黃森

摘要：在考慮交通基礎(chǔ)設空間網(wǎng)絡布局特性基礎(chǔ)上，利用2001—2011年中國省級數(shù)據(jù)和空間計量研究方法，從直接效應和空間外部效應兩個層面研究了交通基礎(chǔ)設施空間建設差異化對中國經(jīng)濟增長的影響。結(jié)果表明：中國交通基礎(chǔ)設施在地理空間上已然形成了三類穩(wěn)固的差異化集群；雖然交通基礎(chǔ)設施建設對區(qū)域經(jīng)濟增長有著顯著的正向效應，但是受其自身空間建設差異化對經(jīng)濟增長負向效應影響，其對經(jīng)濟增長應有的促進效應未能全部體現(xiàn)。雖然交通基礎(chǔ)設施空間建設差異化存在顯著的空間負外部效應，不過該效應正在逐年減弱。擴大交通基礎(chǔ)設施覆蓋面與提升交通基礎(chǔ)設施存量兩者對經(jīng)濟增長都有著相近的正向彈性，不過前者的實際操作成本要明顯低于后者。

關(guān)鍵詞：交通基礎(chǔ)設施；差異化集群；空間外部性；區(qū)域經(jīng)濟增長；空間計量模型

一、引言

交通基礎(chǔ)設施是國民經(jīng)濟的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，是經(jīng)濟和社會各項事業(yè)發(fā)展的重要保障。大部分經(jīng)驗研究結(jié)果表明，交通基礎(chǔ)設施條件好壞將直接影響到國民經(jīng)濟增長速度的快慢（Aschauer & Alan，1989；Barro，1991）。 [1] [2]不可否認相較于西方發(fā)達國家而言，目前中國交通基礎(chǔ)設施的總量仍略顯不足，交通基礎(chǔ)設施建設仍然落后于社會經(jīng)濟發(fā)展要求。在最近的十幾年間，國家大幅度提高了交通基礎(chǔ)設施建設的投資力度，這也標志著交通基礎(chǔ)設施建設正式進入了騰飛時期。

目前有關(guān)交通基礎(chǔ)設施與地區(qū)經(jīng)濟增長的研究文獻國內(nèi)外有很多，而且得出的結(jié)論也較為一致，即交通基礎(chǔ)設施與地區(qū)經(jīng)濟增長有著正相關(guān)關(guān)系（Banister & Berechman，2001；Cantos et al.，2005；彭清輝和曾令華，2009 ；張學良和孫海鳴，2008 ；李躍和蒙永勝，2014）。[3] [4] [5] [6] [7]但是這類研究大多將交通基礎(chǔ)作為單一的獨立外生變量來考察其對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響，很少有研究能夠?qū)⑵渌哂械亩嘀亟?jīng)濟屬性納入到相應研究中來。近幾年隨著空間經(jīng)濟學及空間計量經(jīng)濟學等新興經(jīng)濟學派的興起，國內(nèi)外一些研究者在研究類似問題時發(fā)現(xiàn)，交通基礎(chǔ)設施整體投資的無節(jié)制增長并不一定能夠有效促進地區(qū)經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。[8][9]其中一部分學者認為，交通基礎(chǔ)設施條件好壞能夠顯著影響到區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展進程，雖然交通基礎(chǔ)設施總量提升能夠顯著促進地區(qū)經(jīng)濟的增長，但受交通基礎(chǔ)設施自身具有顯著的空間網(wǎng)絡布局特性影響，倘若不同地區(qū)間交通基礎(chǔ)設施條件差異過大，則將很有可能限制地區(qū)間資源合理配置，進而影響到整個區(qū)域經(jīng)濟增長速度的提升（Fujita & Krugman，1999） [10]。那么這類情況在中國是否存在呢？這正是本文擬將回答的問題。

基于以上現(xiàn)實和理論背景，論文嘗試從交通基礎(chǔ)設施空間建設差異化入手，考察其對中國地區(qū)經(jīng)濟增長的多重影響。具體思路為：以2001—2011年作為時間樣本，利用中國交通基礎(chǔ)設施與地區(qū)經(jīng)濟增長相關(guān)數(shù)據(jù)，首先檢驗中國交通基礎(chǔ)空間建設現(xiàn)狀。其次從空間地理視角考察差異化交通基礎(chǔ)設施建設對中國地區(qū)經(jīng)濟增長的直接效應和空間外溢效應，并以此得出相應研究結(jié)論和啟示。

二、中國交通基礎(chǔ)設施建設空間現(xiàn)狀分析

在進行中國交通基礎(chǔ)設施建設空間現(xiàn)狀分析之前，我們首先需要選擇一個合理的指標來定義交通基礎(chǔ)設施存量。目前國內(nèi)對交通基礎(chǔ)存量進行量化處理的方法有兩種：一是通過交通基礎(chǔ)設施公共投入來衡量，二是通過交通基礎(chǔ)設施密度來衡量。[11]由于交通基礎(chǔ)設施建設并非完全是由公共投入產(chǎn)生的，其中還包含一部分是由私人投資完成，因此用公共投資來衡量交通基礎(chǔ)存量容易產(chǎn)生系統(tǒng)性的測量誤差。[12][13]所以本文選擇以公路、鐵路和內(nèi)河航道里程之和除以各省份的國土面積求得各?。ㄊ?、自治區(qū)）交通基礎(chǔ)設施密度，用該數(shù)值來定義中國交通基礎(chǔ)設施存量指標。

同時為了能夠在論文中合理、準確地反映出中國近十余年來交通基礎(chǔ)設施空間建設現(xiàn)狀，我們這里選擇運用空間計量經(jīng)濟學中的Morans I指數(shù)和LISA指數(shù)分別來進行全局和局部兩個層面的分析。

Morans I指數(shù)的計算公式為：

式中Wij為二元空間權(quán)值矩陣中的任意元素值，當i區(qū)域與j區(qū)域相鄰時，Wij=1；當i區(qū)域與j區(qū)域不相鄰時，Wij =0。為了剔除各省份空間面積相差較大的影響①

①當?shù)乩韱卧臻g面積相差較大時，小面積地理單元將有很少的鄰近單元，而較大面積地理單元則可能有很多的鄰近單元，不利于后面的空間計量分析。，本文采用K值最鄰近空間矩陣，文中K=4；n表示地區(qū)總數(shù)，本文n=31代表中國31?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）；xi，xj分別為省份i和省份j的交通基礎(chǔ)設施存量值。Morans I系數(shù)取值范圍為-1—1，1意味著各區(qū)域間存在著強烈的空間正相關(guān)性，0意味著不存在空間相關(guān)性，-1意味著存在負的空間相關(guān)性。

Morans I系數(shù)檢驗是考察研究對象總體水平空間相關(guān)性的檢驗，為了進一步了解地區(qū)之間的空間相關(guān)性，這里引入局部空間統(tǒng)計指標——LISA（Anselin et al.，2003）[14]，LISA指標與全局空間相關(guān)性統(tǒng)計指標的關(guān)系式為：

式（2）中Λ為全局空間相關(guān)指標，γ為比例因子。論文首先檢驗了2001—2011年中國31個?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）交通基礎(chǔ)設施全局空間相關(guān)性，如圖1所示。

由圖1可知，2001—2011年間中國31個?。ㄊ?、自治區(qū)）交通基礎(chǔ)設施Morans I指數(shù)均值明顯高于03，該結(jié)果表明現(xiàn)階段的中國交通基礎(chǔ)設施存在顯著的空間正相關(guān)性。同時我們還發(fā)現(xiàn)交通基礎(chǔ)設施空間相關(guān)性在這11年間還表現(xiàn)出了分階段的變化趨勢：2001—2005年為第一階段，在此期間Morans I指數(shù)從2001年到2003年有緩步上升趨勢，但是從2004年開始指數(shù)就由升轉(zhuǎn)降，這種趨勢一直持續(xù)了兩年。2006—2011年為第二階段，2006年中國交通基礎(chǔ)設施Morans I指數(shù)突然大幅上升，然后從2007年開始一直到2011年Morans I指數(shù)又逐年緩慢下降?？傮w來看，2001—2011年間中國交通基礎(chǔ)設施的空間正相關(guān)性呈現(xiàn)出緩慢上升的趨勢。

在全局層面驗證了中國交通基礎(chǔ)設施存在顯著空間正相關(guān)性后，我們再運用局部空間檢驗LISA指數(shù)，從省域視角檢驗2001—2011年中國31個?。ㄊ?、自治區(qū)）之間是否形成顯著的交通基礎(chǔ)設施空間差異化集群。需要說明的是，四種空間集群的劃分是基于空間相關(guān)性檢驗指數(shù)得來的，其中“高—高”集群表示交通基礎(chǔ)設施條件較好省份被同樣條件較好的其他省份包圍；“低—高”集群表示交通基礎(chǔ)設施條件較差省份被交通基礎(chǔ)設施條件較好的其他省份所包圍；“低—低”集群表示交通基礎(chǔ)設施條件較差的省份被同樣條件較差的其他省份所包圍；“高—低”集群表示交通基礎(chǔ)設施條件較好省份被交通基礎(chǔ)設施條件較差的其他省份所包圍。

從表1中可以看出，在考察期間，中國31個省（市、自治區(qū)）交通基礎(chǔ)設施建設在空間上已然形成了穩(wěn)定的差異化空間塊狀集群。在這四類差異化空間集群中：“高—高”集群均由中國東部地區(qū)省市組成（主要分布在長三角地區(qū)），其中浙江、安徽和江蘇三省份在11年間始終位于處于穩(wěn)定的“高—高”集群中；“低—低”集群均由中國西部?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）組成，且組成省份在考察期間始終未發(fā)生變化，分別為新疆、青海、西藏和甘肅等四?。ㄗ灾螀^(qū)）；“低—高”集群在考察期間組省份并不穩(wěn)定，在2011年通過顯著性考察的省份只有福建和河北；另外，在2001—2011年間中國沒有省份形成交通基礎(chǔ)設施“高—低”集群。而其余省份在2001—2011年間均未能夠通過交通基礎(chǔ)設施LISA指數(shù)1%的顯著性檢驗。

很顯然，無論是空間全局性檢驗還是空間局部性檢驗結(jié)果均顯示，目前中國交通基礎(chǔ)設施建設存在顯著的空間差異性，而且部分?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）之間還形成了較為穩(wěn)固的差異化集群。由新經(jīng)濟地理學原理可知，倘若區(qū)域內(nèi)部各自之間交通基礎(chǔ)設施條件存在顯著差異，那么這將會影響到區(qū)域經(jīng)濟整體發(fā)展質(zhì)量。因此，接下來將從空間視角進一步考察差異化交通基礎(chǔ)設施對中國地區(qū)經(jīng)濟增長的多重影響。

三、指標體系構(gòu)建

為更透徹研究現(xiàn)階段交通基礎(chǔ)設施空間建設差異化對中國經(jīng)濟增長的影響，同時在考慮數(shù)據(jù)可得性的前提下，本文以2001—2011年作為時間樣本，選取中國31個?。ㄊ?、自治區(qū)）作為空間樣本，并構(gòu)建相應指標來對兩者關(guān)系進行分析。以下是各個指標的詳細介紹：

首先是解釋變量，本文選擇GDP來定義區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平指標。大量研究表明，GDP能夠很好地描述中國各省份經(jīng)濟發(fā)展情況，同時基于國內(nèi)外學者相關(guān)研究慣例，本文使用地區(qū)生產(chǎn)總值與當年物價指數(shù)之比來描繪該指標。

交通基礎(chǔ)設施作為本文研究的主要考察對象之一，其自身體系構(gòu)成十分復雜。筆者從其基本特征出發(fā)，同時考慮到本文研究目標，選擇以交通基礎(chǔ)設施存量、交通基礎(chǔ)設施覆蓋面、交通基礎(chǔ)設施人力資本、交通基礎(chǔ)設施差異化集群劃分等四個指標來構(gòu)建交通基礎(chǔ)設施指標體系：

交通基礎(chǔ)設施存量（JTCL）：該指標定義同前文相同，在此不再重復介紹。

交通基礎(chǔ)設施覆蓋面（JTFG）：為了能夠更好地描述中國交通基礎(chǔ)設施空間差異性，這里構(gòu)建了一個全新的指標——交通基礎(chǔ)設施覆蓋面。該指標與傳統(tǒng)的交通基礎(chǔ)設施線路長度指標不同，傳統(tǒng)指標通過直接將鐵路、公路、內(nèi)河航道等線路長度求和來進行定義，但是由于中國各類交通基礎(chǔ)設施軌道線路自身特征差異明顯，而且各自輻射的范圍也不盡相同，因此簡單的求和無法充分體現(xiàn)交通基礎(chǔ)設施自身空間差異化特征。由交通基礎(chǔ)設施具有空間網(wǎng)絡布局特性可知，其對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的輻射作用是通過溝通、引導及促進區(qū)域間要素流動來體現(xiàn)的。因此本文選擇當年各省份三種交通基礎(chǔ)設施年度貨運量分別與相應的全國貨運總量之比作為權(quán)重，然后分別以各省份對應的交通運輸線路長度乘以權(quán)重進行求和，以該數(shù)值來定義本文研究中的交通基礎(chǔ)設施覆蓋面指標。

交通基礎(chǔ)設施人力資本投入（JTRL）：該指標反映了交通基礎(chǔ)設施體系自身人力資本的投入。為便于后續(xù)空間計量分析，本文直接以鐵路、公路、水運等三行業(yè)職工人數(shù)之和來定義該指標。

交通基礎(chǔ)設施差異化集群劃分（CYJQ）：根據(jù)Fujita & Krugman（1999）的研究，中國交通基礎(chǔ)設施差異化集群還可進一步劃分為正向集群和負向集群。其中正向集群包括“高—高”集群和“低—高”集群，而負向集群則包括“低—低”集群和“高—低”集群。對于正向集群來講，集群區(qū)域內(nèi)部的空間集聚效應（正向）要顯著高于空間擴散效應（負向），屬于空間集聚“凸點”，因此內(nèi)部各省份將主要收益于集群的正向集聚效應影響，各自原有的交通基礎(chǔ)設施發(fā)展效率將得到進一步提高。對于負向集群而言，集群區(qū)域內(nèi)部的空間集聚效應（正向）要顯著小于空間擴散效應（負向），屬于空間集聚“凹點”，因此內(nèi)部各省份將主要受到集群內(nèi)部擴散效應的負向影響，各自交通基礎(chǔ)設施原有發(fā)展效率將被進一步拉低。對于交通基礎(chǔ)設施差異化集群劃分該指標而言，傳統(tǒng)指標無法對其進行合理描述，因此本文采用虛擬指標來進行定義，具體為：交通基礎(chǔ)設施正向集群內(nèi)部省份取值為1，交通基礎(chǔ)設施負向集群內(nèi)部省份取值為0。

在完成以上交通基礎(chǔ)設施指標體系構(gòu)建后，本文引入了7個區(qū)位控制變量，以保證研究結(jié)果的準確性：

固定資本投入（GDTR）：固定資本投入是指投資主體墊付貨幣或物資，以獲得生產(chǎn)經(jīng)營性或服務性固定資產(chǎn)的過程。大量研究表明，固定資本投入與地區(qū)GDP增長之間有著顯著關(guān)系，因此本文將其作為區(qū)位控制變量之一，以固定資本投入與當年物價指數(shù)之比來定義該指標。

勞動力投入（LDTR）：該指標反映了國家在一定時期里投入到經(jīng)濟生產(chǎn)中的勞動力人數(shù)。研究表明，勞動力投入與地區(qū)GDP增長之間也有著顯著關(guān)系，因此本文也將其作為區(qū)位控制變量之一，以各地區(qū)按行業(yè)分城鎮(zhèn)單位就業(yè)人數(shù)（剔除了交通運輸、倉儲及郵政就業(yè)職工人數(shù)）來定義該指標。

R&D經(jīng)費（R&D）：指當年全社會實際用于基礎(chǔ)研究、應用研究和試驗發(fā)展的經(jīng)費支出。大部分文獻將其作為地區(qū)技術(shù)指標使用，并發(fā)現(xiàn)其與地區(qū)經(jīng)濟增長之間也有著較為顯著地關(guān)系，因此本文也將其作為區(qū)位控制變量之一，以R&D經(jīng)費支出與當年物價指數(shù)之比來定義該指標。

政府財政支持（CZTR）：該指標主要反映地區(qū)政府對于當?shù)亟?jīng)濟增長的重視程度，通常用地區(qū)財政支出來定義。研究表明，該指標與地區(qū)經(jīng)濟增長之間存在顯著性關(guān)系，因此本文也將其作為區(qū)位控制變量之一，以地區(qū)財政支出與當年物價指數(shù)之比來定義該指標。

地區(qū)城鎮(zhèn)化率（CZHL）：研究表明，城鎮(zhèn)化率對地區(qū)經(jīng)濟增長及人民生活質(zhì)量提高有顯著影響，而且交通基礎(chǔ)設施建設與地區(qū)城鎮(zhèn)化率之間也存在密切聯(lián)系，因此將其作為區(qū)位控制變量之一。本文定義：地區(qū)城鎮(zhèn)化率=非農(nóng)人口/地區(qū)總?cè)丝凇?/p>

地區(qū)對外開放程度（DWKF）：地區(qū)對外開放程度高低不但影響了地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展活力，而且對交通基礎(chǔ)設施建設所需技術(shù)、人力及物資資本的獲得也有一定影響，因此將其作為區(qū)位控制變量之一，以地區(qū)出口總額與地區(qū)GDP之比來定義對外開放程度指標。

地理環(huán)境（DLTJ）：研究表明，地理環(huán)境不但對交通基礎(chǔ)設施布局和建設有顯著影響，同時對地區(qū)集聚經(jīng)濟的形成和發(fā)展也起著明顯作用。[13]由于傳統(tǒng)指標無法對其進行合理描述，因此本文用虛擬指標來定義地理環(huán)境變量。具體表示為：平原地區(qū)取值為1，山區(qū)或丘陵等非平原地區(qū)取值為0。

需要說明的是，本文所需數(shù)據(jù)均來源于2002—2012年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國財政年鑒》、《中國勞動統(tǒng)計年鑒》、《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》和《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》以及各省（市、自治區(qū)）相關(guān)統(tǒng)計年鑒。

四、空間計量分析

為了能夠合理地將交通基礎(chǔ)空間建設差異化特征引入計量模型，本文采用空間計量模型。目前國內(nèi)空間計量模型有兩類：一類用于截面數(shù)據(jù)分析，一類則用于面板數(shù)據(jù)分析。雖然空間面板計量模型在處理面板數(shù)據(jù)上很有優(yōu)勢，但本文意在考察2001—2011年間交通設施空間建設差異化逐年改變這一過程對于中國經(jīng)濟增長的趨勢影響，因此采用傳統(tǒng)空間計量模型。

空間計量模型基本原理很多文獻都有詳細闡述，本文就不再重復。首先我們對下文空間計量需要用到的兩類模型進行空間相關(guān)性檢驗。

式（3）為不引入?yún)^(qū)域控制變量時的空間滯后模型（SLM），式（4）為不引入?yún)^(qū)域控制變量時的空間誤差模型（SEM）。式中各變量含義等同于上文定義， W為空間權(quán)值矩陣，ε和μ分別為各自模型的誤差系數(shù)，下標i代表省份；ρ為空間滯后系數(shù)，用以度量了在交通基礎(chǔ)設施塊狀發(fā)展模式下各省份在地理空間上的集聚效應；λ為空間誤差系數(shù)，用以度量交通基礎(chǔ)設施塊狀發(fā)展模式下相鄰省份間自變量誤差變化對本地觀測值的影響程度。由于兩類空間計量模型適用的條件不同，而且無法根據(jù)先驗結(jié)論來判斷在進行數(shù)據(jù)研究時，SLM模型和SEM模型到底哪一個更符合實際，因此有必要進行空間計量模型的選擇檢驗?；谝酝嚓P(guān)文獻研究經(jīng)驗，論文采用的拉格朗日乘子檢驗（LM）來進行模型檢驗：

式（5）中tr表示矩陣的跡算子，e是OLS回歸殘差向量，W表示權(quán)值矩陣，n表示地區(qū)總數(shù)， n=31。D=[（WXβ）′M（WXβ）/σ2]+tr（W2+W′W），WXβ是Xβ預測值的空間滯后，M=I-X（X′X）-1X′。LMERR檢驗和LMLAG檢驗都服從χ2（1）分布，當LMLAG值大于LMERR，且R-LMLAG較R-LMERR顯著時，表明空間相關(guān)性的正確來源更可能是一個遺漏的空間滯后變量，因此計量研究選擇空間滯后模型；反之，則選擇空間誤差模型（Anselin et al.，2004）。[15]

由表3可知，在2001—2011年間，每年的LMLAG、R-LMLAG的統(tǒng)計值均大于LMERR、R-LMERR，且都通過10%顯著性檢驗，表明使用空間滯后模型對考察期間中國交通基礎(chǔ)設施空間差異化與區(qū)域經(jīng)濟增長相互作用關(guān)系進行分析，比空間誤差模型更加有效。

由表4、表5和表6結(jié)果可知，在不考慮區(qū)域控制變量情況下，2001—2011年交通基礎(chǔ)設施對中國經(jīng)濟增長空間滯后模型的擬合優(yōu)度波動范圍處于60%—83%間且Log-likelihood數(shù)值波動范圍也處于18—22之間，該結(jié)果表明通過空間滯后模型進行計量具有較好的理論參考價值。

考察期間，交通基礎(chǔ)設施存量指標表現(xiàn)出了對中國經(jīng)濟增長的顯著促進作用，所有年份的P值均低于10%；交通基礎(chǔ)設施人力資本投入指標除了2002年通過5%顯著性檢驗表現(xiàn)出對經(jīng)濟增長的正向促進外，其余年份均表現(xiàn)為與地區(qū)經(jīng)濟增長不相關(guān)；交通基礎(chǔ)設施覆蓋面指標是除了交通基礎(chǔ)設施存量指標外，唯一長時間對中國經(jīng)濟增長起到顯著促進作用的因素（2001年、2008年和2009年未通過顯著性檢驗），但是其起到的促進程度略低于交通基礎(chǔ)設施存量。交通基礎(chǔ)設施差異化集群劃分指標與空間滯后項系數(shù)符號均為負且在考察期間都通過了10%顯著性檢驗，則表明現(xiàn)有交通基礎(chǔ)設施空間差異化集群建設模式對中國經(jīng)濟增長顯著起到了阻礙作用，但同時也可以看出2001—2011年間，空間滯后項系數(shù)有明顯的下降趨勢，表明這種對經(jīng)濟增長的負效應正在逐年減弱。

下面我們引入?yún)^(qū)域控制變量對式（3）、式（4）進行完善得到式（7）、式（8）：

以上兩式中，Xi為區(qū)域控制變量矩陣，ψ為Xi的系數(shù)矩陣，其余指標與前文相同。同樣我們?nèi)孕柽M行拉格朗日乘子檢驗。

由表8、表9及表10結(jié)果可知，在引入?yún)^(qū)域控制變量后，使得修正后模型擬合優(yōu)度在99%附近波動，相對于原有模型該值有了較大幅度的提高，而且Log-likelihood值也明顯要高于修正前空間滯后模型。因此，在原有模型基礎(chǔ)上引入?yún)^(qū)域控制變量是很有必要的。

交通基礎(chǔ)設施差異化集群劃分指標與空間滯后項兩者系數(shù)，在2001—2011年間均通過了10%的顯著性檢驗，其符號均為負也進一步證明了中國當前交通基礎(chǔ)設施空間差異化集群模式并不利于中國的經(jīng)濟增長，但是相較于表4、表5和表6的結(jié)果來看，修正后模型計算出來的系數(shù)值明顯要低。交通基礎(chǔ)設施存量指標與交通基礎(chǔ)設施覆蓋面指標的系數(shù)為正，且大部分都通過了顯著性檢驗，該結(jié)果與未修正模型計算結(jié)果保持一致，但修正模型計量得到的交通基礎(chǔ)設施存量指標系數(shù)同樣也要明顯低于修正前結(jié)果，并且交通覆蓋面指標的P值在修正后也有了明顯下降。交通基礎(chǔ)設施職工人數(shù)指標在修正計量后雖表現(xiàn)出對地區(qū)經(jīng)濟增長的顯著促進（2006年、2007年和2011年通過顯著性檢驗），但其促進程度十分微弱。

就區(qū)域控制變量來講：2001—2011年間，固定資本投入指標始終保持了對地區(qū)經(jīng)濟增長的顯著促進作用，而政府財政支持、城鎮(zhèn)化率指標均未能通過顯著性檢驗。R&D經(jīng)費指標在2001—2002年、2004—2008年均未能通過顯著性檢驗，但從2009年開始就表現(xiàn)出對地區(qū)經(jīng)濟增長的顯著促進（雖然2003年也表現(xiàn)出對地區(qū)經(jīng)濟增長的顯著促進，但是這一促進作用并不持續(xù)）。2001—2003年間，對外開放指標表現(xiàn)與地區(qū)經(jīng)濟增長的不相關(guān)，但從2004年開始其表現(xiàn)出對地區(qū)經(jīng)濟增長的顯著促進作用。2001—2008年間，勞動力投入指標表現(xiàn)與地區(qū)經(jīng)濟增長的不相關(guān)，但從2009年開始則表現(xiàn)出對地區(qū)經(jīng)濟增長的顯著促進。另外，除2001年外，2002—2011年間地理環(huán)境指標均未能夠通過顯著性檢驗，說明其與中國經(jīng)濟增長不相關(guān)。

需要說明的是，由空間計量經(jīng)濟學原理可知，任何解釋變量對被解釋變量的總效應除了表現(xiàn)在系數(shù)上外，還體現(xiàn)在空間外部性上，即i地區(qū)xi對yi影響還應該包括相鄰地區(qū)j的xj。這種外部性會隨著地區(qū)圈層的外擴而逐漸衰減[16][17]，若設k表示以i地區(qū)為中心向外擴展的圈層序數(shù)，那么在SEM模型下，空間外部效應可表示為：

同樣，SLM模型的空間外部效應也可以基于式（9）得到。由此我們就可以計算出2001—2011年間，交通基礎(chǔ)設施空間建設差異化對中國地區(qū)經(jīng)濟增長的雙重影響。需要指出的是，交通基礎(chǔ)設施人力資本投入指標大部分年份未能通過顯著性檢驗，因此這里不進行計算。

從圖2中可以看出，2001—2011年間，受差異化交通基礎(chǔ)設施建設影響，交通基礎(chǔ)設施存量對中國經(jīng)濟增長應有的促進作用沒有完全發(fā)揮出來。從2001年到2011年，差異化交通基礎(chǔ)設施建設空間外部負效應分別為：-00330、-00266、-00270、-00242、-00256、-00274、-00281、-00254、-00248、-00261、-00258，導致考察期間交通基礎(chǔ)設施存量對于地區(qū)經(jīng)濟增長的實際促進效應為：02642、02614、02807、02571、02686、02744、02888、02681、02615、02755、02761。如果能夠消除此類空間外部負效應，中國交通基礎(chǔ)設施存量對地區(qū)經(jīng)濟增長的促進效應將會提高10%左右。

由圖3可知，受交通基礎(chǔ)設施差異化建設影響，2001—2011年交通基礎(chǔ)設施覆蓋面對中國經(jīng)濟增長的應有促進也沒有完全發(fā)揮出來。從2001年到2011年，差異化交通基礎(chǔ)設施建設引發(fā)的交通基礎(chǔ)設施覆蓋面空間外部負效應分別為：-00350、-00238、-00342、-00355、-00210、-00272、-00220、-00255、-00008、-00086、-00308，導致考察期間交通基礎(chǔ)設施覆蓋面對于地區(qū)經(jīng)濟增長的實際促進效應為：02796、02336、03560、03769、02201、02724、02254、02692、00085、00904、03297。如果能夠消除此類空間外部負效應，中國交通基礎(chǔ)設施覆蓋面提升對地區(qū)經(jīng)濟增長的促進效應同樣將會提高10%左右。

綜上所述，可得出以下結(jié)論：首先，中國交通基礎(chǔ)設施呈現(xiàn)出明顯的空間塊狀分布模式，而且也表現(xiàn)出較為明顯的空間依賴性和異質(zhì)性。到2011年為止，中國形成的較為穩(wěn)固的交通基礎(chǔ)設施空間塊狀集群主要有三個：一個是長三角地區(qū)分布的“高—高”空間集群，代表省市有：浙江、安徽、江蘇和上海；一個是由新疆、青海、西藏和甘肅四?。ㄗ灾螀^(qū)）形成的“低—低”空間集群，該空間集群在2001—2011年里始終保持穩(wěn)定；還有一個則是以福建省和河北省為代表的“低—高”空間集群。其他?。ㄊ?、自治區(qū)）雖然也存在類似集群，但并不具備相對穩(wěn)定性。由空間集群概念可知，“低—低”空間集群的內(nèi)部省份交通基礎(chǔ)設施發(fā)展效率要遠低于“高—高”和“低—高”空間集群內(nèi)部省份。而目前中國交通基礎(chǔ)設施 “高—高”、“低—高”集群都集中于經(jīng)濟發(fā)達的東部地區(qū)，而“低—低”集群則位于在經(jīng)濟較為落后的西部地區(qū)，很顯然此類交通基礎(chǔ)設施空間差異化分布是不合理的。倘若不改變現(xiàn)狀，中國各地區(qū)間交通基礎(chǔ)設施差距還將進一步拉大。

其次，交通基礎(chǔ)設施空間建設差異化對中國經(jīng)濟增長也有著顯著的負向影響。一是，雖然總體上提升交通基礎(chǔ)設施存量，擴大交通基礎(chǔ)設施覆蓋面積能夠顯著推動中國經(jīng)濟增長，但是受其自身空間差異化建設對經(jīng)濟增長的負向影響，導致其對經(jīng)濟增長應有的促進效應未能充分發(fā)揮出來。二是，雖然考察期間交通基礎(chǔ)設施空間建設差異化對地區(qū)經(jīng)濟增長有著負的空間外部效應，不過其數(shù)值趨于逐年下降。

五、結(jié)論與政策建議

本文以空間計量經(jīng)濟學原理為基礎(chǔ)，通過在計量模型中引入空間滯后項，剔除了傳統(tǒng)OLS回歸中由空間相關(guān)性和空間異質(zhì)性所導致的誤差影響，首先考察了2001—2011年中國交通基礎(chǔ)設施建設空間布局情況，然后運用空間計量模型分析了其空間差異化建設模式對中國經(jīng)濟增長的雙重影響。研究表明，目前中國交通基礎(chǔ)設施建設存在著穩(wěn)固的空間差異化集群，雖然大量投資交通基礎(chǔ)設施建設仍然能夠顯著推動中國經(jīng)濟增長，但是受其自身空間差異化建設對經(jīng)濟增長的負向影響，其對經(jīng)濟增長應有的促進效應未能夠充分的發(fā)揮出來，不利于中國地區(qū)經(jīng)濟協(xié)調(diào)、有效發(fā)展。如果能夠有效地打破此類交通基礎(chǔ)設施空間差異化集群發(fā)展模式，那么中國交通基礎(chǔ)設施建設對經(jīng)濟增長的促進作用將會在目前的基礎(chǔ)上提高10%左右。由此本文提出了以下兩點政策建議：

第一，在制定未來交通基礎(chǔ)設施建設和經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略時，中國政府應充分考慮不同空間集群屬性特點，有針對性地進行相關(guān)資源的優(yōu)化配置，尤其需要加大本文研究中所指出的新疆、青海、西藏和甘肅等四?。ㄗ灾螀^(qū)）的交通基礎(chǔ)設施投入力度，以盡快打破“低—低”集群的空間限制，從而縮小不同地區(qū)間交通基礎(chǔ)設施差距，最終實現(xiàn)整個國民經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。

第二，由于交通基礎(chǔ)設施覆蓋面與交通基礎(chǔ)設施存量兩者對地區(qū)經(jīng)濟增長都有著明顯促進，并且兩者作用差距不大。因此本文建議中國相關(guān)部門除了通過加大交通基礎(chǔ)設施投入來促進地區(qū)經(jīng)濟增長外，還可以通過充分利用已建成的交通基礎(chǔ)設施，協(xié)調(diào)、完善不同種類設施之間的銜接，進而提高地區(qū)間要素流通速度，擴大交通基礎(chǔ)設施輻射范圍，以此來推動地區(qū)經(jīng)濟增長。這樣不但同樣能夠有效促進中國地區(qū)經(jīng)濟增長，還可以節(jié)約大量的人力、物質(zhì)成本。

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