廣東城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析

鐘秉盛

（暨南大學(xué) 管理學(xué)院，廣州 510632）

1 問題的提出

投資是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長一個(gè)不可或缺的因素，經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定的增長成為政府追求的目標(biāo)。這也使得長期以來固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，一直是國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)學(xué)家備受關(guān)注研究的領(lǐng)域。廣東自率先實(shí)施改革開放政策以來，經(jīng)濟(jì)建設(shè)取得了巨大的成就，是全國經(jīng)濟(jì)增長最快的省份之一。但當(dāng)前，國際金融市場急劇動(dòng)蕩，世界經(jīng)濟(jì)增長明顯放緩，外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境的變化對(duì)廣東經(jīng)濟(jì)造成了一定影響。在外需緊縮、居民消費(fèi)難以啟動(dòng)的情況，如何正確處理好固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的之間的關(guān)系就顯得尤其重要。本文通過1979～2009年廣東省經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，利用經(jīng)濟(jì)理論及計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的回歸分析、顯著性檢驗(yàn)、自相關(guān)檢驗(yàn)、異方差檢驗(yàn)、平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型及格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)等理論方法，研究分析廣東省城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，以加深對(duì)改革開發(fā)以來廣東城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系認(rèn)識(shí)，并在客觀分析評(píng)價(jià)中提出相應(yīng)的政策建議。

2 廣東固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證

2.1 變量、數(shù)據(jù)及模型的初始設(shè)定

這里主要對(duì)GDP（Y）及城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額（X）。主要數(shù)據(jù)來源于2009年廣東省統(tǒng)計(jì)年鑒及國家統(tǒng)計(jì)局、廣東省統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站公布的2009年相關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)整理。計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的基本假設(shè)：GDP（Y）與城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額（X）成正相關(guān)關(guān)系。

假設(shè)該模型的表達(dá)式為：Y＝c＋bX＋ε

其中：c、b、為相應(yīng)的擬合參數(shù)，ε為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

2.2 回歸分析及其檢驗(yàn)

文中對(duì)數(shù)據(jù)的分析處理用EViews6.0軟件。根據(jù)模型的回歸結(jié)果如下：

回歸結(jié)果分析：Adjusted R2＝0.994104表明，該模型的解釋變量解釋了1979～2009年間廣東國內(nèi)生產(chǎn)總值變異的99.41%，可知回歸系數(shù)擬合優(yōu)度很高，方程通過擬合優(yōu)度檢驗(yàn)。廣東城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資的增加會(huì)促進(jìn)GDP的增長，因而固定資產(chǎn)投資與GDP應(yīng)該呈正相關(guān)關(guān)系，并根據(jù)現(xiàn)實(shí)意義，參數(shù)b能夠通過經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。

2.3 顯著性檢驗(yàn)

在5%的顯著性水平下自由度為n－3＝28的臨界值t0．025（28）＝2.048，因此X的擬合參數(shù)通過t檢驗(yàn)，X對(duì)Y有顯著的影響。在5%的顯著性水平下，F(xiàn)（0．05）（2,28）＝3.34，而F＝5059.227遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于此臨界值，因此總體上看，模型中的解釋變量對(duì)被解釋變量的總影響是顯著的。

2.4 自相關(guān)檢驗(yàn)

由圖1可以看出，回歸殘差的序列圖是循環(huán)型的，殘差不是頻繁的改變符號(hào)，而是連續(xù)幾個(gè)正值后再連續(xù)出現(xiàn)幾個(gè)負(fù)值，表明存在自相關(guān)。另據(jù)上回歸分析中估計(jì)的DW=0.96637，給定5%的顯著性水平，因?yàn)門=31，解釋變量的個(gè)數(shù)k=1，的下限臨界值dL=1.147，上限臨界值dU=1.273。因?yàn)榻y(tǒng)計(jì)量0＜0.955431=DW＜ dL=1.147，也表明存在正序列相關(guān)。筆者在此認(rèn)為由于省略了影響GDP的出口和消費(fèi)顯著解釋變量所致，所以可能是虛假序列相關(guān)。但若不是這樣，而是由變量本身的趨勢所引起，則解釋變量的t和F檢驗(yàn)的解釋力將降低，出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象。這一點(diǎn)還要結(jié)合異方差檢驗(yàn)來說明，以進(jìn)一步改變模型的表達(dá)式。

2.5 異方差檢驗(yàn)

圖1 殘差序列圖

模型OLS回歸得到的殘差平方項(xiàng)（u）與X的散點(diǎn)圖（見圖2）表明隨機(jī)干擾項(xiàng)存在異方差。另經(jīng)White Heteroskedasticity Test得到Obs*R-squared對(duì)應(yīng)的Probability為0.0032，無論我們選擇5%還是1%的顯著性水平，都是小概率事件發(fā)生，因此接受備擇假設(shè)，即存在異方差。這提醒我們事先假定的模型方程形式可能有問題，出現(xiàn)了偽回歸現(xiàn)象。

圖2 模型OLS回歸得到的殘差平方項(xiàng)（u）與X的散點(diǎn)圖

結(jié)合上面的分析，并先驗(yàn)性的考慮由于數(shù)據(jù)的自然對(duì)數(shù)變換不改變變量的關(guān)系，我們將原假設(shè)模型改寫為：LY＝c＋bLX＋ε，即對(duì)各變量取對(duì)數(shù)，以望消除時(shí)間序列的異方差問題，因此，對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)形式變換，即用LY和LX分別表示進(jìn)行對(duì)數(shù)變換后的國內(nèi)生產(chǎn)總值和城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資額。

對(duì)改進(jìn)模型進(jìn)行線性回歸分析。結(jié)果如下：

很顯然，模型經(jīng)改進(jìn)后無論是參數(shù)的顯著性，還是樣本回歸的總顯著性，檢驗(yàn)結(jié)果更為明顯，都通過顯著性檢驗(yàn)，并且AIC、SC值分別由16.40983下降到-0.183844、16.50235下降到-0.091329。但DW＝0.306539減少，表明正序列相關(guān)依舊存在。筆者在此還是認(rèn)為由于省略了影響GDP的出口和消費(fèi)顯著解釋變量所致，所以很大可能是虛假序列相關(guān)；但經(jīng)White Heteroskedasticity Test得到Obs*R-squared對(duì)應(yīng)的Probability為0.1344無論我們選擇5%還是1%的顯著性水平平，都不能通過顯著性檢驗(yàn)，因此接受原假設(shè)，即不存在異方差。綜合上述結(jié)果，可見模型改進(jìn)的效果明顯。

上面的分析過程表明，我們?cè)谶\(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)進(jìn)行數(shù)據(jù)分析建模時(shí)一定要小心謹(jǐn)慎，模型與檢驗(yàn)方法的選擇都會(huì)影響到分析結(jié)果。為進(jìn)一步探究廣東城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資與GDP的長期、短期及因果關(guān)系作更深入的認(rèn)識(shí)，下面筆者將根據(jù)這一改進(jìn)的模型再進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型、格蘭杰因果檢驗(yàn)分析。

2.6 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

經(jīng)典的線性回歸模型通常假定序列是平穩(wěn)的，但是，時(shí)間序列數(shù)據(jù)可能是平穩(wěn)的，也可能是非平穩(wěn)的。若變量的數(shù)據(jù)生成過程是非平穩(wěn)過程，那么對(duì)這兩個(gè)非平穩(wěn)的時(shí)間序列做回歸，也可能會(huì)出現(xiàn)偽回歸。所以在進(jìn)行兩個(gè)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的回歸分析之前，必須對(duì)時(shí)間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，以判斷經(jīng)濟(jì)變量的平穩(wěn)性。在進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)之前，我們可以從廣東GDP（LY）與城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資（LX）趨勢分析中可以看出，兩者存在明顯的時(shí)間趨勢，表現(xiàn)出非平穩(wěn)性。下面，我們可以具體采用ADF檢驗(yàn)法，即對(duì)變量LYt和LXt以及變量的一階差分形式進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，采用（C，N，P）的檢驗(yàn)形式，即含有截距項(xiàng)、沒有趨勢項(xiàng)，且P=1（此時(shí)，AIC的值較?。?，顯著性水平10%，確定LYt和LXt單整的階數(shù)。

圖3 LY與LX時(shí)間趨勢

從表1中可以看出，對(duì)序列作一階差分后△LY和△X的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量分別為-2.775932和-3.717131，都小于顯著性水平為10%的臨界值，所以認(rèn)為序列LY和LX的一階差分不存在單位根。也就是說，非平穩(wěn)序列LY和LX經(jīng)過一階差分平穩(wěn)，和固定資產(chǎn)投資都是一階單整序列，即I(1)，變量之間符合協(xié)整關(guān)系分析的條件。

表1 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

2.7 協(xié)整檢驗(yàn)

對(duì)于兩個(gè)非平穩(wěn)的時(shí)間序列，若它們是同階單整的，則這兩個(gè)變量之間可能存在著協(xié)整關(guān)系。協(xié)整是對(duì)非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)變量的長期均衡關(guān)系的統(tǒng)計(jì)描述，存在協(xié)整關(guān)系的兩個(gè)非平穩(wěn)變量的線性離差是平穩(wěn)的。首先用OLS法對(duì)變量進(jìn)行線性回歸；其次對(duì)線性殘差序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，即單位根檢驗(yàn)，通常采用的E—G兩步法。對(duì)同屬I（1）過程的LY和LX兩個(gè)變量的時(shí)間序列進(jìn)行普通最小二乘回歸，模型的估計(jì)結(jié)果如上，且t、F值、各估計(jì)參數(shù)均較好通過顯著性檢驗(yàn)，模型的擬合度也較優(yōu)。

但協(xié)整檢驗(yàn)本質(zhì)上是對(duì)回歸方程的殘差序列e進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，如果殘差e是平穩(wěn)的，說明兩變量之間存在協(xié)整關(guān)系，反之不存在。為研究線性回歸殘差序列的平穩(wěn)性，再次運(yùn)用ADF檢驗(yàn)法，對(duì)上述回歸方程的回歸殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，殘差的穩(wěn)定性檢驗(yàn)：

表2 殘差序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從表2檢驗(yàn)的結(jié)果可以看到，殘差的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值均小于顯著性水平為0.01、0.05、0.1下的臨界值，所以認(rèn)為殘差序列e是平穩(wěn)序列。這表明序列LY與LX具有協(xié)整關(guān)系，即從長期來看，廣東省GDP與城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資存在長期的均衡關(guān)系。城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資每增加1%，GDP將增加0.882090%，這表明城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資對(duì)廣東省的經(jīng)濟(jì)增長有較大的拉動(dòng)作用。

2.8 誤差修正模型

以上協(xié)整分析的結(jié)果表明序列LY和LX存在長期均衡關(guān)系，而誤差修正模型是用來研究協(xié)整變量LY和LX短期變動(dòng)關(guān)系，它不再單純地使用變量的原始水平值或變量的差分建模，而是將兩者有機(jī)地結(jié)合在一起，充分利用這兩者所提供的信息。從短期看，被解釋變量的變動(dòng)是由較穩(wěn)定的長期趨勢及短期波動(dòng)所決定的；短期內(nèi)系統(tǒng)對(duì)于均衡狀態(tài)的偏離程度的大小直接導(dǎo)致波動(dòng)振幅的大小，從長期看，協(xié)整關(guān)系式起到引力的作用，將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。誤差修正模型的誤差修正項(xiàng)用ecmt-1表示，以協(xié)整方程的殘差序列et為基礎(chǔ)，反映了變量在短期波動(dòng)中偏離它們長期均衡關(guān)系的程度，亦稱為均衡誤差。為了解釋廣東城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資與GDP的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，建立如下誤差修正模型：

經(jīng)線性回歸的結(jié)果為：

誤差修正模型的實(shí)際值與擬合值的擬合效果較好，殘差基本上在1個(gè)正負(fù)標(biāo)準(zhǔn)差的范圍之內(nèi)，如圖4所示。

圖4 誤差修正模型的擬合效果

從變量顯著性檢驗(yàn)來看，誤差修正模型中的所有變量通過t檢驗(yàn)。短期城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資的變化將引起GDP同方向變化，LYt與LXt的短期彈性為0.277156，即短期內(nèi)城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資變動(dòng)1%，將引起國內(nèi)生產(chǎn)總值同方向變化0.277156%。誤差修正項(xiàng)ecmt-1的系數(shù)為負(fù)數(shù)，符合相反修正機(jī)制，值為-0.174974，意味著上一年度的非均衡誤差以0.174974%的比率對(duì)本年度的GDP做出反向修正，將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)，兩變量之間存在動(dòng)態(tài)均衡機(jī)制。

2.9 格蘭杰因果檢驗(yàn)

判斷一個(gè)變量的變化是否是另一個(gè)變量變化的原因，是經(jīng)濟(jì)計(jì)量學(xué)中的常見問題。根據(jù)加速理論和乘數(shù)理論，投資變動(dòng)會(huì)拉動(dòng)GDP變動(dòng)，并且會(huì)以乘數(shù)因子影響GDP；另一方面，GDP的變動(dòng)也會(huì)引致投資效應(yīng),，并以加速因子影響投資的變動(dòng)。上面協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果顯示廣東省城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資與GDP之間存在長期的均衡關(guān)系，但是這種均衡關(guān)系是否是因果關(guān)系，還需要我們進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)。常用的因果關(guān)系檢驗(yàn)是Granger因果檢驗(yàn)。其實(shí)質(zhì)上是檢驗(yàn)一個(gè)變量的滯后變量是否可以引入到其他變量方程中。如果一個(gè)變量受到其他變量的滯后影響，則稱它們具有Granger因果關(guān)系。因果關(guān)系的檢驗(yàn)涉及滯后階數(shù)的選擇，筆者在選定滯后階數(shù)分別為1、2、3、4、5的檢驗(yàn)結(jié)果均表明，在5%顯著性水平上，廣東GDP的增長不是城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資的原因，而城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資的增長則為廣東GDP增長的原因，兩者間不存在雙向因果關(guān)系。

表3 GDP（Y）與城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資（X）的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果（10%的顯著性水平）

由表3 Granger因果檢驗(yàn)的結(jié)果可以得到：當(dāng)滯后期為一年左右時(shí)，Y和X之間存在雙向的Granger因果影響關(guān)系,即除了X的變動(dòng)是引起Y波動(dòng)變化的原因以外，Y的變動(dòng)也是影響X變動(dòng)的原因。但是當(dāng)滯后期選擇在2、3、4、5期時(shí)，檢驗(yàn)結(jié)果均表明廣東城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資不是GDP的Granger原因，而GDP是城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資的Granger原因。這有點(diǎn)不合乎常理，或由于廣東是以外向型經(jīng)濟(jì)為導(dǎo)向的省份，在以通過外貿(mào)為主促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展情況下，伴隨儲(chǔ)蓄的增長，進(jìn)而推動(dòng)固定資產(chǎn)投資的增長。根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論，投資由儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化而來,而儲(chǔ)蓄和消費(fèi)的數(shù)量又是由國民收入的數(shù)量決定的。因此，歸根結(jié)底，投資支出的數(shù)量是由經(jīng)濟(jì)增長情況決定的，即經(jīng)濟(jì)增長可以推動(dòng)投資更快速地增長。

3 主要結(jié)論及政策建議

3.1 主要結(jié)論

實(shí)證研究的結(jié)論分析。主要表現(xiàn)在以下幾方面：

（1）廣東城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資與GDP之間可以建立對(duì)數(shù)線性回歸模型來分析彼此間的關(guān)系，回歸擬合度較好，顯著消除了異方差現(xiàn)象，但根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論，投資、消費(fèi)、出口是影響經(jīng)濟(jì)增長的三個(gè)主要因素，回歸模型省略了影響GDP的出口和消費(fèi)顯著解釋變量，DW值偏低，所以可能存在虛假序列相關(guān)現(xiàn)象。

（2）廣東省城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系和動(dòng)態(tài)均衡機(jī)制。協(xié)整分析顯示廣東省的城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)作用明顯，當(dāng)年的固定資產(chǎn)投資增加1個(gè)百分點(diǎn)，廣東省的GDP將增加0.88209個(gè)百分點(diǎn)。誤差修正模型顯示短期內(nèi)，城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用也比較明顯，城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資總額每變動(dòng)1%，將引起GDP同方向變動(dòng)0.277156%；并且兩變量之間存在著動(dòng)態(tài)均衡機(jī)制，當(dāng)短期波動(dòng)偏離長期均衡時(shí)，誤差修正項(xiàng)起到了較明顯的收斂作用，即對(duì)上一年度的非均衡誤差以0.174974%的比率對(duì)本年度的GDP做出反向修正。

（3）Granger因果檢驗(yàn)的結(jié)果表明：當(dāng)滯后期為一年左右時(shí)，城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資和GDP之間存在雙向的Granger因果影響關(guān)系，即除了城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資的變動(dòng)是引起GDP波動(dòng)變化的原因以外，GDP的變動(dòng)也是影響城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資變動(dòng)的原因。但是當(dāng)滯后期選擇在2、3、4、5期時(shí)，兩者間不能存在Granger雙向因果關(guān)系，廣東城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資不是GDP的Granger原因，而GDP是城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資的Granger原因。這有點(diǎn)不合乎常理，或由于廣東是以外向型經(jīng)濟(jì)為導(dǎo)向的省份，在以通過外貿(mào)為主促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展情況下，伴隨儲(chǔ)蓄的增長，進(jìn)而推動(dòng)城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資的增長。投資由儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化而來，而儲(chǔ)蓄和消費(fèi)的數(shù)量又是由國民收入的數(shù)量決定的。因此，廣東省的經(jīng)濟(jì)增長為資本形成和投資增量的形成提供了物質(zhì)基礎(chǔ)，經(jīng)濟(jì)增長是增加城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資及其他投資的前提和基礎(chǔ)，即常說的“加速原理”，可以認(rèn)為城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資支出的數(shù)量是由經(jīng)濟(jì)增長情況決定的。

（4）模型回歸分析及檢驗(yàn)結(jié)果與實(shí)際應(yīng)該存在一定的差異性。這種差異性的產(chǎn)生，可能來源于以下兩個(gè)方面：一方面計(jì)量方法上的偏差。任何計(jì)量模型都是對(duì)經(jīng)濟(jì)過程的近似模擬,而不是經(jīng)濟(jì)過程的再現(xiàn)，估計(jì)出來的結(jié)果與實(shí)際情況會(huì)有一定的偏差。另一方面變量的遺漏。影響經(jīng)濟(jì)增長的因素有很多，除了城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)的投資之外，人力資本投資、消費(fèi)水平、對(duì)外貿(mào)易水平等因素對(duì)廣東經(jīng)濟(jì)增長也有重要的影響，忽略這些因素的影響，單純考慮城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響，肯定會(huì)帶來一定的偏差。

3.2 相關(guān)政策建議

（1）要保持適應(yīng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展需要的適度固定資產(chǎn)投資規(guī)模，確保經(jīng)濟(jì)長期均衡發(fā)展。根據(jù)經(jīng)濟(jì)增長理論以及投資乘數(shù)理論，固定資產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長不僅具有直接的拉動(dòng)作用，而且擴(kuò)大投資會(huì)推動(dòng)對(duì)原材料、生產(chǎn)設(shè)備、勞動(dòng)力等的需求，增加與投資活動(dòng)相關(guān)行業(yè)的產(chǎn)出和消費(fèi)需求，從而引起國內(nèi)生產(chǎn)總值的成倍增加。正如上面實(shí)證分析結(jié)果表明固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。所以要確保廣東經(jīng)濟(jì)長期均衡發(fā)展，特別是為盡早走出全球金融危機(jī)所帶來的負(fù)面影響，保持適度的投資規(guī)模很有必要。雖然經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的方法、手段和模式，但其中不僅應(yīng)包含經(jīng)濟(jì)增長方式，而且更有結(jié)構(gòu)（經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)和地區(qū)結(jié)構(gòu)等）、運(yùn)行質(zhì)量、經(jīng)濟(jì)效益、收入分配、環(huán)境保護(hù)、城市化程度、工業(yè)化水平以及現(xiàn)代化進(jìn)程等諸多方面的內(nèi)容。所以，強(qiáng)調(diào)投資應(yīng)適應(yīng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要，而不僅僅在于單純的經(jīng)濟(jì)增長。

（2）要改善投資結(jié)構(gòu)，合理配置投資資源，提高投資資源的使用效率。這是實(shí)現(xiàn)固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)發(fā)展良性循環(huán)的重要保證。當(dāng)前廣東省要抓住泛珠三角經(jīng)濟(jì)圈發(fā)展規(guī)劃的機(jī)遇，夯實(shí)“雙轉(zhuǎn)移”戰(zhàn)略，在確保適度投資總量的基礎(chǔ)上，改善投資結(jié)構(gòu)，引導(dǎo)投資資金投向改善全省經(jīng)濟(jì)發(fā)展環(huán)境的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等薄弱環(huán)節(jié)和重點(diǎn)領(lǐng)域的同時(shí)，要合理配置投資資源，加強(qiáng)農(nóng)業(yè)、水利、環(huán)保、教育、科技及粵北、粵西等經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)的固定資產(chǎn)投資等，以提高投資資源的使用效率，實(shí)現(xiàn)全省經(jīng)濟(jì)的均衡發(fā)展。

（3）要大力提升居民消費(fèi)需求，確保固定資產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的持久作用。從宏觀經(jīng)濟(jì)理論來看，投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)作用一方面是由自身需求拉動(dòng)的，更重要的方面則是由邊際消費(fèi)傾向決定的投資乘數(shù)大小拉動(dòng)的。邊際消費(fèi)傾向越大，投資乘數(shù)越大，拉動(dòng)作用也就越大?？梢?，消費(fèi)傾向的大小是決定投資拉動(dòng)作用的關(guān)鍵因素，固定資產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的拉動(dòng)作用歸根結(jié)底要取決于最終消費(fèi)需求是否擴(kuò)大。鑒于此，廣東的固定資產(chǎn)投資與消費(fèi)需求應(yīng)協(xié)調(diào)發(fā)展，要在制度、政策、增加有效需求、提升居民購買力等方面下功夫，以確保固定資產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的持久作用。

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