中國交通基礎設施與經濟增長的關系實證

楊 帆 韓傳峰

(同濟大學經濟與管理學院，上海200092)

中國交通基礎設施與經濟增長的關系實證

楊 帆 韓傳峰

(同濟大學經濟與管理學院，上海200092)

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劃建設的重要前提。使用中國1952－2006年相關統計數據，以GDP衡量經濟增長，以公路鐵路運營里程和貨運量衡量交通基礎設施，基于協整理論和Granger因果檢驗方法，分析得出交通基礎設施與經濟增長間存在長期均衡關系，前者是后者的Granger原因，反之不成立;引入Cobb－Douglas生產函數建立回歸模型，采用主成分回歸法修正最小二乘回歸模型易受多重共線性影響的缺點，發現交通基礎設施對經濟增長具有顯著的促進作用，且公路交通基礎設施對經濟增長的貢獻率顯著大于鐵路交通基礎設施;以1978年為時間斷點，運用虛擬變量法，檢驗樣本期內交通基礎設施對經濟增長影響是否發生結構性變化，發現1978年前后交通基礎設施對經濟增長的促進作用統計上相同。

交通基礎設施;經濟增長;協整檢驗;Granger因果檢驗;主成分回歸

1952－2008年，中國經濟增長迅猛，GDP從679億元增長到3 400 670億元，增長了77．83倍，平均年增長率約8．14%(以1952年物價水平為基價)，尤其近30年年增長率達到9．9%。在此期間，我國進行了大規模的交通基礎設施建設投資，鐵路、公路、航空、水運和管道等交通基礎設施水平日益完善，在促進我國經濟增長中發揮著重大作用。1952年，我國交通基礎設施總運營里程為25．77萬km，完成貨物運輸31 516萬t;到2008年，運營里程總長達645．68萬km，完成貨物運輸2 587 413萬t，分別增長了24倍和81倍。其中，公路和鐵路是我國最主要的交通基礎設施，其運營里程和貨運量始終保持在全國總量的60%左右和85%左右，承擔了我國絕大部分的交通運輸工作。交通基礎設施與經濟增長關系密切，早期經濟學家通過定性研究指出國家應修建道路、橋梁、運河、港口等公共設施以促進經濟增長［1］，交通、能源等基 礎 設 施 的 積 累 是 經 濟 增 長 的 重 要 前 提［2－3］。Aschauer［4］以美國時間序列數據為樣本，采用實證方法研究了公共資本和總體生產率間的關系，發現高速公路、機場等核心基礎設施對美國生產率有顯著的促進作用，開創了實證研究基礎設施與經濟增長關系的先河。隨后，學者們多基于時間序列數據或面板數據，運用生產函數法、向量自回歸法等方法研究交通基礎設施與經濟增長的關系，由于樣本和方法的不同，結果也存在一定的差異［5－10］。其中，采用時間序列數據研究所得交通基礎設施對經濟增長的彈性系數較大，采用面板數據研究所得彈性系數較小，甚至得出交通基礎設施對經濟增長無顯著影響的結論［11－12］，這與面板數據未考慮區域間生產要素流動對經濟增長的影響有關［13］。當前，實證研究多利用永續盤存法估計交通基礎設施資本存量或年投入量，衡量交通基礎設施水平，統一使用期限和一定折舊率的假設不盡合理;較少研究交通基礎設施與經濟增長的相互關系，或直接對非平穩序列進行Granger因果關系檢驗［14－15］，可能導致任何無關的兩個變量間都存在因果關系［16］;較少考慮解釋變量間的多重共線性，可能影響模型估計量的有效性。鑒于此，本文用鐵路和公路運營里程衡量交通基礎設施水平，以1952－2006年中國時間序列數據為樣本，基于協整理論，采用Granger因果檢驗分析交通基礎設施與經濟增長的因果關系，運用主成分回歸法研究其對經濟增長的影響程度，為我國交通基礎設施規劃建設提供理論支撐。

1 交通基礎設施與經濟增長互動機制分析

作為一個復雜的系統，交通基礎設施擁有以下性質。①基礎性，交通基礎設施在整個社會生產中處于上游地位，是經濟發展的前提條件;②網絡性，交通基礎設施是連接地區間相互作用的紐帶，可促進經濟活動的聚集與擴散;③外部性，交通基礎設施為所有在其使用范圍內的居民和從事經濟活動的個人和單位所共享，是具有明顯社會公益性的公共產品，有利于其他產業的發展。這決定了交通基礎設施對經濟增長的推動作用，主要表現在建設階段，交通基礎設施會產生投資乘數效益;運營階段，交通基礎設施可暢通資源流通渠道、節約運輸時間成本、擴大產品銷售市場、降低企業存貨資金［17］，直接影響產業布局［18］，產生旅行效益［19］;此外，交通基礎設施可發揮外部性，通過聚集勞動力、資金、信息技術等資源促進經濟增長。另一方面，經濟增長是交通設施需求增加的重要因索，經濟快速增長導致人口聚集、資源流動加快，刺激交通基礎設施的數量需求和質量需求均不斷提升［20］。交通基礎設施建設需建立在一定的物質基礎上，只有國民經濟保持快速增長，政府才能擁有足夠的資金進行交通基礎設施的建設投資。交通基礎設施與經濟增長的互動機制見圖1。

交通基礎設施與經濟增長互為依存，相輔相成，兩者需協調發展。交通基礎設施供給不足，無法滿足經濟發展的需求時，會阻礙地區間的經濟活動交流，成為經濟增長的瓶頸;交通基礎設施供給超出經濟增長需求時，會造成資源浪費。反之，經濟的快速增長將刺激交通基礎設施的完善，而經濟增長滯后則影響交通基礎設施建設投入，阻礙交通基礎設施的發展。

2 交通基礎設施與經濟增長的Granger因果關系檢驗

圖1 交通基礎設施與經濟增長的互動機制Fig．1 Mutual mechanism between transport infrastructure and economic growth

為了檢驗交通基礎設施與經濟增長間的關系，對兩者進行協整檢驗和Granger因果關系檢驗。以GDP衡量經濟增長(以1952年為基期，剔除價格因素影響)，以公路和鐵路運營里程加權求和衡量交通基礎設施T，即

其中，Trail表示鐵路運營里程，Troad表示公路運營里程，Nrail表示鐵路貨運量，Nroad表示公路貨運量。樣本期1952－2006年，共計55年。為降低數據中可能存在的異方差性，對序列GDP和T取自然對數得到新的序列LnGDP和LnT，運用 EViews6．0軟件，采用 ADF方法分別對序列LnGDP和LnT進行平穩性檢驗，見表1。

表1 序列LnGDP和LnT的平穩性檢驗Tab．1 Stationary test of series LnGDP and LnT

由表1知，序列LnGDP和LnT均為I(1)過程，可進行協整檢驗。采用Johansen協整檢驗，選擇無截距項無趨勢項，滯后階數為3階，Johansen最大特征值與秩檢驗結果見表2。

表2 序列LnGDP和LnT的Johansen協整檢驗Tab．2 Johansen cointegration test of series LnGDP and LnT

由表2知，兩序列在5%水平上存在協整關系，即LnGDP和LnT存在長期穩定的關系。

由于序列LnGDP和LnT一階差分平穩，不能直接進行Granger因果檢驗。因此，取一階差分進行Granger因果檢驗，即檢驗序列dLnGDP和dLnT的Granger因果關系，見表3。

表3 序列dLnGDP和dLnT的Granger因果檢驗Tab．3 Granger casualty test of series dLnGDP and dLnT

由表3知，滯后1－5期，交通基礎設施不是經濟增長的Granger原因;滯后6－7期，交通基礎設施是經濟增長的Granger原因，表明交通基礎設施對經濟增長的影響具有一定滯后期。反之則均不成立，即經濟增長的變化不會引起交通基礎的變化。交通基礎設施增加的初期，難以一時集聚促進經濟發展的人力、物力、財力等資源，外部性難以及時發揮，對經濟增長的作用有限;隨著時間的推移，交通基礎設施增加的效用逐漸滲透到全社會各部門，促進經濟增長。

3 交通基礎設施對經濟增長影響的實證

基于交通基礎設施是經濟增長的Granger原因，采用Cobb－Douglas生產函數法，建立回歸模型研究其對經濟增長的影響程度。原始的Cobb－Douglas生產函數方程為

Y(t)=AL(t)αK(t)β(2)

其中，Y(t)為t時刻的產出，L(t)為t時刻的勞動力數量，K(t)為t時刻的資本存量，A為技術水平，α、β分別為勞動力和資本對產出的貢獻率。

由于產業變化［21－22］、經濟制度［23－24］等是經濟增長的重要影響因素，以第一產業生產總值占GDP的比重衡量產業變量I(t)，以國有企業工業產值占全國工業總產值的比重衡量制度變量S(t)，將交通基礎設施T(t)和控制變量I(t)，S(t)引入原始方程中，得

Y(t)=AL(t)αK(t)βT(t)b1I(t)b2

S(t)b3

(3)

其中，b1，b2，b3分別為交通基礎設施、產業變量和制度變量對產出的貢獻率。對方程(3)進行對數處理得交通基礎設施對經濟增長影響模型

LnY(t)=c+ αLnL(t)+ βLnK(t)+b1LnT(t)+b2LnI(t)+b3LnS(t) (4)

根據經濟學理論，勞動力和資本的增加會促進經濟增長;交通基礎設施越大，經濟增長越快。直觀上看，α，β，b1均大于零。隨著市場機制的不斷完善，第一產業生產總值在GDP中的比重逐漸降低，國有企業工業產值比重逐步下降，b2，b3均小于零。

產出Y(t)用當年GDP衡量(以1952年為基期，剔除價格因素影響)，勞動力數量L(t)用當年全國就業人數衡量，資本K(t)用當年全國資本存量衡量，其中I(t)，S(t)的數值為原始百分比乘以100。采用年度數據，樣本期為1952－2006年，共計55年。其中 K(t)數據來源于文獻［25］，其余數據均來源于《中國統計年鑒》、《新中國五十年統計資料匯編》和《中國交通統計年鑒》。

首先對方程(4)自變量進行共線性診斷，見表4。

表4 自變量共線性診斷結果Tab．4 Collinearity diagnose

由表4知，第2到第6個條件指數均超過10，表明自變量間存在明顯的共線性。此時，若直接采用最小二乘法估計，則引起回歸參數不穩定，影響模型估計量的有效性，造成回歸方程顯著的情況下部分回歸參數卻無法通過顯著性檢驗［26］。因此，有必要對原始自變量進行主成分分析，以降低多重共線性，更精確地估計模型回歸參數。

運用 SPSS16．0 軟件對 LnL(t)，LnK(t)，LnT(t)，LnI(t)，LnS(t)進行主成分分析。巴特利特球度檢驗和KMO檢驗結果顯示，巴特利特球度檢驗統計量為517．079，相應概率為0．000，KMO 值為0．742，變量適合進行主成分分析。進一步分析提取第一主成分，貢獻率達到84．725%，對原始變量的解釋程度依次為95．0%，97．4%，91．1%，91．2%和49．0%，能較全面概括原始變量的信息。基于主成分法和方差最大旋轉法得到該主成分F11的表達式:

同理，對因變量LnY(t)進行標準化處理得LnY(t)'，擬合LnY(t)'與F11之間的線性關系得:

R2=0．993 8=0．993 8，D．W．=0．556 3，F=8 473

注:＊＊＊表示在1%水平下顯著，＊＊表示在5%水平下顯著，*表示在10%水平下顯著。

雖然模型擬合度較高，回歸系數顯著，但DW值較小，表明模型存在嚴重的序列相關性。因此，采用Cochrane－Orcutt方法對模型進行改進，結果見方程(7)。

R2=0．997 3，珔R2=0．997 2，DW=1．759 5，F=8 473

根據Breush－Godfrey LM檢驗結果，F統計量為0．756 8，F統計量的 p值為 0．474 4，在 5%顯著性水平下接受原假設，即方程(7)殘差序列不存在序列相關性，且變量F11系數的t統計量為10．064，在1%水平下顯著。將式(5)代入方程(7)，并將方程中標準化變量轉化為對應原始變量得:

由方程(8)可知，交通基礎設施對經濟增長具有顯著促進作用。1952－2006年間，交通基礎設施對經濟增長的貢獻率為0．235，即其他因素保持不變的情況下，交通基礎設施增加1%，相應的GDP增加0．235%。此外，勞動力對經濟增長的貢獻率最大為0．482，其他變量的回歸系數與假設相符。

考慮鐵路、公路交通基礎設施的差異性，以rail表示鐵路交通基礎設施，road表示公路交通基礎設施，構建鐵路、公路交通基礎設施對經濟增長影響模型

由方程(13)知，鐵路交通基礎設施對經濟增長的貢獻率為0．087，公路交通基礎設施對經濟增長的貢獻率為0．224，公路交通基礎設施對經濟增長的影響程度顯著大于鐵路交通基礎設施，這應與我國長期以公路運輸為主有關。1952－2006年，公路運營里程由12．67萬km增長到345．7萬km，增長了26倍;貨運量由13 158萬t增長到1 466 347萬t，增長了110倍，約占全國貨運總量中的57．44%。在此期間，鐵路運營里程由2．27萬 km增長到7．71萬km，貨運量由13 217萬t增長到288 224萬t，約占全國貨運總量中的27．79%。與鐵路相比，公路運輸在我國經濟增長中起著更為重要的作用。

1952－2006年間，我國經濟體制發生了巨大轉變，交通基礎設施對經濟增長的影響也可能會發生結構性改變。以1978年為時間斷點，引入虛擬變量D1978，運用虛擬變量法估計在此前后交通基礎設施對經濟增長影響的變化，D1978在1952－1977年取值為0，在1978－2006年取值為1，構建交通基礎設施對經濟增長影響的時間斷點模型:

其中，LnY(t)'、(D1978LnT(t))'分別為 LnY(t)、D1978LnT(t)的標準化變量，η、λ為各變量的系數。同理可得方程(14)的估計結果，見方程(15):

由方程(15)知，變量D1978LnT(t)的系數t統計量為1．075，伴隨概率為0．288，在5%水平下不顯著，說明1978年前后，交通基礎設施對經濟增長的影響并未發生結構性變化，交通基礎設施對經濟增長的促進作用在統計上是相同的。其中，1952－1977年我國 GDP年均增長率為5．93%，1978－2006年達9．71%，但交通基礎設施的貢獻率相近，表明1978年后我國經濟快速增長的關鍵原因并非交通基礎設施的增加。

4 結語

運用我國公路、鐵路運營里程和貨運量這一實物形態指標作為交通基礎設施的代理變量，與以往大多研究采用交通基礎設施投資這一價值形態指標相比，核算更簡便、有效。運用協整檢驗和Granger因果檢驗分析得出，交通基礎設施與經濟增長存在長期均衡關系，交通基礎設施是經濟增長的Granger原因，有效避免了回歸模型中可能存在的因果倒置問題。采用主成分回歸法研究交通基礎設施對經濟增長的影響程度，發現其對經濟增長具有顯著的促進作用，修正了最小二乘回歸中系數易受變量多重共線性影響的缺點。鑒于公路、鐵路交通基礎設施的成本、便利性、效率等存在差異，且占全國運輸比重不同，公路交通基礎設施對經濟增長的貢獻率顯著大于鐵路。考慮到樣本期內我國經濟社會發生的巨大變化，以1978年為時間斷點，采用虛擬變量法檢驗交通基礎設施對經濟增長影響的結構性變化，發現1978年前后其對經濟增長的影響并未發生結構性變化。為了進一步促進經濟增長，現階段我國有必要加大交通基礎設施建設投資力度，完善交通運輸結構，提高交通基礎設施整體水平。

References)

［1］亞當·斯密．國民財富的性質和原因研究［M］．王大力，王亞楠，譯．北京:商務印書館，1983:17－18．［Smith A．An Inquiry into the Nature and Causes of the Wealth of Nations［M］．Translated by Wang Dali，Wang Yanan．Beijing:The Commercial Press，1983:17 －18．］

［2］弗里德里希·李斯特．政治經濟學的自然體系［M］．楊春學，譯．北京:商務印書館，1997:45－46．［Liszt F．The Natural System of Political Economics［M］．Translated by Yang Chunxue．Beijing:The Commercial Press，1997:45 －46．］

［3］艾伯特·赫希曼．經濟發展戰略［M］．北京:經濟科學出版社，1991:52 － 54．［Hirschman A． TheStrategyofEconomic Development［M］．Beijing:Economic Science Press:52 －54．］

［4］Aschauer D A．Is Public Expenditure Productive［J］．Journal of Monetary Economics，1989，23(2):177 －200．

［5］Cantos P，Gumbau-Albert M，Maudos J．Transport Infrastructures，Spillover Effects and Regional Growth:Evidence of the Spanish Case［J］．Transport Reviews，2005，25(1):25 －50．

［6］劉生龍，胡鞍鋼．交通基礎設施與經濟增長:中國區域差距的視角［J］．中國工業經濟，2010，(4):14－23．［Liu Shenglong，Hu Angang．Transport Infrastructure and Economic Growth:Perspective from China’s Regional Disparities［J］．China Industrial Economics，2010，(4):14 －23．］

［7］Annala C N，Batina R G，Feehan J P．Empirical Impact of Public Infrastructure on the Japanese Economy［J］．The Japanese Economic Review，2008，59(4):419 －437．

［8］王任飛，王進杰．基礎設施與中國經濟增長:基于VAR方法的研究［J］．世界經濟，2007，(3):13 －21．［Wang Renfei，Wang Jinjie．Infrastructure and China’s Economic Growth:Research Based on VAR Method［J］．The Journal of World Economy，2007，(3):13 －21．］

［9］Mody A，Wang Fangyi．Explaining Industrial Growth in Coastal China:Economic Reforms and What Else?［J］．World Bank Economics Review，1997，11(2):293 －325．

［10］張學良．中國交通基礎設施與經濟增長的區域比較分析［J］．財經研 究，2007，(8):51 － 66．［Zhang Xueliang． Regional Comparative Analysison the Relationship Between Transport Infrastructure and Economic Growth in China［J］．Journal of Finance and Economics，2007，(8):51 －66．］

［11］Holtz-Eakin D．Public-Sector Capital and the Productivity Puzzle［J］．Review of Economics and Statistics，1994，76(1):12 －21．

［12］Garcia-Mila T，McGuire T J，Porter R H．The Effect of Public Capital in State Level Production Functions Reconsidered［J］．Review of Economics and Statistics，1996，78(1):177 －180．

［13］Banister D，Berechrnan J．Transport Investment and Economic Development［M］．UCL Press，2000:148 －150．

［14］張學良，孫海鳴．交通基礎設施、空間聚集與中國經濟增長［J］．經濟經緯，2008，(2):20－23．［Zhang Xueliang，Sun Haiming．Transport Infrastructure，Spatial Cluster and China’s Economic Growth［J］．Economic Survey，2008，(2):20 －23．］

［15］鞠晴江．道路基礎設施、經濟增長和減貧:基于四川的實證分析［J］．軟科學，2006，20(6):52 －55．［ Ju Qingjiang．Road Infrastructure，EconomicGrowth and PovertyReduction:An Empirical Analysis in Sichuan［J］．Soft Science，2006，20(6):52 －55．］

［16］周建，李子奈．Granger因果關系檢驗的適用性［J］．清華大學學報:自然科學版，2004，44(3):358－361．［Zhou Jian，Li Zinai．Applicability of the Granger Causality Test［J］．Journal of Tsinghua University:Science and Technology，2004，44(3):358 －361．］

［17］李涵，黎志剛．交通基礎設施投資對企業庫存的影響:基于我國制造業企業面板數據的實證研究．管理世界，2009，(8):73－80．［Li Han，Li Zhigang．The Effect of Transport Infrastructure Investment on Enterprise Inventory:Empirical Research Based on the PanelData ofChina’sManufacturing Enterprises［J］．Management World，2009，(8):73 －80．］

［18］Holl A．Transport Infrastructure，Agglomeration Economies，and Firm Birth:Empirical Evidence from Portugal［J］．Journal of Regional Science，2004，44(14):693－712．

［19］Banister D，Berechman Y．Transport Investment and the Promotion of Economic Growth［J］．Journal of Transport Geography，2001，9:209－218．

［20］劉學華，張學良，彭明明．交通基礎設施投資與區域經濟增長的互動關系:基于西部大開發的實證分析［J］．地域研究與開發，2009，28(4):57 － 61．［Liu Xuehan，Zhang Xueliang，Peng Mingming．Traffic Infrastructure Investment and Regional Economic Growth:An Empirical Analysis on the Case of West China Development［J］．Areal Research and Development，2009，28(4):57 －61．］

［21］李猛．產業結構與經濟波動的關聯性研究［J］．經濟評論，2010，(6):98 － 104．［Li Meng．Research on the Correlation between Industry Structure and Economic Fluctuation［J］．Economic Review，2010，(6):98 －104．］

［22］王立平，王健．中國產業結構變遷對區域經濟增長影響分析:基于空間動態面板數據模型［J］．統計與信息論壇，2010，25(7):92 － 98．［Wang Liping，Wang Jian．An Analysis on Chinese Industrial Structure Change and Regional Economic Growth:Based on the Spatial Dynamic Panel Model［J］．Statistics ＆ Information Forum，2010，25(7):92 －98．］

［23］王澤填，孫輝煌．經濟增長中的制度因素研究［M］．中國經濟出版社，2010:50－61．［Wang Zetian，Sun Huihuang．Research on Institutions and Their Impact on Economic Growth［M］．China Economy Press，2010:50 － 61．］

［24］鄭若谷，干春暉，余典范．轉型期中國經濟增長的產業結構和制度效應:基于一個隨機前沿模型的研究［J］．中國工業經濟，2010，(2):58 － 67．［Zheng Ruogu，Gan Chunhui，Yu Dianfan．The Industrial Structure and Institutional Effects of Economic Growth in China s Transition Period:An Analysis Based on a Stochastic Frontier Model［J］．China Industrial Economics，2010，(2):58 －67．］

［25］單豪杰．中國資本存量K的再估算:1952－2006年［J］．數量經濟技術經濟研究，2008，(10):17－31．［Shan Haojie．Reestimating the Capital Stock of China:1952 － 2006［J］．The Journal of Quantitative ＆ Technical Economics，2008，(10):17 －31．］

［26］滿敬鑾，楊薇．基于多重共線性的處理方法［J］．數學理論與應用，2010，30(2):105 － 109．［Man Jingluan，Yang Wei．Based on Multiple Collinearity Processing Method［J］．Mathematical Theory and Applications，2010，30(2):105 － 109．］

An Empirical Research on the Relationship Between Transport Infrastructure and Economic Growth in China

YANG Fan HAN Chuan-feng
(School of Economics and Management，Tongji University，Shanghai 200092，China)

Transport infrastructure(TI)makes important contribution to economic growth through multiplier effect，travel effect and external effect，and at the same time the economic growth leads the planning and provides material support to the construction of TI．In this paper，the statistical data from 1952 to 2006 in China，including GDP as the index of economy and the operation length and freight traffic of the railway and road as index of TI，are used．Based on cointegration test and Granger casualty test，there is a long-run equilibrium relationship between TI and economic growth，and the former is the latter’s Granger cause，but the reverse is not true．A regression model of Cobb-Douglas production function is built and analyzed with applying Principle Regression Method to avoid the collinearity effect，and the results show that TI significantly promotes economic growth and road has higher contribution rate than railway．The change of economic growth style in 1978 is also considered with Dummy Variable Method，and the result shows that before and after the year 1978，the contribution rates are the same level in statistics．

transport infrastructure;economic growth;cointegration test;Granger casualty test;principle regression

F061.1

A

1002－2104(2011)10－0147－06

10．3969/j．issn．1002－2104．2011．10．022

2011－08－12

楊帆，碩士生，主要研究方向為城市規劃與區域發展。

韓傳峰，博士，教授，博導，主要研究方向為管理科學與系統工程、城市建設與應急管理。

國家自然科學基金項目(編號:70871093;71040010)。

(編輯:李 琪)