朱敏杰,馬 駿,3

(1.河海大學商學院,江蘇 南京 211000; 2.河海大學技術創(chuàng)新與經(jīng)濟發(fā)展研究所,江蘇 南京 211100;3.江蘇省水資源與可持續(xù)發(fā)展研究中心,江蘇 南京 211100)

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江蘇省水利基礎設施與經(jīng)濟發(fā)展的關系
——基于面板數(shù)據(jù)的實證分析

朱敏杰1,2,馬 駿1,2,3

(1.河海大學商學院,江蘇 南京 211000; 2.河海大學技術創(chuàng)新與經(jīng)濟發(fā)展研究所,江蘇 南京 211100;3.江蘇省水資源與可持續(xù)發(fā)展研究中心,江蘇 南京 211100)

利用江蘇省13個地級市2004—2013年的統(tǒng)計數(shù)據(jù),通過面板數(shù)據(jù)模型,研究了水利基礎設施對江蘇省經(jīng)濟發(fā)展的影響。研究結(jié)果表明:水利基礎設施是經(jīng)濟發(fā)展的重要因素之一;進一步增強農(nóng)業(yè)水利基礎設施并不能給江蘇省經(jīng)濟帶來正向促進作用,大力推進與工業(yè)化、城鎮(zhèn)化相關的水利基礎設施可以為江蘇省經(jīng)濟發(fā)展提供動力;蘇南、蘇中、蘇北地區(qū)由于經(jīng)濟發(fā)展水平不同,水利基礎設施對經(jīng)濟發(fā)展的影響也有差異。

江蘇省;水利基礎設施;面板數(shù)據(jù)模型;三大經(jīng)濟區(qū)域

由于江蘇省擁有得天獨厚的地理優(yōu)勢、經(jīng)濟優(yōu)勢、人才優(yōu)勢、科技優(yōu)勢,截至2014年,其總?cè)丝谝呀?jīng)達到7 960萬,并以每年0.2%的速度增長。人口數(shù)量的增長、高質(zhì)量人才的不斷增加、“一帶一路”戰(zhàn)略利好的逐步兌現(xiàn),給江蘇省的信息化、工業(yè)化、城鎮(zhèn)化打下了堅實的基礎。同時,經(jīng)濟的迅速發(fā)展也給基礎設施,特別是水利基礎設施的發(fā)展帶來了嚴峻的挑戰(zhàn),如何完善水利基礎設施,以滿足工業(yè)、農(nóng)業(yè)等各個行業(yè),以及人們生產(chǎn)生活的用水需求,是當前江蘇省經(jīng)濟社會發(fā)展的重要課題之一。

研究基礎設施與經(jīng)濟發(fā)展的關系是當前一個重要的學術領域,但國內(nèi)外將水利基礎設施單獨列出,并研究其對經(jīng)濟發(fā)展作用的文獻較少,大多將其歸并到基礎設施一大類中進行研究,并得到了許多有意義的結(jié)論。Aschauer[1]研究了美國基礎設施投資和私人投資的產(chǎn)出彈性,發(fā)現(xiàn)公共基礎設施投資的邊際生產(chǎn)率高出私人投資邊際生產(chǎn)率3～4倍。Pereira[2]的研究證明,基礎設施投資對經(jīng)濟增長具有顯著的正向影響,是實現(xiàn)經(jīng)濟快速持續(xù)增長的重要推動力。但也有一些學者得出了基礎設施產(chǎn)出彈性不顯著的結(jié)論[3]。

自從1981年將基礎設施這一概念引入國內(nèi)經(jīng)濟理論界以來,有關學者也得到了許多重要的結(jié)論。婁洪[4]、范九利等[5]分別測度了我國基礎設施投資對經(jīng)濟增長的產(chǎn)出彈性,均得出基礎設施投資對經(jīng)濟增長具有正向影響的結(jié)論,但由于模型假定、計量方法、樣本空間與時間范圍選取不同,因此得出的基礎設施投資產(chǎn)出彈性差異較大。除此以外,國內(nèi)學者還將注意力集中在基礎設施建設的適度性上,嘗試計算我國基礎設施建設的最優(yōu)規(guī)模。丁建勛[6]通過內(nèi)生增長模型論證了基礎設施投資規(guī)模與經(jīng)濟增長率之間存在倒U關系,保持適度規(guī)模的投資有利于經(jīng)濟的較快增長,投資規(guī)模過高會擠占其他生產(chǎn)性投資,影響經(jīng)濟增長,因而政府應在調(diào)整和優(yōu)化基礎設施投資結(jié)構(gòu)的前提下,逐步退出應由市場配置資源的競爭性領域,發(fā)揮基礎設施投資的經(jīng)濟增長催化劑作用。張光南等[7]利用1996—2008年中國省際面板數(shù)據(jù)對基礎設施邊際產(chǎn)出與最優(yōu)規(guī)模進行了實證檢驗,認為當前中國基礎設施投資仍不足,應根據(jù)各項基礎設施投資缺口和緊迫程度進行排序,使各項投資向基礎設施建設最優(yōu)規(guī)?？繑n。

從上述文獻可以看出,國內(nèi)外學者大都將基礎設施看成一個整體來研究其對經(jīng)濟的影響,基礎設施發(fā)展水平對經(jīng)濟發(fā)展影響作用的大小、方向還充滿爭論。由于經(jīng)濟發(fā)展需要各種資源,而不同的資源對經(jīng)濟發(fā)展的影響程度不同,因此各種資源對應的基礎設施建設對經(jīng)濟發(fā)展的影響也是不同的。

水利基礎設施在生態(tài)保護和環(huán)境改善中具有基礎性的作用,因此,水利基礎設施的投入具有經(jīng)濟、社會和環(huán)境綜合效益,應隨著國民經(jīng)濟和社會的發(fā)展平穩(wěn)增長[8]。江蘇省水資源豐富,根據(jù)《中國水利統(tǒng)計年鑒》2014年的數(shù)據(jù),江蘇省水資源總量達399.3億m3,年降水量為1 064.7億m3,因此,如何充分利用當前水資源對于江蘇省未來經(jīng)濟的發(fā)展至關重要。本文將水利基礎設施從基礎設施的大類中分離出來,利用2004—2013年江蘇省13個地級市的面板數(shù)據(jù),按經(jīng)濟發(fā)展水平將江蘇省分為蘇南、蘇中、蘇北三大區(qū)域,基于回歸分析理論,分別研究水利基礎設施對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響;分析農(nóng)業(yè)、工業(yè)、城市建設等各領域水利基礎設施對經(jīng)濟的推動作用。

表1 江蘇省整體各變量數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計

1 模型與數(shù)據(jù)

1.1 模型的確定

本文以Barro[9]的內(nèi)生增長模型為基礎,即將公共支出作為持續(xù)的內(nèi)生增長因素納入一個收斂的增長模型,并進行推廣,盡量將影響經(jīng)濟發(fā)展水平(y)的各種因素納入模型中。這些影響因素主要可分為3類:①反映人力資本存量與物質(zhì)資本存量的變量(X);②體現(xiàn)當?shù)亟?jīng)濟結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟政策的變量(Y);③表示水利基礎設施發(fā)展水平的變量(Z)。則本文所采用的基本模型為

(1)

式中:i表示截面,本文為江蘇省13個地級市中第i個地級市,i=1,2,3,…,13;t表示年份,t=2004,2005,…,2014;yit為江蘇省13個地級市中第i個地級市t年的區(qū)域生產(chǎn)總值;Xit為江蘇省13個地級市中第i個地級市t年的人力資本存量與物質(zhì)資本存量;Yit為江蘇省13個地級市中第i個地級市t年的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟政策變量;Zit為江蘇省13個地級市中第i個地級市t年的水利基礎設施發(fā)展水平變量;αi表示常數(shù)項;μit表示隨機誤差,與其他各變量相互獨立;β、γ、φ為參數(shù)。

在實際的回歸分析中,被解釋變量yit為江蘇省13個地級市中第i個地級市t年的區(qū)域生產(chǎn)總值,并對其取自然對數(shù)后得到lnyit。解釋變量中,X分別由從業(yè)人員人數(shù)(L)與固定資產(chǎn)投資完成額(K)表示,并對其取自然對數(shù)lnLit與lnKit。Y分別由第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在地區(qū)生產(chǎn)總值中所占比例(λ1)與實際外商直接投資額(Q1)表示,并取自然對數(shù)lnλ1與lnQ1。在考慮水利基礎設施對經(jīng)濟發(fā)展水平的影響時,鑒于水資源對于生產(chǎn)生活各方面都有不可替代的重要作用,水利基礎設施也滲透到經(jīng)濟發(fā)展的各個層面,因此,為了全面考察水利基礎設施對經(jīng)濟發(fā)展各個層面的作用,將Z分為農(nóng)業(yè)層面的變量、工業(yè)生產(chǎn)層面的變量以及人民生活層面的變量,分別用農(nóng)作物有效灌溉面積在農(nóng)作物總播種面積中的比例(λ2)、污水日處理能力(Q2)以及排水管道密度(m)這3個指標表示,并分別取對數(shù)得lnλ2、lnQ2以及l(fā)nm。因此,最終采用的計量分析模型為

lnyit=αit+β1lnLit+β2lnKit+γ1lnλ1+γ2lnQ1+φ1lnλ2+φ2lnQ2+φ3lnmit+μit

(2)

1.2 數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性描述

本文選用江蘇省13個地級市(蘇州、無錫、常州、鎮(zhèn)江、南京、南通、揚州、泰州、徐州、淮安、鹽城、連云港、宿遷)2004—2013年的面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于歷年《江蘇省統(tǒng)計年鑒》與各地級市的《統(tǒng)計年鑒》。對江蘇省整體各變量數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計見表1。

從表1可以看到,江蘇省近10年來經(jīng)濟飛速發(fā)展,區(qū)域生產(chǎn)總值的標準差反映了地區(qū)經(jīng)濟的跨越式發(fā)展。從經(jīng)濟發(fā)展的原因來看,勞動人口的增加、固定資產(chǎn)的投資與經(jīng)濟發(fā)展同步,可見這兩者對江蘇省經(jīng)濟發(fā)展貢獻較大。與此相對,第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在地區(qū)生產(chǎn)總值中所占比例和農(nóng)作物有效灌溉面積在農(nóng)作物總播種面積中的比例均沒有大的變化,這與江蘇省經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整,將發(fā)展重心轉(zhuǎn)移的步伐一致。由此可見,農(nóng)業(yè)水利基礎設施對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的貢獻可能在逐步變小,具體需要通過實證分析確認。江蘇省的經(jīng)濟發(fā)展正在向以第二、第三產(chǎn)業(yè)為重心過渡,城鎮(zhèn)化建設也走在全國前列,因此需要配套的水利基礎設施作為支持。從表1還可以看出,與工業(yè)生產(chǎn)、城市建設相關的水利基礎設施評價指標與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展步伐較為一致,因此推測這兩類水利基礎設施建設對江蘇省經(jīng)濟發(fā)展的貢獻較明顯。

2 水利基礎設施對江蘇省經(jīng)濟發(fā)展的面板回歸分析

2.1 單位根檢驗

表3 模型回歸

注：括號內(nèi)為t檢驗值。***代表1%的顯著性水平，**代表5%的顯著性水平，*代表10%的顯著性水平。

對面板數(shù)據(jù)進行回歸分析,其正確性建立在各回歸變量的平穩(wěn)性條件之上。為了保證變量的平穩(wěn),在進行回歸分析之前,必須對各個變量進行單位根檢驗,以避免出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象。通常進行單位根檢驗的方法有4種,分別為LLC檢驗、IPS檢驗、ADF-Fisher檢驗、PP-Fisher檢驗,其中,LLC檢驗為相同單位根過程下的檢驗,而IPS檢驗、ADF-Fisher檢驗和PP-Fisher檢驗為不相同單位根過程下的檢驗。這4種檢驗方法都以“存在單位根”為原假設。在實際操作中,一般以LLC檢驗和ADF-Fisher檢驗結(jié)果為準,因此本文采用這兩種檢驗方法進行單位根檢驗。利用EVIEWS軟件,對經(jīng)過對數(shù)變換后的各變量進行單位根檢驗,結(jié)果見表2。

表2 各變量單位根檢驗結(jié)果

注:Δ表示一階差分。*、**、***分別表示在1%、5%、10%的顯著水平上拒絕原假設。括號內(nèi)為p值。

檢驗的判定標準為:檢驗結(jié)果p<0.1,說明統(tǒng)計量在 10% 水平下拒絕原假設,即序列沒有單位根;反之,則說明無法拒絕原假設,序列存在單位根。由檢驗結(jié)果可知,各指標序列一階單整,即I(1)。

2.2 回歸分析

由于各指標序列皆為一階單整,因此根據(jù)面板數(shù)據(jù)檢驗的一般方法,可以不進行協(xié)整檢驗,直接對序列進行回歸分析。對面板數(shù)據(jù)進行回歸分析的方法一般有兩種,即固定效應法(fixed effect)和隨機效應法(random effect)。如果在時間上恒定的影響國內(nèi)生產(chǎn)總值的不可觀測因素與模型中的某些解釋變量存在相關關系,則應當采用固定效應法估計模型參數(shù),反之,則采用隨機效應法[10]。在實際估計過程中,采用固定效應法還是隨機效應法取決于豪斯曼檢驗。豪斯曼檢驗結(jié)果為0在1%的顯著水平上拒絕原假設,因此本文采用固定效應法。

在利用式(2)進行回歸運算時,采用對三類變量依次加入的方法,得到模型1至模型4。模型1至模型3為各組變量與經(jīng)濟發(fā)展水平單獨回歸的結(jié)果,模型4為3組變量一起回歸的結(jié)果?；貧w結(jié)果見表3。

從模型1至模型3可以看出,各組變量與經(jīng)濟發(fā)展水平變量單獨回歸的回歸系數(shù),除體現(xiàn)農(nóng)業(yè)水利基礎設施水平的變量不顯著外,其他變量的回歸系數(shù)均體現(xiàn)出1%以上的顯著性,修正R2大于0.75,說明模型中幾乎所有變量都對經(jīng)濟發(fā)展有很強的描述性。在加入所有變量后,模型4的修正R2達到了最高的0.976 9,說明各個變量對經(jīng)濟發(fā)展的描述是充分的。除了重點關注的體現(xiàn)水利基礎設施的變量外,其他各組變量的回歸系數(shù)也透露出江蘇省經(jīng)濟發(fā)展許多重要的信息。反映人力資本存量與物質(zhì)資本存量的兩個變量的回歸系數(shù)分別是0.297 735和0.615 270,可以看出,人力資本與物質(zhì)資本仍然是江蘇省經(jīng)濟發(fā)展的重要因素,其中物質(zhì)資本尤為重要,這與當前江蘇省產(chǎn)業(yè)由勞動密集型向資本密集型與知識密集型轉(zhuǎn)型的大趨勢一致。在反映經(jīng)濟結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟政策的變量中,第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在地區(qū)生產(chǎn)總值中的比例這一指標的回歸系數(shù)為-0.643 18,說明落后的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)會對江蘇省的經(jīng)濟發(fā)展起滯后作用,調(diào)整第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)的比例,加快城鎮(zhèn)化的步伐能夠給江蘇省未來的經(jīng)濟發(fā)展帶來強勁的動力。實際外商直接投資對江蘇省經(jīng)濟發(fā)展帶來的影響效應為正,說明繼續(xù)發(fā)展外向型經(jīng)濟對江蘇省的經(jīng)濟發(fā)展是有利的。

模型3與模型4驗證了水利基礎設施對江蘇省經(jīng)濟發(fā)展的作用。模型3直接考察了水利基礎設施對經(jīng)濟發(fā)展的作用,得到修正R2為0.758 695,雖然能在一定程度上解釋經(jīng)濟的發(fā)展,但欠缺可信度。模型4將體現(xiàn)水利基礎設施的各個變量與其他因素綜合考慮后,增強了對經(jīng)濟發(fā)展的解釋力,同時體現(xiàn)了水利基礎設施對經(jīng)濟發(fā)展的作用。從農(nóng)業(yè)方面來看,農(nóng)業(yè)水利基礎設施的發(fā)展對江蘇省經(jīng)濟水平的發(fā)展帶來的促進作用并不明顯,這也從另一個方面說明,江蘇省的經(jīng)濟發(fā)展,不再依賴第一產(chǎn)業(yè),而向第二、第三產(chǎn)業(yè)傾斜,這是產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的必然,也是率先實現(xiàn)“兩個現(xiàn)代化”的必要條件。污水日處理能力與排水管道密度同時反映工業(yè)生產(chǎn)與人民生活所需要的水利基礎設施水平,這兩個變量對經(jīng)濟發(fā)展的回歸系數(shù)分別為0.050 377與0.073 838,說明大力發(fā)展工業(yè)生產(chǎn)與人民生活所配套的水利基礎設施能對江蘇省經(jīng)濟帶來促進作用,這也從側(cè)面體現(xiàn)出工業(yè)化與城鎮(zhèn)化對江蘇省經(jīng)濟發(fā)展的刺激作用是明顯的。

表4 江蘇省三大區(qū)域回歸結(jié)果

注:括號內(nèi)為t檢驗值。***代表1%的顯著性水平,**代表5%的顯著性水平,*代表10%的顯著性水平。

3 水利基礎設施對江蘇省三大經(jīng)濟區(qū)域發(fā)展的影響

雖然模型1至模型4的分析能夠?qū)λA設施與江蘇省各個城市經(jīng)濟發(fā)展之間的關系提供比較充分的證據(jù),但江蘇省是一個經(jīng)濟發(fā)展不平衡的省區(qū),按照經(jīng)濟發(fā)展水平可以將江蘇省13個地級市分為蘇南、蘇中、蘇北三大區(qū)域(蘇南地區(qū)包括:蘇州、無錫、常州、鎮(zhèn)江、南京;蘇中地區(qū)包括:南通、揚州、泰州;蘇北地區(qū)包括:徐州、淮安、鹽城、連云港、宿遷),三大區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平不同,水利基礎設施與經(jīng)濟水平發(fā)展之間的互動關系也不同。

在具體計量分析時,將江蘇省蘇南、蘇中、蘇北三大區(qū)域內(nèi)的城市看成一個整體,按照式(2)中的指標將各個城市的數(shù)據(jù)加總,隨后按式(2)進行回歸分析?；貧w結(jié)果見表4。

從表4可以看到,包含了水利基礎設施指標的模型對江蘇省三大區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的解釋程度都非常好,修正R2都大于0.97,但水利基礎設施對蘇南、蘇中、蘇北三大區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響是有差別的。從單個區(qū)域來看,蘇南由于減少第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在地區(qū)生產(chǎn)總值中的比例轉(zhuǎn)而發(fā)展第二、第三產(chǎn)業(yè),特別是第三產(chǎn)業(yè),因此增加農(nóng)業(yè)水利基礎設施并不能給地區(qū)經(jīng)濟帶來正向的作用;同時,由于工業(yè)化與城鎮(zhèn)化的進程加速,在與工業(yè)生產(chǎn)和人民生活相關的水利基礎設施方面增加投資能給地區(qū)經(jīng)濟帶來明顯的正向促進作用。對于蘇中地區(qū)而言,發(fā)展農(nóng)業(yè)水利基礎設施能給蘇中地區(qū)經(jīng)濟帶來正的效應,但并不明顯,根據(jù)孫彬等[11]的結(jié)論,基礎設施與經(jīng)濟增長之間并不是簡單的單調(diào)關系,而是一種倒U型關系。結(jié)合蘇中地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的現(xiàn)狀來看,蘇中地區(qū)正處于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的關鍵時期,第一產(chǎn)業(yè)雖然仍然可以給地區(qū)經(jīng)濟加以推力,但這種力量正在弱化,農(nóng)業(yè)水利基礎設施對蘇中地區(qū)的影響正處于倒U型曲線的頂點附近。同時可以看到,排水管道密度這一指標對經(jīng)濟發(fā)展的效應為負。由于水利基礎設施與其他基礎設施一樣,存在規(guī)模報酬遞減特征,過量的投資會對地區(qū)經(jīng)濟產(chǎn)生負效應,所以,對于蘇中地區(qū)而言,控制好以排水管道密度為代表的城市水利基礎設施,使之與城鎮(zhèn)化進程相配套,才能使地區(qū)經(jīng)濟得到良性發(fā)展。對于蘇北地區(qū),農(nóng)業(yè)水利基礎設施對地區(qū)經(jīng)濟帶來負向影響,但這種影響同樣不明顯,而結(jié)合其他水利基礎設施指標的正向效應可以說明,蘇北地區(qū)同樣正在經(jīng)歷著產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型過程,而這一過程將持續(xù)很長的時間。

從蘇南、蘇中、蘇北橫向比較來看,蘇南由于發(fā)展較早,第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在區(qū)域生產(chǎn)總值中比例很低,因此進一步發(fā)展農(nóng)業(yè)水利基礎設施給地區(qū)GDP帶來的負向效應越明顯;蘇中與蘇北地區(qū)由于自身產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與發(fā)展程度的原因,與蘇南地區(qū)相比,增強與工業(yè)化和城鎮(zhèn)化相關的水利基礎設施水平,為工業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)擴大打好基礎,能給地區(qū)GDP的發(fā)展帶來很明顯的促進作用,同時要注意自身的發(fā)展狀況,盡量避免過分超前投資,造成浪費。

4 結(jié) 論

水利基礎設施滲透在人們生產(chǎn)生活的各個層面,對經(jīng)濟發(fā)展意義重大。通過對江蘇省13個地級市2004—2013年的面板數(shù)據(jù)進行分析,驗證了水利基礎設施對經(jīng)濟發(fā)展的影響。按照經(jīng)濟發(fā)展水平將江蘇省13個地級市分為蘇南、蘇中、蘇北三大區(qū)域,并將水利基礎設施對各個區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響進行單獨回歸分析,得到如下結(jié)論:

a. 從江蘇省的回歸結(jié)果來看,水利基礎設施建設對經(jīng)濟發(fā)展起著基礎、先導性的作用,可以說,沒有水利基礎設施的完善,經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定的發(fā)展是不可想象的。水利基礎設施是經(jīng)濟發(fā)展的重要因素。

b. 江蘇省的經(jīng)濟發(fā)展走在全國前列,因而產(chǎn)業(yè)調(diào)整也如此,第一產(chǎn)業(yè)在GDP中的所占比例已經(jīng)比較低,因此,從水利基礎設施來看,江蘇省進一步發(fā)展農(nóng)業(yè)水利基礎設施,對經(jīng)濟發(fā)展的促進作用有限,應將水利基礎設施發(fā)展的重點轉(zhuǎn)移到工業(yè)化與城鎮(zhèn)化配套的方向上來。

c. 雖然從總體上來看,江蘇省的經(jīng)濟發(fā)展水平在全國名列前茅,但從江蘇省內(nèi)來看,仍然處于蘇南、蘇中、蘇北三大區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡的狀態(tài),如何實現(xiàn)三大區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展是今后發(fā)展的一大課題。從水利基礎設施的角度來看,三大區(qū)域為實現(xiàn)協(xié)調(diào)發(fā)展,水利基礎設施建設的重點應該有所不同:蘇南地區(qū)維持當前水利基礎設施發(fā)展現(xiàn)狀,保持發(fā)展勢頭;蘇中與蘇北地區(qū)要結(jié)合自身發(fā)展階段,適當建設與工業(yè)化和城鎮(zhèn)化相關的水利基礎設施,如污水處理設施、給排水設施、管道鋪設等,為產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型與可持續(xù)發(fā)展打下基礎。同時要注意水利基礎設施建設的合理性,適當超前但不能過分超前,以免對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生負效應。

[ 1 ] ASCHAUER D A.Is public expenditure productive?[J].Journal of Monetary Economics,1989,23:177-200.

[ 2 ] PEREIRA A M.Public capital formation and regional development in Spain[J]. Review of Development Economics,1999,3(3):281-294.

[ 3 ] 范九利,白暴力,潘泉.基礎設施資本與經(jīng)濟增長關系的研究文獻綜述[J].上海經(jīng)濟研究,2004(1):36-43.

[ 4 ] 婁洪.長期經(jīng)濟增長中的公共投資政策:包含一般擁擠性公共基礎設施資本存量的動態(tài)經(jīng)濟增長模型[J].經(jīng)濟研究,2004(3):10-19.

[ 5 ] 范九利,白暴力.基礎設施資本對經(jīng)濟增長的影響:二級三要素CES 生產(chǎn)函數(shù)法估計[J].經(jīng)濟論壇,2004(11):10-13.

[ 6 ] 丁建勛.基礎設施投資與經(jīng)濟增長:我國基礎設施投資最優(yōu)規(guī)模估計[J].山西財經(jīng)大學學報,2007,29(2):28-31.

[ 7 ] 張光南,周華仙,陳廣漢.中國基礎設施投資的最優(yōu)規(guī)模與最優(yōu)次序:基于1996—2008 年各省市地區(qū)面板數(shù)據(jù)[J].經(jīng)濟評論,2011(4):23-30.

[ 8 ] 吳文慶,王立勇.我國水利基礎設施現(xiàn)狀、問題與對策[J].宏觀經(jīng)濟管理,2011(11):28-36.

[ 9 ] BARRO R J.Government spending in a simple model of endogenous growth[J].Journal of Political Economy,1990,38(5): 103-125.

[10] 伍德里奇J M.計量經(jīng)濟學導論[M].北京:中國人民大學出版社,2003:438-439.

[11] 孫彬,段媛媛,楊豐魁,等.基礎設施投資還能拉動經(jīng)濟增長嗎:基于1995—2011 年全國30 個省市區(qū)分行業(yè)面板數(shù)據(jù)分析[J].金融理論與實踐,2013(11):45-52.

江蘇省社會科學基金(12EYB008);江蘇省博士后基金(1202087C)

朱敏杰(1990—),男,江蘇無錫人,碩士研究生,主要從事區(qū)域經(jīng)濟學研究。E-mail:rob_zmj@163.com

10.3880/j.issn.1003-9511.2016.05.002

F426

A

1003-9511(2016)05-0006-05

2015-12-07 編輯：胡新宇)