水利基礎設施投資與城鎮化進程的關系研究
——基于VAR模型的實證分析

2016-07-22 07:26:35朱敏杰

水利經濟 2016年3期

朱敏杰,馬　駿,2

(1.河海大學商學院,江蘇南京　211000; 2.江蘇省水資源與可持續發展研究中心,江蘇南京　211100)

朱敏杰1,馬駿1,2

(1.河海大學商學院,江蘇南京211000; 2.江蘇省水資源與可持續發展研究中心,江蘇南京211100)

摘要：運用VAR模型,構建我國水利基礎設施投資額與城鎮化率之間的動態關系系統,重點分析兩者之間的相互關系和影響機制。Granger因果關系分析表明,水利基礎設施投資額是城鎮化率變化的Granger原因。通過VAR(4)模型可知,水利基礎設施投資額與城鎮化率構成的指標體系是長期穩定的。通過脈沖響應分析與方差分解分析可知,長期來看,水利基礎設施投資會加速我國的城鎮化進程,但在水利基礎設施的建設期和運營期,這種影響的大小會有所不同。

關鍵詞：水利基礎設施投資;城鎮化率;VAR模型;脈沖響應分析;方差分解分析

改革開放以來,中國經濟發展取得了舉世矚目的成就。水作為一種自然資源,不僅維持著人們的生產生活,也為經濟發展提供動力。中國是一個水資源大國,同時也是一個缺水國家,由于幅員遼闊、人口眾多,我國人均水資源量一直處于較低水平,到2012年,中國人均水資源量為2 186 m3,僅為世界平均水平的1/4。中國的缺水情況,一方面與全國“南多北少、東多西少”的水資源空間分布不均有關,另一方面,也與水利基礎設施不健全相關。隨著我國在全面建設小康社會的道路上不斷前進,越來越多的人將涌入城市,零星分布的村莊也將進一步得到整合,形成城鎮?！耙粠б宦贰睉鹇缘貙嵤?也將帶動一大批新興城鎮誕生,這不僅為國家經濟發展帶來了新的增長點,也給全國大小城鎮用水帶來了新的挑戰。隨著國家改革不斷深化,經濟發展水平不斷提高,水利基礎設施投資與城鎮化水平的因果關系如何，到底是水利基礎設施投資促進了城鎮化水平的提高,還是城鎮化水平到了一定階段后擴大了對水利基礎設施的需求?如果這兩者之間存在因果關系,那么相互之間的影響程度有多少?為了回答這些問題,筆者利用1978—2012年全國時間序列數據,基于VAR模型的相關理論,結合Granger因果檢驗、脈沖響應分析與方差分解分析等方法,探索了我國水利基礎設施投資額與城鎮化率之間的動態關系,并提出了相應的建議。

1文獻回顧

經濟發展依賴各種因素共同作用,其中,基礎設施無疑是一項十分重要的因素。在經濟學發展與衍生過程中,許多經濟學家都看到了基礎設施對城市與經濟發展的重要作用,例如,亞當·斯密[1]就曾經指出:“一國商業的發達,全賴有良好的道路、橋梁、運河、港灣等公共工程?！钡敃r的經濟學家對基礎設施是如何影響經濟發展并沒有十分完整的認識,以至于在新古典經濟增長理論中,許多經濟學家都沒有單獨突出基礎設施的作用。直到1989年,美國經濟學家Aschauer[2]才真正將基礎設施投資從總投資中分離出來,進行了深入研究,他利用美國1949—1973年的時間序列數據,結合Cobb-Douglas生產函數探討了基礎設施在經濟增長中的作用,得到基礎設施的產出彈性為0.39。以此為開端,基礎設施與經濟發展之間的相互影響成為了經濟學界的研究熱點,越來越多的經濟學家投入到這一領域中來,例如,Holtz-Eakin[3]將基礎設施投資從總投資中分離出來,單獨估計了基礎設施對經濟增長的影響。Munnel[4]利用美國1948—1987 年的數據,對基礎設施的產出彈性進行了估計,得出了基礎設施產出彈性在0.34～0.41之間的結論。也有一些學者認為,基礎設施并沒有顯著推動經濟發展。例如,Hulten等[5]認為,基礎設施資本所帶來的產出效應并不會保持不變,宏觀經濟產量對公共資本的彈性大小取決于研究者所考察的時期長短。

國內學者對于基礎設施與宏觀經濟發展之間關系的研究起步較晚,但發展迅速,目前已經成為研究領域的一大熱點,涌現出了一批十分有代表性的研究成果。錢家駿等[6]等最早在國內提出,應該單獨研究基礎設施對宏觀經濟的影響,并認為應該加強在基礎設施方面的投資。王任飛等[7]則基于協整理論和VECM模型,分析了中國基礎設施與總產出之間的協整關系及Granger因果關系。任蓉等[8]從多因素共生角度出發,將Solow模型中的資本分為交通基礎設施資本投入、其他基礎設施資本投入、非基礎設施資本投入,并利用1978—2009年的數據,構建了反映交通基礎設施投資與經濟增長的動態關系VAR模型,研究了交通基礎設施對經濟增長的貢獻度。

通過對上述文獻的回顧,發現大部分的研究文獻都將基礎設施作為一個整體,來研究其如何影響宏觀經濟。實際上,基礎設施根據作用的不同,可以分為許多不同的類型,如交通、水利、能源等,不同的基礎設施對經濟發展的影響可能是不同的,一部分學者意識到了這一問題,因而突出研究了交通基礎設施對經濟的影響,但水利基礎設施卻鮮有關注。其次,經濟發展包括許多方面,如社會生產率的提高、產業結構的升級、人民生活水平的提高等,單純將GDP作為基礎設施影響的對象未免不夠全面?；诖?筆者研究了水利基礎設施投資對宏觀經濟的影響,并跳出了將GDP作為因變量的固定思維,轉而將重點放在城鎮化水平上來,對水利基礎設施投資對城鎮化水平的影響機理做了初步研究。

2研究方法與數據來源

本文主要以VAR模型為基礎,結合Granger因果檢驗、脈沖響應函數與方差分解等方法,以此來分析水利基礎設施投資額與城鎮化率之間的動態效應。向量自回歸模型(Vector Auto Regression,VAR)是用模型中所有當期變量對所有變量的若干滯后變量進行回歸,來估計聯合內生變量的動態關系而不帶有任何事先的約束條件,描述在同一樣本期間內的n個變量(內生變量)可以作為它們過去值的線性函數。該模型運用非結構性的方法解釋了各個變量之間的關系,并經過滯后結構分析、脈沖響應函數和方差分解等對變量之間的動態聯系提供了嚴密的說明，常用于預測相互聯系的時間序列系統以及分析隨機擾動對變量系統的動態影響[9]。

對于n個變量滯后p期的VAR(p)模型的數學表達式為

(1)

根據上述模型,結合本文實際,yt所對應的變量分別為城鎮化率(Ut)與水利基礎設施投資額(St),其中,城鎮化率采用全國城鎮人口數除以全國總人口來表示。基于此,本文中yt為二維列向量。Aj為二乘二的待估矩陣,c為二維列向量,μt為二維擾動向量,p為滯后階數。

針對所建立的模型,選取相應數據,所有數據均來自于《中國統計年鑒》與《中國水利統計年鑒》,時間跨度為1978—2012年。對變量時間序列數據的描述性統計見表1。

表1　變量數據的描述性統計

從表1的相關統計指標來看,我國城鎮化取得了巨大進步,最大值是最小值的近3倍,但是,即使城鎮化率最高的年份,也只有52.57%,與國外發達國家的80%以上仍有不小的差距,這表明我國的經濟發展與城鎮化進程仍有很大的潛力,改革開放所帶來的“發展紅利”在未來較長時間內,仍將推動國家經濟的發展,隨著“一帶一路”政策的逐步落實到地方,各地城鎮化水平在未來仍然會有較大的發展空間。從水利基礎設施投資額來看,如今的水利基礎設施投資與改革開放初期相比已經不可同日而語,投資額的最大值已經是最小值的292倍,水利基礎設施投資額不斷擴大,一方面是國力日漸強盛,國家擁有更多資金來發展水利領域,同時,也表明隨著經濟發展、城鎮化水平提高,人們逐漸對水利基礎設施重要性的認識也逐步提高。將水利基礎設施投資額的均值、中位數、最大值綜合起來看可以發現,水利基礎設施投資額并非隨著年份逐步穩定擴大,而是近幾年才大幅增長,這也體現著國家對水利基礎設施認識上的轉變。

3定量分析

在開始定量分析之前,對數據進行預處理。由于水利基礎設施投資額是以當年價格水平為基礎的,為了消除價格水平變動與通貨膨脹的影響,本文以1978年為基期對投資額進行平減。為了消除數據中可能存在的異方差現象,對城鎮化率與平減后的水利基礎設施投資額進行取對數處理,對數變化后的指標分別用lnUt和lnSt表示。

3.1單位根檢驗

多數的時間數據序列都是不穩定的,當時間序列不平穩時,會導致“偽回歸”現象以及各項統計檢驗無意義[10]。因此,在建立計量模型之前,需要對時間序列數據進行單位根檢驗,以確定各序列的平穩性及單整階數。

根據具體實際,本文采用ADF檢驗,運用EVIEWS軟件進行單位根檢驗,檢驗結果見表2。

表2　ADF單位根檢驗結果

注:Δ為一階差分；Δ2為二階差分。檢驗類型中的C和T為含有常數項和趨勢項；K為所采用的滯后階數。

檢驗結果表明,原始數據與一階差分后的數據均沒有拒絕有單位根的假設,因此所有變量的原始數據與一階差分數據都是存在單位根的非平穩序列。經過二階差分后,所有變量數據都變成平穩序列,因此變量的時間序列服從二階單整,即I(2)。

3.2Granger因果檢驗

本文是在VAR模型框架下,考察水利基礎投資額(lnSt)與城鎮化率(lnUt)之間的相互影響,在擬合VAR模型之前,必須先要判斷兩個變量之間是否存在因果關系,因此需要進行Granger因果檢驗。無論是Granger因果檢驗,還是擬合VAR模型,滯后階數的選擇都會對結果產生較大影響,所以必須先判斷滯后階數。本文在選擇滯后階數時綜合考量LogL、LR、FPE、AIC、SC、HQ指標,遵循“少數服從多數”原則,對滯后期進行選擇。分析結果見表3。

根據以上分析,結合“少數服從多數”原則,本文選擇的滯后階數為4。在此基礎上,對所涉及的兩個變量(lnSt與lnUt)進行Granger因果檢驗,檢驗結果見表4。

由表4可以得出,在5%顯著水平下,lnUt與lnSt存在單向的Granger因果關系,即lnSt是lnUt的Granger原因,而lnUt不是lnSt的Granger原因。這表明,水利基礎設施投資額的增加,會對加速我國的城鎮化進程,而我國城鎮化水平的變化,并不會直接引起水利基礎設施投資額地增加。

表3　滯后階數的確定

注:“*”為此評價標準下的最佳滯后階數。

表4　Granger因果檢驗結果

注: 均在5% 的顯著水平下,存在Granger因果關系。

3.3VAR模型的構建與分析

上述分析只是從總體上確定了城鎮化率與水利基礎設施投資額之間的因果關系,得出了水利基礎設施投資額增加會加速城鎮化進程的結論。為了進一步分析城鎮化率與水利基礎設施投資額之間的關系,必須構建出符合本文實際情況的二維VAR模型。在構建VAR模型時,考慮到自由度與滯后階數之間的均衡,根據上文分析,選定滯后階數為4,由此得到VAR(4)模型,其具體形式如下:

各自回歸模型與VAR模型整體檢驗結果如表5所示。

從表5、表6可以看出,以lnSt和lnUt為被解釋變量的模型的調整R2分別為0.992 054 419和0.999 117 785,模型的擬合效果較好。根據上文分析可知,lnSt是lnUt的Granger原因,而lnUt不是lnSt的Granger原因,因此重點關注以lnUt為因變量的方程,該方程的擬合效果較好。

根據上文建立的VAR(4)模型,可以得出如下結論:在VAR(4)模型中,水利基礎設施投資額(lnSt)滯后1期到滯后4期對城鎮化率(lnUt)的影響系數分別為0.002 8、0.007 5、-0.01 1、0.009 8,這表明在水利基礎設施投資后,存在建設期與運營期兩個階段,這兩個階段對城鎮化都有正向的促進作用,但兩個階段之間會有缺口。

表5　各自回歸模型檢驗結果

表6　整體模型檢驗結果

3.4脈沖響應分析與方差分解分析

上文的VAR(4)模型分析了水利基礎設施投資額(lnSt)對城鎮化率(lnUt)的影響趨勢,為了進一步揭示水利基礎設施投資與城鎮化之間的動態關系,必須進行脈沖響應分析與方差分解分析。由于只有穩定的VAR模型才可以進行脈沖響應分析與方差分析分析,因此,必須對上文的VAR(4)模型進行穩定性檢驗。檢驗結果如表7所示。

表7　VAR模型穩定性檢驗結果

從表7可以看出,特征方程的全部根的倒數都落在單位圓內,這表明,模型中,水利基礎設施投資額與城鎮化率之間的關系是穩定的,可以進行脈沖響應分析與方差分解分析。

根據上文的Granger因果檢驗可知,水利基礎設施投資額(lnSt)與城鎮化率(lnUt)之間,只存在lnUt與lnSt的單向Granger因果關系,即lnSt是lnUt的Granger原因,而lnUt不是lnSt的Granger原因。因此,在進行脈沖響應分析所得到的4個方面的響應圖中,只分析水利基礎設施投資額(lnSt)變化時,城鎮化率(lnUt)的響應情況,脈沖響應分析如圖1所示,圖中實線表示脈沖響應函數,虛線表示正負兩倍標差偏離帶。

圖1　脈沖響應分析

從圖1可知,當對水利基礎設施投資額(lnSt)施加一個標準差正向沖擊后,城鎮化率(lnUt)會產生如下變化:在水利基礎設施投資額增加情況下,城鎮化率在1～3期會有一個明顯的上升,但在第4期時,這種上升趨勢得到減緩,甚至略微下降,隨后從第4期開始,城鎮化率又會逐步上升。產生這種情況的原因主要是:對于水利基礎設施而言,存在建設期與運營期,在建設期中,由于需要一系列建筑材料,因而會使與建設水利基礎設施相關的原材料行業需求增加,產生產業集聚,這種集聚將有利于新城鎮的誕生。隨著建設期的完成,這些產業的集聚效應將會減弱,城鎮化進程放緩,但隨著水利基礎設施開始運營,便捷的用水條件不僅改善了人們的生產生活條件,提高了人們的生產效率,也吸引那些用水要求較高的企業的入駐,從而在促進經濟發展的同時,也會使城鎮化率穩步提高。

方差分解是通過展示VAR模型中每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度,來分析經濟中某個內生變量的沖擊給其他內生變量所帶來的影響程度。其方法是把系統中全部內生變量的波動按其成因分解為與各個方程信息相關聯的每個組成部分,從而得到信息對模型內生變量的相對重要程度[11]。與脈沖響應分析相同,我們在此只分析城鎮化率(lnUt)的方差分解,見表8。

從方差分解結果可以看出,城鎮化率水平的變動不僅受自身沖擊影響顯著,水利基礎設施投資額也會對其產生明顯的影響,且這種影響將隨著時間的推移不斷加強。為了進一步提高我國城鎮化水平,提升人民生活質量,應重視和加大對水利基礎設施的投資,為經濟與產業發展打下堅實的基礎。

表8　方差分解結果

4結論

運用VAR模型的相關理論,分析水利基礎設施投資額與城鎮化率之間的相互關系,并采用1978—2012年的時間序列數據進行實證分析,得出以下結論:

a. 由Granger因果檢驗得知,水利基礎設施投資額與城鎮化率之間并不是相互影響的雙向因果關系,只存在水利基礎設施投資是城鎮化率變化的Granger原因這樣的單向關系。根據這一結論建立的VAR(4)模型表明這兩者構成的系統是長期穩定的。從Granger因果分析與VAR(4)模型的分析結果出發,結合現實情況,可以發現,水利基礎設施投資加速城鎮化的進程并不直接,而是存在一個傳導過程:一般而言,水資源較易獲得的地區容易產生高度的文明,我國歷史上的長江流域文明和黃河流域文明已經印證了這一點,水利基礎投資額的加大最直接的效果就是某地水利基礎設施的完善,完善的水利基礎設施降低了人們生活以及企業生產的用水成本,從而導致了人口與企業的集聚,人口與企業的集聚促進了商品經濟的發展,最終將使得原有的小城鎮擴大或形成新的城鎮。

b. 脈沖響應分析與方差分解分析進一步揭示了水利基礎設施投資與城鎮化率之間的動態關系:水利基礎設施投資無論是發生在建設期或是運營期,都會對城鎮化水平的提高帶來促進作用,且由于水利基礎設施運營期與建設期相比時間更長,因此該投資在水利基礎設施運營期對城鎮化水平提高的促進作用顯得更為顯著且持久。而在兩個時期的過渡階段,水利基礎設施投資對城鎮化水平的提高會帶來一定的不利影響。因此,為了進一步提高我國的城鎮化水平,改善人們的生產生活條件,同時改善我國水資源“南多北少、東多西少”的空間分布情況,國家在保持目前固定資產投資政策的同時,盡可能加強水利基礎設施領域的投資,同時引導社會資金參與到這一領域中來,為我國經濟發展與城鎮建設打下堅實的基礎。

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

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

DOI：10.3880/j.issn.1003-9511.2016.03.008

中圖分類號：F407.9