摘要：通過設(shè)置空間權(quán)重的方法構(gòu)造了經(jīng)濟(jì)計量模型，采用面板數(shù)據(jù)對我國分稅制改革后東、中、西部地方政府1994—2009年基礎(chǔ)設(shè)施投資的區(qū)域溢出效應(yīng)進(jìn)行了計量分析，結(jié)果表明，我國存在地方政府基礎(chǔ)設(shè)施投資溢出效應(yīng)，對于發(fā)達(dá)地區(qū)來說，其他地方政府基礎(chǔ)設(shè)施投資會對其經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正的促進(jìn)作用，但欠發(fā)達(dá)地區(qū)則相反。

關(guān)鍵詞：地方政府 基礎(chǔ)設(shè)施投資 溢出效應(yīng)

地方政府公共投資是以地方政府（省級政府）為投資主體的投資活動，該投資是地方政府按照一定的政策目標(biāo)，為了彌補(bǔ)市場失靈所造成的公共品或準(zhǔn)公共品供給不足，為該地方范圍內(nèi)提供純公共品和部分準(zhǔn)公共產(chǎn)品的投資活動，由于產(chǎn)品的外部性、生產(chǎn)要素和商品的流動，某地方政府投資生產(chǎn)出的公共產(chǎn)品或提供的服務(wù)，很可能被本區(qū)域以外的其他區(qū)域經(jīng)濟(jì)主體直接或間接使用，這種使用無法通過市場行為獲得報酬或進(jìn)行補(bǔ)償，就形成了區(qū)域溢出。地方政府基礎(chǔ)設(shè)施投資是地方政府公共投資的重要組成部分，學(xué)者們很早就注意到該種投資的外部性特點〔Williams，A.（1966）①〕，許多學(xué)者對基礎(chǔ)設(shè)施的區(qū)域溢出作用進(jìn)行了研究〔Boarnet（1998）② ，Yilmaz（2002）③〕。研究表明，地方政府基礎(chǔ)設(shè)施投資對于其他區(qū)域有明顯的溢出作用。還有學(xué)者認(rèn)為，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同，自然條件不同，基礎(chǔ)設(shè)施所產(chǎn)生的溢出作用也可能不同。工業(yè)化初期區(qū)域及人口密集的大都市區(qū)域最能夠享受到基礎(chǔ)設(shè)施增加帶來的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)〔Isserman et al.（1989）④，Rephann（1993）⑤〕；那些處在內(nèi)陸但其周邊區(qū)域交通基礎(chǔ)設(shè)施較發(fā)達(dá)的區(qū)域往往會由于其他地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施增加而受到消極的影響〔Rephann and Isserman，（1994）⑥〕。

從我國來看，這方面的研究還很欠缺，本文采用面板數(shù)據(jù)模型，通過構(gòu)建我國地方政府基礎(chǔ)設(shè)施投資空間溢出變量，考察我國各省級經(jīng)濟(jì)單位間1994—2009年地方政府基礎(chǔ)設(shè)施投資的區(qū)域溢出狀況。

一、 模型的設(shè)立和數(shù)據(jù)的選取

本節(jié)在基本生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上，構(gòu)造包含其它區(qū)域地方政府基礎(chǔ)設(shè)施投資的生產(chǎn)函數(shù)，這個生產(chǎn)函數(shù)表明，本地經(jīng)濟(jì)增長不僅僅和在本地區(qū)投入的總資本、勞動力有關(guān)，同時還與其它區(qū)域的地方政府基礎(chǔ)設(shè)施投資有關(guān)。

Q = f （L，K ，OJC） （1）

對于某個區(qū)域來說，其它不同區(qū)域的地方政府基礎(chǔ)設(shè)施投資對其的影響是不一樣的，這可能是由于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度、距離遠(yuǎn)近等因素，因此，本文首先構(gòu)造空間權(quán)重來表明不同區(qū)域?qū)δ硞€區(qū)域的影響力。并借助這個概念來構(gòu)造式（2）?？臻g權(quán)重可以反映不同區(qū)域之間的相互關(guān)系，在此基礎(chǔ)之上，構(gòu)造“其它地區(qū)政府勞均基礎(chǔ)設(shè)施投入”變量，這樣，就可以利用柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)來描述一個區(qū)域的產(chǎn)出：

Log（Q*it）＝β＋α0 Ln（L*it）＋α1log（K*it）＋α2log（OJC*it）＋εit

（2）

各變量的經(jīng)濟(jì)含義為，Q*：本地區(qū)勞均產(chǎn)出；L*：本地勞動力數(shù)量；K*：本地區(qū)勞均物質(zhì)資本；OJC*：其他地區(qū)政府勞均基礎(chǔ)設(shè)施投入；腳標(biāo)i表示第i個地區(qū)，t表示第t年，其中OJC*it的構(gòu)造方法分別如下：

OJC*it＝（） /Ｌij （3）

其中，Wij為其他地區(qū)地方政府基礎(chǔ)設(shè)施投資空間權(quán)重，i為某個地區(qū)，也就是作為考察區(qū)的本地；JC為其它地方政府基礎(chǔ)設(shè)施投資數(shù)量，L為某地區(qū)的勞動力數(shù)量；t為年份，j表示除本地外的其它地方政府，取值的范圍從1—N，在具體計量中，以實際考察范圍為準(zhǔn)。

空間權(quán)重Wij的構(gòu)造方法：在空間經(jīng)濟(jì)學(xué)中，大多數(shù)經(jīng)濟(jì)學(xué)家采用了“地理距離”與“經(jīng)濟(jì)距離”來共同構(gòu)造空間權(quán)重。本文認(rèn)為，隨著現(xiàn)代化交通、通信等基礎(chǔ)設(shè)施的建立，地理距離的影響已經(jīng)超越了相鄰空間，因此，可以把原二進(jìn)制的空間距離設(shè)定方法拓展為（2，1，0）的劃分，即以某個地方單元為考察點時，若其他地方單元與其直接相鄰，即兩個空間單元有非零長度的公共邊界時，兩者的地方距離設(shè)定為2；若其他地方單元與其間接相鄰，即兩個空間單元雖然沒有非零長度的公共邊界，但是兩個空間單元都與第三方空間單元有非零長度的公共邊界時，兩個地方單元的距離設(shè)定為1；若其他地方單元與其既無非零長度的公共邊界，也與第三方單元沒有同時具有非零長度的公共邊界時，認(rèn)為兩者完全不相鄰，這時兩地距離設(shè)定為0。同時考慮經(jīng)濟(jì)距離的影響，將空間權(quán)重設(shè)定為：

Wij=GDP*j×Dij （j＝1，2，……，28） （4）

其中，Wij表示其他地區(qū)政府勞均基礎(chǔ)設(shè)施投入相對于某一地區(qū)單元的空間權(quán)重，GDP*j表示其他地區(qū)地方政府勞均GDP，Dij表示其他地方單元j與所考察的地方單元i之間的空間距離。j代表除所考察地方單元外的其他地方單元，由于西藏自治區(qū)與海南省條件特殊，因此并沒有把這兩個省級經(jīng)濟(jì)單元列入考察范圍，j＝1，2，……，28。在得到不同地方單元對某一區(qū)域的空間權(quán)重后，對其進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，即可得到總權(quán)數(shù)為1的空間權(quán)重。

本文數(shù)據(jù)除特別說明外，均來自于《新中國55年統(tǒng)計資料匯編》、《中國統(tǒng)計年鑒》及《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》?？疾鞎r間段為1994—2009年。除L*it從年鑒中直接選取外，其余各變量作了如下處理：

（1）Qit*：i區(qū)t年勞均產(chǎn)出增加值。用各省各年名義GDP除以各省當(dāng)年勞動力數(shù)量。并用GDP平減指數(shù)（1993=100）消除價格影響，得到i區(qū)t實際勞均產(chǎn)出。

（2）Kit*：i區(qū)t年勞均物質(zhì)資本。

本文采取Goldsmith于1951年開創(chuàng)的永續(xù)盤存法，將基年確定為1993年，將不變價格設(shè)定為1993年價格。假設(shè)我國各省、自治區(qū)、直轄市1993年的資本存量所占全國資本存量比等于1993年各省、自治區(qū)、直轄市GDP占全國GDP的比例，則該年各省資本存量為:

Ki＝×K國家 （i＝1，2，……，29） （5）

其中，GDPi為i地區(qū)1993年生產(chǎn)總值，GDP國家為1993年全國國內(nèi)生產(chǎn)總值；K國家為1993年全國資本存量，本文采用張軍（2002）⑦所得1993年年末的全國初始資本存量值84872億元（1990年不變價），按固定資產(chǎn)價格指數(shù)折算為1993年不變價為：129472億元。

資本增加額It取我國各省每年的全社會固定資產(chǎn)投資總額，通過各省相應(yīng)年份固定資產(chǎn)價格指數(shù)消除價格影響。該數(shù)據(jù)可以在相應(yīng)統(tǒng)計年鑒上取得。折舊率因缺乏相關(guān)資料，引用王小魯、樊綱（2000）⑧5%折舊率的假定，并假定折舊率不變。在得到各地1994—2009年的資本量后，再除以相應(yīng)年份的勞動力數(shù)量，就可以得到各省勞均物質(zhì)資本量。

（3）空間溢出變量：OJC*it

其計算方法見公式（3）。其中，其他地區(qū)政府基礎(chǔ)設(shè)施投入選取統(tǒng)計年鑒中地方政府支出中的基本建設(shè)支出一項，并通過各地固定資產(chǎn)價格指數(shù)消除價格影響；勞均GDP選取統(tǒng)計年鑒相應(yīng)年份和地區(qū)的GDP數(shù)據(jù)及勞動力數(shù)量數(shù)據(jù)，并用GDP平減指數(shù)消除價格影響，采取Boarnet（1998）方法，取各省勞均GDP平均值；這樣就固定了區(qū)域之間的影響效應(yīng)權(quán)重，該權(quán)重不隨時間的變化而變化計算。Wij計算方法見上文。

二、模型檢驗

本文實證研究采用EVIEWS5.1對全國除西藏和海南以外的29個省級經(jīng)濟(jì)單位1994—2009年面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，為了避免數(shù)據(jù)間的異方差問題，采用GLS方法。并把全國劃分為東、中、西部進(jìn)行考察。由于選取的是全國各區(qū)域的全部省份相關(guān)數(shù)據(jù)，固僅存在固定效應(yīng)而不是隨機(jī)效應(yīng)。估計結(jié)果如表1。

從方程擬合度來看，三個地區(qū)都超過了80%，擬合度較高，結(jié)果不存在自相關(guān)問題。從α2的顯著性來看，三個區(qū)域值都比較顯著，說明我國存在地方政府基礎(chǔ)設(shè)施投資的區(qū)域溢出效應(yīng)。從α2的值看，其他地區(qū)地方政府基礎(chǔ)設(shè)施投資對東部地區(qū)各省經(jīng)濟(jì)增長的影響為正，而西部和中部地區(qū)則相反。

三、主要結(jié)論及解釋

通過對我國東、中、西地方政府基礎(chǔ)建設(shè)投資溢出效應(yīng)計量結(jié)果可以看出，我國存在地方政府基礎(chǔ)建設(shè)投資溢出效應(yīng)，但是對于不同的地區(qū)來說，影響的結(jié)果具有較大差別。對于發(fā)達(dá)地區(qū)的省份來說，與其直接相鄰或間接相鄰的省份增加對本省的基礎(chǔ)建設(shè)投資，會促進(jìn)發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長；與此相反，對于相對落后地區(qū)的省份來說，與其直接或間接相鄰的省份增加基礎(chǔ)建設(shè)投資，對這些地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)作用不明顯。

地方政府基礎(chǔ)設(shè)施投資所形成的本區(qū)域基礎(chǔ)設(shè)施能夠與其他區(qū)域相關(guān)聯(lián)的基礎(chǔ)設(shè)施共同組成基礎(chǔ)設(shè)施網(wǎng)絡(luò)，向不同區(qū)域的使用者提供服務(wù)。對于發(fā)達(dá)地區(qū)來說，周邊地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施的完善一方面有利于經(jīng)濟(jì)的擴(kuò)散，但同時也更有利于其獲得落后地區(qū)的資源，占領(lǐng)落后地區(qū)商品市場；對于落后地區(qū)來說，周圍地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施的完善一方面可以能夠降低其他區(qū)域運輸成本，提高其他區(qū)域企業(yè)的市場可達(dá)性，提高信息傳遞的便捷程度，同時也意味著自身資源的不斷流出。最終的結(jié)果，取決于擴(kuò)散和集聚力量的對比。因此，要扭轉(zhuǎn)欠發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的這一不利因素，一方面需要增加發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的擴(kuò)散效應(yīng)，另一方面需要提高不發(fā)達(dá)地區(qū)的聚集效應(yīng)，使得地方基礎(chǔ)設(shè)施投資成為區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的紐帶。

參考文獻(xiàn)：

①Williams， A.， The optimal provision of public goods in a system of local government. [J]. Journal of Political Economics 1996，（74）：18-33.

②Boarnet，Marlon G. Spillovers and the locational Effects of Public Infrastructure[J]. Journal of Regional Scienec，1998（3）：381-400.

③Yilmaz，Serdar.Geographic and Network Neighbors: Spillover Effects of Telecommunications Infrastructure[J].Journal of Regional Science， 2002(42):339-360.

④Isserman， A. M.， Rephann， T.J. and Sorenson， D.J. Highways and rural development: Results from quasi-experimental approaches[D].West Virginia University， Regional Research Institute Working Paper .1989: 8907.

⑤Rephann， T. A study of the relationship between highways and regional economic growth and development using quasi-experimental control group methods[D]， Ph. D. Dissertation， 1993.West Virginia University.

⑥Rephann， T. and Isserman， A. New highways as economic development tools: Anevaluation using quasi-experimental matching me-

thods[J]．Regional Science and UrbanEconomics， 1994（24） 723—

751．

⑦張軍．資本形成、工業(yè)化與經(jīng)濟(jì)增長：我國的轉(zhuǎn)軌特征．經(jīng)濟(jì)研究[J]．2002，（6）：6—12

⑧王小魯，樊綱．我國工業(yè)增長的可持續(xù)性[Ｍ]．北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2000

〔本文系中央高校基本科研業(yè)務(wù)費專項資金資助項目“西部地區(qū)公共投資與私人投資經(jīng)濟(jì)增長互動效應(yīng)研究”（項目編號：K50510080004）階段性成果〕

（汪碧瀛，1976年生，陜西西安人，西安電子科技大學(xué)現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)與管理研究中心副教授、經(jīng)濟(jì)學(xué)博士。研究方向：區(qū)域經(jīng)濟(jì)政策與經(jīng)濟(jì)發(fā)展。周源，1973年生，新疆烏魯木齊人，西安電子科技大學(xué)人文學(xué)院副教授、經(jīng)濟(jì)學(xué)博士。研究方向：宏觀經(jīng)濟(jì)理論）