我國高速公路建設對經濟增長效應的實證研究

李松華

(華北水利水電大學管理與經濟學院，河南鄭州450046)

一、引言

作為影響經濟社會活動基礎結構的重要因素和先決條件，交通運輸對經濟發展具有顯著誘發和推動作用。一方面，作為生產要素的載體，交通運輸保障了經濟發展過程中物質和人才等資源的流動和合理配置，從而可以提高生產要素的利用效率;另一方面，作為經濟活動的一份子，其產業屬性就決定了能夠直接創造經濟價值。隨著經濟社會的發展和科技的進步，交通運輸工具和方式越發向復雜化、高級化演變并形成了包括公路、航空等多樣化運輸方式的綜合系統，其中公路運輸中的高速公路發展尤其迅速。自1988年我國首條高速公路通車以來，我國的高速公路建設發展迅速，截止2011年，我國高速公路里程高達8．495萬公里，且1991—2011年間，我國的高速公路里程年平均增長率為28．95%，其中，在上個世紀90年代的大多數年份，我國高速公路建設的增長率都在30%以上，甚至一些年份的增長率高達70%以上。進入21世紀以來，除了2009年受金融危機的影響，我國高速公路建設增長率僅有7．9%以外，基本保持了15%左右的增長速度①根據國家統計局網站歷年統計年鑒的數據計算得到。。可以說，20多年來，我國的高速公路建設極大地推動了我國經濟的增長和發展。

現有文獻關于交通運輸與經濟發展的研究主要集中在以下兩個方面。首先，交通運輸與國民經濟的相互作用和關系。王慶云等認為交通運輸與國民經濟發展之間相互影響、共同發展［1］。劉建強和何景華采用協整等計量手段的研究認為，公路運輸貨運量與國內生產總值之間存在長期穩定的協整關系，可以推動經濟的增長［2］。劉秉鐮和趙金濤采用Granger因果檢驗探討了公路運輸與區域經濟增長的關系［3］。張楠楠和徐逸倫探討了高速鐵路對區域經濟發展的影響［4］。徐巍和黃民生等探討了區域交通運輸對經濟增長的作用［5］。其次，交通運輸投資對國民經濟的影響。如Knaap＆Osterhaven運用空間CGE模型研究了鐵路投資對芬蘭經濟的影響，認為鐵路投資對經濟增長具有正向推動作用。王元慶，董大朋和陳才等研究者認為公路建設投資對經濟增長具有顯著推動作用［6，7］。莊序瑩和侯敬雯基于CGE模型的模擬分析發現，高鐵、公路投資對經濟增長具有顯著正向推動作用，且高鐵投資的乘數效應更大［8］。

與上述較多關注交通運輸及投資對區域經濟增長影響的研究不同，本文立足于宏觀層面，采用向量誤差糾正模型等計量手段探討高速公路建設對我國經濟增長的數量效應。

二、變量選取和平穩性檢驗

(一)變量選取和處理

實證研究所采用的數據均來自于國家統計局網站歷年統計年鑒，樣本長度為1990—2011年，選取了我國高速公路里程(GS)和國內生產總值分別作為本文研究高速公路建設和經濟增長的替代變量。同時，為剔除國內生產總值中的物價因素，選取1990—2011年環比的居民消費價格指數CPI作為物價的替代變量，并以1990年為基期進行定基處理，然后將名義國內生產總值除以定基CPI得到實際國內生產總值(GDP)。此外，為了在一定程度上消除數據所存在的趨勢性問題，對兩個觀測數據采取了取自然對數處理。下文的變量平穩性檢驗以及相關實證計算在Eviews6．0中實現。

(二)變量平穩性ADF檢驗

為避免時間序列數據帶來“偽回歸”問題，本部分對兩個觀測數據序列進行了平穩性ADF檢驗，檢驗結果見表1(其中滯后階數選擇采取施瓦茨信息準則)。由表1可見，經濟增長lnGDP和高速里程lnGS兩個序列的水平值及其一階差分值在5%的顯著性水平下均接受存在單位根的原假設，從而是非平穩的;而兩個序列的二階差分值的ADF檢驗值在5%的顯著性水平下均小于臨界值，從而接受備選假設，即序列不存在單位根，兩個序列的二階差分序列平穩。因此，序列(lnGDP、lnGS)均為I(2)過程。

表1 序列平穩性ADF檢驗

三、我國高速里程對經濟增長效應的實證研究

(一)Johansen協整檢驗

為考察我國高速里程lnGS和經濟增長lnGDP之間的長期關系，本部分對這兩個序列進行了Johansen協整檢驗。表2的跡統計量檢驗表明，在5%的顯著性水平下，我國高速里程lnGS和經濟增長lnGDP之間存在一個協整方程，即這兩個序列之間存在長期穩定的均衡關系。同時，表2中最大特征根統計量檢驗也表明了我國高速里程和經濟增長之間存在長期穩定的關系。

基于上述Johansen協整檢驗，取最大特征值所對應的特征向量作為協整向量并將其標準化，標準化的協整向量為 β=(1，－6．7795，－0．2406)，由此可以得到我國經濟增長lnGDP和高速里程lnGS的協整方程。

(1)式中圓括號中的數字為標準誤。由(1)式中高速里程lnGS的參數和標準誤可知，高速里程lnGS的參數是顯著的，由此說明我國高速里程對經濟增長具有顯著影響。在雙對數模型中，變量的參數為彈性概念，這意味著我國高速里程每增加1%，將導致國內生產總值增加0．24個百分點，我國高速公路建設對經濟增長具有促進作用。

表2 Johansen協整檢驗

(二)Granger因果檢驗

上文的Johansen協整檢驗表明我國經濟增長lnGDP和高速里程lnGS之間存在長期穩定的關系，為確定兩者之間的相互關系，進行了Granger因果檢驗，檢驗結果見表3。由表3可見，在滯后階數為2時，以概率0．0002拒絕了高速里程lnGS不是經濟增長 lnGDP的格蘭杰原因的零假設，而以概率0．3987接受了不是的格蘭杰原因的零假設，由此說明這兩個序列之間存在由高速里程lnGS到經濟增長lnGDP的單向格蘭杰因果關系。此外，將滯后階數選擇為3階和4階(表3略去了滯后階數為3和4的Granger檢驗結果)，Granger檢驗仍表明這兩個序列之間存在由高速里程lnGS到經濟增長lnGDP的單向格蘭杰因果關系。

表3 經濟增長lnGDP和高速里程lnGS序列的Granger因果檢驗

(三)VECM估計

協整方程(1)式表明我國經濟增長和高速里程之間存在長期穩定的關系，但在短期中，這種均衡狀態可能會被偏離。為考察這兩個序列之間短期的動態關系，采用了含有協整約束的VAR模型即向量誤差糾正模型(VECM)。我國經濟增長lnGDP和高速里程lnGS之間的向量誤差糾正模型可表示為如下形式。

其中，Δ為一階差分，β1和β2分別為誤差糾正估計中兩個方程的常數項;誤差糾正項ecmt－1為協整方程(1)式殘差項的滯后，反映我國經濟增長和高速里程之間的長期均衡關系;誤差糾正系數α1和α2反映當變量之間的關系偏離長期的均衡狀態時，將其調整到均衡狀態的調整速度和方向。參數φ和ψ分別為解釋變量——經濟增長一階差分序列和高速里程一階差分序列的短期調整系數，反映各變量的短期波動對被解釋變量短期變化的影響。

表4給出了我國經濟增長和高速里程之間的VECM參數估計結果，其中，滯后階數依據赤池信息準則選擇，最優滯后階數為1。誤差糾正系數和的估計值分別為－0．0387和－0．2206，小于零，因此，符合誤差糾正的理論意義，說明當系統偏離其均衡狀態時，誤差糾正項能夠使系統自行向其均衡狀態進行調整。誤差糾正系數只有α1能夠在統計上通過顯著性t檢驗，說明每一年誤差糾正項使短期經濟增長對其長期均衡狀態偏離中的3．87%得到調整;而α2不顯著，說明高速里程向其均衡狀態調整的動態機制微弱。短期調整系數φ1和ψ1的估計值分別為0．6283和 －0．1202，并在統計上是顯著的，由此說明滯后一期的我國經濟增長和高速里程的變動對本期經濟增長具有顯著影響。短期調整系數φ2和ψ2的估計值不顯著，說明滯后一期的經濟增長和高速里程對本期高速里程的影響微弱。

表4 VECM估計結果

四、結論

基于我國1990年至2011年的相關數據，采用協整、Granger因果檢驗以及向量誤差糾正模型實證檢驗了我國高速公路建設對經濟增長的效應。研究結論如下。

第一，我國的高速公路建設對經濟增長具有促進作用。Granger因果檢驗表明，我國高速公路建設是經濟增長的格蘭杰原因，且協整檢驗表明二者之間存在長期穩定的均衡關系，高速公路里程每增加1%，其對經濟增長的促進作用導致我國經濟增長增加 0．24%。

第二，我國經濟增長和高速公路建設之間的短期動態調整機制存在。向量誤差糾正模型的估計表明，誤差糾正系數均為負，符合理論意義，但只有經濟增長方程的誤差糾正系數顯著，說明短期中我國經濟增長向其長期均衡狀態調整的動態機制存在。

［1］王慶云．交通運輸與經濟發展的內在關系［J］．綜合運輸，2003(7)．

［2］劉建強，何景華．交通運輸業與國民經濟發展的實證研究［J］．交通運輸系統工程與信息，2002(1)．

［3］劉秉鐮，趙金濤．中國交通運輸與區域經濟發展因果關系的實證研究［J］．中國軟科學，2005(6)．

［4］張楠楠，徐逸倫．高速鐵路對沿線區域發展的影響研究［J］．地域研究與開發，2005(3)．

［5］徐巍，黃民生．福建省交通運輸與經濟發展關系的定量分析［J］．福建師范大學學報(哲學社會科學版)，2007(6)．

［6］王元慶，張志敏，周偉．公路建設投資優勢度計算方法［J］．長安大學學報(自然科學版)，2004(5)．

［7］董大朋，陳才．交通基礎設施與東北老工業基地形成與發展［J］．經濟地理，2009(7)．

［8］莊序瑩，侯敬雯．高速鐵路、公路建設的財政投資效益研究［J］．財貿經濟，2012(6)．