郗恩崇，徐智鵬，張 丹

（1.長安大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，西安 710064;2.河南中醫(yī)學(xué)院外語學(xué)院，鄭州 450046）

0 引言

基礎(chǔ)設(shè)施投資有助于人力資本、外商直接投資、資本等的集聚，而這些都是推動經(jīng)濟(jì)增長的最基本的要素或組織形式，對經(jīng)濟(jì)增長具有明顯的溢出效應(yīng)。盡管國外有大量文獻(xiàn)對基礎(chǔ)設(shè)施投資的溢出效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，但目前對我國相關(guān)研究卻鮮見，更多的考察的基礎(chǔ)設(shè)施投資對我國省際間的全要素生產(chǎn)率溢出效應(yīng)的影響，僅有劉生龍和胡鞍鋼（2010）考察了我國三類主要基礎(chǔ)設(shè)施對全要素生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)我國交通基礎(chǔ)設(shè)施和信息基礎(chǔ)設(shè)施促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率，而能源基礎(chǔ)設(shè)施對全要素生產(chǎn)率的影響卻并不顯著。其實(shí)證部分仍然存在改進(jìn)的余地：首先，沒有考察到樣本期間特殊年份全要素生產(chǎn)率受到的外部沖擊；其次，樣本期限并沒有涵蓋2008年以來我國大力進(jìn)行基礎(chǔ)設(shè)施投資的這一階段。因此，本文將選取2001～2011年中國省級面板數(shù)據(jù)，考察三大類基礎(chǔ)設(shè)施投資的溢出效應(yīng)，探索我國全要素生產(chǎn)率變化中的基礎(chǔ)設(shè)施影響。

1 模型設(shè)定

本部分將借鑒Hulten et al.（2006）的模型，考察基礎(chǔ)設(shè)施投資全要素生產(chǎn)率提升效應(yīng)。根據(jù)現(xiàn)有理論，基礎(chǔ)設(shè)施的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)包括兩部分：首先，根據(jù)國民經(jīng)濟(jì)核算體系，基礎(chǔ)設(shè)施作為投入要素直接促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長；同時，基礎(chǔ)設(shè)施作為投資具有明顯的正外部性和乘數(shù)效應(yīng)，又可以間接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。因此，我們將包括基礎(chǔ)設(shè)施投資的產(chǎn)出函數(shù)設(shè)定為以下形式：

其中Y表示產(chǎn)出水平，I是基礎(chǔ)設(shè)施投資的存量水平，K是除基礎(chǔ)設(shè)施投資以外的資本投入，A是生產(chǎn)技術(shù)水平，L是勞動力投入?？梢钥闯?，基礎(chǔ)設(shè)施投資對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)體現(xiàn)在兩個方面：一方面直接作為投入要素來體現(xiàn)的，表現(xiàn)在F(K,L,I)項(xiàng)上；另一方面，通過溢出效應(yīng)影響生產(chǎn)技術(shù)水平，即 A(I,T)，其中T是時間項(xiàng)。A(I,T)是典型的?？怂怪行约夹g(shù)進(jìn)步函數(shù)，外生地對生產(chǎn)函數(shù)產(chǎn)生影響：當(dāng)A(I,T)＞1時，表示為規(guī)模報(bào)酬遞增；當(dāng)A(I,T)=1時，表示規(guī)模報(bào)酬不變；當(dāng)A(I,T)＜1時，表示規(guī)模報(bào)酬遞減。因此A(I,T)是基礎(chǔ)設(shè)施的外部性的體現(xiàn)，通過影響生產(chǎn)率水平來間接影響總產(chǎn)出水平。

假定方程（1）中的希克斯技術(shù)項(xiàng)符合Hulten et al.（2006）的假定，是多元組合形式的：

其中，Ai,0是初始技術(shù)水平，λi表示外生的技術(shù)變遷，ηi表示基礎(chǔ)設(shè)施投資的外部性。

為了衡量基礎(chǔ)設(shè)施的技術(shù)外部性參數(shù)ηi，我們通過對?？怂辜夹g(shù)項(xiàng)A(I,T)求解全要素生產(chǎn)率得出。從理論上說，全要素生產(chǎn)率是指“生產(chǎn)活動在一定時間內(nèi)的效率”。是衡量單位總投入的總產(chǎn)量的生產(chǎn)率指標(biāo)。即總產(chǎn)量與全部要素投入量之比，即：

對（3）兩邊取對數(shù)，我們可以得到全要素生產(chǎn)率的表達(dá)式：

改革開放以來，TFP是中國經(jīng)濟(jì)高速增長的重要動因，這已是不爭的事實(shí)?；A(chǔ)設(shè)施的改善有利于更好的吸引FDI，進(jìn)而海外先進(jìn)的生產(chǎn)、管理等技術(shù)。為了測算全要素生產(chǎn)率，我們根據(jù)傳統(tǒng)的柯布-道格拉斯產(chǎn)出函數(shù)，在規(guī)模報(bào)酬不變的情形下，表示為以下形式：

其中，αK+αL=1，包含了基礎(chǔ)設(shè)施投資和非基礎(chǔ)設(shè)施投資兩部分實(shí)物資本。

我們選取了中國大陸30個省份2001～2011年的數(shù)據(jù)來測算全要素生產(chǎn)率。具體來講，YT用各個?。ㄊ?、自治區(qū)）當(dāng)年的實(shí)際GDP來代替（經(jīng)以2001年為基期的國內(nèi)生產(chǎn)總值價格指數(shù)調(diào)整），LT用各個省份的歷年就業(yè)總?cè)藬?shù)表示，用各省歷年的資本存量代替。

本文將采用永續(xù)盤存法來估算資本存量。

2 變量描述與數(shù)據(jù)來源

2.1 基礎(chǔ)設(shè)施投資

本文選取了交通基礎(chǔ)設(shè)施（Transport）、能源基礎(chǔ)設(shè)施（Energy）和信息基礎(chǔ)設(shè)施（Information）這三類。（1）交通基礎(chǔ)設(shè)施：選取了三類交通基礎(chǔ)設(shè)施變量，包括鐵路里程、內(nèi)河航道里程和公路里程，用這三類基礎(chǔ)設(shè)施的里程總和除以各省份的國土面積來代替。這三類基礎(chǔ)設(shè)施投資的數(shù)據(jù)在各省歷年統(tǒng)計(jì)年鑒可以找到；（2）能源基礎(chǔ)設(shè)施：選取能源消費(fèi)量作為能源基礎(chǔ)設(shè)施投資的衡量指標(biāo)，既反映了各地區(qū)的能源消費(fèi)總量（用萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤來來衡量），也反映了在能源生產(chǎn)、傳送、發(fā)電和電網(wǎng)傳送設(shè)施設(shè)備；（3）信息基礎(chǔ)設(shè)施，選取電話普及率這一指標(biāo)來衡量信息基礎(chǔ)設(shè)施。

2.2 全要素生產(chǎn)率（TFP）

我們在前文中已經(jīng)測算出了各省歷年的全要素生產(chǎn)率。接下來，我們將利用前面測算出來的全要素生產(chǎn)率，考察基礎(chǔ)設(shè)施投資的溢出效應(yīng)，也即對地區(qū)全要素生產(chǎn)率的影響。

2.3 其他控制變量

本文的控制變量包括以下：（1）勞動力（Labor）。勞動力對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)是顯而易見的，是產(chǎn)出的最重要的投入要素之一，用各省年末從業(yè)人員數(shù)來衡量。（2）資本存量入（Capital）。資本投入也是生產(chǎn)的重要投入要素，對經(jīng)濟(jì)增長的起到巨大的推動作用。我們用各省歷年的固定資產(chǎn)投資來衡量資本存量，后者已經(jīng)以2001年為基期的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整。（3）進(jìn)出口額（Trade）。進(jìn)出口也是經(jīng)濟(jì)增長的重要貢獻(xiàn)因素，一方面，一個地區(qū)的進(jìn)出口直接構(gòu)成了一個地區(qū)的GDP；另一方面，進(jìn)出口也反映了該地區(qū)的市場開放程度。本文的各省歷年進(jìn)出口額數(shù)據(jù)來源于各省的統(tǒng)計(jì)年鑒，先用當(dāng)年的美元匯率年均價轉(zhuǎn)換為以人民幣計(jì)價的進(jìn)出口額，并經(jīng)價格指數(shù)平減，調(diào)整為以2001年為基期的不變價格指數(shù)下的進(jìn)出口額。（4）實(shí)際利用外資額（FC），用以衡量該地區(qū)當(dāng)年實(shí)際利用的外資總額以及市場開放程度，并經(jīng)過美元匯率年均價和價格指數(shù)調(diào)整。（5）政府支出。政府支出對經(jīng)濟(jì)增長的作用是一把雙刃劍：當(dāng)政府將更多的財(cái)政支出用于教育、健康等公共品提供等方面時，將推動經(jīng)濟(jì)的發(fā)展；而當(dāng)政府將更多的財(cái)政支出用于行政管理費(fèi)用上時，可以導(dǎo)致地區(qū)市場失去活力，影響資源的配置而導(dǎo)致無效率。本文以經(jīng)過以2001年為基期的價格指數(shù)調(diào)整后的地方政府財(cái)政支出來表示。

2.4 數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計(jì)

本文大部分?jǐn)?shù)據(jù)來源于各省歷年統(tǒng)計(jì)年鑒，其他數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》以及歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。所有變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

3 模型建立與回歸結(jié)果

3.1 模型建立

考慮到全要素生產(chǎn)率都小于1，并且為了便于比較，我們對變量采取半對數(shù)模型，將基礎(chǔ)設(shè)施的溢出效應(yīng)表示如下：

其中，εi,t表示可分解為固定效應(yīng)μi和白噪音νit。

同樣，對于地區(qū)的生產(chǎn)率水平而言，從企業(yè)微觀層面而言，可以通過技術(shù)傳遞、干中學(xué)等方式實(shí)現(xiàn)企業(yè)生產(chǎn)率的維持與進(jìn)步；從產(chǎn)業(yè)層面來講，知識溢出、技術(shù)轉(zhuǎn)移等方式與途徑實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)內(nèi)技術(shù)的維持與進(jìn)步；這些反映在一個地區(qū)內(nèi)，表現(xiàn)為生產(chǎn)率水平的路徑依賴與鎖定。因此，（7）表示的靜態(tài)面板模型具有較強(qiáng)的內(nèi)生性問題，我們在模型的右端引入因變量的滯后項(xiàng)，進(jìn)一步將模型表述為（8）式：

其中，TFPi,t-1表示因變量的滯后項(xiàng)；lnXi,t-j為自變量及其滯后項(xiàng)；CONT為控制變量，反映截面固定特征和時序效應(yīng)；εi,t表示隨機(jī)擾動項(xiàng)，可分解為固定效應(yīng)μi和白噪音νit。

3.2 基礎(chǔ)設(shè)施投資的溢出效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

對基礎(chǔ)設(shè)施的溢出效應(yīng)的回歸結(jié)果如表2-4：

表2 交通基礎(chǔ)設(shè)施的溢出效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

單獨(dú)引入交通基礎(chǔ)設(shè)施投資后，我們對模型進(jìn)行了多次回歸，共有6個回歸模型。交通基礎(chǔ)設(shè)施投資的回歸系數(shù)仍顯著為負(fù)，通過了1%的顯著性水平，印證了交通基礎(chǔ)設(shè)施投資阻礙了我國全要素生產(chǎn)率的提升。同時，交通基礎(chǔ)設(shè)施的滯后項(xiàng)卻具有溢出效應(yīng)：GMM估計(jì)方法得到的交通基礎(chǔ)設(shè)施投資的一階滯后項(xiàng)的回歸系數(shù)為正。

對于控制變量，回歸結(jié)果顯示，勞動力（Labor）和國際貿(mào)易總額（Trade）則會阻礙全要素生產(chǎn)率的提升。一個可能的原因是，本文的勞動力人數(shù)并不能代表一個地區(qū)的人力資本，而后者則已被證實(shí)具有顯著的TFP推動作用；對于國際貿(mào)易總額而言，進(jìn)口貿(mào)易和出口貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率的作用并不相同，本文將兩者合并得到國家貿(mào)易總額，可能存在效應(yīng)加總的問題。對于資本存量而言，模型1～6的回歸結(jié)果都為正，在1%的顯著性水平上顯著，且回歸結(jié)果穩(wěn)健，說明對全要素生產(chǎn)率存在推動作用。另外，實(shí)際利用外資額（FC）和政府支出（Budget）的回歸結(jié)果其系數(shù) 都為正，盡管部分回歸結(jié)果不顯著。

表3 信息基礎(chǔ)設(shè)施的溢出效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

表4 能源基礎(chǔ)設(shè)施的溢出效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

對于模型（1）～（6），信息基礎(chǔ)設(shè)施的回歸結(jié)果都顯著為正，說明現(xiàn)階段我國信息基礎(chǔ)設(shè)施存在顯著的溢出效應(yīng)；并且對于其一階滯后項(xiàng)而言，回歸系數(shù)仍然為正，盡管大部分模型都不顯著。回歸結(jié)果顯示，勞動力和國際貿(mào)易的回歸系數(shù)為負(fù)。資本存量的回歸系數(shù)為正且大部分都顯著、穩(wěn)健。而政府支出（FC）的回歸系數(shù)仍然為正，僅在差分GMM回歸中沒有通過顯著性檢驗(yàn)。另外，實(shí)際利用外資額（FC）的回歸結(jié)果都不顯著。

在模型（1）和（2）中，能源基礎(chǔ)設(shè)施投資的當(dāng)期回歸系數(shù)為正，統(tǒng)計(jì)上顯著通過1%的顯著性水平。而對于差分GMM和系統(tǒng)GMM，盡管回歸結(jié)果不顯著，但回歸系數(shù)仍然為正。同時，能源基礎(chǔ)設(shè)施投資的一階滯后項(xiàng)為正，但不顯著；而能源基礎(chǔ)設(shè)施投資的一階滯后項(xiàng)為正。這說明了對能源基礎(chǔ)設(shè)施的投資不會阻礙我國全要素生產(chǎn)率的提升。對于控制變量，勞動力和國際貿(mào)易的回歸系數(shù)為負(fù)；而資本存量的回歸系數(shù)都為正，但在差分GMM估計(jì)中沒有通過顯著性檢驗(yàn)；對于實(shí)際利用外資額（FC）和政府支出（Budget）而言，回歸結(jié)果不顯著。

4 結(jié)論

對于中國而言，過去的30年表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)增長與基礎(chǔ)設(shè)施投資的“雙奇跡”。選取了2001～2011年中國省級面板數(shù)據(jù)，考察交通運(yùn)輸基礎(chǔ)設(shè)施、能源基礎(chǔ)設(shè)施以及信息基礎(chǔ)設(shè)施的溢出效應(yīng)，探索我國全要素生產(chǎn)率變化中的基礎(chǔ)設(shè)施影響。本文的主要結(jié)論包括：（1）我國各個省份2001～2011年的TFP呈遞增趨勢，但許多省份如內(nèi)蒙古、遼寧、黑龍江、上海、安徽、福建等16個省份的TFP在2002、2003年都出現(xiàn)不同程度的下降，部分省份的全要生生產(chǎn)率甚至出現(xiàn)了大幅度的下降，這可能與外部沖擊有關(guān)；（2）對于基礎(chǔ)設(shè)施的溢出效應(yīng)，不同類型的基礎(chǔ)設(shè)施投資的溢出效應(yīng)不同：交通基礎(chǔ)設(shè)施不存在溢出效應(yīng)，對全要素生產(chǎn)率的提升存在阻礙作用；而能源基礎(chǔ)設(shè)施和信息基礎(chǔ)設(shè)施存在溢出效應(yīng)。

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