固定资产投资估算方法范文

固定资产投资估算方法篇1

关键词:改扩建项目;有无对比法

中图分类号:F27 文献标识码:A

改扩建项目经济效益分析的主要内容和基本方法与新建项目经济效益分析大致相同,但由于受改扩建项目固有特点的决定,其经济效益分析的某些具体方法和特殊要求又有其特殊性,与新建项目不同。

一、财务基础数据估算的主要内容

对于新建项目来说,投入的费用和产出的效益比较明显容易计算,而对于改扩建项目来说,情况则要复杂得多。它在建设过程中所投入的不仅仅是改扩建工程的各种费用,而且还包括因实施改扩建工程而发生的各种相关费用和相关损失。因此,改扩建项目的经济效益分析需要采取有无对比法计算其改扩建与不改扩建相对应的增量效益与增量费用。

1、固定资产投资额估算。改扩建项目的固定资产投资额,不仅包括新增投资,而且还包括由项目建设可能带来的停产或减产损失,以及原有固定资产拆除费等。

改扩建项目固定资产投资额估算方法与新建项目固定资产投资额的估算方法相同,一般采用“概算指标估算法”。但在估算改扩建项目固定资产投资额时,应运用有无对比法,如果改扩项目的效益和费用难以与原有企业分开,就必须先计算“有项目”和“无项目”两种情况下的投资,然后再计算增量投资。在估算“有项目”投资额时,应先估算新增投资,再计算出“有项目”的总量投资。

项目范围内的原有固定资产可分为“继续利用”和“不再利用”两部分,当计算“有项目”投资时,原有资产无论其利用可否,均与新增投资一起计入投资费用。“不再利用”的资产如果变卖,其价值按变卖值和变卖时间另计入现金流入资金来源栏目内;而涉及产权转移时,则需采用重估值计算。

企业原有固定资产重估算的计算,是一种比较困难的工作,目前,国家有关部门对国有资产主体变动或国有资产经营、使用主体变动的项目,规定可采用以下几种评估方法:(1)收益现值法。即按被评估时资产预期盈利能力和平均资金利润率计算出资产的现值,并以此确定重估价值;(2)重置成本法。即根据估价时该项目固定资产在全新情况下的市场价格及重置成本,减去按重置成本计算的已使用年限的累计折旧额,并考虑资产功能变化等因素,确定重估价值;(3)现行市价法。即参照市场上同一的或类似的资产交易价格确定重估价值;(4)清算价格法。即按企业破产清算时或类似的资产可变化的价值确定重估价值。

2、总成本费用。改扩建项目的总成本费用测算,也应考虑和反映出进行改扩建和不进行改扩建两种情况及其差别,重点测算出项目的增量费用。

(1)关于折旧费的处理。在有项目情况下,不再利用的固定资产只要不处理(报废或变卖),就仍然是固定资产的一部分,但是不能提取折旧,因而导致新增折旧不等于新增固定资产折旧,前者是指“有项目”折旧与现状之间的差额,它等于新增固定资产的折旧减去不再利用的原有固定资产本来应该计提的折旧。只有在原有固定资产等于部分利用的情况下,这两个数值才相等。如果不再利用的原有固定资产的价值较小时,为简化计算,也可直接采用新增固定资产的折旧。

(2)关于沉没费用和固定成本的处理。改扩建项目经济效益分析中所用到的增量数据和新增数据是对企业总体而言的,但改扩建项目的范围可能只是一条生产线或一个车间,这样,在项目经济效益分析中计算费用时,要注意识别属于整个企业范围的沉没费用或生产成本中的固定部分,这部分费用不计为增量费用和新增费用。特别是当企业进行改造时应特别注意这个问题。

3、利润。改扩建项目的利润测算,也应考虑和反映出进行改扩建和不进行改扩建两种情况及其差别,重点测算出项目的增量效益。同样,也要运用有无对比法进行增量计算。在计算出增量效益和增量费用等增量数据后,即可进行改扩建项目的经济效益分析。

二、改扩建项目财务效益分析

改扩建项目的经济效益分析分为财务效益分析和国民效益分析两个层次:

1、财务效益分析的目标。改扩建项目财务效益分析的目标主要是盈利和清偿能力两个方面。从本质上讲,改扩建项目的盈利能力分析是对“建项目”和“不建项目”两个方案进行比较,优选其中一个方案。方案比较最基本的方法是差额分析,也就是“有项目”相对于“无项目”的有无对比、增量计算,通过盈利能力分析指标可以反映项目在财务上是否合理,是否应该投资建设。因此,盈利能力的分析结论对投资决策起主导作用。

清偿能力分析是在现状的基础上对项目实施后的财务进行评价,判断拟建项目清偿能力和财务风险。分析的范围原则上是整个企业,而不仅仅是项目本身。可用于还款的资金除项目新增的以外,还包括原有企业所能提供的还款资金来源。

2、财务效益分析的基本报表。改扩建项目财务效益分析的基本报表有:现金流量表(增量全部投资、增量自有资金)、利润表、资金来源与运用表、资产负债表等。各基本报表与新建项目的基本报表的原理、计算过程、填写方法都基本一致,只是各项数据的识别、计算要复杂一些,尤其是《财务现金流量表(增量全部投资、增量自有资金)》。

3、财务效益分析指标。改扩建项目的财务效益分析中的盈利能力分析主要是通过计算和分析财务内部收益率、财务净现值、投资利润率、投资利税率、资本金利润率、资本金净利润率和投资回期等指标来进行。清偿能力分析主要是通过计算和分析借款偿还期、资产负债率、流动比率、速动比率等指标来进行的。

固定资产投资估算方法篇2

[关键词]可行性；控制；概算；招标

近年来，不少建设单位项目考察不到位，盲目立项；立项后。在施工过程又缺乏控制，施工成本超概算，投资失控。这些问题导致项目建成后资产折旧额过大，投资回收期无限延长，甚至成本无法收回。使得一些原本效益很好的项目，建成后面临困境，步履维艰，甚至成了亏损企业，给投资者和股东造成了巨大的损失。这种现象在国有或国有控股企业中表现得尤为明显，重点是从项目的立项和招标两个阶段加强控制。

一、项目立项、投资决策阶段的控制

(一)项目立项的可行性分析

项目的可行性分析是立项的最基本要求。加强可行性研究，对不同建设和方案进行技术、经济的比较和选择，作出判断和决定。项目决策正确与否，直接关系到工程造价的高低及投资效果的好坏。正确决策是合理确定与控制工程造价的前提，正确的项目投资行动来源于正确的项目投资决策。做好项目可行性研究报告，根据市场需求及发展前景，合理确定工程的规模及建筑标准，并从客观和微观两个方面对投资项目的风险进行认真分析。

客观分析主要是从宏观上评价社会政治形势、国家政策法规、市场需求和资源情况，从而正确选择投资机会；微观分析是根据单位发展战略和项目开发的需要，组织专家或委托咨询机构，从技术、经济和环境保护等方面，全面地、系统地论证拟建项目的必要性和可行性，对拟建项目的建设规模、资源条件、市场预测、工程技术和财务经济评价等的真实性、客观性、可靠性进行全面评价，作出投资决策。运用科学的风险投资决策分析方法，如差量分析法、量本利分析法、净现值法、回收期法、销售无差别点等测算不同方案的净现金流量、期望收益率等，从而正确选择投资方案，避免因决策失误而造成损失。

(二)投资估算控制

投资估算对立项具有决定意义。项目立项前。除进行可行性分析外，还要科学地进行工程项目的效益分析、编制工程投资估算。

项目投资估算是项目主管部门审批项目建议书的依据之一，并对项目的规划、规模起参考作用；是项目投资决策的重要依据，也是研究、分析、计算项目投资经济效果的重要条件，并对工程设计概算起控制作用。投资估算是项目资金筹措及制订建设贷款计划的依据，是核算建设项目固定资产投资需要额和编制固定资产投资计划的重要依据。项目投资的估算包括固定资产投资估算和流动资金估算两部分。

固定资产投资估算的内容按照费用的性质划分为：建筑安装工程费、设备及工器具购置费、工程建设其他费用(此时不含流动资金)、基本预备费、涨价预备费、建设期贷款利息、固定资产投资方向调节税等。其中，建筑安装工程费、设备及工器具购置费形成固定资产；工程建设其他费用可分别形成固定资产、无形资产及其他资产。基本预备费、涨价预备费、建设期利息，在可行性研究阶段为简化计算，一并计入固定资产。

固定资产投资可分为静态部分和动态部分。涨价预备费、建设期利息和固定资产投资方向调节税构成动态投资部分；其余部分为静态投资部分。

流动资金是指生产经营性项目投产后，用于购买原材料、燃料，支付工资及其他经营费用等所需的周转资金。它是伴随着固定资产投资而发生的长期占用的流动资产投资，流动资金=流动资产-流动负债。其中，流动资产主要考虑现金、应收账款和存货；流动负债主要考虑应付账款。因此，流动资金的概念实际上就是财务中的营运资金。

投资估算编制尽可能细致、全面，从现实出发，充分考虑到施工过程中可能出现的各种情况及不利因素对工程造价的影响。考虑市场情况及建设期间预留价格浮动系数。使投资基本上符合实际并留有余地。在规划阶段的投资估算误差允许大于±30％；建议书阶段的投资估算控制在±30％以内；初步可行性研究阶段的投资估算控制在±20％以内；详细可行性研究阶段的投资估算控制在±10％以内。使投资估算真正起到控制项目总投资的作用。

二、招标过程控制

在招标阶段，一定要严格执行国家规定的有关招标投标制度，择优选择施工队伍。招标成功的关键取决于建设单位对市场价的掌握程度。在建筑市场上。各施工单位在管理水平、施工工艺、组织方案及工效等方面存在着差异，对于同一个工程项目，其造价离散性很大。项目管理者在招标中可采取的办法：一是设定标底但不唯标底，评标时，对商务标上下封顶，低于底线的。必须有可行的降价措施；二是推行国际通行的工程量洁单报价，可使真实的价格更加明朗化；三是用奖励的办法鼓励承包商使用新技术来降低工程造价；四是引导承包商在费率上进行竞争，对有些主材料占比例大的项目，大幅度进行总价降点对承包商显失公平，可采用综合费率降点招标。

在目前不很规范的市场机制下，工程招、投标管理没有完全法制化、规范化，不正当的竞争依然存在，工程投标依然采取各种手段进行竞争。施工企业为了争取施工项目，通常是以降低标价、提高标准、缩短工期或减少应有的费用项目等为代价，造成施工项目到手后降低施工质量，或者盲目超概，造成投资损失。因此，在招标过程中要进行严格评标。

在评标中，要认真审查施工单位编制的经优化的网络图，认真做好施工队伍设计方案的论证工作。审查投标单位报价应该做到总报价和单项报价的综合评审。总价符合要求并不能说明单项报价符合要求，总报价最低并不能说明单项报价最低。投标人往往可能在保持总造价不变的情况下。将工程量可能变化较小的项目的单价降低，将可能变化较大的项目单价增大，以期达到在竣工结算时追加工程款的目的。另外也要做到单价和相应工程数量的综合评审，工程数量大的单价要重点分析。还要做到单价与工作内容、施工方案、技术工艺的综合评审。从中选出最能合理利用人力、物力、财力资源的方案。从而择优选择合适的施工单位。

选定施工单位后，要签订严密的施工承包合同。施工合同是施工阶段造价控制的依据。建设单位在工程招投标阶段对工程造价管理的关键是确定施工合同中工程价款的条款。这些条款的责任、约定必须清晰、明了、有制约性，且可操作性强。在施工中只有加强合同管理，才能保证合同造价的合理性、合法性，减少履行合同中甲、乙双方的纠纷，维护合同双方利益，有效地控制工程投资造价。建立健全内部财务监察约束机制，认真履行职责。建立健全内部控制制度(如建立合同审查签证制度)，经济合同须经合同管理部门和法律咨询单位审查签证后，才能加盖合同章。要严格签约资格，严格法人委托制，严禁无授权、无资格签约。

固定资产投资估算方法篇3

（1）投资估算。可行性研究广泛应用于新建、改建和扩建项目。在项目投资决策之前，通过做好可行性研究，使项目的投资决策工作建立在科学性和可靠性的基础之上，从而实现项目投资决策科学化，减少和避免投资决策的失误，提高项目投资的经济效益。投资估算是可行性研究报告的主要内容之一。一是工程建设投资估算的内容。建设项目投资估算包括的内容，应视项目的性质和范围而定。整体性民用项目的投资估算，从费用构成来讲应包括该项目从筹建、施工直至竣工投产所需的全部费用，按国家有关规定具体包括：建筑安装工程费、设备和工器具购置费、工程建设其他费用、预备费、建设期贷款利息、固定资产投资方向调节税、企业流动资金等。二是工程建设投资估算的影响。工程建设投资估算的准确性直接影响到项目的投资决策、基建规模、工程设计方案、投资经济效果、并直接影响到工程建设能否顺利进行。具体为：其一，项目建议书阶段的投资估算，是项目主管部门审批项目建议书的依据之一。并对项目的规划、规模起参考作用。其二，项目可行性研究阶段的投资，是项目投资决策的重要依据，也是研究、分析、计算项目投资经济效果的重要条件。其三，项目投资估算对工程设计概算起控制作用，设计概算不得突破批准的投资估算颧，并应控制在投资估算额以内。其四，项目投资估算可作为项目资金筹措及制订建设贷款计划的依据，建设单位可根据批准的投资估算额进行资金筹措和向银行申请贷款。其五，项目投资估算是核算建设项目固定资产投资需要额和编制固定资产投资计划的重要依据。其六，项目投资估算是进行工程设计招标，优选设计单位和设计方案的依据。其七，项目投资估算是实行工程限额设计的依据。实行工程限额设计，在一定的投资额范围内确定设计方案，以便控制项目建设和装饰的标准。（2）设计概算。设计概算是指在初步设计或扩大初步设计阶段，根据设计要求对工程造价进行的概略讨算，是设计文件的组成部分。设计概算分为三级概算，即单位工程概算、单项工程综合概算、建设项目总概算。建设项目总概算是确定整个建设项目从筹建到竣工验收所需全部费用文件。它是由各个单项工程综合概算以及工程建设其他费用和预备费用概算汇总编制而成的。概算的作用分为：一是概算是设计经济合理性的反映；是国家据以批准初步设计的经济文件：是向国家和地区报批投资的文件：二是概算是国家控制基本建设项目投资的依据。概算一经有权机关（或称主审单位）批准，即作为建设项目投资的法定依据。三是经批准的概算是编制固定资产计划和基本建设计划的依据。（3）施工图预算。一是施工图预算的内容。施工图预算是确定建筑安装工程预算造价的文件。是在施工图设计完成后，以施工图为依据，根据预算定额、取费标准以及地区人工、材料、机械台班的预算价格进行编制的，所以称为施工图预算，也叫设计预算。单位工程施工图预算包括建筑工程预算和设备安装工程预算。建筑工程预算分为一般土建工程预算、卫生工程预算、电气照明工程预算、特殊构筑物工程预算及工业管道工程预算。二是施工图预算的作用。其一，施工图预算是落实或调整年度建设计划的依据。由于施工图预算比设计概算更具体、更切合实际，因此可据以落实或调整年度投资计划。其二，在委托承包时，施工图预算是签订工程承包合同的依据。建设单位和施工单位双方以施工图预算为基础，签订承包工程经济合同，明确甲、乙双方的经济责任。其三，在委托承包时，施工图预算是办理财务拨款、工程贷款和工程结算的依据。建设银行在施工期间按施工图预算和工程进度办理工程款预支和结算。其四，施工图预算是施工单位编制施工计划的依据。其五，施工图预算是加强施工企业实行经济核算的依据。其六，施工图预算是实行招标、投标的重要依据。施工图预算是建设单位在实行工程招标时确定“标底”的依据，也是施工单位参加投标时报价的依据。

二、工程建设预算编制所用方法与精度

估算、概算和预算，其主要区别在于其设计深度不同，因而编制方法与深度亦不同。编制估算的依据是项目建议书，工程设计方案，同类项目投资资料等：概算依据是初步设计和概算指标或类似工程预算或约略的工程量等；预算依据施工图设计和设备安装定额。在编制方法上，估算是根据具体情况选用适宜的估算方法。其方法有：生产规模指数估算法；分项比例估算法；资金周转率法；单位面积综合指标估算法；单元指标估算法；流动资产投资估算法。建筑工程概算的主要编制方法有三个，具体是：扩大单价法：概算指标法：类似工程预算法。设备安装工程概算编制方法有三种，预算单价法；扩大单价法；概算指标法。施工图预算的编制方法有单价法和实物法两种。

参 考 文 献

[1]徐大图.工程造价的确定与控制.北京：中国计划出版社，1997

固定资产投资估算方法篇4

投资被高估，消费被低估

从统计局公布的数据看，在过去十年大部分时间里，资本形成对GDP的贡献均超过最终消费，也即中国经济增长一直靠投资拉动。但笔者对固定资产投资增速与GDP增速之间进行一致性分析，发现自2004年起投资增速与GDP增速之间发生了明显的背离现象，如在2005-2007年固定资产投资增速回落的过程中，GDP增速却出现了上升。既然大家普遍认为中国经济是靠投资拉动的，那么固定资产投资增速与GDP的背离现象就足以引起人们对投资规模数据可靠性的怀疑了。

1.固定资产投资规模被高估。若从增量资本产出比（ICOR，反映投资效率指标）看，1994年大约为1.955，到了2009年已经达到6.09，甚至在2011年达到了7.05的水平。也就是说，增加1元钱的GDP，原本只要1.955元的投资，现在则需7.05元投资。这当然可以解释为边际投资效率的降低，但是否也可以解释为投资的“水分”越来越大呢？虽然说土地购置成本的上升等价格因素也是造成固定资产投资增速虚增的原因，但即便用扣除价格因素后的实际增速来考察，也同样会发现固定资产投资规模有虚增嫌疑。

从投资过程的实物投入看，绝大部分的固定资产投资项目，都需要用到钢材和水泥，即钢材和水泥在固定资产投资规模中占一定比例，假如这个比例恒定的话，那么固定资产投资规模增加10%，钢材和水泥的用量也应该增加10%。然而，从统计数据看，2004-2011年螺纹钢消费量平均增长率为15.96%，但同期固定资产实际投资平均增速为22.78%（扣除价格因素），每年平均竟相差6个多百分点，说明螺纹钢消费量并没有随固定资产投资的增长而同步增长，其在固定资产投资中占比越来越小。

如2010年螺纹钢消费量同比只增长13.12%，但同期固定资产投资实际增速为20.89%，超过螺纹钢消费量增速7个百分点。而更能说明问题的是水泥，因为水泥的保质期较短，不宜储存或对外出口。据统计局数据，2001年全社会固定资产投资额中每亿元所含的水泥产量为1.7万吨，而到了2011年，每亿元所含的水泥产量仅为0.67万吨，即便考虑过去10年水泥的价格上涨因素（按普通硅酸盐水泥价格涨幅计），也要比10年前减少了一半左右。

再从新增吨钢产能所花费的固定资产投资金额（剔除价格因素）来看，2004至2010年整体呈上行趋势。2004年至2006年，新增吨钢产能的投资花费为3300元/吨，而2007年至2010年上升至7000元/吨，由于2004年至2010年新建产能所购设备未有显著变化，这种台阶式跳升显然不能用设备换代或涨价来解释，反而是投资金额多报的可能性较大。

以上两个证据说明，固定资产投资规模统计存在高估可能。之所以出现高估的情况，无非有三个主要路径：项目转包、统计报表虚报和偷工减料。项目转包是目前非常常见的现象，每转一次，就可以提取一定比例的管理费，如果转包5次，或许实际发生的工程费要比计划少掉一大半。此外，有些项目中存在虚报价格、从事关联交易的财务欺诈行为的可能性；还有些申报项目为能获批而支出的公关费用、招标过程中发包方得到的回扣等支出，往往也计入工程款项而被统计入固定资产投资中。至于在偷工减料方面，把钢筋拉长拉细以降低成本等，更是屡有所闻。

2011年7月审计署了2010年审计署绩效报告，在报告中提到“截至2010年6月底，全国审计机关共对京沪高速铁路等已投入资金1.9万亿元的5.4万个投资项目实施了审计或审计调查。通过审计，核减工程价款和挽回损失、节省工程投资283亿元，占相关项目投资总额的3.5%”。由此，我们认为固定资产投资至少被高估了3.5%，当然，被审计出来的部分只是冰山一角而已。

2.居民可支配收入总额被低估。投资被高估，不仅在统计上需要重新评估中国经济的增长模式，而且也需要对居民收入进行重估。因为国家统计局“居民人均可支配收入”数据是抽样调查数据，存在误差。由人均可支配收入乘以人口数测算的居民可支配收入总额必然也存在误差。笔者认为长期以来居民可支配收入是被低估的，因为从长期看，收入应该等于支出，假定一年内居民新增支出也大致等于新增收入，那么，就可以估算出该年份的居民实际可支配收入，若减去国家统计局公布的居民可支配收入抽样调查数据，则就是低估的部分。

这里所指的支出，其含义是经济学上的消费加储蓄，即广义支出，包括年内新增的消费、新增居民储蓄、居民在股票、债券和基金及银行理财产品、保险费用的净支出，还有购房投资及房贷还本付息等方面的净投入，以及固定资产投资等。根据这一方法，2008年居民可支配收入总额被低估约4.7万亿。

如今，笔者又发现了一个更便捷的估算方法。《2010年中国统计年鉴》中有2006-2008这三年的“资金流量表（实物交易）”，显示2006至2008年住户部门可支配总收入分别为12.9万亿、15.66万亿和18.24万亿。这是统计局以联合国1993年版国民经济核算体系（SNA）为模式确定的核算方法所得出的数据，其基本原理类似于会计中的“有借必有贷”的平衡计算法。这里所谓的“住户部门”，也包括一般居民之外的个体工商业者，这与国家统计局抽样调查中的“居民”涵盖范围是一致的。

如果把2006-2008年国家统计局城乡居民人均可支配收入抽样调查数据，分别乘以城乡常住人口，则可以推算出2006-2008年中国居民可支配收入总额分别为9.48万亿、11.32万亿和13.20万亿。与上述资金流量表的数据相比，分别相差了3.42万亿、4.34万亿和5.04万亿。也就是说，国家统计局修正后的2008年居民可支配收入总额要比原先公布的抽样调查结果高5.04万亿，也高于笔者之前的估算。

虽然国家统计局要到2013年才会公布2011年的“资金流量表（实物交易）”，但根据已经公布的2011年城乡居民人均可支配收入（抽样调查结果），可以推算出2011年中国居民可支配收入总额约为19.65万亿。由于2008-2011三年居民可支配收入（抽样调查结果）累计涨幅为51%，可推算出2011年的实际居民可支配总收入可能达到27.54万亿，即低估了7.89万亿（图4），相当于居民可支配收入占GDP的比重从41.8%提升至58.6%，该比重或许可以化解长期被大家诟病的“居民收入占GDP比重过低”的困惑。

3.消费被低估。居民可支配收入被低估，可以从逻辑上推断全社会消费能力被低估。统计年鉴中与消费有关的科目主要包括：社会消费品零售总额和GDP支出法下居民消费支出。GDP支出法下的居民消费支出比社会消费品零售总额更能反映中国居民综合生活消费水平，但有很多被低估的成分。我们采用化整为零的方法，尽量还原真实的居民消费支出。

根据我们的详细测算，居民实物消费被低估4%-10%（高端消费品被低估较多），服务性消费被低估18%-21%（主要存在于文化娱乐、居住和医疗等领域）。这样还能算出总的被低估的居民消费支出。修正后的居民消费支出占GDP比重，与统计局公布的居民消费占GDP比重进行对比，得出居民消费支出占GDP比重大约被低估2%左右。从修正后消费和投资与GDP占比情况看，2004-2011年消费占比都明显高于投资占比。

我们假设固定资产投资被高估了10%，主要基于审计署绩效报告中固定资产投资被高估3.5%以及没有被审计出来的部分。我们将修正后的消费、投资、净出口对GDP的贡献率进行重新计算，并与统计局公布的修正前相应的数据进行对比，得到的结果令人信服。经过修正，我们发现消费对GDP的贡献被低估了，投资对GDP的贡献则相对被高估了， 2005、2006、2007、2008、2011年消费对GDP的贡献都超过了投资，09和10年出现投资贡献超过消费主要是因为4万亿计划的作用。

未来中国经济由消费主导

在上一节，我们综合各种消费被低估的因素和投资被高估的因素，则可以确信消费对经济增长的贡献在前几年就已经超过投资。未来情况将会如何呢？我们认为，考虑到劳动力价值重估、社会保障完善和金融改革等因素，中国经济将由消费主导。

1.劳动力价值重估。统计局数据显示，2012年中国15-59岁劳动年龄人口绝对数从9.4亿下降到9.37亿，几十年来首次出现下降，意味着我们已经处于人口红利的消退期。另一方面，中国现有的第一产业劳动力人数远低于官方统计数据，今后可向城市转移的剩余劳动力人口大约只有4000万-6000万（详见李迅雷《中国还有多少农村劳动力可向城市转移》）。

过去中国劳动力供应充分，劳动力价值低估，导致劳动者报酬占GDP比重持续下降，而今随着刘易斯拐点远去，人口红利逐步衰退，劳动力价值面临重估，劳动报酬占GDP的比重开始上升。

劳动报酬占比上升的一大证据是民众收入增速快于GDP增速。在劳动力短缺的时代，居民收入增速低于经济增速，而在2010年以后，随着劳动力人口的下降，农村和城镇居民收入增速相继超过GDP增速。过去十年全国各地居民最低工资标准逐年增加，农民工平均月收入在过去5年也出现快速上升，在2012年年均工资已达到3万元。

2.社会保障逐步加强。中国消费的一个重要制约是人民生活缺乏保障，其中养老保险和医疗保险是重要短板。过去几年，城镇养老保险以及农村合作医疗确实在稳步推进。

2012年底，全国企业月均退休金达到1721元，比2006年的818元增加了一倍多，而且温总理在2013年政府工作报告中提出今年企业退休金还将上涨10%，达到近1900元。农村合作医疗从2004年开始起步，到2011年参加人数达到8.32亿，当年支出1710亿，2012年前9月支出达到1717亿，每年增幅都在30%以上。

3.金融改革助推居民非工资性收入增长。“十”报告提出到2020年，实现城乡居民人均收入比2010年翻一番的目标，一个重要的渠道是增加居民财产性收入。从统计局公布的数据看，城镇居民财产性收入增速快，占城镇居民总收入比重不断提高，而农村居民财产性收入增速缓慢，但是两者占居民总收入的比重只有2%左右。未来随着金融市场改革的大力推进，居民的财产性收入有望出现快速的增长。

4.消费：从数量到质量。劳动力价值重估、社会保障完善和金融改革让我们相信，未来中国经济以消费主导的趋势是确定性的。除此之外，我们还观察到了消费自身正在发生一些质的变化。

中国过去的消费以数量增长为典型特征，过去10年的汽车销量从200万辆增长到2000万辆，年均增速近30%，未来数量增长空间有限，近两年乘用车增速已明显下滑。另一方面，2010年以后国人对SUV等高品质轿车青睐有加，其占比在3年内翻了3倍，同期上海车牌价也是频创新高，体现了消费升级的巨大需求。

在必需消费品方面，过去企业陷入价格战，导致质量问题频出，引发了全社会的关注，同时也在改变居民的消费行为和企业的生产行为。以备受关注的奶粉为例，在国外品牌婴幼儿奶粉涨价的同时，国内原奶和奶粉价格也在大幅提升，意味着国内企业也可以通过质优价高来获利，走出低价竞争的恶性循环。

固定资产投资估算方法篇5

固定资产投资的增加必然引起消费需求的增加，分析二者之间的数量关系对理解宏观经济运行具有重要意义。1985年和1989年，国家统计局平衡司对这一关系进行了研究，其结论是：“根据1987年全国投入产出模型测算结果表明，每增加100亿元固定资产投资通过国民经济各部门在直接或间接为这部分投资而提供各种产品和劳务的波及过程，最终转化为消费需求（包括建筑业直接由投资额中转化为消费基金的部分）共42亿元。”这一研究在国内学界和政府部门具有相当影响，十多年来一直被广为引用，然而其结论还值得进一步研究。

为便于进一步讨论，首先简要介绍一下上述研究报告的基本思路和方法。

在反映既定的技术经济结构的投入产出表中，总投入与总产出（总产品）各组成部分之间内在比例关系在短期内不变。因此当最终需求为已知时，就可以求出总投入或总产出及相关的量。统计局的研究就是以投入产出模型的这一性质为基础，设固定资产投资为已知量进行推导的。其分析过程是先求出每增加100亿元固定资产投资需要各部门提供的产值，即直接或间接为这部分投资而提供各种产品和劳务的数量，然后进一步求出各部门相应的消费需求增加值，最后加以汇总。按其1989年的测算，每100亿元固定资产投资对国民经济各部门的影响如表1。

现在所关注的是表中的消费需求到底是什么含义。对此国家统计局的上述研究报告没有给予直接说明。但其1985年的研究报告曾提到：“1984年固定资产投资比1983年增加464亿元。根据上述比例计算，由于增加这部分固定资产投资，引起消费需求增加190．24亿元。其中属于增加职工工资和社员收入部分为182．22亿元。由此可以判断，这里的所谓消费需求实际上是指投入产出模型中最初投入的劳动者报酬部分。经用全国1987年投入产出模型测算，亦可证明上述判断。

需要强调的是，该研究报告利用投入产出模型中最初投入与最终产品之间的关系来研究投资增加与消费需求增加之间的转化关系，实际上是从消耗与产出平衡的角度将这种转化关系定义为“完成单位固定资产投资所直接和间接耗费的全部消费品及服务的数量”。由于人们对何为“投资向消费转化的数量关系”有着不同的理解，因此明确上述定义十分重要，它保证了以下的讨论有一个明确的分析框架。

对上述研究报告的结论，我们认为有两点值得进一步讨论。

第一，研究报告将劳动者报酬简单地等同于消费需求，似不够准确。根据国民经济核算的原则，消费需求必须是实际的消费支出，而不是收入。一般来说，劳动者收入包括劳动者报酬和其它非劳动收入两部分。劳动者报酬指因从事生产活动所获得的全部报酬，体现的是与劳动者付出的活劳动消耗对应的收入，非劳动收入则包括各种财产性收入和转移性收入。由于各类收入均要缴纳个人所得税，同时还有相当一部分收入要用于形成储蓄，因此在劳动者收入中只有一部分用于最终消费。将劳动者报酬直接等同于消费需求，忽略了劳动者的其他收入，忽略了所得税，忽略了储蓄，从方法论的角度看显然过于简单。

对此判断，我们还可以用另一种方法进行检验。如果运用该研究报告的推算方法，同样可以推算出生产单位消费品、单位存货增加和单位净出口所对应的劳动者报酬，然后经过加权计算后可得到生产单位最终产品所需要的劳动者报酬，其结果恰是按收入法核算GDP时得到的劳动者报酬占GDP比例。1997年，按投入产出法统计数据计算的劳动者报酬占GDP比例为54．9％，而同期按支出法计算的最终消费占GDP比例为58．2％，二者相差3．3个百分点，说明简单地将劳动者报酬等同于消费需求是不准确的。

第二，研究报告似乎忽视了其它最初投入与消费需求的关系。如果遵循该报告利用投入产出模型中最初投入与最终产品之间的关系来研究投资增加与消费需求增加之间的转化关系这一路径，则与最终产品中固定资产投资相对应的最初投入不仅有劳动者报酬，还有折旧、生产税净额和营业赢余。其中除折旧部分可确定不可能用于消费支出外，生产税净额和营业赢余中显然都有一定比例必然用于消费支出。如生产税净额作为政府的收入，构成政府消费支出的资金来源。我国近年来政府消费一般都相当于全部最终消费的20％左右，其重要性不容忽视。营业赢余相当于企业的营业利润加上生产补贴，其中部分要以所得税形式上交政府，也形成政府消费支出的来源，另一部分形成所有者的税后收入，经过各种再分配渠道，也会有一小部分会被用地消费。换句话说，当增加固定资产投资时，所引起的消费增加不仅来自于劳动者报酬的增加，还会来自于生产税净额和营业赢余的增加。这三部分各自用于消费支出额之和才能真正反映消费需求的实际变动。因此，忽视生产税净额及营业赢余与消费需求的关系将导致对消费需求的低估。

由以上的讨论我们就可以理解，为什么在某些年份统计数据可能会表现出劳动者报酬占增加值的比例与最终消费率基本相当的情况。如1999年，按资金流量表（实物交易）数据计算的劳动者报酬占GDP的比例为59．7％，而同期按支出法计算的最终消费占GDP比例为60．2％，二者相差无几。应强调的是，从理论上讲，即使这时也不能认定可以将劳动者报酬简单地视同为消费支出。因为这种相当只是某种巧合，是由生产税净额和营业赢余中用于消费支出的数量与劳动者报酬中用于储蓄及纳税的部分恰好大致相当造成的。

二、一个初步估算

以上分析表明，按统计局研究报告的分析方法，既存在从某种角度看对消费需求的高估，也存在从另一种角度看某种低估，那么，每增加单位固定资产投资需求到底会增加多少消费需求呢？

根据GDP核算的支出法与收入法之间的内在联系，首先可以尝试一个简明的估算方法。

按收入法核算，最初投入包括体现固定资产消耗的折旧和由活劳动创造的国内生产净值两部分（这里仍按传统提法，可能与最新提法有所不同，但不影响分析结论）。折旧仍用于固定资产投资，国内生产净值在使用方向上体现为消费支出、固定资产投资支出、存货增加支出和净出口支出。从收入法与支出法的内在关系看，可判断国内生产净值中对应的消费部分就是GDP中的最终消费部分。

根据1997年的投入产出表（我国逢2、7年编制一次投入产出表，因此当前仍使用1997年投入产出表），当年国内生产净值为65392亿元，最终消费为44503亿元，二者比例为1∶0．68。换句话说，在1997年投入产出表所反映的技术经济条件下，每增加100亿元国内生产净值将对应消费需求增加68亿元。

现在的问题是是否可借助这一比例关系进一步推断固定资产投资增加与消费需求增加之间的关系。

同样根据1997年的投入产出表，可计算出全部最终产品及其各组成部分与最初投入两大部分之间的比例，即固定资产折旧与国内生产净值之间的比例（以下简称“投入结构”）的对应关系，见表2。

可以看出，全部最终产品所对应的“投入结构”与其各组成部分，即各类最终产品，特别是最终消费和固定资本形成所对应的“投入结构”基本相同，显现出强烈的同构性。这种强烈的同构性使我们有可能进一步设想，适用于整体的比例也大致适用于其每一个组成部分，即最终消费对全部国内生产净值的比例（68％）同样适用于固定资本形成所对应的那一部分国内生产净值。在这一设想下，通过换算，就可进一步得出增加单位固定资本形成将引起消费需求增加的数量：

0．86×0．68＝0．585

这一结果意味着增加100亿元固定资产投资将同时引起消费需求增加58．5亿元。其实，由全部最终产品和固定资本形成在投入结构方面的上述强烈的同构性还可以直接推测，生产单位最终产品所耗费的全部消费品和服务所占的比例与单位固定资本形成所耗费的全部消费品和服务所占的比例大致相同。在这一推测下，就可直接将最终消费占GDP的比例用于估计单位固定资本形成所耗费的消费品和服务所占的比例。根据1997年投入产出表，该比例为1∶0．588，与正文中1∶0．585的估计相差无几。

三、进一步验证

然而，如果进一步分析，人们可能会提出，全部最终产品及其各组成部分，即各类最终产品所对应的固定资产折旧与国内生产净值的比例虽大致相同，但每类产品所对应的国内生产净值的内部结构却是不同的。如最终消费所对应的劳动者报酬比例为0．58，而固定资本形成所对应的劳动报酬比例仅为0．5，见表3。

显然，如果国内生产净值内部各组成部分用于消费的比例有较大差距，则最终消费占全部国内生产净值的比例（68％）不一定适用于最终产品的每一个组成部分。因此，还需要通过其它方法来作进一步验证。

通过投入产出模型虽然可以计算出增加每单位固定资产投资需要增加多少固定资产消耗和多少活劳动消耗，也可以计算出由活劳动消耗新创造出的价值量在劳动者报酬、生产税净额和营业赢余之间的初次分配，但却无法计算出劳动者怎样在消费和储蓄之间分配其收入，所有者怎样使用其营业赢余和政府对生产税净额在各项用途间的安排比例，因此难以直接计算每增加单位固定资产投资需求到底会增加多少消费需求。

现有统计资料使我们有可能通过估计国内生产净值中各类收入形式的“消费倾向”的方法进行估算。首先估计城乡居民劳动者报酬与消费支出的关系。城乡居民的收入来自不同渠道，根据其性质，可分为劳动报酬收入和非劳动报酬收入，如转移收入和财产收入等。虽然收入渠道不同，但我们认为消费者的总体消费支出状况主要与收入水平有关，与收入渠道差异基本无关。劳动者在决定其消费储蓄比例时一般并不考虑其收入是从哪里来的，因此原则上整个收入的消费倾向亦可看作每一类收入的“消费倾向”，这里未考虑劳动者各种收入的税收差异问题。就本文研究的性质而言，这种忽略不影响基本结论。

据统计，1997年城镇居民家庭平均每人全部年可支配收入为5160元，平均每人消费性支出4186元；农村居民平均每人纯收入2090年，平均每人年生活消费支出1617元。考虑到城镇人口与乡村人口之比为1∶2．34，按加权方法计算，城乡居民人均年可支配收入为3009元，平均每人消费2386元，消费倾向为79．3％。根据上面的分析，可以认为劳动者报酬的“消费倾向”也是79．3％。

其次，按同样的逻辑估计生产税净额与政府消费的关系。据统计，1997年政府财政收入为8651亿元，同年政府消费额为8724亿元，占财政收入的100．9％，即所谓财政收入的“消费倾向”。按照总体消费支出水平不决定于各收入渠道比例差异，或各不同渠道收入用于消费城出的比例实质上相同的逻辑，可以认为生产税净额的“消费倾向”就是100．9％。

现在还需要估算营业赢余的“消费倾向”。营业赢余的分配去向十分复杂，一部分要用于交所得税，一部分可能通过利润分配变成消费者的财产性收入然后进入消费，还有一部分形成企业储蓄，最后用于投资。从现在各种统计数据很难对其最终分配比例做出估算。已经估算出了劳动者报酬和生产税净额的“消费倾向”，同时又知道了在最终产品中最终消费所占的比例，由此即可根据劳动者报酬、生产税净额和营业赢余与各自相应“消费倾向”之积的和等于最终消费的平衡关系，倒算出营业赢余的“消费倾向”，计算结果是0．142。

计算过程如下：

假设1997年GDP总量为100个单位，T为“消费倾向”；按收入法核算劳动者报酬量为X，所对应的“消费倾向”为Tx；生产税净额量为Y，所对应的“消费倾向”为Ty；营业赢余量为Z，所对应的“消费倾向”为Tz；按支出法核算的最终消费量为C，于是有

X*Tx＋Y*Ty＋Z*Tz＝C

通过计算1997年投入产出表可得到，X＝54．9，Y＝13．6，Z＝17．9，C＝59．8，另外前边已估算出Tx＝0．793，Ty＝1．009，于是可求出Tz，即营业赢余的“消费倾向”为0．142。另外，由于营业赢余的“消费倾向”实际上是一个平衡项，与劳动与报酬和生产税净额的“消费倾向”成反向变化，因此年度间变化较大。

现在可进一步计算增加单位固定资产形成所必需的消费支出。

按1997年投入产出表计算，可得到与作为最终产品组成部分的固定资本形成相对应的最初投入各组成部分的比例，见下表4。

表4　单位固定资本形成对应的最初投入各部分比例

单位：%

合计

折旧

劳动者报酬

生产税净额

营业赢余

100

14

50

15

21

如果按国家统计局上述研究报告的方法，根据新的投入产出表，劳动者报酬部分为50，则增加100亿元固定资产投资将引起消费需求增加为50亿元。但按照我们的分析，其答案应为与固定资本形成相对应的最初投入中劳动者报酬、生产税净额和营业赢余与各自相应“消费倾向”之积的和。于是有：

50×0．793＋15×100．9＋21×0．142＝57．8

即增加100亿元单位固定资产投资将引起消费需求增加57．8亿元。这一结果与上述直接运用最终消费对国内生产净值的比例估算的58．5亿元相差不大，似可相互验证。

本文结论是：如果把固定资产投资增加与消费需求增加之间的数量转化关系定义为完成单位固定资产投资所直接间接耗费的消费品及服务的总和，则可说在总体上，增加100亿元固定资产投资将引起约58亿元消费需求增加，而不是42亿元。

固定资产投资估算方法篇6

关键词：投资决策；造价；控制

中图分类号：TU723.3 文献标识码：A 文章编号：

1投资决策阶段对造价的影响

投资决策是指选择和决定投资行动方案的过程，对拟建项目的必要性和可行性进行技术经济论证，对不同建设方案进行技术经济比较和判断，并进而做出决定和选择的过程。因此，正确的投资行动来源于正确的项目投资决策，项目决策的正确与否，直接关系到其建设的成败，关系到造价的高低和投资经济效果的好坏，因此，正确的决策是合理的确定与控制造价的前提。

1.1投资决策阶段控制工程造价的意义

投资决策阶段控制工程造价具有十分重要的意义。首先，投资决策阶段控制工程造价，是正确确定建设项目计划投资数额的关键。不论何种项目，其前期工作的核心是编制符合实际的投资估算值，正确确定投资估算值，对于以后控制初步设计概算、施工图预算，实现投资者预期的投资效果有着重大的影响。其次，相对于建设项目的其他后续工作来说，投资决策阶段控制造价，对建设项目经济效果好坏的影响最大。因此，在此阶段控制工程造价，对整个建设项目来说，节约投资的可能性最大。在项目的建设过程当中，节约投资的可能性是随着建设过程的进展而不断减少。图4-1是表明建设各阶段节约投资可能性的曲线，从中可以看出投资阶段进行造价控制的重要性。图4-2是建设项目各阶段对项目经济性的影响程度，可以看出，决策阶段控制造价对项目经济性的影响高达95%~100%。

1.2投资决策阶段影响工程造价的主要因素

1.2.1建设项目所处地区的选择

由于各地经济发展水平存在较大差异，其土地、劳动力、和建筑材料的价格也存在较大的差异，即使在同一地区，城市的各种价格也会明显高于郊区和农村，土地价格也会有很大不同，从而影响到工程造价。

1.2.2建设项目所处位置的选择

一个建设项目所处区位对造价有着重大影响，在城市繁华的市中心投资与新开发区投资项目的土地价格会有很大差异，施工费用也会有所增加。区位因素包括交通便捷性、临街状况、周围环境等方面。同一区位，对不同类型的建设项目会有不同的影响。

图4-1 建设项目各阶段节约投资可能性曲线图 图4-2建设项目各阶段对项目经济性的影响程度

1.2.3建设项目建设标准与建设规模

五星级酒店要比三星级的酒店的造价高出50%左右，高级公寓造价是普通住宅造价的一倍以上，这些都说明建设标准对造价有着重要影响。同理，建设规模也一样影响工程造价，要根据实际合理确定项目的规模，项目的规模与生产效益之间也符合边际效益递减原理。因此，要合理确定工程的建设规模与建设标准。

1.2.4建设规划设计方案的选定

投资决策阶段建设项目规划设计方案的选定对工程造价的影响也很大。建设项目是选择高层低密度还是多层高密度、结构类型是钢结构还是钢筋混凝土结构等，都对工程造价起着决定作用。

1.2.5主要设备选用

工业建设项目的设备投资有时会超出建筑安装工程的投资，在现代社会中，智能型办公大楼或酒店项目的设备费用也非常昂贵，因此，在满足功能要求和不增加使用过程中的维修费用的情况下，如何就需要的各种设备的各种价格进行比较选择，会对造价有一定影响。

2 决策阶段造价的确定

2.1项目决策阶段造价估算的层次

投资决策过程，是一个由浅入深，不断深化的过程，依次可分为若干个工作阶段，表3-1。

项目决策阶段的造价估算 表2-1

2.2国内外常用估算方法

投资决策阶段造价的确定主要通过可行性研究对项目进行科学的论证，对各方案进行技术经济分析选出最优方案以后，根据以往类似工程的估算指标进行投资估算，确定工程的投资额。传统的投资估算有以下几种方法：

2.2.1静态投资估算方法

⑴资金周转率法。其公式为：

资金周转率 = 年销售总额/总投资=（产品的年产量×产品单价）/总投资

投 资 额 =（产品的年产量×产品单价）/资金周转率

这种方法比较简单，但精确度较低，一般用于投资机会研究或项目建议书阶段。

⑵生产能力指数法。其公式为：

式中：——已建类似项目或装置的投资额；——拟建项目或装置的投资额；

——已建项目或装置的生产能力；——拟建项目或装置的生产能力；

—— 不同时期、不同地点的定额、单价、费用变更等的总和调整系数；

——生产能力指数，。

其中n取值是按照拟建和已建项目的生产规模相差的大小来确定的。采用此种方法，计算简便，速度快；但要求类似工程资料可靠，条件基本相同，否则误差较大。

此外，还有比例估算法、系数估算法，其估算精度都不是很高。对于房屋、建筑物等单项工程，常采用指标估算法，根据编制的各种具体的投资估算指标，进行单位工程的投资估算，在此基础上，汇总出单项工程的投资额。采用此种方法时，一方面要注意，套用的指标与具体工程之间的标准或条件有差异时，应加以必要的调整或换算；另一方面要注意，使用的指标单位应密切结合每个单位工程的特点，能正确反映其设计参数，不要盲目单纯的套用一种单位指标。

2.2.2动态投资估算。

涨价预备费，建设期贷款利息及固定资产投资方向调节税等的估算要计算资金的时间价值。铺底流动资金常按流动资金的一定百分比来确定，大约为30%左右。流动资金的估算有两种方法一种是扩大指标估算法，另一种是分项详细估算法。

2.3决策阶段投资估算的确定

2.3.1投资估算的确定

总投资估算包括固定资产投资估算和流动资金估算。具体的费用估算方法见图3-3所示。

图2-3决策阶段投资估算及方法

T—固定资产投资；L—流动资金;C1—已建类似项目投资额；Q2—拟建项目生产能力；n—生产能力指

数；Q1—拟建项目的生产能力；f—不同时期、不同地点的定额、单价、费用变更等的综合调整系数

由以上投资估算方法可见，影响投资估算精确度的关键有三个：一是可行性研究中建设方案的确定。建设方案直接决定拟建项目生产规模、建筑标准与功能要求。二是类似工程造价资料的选取与资料的可靠性。三是投资估算方法的选取，确定投资估算的方法有很多，有的简便易行，但其精度却得不到保证，因此，准确确定投资额，估价方法很重要。

2.3.2投资估算在造价控制中的作用。

决策阶段的投资估算对于工程建设以后的初步设计阶段、技术设计阶段、施工图设计阶段、施工阶段、竣工验收阶段形成的设计概算、修正概算、施工图预算、承包合同价、结算及竣工结算价等造价形式具有一定的控制与制约作用，这些价格都是前者控制制约后者，后者补充前者。

固定资产投资估算方法篇7

关键词：固定资本存量 全要素生产率 永续盘存法 生产前沿

全要素生产率的参数法与非参数法估计

（一）索洛余值法及模型

本文首先选择参数法中的索洛余值法来估计行业TFP。索洛余值被定义为GY-α*GK-β*GL，其中GY表示总产出的增长率，GK表示总资本存量的增长率，GL表示总劳动投入的增长率，α表示资本的产出弹性，β表示劳动的产出弹性。本文选取柯布道格拉斯生产函数作为生产函数的形式，全要素生产率的表达式为：

其中，Yt表示总产出，Kt表示总资本，Lt表示劳动总投入，At表示技术进步，t表示时间。

对于全要素生产率的增长率，多数文献假设全要素生产率的增长率为常数，然而在现实经济中，技术进步以不变的增长率增长这个假设也许不足以描述技术变化的实际情况，因为技术进步增长率很有可能是随时间变化的。当假设技术进步以一个不变的增长率λ变化时，柯布道格拉斯生产函数将加入时间因素，变为：

当假设技术进步增长率是随时间变化的，即，可得时，柯布道格拉斯生产函数的形式变为：

相应的人均的形式为：

（二）数据包络分析法

数据包络分析法是非参数方法的一种，本文利用数据包络分析法中的Malmquist指数来研究三大工业行业TFP的变化情况。文章将三个工业行业16年的数据作为面板数据来做生产前沿面分析。应用Malmquist指数法对三大行业的技术进步状况进行整体描述，为分析不同行业的技术进步状况提供分析依据。

对于每个时期t=1，...，T，均可以定义一个联结投入与产出的可能性集合St。如果xt和yt分别代表N维投入向量和M维产出向量，则声称可能性集合可以定义为。生产可能性集合的边界界定了位于生产可能性前沿面上的全部可行的投入和产出的组合。当投入产出组合位于该边界上时，则生产被认为是有效的；如果投入与产出组合位于生产可能性集合的内部，则存在生产上的技术无效率。

通过引入距离函数来界定技术无效率，在基于产出的生产前沿面中，对应于t时刻生产技术和投入产出向量xt和yt的距离函数可以定义为：

基于产出生产前沿面而定义的距离函数Dt（xt，yt）实际上衡量了相同投入下实际产出量与最有效率的产出量之间的差距。从此意义上来看，它反映了在时刻t投入向量xt及yt所对应的实际生产效率。距离函数是技术效率的倒数，即距离函数越大，技术效率越低。当Dt（xt，yt）=1时，实际生产计划位于生产前沿面上，从而具有完全的技术效率。

由于技术进步的存在，不同时期的前沿面之间会发生移动。由此产生的一个结果是，同一投入产出向量在两个不同时期里将具有不同的生产效率；当技术进步发生时，与原来技术相对应的投入和产出向量在新技术下将更无效率。

以t时刻技术为参照，基于产出角度的Malmquist指数为：

以t+1时刻技术为参照，基于产出角度的malmquist指数为：

取两者的几何均值作为衡量t期到t+1期效率变化的Malmquist指数，如下：

用（xt，yt）和（xt+1，yt+1）分别表示时期t、t+1的投入产出向量，用Dt（xt，yt）表示以t+1时期技术为参照的时期t的投入产出向量的产出距离函数，用Dt（xt+1，yt+1）表示以t时期技术为参照的时期t+1的投入产出向量的产出距离函数。

Malmquist指数可以进一步拆分成技术效率指数和技术进步指数。技术效率指数衡量技术不变的情况下，生产效率的提升。技术进步指数则反映技术变化对生产影响刻画生产前沿面的移动情况。

数据来源

本文利用的数据是三大行业1995-2010年增加值、固定资本存量及就业的时间序列。固定资本存量的数据是需要估计的。文章采用Goldsmith提出的永续盘存法（PIM）来估计固定资本存量。用永续盘存法来计算固定资本存量就是用基年的固定资本存量减去折旧加上当年的固定资产投资。公式表示如下：

Kt=Kt-1（1-δ）+It

其中，K代表资本存量，I代表固定资产投资，δ代表折旧率，t代表时间。计算历年固定资本存量，需要确定三个方面的问题，首先是基期的固定资本存量，其次是历年的固定资产投资数据，最后是折旧率。对于基期的固定资本存量，我国从未对全社会固定资本存量进行过普查，一些估计我国固定资本存量的文献，都是基于一定的方法和假设，由于方法的不同，这些文献估计出的固定资本存量的数据也存在很大的差异。本文确定1995年的分行业固定资本存量的方法是利用1995年《投入产出表》中固定资产折旧的数据除以折旧来获得的，用此方法估计基期固定资本存量的还有葛新元等（2000）。《投入产出表》中的固定资产折旧是指一定时期内为弥补固定资产损耗按照规定的固定资产折旧率提取的固定资产折旧，或者按国民经济核算统一规定的折旧率虚拟计算的固定资产折旧。它反映了固定资产在当期生产中的转移价值。各类企业和企业化管理的事业单位的固定资产折旧是指实际计提的折旧费；不计提折旧的政府机关、非企业化管理的事业单位和居民住房的固定资产折旧是按照统一规定的折旧率和固定资产原价计算的虚拟折旧。原则上，固定资产折旧应按固定资产当期的重置价值计算，但是目前我国尚不具备对全社会固定资产进行重估计的基础，所以暂时只能采取上述办法。

对于历年分行业的固定资产投资数据，本文通过查找年鉴和其他资料，整理出1996年至2010年分行业的固定资产投资数据。对于折旧率，由于本文是年度数据，所以关于折旧率的选取，我们依照年折旧率=（1-预计净残值率）÷预计使用寿命（年）*100%的公式来估计折旧率，这里，取残值率为0，使用寿命为10年，得到折旧率为10%。

关于就业及增加值的数据，这里需要说明的是，采矿业的就业数据，《中国统计年鉴》公布了1995年至2002年采掘业的年末就业人员数据，但是采掘业包括采矿业和木材、竹材的开采业，木材、竹材的开采业的就业占采掘业总就业比重比较大，所以不能用采掘业的就业数据来代替采矿业的就业数据。《中国统计年鉴》公布了独立核算工业企业分行业增加值及全员劳动生产率，通过增加值比上全员劳动生产率计算出采矿业下各行业的就业人员数，发现明显大于采矿业的职工人数，所以本文选取独立核算工业企业的采矿业就业数据来作为采矿业的就业数据。

制造业的就业数据是加总我国除港澳台之外所有省、市、自治区制造业的就业人数来获得的，能较好地描述从1995年到2010年制造业劳动投入的变化情况。三大行业各个变量统计结果如表1所示。

数据处理及实证分析

运用索洛余值法研究TFP增长率时，需要在做回归之前，对原始数据进行处理。首先，要把各年度的名义值通过价格指数转化成以1995年为基期的实际值，即以1995年的价格水平来衡量的数值。其次，由于本文用到的增加值、就业、固定资本存量数据都是时间序列，带入模型中的数据是它们取对数后的形式，具有一定的趋势性，为了避免虚假回归，需要检验各个变量的平稳性，判断变量间是否存在协整关系，本文利用e-views中的ADF检验完成平稳性检验，检验结果表明，各个行业的变量存在协整关系，可以进行协整回归，不会造成虚假回归的后果。最后，在回归之前，需要检验各个行业是否是规模报酬不变的，如果接受规模报酬不变的假设，则回归的生产函数采用人均的形式；如果拒绝规模报酬不变的假设，则回归的生产函数不能采用人均的形式。

（一）生产函数及TFP增长率估计结果

如表2所示，回归结果表明，采矿业、电力、燃气及水的生产和供应业是规模报酬不变的行业，而制造业是规模报酬递减的行业。同时，三大工业行业技术进步率是时间的一次函数，及技术进步率是随时间变化的。

在生产函数形式及系数估计结果的基础上，运用索洛余值的方法，计算出分行业历年TFP变化率的情况：

从图1可以看出，采矿业和制造业的TFP水平呈现逐年上涨的趋势，但增长率总体看来呈现下降趋势，即增长的幅度越来越小。采矿业1996年的TFP比1995年增长约14%，但到2010年，这个值降到6%。制造业历年的TFP增长率水平一直处于采矿业之下，并且1996年的TFP比1995年增长约10.7%，但到2010年，这个值降到1.1%。而电力、燃气及水的生产和供应业的TFP增长率总体却呈现上升的趋势。即TFP水平总体是上升的，而且上升的幅度越来越大。从三大工业行业的比较来看，2004年以前，电力、燃气及水的生产和供应业的TFP增长率一直低于其他两个工业行业，而2005年开始，电力、燃气及水的生产和供应业的TFP增长率一直高于其他两个行业。而采矿业和制造业占工业的比重比较大，这两个行业TFP增长率的下降也意味着工业TFP增长率的下降。

工业TFP增长率的下降，说明在工业经济增长中，要素投入带来的增长部分越来越多，而技术进步等非要素投入的部分给工业经济带来的增长部分越来越小。然而要素投入不可能始终处于高增长状态，依靠要素投入带来的经济增长是不可持续的，所以回归结果说明，工业经济要维持一个正的增长率将面临很大的困难。如果不通过提高TFP增长率这个途径来实现增长，那么我国工业发展将遇到瓶颈。

（二）资本产出弹性估计结果分析

资本的产出弹性是指产出变化率对资本变化率的反应程度，如果资本的产出弹性为α，就表示当资本变化1%时，产出将变化α%，具体用公式表示为资本产出弹性α=（Yt/Kt）（Yt/Kt），其中Kt表示t时刻的固定资本存量，Yt表示t时刻的产出，t表示时间。当α+β>1时，生产函数为规模报酬递增的生产函数，即当生产要素同比例增加时，产出的增加比例大于生产要素的增加比例；当α+β

经过以上回归，本文估计出分行业的资本产出弹性，其中制造业的资本产出弹性是经过正则化处理的，如表3所示。

三大行业采矿业的资本产出弹性最小，为0.45，其经济意义为，当采矿业的资本存量增加1%时，产出增加0.45%；其次是制造业，为0.53，其经济意义为，当采矿业的资本存量增加1%时，产出增加0.53%；电力、燃气及水的生产和供应业的资本产出弹性在三个行业中最大，为0.55，其经济意义为，当采矿业的资本存量增加1%时，产出增加0.55%。

（三）技术进步贡献率的比较

技术进步贡献率是指科技进步对经济增长的贡献份额。对于技术进步贡献率的测算，一般采用生产函数法。这是目前国内外理论界广泛采用的一种方法。一般根据C-D生产函数得出技术进步速率的方程 ，其中Y/Y为产出的年平均增长速度，A/A为技术进步的年平均增长速度，K/K为资本的年平均增长速度，L/L为劳动年平均增长速度。α为资本的产出弹性，β为劳动的产出弹性。当规模报酬不变时，α+β=1。令E为技术进步的贡献率时，那么。

由表4可知，采矿业的技术进步贡献率在三大工业行业中最高，达到65%，即产出的增加部分65%都是技术进步贡献的，剩余的35%的产出增加部分是由要素投入带来的。而电力燃气及水的生产和供应业的技术进步贡献率仅为30%，即产出的增加部分只有30%是技术进步贡献的，剩余的70%的产出增加部分都是由要素投入带来的。

（四）索洛余值法与Malmquist指数法的回归结果比较

前文已经通过索洛余值方法估计出三大工业行业TFP增长率的变化情况。现在需要用数据包络分析方法的理念来估计三大工业行业TFP增长率的变化情况。Malmquist指数法不但能估计出TFP增长率的变化情况，而且还可以估计出TFP增长率的组成部分、技术进步与技术效率的变化情况，鉴于本文只在研究整体TFP的变化情况，所以技术进步与技术效率的结果不再予以说明。

利用参数法中的索洛余值和非参数法中的Malmquist指数法估计出的三大行业TFP增长率情况如图2所示。

回归结果发现，与参数法估计比较，非参数法估计的TFP增长率波动的幅度更大，但是，使用非参数法得到的工业分行业TFP变化情况与前文使用参数方法估计得到的TFP变化情况在趋势上基本是一致的。即采矿业和制造业的TFP呈现逐年上涨的趋势，但增长率总体看来呈现下降趋势，而电力、燃气及水的生产和供应业的TFP增长率总体呈现上升的趋势。

结论

本文分别利用参数法与非参数法估计出我国工业下的三大行业的全要素生产率增长率的情况。两种方法的估计结果在趋势上具有一致性，即我国工业中的采矿业、制造业的TFP增长率总体呈现逐年降低的趋势，同时电力、燃气及水的生产和供应业的TFP增长率总体呈现波动地上升趋势。然而，从历年的数据来看，采矿业与制造业的增加值占整个第二产业增加值的90%以上，而本文的回归结果表明，我国采矿业、制造业的TFP增长率从1996年到2010年总体呈现逐年降低的趋势。TFP增长率的持续降低，说明技术进步等除要素投入以外的因素给采矿业与制造业带来的增长越来越小。则有理由做出推测，今后采矿业与制造业的全要素生产率有可能出现负增长的情况，从而使得整个工业的TFP增长率出现负增长的情况。

要维持我国工业的增长率，一方面可以凭借要素投入的增加，另一方面可以凭借全要素生产率的增加。而单凭加大要素投入来拉动工业的增长是不可持续的，要保持工业的稳定增长，必须从加大全要素生产率的增长方面入手，大力发展技术创新，依靠技术进步与技术效率来提升经济增长的数量与质量。技术进步是促进经济社会发展的源动力，要坚持把科学技术放在优先发展的战略地位上来，把经济社会发展真正转移到依靠科技进步和提高劳动者素质的轨道上，坚定不移地依靠科技进步和创新来实现工业全面、协调和可持续的发展。

参考文献：

1.孙久文，年猛.中国服务业全要素生产率测度与空间差异分析[J].山西大学学报，2011，34（6）

2.何枫，陈荣，何林.我国资本存量的估计及其相关分析[J].经济学家，2003（5）

3.吴方卫.我国农业资本存量的估计[J].农业技术经济，1999（6）

4.葛新元，陈清华，袁强，方福康.中国经济6部门资本产出比分析[J].北京师范大学学报，2000，36（2）

5.张军，吴桂英，张吉鹏.中国省际物质资本存量估计：1952-2000.经济研究，2004（10）

固定资产投资估算方法篇8

三次产业生产函数各变量所使用的数据样本空间为1978~2011年，其中GDP及资本存量均调整为1978年不变价格数据。三次产业生产总值由《中国统计年鉴2011》中按当年价格计算的GDP及按1978年不变价格指数计算的国内生产总值指数计算得出。劳动力投入和能源消费量从中经网数据库查得，其中1978年和1979年能源消费量由可得数据外推得出，1978~1989年劳动力投入数据使用王小鲁等调整后的数据。第一产业投入生产的土地面积应当用农业用地面积来表示，但鉴于数据的可得性，本文用农作物总播种面积、茶园及果园面积之和来代替，其数值从中经网数据库查得。三次产业资本存量数据不能直接获得，需要进行计算和估计。本文使用常用的永续盘存法对三次产业的资本存量进行估算。估算初始年份资本存量的主要方法有直接普查法、资本产出比（Capital-outputRatio）法及折旧—贴现法。直接普查法得出的资本存量数据具有较高的准确性，但目前我国还没有资本存量的直接普查数据，1997年出版的《中国国内生产总值历史资料：1952~1995》也只有固定资产形成总额数据；资本产出比法源自美国经济学家帕金斯对资本产出系数的假定，通过该系数倒推出初始年份的资本存量。但是，一国的资本产出比本身是难以精确计算的，因此这种方法的适用性也受到质疑。折旧—贴现法是估算初始年份资本存量最常用的方法，具体做法是用初始年份下一年的固定资产投资额除以样本期内的实际产出平均增长率与折旧率之和。关于第一产业的折旧率，可将《中国统计年鉴1995》公布的国有企业固定资产基本折旧率中1978~1992年国有企业粮食部门固定资产折旧率的平均数（即4.3%），作为第一产业固定资产折旧率（1990年的数据为2.5%，可视为异常值被排除在外）。[6]假定第二、第三产业折旧率相同，并借鉴李京文等的研究，利用资本品寿命周期和法定残值率对其进行估算。这里的残值率即某资本品寿命期结束时，相对于其相同资本品的效率。根据《国家税务总局关于做好已取消的企业所得税审批项目后续管理工作的通知》，内资企业的残值率为5%。我国的固定资本支出分为建筑安装工程支出、设备及工器具支出及其他费用三个组成部分，全部资本品的寿命应是其三个组成部分寿命的加权平均。参照张军等的做法，本文假定我国建筑和设备资本品的寿命分别为45年和20年，其他资本品的寿命为25年。根据中经网统计数据库得到的1981~2011年我国按构成分的固定资产投资数据，计算出建筑、设备及其他资本品的占比大概分别为64.06%、24.44%、11.5%，进而可计算出全国资本品的寿命为36.6年。由上述残值率、折旧率及资本寿命关系式，可计算出我国第二产业固定资本折旧率为8.82%。3.当年投资量在现有的相关研究中，大概有三类指标被用作当年的投资额，即投资的积累额、固定资本形成总额及全社会固定资产投资。使用积累额数据不需要考虑折旧问题，因为固定资产磨损部分的价值已被扣除，但积累包括生产性积累和非生产性积累两大部分，而后者是不应该包括在资本存量中的。同时，这一指标从属于物质产品平衡体系，第三产业中诸多非物质生产领域的投资并不包括在内，因此用它来代表当年的投资量是不太妥当的。而相比于全社会固定资产投资，固定资本形成总额更符合作为生产投入要素的资本的新增价值含义。[7]所以，本文选用固定资本形成总额来衡量当年投资量的大小。对三次产业固定资本形成总额数据的处理方式相同，在此以第一产业为例进行说明。《中国国内生产总值历史资料：1952~1995》和《中国国内生产总值历史资料：1996~2002》公布了我国1978~2002年各省份、自治区和直辖市第一产业以当年价格计算的固定资本形成总额，对这些数据进行加总便得到了我国1978~2002年的固定资本形成总额。其中，江西省和广东省缺少1978~1992年的数据，海南缺少1978~1989年的数据，自治区缺少1978~1993年的数据。针对这种情况作如下处理：使用不同的方法对这些省份已知年份（即广东省和江西省1993~2002年的数据、海南省1990~2002年的数据及自治区1994~2002年的数据）第一产业固定资本形成总额占第一产业GDP的比重进行处理，并结合各省第一产业GDP数据得到相应的固定资本形成总额数据。其中，由于广东省和自治区这些年第一产业固定资本形成总额占比比较稳定，因此取其各自的平均值作为缺失年份第一产业固定资本形成总额比重；江西省和海南省这些年份第一产业固定资本形成总额比重变动不稳定，因而其数据缺失年份第一产业固定资本形成总额占GDP的比重由已知年份占比数据通过二次移动平均法外推得出。为得到2003~2011年的数据，首先将各省1978~2002年第一产业固定资本形成总额数据加总，并计算出此期间全国第一产业固定资本形成总额占第一产业GDP的比重，进而通过二次移动平均法进行外推，得出2003~2011年全国固定资本形成总额占比，最后结合全国第一产业GDP计算得出。另外，还需将三次产业固定资本形成总额数据处理为1978年不变价格数据。由于数据的可得性，本文利用农业生产资料价格指数，对固定资本形成总额数据进行平减。使用全国固定资本缩减指数对第二、第三产业固定资本形成总额数据进行处理，其计算方式如下：由《中国国内生产总值核算历史资料1996~2002》和《中国国内生产总值核算历史资料1952~1995》分别得到1978~2002年我国按当年价格计算的固定资本形成总额数据（期间的缺失数据使用线性插值法获得）和以1978年为100的固定资本形成总额指数，进而得到以1978年不变价格计算的全国固定资本形成总额数据，最后便可计算得出全国1978~2002年固定资本缩减指数。2003~2011年固定资本缩减指数直接由同期固定资产投资价格指数计算得到。根据以上的说明和处理，可得到三次产业生产函数估计所需的全部数据。

模型估计及检验

若所有数据序列均为平稳的，则可直接对模型进行估计；若数据序列中有非平稳序列变量，则不能进行经典建模回归分析，否则会导致伪回归现象。本文根据模型中所有项数据序列时间路径状况的不同，使用相应的模型对其进行平稳性检验（AugmentDickey-FullerTest，ADF）。结果显示，在5%的显著性水平下，第一产业模型中除ln2e序列（（I0））外，其他所有序列均为一阶单整序列（（I1））；第二产业模型中所有序列均为一阶单整序列（（I1））；第三产业模型中，lny、lne、tlne及ln2e等变量的数据序列为平稳序列，即I（0）序列，其他变量均为一阶单整序列，即（I1）序列。因此，可使用所得数据对上述模型进行估计。此外，单位根检验也显示出各变量有确定性的时间趋势，因此在模型中加入时间趋势变量是合理的。由于各变量数据序列之间存在较为严重的多重共线性，因此本文采用岭回归方法对函数模型进行回归。1.第一产业生产函数模型估计由方差膨胀因子（VIF）确定岭参数为0.16，并对模型进行岭回归。估计结果显示，模型总体回归F统计量为43.583，其对应的P值为0，说明模型的整体性检验比较显著，但各回归系数的t统计量都比较小。但是，岭回归结果的好坏主要看是否有效克服了多重共线性和回归参数的合理性。[8]一次项回归系数均为正，尤其是时间趋势项t的系数为正，说明第一产业存在中性技术进步；部分交叉项及二次项系数为负，说明第一产业不存在明显的规模报酬。从经济意义上来看，回归系数结果是合理的。同时，从各变量的VIF值来看，模型的多重共线性已经得到有效消除。另外，与普通最小二乘法（OrdinaryLeastSquare，OLS）的回归结果相比，回归系数的标准差已经大大减小。因此，岭回归的结果是合理的。最后，需要利用回归结果对模型变量之间作协整关系检验。由回归方程的估计结果及模型式，可计算出第一产业超越对数生产函数模型的残差（ε）序列，对其进行不含常数项和时间趋势项的单位根检验，由赤池信息量准则（AkaikeInformationCri－terion，AIC）确定其滞后项为1。检验结果显示，检验统计量值-1.99小于显著性水平0.05时的临界值-1.95，即ε序列在5%的显著性水平下拒绝原假设，说明其没有单位根，为平稳序列，即ε~（I0）。因而，上述模型通过了协整性检验，模型建立和估计都是合理的。2.第二产业生产函数模型估计由方差膨胀因子确定回归模型的岭参数为0.52，估计结果表明，模型总体回归的F统计量为29.789，其对应的P值为0，模型回归从整体上来说是显著的。虽然解释变量回归系数的t统计量仍然不显著，但其标准差比较小，方差膨胀因子数值也显示解释变量之间的多重共线性已经得到有效克服。同时，时间趋势变量的回归系数为正，说明第二产业存在明显的中性技术进步；交互项回归系数也都是正数，说明第二产业存在明显的规模报酬递增现象，这些都是符合经济现实的。还需利用岭回归结果对模型变量作协整关系检验。由回归方程的估计结果及模型式，可计算出第二产业超越对数生产函数模型的残差（ε）序列，对其进行单位根检验，不含常数项和时间趋势项，由赤池信息量准则确定其滞后项为3。检验结果表明，检验统计量值-2.2小于显著性水平5%的临界值-1.95，即ε序列在5%的显著性水平下拒绝原假设，说明其没有单位根，为平稳序列，即ε~（I0）。因而，所估模型通过了协整性检验，模型建立与估计都是合理的。3.第三产业生产函数模型估计由方差膨胀因子确定回归模型的岭参数为0.47，结果显示模型总体回归的F统计量为29.789，其对应的P值为0，说明模型回归从整体上来说是显著的。虽然解释变量回归系数的t统计量仍然不显著，但其标准差非常小，方差膨胀因子数值也显示解释变量之间的多重共线性已经得到有效克服。同时，时间趋势变量的回归系数为正，说明第三产业存在明显的中性技术进步；交互项回归系数也都是正数，说明第三产业存在明显的规模报酬递增现象，这些也都是符合经济现实的。最后，仍需利用岭回归结果对所估模型变量之间作协整关系检验。由回归方程的估计结果及模型式，可计算得出第三产业超越对数生产函数模型的残差（ε）序列。对其进行单位根检验，不含常数项和时间趋势项，由赤池信息量准则确定其滞后项为3，检验结果表明，检验统计量值-3.11小于1%显著性水平的临界值-2.64，即ε序列在1%的显著性水平下拒绝原假设，说明其没有单位根，为平稳序列，即ε~（I0）。因而，所估模型通过了协整性检验，模型建立与估计都是合理的。

我国潜在增长率估计及能源因素的影响

各产业生产函数的估计完成之后，可对其各自的潜在产出水平进行计算。但若将各投入要素的实际值代入生产函数，得到的结果仍然是实际的产出水平。因此，为得到潜在产出水平，需要将各投入要素数据调整为潜在水平。在这个问题的处理上，现有研究通常使用分段线性趋势法或霍德里克—普雷斯科特（Hodrick-Prescott，HP）滤波法，本文选用后者对投入变量进行调整。按照生产函数的内在含义，投入要素中的资本存量和土地面积应当为资本和土地所产生的服务流价值，只是因为这种服务流价值的计算比较困难，我们才假定资本和土地提供的服务流价值和其存量成比例，并将其相应的实物存量变量纳入到生产函数中。另外，这种存量一旦形成，在短期内是难以发生大幅调整的，因此在估计潜在产出水平时，使用资本和土地存量的原始数据，不对其进行调整，而只对三次产业的劳动投入量和能源消费量进行调整处理。将1978~2011年三次产业能源消费量和劳动投入的潜在值及其他投入要素原始值代入各自的生产函数，便可得到期间内相应的潜在产出水平，对其进行加总可得到我国1978~2011年整体的潜在产出水平，进而便可计算得出1979~2011年考虑能源因素的我国潜在增长率。为初步考察能源因素对估计潜在增长率的影响，本文利用相同的方法估算了相同样本期内不考虑能源因素的潜在增长率，并将之与考虑能源的潜在增长率及实际增长率进行对比分析（见图1）。通过它们之间的对比，可对此期间我国经济增长的基本状况及能源对估算潜在增长率的影响进行考察。首先，实际增长率曲线波动较大，而两条潜在增长率曲线则较为平缓，其变动特征符合潜在产出及其增长率的内在含义，潜在增长率引导着实际增长率的变动趋势。20世纪90年代中期以前，实际增长率在其波动过程中对潜在增长率的偏离较大，而在此之后，这种偏离变得越来越小，说明我国宏观经济运行越来越平稳。此外，还可以看出，潜在增长率由于只是从生产角度来考察经济增长，它体现的是一国经济可能的增长能力，而实际增长率则是从生产和需求两个角度体现的一国经济可实现的增长能力，2008年金融危机以后，我国因出口受到冲击及投资需求下降使得潜在增长率高于实际增长率便佐证了这一点。其次，两条潜在增长率曲线整体走势较为一致，与考虑能源因素的潜在增长率曲线相比，不考虑能源因素的潜在增长率曲线波动更大一些，这体现了能源因素对潜在增长率估算的影响及考虑能源因素的合理性。同时，后者对前者的偏离幅度可体现我国经济对能源的依赖程度。本世纪初之前，后者对前者的偏离都是短暂的，而之后，后者对前者形成了持续的偏离，这与本世纪初以来我国新一轮对能源消耗较大的重化工业的发展是密不可分的。

结论及启示

科学合理估计经济潜在增长率，对于把握一国经济的产出缺口、宏观经济运行的平稳性、未来经济增长的潜力以及评价宏观经济政策，有着重要的现实意义。由于我国经济具有典型的二元经济特征，各经济部门之间存在明显的生产率差异，因此不适宜使用总量生产函数进行潜在产出及增长率的估算。同时，相比于总量生产函数，分产业生产函数可更好地体现各产业之间的异质性和生产率差异，以更好地刻画整体经济增长的全貌。本文有针对性地对三次产业分别建立具有变弹性特征的超越对数生产函数模型，特别是考虑到了第一产业投入要素的特殊性。模型估算的计量检验说明了超越对数生产函数形式设定和考虑能源因素的合理性。同时，从估算结果可得出如下结论：第一，相比于实际增长率的变动，潜在增长率的变动更为平缓，后者引导着前者的变动趋势，结合前面给出的潜在产出及潜在增长率的定义，可以说二者的这种变动特征是合理的；第二，近年来，实际增长率曲线对潜在增长率曲线的偏离逐渐缩小，这说明我国宏观经济运行变得更加稳健；第三，考虑能源因素的潜在增长率曲线和不考虑能源因素的潜在增长率曲线变动趋势基本一致，这说明了经济潜在生产能力的平稳性；第四，最重要的是，不考虑能源因素的潜在增长率对考虑能源因素的潜在增长率的偏离程度与持续时间近年来都在逐步加大和延长，即我国经济增长特别是第二产业发展对能源的依赖程度不断加深。这些结论为未来制定更加合理的宏观经济政策、产业政策和中长期发展战略带来了重要启示。首先，应当容许经济增长速度适当放缓。迅猛增长的能源进口表明，我国经济面临着越来越强的能源约束，速度经济已经难以为继。经济增长速度的适当放缓可以为调整经济结构提供空间，是实现经济可持续发展及经济最终转型的必要条件。其次，要继续调整产业结构特别是工业结构。目前，我国第二产业的能耗比重约为70%，分产业生产函数模型的估计结果也表明，第二产业对能源的依赖程度最强，因此应继续引导和支持第三产业及低能耗工业行业发展，抑制部分高能耗行业的非理性扩张。再次，应当加大技术创新，不断降低能源强度。降低能源强度是减少能源消耗与摆脱能源依赖的根本途径，政府应通过政策、资金、税收等各方面的政策支持低耗能技术的开发，引导形成官产学研等广泛参与的创新体系。最后，改善其他要素供给质量，尽可能实现对能源要素的替代。例如，重点培养和引进低耗能技术人才，提高人力资本质量，进一步深化金融体系改革，使市场调节资本流动的作用得以加强，进一步提高资本使用效率。