摘 要：1978—2012年中國國內生產總值（GDP）年均增長超過 9%，被世界稱為“中國奇跡”，超前發(fā)展的基礎設施是中國實現奇跡不容忽視的重要因素。利用1978—2011年數據研究交通基礎設施投資對中國經濟增長的作用，結果表明，交通基礎設施與經濟增長存在著長期穩(wěn)定的均衡關系，基礎設施投資經濟增長存在正溢出效應。

關鍵詞：基礎設施投資；經濟增長；格蘭杰因果檢驗

中圖分類號：F124.1 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2013）12-0004-03

引言

交通基礎設施是國家公共投資的重要組成部分，主要是指鐵路、公路、內河、航空、管道等運輸設施組成的綜合交通運輸體系。改革開放以來，中國經濟走上了飛速發(fā)展的軌道，國內生產總值從1952年的679億元上升到2011年的471 564億元。與此同時，中國的基礎設施也得到了跨越式發(fā)展。以交通基礎設施建設為例，公路里程從1949年的12.6675萬公里增長到2011年的410.64萬公里；鐵路營業(yè)里程從1952年的2.29萬公里增加到2011年的9.32萬公里，居世界第一位。長期以來，基礎設施投資一直被認為是經濟增長和社會發(fā)展的前提條件，但基礎設施對總產出、生產率的貢獻有多大？當前，國內大多數研究文獻主要是從交通基礎設施投資影響經濟增長的角度分析兩者關系，往往忽視了這樣兩個問題：經濟增長對于交通基礎設施投資是否存在反饋作用？兩者之間是否存在雙向影響？基于這兩個問題，本文擬采用計量經濟學中的協整理論和格蘭杰因果檢驗等方法，利用1978—2011年中國交通基礎設施投資和國內生產總值數據，分析中國交通基礎設施投資與經濟增長的關系（張鏑、吳利華，2008）[1]。

一、文獻述評

從經濟理論的發(fā)展看，研究公共投資對經濟增長的作用機制，是現代經濟增長理論的一個重要內容。然而，古典增長理論最初在增長模型中并沒有加入基礎設施變量，從索洛模型到拉姆齊增長模型中都沒有把基礎設施投資或者說政府公共支出作為一個獨立的變量放入到模型當中，而將其與其他政策因素、技術因素一起歸結到“技術變化”中。特別是進入到20世紀40年代，發(fā)展經濟學異軍突起，羅森斯坦·羅丹、羅根納·納克斯、沃爾特·羅斯托和赫希曼等發(fā)展經濟學家對基礎設施與經濟增長的關系都提出了許多有見地的思想。羅森斯坦·羅丹最早提出大推進理論，將基礎設施視為社會先行資本，必須優(yōu)先發(fā)展。沃爾特·羅斯托也將基礎設施視為社會先行資本，認為基礎設施發(fā)展是實現經濟起飛的一個重要前提條件。納克斯發(fā)展了羅森斯坦·羅丹的理論，認為基礎設施投資是政府的責任，私人企業(yè)是不可能有動力對具有初始投資不可分和強外部性特征的基礎設施進行投資的。與羅森斯坦·羅丹等學者提出的優(yōu)先發(fā)展交通基礎設施的論斷不同，艾伯特·赫希曼從稀缺資源應得到充分認識的角度，系統(tǒng)論述了區(qū)域經濟“不平衡增長”理論，提出了優(yōu)先發(fā)展生產率高的行業(yè)而隨后發(fā)展基礎設施才能保障經濟增長的觀點（張學良，2007）[2]。

國內學者廣泛研究基礎設施建設與經濟增長關系的基礎上，具體分析了交通基礎設施建設的作用，得出交通基礎設施建設對經濟增長具有正向推動作用的結論。如張學良（2007）認為中國的交通基礎設施與經濟增長表現出很強的空間聚集特征，經濟增長與交通運輸主要集中在東部沿海發(fā)達地區(qū)，并形成了由東往西逐步遞減的梯度。劉生龍、胡鞍鋼（2010）[3]認為交通基礎設施對中國的經濟增長有著顯著的正向促進作用；不同的地理位置和交通基礎設施條件在中國區(qū)域經濟發(fā)展差距中扮演了重要的角色。楊帆、韓傳峰（2011）[4]認為交通基礎設施通過乘數效應、旅行效應和外部效應促進經濟增長，經濟增長是交通基礎設施需求增加和規(guī)劃建設的重要前提。李強、鄭江淮（2012）[5]認為基礎設施投資對經濟的影響存在明顯的地區(qū)差異性。黃壽峰、王藝明（2012）[6]中國交通基礎設施發(fā)展與經濟增長的相互作用呈現顯著的非線性動態(tài)變化趨勢，交通基礎設施發(fā)展是經濟增長的重要因素，而與此同時，經濟增長為交通基礎設施發(fā)展提供了必備的經濟基礎。

二、中國基礎設施投資對經濟增長作用的實證檢驗

（一）單位根檢驗

數據的時間跨度為1978—2011年，所使用到的兩個時間序列為國內生產總值數據和交通基礎設施投資數據：

transport：交通基礎設施投資

gdp：國內生產總值作為經濟增長的指標

數據來源主要來自國家統(tǒng)計局網站和《國家統(tǒng)計年鑒》，由于統(tǒng)計年鑒中的GDP和交通基礎設施投資數據都是按照當年價計算的，為了排除價格波動的影響，這里對GDP和交通基礎設施投資數據按照1978年不變價進行了折算，并對兩個時間序列變量都取了對數值。

在序列分析中，當時間序列不平穩(wěn)，對兩個相互之間不存在任何關聯的時間序列作回歸分析時，如果所涉及的兩個時間序列都顯示較為明顯的持續(xù)地上升或下降趨勢，也會出現很高的擬合優(yōu)度值，這種情況就是所謂的“虛假回歸”。這是因為回歸分析得到的擬合優(yōu)度是由于趨勢的出現而不是由于兩者具有真實關系，這樣使用依據不平穩(wěn)時間序列得到的回歸模型作預測也會無效，所以在進行回歸分析時要求所用的時間序列必須是平穩(wěn)的。為了防止“偽回歸”的產生，需要進一步識別時間序列的平穩(wěn)性，在進行VAR模型估計之前，我們首先對序列進行單位根的檢驗。使用ADF法檢驗中國經濟增長（gdp）、交通基礎設施投資（transport）兩個變量的穩(wěn)定性，檢驗結果（如表1所示）。檢驗結果表明，所有變量水平值都大于（5%），可以接受原假設；但經過一階差分后都小于顯著性水平，則拒絕原假設。由此說明所有變量都是一階單整時間序列，變量都是穩(wěn)定的，可以進行協整分析。

（二）協整分析

由表2可知，中國經濟增長（lngdp）和交通基礎設施投資（lntransport）均為一階單整時間序列，可進行協整檢驗。采用Johansen協整檢驗，Johansen最大特征值與秩檢驗結果（見表2）。表2中，當秩個數為0時，秩統(tǒng)計量大于5%顯著性水平下的臨界值，并且P值小于0.05，故拒絕零假設，說明變量之間存在協整關系；然后進一步檢驗，當秩個數為1時，秩統(tǒng)計量小于5%，顯著性水平下的臨界值，并且P值大于0.05，接受零假設，因此變量之間只存在一個協整關系。

lngdp =0.664lntransport+6.082

協整檢驗結果證明了中國基礎設施投資與經濟增長存在長期穩(wěn)定的均衡關系。從長期來看，中國基礎設施投資對經濟增長有正向的促進作用，彈性系數為0.664；說明基礎設施投資增加1%，中國經濟增長增加0.664%。

（三）格蘭杰因果檢驗

基礎設施與經濟增長的互動影響究竟如何？基礎設施與經濟發(fā)展的因果關系如何？究竟這種因果關系是單向的還是雙向的，只有通過檢驗才能確定。我們在協整分析的基礎上，利用格蘭杰因果關系檢驗來對這種關系進行判斷。檢驗結果（如表3所示）。

中國經濟增長和基礎設施投資為雙向的格蘭杰因果關系，即中國經濟增長變動是基礎設施投資變動的格蘭杰原因；中國基礎設施變動是經濟增長變動的格蘭杰原因。這說明基礎設施投資會促進經濟增長，而經濟增長也會對基礎設施投資產生更大的需求和供給能力。

研究結論及對策建議

政府投資基礎設施到底能對經濟增長起到多大作用呢？不同的基礎設施類型對經濟的促進作用是否相同？如果不同，那么政府就應區(qū)別對待，將有限資源盡可能多地投入到對經濟貢獻更大的基礎設施中，以期達到最優(yōu)產出效應。

通過實證分析研究，得到如下的政策啟示：

第一，應重新審視交通投資促進經濟增長的政策。交通基礎設施與經濟增長互為依存，相輔相成，兩者需協調發(fā)展。交通基礎設施供給不足，無法滿足經濟發(fā)展的需求時，會阻礙地區(qū)間的經濟活動交流，成為經濟增長的瓶頸（楊帆、韓傳峰，2011）。在社會資源有限的情祝下，基礎設施投資和其他投資存在著此消彼長的關系，交通基礎設施投資必須與其他生產性投資保持相應的比例，才能實現經濟的快速增長?？紤]到中國公路水運交通基礎設施投資效應的動態(tài)特點，政府需要通過比較現實產出和潛在產出增長率，審慎地調整公路水運交通基礎設施投資力度，以確保資源配置效率最大化以及保證宏觀經濟持續(xù)快速穩(wěn)定增長（劉勇，2010）[7]。

第二，調整和優(yōu)化基礎設施投資結構。在經濟轉型過程中，雖然中國基礎設施投資的職能、范圍發(fā)生了相應轉變，但是，中國基礎設施的投資結構還面臨著一些問題，如基礎設施投資的缺位、越位等（丁建勛，2007）[8]。因此，政府在保持適度投資規(guī)模的同時，要及時采取措施，調整和優(yōu)化投資結構，逐步退出應由市場配置資源的競爭性領域，而主要投資于基礎設施建設等公共產品，為企業(yè)和社會發(fā)展創(chuàng)造良好的外部環(huán)境和條件，充分發(fā)揮基礎設施投資作為“經濟增長催化劑”的作用。

第三，西部基礎設施“適度超前”發(fā)展戰(zhàn)略。與發(fā)達國家相比，發(fā)展中國家的基礎設施的供給明顯不足，是社會經濟發(fā)展的“瓶頸”，在經濟發(fā)展初期，尤其應該集中精力，擴大公共投資，保證基礎設施的超前發(fā)展。根據中國“十二五”規(guī)劃的地區(qū)協調發(fā)展戰(zhàn)略，國家在西部地區(qū)實行基礎設施“適度超前”發(fā)展戰(zhàn)略。即在東部和中部實施基礎設施“同步型”發(fā)展戰(zhàn)略的同時，在西部地區(qū)采取基礎設施適度超前的發(fā)展戰(zhàn)略（王文利，2012）[9]。當前中國西部地區(qū)經濟欠發(fā)達，基礎設施的外部性強，在西部地區(qū)必須優(yōu)先發(fā)展公共基礎設施投資，要充分認識到，只有實現西部區(qū)域經濟的增長，才能實現中國經濟的可持續(xù)發(fā)展目標。

參考文獻：

[1] 張鏑，吳利華.中國交通基礎設施建設與經濟增長關系實證研究[J].工業(yè)技術經濟，2008，（8）：87-90.

[2] 張學良.中國交通基礎設施與經濟增長的區(qū)域比較分析[J].財經研究，2007，（8）：51-63.

[3] 劉生龍，胡鞍鋼.交通基礎設施與經濟增長：中國區(qū)域差距的視角[J].中國工業(yè)經濟，2010，（4）：14-23.

[4] 楊帆，韓傳峰.中國交通基礎設施與經濟增長的關系實證[J].中國人口·資源與環(huán)境，2011，（10）：147-152.

[5] 李強，鄭江淮.基礎設施投資真的能促進經濟增長嗎？——基于基礎設施投資“擠出效應”的實證分析[J].產業(yè)經濟研究，2012，

（3）：50-58.

[6] 黃壽峰，王藝明.中國交通基礎設施發(fā)展與經濟增長的關系研究——基于非線性Granger因果檢驗[J].經濟學家，2012，（6）：28-34.

[7] 劉勇.交通基礎設施投資、區(qū)域經濟增長及空間溢出作用——基于公路、水運交通的面板數據分析[J].中國工業(yè)經濟，2010，（12）：

37-46.

[8] 丁建勛.基礎設施投資與經濟增長——中國基礎設施投資最優(yōu)規(guī)模估計[J].山西財經大學學報，2007，（2）：28-31.

[9] 王文利.試論基礎設施投資對促進區(qū)域經濟增長的作用——以甘、寧、青、藏、新五省區(qū)為例[J].甘肅社會科學，2012，（6）：99-103.

[責任編輯 劉嬌嬌]