洪慧杰

摘要：本文主要研究了交通基礎設施與西部地區(qū)經濟增長的關系。本文基于一個巴羅類型的增長模型，利用西部地區(qū)84個城市2000—2010年的面板數據，采用SYS-GMM方法從短期效應和長期效應兩方面進行計量分析。實證結果表明：無論從短期效應還是長期效應來看，交通基礎設施對西部地區(qū)的經濟增長都有著顯著的正向促進作用，有利于縮小區(qū)域經濟發(fā)展差距。根據實證結果提出改善西部地區(qū)交通基礎設施建設，加強區(qū)域內交通使用程度、區(qū)域間通達性的政策建議。

關鍵字：交通基礎設施；經濟增長；SYS-GMM估計

1、引言

改革開放以來，中國經濟發(fā)展取得了舉世矚目的成就。從1990年到2010年，我國的國內生產總值由18668億元增長到397983億元，GDP年增長率為10.33%1。然而，在經濟高速發(fā)展的同時，中國同時也面臨著區(qū)域發(fā)展極度不平衡的難題，特別是東部沿海省市和西部內陸地區(qū)的經濟發(fā)展差距明顯，因此加速西部地區(qū)的經濟增長十分必要。促進西部地區(qū)經濟增長不僅需要直接給予政策性傾斜，更需要間接引導東部地區(qū)向西部地區(qū)的經濟溢出。本文認為交通基礎設施建設是促進西部地區(qū)經濟增長的一個重要方面。交通基礎設施建設既可以通過投資直接促進城市的經濟增長，又可以通過其他城市經濟增長對本市的溢出效應來間接地促進本市的經濟增長。本文利用2000—2010年西部地區(qū)84個城市的經驗數據建立動態(tài)面板模型，探討交通基礎設施建設對區(qū)域經濟增長的影響。

2、文獻綜述

一直以來，以交通基礎設施投資為主的基礎設施建設被認為是經濟發(fā)展的前提條件，交通基礎設施投資與經濟增長之間的關系也一直是經濟研究者們重點關注的問題。

國外研究方面，Paul Rosenstein Rodan最早提出了大推進理論，認為基礎設施是社會發(fā)展的先行資本，應當優(yōu)先發(fā)展。Walt Whitman Rostow也將基礎設施建設視為社會發(fā)展的先行資本，認為基礎設施發(fā)展是實現經濟起飛的前提條件。Aschauer（1989）和Munnell（1990）運用一個時間序列數據模型得到基礎設施投資的產出彈性。但人們很快就對他們的研究結論提出了質疑，認為他們得出基礎設施投資的產出彈性高達60%只是反映了相關關系，而沒有反映因果關系。Tatom（1991）指出Aschauer（1989）的估計結果之所以偏高，是因為沒有考慮到時間序列的平穩(wěn)性，當他采用同樣的數據進行一階差分后再進行回歸，得出基礎設施的產出彈性下降為0.14。利用1957—1987年歐洲12個國家的面板數據，Cazzavillan（1993）通過固定效應模型得到基礎設施投資對經濟增長的產出彈性為0.25。Canning及Fay（1993）認為核心基礎設施如交通基礎設施投資比非核心基礎設施投資如電力和通訊對經濟增長的貢獻要更大，且同樣的設施在高收入地區(qū)和低收入地區(qū)的產出彈性也不一樣，如交通基礎設施對高收入國家的產出彈性為0.174，對低收入國家的產出彈性為0.050。Demurger（2001）用兩階段最小二乘估計方法驗證了基礎設施（包括交通基礎設施）對經濟增長的影響，其結果表明交通基礎設施對經濟增長有著顯著的促進作用。

國內研究方面，范九利、白暴力（2004）驗證了基礎設施資本投入對我國經濟增長的產出彈性，其估計結果為基礎設施投資的產出彈性為0.695。樊勝根和張曉波（2004）驗證了交通基礎設施對中國農村區(qū)域經濟的影響，結果發(fā)現交通基礎設施對農村經濟的產出彈性為0.032。

以上文獻在驗證交通運輸對經濟增長的作用時主要驗證交通基礎設施的產出彈性，從內生增長模型的角度驗證交通運輸對經濟增長作用的文獻較少，特別是國內有關交通基礎設施的文獻還比較少。在研究方法的使用上，學者們使用工具變量方法來克服模型中存在的內生性問題，但工具變量是否有效并沒有進一步驗證。因此，本文從內生增長模型的角度，利用2000—2010年西部地區(qū)84個城市的經驗數據，建立動態(tài)面板模型，檢驗交通基礎設施建設對區(qū)域經濟增長的影響。

3、實證模型及估計方法

3.1 實證模型、指標及數據處理

不同于交通基礎設施對中國經濟的產出彈性模型，本文的實證模型是基于如下一個巴羅類型的增長模型（Barro，1990）。

在本文的實證模型中，考慮到的區(qū)域經濟增長的不同條件不僅包括實物資本投資和人力資本投資，還包括投資環(huán)境、開放程度、地理位置，最為重要的是還包括交通基礎設施稟賦，得到動態(tài)面板模型如下：

這里的gprgdp代表人均實際GDP的年均增長率，為了區(qū)別短期影響和長期影響，本文的被解釋變量包含1年期和5年期實際人均GDP平均增長率。lnprgdp代表人均實際GDP的對數值。transport用來衡量各地區(qū)交通基礎設施稟賦，是本文重點關注的變量。X包括一系列影響經濟增長的控制變量，包括實物資本（k）、人力資本（human）、外商直接投資（FDI）、政府支出（gov）、產業(yè)結構（tertiary）和人口密度（denpop）。

在這里，文章中重點關注的變量transport用人均鋪裝道路面積的對數值表示。實物資本k用人均實際資本存量，即人均固定資產凈值年平均余額的對數表示。人力資本human用各地區(qū)高等教育在校生人數占地區(qū)人口比重表示。外商直接投資FDI用各地區(qū)實際利用外資金額占GDP的比重表示，由于FDI的數據指標是用美元衡量的，本文先將它按當年平均匯率調整成人民幣價格，再計算調整后的人民幣價格占GDP的比重。政府支出gov以當年政府的財政預算內支出占當地GDP的比重表示，產業(yè)結構tertiary以當地第三產業(yè)就業(yè)人口占總人口的比重來表示，人口密度popden以每平方公里的人口數來表示。本文中所有變量的描述統(tǒng)計如表 1 所示。

3.2 實證方法

由于實證模型中出現了滯后被解釋變量作為解釋變量的情形，存在內生性問題，且模型中一些影響經濟增長的解釋變量與經濟增長存在著逆向的因果關系，又由于本文使用數據是典型的“小T大N”面板，因此，本文采用系統(tǒng)廣義矩（SYS-GMM）估計方法來進行參數估計。 其具體做法是將水平回歸方程和差分回歸方程結合起來進行估計，在這種估計方法中，滯后水平作為一階差分的工具變量，而一階差分又作為水平變量的工具變量。此外，本文給出了OLS方法的估計結果作為對比，為了克服模型的內生性問題，采用了固定效應模型。

由于在SYS-GMM估計過程中選取了被解釋變量的滯后變量和各個解釋變量的滯后項作為工具變量，因此采取過度識別的約束檢驗（Sargan檢驗）來檢驗估計過程中工具變量的有效性。另外，SYS-GMM過程的假設前提要求通過自回歸（AR）檢驗，即誤差項的差分項可以允許一階序列相關，但不允許二階差分序列相關。

3.3 實證結果及分析

表2給出了固定效應模型、SYS-GMM模型的估計結果。通過二者的對比，可以發(fā)現SYS-GMM的估計結果更為穩(wěn)健。此外，SYS-GMM估計相關的診斷檢驗值顯示，在短期估計和長期估計結果中，AR（2）和Sargan檢驗的P統(tǒng)計值均大于0.05，說明工具變量有效，用SYS-GMM對本文的實證方程進行估計是比較合適的，因此本文的實證結果分析主要圍繞表2中的SYS-GMM模型來進行。

在SYS-GMM模型中，交通基礎設施對短期和長期經濟增長有著顯著的正向影響，通過了1%的顯著性檢驗，這一實證結果與先前發(fā)展經濟學家們的觀點一致，即基礎設施建設能夠對經濟增長產生促進作用。交通基礎設施對1年期經濟增長的影響大于對5年期經濟增長的影響，說明交通基礎設施稟賦能在較短時間內對經濟增長發(fā)揮促進作用，西部地區(qū)短期經濟增長速度受交通基礎設施影響大。

實際人均GDP增長率的滯后變量L. gprgdp的估計系數為正，系數都介于0—1之間，說明在考察期西部地區(qū)經濟增長存在明顯的滯后效應。短期效應模型中，人均實際 GDP 前面的系數為負，表明中國區(qū)域經濟呈現了一定的“追趕”現象。

X向量中包含三類影響經濟增長的因素，第一類是與生產要素相關的因素，包括實物資本和人力資本。實物資本k是主要的生產要素之一，不同的實物資本累積速度必然會導致經濟增長的差異，而估計結果也證實了這一點，尤其是在短期模型中。人力資本human對短期經濟增長具有顯著的正向影響，而對長期經濟增長卻有著顯著的負向影響，這與預期存在不一致。結合西部地區(qū)實際，其原因可能是盡管西部地區(qū)加大了高等教育的財政支出力度，短期內發(fā)揮人力資本的促進作用，但是由于區(qū)位、薪酬等因素的影響，從長期看可能存在人力資本向東中部地區(qū)溢出，在一定程度上加大了東西部差距。X向量中包含的第二類因素是與開放和發(fā)展程度相關的因素。政府支出gov對經濟增長的作用為負，從理論上來講，適度的政府支出有助于提高資源配置效率，但過多的政府干預卻阻礙市場經濟深化，制約經濟增長。Mitchell（2005）列舉了政府支出對經濟增長的危害，王曉魯等（2009）的研究也找到了過多政府支出不利于經濟增長的證據。SYS-GMM模型分析結果顯示出產業(yè)結構tertiary對短期經濟增長有顯著正向影響，這符合通常的經濟學直覺，即第三產業(yè)就業(yè)人口比重越高，說明該地區(qū)服務業(yè)發(fā)展成都越高，更能促進經濟的增長。而模型中產業(yè)結構對長期經濟增長的影響并不顯著。外商直接投資FDI可以為西北地區(qū)帶來先進的技術和管理經驗，既可以通過資本投入直接促進當地的經濟增長，又可以通過技術的溢出效應間接地促進當地的經濟增長，模型估計結果驗證了FDI對西部地區(qū)經濟增長的促進作用。X向量中包含的第三個因素是人口因素。人口增長可以增加地區(qū)勞動力，帶動區(qū)域消費，有利于經濟增長的。從表2的實證結果來看，人口密度denpop對經濟增長的影響顯著為正，人口因素對經濟增長的正向影響得到驗證。

4、結論及政策建議

交通基礎設施建設既可以通過投資直接促進經濟增長，又可以通過溢出效應間接地引導經濟增長。本文基于一個巴羅類型的增長模型，利用西部地區(qū)84個城市2000—2010年的面板數據，采用SYS-GMM方法來驗證交通基礎設施對西部地區(qū)經濟增長的影響。實證結果表明：交通基礎設施對西部地區(qū)經濟增長有著顯著的正向促進作用，交通基礎設施投資在促進西部地區(qū)經濟增長的過程中發(fā)揮了重要作用。

本文的實證結果對于地區(qū)經濟發(fā)展政策制定具有參考意義。由于交通基礎設施對經濟增長有著顯著的正向促進作用，加強各地區(qū)尤其是交通基礎設施比較落后的西部地區(qū)的交通基礎設施投資有利于促進區(qū)域經濟均衡發(fā)展。盡管西部地區(qū)交通基礎設施狀況在2000年后隨國家投入力度加大而有較大改善，但是增長幅度仍然較小，增長速度落后于中部和東部地區(qū)。據《國家統(tǒng)計年鑒》數據，2008年交通網絡密度最低的5個省份分別是青海、新疆、內蒙古、甘肅和黑龍江，西部省份占據四席，可見西部地區(qū)的交通基礎設施建設水平仍然遠低于東部地區(qū)。改善交通基礎設施，不僅需要加強區(qū)域內部交通使用程度，而且要加強區(qū)域間的通達性，有效地促進地區(qū)間生產要素的流動與產業(yè)轉移。為此，促進西部地區(qū)經濟發(fā)展，需要加大對交通基礎設施建設的投資力度，既要重視改善西部地區(qū)交通基礎設施，更要重視提高與之相鄰省、市和地區(qū)的交通基礎設施建設水平，加強以西部地區(qū)主要中心城市和交通樞紐省份為核心的交通網絡建設，以加強西部地區(qū)各省份之間的經濟聯系。

參考文獻：

[1]Bai，Chong-en，Yingyi Qian，and Chang-tai Hsieh. The Return to Capital in China [J]. Brookings Papers on Economic Activity，2006（02）.

[2]Fan.S. and Zhang.X. Infrastructure and Regional Economic Development in Rural China [J]. China Economic Review，2004，15（2）.

[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（04）.

[4]尹希果，岑劍雄. 我國公共產品供給與區(qū)域經濟增長收斂——基于我國公共基礎設施數據的實證研究[J]. 經濟體制改革，2012（03）.

[5]劉生龍，王亞華，胡鞍鋼. 西部大開發(fā)成效與中國區(qū)域經濟收[J]. 經濟研究，2009，（09）.

[6]陳芳，龍志和. 中國縣域經濟差距的收斂性研究——基于動態(tài)面板數據的GMM方法[J].中國科技論壇，2011（04）.

[7]李冀鋒. 西部地區(qū)交通基礎設施建設與區(qū)域經濟發(fā)展研究[D]. 吉林大學，2010.

[8]劉修巖. 集聚經濟、公共基礎設施與勞動生產率——來自中國城市動態(tài)面板數據的證據[J]. 財經研究，2010（05）.

[9]張曉旭，馮宗憲. 中國人均GDP的空間相關與地區(qū)收斂：1978—2003[J]. 經濟學（季刊），2008，（01）.

[10]劉瑞明. 所有制結構、增長差異與地區(qū)差距：歷史因素影響了增長軌跡嗎？[J]. 經濟研究，2011（12）.