金用于企業技術改造貼息，安排重點技術改造國債資金項目880項，拉動技改投資2400億元（其中貸款1459億元），國債貼息資金的拉動效應達到1：12.這對中國產業升級和重點行業結構調整將起到重要作用。
（四）國債投資的經濟增長績效分析
改革以來經濟增長的歷程充分證明了，國債特別是投資性支出的增支國債對經濟增長起著十分顯著的作用。通過國債投資與GDP增長之間關系的計量分析也可證明一點。從1981－1999年間國債與GDP增量的回歸模型可以看出，通貨膨脹率和居民儲蓄余額對GDP增長的貢獻均表現為負相關性，這也從一個側面說明，居民儲蓄余額的增長將間接導致民間投資增長下降。因此，適當降低居民儲蓄余額，引導其進入投資領域，將有利于經濟增長。貨幣供應量M0和國債發行額對GDP的增長起到正促進作用，其中每增加6.789個單位的國債發行額可帶動GDP增長1個單位，即國債投資對GDP凈增量的貢獻率高達14.47％。
固定資產投資增長率范文第4篇
關鍵詞：產業結構；固定資產投資結構；灰色關聯分析；優化
現代經濟增長方式本質上是以產業結構變動為核心的增長模式，產業結構合不合理，直接影響著經濟發展的速度與質量。而合理的產業結構需要合理的投資結構來撐托，可以說，一個國家或地區的投資結構塑造了其特有的產業結構。投資結構合理與否，對整個經濟結構的合理化和形成良性循環有著重大而深刻的影響。
國內很多學者對產業結構和固定資產投資結構進行了研究，取得了豐碩的成果。但他們的研究大都是用計量經濟學的方法研究固定資產投資結構對經濟增長的影響，對固定資產投資結構與產業結構的關系從理論層面上進行描述的比較多。針對甘肅省固定資產投資規模偏小，投資結構不夠合理的問題，本文通過對甘肅省固定資產投資對國民生產總值及三次產業增加值的灰色關聯度分析，定量地探究固定投資結構與產業結構的內在聯系，以期對優化固定資產投資結構，促進產業結構合理化轉變作一些有益的補充。
一、甘肅固定投資結構和產業結構的現狀分析
（一）投資結構現狀
經歷了十年西部大開發，甘肅固定資產投資從2000年的441.35億元增加到2009年的2479.60億元，按可比價格計算，年均增長率為17.67%，其中：第一產業固定資產投資年均增長率為19.92%，第二產業年均增長率23.03%，第三產業年均增長率13.66%。圖1反映了2000-2009年甘肅三次產業固定資產投資比重的變化趨勢：第一產業投資比重比較平穩，第二產業投資比重顯著上升，第三產業投資比重則成逐年下降的趨勢，到了2008年的時候，第二產業的投資比重已超過第三產業的投資比重，且有繼續拉大的趨勢。
（二）產業結構現狀
由于產業投資結構決定產業結構，2000年以來，對第二產業的投資傾斜對全社會產業結構的變動產生了很大的拉動作用。
從產出的絕對值來看，甘肅省生產總值由2000年的1052.88億元增長到2009年的3387.56億元，按可比價格計算，年均增長率為10.88%，其中：第一產業年均增長率為5.78%；第二產業年均增長率為11.90%；第三產業年均增長率為11.76%，第二產業的增長速度最快。圖2反映了2000-2009年甘肅三次產業增加值比重的變化，2004年開始，第二產業增加值比重顯著上升，在2007年達到最大，之后緩慢下降。第一產業增加值比重顯著下降。第三產業增加值比重則經歷了緩慢下降和緩慢上升的過程。總體來看，甘肅省產業結構逐漸形成了“二、三、一”的格局。
二、灰色關聯分析基本原理及實證分析
（一）基本原理
灰色關聯度分析的基本思想是對一個發展變化著的系統，進行發展態勢的量化比較分析，發展態勢的量化比較，就是對各時間序列幾何關系的比較。幾何曲線形狀越接近，相關序列之間的關聯度越大，反之就越小。
根據空間理論這一數學基礎，按照規范性、偶對稱性、整體性和接近性這四條原則，灰色系統理論確立了參考數列x0與若干比較數列xi之間在各個時刻的關聯系數：
ζ0i（k）=■
其中：ρ為分辨系數，其作用在于提高關聯系數之間的差異顯著性，ρ∈（0，1）通常取0.5。
因為關聯系數是比較數列與參考數列在各個時刻（即曲線上各點）的關聯程度值，信息過于分散，不便于進行整體性比較，為此有必要把這一分散的信息集中起來再做平均處理，便得到比較數列xi對參考數列x0的關聯度：
r0i=■■ζ0i（k）
關聯度越大，說明兩個序列的幾何曲線形狀相似性越大，也就是說一個因素對另外一個因素的影響越顯著。
在復雜的系統中，如果比較數列是多個，參考數列也是多個，各個比較數列可先分別對某一參考數列進行關聯分析，得出關聯度，從而建立關聯度矩陣，對系統進行因素分析。
（二）實證分析
本文數據選自2001-2010年甘肅省統計年鑒，以2000-2009年甘肅省GDP、第一產業增加值、第二產業增加值、第三產業增加值作為參考數列，以第一產業固定資產投資額、第二產業固定資產投資額、第三產業固定資產投資額為比較數列，算出關聯度矩陣并整理成表，如表1所示。
關聯度系數表中的各行表明了甘肅省某個產業投資對各個產業增加值的關聯度，行和表示三次產業固定資產投資對三次產業增加值的綜合關聯度，其數值越大，表明對經濟發展的影響越顯著。第三產業投資對各產業增加值的綜合關聯度為2.7686，數值最大，說明第三產業固定資產投資對經濟發展的影響最大，可以通過擴大第三產業投資的規模來實現經濟的更快發展。第二產業固定資產投資對各產業增加值的綜合關聯度最低，為2.2348，表明第二產業固定資產投資對經濟發展的影響不顯著，也反映了第二產業的投資效率不高。
關聯度系數表中的各列表明了甘肅省某個產業增加值對各個產業投資的關聯度。各列的列和表明某個產業增加值對三次產業固定資產投資的綜合關聯度，其數值越小，說明用越少的投資就能得到滿意的產值，該產業就越有發展潛力。第一產業增加值對各產業投資的綜合關聯度為2.4245，數值最小，說明甘肅省第一產業是具有較大發展潛力的產業，需要穩步發展。第二產業增加值對各產業投資的綜合關聯度為2.4949，數值最大，說明甘肅省第二產業的發展對投資的依賴性最大。
（三）結果分析
下文對每一個產業進行詳細的分析，試圖找出其中的問題，并提出一些有益的建議。
第三產業固定資產投資對各產業增加值的綜合關聯度為2.7686，數值最大，表明發展第三產業對經濟發展的影響具有顯著的效果。而且第三產業投資對第一、二產業增加值的綜合關聯度也都大于第一、二產業投資對其他產業增加值的關聯度，表明第三產業的發展對第一、二產業有很好的帶動作用。所以在資金允許的情況下，擴大第三產業的投資規模對產業結構的優化有很大的拉動作用，更能促進經濟的快速發展。但是相對第一產業來說，第三產業的發展對投資依賴性較大，這也反映了第三產業內部投資結構一些問題。從第三產業內部投資結構看，第三產業的投資偏重于低技術方向、技術密集度不高的傳統服務業。以2008年為例，甘肅省2008年交通運輸、倉儲和郵政業所占第三產業的投資比重為13.6%，批發零售業及傳統的住宿餐飲業總投資的比重達到6.3%；而那些具有競爭力的、高技術密集的部門則未達到應有的投資比例和發展水平，如2008年對金融業的投資所占第三產業的投資比重僅為0.1%，教育、文化體育及娛樂業總投資比重也只達到5.4%，可見第三產業內部投資結構還不夠合理。因此，在穩步擴大第三產業投資規模的同時，要積極引導第三產業的投資方向，使資金向著具有競爭力、高技術密集的部門轉移，以促進第三產業的優質發展。
第二產業固定資產投資對各產業增加值的綜合關聯度為2.2348，數值最小，可見第二產業固定資產投資對經濟發展的影響并不顯著，反映出第二產業的投資效率還不夠高。另外，第二產業增加值對投資的綜合關聯度為2.4949，數值最大，表明第二產業的發展對投資的依賴性最大。長期以來，甘肅始終著重的是以資源開發為主的原材料生產工業，這樣一種工業模式對投資的依賴性較大。而且第二產業的最終產品大都為粗放型的初級產品，深加工的廣度和深度差，產業鏈條短，這是第二產業投資效率不高、發展緩慢的最主要原因。隨著自然資源的日益減少，以資源開發為主的原材料生產工業道路必將越走越窄。因此，在控制第二產業固定資產投資規模的同時，要積極引導投資朝著新興工業方向流動、改善投資質量，同時要延長和加深產業鏈條，提高工業品的附加值，提高投資效益。
甘肅省是一個農業大省，河西走廊是我國糧食主產區之一，作為第一產業的主體農業，在國民經濟中具有基礎和保障作用，必須保證其穩定發展。但是甘肅省對第一產業的絕對投資總量還是偏小的，其占總固定資產投資的比例很小，這不利于農業的發展。甘肅農業的固定資產投資對產出的綜合關聯度為2.3993，大于第二產業投資對產出的綜合關聯度，即發展第一產業對甘肅經濟的發展有較顯著的影響。而且，第一產業增加值對投資的關聯度為2.4245，數值最小，反映出第一產業的發展對投資的依賴性最小，第一產業的發展潛力很大。因此，穩步提高對第一產業的投資，對甘肅經濟發展具有重要的意義。
三、結論
通過對甘肅省固定資產投資結構和產業結構的灰色關聯分析，第一產業固定資產投資對總產出的關聯度較大，而且考慮到甘肅省農業化發展水平不高的現狀，我們認為第一產業要穩健發展，應穩步擴大第一產業的投資規模。第二產業雖然發展顯著，但是這是以大量的投資消耗為代價的，甘肅第二產業投資對其他產業增加值的影響最小，也表明了第二產業發展相對獨立，第二產業未能發揮應有的“輻射效應”，對其他產業的發展也未起到應有的拉動作用。而且甘肅重工業偏重，使得能源消耗比較高，污染物排放過大，甘肅省的環境面臨很大的壓力，所以要控制對第二產業的投資規模，積極調整第二產業內部的投資結構，還要對第二產業的產品進行深加工，延長產業鏈條，提高第二產業的投資效益。
第三產業投資對經濟發展的影響最顯著，而且對第一、二產業的發展起到了積極的帶頭作用，所以應擴大第三產業的投資規模。但是我們也要看到第三產業對投資的依賴性還較大，第三產業內部對“高、精、尖”部門的投資比重非常小，因此，要引導第三產業的投資從傳統服務業向著具有競爭力、高技術密集的部門轉移。
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固定資產投資增長率范文第5篇
一、浦東、濱海新區社會經濟指標增長趨勢分析
（一）新區人口集聚速度分析
浦東作為最早成立的國家級新區，在中央和各省市政府的支持下，人口集聚效應快速顯現。1990年浦東新區成立之初人口僅133萬，2010年常住人口達到505萬，每年保持6.86%的速度增長。浦東新區人口集聚呈現3個增長階段：1990年到2000年，常住人口由133萬增加到240萬，每年增加10萬人；2000年到2008年，浦東新區人口由240萬增加到306萬，每年增加8.25萬人，人口的增長速度趨緩；2009年至今，南匯區并入浦東新區，浦東新區人口由2008年的306萬，激增到504萬（見圖1）。
浦東新區人口占全市的比重由1990年的10%上升到2010年的21.9%，比重穩步提高。從人口增長速度來看，浦東新區人口集聚在前兩個10年呈現兩種趨勢：在第一個10年，新區人口集聚速度明顯快于全市，全市常住人口年增長率為2.77%，浦東新區人口年增長率為6.86%，比全市約快4個百分點；在第二個10年，新區與全市的人口增速基本持平。
（二）主要經濟指標增長速度分析
1.新區GDP指標變動趨勢分析
從1990年到2010年，浦東新區GDP年均增長率為17.58%，基本上保持5年翻一番的速度增長。1995年，浦東新區GDP為414.65億元，到2000年GDP增加到920.63億元；2010年GDP增加到4708億元。從GDP占全市的比重來看，浦東新區GDP占全市的比重從2004年到2008年都維持在22%左右，為上海市經濟總量的1/5強。2009年南匯區并入浦東新區后，浦東新區GDP占全市的比重由2008年的22.4%上升到26.6%，提升了5個百分點。
從經濟貢獻上來看，浦東新區的發展為上海市的經濟發展提供了一個強大的增長點，對上海經濟的帶動作用日益明顯。2004年以后浦東新區的增長速度相對比較平穩，年增長率維持在15%左右，略低于浦東新區剛成立的前10年。浦東新區近6年（2006-2010）GDP保持了年均17%的增長速度，上海市全市GDP的增長率近6年保持在13%。2009年南匯區并入浦東新區后，整個新區GDP的增長有所提升，南匯區的并入推動浦東新區進入新的快速增長階段（見圖2）。
與浦東新區相比，濱海新區GDP的增長率在2005年之前低于浦東新區，而在此后增長速度快于浦東新區。從兩個新區的GDP增長速度來看，前10年GDP的增長速度呈現快速上升的趨勢，經過10年的發展GDP增長進入平穩期。
2.新區固定資產投資指標分析
固定資產投資是反映區域經濟活躍程度的最重要指標，可以通過這一指標觀測新區不同階段的投資活動趨勢和規律。新區建設初期通常是基礎設施和房地產投資的高峰期，其波動程度也比較大。從固定資產的投資規模來看，1990年浦東新區固定資產投資僅14億元，到2010年高達1432億元，是1990年的101倍，保持了每年26.67%的增長速度。從固定資產投資的增長率比來看，新區固定資產投資的增長速度在前10年（1990-2000）要顯著快于全市，政策驅動效應明顯。隨著新區建設進入成熟階段，固定資產投資的增長率與全市處于同一水平，但波動較大。
與浦東新區相比，濱海新區的固定資產投資增速要遠遠快于浦東新區。2003年浦東新區的固定資產增長速度要快于濱海新區，而從2004年到2009年，浦東新區的固定資產投資額都遠遠低于濱海新區，從圖3可以較為清楚地看出這一趨勢。2009年南匯區并入后，固定資產投資的速度得到提升，2010年浦東新區固定資產投資的增長速度超過濱海新區。
3.房地產投資額
新區的發展離不開房地產的開發與投資，1995年浦東新區的房地產投資僅有18.26億元，到2010年房地產投資額高達555.74億元，增長了30倍，年平均增長率為25%。從1995年到2000年，浦東新區房地產投資額處于平穩增長階段，而從2000年以后，呈現跨越式增長。房地產投資額占全市的比重始終都維持在1/5左 右。
從圖4可以看出，2005年開始濱海新區的房地產投資額增長率要高于浦東新區。濱海新區房地產投資額的增長率在2007年高達34%，而2008年之前浦東新區幾乎維持在同一水平，其中2005年、2006年增長比同期還有所下降，2009年以來南匯區的并入顯著帶動了浦東新區房地產投資額的增長。
（三）新區的經濟帶動效應
