交通基礎設施投資與經濟增長關系的實證研究——基于“新絲綢之路”經濟帶西部五省面板數據

○戴美真

（青島理工大學 山東 青島 266520）

“絲綢之路”是一條具有深遠歷史意義、在人類經濟文化交流上扮演著“交通大動脈”重要角色的國際通道，但到21世紀，這條曾經盛極一時的交通大動脈與其他通道相比，卻已蕭條冷清了許多。沿線城市均位于中國內陸腹地，這些曾在歷史上商旅不絕的城市擁有著豐富的石油、天然氣、礦產等寶貴的自然資源，由于交通基礎設施長期落后，導致這些地區經濟發展停滯，曾經輝煌一時的古絲綢之路反而成為制約當代西部地區發展的“瓶頸”，嚴重困擾著該地區境外貿易的推進，在中國、中亞地區之間形成了一個經濟凹陷帶。“2007歐亞經濟論壇”將打造“新絲綢之路”這條“黃金之路”的計劃被提上日程。歐亞國家決定聯手投資192億美元，復興這條曾為人類文明做出巨大貢獻的“經濟大動脈”。在“十二五”區域協調發展的重要時期，深入分析“新絲綢之路”經濟帶交通基礎設施投資與經濟增長的動態關系，解決此類問題具有重要的理論與現實意義。

一、文獻綜述

20世紀40年代以前，國外學者并不將基礎設施投資作為一個變量引入經濟增長分析，只是將基礎設施投資與技術、政治等因素一起歸結到技術變量中。20世紀40年代后，Boarnet等率先提出了基礎設施投資應作為經濟增長的因素之一引入分析。Aschauer（1987）首次將基礎設施投資作為內生變量引入產出模型中，得出了交通等基礎設施對經濟增長有重要作用的結論，開啟了整個90年代的基礎設施彈性估算熱潮。Aschauer（1989）以政府基礎設施投資對私人部門總產出的影響為研究對象，認為基礎設施資本的增加導致了經濟的增長，以基礎設施對總產出（GDP）的效應為對象的研究表明經濟增長帶動了基礎設施資本的增加。

國內學者20世紀80年代關于基礎設施投資研究偏重介紹和引進國外理論，較早的研究文獻是沈越編譯的關于蘇聯基礎設施建設與經濟增長的研究。劉倫武（2005）通過研究基礎設施投資模型對經濟增長推動作用的動態計量模型，運用誤差修正模型定量分析了中國及其東、中、西部地區基礎設施對經濟增長推動作用，在模型中，分析了基礎設施投資GDP的彈性系數，其彈性越大，推動效率越高，得出基礎設施投資在國民經濟中起重要的作用，能夠極大地刺激GDP的增長。張學良（2007）通過對中國交通基礎設施水平與區域經濟增長之間的關系的研究，揭示了交通基礎設施水平與中國區域經濟增長之間的關系，并討論了交通先行在中部崛起中起的作用。錢曉英等（2007）運用協整檢驗對我國1980—2005年物流發展水平、固定資產投資和國內生產總值的年度經濟數據進行了分析，指出三者存在長期穩定關系。

二、實證分析

1、變量定義

GDP是衡量一個國家或地區經濟水平的重要指標和方法，它是指一個國家或地區在一年內所有常住單位生產活動的最終成果的價值形態。以GDP為被解釋變量。根據中國統計年鑒對于交通運輸業的統計指標的定義，本文選取的交通基礎設施投資包括交通運輸、倉儲、郵電業基礎設施投資額。以陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆五省的交通基礎設施投資額為解釋變量，用TR表示。

2、模型構建

由于大多數經濟時間序列是非平穩的，如果直接將非平穩的時間序列當作平穩的時間序列進行回歸分析，則可能帶來不良的后果，如偽回歸問題，在利用時間序列分析問題的時候，首先需要檢驗時間序列是否平穩，目前最常用的方法是單位根檢驗。然后分析經濟增長與交通基礎設施投資之間是否存在協整關系，當且僅當多個非平穩變量之間具有協整性時，由這些變量建立的回歸模型才有意義，具有協整關系的非平穩變量可以用來建立誤差修正模型。由于誤差修正模型把長期關系和短期動態特征結合在一個模型中，因此既可以克服傳統計量模型忽視偽回歸的問題，又可以建立差分模型忽視水平變量信息的弱點。

本文中的數據來源于《中國統計年鑒》中1986—2013年的數據，且已經折算為1985年不變價計算的實際值，從而剔除了價格變動波動的影響。為了消除異方差性，對GDP、TR分別進行了對數轉換。

3、單位根檢驗——ADF檢驗

從表1中可看出：GDP、TR的ADF值均大于1%水平下的臨界值，接受原假設，即說明時間序列是非平穩的。經過一階差分后，ADF統計量均小于1%顯著性水平下的臨界值，即拒絕了原假設，說明時間序列是平穩的。也就是說，GDP、TR是一階單整序列，可用于協整檢驗。

表1 時間序列的ADF檢驗結果

4、協整檢驗

為了證明非平穩變量之間是否蘊含著長期穩定的均衡關系，需要進行協整檢驗。本部分采取E-G兩步法對LNGDP和LNTR進行協整檢驗。

（1）首先運用最小二乘法對LNGDP和LNTR時間序列進行回歸分析，得到如下方程：

擬合優度分析。根據可決系數R^2可以看出，該線性回歸模型擬合度很高，即很好地將所有數據擬合在一條直線上。

顯著性檢驗。從回歸結果可知，在顯著性水平位5%的情況下，T值顯著大與臨界值，故拒絕原假設，系數顯著不為零。

自相關檢驗。本文采用DW 檢驗法，通過查表可知，當n=28，k=1時，dL=1.328，Du=1.476，在5%的顯著性水平下，該模型不存在自相關。

（2）殘差序列平穩性檢驗

從表2的檢驗結果可看出，在10%的顯著性水平下，ADF值小于臨界值，從而拒絕原假設，表明殘差序列不存在單位根，是平穩序列，說明GDP、TR之間存在長期均衡的協整關系。

表2 殘差序列平穩性檢驗估計結果

5、誤差修正模型

協整檢驗中的方程反映兩者之間的長期均衡關系，而長期均衡是由短期波動的不斷調整來實現的，長期均衡的協整方程將短期的非均衡狀態拉回均衡狀態。這種長短期的調整力度可由誤差修正模型來反映，為此將長期均衡模型所產生的殘差序列作為解釋變量引入，得出的誤差修正模型如下：

上述估計結果表明，國內生產總值的變化不僅取決于交通基礎設施投資的變化，而且還取決于上一期國內生產總值對均衡水平的偏離，誤差項ξt-1估計的系數0.0421體現了對偏離的修正，上一期偏離越遠，本期修正的量就越大，即系統存在誤差修正機制。

三、結論與建議

本文以“絲綢之路”經濟帶西部五省為樣本，分析了交通運輸基礎設施投資對經濟增長的影響作用，從推動系數看，西部五省的交通運輸基礎設施投資對國內生產總值的推動作用是顯著的。“絲綢之路”經濟帶的交通基礎設施建設和中國經濟增長存在著長期穩定的均衡關系，交通基礎設施投資促進了經濟增長。在建設“絲綢之路”經濟帶的宏觀背景下，有必要加大對西部省區的交通基礎設施投資。

基于以上結論，并結合“絲綢之路”經濟帶省區的實際情況，對該區域的交通基礎設施建設提出以下政策建議。

第一，構建一種以政府為主導、通過市場進行調節的高效的交通基礎設施投資和運營機制。坐落于“絲綢之路”經濟帶的西部幾個省區的經濟基礎較為薄弱，民間投資并不活躍，因此單純的市場行為并不能解決資金不足的問題；而過多地依賴國家資金投入，又容易造成效率低下等問題，不利于長遠發展。因此可以采用特殊政策吸引國內外開發主體聯合投資和合作經營，同時利用BOT等形式吸引外資或者東部發達地區的民間資本。

第二，陸空并進，科學規劃，構建持久高效的綜合性交通網絡體系。根據本文的分析，交通基礎設施建設對經濟增長的推動作用是長期遞增的，但是在投資的初期并不顯著，因此，鐵路、公路、地下管道以及空中通道的布局，還有交通樞紐城市的選擇都需要從長遠考慮，另外西北地區地處特殊的生態地帶，生態環境脆弱，交通基礎設施建設還需要考慮環境因素，盡可能采用低能耗、高技術的綠色交通工具。

[1]張學良：中國交通基礎設施投資與經濟增長的區域比較分析[J].財經研究，2007（8）.