江蘇省水利基礎設施與經濟發展的關系
——基于面板數據的實證分析

朱敏杰,馬 駿,3

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

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江蘇省水利基礎設施與經濟發展的關系
——基于面板數據的實證分析

朱敏杰1,2,馬 駿1,2,3

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

利用江蘇省13個地級市2004—2013年的統計數據,通過面板數據模型,研究了水利基礎設施對江蘇省經濟發展的影響。研究結果表明:水利基礎設施是經濟發展的重要因素之一;進一步增強農業水利基礎設施并不能給江蘇省經濟帶來正向促進作用,大力推進與工業化、城鎮化相關的水利基礎設施可以為江蘇省經濟發展提供動力;蘇南、蘇中、蘇北地區由于經濟發展水平不同,水利基礎設施對經濟發展的影響也有差異。

江蘇省;水利基礎設施;面板數據模型;三大經濟區域

由于江蘇省擁有得天獨厚的地理優勢、經濟優勢、人才優勢、科技優勢,截至2014年,其總人口已經達到7 960萬,并以每年0.2%的速度增長。人口數量的增長、高質量人才的不斷增加、“一帶一路”戰略利好的逐步兌現,給江蘇省的信息化、工業化、城鎮化打下了堅實的基礎。同時,經濟的迅速發展也給基礎設施,特別是水利基礎設施的發展帶來了嚴峻的挑戰,如何完善水利基礎設施,以滿足工業、農業等各個行業,以及人們生產生活的用水需求,是當前江蘇省經濟社會發展的重要課題之一。

研究基礎設施與經濟發展的關系是當前一個重要的學術領域,但國內外將水利基礎設施單獨列出,并研究其對經濟發展作用的文獻較少,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論。Aschauer[1]研究了美國基礎設施投資和私人投資的產出彈性,發現公共基礎設施投資的邊際生產率高出私人投資邊際生產率3～4倍。Pereira[2]的研究證明,基礎設施投資對經濟增長具有顯著的正向影響,是實現經濟快速持續增長的重要推動力。但也有一些學者得出了基礎設施產出彈性不顯著的結論[3]。

自從1981年將基礎設施這一概念引入國內經濟理論界以來,有關學者也得到了許多重要的結論。婁洪[4]、范九利等[5]分別測度了我國基礎設施投資對經濟增長的產出彈性,均得出基礎設施投資對經濟增長具有正向影響的結論,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出彈性差異較大。除此以外,國內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規模。丁建勛[6]通過內生增長模型論證了基礎設施投資規模與經濟增長率之間存在倒U關系,保持適度規模的投資有利于經濟的較快增長,投資規模過高會擠占其他生產性投資,影響經濟增長,因而政府應在調整和優化基礎設施投資結構的前提下,逐步退出應由市場配置資源的競爭性領域,發揮基礎設施投資的經濟增長催化劑作用。張光南等[7]利用1996—2008年中國省際面板數據對基礎設施邊際產出與最優規模進行了實證檢驗,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規模靠攏。

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

水利基礎設施在生態保護和環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濟、社會和環境綜合效益,應隨著國民經濟和社會的發展平穩增長[8]。江蘇省水資源豐富,根據《中國水利統計年鑒》2014年的數據,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濟的發展至關重要。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個地級市的面板數據,按經濟發展水平將江蘇省分為蘇南、蘇中、蘇北三大區域,基于回歸分析理論,分別研究水利基礎設施對區域經濟發展的影響;分析農業、工業、城市建設等各領域水利基礎設施對經濟的推動作用。

表1 江蘇省整體各變量數據的描述性統計

1 模型與數據

1.1 模型的確定

本文以Barro[9]的內生增長模型為基礎,即將公共支出作為持續的內生增長因素納入一個收斂的增長模型,并進行推廣,盡量將影響經濟發展水平(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資本存量的變量(X);②體現當地經濟結構與經濟政策的變量(Y);③表示水利基礎設施發展水平的變量(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年的區域生產總值;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年的經濟結構與經濟政策變量;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展水平變量;αi表示常數項;μit表示隨機誤差,與其他各變量相互獨立;β、γ、φ為參數。

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年的區域生產總值,并對其取自然對數后得到lnyit。解釋變量中,X分別由從業人員人數(L)與固定資產投資完成額(K)表示,并對其取自然對數lnLit與lnKit。Y分別由第一產業產值在地區生產總值中所占比例(λ1)與實際外商直接投資額(Q1)表示,并取自然對數lnλ1與lnQ1。在考慮水利基礎設施對經濟發展水平的影響時,鑒于水資源對于生產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濟發展的各個層面,因此,為了全面考察水利基礎設施對經濟發展各個層面的作用,將Z分為農業層面的變量、工業生產層面的變量以及人民生活層面的變量,分別用農作物有效灌溉面積在農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,并分別取對數得lnλ2、lnQ2以及lnm。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 數據的統計性描述

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

從表1可以看到,江蘇省近10年來經濟飛速發展,區域生產總值的標準差反映了地區經濟的跨越式發展。從經濟發展的原因來看,勞動人口的增加、固定資產的投資與經濟發展同步,可見這兩者對江蘇省經濟發展貢獻較大。與此相對,第一產業產值在地區生產總值中所占比例和農作物有效灌溉面積在農作物總播種面積中的比例均沒有大的變化,這與江蘇省經濟結構調整,將發展重心轉移的步伐一致。由此可見,農業水利基礎設施對地區經濟發展的貢獻可能在逐步變小,具體需要通過實證分析確認。江蘇省的經濟發展正在向以第二、第三產業為重心過渡,城鎮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,與工業生產、城市建設相關的水利基礎設施評價指標與區域經濟發展步伐較為一致,因此推測這兩類水利基礎設施建設對江蘇省經濟發展的貢獻較明顯。

2 水利基礎設施對江蘇省經濟發展的面板回歸分析

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。

對面板數據進行回歸分析,其正確性建立在各回歸變量的平穩性條件之上。為了保證變量的平穩,在進行回歸分析之前,必須對各個變量進行單位根檢驗,以避免出現偽回歸的現象。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,對經過對數變換后的各變量進行單位根檢驗,結果見表2。

表2 各變量單位根檢驗結果

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。括號內為p值。

檢驗的判定標準為:檢驗結果p<0.1,說明統計量在 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,因此根據面板數據檢驗的一般方法,可以不進行協整檢驗,直接對序列進行回歸分析。對面板數據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生產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,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為各組變量與經濟發展水平單獨回歸的結果,模型4為3組變量一起回歸的結果?；貧w結果見表3。

從模型1至模型3可以看出,各組變量與經濟發展水平變量單獨回歸的回歸系數,除體現農業水利基礎設施水平的變量不顯著外,其他變量的回歸系數均體現出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濟發展有很強的描述性。在加入所有變量后,模型4的修正R2達到了最高的0.976 9,說明各個變量對經濟發展的描述是充分的。除了重點關注的體現水利基礎設施的變量外,其他各組變量的回歸系數也透露出江蘇省經濟發展許多重要的信息。反映人力資本存量與物質資本存量的兩個變量的回歸系數分別是0.297 735和0.615 270,可以看出,人力資本與物質資本仍然是江蘇省經濟發展的重要因素,其中物質資本尤為重要,這與當前江蘇省產業由勞動密集型向資本密集型與知識密集型轉型的大趨勢一致。在反映經濟結構與經濟政策的變量中,第一產業產值在地區生產總值中的比例這一指標的回歸系數為-0.643 18,說明落后的產業結構會對江蘇省的經濟發展起滯后作用,調整第一、第二、第三產業的比例,加快城鎮化的步伐能夠給江蘇省未來的經濟發展帶來強勁的動力。實際外商直接投資對江蘇省經濟發展帶來的影響效應為正,說明繼續發展外向型經濟對江蘇省的經濟發展是有利的。

模型3與模型4驗證了水利基礎設施對江蘇省經濟發展的作用。模型3直接考察了水利基礎設施對經濟發展的作用,得到修正R2為0.758 695,雖然能在一定程度上解釋經濟的發展,但欠缺可信度。模型4將體現水利基礎設施的各個變量與其他因素綜合考慮后,增強了對經濟發展的解釋力,同時體現了水利基礎設施對經濟發展的作用。從農業方面來看,農業水利基礎設施的發展對江蘇省經濟水平的發展帶來的促進作用并不明顯,這也從另一個方面說明,江蘇省的經濟發展,不再依賴第一產業,而向第二、第三產業傾斜,這是產業轉型的必然,也是率先實現“兩個現代化”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生產與人民生活所需要的水利基礎設施水平,這兩個變量對經濟發展的回歸系數分別為0.050 377與0.073 838,說明大力發展工業生產與人民生活所配套的水利基礎設施能對江蘇省經濟帶來促進作用,這也從側面體現出工業化與城鎮化對江蘇省經濟發展的刺激作用是明顯的。

表4 江蘇省三大區域回歸結果

注:括號內為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濟區域發展的影響

雖然模型1至模型4的分析能夠對水利基礎設施與江蘇省各個城市經濟發展之間的關系提供比較充分的證據,但江蘇省是一個經濟發展不平衡的省區,按照經濟發展水平可以將江蘇省13個地級市分為蘇南、蘇中、蘇北三大區域(蘇南地區包括:蘇州、無錫、常州、鎮江、南京;蘇中地區包括:南通、揚州、泰州;蘇北地區包括:徐州、淮安、鹽城、連云港、宿遷),三大區域經濟發展水平不同,水利基礎設施與經濟水平發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、蘇北三大區域內的城市看成一個整體,按照式(2)中的指標將各個城市的數據加總,隨后按式(2)進行回歸分析。回歸結果見表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域經濟發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、蘇北三大區域經濟發展的影響是有差別的。從單個區域來看,蘇南由于減少第一產業產值在地區生產總值中的比例轉而發展第二、第三產業,特別是第三產業,因此增加農業水利基礎設施并不能給地區經濟帶來正向的作用;同時,由于工業化與城鎮化的進程加速,在與工業生產和人民生活相關的水利基礎設施方面增加投資能給地區經濟帶來明顯的正向促進作用。對于蘇中地區而言,發展農業水利基礎設施能給蘇中地區經濟帶來正的效應,但并不明顯,根據孫彬等[11]的結論,基礎設施與經濟增長之間并不是簡單的單調關系,而是一種倒U型關系。結合蘇中地區經濟發展的現狀來看,蘇中地區正處于產業轉型的關鍵時期,第一產業雖然仍然可以給地區經濟加以推力,但這種力量正在弱化,農業水利基礎設施對蘇中地區的影響正處于倒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濟發展的效應為負。由于水利基礎設施與其他基礎設施一樣,存在規模報酬遞減特征,過量的投資會對地區經濟產生負效應,所以,對于蘇中地區而言,控制好以排水管道密度為代表的城市水利基礎設施,使之與城鎮化進程相配套,才能使地區經濟得到良性發展。對于蘇北地區,農業水利基礎設施對地區經濟帶來負向影響,但這種影響同樣不明顯,而結合其他水利基礎設施指標的正向效應可以說明,蘇北地區同樣正在經歷著產業的轉型過程,而這一過程將持續很長的時間。

從蘇南、蘇中、蘇北橫向比較來看,蘇南由于發展較早,第一產業產值在區域生產總值中比例很低,因此進一步發展農業水利基礎設施給地區GDP帶來的負向效應越明顯;蘇中與蘇北地區由于自身產業結構與發展程度的原因,與蘇南地區相比,增強與工業化和城鎮化相關的水利基礎設施水平,為工業發展與城鎮擴大打好基礎,能給地區GDP的發展帶來很明顯的促進作用,同時要注意自身的發展狀況,盡量避免過分超前投資,造成浪費。

4 結 論

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

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

b. 江蘇省的經濟發展走在全國前列,因而產業調整也如此,第一產業在GDP中的所占比例已經比較低,因此,從水利基礎設施來看,江蘇省進一步發展農業水利基礎設施,對經濟發展的促進作用有限,應將水利基礎設施發展的重點轉移到工業化與城鎮化配套的方向上來。

c. 雖然從總體上來看,江蘇省的經濟發展水平在全國名列前茅,但從江蘇省內來看,仍然處于蘇南、蘇中、蘇北三大區域經濟發展不平衡的狀態,如何實現三大區域協調發展是今后發展的一大課題。從水利基礎設施的角度來看,三大區域為實現協調發展,水利基礎設施建設的重點應該有所不同:蘇南地區維持當前水利基礎設施發展現狀,保持發展勢頭;蘇中與蘇北地區要結合自身發展階段,適當建設與工業化和城鎮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,為產業的轉型與可持續發展打下基礎。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,以免對經濟發展產生負效應。

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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,主要從事區域經濟學研究。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)