王紅剛

摘 要：應用協(xié)整理論、Granger因果檢驗等計量方法，對1978—2013年烏魯木齊市固定資產(chǎn)投資和地區(qū)生產(chǎn)總值進行實證分析。研究發(fā)現(xiàn)，烏魯木齊市固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的拉動作用很大。

關鍵詞：固定資產(chǎn)投資；經(jīng)濟增長；烏魯木齊

中圖分類號：F230 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2014）27-0126-03

一、投資對經(jīng)濟增長影響理論

投資與經(jīng)濟增長的關系非常密切。在經(jīng)濟理論界，西方和中國有一個類似的觀點，即認為投資是經(jīng)濟增長的基本推動力，是經(jīng)濟增長的必要前提。投資對經(jīng)濟增長的影響，可以從要素投入和資源配置來分析。從要素投入角度看，投資對經(jīng)濟增長的影響表現(xiàn)在投資供給對經(jīng)濟增長的推動作用和投資需求的拉動作用兩個方面。投資需求對經(jīng)濟增長的影響作用是雙向的：擴大投資需求將對經(jīng)濟增長產(chǎn)生拉動作用；縮小投資需求則會抑制經(jīng)濟的增長，著名的投資乘數(shù)理論便是由此而來。從資源配置角度看，資源配置最終反映經(jīng)濟結構，而合理的經(jīng)濟結構是經(jīng)濟發(fā)展的條件。經(jīng)濟結構通過兩大部類比例關系、生產(chǎn)流通過程、生產(chǎn)資料和勞動力利用、技術進步和提高經(jīng)濟效果影響經(jīng)濟發(fā)展，而投資是影響經(jīng)濟結構的決定因素。所以，歸根到底還是投資促進了經(jīng)濟增長和平衡發(fā)展。

經(jīng)濟增長理論經(jīng)過二百多年的發(fā)展，逐漸從勞動決定論，經(jīng)由資本決定論向技術決定論演進，經(jīng)歷了從古典經(jīng)濟增長理論、現(xiàn)代經(jīng)濟增長理論至新經(jīng)濟理論的發(fā)展。

投資和經(jīng)濟增長有著密切的關系，固定資產(chǎn)投資是投資的主要組成部分，是促進經(jīng)濟增長的重要手段。固定資產(chǎn)投資本身就是 GDP 的組成部分，對經(jīng)濟增長有直接的拉動作用，同時還可以誘發(fā)其他投資行為，是經(jīng)濟體資本存量形成的主要方式，是未來經(jīng)濟增長的基礎。固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟的直接拉動作用是固定資產(chǎn)投資的外在表現(xiàn)，而它對經(jīng)濟體資本存量的形成，才是它的重要內(nèi)涵。本文正是深入探討固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的影響效果，將更加側重它的內(nèi)涵，即對資本存量的形成，促進其他經(jīng)濟資源的利用，共同促進經(jīng)濟增長。因此，這一研究有著深遠的理論意義。

國內(nèi)學者從不同的角度，以不同的方法研究固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間的關系。大體有三種觀點：第一種觀點認為中國固定資產(chǎn)投資增加與經(jīng)濟增長之間存在較強的當期相關性，但是兩者之間并不存在顯著的因果關系（劉金全等，2002）；第二種觀點認為固定資產(chǎn)投資在拉動經(jīng)濟增長上起到了巨大作用，并且二者之間還存在著長期穩(wěn)定的雙向因果關系（雷輝，2006）。第三種觀點認為固定資產(chǎn)投資單方向是經(jīng)濟增長原因（蔣曉華，2007）。

改革開放三十多年來，烏魯木齊的經(jīng)濟持續(xù)快速增長。烏魯木齊市生產(chǎn)總值從1978年的8億多元上升到2013年的2 400億元，與此同時固定資產(chǎn)投資額從1978年的2億多元上升到2012年的1 271.59億元，烏魯木齊固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的作用如何？本文通過定量分析來研究二者的之間的規(guī)律。

二、實證分析

（一）樣本數(shù)據(jù)來源及處理

本文使用的原始數(shù)據(jù)來源于歷年的《烏魯木齊統(tǒng)計年鑒》和2013年的烏魯木齊國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報。數(shù)據(jù)處理使用Eviews6.0軟件。本文選用時間序列為（1978—2013年），烏魯木齊全社會生產(chǎn)總值（GDP）作為衡量經(jīng)濟增長的指標，全社會固定資產(chǎn)投資（FI）作為衡量投資需求的指標，計量單位均為萬元，為了消除趨勢因素的影響和時間序列的異方差問題，因此變量的數(shù)據(jù)地區(qū)生產(chǎn)總值和固定資產(chǎn)投資進行對數(shù)形式變換，分別用進行對數(shù)變換后的國內(nèi)生產(chǎn)總值（lnGDP）和固定資產(chǎn)投資額（lnFI）表示，其一階差分用D（lnGDP）和D（lnFI）表示。

（二）單位根檢驗

單位根檢驗主要用來判定時間序列的平穩(wěn)性。一般回歸前要檢驗數(shù)據(jù)是否存在單位根，以檢驗數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，避免偽回歸，或虛假回歸，確保估計的有效性。本文采用單位根（ADF）檢驗方法對lnGDP 、lnFI和D（lnGDP）和D（lnFI）序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結果（如下頁表1所示）。

由檢驗結果得知，lnGDP和lnFI兩個變量的P值都大于5%的顯著性水平下對應的臨界值，說明這兩個序列存在單位根，則拒絕零假設，是非平穩(wěn)序列。再對一階差分序列進行平穩(wěn)性檢驗，結果表明兩個變量的P值都小于5%的臨界值，因此這兩個序列一階差分是平穩(wěn)的，即為一階單整序列，變量之間存在長期穩(wěn)定的關系，記為I（1），接下來利用協(xié)整分析變量間是否存在穩(wěn)定的均衡關系。

（三）協(xié)整性檢驗

協(xié)整檢驗的前提是如果兩個變量都是單整變量，只有當它們的單整階數(shù)相同時，才可能協(xié)整。當兩個變量協(xié)整時，則它們之間存在一個長期穩(wěn)定的比例關系；反之，當兩個變量不是協(xié)整時，則它們之間就不存在一個長期穩(wěn)定的比例關系。為確定烏魯木齊GDP和FI之間是否具有協(xié)整關系，我們根據(jù) Engle-Granger提出的協(xié)整檢驗的兩步法對兩序列進行檢驗。

首先，用OLS法估計lnGDP和lnFI 得到以下方程：

LnGDP=1.679526+0.947926lnFI

其中判定系數(shù) R2=0.984253，R2=0.9838表明模型在整體上擬合得非常好。

其次進行殘差檢驗。結果（見表2）。

由表2可知，殘差項為平穩(wěn)序列，因此得出 lnGDP 與 lnFI 之間存在協(xié)整關系，說明與之間存在長期均衡關系。

（四）格蘭杰因果關系檢驗

協(xié)整檢驗告訴我們變量之間存在著長期的均衡關系，但是否構成因果關系，還要進一步檢驗，因果檢驗用來分析兩個序列間的因果關系是否存在。因果關系檢驗是檢驗一個變量的滯后變量是否可以放入其他變量的方程中，如果該變量受到其他變量滯后期的影響，則稱兩個變量間存在因果關系。endprint

格蘭杰因果關系檢驗揭示變量間相互影響的關系，它解決了兩變量間是雙向還是單向影響的問題以及一個變量能夠在多大程度被另一個變量解釋，而在加入滯后期后解釋程度又將如何發(fā)生變化。在分析檢驗的過程中，所需檢驗的參數(shù)模型如下：

C ·W·J·Granger于 1969 年對變量是否有因果關系作出了如下的定義：如果x是引起 y 變化的原因，則x應該有助于預測 y，即在y關于y過去值的回歸中，添加x的過去值作為獨立的解釋變量，應該顯著增加回歸的解釋能力，并且變量y預測變量x在統(tǒng)計上不顯著。此時，稱x為y的原因（Granger cause）。如果添加x的滯后變量之后，沒有顯著增加回歸模型的解釋能力，則x不是y的原因。

由前面的分析可知，F(xiàn)I 與GDP之間存在著協(xié)整關系，因此，下面對烏魯木齊固定資產(chǎn)投資與烏魯木齊生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)（1978—2013）進行格蘭杰因果檢驗。檢驗的結果（見表3）。 從上頁表3可以看出，當滯后期為2和3時，固定資產(chǎn)投資不是經(jīng)濟增長的格蘭杰因果；當滯后期為4和5時，“經(jīng)濟增長不是固定資產(chǎn)投資的因”與“固定資產(chǎn)不是經(jīng)濟增長的因”原假設的F值均顯著地不為零，同時概率值小于10%的顯著性水平，拒絕原假設。因此，總體上我們可以得出兩個結論：第一，F(xiàn)I與GDP之間存在長期穩(wěn)定的相關性；第二，F(xiàn)I 增長是GDP增長的原因，F(xiàn)I 增長可以促進GDP增長。同時，GDP 增長是 FI 增長的源泉，經(jīng)濟越發(fā)達，越有能力進行固定資產(chǎn)投資。

三、主要結論與建議

（一）主要結論

通過協(xié)整分析驗證了1978—2013 年烏魯木齊固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系。烏魯木齊GDP增長對固定資產(chǎn)投資的促進作用大于固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的推動作用，固定資產(chǎn)每增加1.0個百分點，GDP增加0.95百分點。固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長具有巨大推動作用，他通過拉動社會總需求的增加，從而帶動與投資相關行業(yè)的產(chǎn)出和消費需求的增長。

通過格蘭杰因果關系檢驗，說明全社會GDP的變化必然引起固定資產(chǎn)投資的變化，但烏魯木齊固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長和生產(chǎn)總值之間存在著因果關系，但不存在雙向的因果關系，固定資產(chǎn)投資是經(jīng)濟增長的格蘭杰因，也就是說，固定資產(chǎn)投資的提高能推動生產(chǎn)總值的增長，反之，固定資產(chǎn)投資的減少會使生產(chǎn)總值的增長受到不利的影響。這與業(yè)界的相關理論是吻合的。但國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加不是固定資產(chǎn)投資增長的格蘭杰因，這就意味著，烏魯木齊生產(chǎn)總值的增加對投資的拉動效果不明顯，不足以產(chǎn)生拉動效應。

（二）政策建議

1.從宏觀的角度看，要有效提高新疆固定資產(chǎn)投資效益，就要從新疆長期固定資產(chǎn)投資政策、固定資產(chǎn)投資體制改革、提高政府宏觀調控能力以及協(xié)調區(qū)域間的投資分配四方面出發(fā)，四者互相配合，最終達到提升新疆固定資產(chǎn)投資效益的目的。

2.固定資產(chǎn)適度規(guī)模投資角度。（1）利用好民間資金。烏魯木齊也有較多民間資金，但實際利用率很低，外流較嚴重。充分利用民間資金，是減輕財政負擔，加快增加投資的有效方式之一。因此，為了控制民間資金外流，需采取以下措施：轉變政府職能，為民間投資創(chuàng)造良好的政策環(huán)境。同時，盡快取消稅費方而的所有制差別待遇；加強對民間投資金融服務，建立民間資本服務的中小金融結構，加入地方金融機構對民間投資的支持力度。降低對小企業(yè)設立的門檻，具備一定條件就發(fā)放貸款支持民營企業(yè)的發(fā)展；加大民營資本對基礎產(chǎn)業(yè)、支柱產(chǎn)業(yè)、高新技術產(chǎn)業(yè)投資，基礎設施領域可通過 BOT、TOT 等融資方式吸納民營資本。（2）利用好外資。烏魯木齊利用外資的規(guī)模較小，現(xiàn)階段應該抓住內(nèi)地援疆的時機，抓住機遇，充分利用好援疆省份的各種資源，改善投資環(huán)境，提高服務意識。

3.調整產(chǎn)業(yè)結構。在適當增加固定資產(chǎn)投資規(guī)模的同時，高度重視產(chǎn)業(yè)結構調整，應在產(chǎn)業(yè)結構升級的同時適當增加對二產(chǎn)中高效低耗領域的投資，確保經(jīng)濟的平衡發(fā)展。

4.從微觀來看，在加大新疆固定資產(chǎn)投資力度和優(yōu)化新疆固定資產(chǎn)投資結構的同時，還要逐步提高新疆城鄉(xiāng)居民收入水平，擴大居民消費需求。只有居民消費增長支持的固定資產(chǎn)投資及經(jīng)濟增長才是持久的。同時調整烏魯木齊供給結構以培育多元化消費模式，適當鼓勵烏魯木齊城市居民消費升級換代，促進消費增長，同時也會推動烏魯木齊固定資產(chǎn)投資與烏魯木齊經(jīng)濟的快速增長。

參考文獻：

[1] 李道斌.固定資產(chǎn)投資和GDP關系的實證分析——以青海省海南藏族自治州為例[J].青海金融，2014，（1）：25-28.

[2] 譚伊茗，王國興.甘肅省固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長關系的協(xié)整分析[J].數(shù)學的實踐與認識，2013，（4）：84-88.

[3] 易鑫，黃宏軍，楊旻.安徽省1991—2010年固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長影響的實證分析[J].中國集體經(jīng)濟，2012，（4）：43-44.

[4] 劉紅伶.中國固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長關系的實證分析[J].淮南師范學院學報，2009，（2）：48-50.

[5] 孟露露.固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長關系的回歸分析[J].中小企業(yè)管理與科技，2009，（1）：89-90.

[6] 郇紅艷.中部地區(qū)固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長關系的實證分析——以阜陽市為例[J].特區(qū)經(jīng)濟，2007，（10）：171-173.

[責任編輯 吳明宇]endprint

格蘭杰因果關系檢驗揭示變量間相互影響的關系，它解決了兩變量間是雙向還是單向影響的問題以及一個變量能夠在多大程度被另一個變量解釋，而在加入滯后期后解釋程度又將如何發(fā)生變化。在分析檢驗的過程中，所需檢驗的參數(shù)模型如下：

C ·W·J·Granger于 1969 年對變量是否有因果關系作出了如下的定義：如果x是引起 y 變化的原因，則x應該有助于預測 y，即在y關于y過去值的回歸中，添加x的過去值作為獨立的解釋變量，應該顯著增加回歸的解釋能力，并且變量y預測變量x在統(tǒng)計上不顯著。此時，稱x為y的原因（Granger cause）。如果添加x的滯后變量之后，沒有顯著增加回歸模型的解釋能力，則x不是y的原因。

由前面的分析可知，F(xiàn)I 與GDP之間存在著協(xié)整關系，因此，下面對烏魯木齊固定資產(chǎn)投資與烏魯木齊生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)（1978—2013）進行格蘭杰因果檢驗。檢驗的結果（見表3）。 從上頁表3可以看出，當滯后期為2和3時，固定資產(chǎn)投資不是經(jīng)濟增長的格蘭杰因果；當滯后期為4和5時，“經(jīng)濟增長不是固定資產(chǎn)投資的因”與“固定資產(chǎn)不是經(jīng)濟增長的因”原假設的F值均顯著地不為零，同時概率值小于10%的顯著性水平，拒絕原假設。因此，總體上我們可以得出兩個結論：第一，F(xiàn)I與GDP之間存在長期穩(wěn)定的相關性；第二，F(xiàn)I 增長是GDP增長的原因，F(xiàn)I 增長可以促進GDP增長。同時，GDP 增長是 FI 增長的源泉，經(jīng)濟越發(fā)達，越有能力進行固定資產(chǎn)投資。

三、主要結論與建議

（一）主要結論

通過協(xié)整分析驗證了1978—2013 年烏魯木齊固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系。烏魯木齊GDP增長對固定資產(chǎn)投資的促進作用大于固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的推動作用，固定資產(chǎn)每增加1.0個百分點，GDP增加0.95百分點。固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長具有巨大推動作用，他通過拉動社會總需求的增加，從而帶動與投資相關行業(yè)的產(chǎn)出和消費需求的增長。

通過格蘭杰因果關系檢驗，說明全社會GDP的變化必然引起固定資產(chǎn)投資的變化，但烏魯木齊固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長和生產(chǎn)總值之間存在著因果關系，但不存在雙向的因果關系，固定資產(chǎn)投資是經(jīng)濟增長的格蘭杰因，也就是說，固定資產(chǎn)投資的提高能推動生產(chǎn)總值的增長，反之，固定資產(chǎn)投資的減少會使生產(chǎn)總值的增長受到不利的影響。這與業(yè)界的相關理論是吻合的。但國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加不是固定資產(chǎn)投資增長的格蘭杰因，這就意味著，烏魯木齊生產(chǎn)總值的增加對投資的拉動效果不明顯，不足以產(chǎn)生拉動效應。

（二）政策建議

1.從宏觀的角度看，要有效提高新疆固定資產(chǎn)投資效益，就要從新疆長期固定資產(chǎn)投資政策、固定資產(chǎn)投資體制改革、提高政府宏觀調控能力以及協(xié)調區(qū)域間的投資分配四方面出發(fā)，四者互相配合，最終達到提升新疆固定資產(chǎn)投資效益的目的。

2.固定資產(chǎn)適度規(guī)模投資角度。（1）利用好民間資金。烏魯木齊也有較多民間資金，但實際利用率很低，外流較嚴重。充分利用民間資金，是減輕財政負擔，加快增加投資的有效方式之一。因此，為了控制民間資金外流，需采取以下措施：轉變政府職能，為民間投資創(chuàng)造良好的政策環(huán)境。同時，盡快取消稅費方而的所有制差別待遇；加強對民間投資金融服務，建立民間資本服務的中小金融結構，加入地方金融機構對民間投資的支持力度。降低對小企業(yè)設立的門檻，具備一定條件就發(fā)放貸款支持民營企業(yè)的發(fā)展；加大民營資本對基礎產(chǎn)業(yè)、支柱產(chǎn)業(yè)、高新技術產(chǎn)業(yè)投資，基礎設施領域可通過 BOT、TOT 等融資方式吸納民營資本。（2）利用好外資。烏魯木齊利用外資的規(guī)模較小，現(xiàn)階段應該抓住內(nèi)地援疆的時機，抓住機遇，充分利用好援疆省份的各種資源，改善投資環(huán)境，提高服務意識。

3.調整產(chǎn)業(yè)結構。在適當增加固定資產(chǎn)投資規(guī)模的同時，高度重視產(chǎn)業(yè)結構調整，應在產(chǎn)業(yè)結構升級的同時適當增加對二產(chǎn)中高效低耗領域的投資，確保經(jīng)濟的平衡發(fā)展。

4.從微觀來看，在加大新疆固定資產(chǎn)投資力度和優(yōu)化新疆固定資產(chǎn)投資結構的同時，還要逐步提高新疆城鄉(xiāng)居民收入水平，擴大居民消費需求。只有居民消費增長支持的固定資產(chǎn)投資及經(jīng)濟增長才是持久的。同時調整烏魯木齊供給結構以培育多元化消費模式，適當鼓勵烏魯木齊城市居民消費升級換代，促進消費增長，同時也會推動烏魯木齊固定資產(chǎn)投資與烏魯木齊經(jīng)濟的快速增長。

參考文獻：

[1] 李道斌.固定資產(chǎn)投資和GDP關系的實證分析——以青海省海南藏族自治州為例[J].青海金融，2014，（1）：25-28.

[2] 譚伊茗，王國興.甘肅省固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長關系的協(xié)整分析[J].數(shù)學的實踐與認識，2013，（4）：84-88.

[3] 易鑫，黃宏軍，楊旻.安徽省1991—2010年固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長影響的實證分析[J].中國集體經(jīng)濟，2012，（4）：43-44.

[4] 劉紅伶.中國固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長關系的實證分析[J].淮南師范學院學報，2009，（2）：48-50.

[5] 孟露露.固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長關系的回歸分析[J].中小企業(yè)管理與科技，2009，（1）：89-90.

[6] 郇紅艷.中部地區(qū)固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長關系的實證分析——以阜陽市為例[J].特區(qū)經(jīng)濟，2007，（10）：171-173.

[責任編輯 吳明宇]endprint

格蘭杰因果關系檢驗揭示變量間相互影響的關系，它解決了兩變量間是雙向還是單向影響的問題以及一個變量能夠在多大程度被另一個變量解釋，而在加入滯后期后解釋程度又將如何發(fā)生變化。在分析檢驗的過程中，所需檢驗的參數(shù)模型如下：

C ·W·J·Granger于 1969 年對變量是否有因果關系作出了如下的定義：如果x是引起 y 變化的原因，則x應該有助于預測 y，即在y關于y過去值的回歸中，添加x的過去值作為獨立的解釋變量，應該顯著增加回歸的解釋能力，并且變量y預測變量x在統(tǒng)計上不顯著。此時，稱x為y的原因（Granger cause）。如果添加x的滯后變量之后，沒有顯著增加回歸模型的解釋能力，則x不是y的原因。

由前面的分析可知，F(xiàn)I 與GDP之間存在著協(xié)整關系，因此，下面對烏魯木齊固定資產(chǎn)投資與烏魯木齊生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)（1978—2013）進行格蘭杰因果檢驗。檢驗的結果（見表3）。 從上頁表3可以看出，當滯后期為2和3時，固定資產(chǎn)投資不是經(jīng)濟增長的格蘭杰因果；當滯后期為4和5時，“經(jīng)濟增長不是固定資產(chǎn)投資的因”與“固定資產(chǎn)不是經(jīng)濟增長的因”原假設的F值均顯著地不為零，同時概率值小于10%的顯著性水平，拒絕原假設。因此，總體上我們可以得出兩個結論：第一，F(xiàn)I與GDP之間存在長期穩(wěn)定的相關性；第二，F(xiàn)I 增長是GDP增長的原因，F(xiàn)I 增長可以促進GDP增長。同時，GDP 增長是 FI 增長的源泉，經(jīng)濟越發(fā)達，越有能力進行固定資產(chǎn)投資。

三、主要結論與建議

（一）主要結論

通過協(xié)整分析驗證了1978—2013 年烏魯木齊固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系。烏魯木齊GDP增長對固定資產(chǎn)投資的促進作用大于固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的推動作用，固定資產(chǎn)每增加1.0個百分點，GDP增加0.95百分點。固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長具有巨大推動作用，他通過拉動社會總需求的增加，從而帶動與投資相關行業(yè)的產(chǎn)出和消費需求的增長。

通過格蘭杰因果關系檢驗，說明全社會GDP的變化必然引起固定資產(chǎn)投資的變化，但烏魯木齊固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長和生產(chǎn)總值之間存在著因果關系，但不存在雙向的因果關系，固定資產(chǎn)投資是經(jīng)濟增長的格蘭杰因，也就是說，固定資產(chǎn)投資的提高能推動生產(chǎn)總值的增長，反之，固定資產(chǎn)投資的減少會使生產(chǎn)總值的增長受到不利的影響。這與業(yè)界的相關理論是吻合的。但國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加不是固定資產(chǎn)投資增長的格蘭杰因，這就意味著，烏魯木齊生產(chǎn)總值的增加對投資的拉動效果不明顯，不足以產(chǎn)生拉動效應。

（二）政策建議

1.從宏觀的角度看，要有效提高新疆固定資產(chǎn)投資效益，就要從新疆長期固定資產(chǎn)投資政策、固定資產(chǎn)投資體制改革、提高政府宏觀調控能力以及協(xié)調區(qū)域間的投資分配四方面出發(fā)，四者互相配合，最終達到提升新疆固定資產(chǎn)投資效益的目的。

2.固定資產(chǎn)適度規(guī)模投資角度。（1）利用好民間資金。烏魯木齊也有較多民間資金，但實際利用率很低，外流較嚴重。充分利用民間資金，是減輕財政負擔，加快增加投資的有效方式之一。因此，為了控制民間資金外流，需采取以下措施：轉變政府職能，為民間投資創(chuàng)造良好的政策環(huán)境。同時，盡快取消稅費方而的所有制差別待遇；加強對民間投資金融服務，建立民間資本服務的中小金融結構，加入地方金融機構對民間投資的支持力度。降低對小企業(yè)設立的門檻，具備一定條件就發(fā)放貸款支持民營企業(yè)的發(fā)展；加大民營資本對基礎產(chǎn)業(yè)、支柱產(chǎn)業(yè)、高新技術產(chǎn)業(yè)投資，基礎設施領域可通過 BOT、TOT 等融資方式吸納民營資本。（2）利用好外資。烏魯木齊利用外資的規(guī)模較小，現(xiàn)階段應該抓住內(nèi)地援疆的時機，抓住機遇，充分利用好援疆省份的各種資源，改善投資環(huán)境，提高服務意識。

3.調整產(chǎn)業(yè)結構。在適當增加固定資產(chǎn)投資規(guī)模的同時，高度重視產(chǎn)業(yè)結構調整，應在產(chǎn)業(yè)結構升級的同時適當增加對二產(chǎn)中高效低耗領域的投資，確保經(jīng)濟的平衡發(fā)展。

4.從微觀來看，在加大新疆固定資產(chǎn)投資力度和優(yōu)化新疆固定資產(chǎn)投資結構的同時，還要逐步提高新疆城鄉(xiāng)居民收入水平，擴大居民消費需求。只有居民消費增長支持的固定資產(chǎn)投資及經(jīng)濟增長才是持久的。同時調整烏魯木齊供給結構以培育多元化消費模式，適當鼓勵烏魯木齊城市居民消費升級換代，促進消費增長，同時也會推動烏魯木齊固定資產(chǎn)投資與烏魯木齊經(jīng)濟的快速增長。

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[責任編輯 吳明宇]endprint