轉型期公共基礎投資對區域經濟影響的變動分析

肖燕飛

內容摘要：公共基礎設施投資的經濟效應可能隨著經濟社會環境的變化而改變。本文選取1997-2014年省級面板數據，對空間模型SDM、SAR和SEM進行模型選擇，分析公共基礎設施投資對區域經濟發展的影響。實證結果表明：我國省際間經濟發展和公共基礎建設投資存在空間正相關性，公共基礎設施投資對區域經濟發展水平存在顯著正影響，并且這一影響存在空間正向溢出效應，即公共投資不僅能促進本地區經濟發展，也能促進相鄰地區經濟發展。我國公共基礎投資對經濟的空間正向溢出效應呈遞減趨勢，交通行業比電力、公共管理行業的正向影響更強。

關鍵詞：公共基礎投資 區域經濟發展 空間面板模型 溢出效應

問題的提出

公共基礎設施投資被視為拉動經濟發展的三駕馬車之一“投資”的主要行業部門，其對經濟增長的正向促進作用毋庸置疑。如在2008年、2009年的全球性金融危機中，我國政府采取了“四萬億”的投資政策，其中很大一部分是公共基礎服務設施建設，這有效地阻止了當時經濟的快速下滑，也為經濟復蘇奠定了基礎。在我國改革開放三十多年中，公共行業投資和企業投資（也稱為私人投資）為我國經濟發展發揮了重要作用，但是近幾年隨著我國經濟增速放緩，持續依靠大量基礎設施投資的經濟增長方式被認為是不可持續的，許多經濟學者指出，在現階段促轉型調結構時期，我國依賴大批鐵路、公路、核電等基礎設施建設實質上不利于經濟向集約型、科技型發展。盡管這種觀點從公共基礎設施建設的經濟效應來看是片面的，其往往忽略了公共基礎設施投資對經濟發展上不僅存在內部效應，同時可能存在外部效應，即本地區的建設投資可能推動周圍區域的經濟。但經過三十多年的高投資、高發展，我國是否還能依靠大量公共基礎設施投資來推動經濟發展，現階段公共基礎設施投資對區域經濟發展的影響與2008年前高速增長期的投資效應是否相同，本文對此進行探討。

相關理論和文獻回顧

目前理論上對于公共基礎設施投資對區域經濟發展的作用普遍認為有正作用，但對于其中的影響機制分析并不一致，生產要素理論認為投資作為經濟發展的一種方式或者一種要素，具有“高投資高增長”效應，不僅擴大產業發展，同時帶動就業和相關產業發展。近幾年興起的新經濟地理學則認為公共基礎行業對經濟的效應主要體現在集聚和擴散機制上，其認為集聚是指產業集聚性，如本地區交通行業的完善能帶來物流、旅游等相關產業的發展，具有正集聚效應，而擴散是指對地區擴散性，主要是指本地區的公共建設投資能促進外部地區的經濟發展。總體來看，公共基礎設施投資能從四個方面對經濟產生影響：第一，直接效應，即一個地區的公共投資必然會帶動本地區該產業產值增加，由于這些行業如公路、鐵路等建設投資規模均很大，對地區經濟拉動作用明顯；第二，間接效應，作為公共行業，基礎設施類投資將帶動相關產業的發展，通過乘數效用拉動產業增長；第三，空間溢出效應，不同于私人制造業和私人服務業，公共行業的一個特點是公共享受，因此本地區的公共基礎設施建設可以對周邊地區經濟產生影響，同樣周邊地區公共基礎設施建設也會對本地區經濟產生影響；第四，公共基礎設施的發展和完善有利于生產效率、生活水平的提高，對區域經濟發展存在潛在正效應，如交通行業的發展會帶動物流業發展、物流業發展會帶動電子商務業發展等。

對該問題關注較多的國外學者普遍對新經濟地理學下的空間溢出效應更為關注，爭論的觀點主要集中于兩個方面：一是公共技術設施的投資（或建設）是否存在外部性，部分國外學者研究發現公共基礎設施投資對經濟發展存在顯著的外部效應，但也有學者得到外部效應并不明顯這一結論；二是對于存在外部效應的研究，一些學者認為有正外部性，對此解釋是公共基礎設施能夠實現發達地區與落后地區的資源優勢互補，通過加強區域間經濟和產業結構一體化、集聚化，能夠降低區域間的運輸成本和生產成本；另外一些學者認為有負外部性，對此解釋是本地區公共基礎設施投資加大，會加快本地區經濟和產業發展，導致吸引周圍地區的勞動力和資本向本地區流動，周圍地區因資源減少而經濟發展受阻。Boarnet（1998）認為這一現象更容易出現在本地區發達而周圍地區落后即經濟懸殊的地區之間。國內學者張學良（2012）同樣指出空間溢出效應的正負性取決于生產要素的流動方向，當生產要素從落后地區向發達地區聚集時，公共基礎設施投資對落后地區經濟有負的空間溢出效應；相反，當生產要素表現為向落后地區空間擴散時，空間溢出效應為正。

隨著地理經濟學和空間統計的發展，國內學者也從傳統的研究公共基礎建設投資對本地區經濟的影響，逐漸轉向實證研究公共基礎建設投資對經濟的空間溢出效應。目前在研究對經濟發展（或經濟增長）上，基本上得到了正效應的結論。如張學良（2012）實證分析得到我國交通基礎設施對區域經濟增長的產出彈性為正，空間溢出效應非常顯著，但空間溢出效應發現可能為正也可能為負，若不考慮空間溢出效應，會高估交通基礎設施對區域經濟增長的作用。李嬋娟（2012）利用面板VAR模型進行了研究，結果顯示公共基礎設施投資對多數地區的經濟活動有促進作用，區域內公共基礎設施投資的直接作用遠大于區域外的溢出效應。葉昌友和王遐見（2013）檢驗了交通業中鐵路和公路發展與區域經濟增長的關系，結果表明鐵路建設和公路建設對經濟增長均有帶動作用，鐵路運輸業比公路運輸業的帶動作用更明顯，但高速公路相對于鐵路的經濟效應又更強。劉生龍和鄭世林（2013）利用省級面板數據進行了研究，得到鄰省的交通基礎設施改善對本地經濟增長有正影響，但弱于本地區自身的正影響強度，公路基礎設施對本地區經濟的正效應要強于鐵路，但跨地區的經濟正效應鐵路更強。魏巍等（2014）考察了交通基礎設施的流量（當期投資）和存量（累計投資）對經濟增長的影響。結果表明無論是流量還是存量，都對經濟增長有促進作用，但當期投資的促進作用更加穩健。

也有一些學者分析了公共基礎設施投資對經濟其它結構方面的影響，如周亞雄（2013）分析了公共基礎設施投資對不同地區及地區間差異的影響，結果顯示公共基礎設施的改善對發達地區和對落后地區的經濟效應不同，并且會加大二者的差距。趙文軍（2014）考察了公共支出對經濟增長方式的轉變，結果表明公共支出規模擴張和支出結構變化不能促進經濟增長方式轉型，公共支出效率則能促進經濟增長方式轉變。張廣海和趙金金（2015）從全域和局域兩個角度分析顯示鐵路設施對區域旅游經濟作用不顯著，而公路、民航、內河航道設施均對區域旅游經濟發展有正影響，但不同地區影響程度不同。

從以上文獻來看，國內關于公共基礎建設投資對經濟發展影響的研究已較為全面，但這些研究缺乏對兩點的思考：一是沒有考慮到公共基礎設施投資對經濟發展的影響并不是不變的，西方學者近來表示交通基礎設施投資對區域經濟發展的影響會隨著社會經濟環境的變化而改變，本文認為隨著前期公共基礎建設投資的累積，公共基礎設施投資對區域經濟的影響會有所變動，并且變動方向很可能是邊際效應遞減；二是以往的實證研究只考慮了總體公共基礎設施投資或者交通部門的建設投資對經濟發展的影響，而沒有分具體行業分析對經濟發展的影響，分行業下的研究能使管理部門更有效地實施投資決策和改善投資方向。為此，本文主要是在以往文獻的基礎上補充這兩點，使得對該領域的分析提供更新的思路。

研究模型和數據來源

（一）模型的建立

目前對于公共基礎設施對經濟變量的影響研究，大多數學者已從先前的普通計量模型轉向空間計量模型，本文同樣選用空間面板回歸方程來分析公共基礎設施投資對區域經濟發展的影響，同時估計普通面板數據模型進行對比。

其中，lnPYit是第i個地區t年度人均生產總值的對數值，lnPKit是第i個地區t年度人均資本存量的對數值，urbit、openit和uisit均是控制變量，分別表示地區城鎮化率、地區對外開放度和地區產業結構升級狀況。

如果變量存在空間相關性，那么使用普通面板模型會使得結果出現偏差，此時就需要采用空間計量經濟模型來解決相關性問題，其原理是把地理位置下的空間交互作用考慮到方程中，通過空間權重矩陣把地理位置和經濟變量聯系起來，以此判斷變量在時間相關和空間相關下的相互影響作用。在進行空間計量模型估計前，需要判斷是否存在空間相關性，一般選用MoranI指數來判斷全局（全區域）相關性，而用Moran散點圖來判斷局部相關性。

式（4）中，n為地區數量，yi為第i個地區的觀測值，y為研究變量的平均值，S2為方差，Wij為空間權重矩陣。空間權重矩陣的選取有多種方法，如選取地理相鄰法，即如果兩個地區地理位置相鄰，則定義為1，否則定義為0；也有學者采用經濟指標之差的絕對值倒數作為權重。考慮到公共基礎設施地理越近受益往往越明顯，因此本文采用地理相鄰法作為空間權重矩陣衡量。MoranI指數取值在-1至1之間，大于0表示經濟指標具有空間正相關性，小于0表示經濟指標具有空間負相關性，等于0表示空間不相關。對于MoranI指數，需要檢驗其顯著性，考慮到其近似服從正態分布，因此可以用Z統計量進行檢驗，。局部Moran散點圖是通過兩個地區是否落在四象限中的同位置來判斷是否存在局部相關性。

如果存在全局相關性，就需要采用空間計量模型進行分析，目前空間計量模型方程主要有兩類：一是空間滯后模型（SLM），二是空間誤差模型（SEM），空間滯后模型是將因變量與空間權重的乘積項納入到方程自變量中，而空間誤差模型是將殘差與空間權重的乘積項納入到殘差方程中，模型的表達式分別如式（5）、式（6）所示：

在式（5）中，WijlnYit是空間滯后地區生產總值，ρ是空間滯后自回歸系數，該變量用以衡量空間上相鄰地區產值發展的外部溢出效應。在式（6）中，Wijεit是空間滯后誤差項，λ是空間誤差自回歸系數，測度地區產值的空間相關性，即相鄰地區的產值對本地區產值的影響方向和影響程度。

對于空間滯后模型和空間誤差模型，需要進行模型選擇，具體參考張廣海和趙金金（2015）的方法，在對普通面板回歸方程進行空間相關性判斷時，如果LM（lag）比LM（error）在統計上更為顯著，則選擇空間滯后模型，否則選擇空間誤差模型。

（二）變量的建立

因變量lnPY。對于區域經濟發展水平，本文選取地區實際人均生產總值的對數值表示，目前國家和地方統計年鑒給出了地區人均生產總值及其指數，因此可以換算得到以某一年為基期的實際人均生產總值。

自變量lnPK。目前國家統計部門對社會固定資產投資進行行業分類，包括農林牧漁業等20個行業，借鑒以往學者對公共基礎行業的定義和劃分，本文將公共基礎設施行業界定為三個類別：一是公共交通及郵電業，二是電力、水等生產供應業，三是社會公共管理業。在2004-2015年的統計年鑒中，對應于這三個公共基礎設施業的行業具體是：交通運輸、倉儲和郵政業、電力熱力燃氣及水生產供應業、水利環境和公共設施管理業、公共管理社會保障和社會組織這四個行業，本文將后面兩個行業歸納到社會公共管理業。但在2004年前的《中國統計年鑒》中，將全社會固定資產投資按管理渠道進行劃分，其中最重要的是基本建設投資和更新改造投資兩類，并且細分到行業，與2004年后有所差異，本文選擇交通運輸、倉儲和郵政業、電力熱力燃氣及水生產供應業、地質勘查業、水利管理業和社會服務業行業，將后面兩個行業歸納到社會公共管理業。經計算后，發現2002年和2003年各地區社會公共管理業投資水平具有連貫性，因此能用于分析。

根據生產函數中要素定義，應用資本存量代替當期投資來估計對產出的影響，因此對三個行業分別用永續盤存法換算行業資本存量，即：

Kt=It+（1-δ）×Kt-1 （8）

其中δ為折舊率，It表示當期實際投資水平，Kt-1表示上一期的實際資本存量。考慮到行業性質不同，因此對于交通運輸行業的折舊率定為10%，對于電力燃氣水生產供應業的折舊率定為5%，對于公共管理業的折舊率定為7%。對于實際投資水平，用固定資產投資價格指數進行價格平減得到實際水平。

控制變量。城鎮化率urb。城鎮化水平越高，代表從農村到城鎮居住人數增多，第一產業勞動力減少，第二、三產業勞動力增加，因此會帶來第二、三產業發展，最終促進經濟增長。本文用人口城鎮化率衡量城鎮化水平，等于城鎮常住人口與區域總人口之比。

市場開放度open。從貿易理論和開放理論來看，一個國家對外開放度越高，往往代表其貿易交易和投資額越大，也會帶動本地區商品的競爭力和企業創新，因此會促進本地區經濟發展。本文采用地區每年對外貿易總額與地區生產總值之比衡量市場開放度。

產業結構升級open。產業結構升級與經濟發展的關系在不同階段可能有不同的影響，如第三產業發展超過第二產業，但第三產業產值比重低，就會減少當期總產值增量，但長期來看，產業結構升級有利于經濟增長。目前大多數學者用第三產業比重或第三產業與第二產業產值之比來衡量產業結構升級，但這種度量方法只反映了量的增加，沒有考慮到生產效率。周昌林和魏建良（2007）用各產業的產值比重與各產業的勞動生產率（權重因子）乘積之和來反映產業結構水平，即，其中kj表示第j產業的比重，pj/lj表示單位勞動力下產值，即該產業勞動生產率。

（三）樣本選取和數據來源

本文選取1997-2014年我國31個省市區（港澳臺除外）作為研究對象，地區人均生產總值、行業固定資產投資水平、城鎮化率、對外開放度以及產業結構升級變量的數據均來源于1998-2015年《中國統計年鑒》，部分缺失的以《中國固定資產投資統計年鑒》作為補充。

公共基礎設施對經濟發展影響的實證分析

（一）空間相關性判斷

前面指出對于空間權重矩陣采用地理相鄰法即選用0-1矩陣，如果兩個省是相鄰的，定義為1，否則定義為0。借用統計分析軟件stata12.0的相關命令，得到了表1的Moran I指數及其顯著性概率水平，以及1997年、2007年和2014年的Moran散點圖。表1顯示1997-2014年人均地區生產總值的Moran I指數值為正，且在1%概率水平下均拒絕了原假設，因此認為在1997-2014年期間我國省級實際人均GDP存在空間地理上的正相關性（2010年左右相關程度最高），說明省級人均GDP存在集聚分布特征，即人均GDP高的地區和人均GDP高的地區相鄰，人均GDP低的地區和人均GDP低的地區相鄰。對于人均公共行業資本存量，則顯示1997-2014年人均公共基礎建設資本存量的Moran I指數值為正，但在2006年以前相關系數在5%概率水平下統計顯著，而2006年開始統計不顯著，說明2006年前人均公共基礎建設投資存在空間正相關性，而2006后相關性不明顯。

圖1顯示了1997年、2005年和2014年三個年份的人均GDP的Moran散點圖。以2014年（右圖）為例進行說明，從圖中可以看到，有7個東部省份（北京、天津、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建）位于第一象限（“高-高”區域），7個中部省份位于第二象限（河北、吉林、黑龍江、江西、安徽、海南），三個省份位于第四象限（內蒙古、山東、廣東），其余13個省份位于第三象限（“低-低”區域）。1997年和2005年的散點圖有相似結果。因此可以看出，大多數省份（2014年有20個）處于第一、三象限，表明我國省級人均GDP存在局部空間自相關性，東部發達地區和西部落后地區尤為明顯。

（二）公共基礎設施投資對區域經濟影響的模型估計

通過運用Moran I指數及散點圖可以判斷出我國區域經濟發展水平存在空間相關性，因此應該考慮采用空間回歸模型來判斷公共基礎設施投資的溢出效應。為便于與不考慮空間溢出的結果進行比較，同時估計了普通面板數據模型，表2顯示了全樣本下的普通面板、SDM、SAR和SEM模型的估計結果。第一列是普通面板數據模型的結果，根據F test和Hausman test進行模型選擇，最終確定為面板數據固定效應模型，第二列至第四列均是空間面板數據模型的結果，同樣采用Hausman test對模型判斷，最終選擇了固定效應、隨機效應和固定效應結果。根據擬合優度R2、自然對數似然函數值LogL等的比較以及前面得出區域人均生產總值存在空間相關性，因此采用空間面板數據更合理。再比較杜賓模型（SDM）、空間自回歸模型（SAR）和空間誤差模型（SEM）的結果，從擬合優度R2、自然對數似然函數值LogL、LM值及概率水平比較來看，均顯示杜賓模型擬合更好，因此最終選擇SDM作為全樣本下公共基礎設施總投資存量對經濟發展影響的估計結果。

從空間杜賓模型結果看到，R2=0.853，LogL值為709.054，擬合效果較好。自變量公共基礎設施投資存量的系數為0.351>0，在1%概率水平下統計顯著，說明我國省級公共基礎設施投資對地區的經濟發展水平有顯著正效應。再看三個控制變量，城鎮化率顯著大于0，系數為0.475，對外開放度變量系數0.008，統計不顯著，產業結構升級變量系數為0.017>0，同樣在1%概率水平下統計顯著。說明城鎮化率和產業結構升級能顯著提升地區經濟水平。再觀察與空間地理權重相關的兩個變量，可以看到ρ值為0.765>0，說明人均生產總值在空間上具有正向溢出效應，即本地區經濟發展越高，會正向影響相鄰地區的經濟發展水平，同樣如果本地區經濟發展水平低，也意味著其相鄰地區經濟發展水平不高。此外，δ值為0.318>0，說明公共基礎設施投資存量對經濟影響具有空間溢出效應，本地區的公共基礎設施投資不僅能促進本地區經濟發展，同時能促進相鄰地區經濟發展。

表3分時期和分行業估計了公共基礎設施投資存量對經濟發展的影響，其中時期下將1997-2014年分為1997-2006年、2007-2010年和2011-2014年三個時期，之所以這么劃分主要是考慮到表1人均公共基礎設施資本存量在2007年前存在空間自相關性，2007年后不再存在空間自相關性，以及2010年后我國經濟加速調結構促轉型。分行業下即分別估計電力燃氣水生產供應業（電力行業）、交通運輸倉儲郵電業（交通行業）和社會公共管理業（公共管理行業）。對六個樣本均進行了固定效應、隨機效應以及SDM、SAR、SEM的模型選擇。從表3前面三列結果看出，對比不同時期下的結果，可以看到在1997-2006年期間，模型選擇了固定效應空間面板杜賓模型，而2007-2010年和2011-2014年樣本選擇了隨機效應空間面板誤差模型。具體看變量系數結果，公共基礎建設投資變量系數分別為0.215、0.484和0.324，均在1%概率水平下統計顯著，可以看到變量系數呈現中間時期高、前后時期低的特點，這可能是2007年以前，盡管各個地區對公共基礎設施投資持續加大，但絕對額上并沒有后期大，而我國“四萬億”投資計劃在2009-2010年實施，使得在中間時期公共投資經濟效應更為明顯，而2011年開始我國經濟下滑，中央提出了轉型經濟戰略，使得大型基礎設施投資有所下降。再看三個控制變量，顯示城鎮化率和產業結構升級變量系數均統計顯著為正，而對外開放度則在前后時期顯著為負。這個結果與表2基本一致。觀察空間變量系數，SDM模型下，ρ值為0.752，δ值為0.211，這個結果與表2的SDM模型結論是一致的，說明2007年前公共基礎設施投資對區域經濟存在空間正向溢出效應。再看第二、三列SEM模型的λ，系數值分別為0.385和0.449，且均在5%概率水平下統計顯著，說明相鄰地區的經濟發展水平對本地區的經濟發展水平有顯著正影響，即有正溢出效應。

從表3后三列結果看出，對比不同公共基礎行業的結果，可以看到三個行業均選擇了固定效應空間面板誤差模型。具體看變量系數結果，電力行業、交通行業、公共管理行業投資變量系數分別為0.229、0.314和0.197，均高度統計顯著，說明三個行業投資加大都能促進經濟增長，并且交通行業促進作用最強，其次是電力行業，最小的是公共管理行業，這與現實是符合的。2008年全球金融危機后，國家在加大公共基礎建設中最為突出的就是鐵路和公路建設，高鐵、高速公路在全國各地建設起來，并且項目規模大、資本多，對國民經濟有重要影響。再看三個控制變量，城鎮化率和產業結構升級變量系數均為正，對外開放度則在公共管理行業樣本下顯著為正，其余兩列不顯著，結果與前面三列基本一致。對于SDM模型下的空間系數λ，三列值均介于0.9-1之間，均統計顯著，說明相鄰地區經濟發展對本地區經濟有正向溢出效應，結果與表2一致。

從以上實證分析得到過去近20年間，我國公共基礎建設投資對經濟發展存在顯著的正向作用，并且這種作用存在空間溢出效應，即本地區的公共投資不僅對本地區的經濟發展有貢獻，同時對周邊地區的經濟有影響。這表明公共投資具有正外部效應，因此經濟發達地區可以通過加大本地區的公共基礎服務來帶動本地區和周圍地區的發展。但從分階段和子行業的估計結果看，通過加大公共基礎建設投資來拉動經濟的行為不能再大力推行，特別是東部沿海發達地區，交通業郵電、與居民相關的公共服務、公共管理業已發展到較成熟階段，盡管持續的投資仍能對經濟發展產生正影響，但一方面投資對經濟增長的邊際影響減弱，造成資源浪費，另一方面對這些地區的大量投資反而不利于這些地區加快產業結構調整。因此對于公共基礎建設投資戰略上，各個地區應該采取適合于自身的決策，投資哪些行業、投資規模多少，都需要進行合理分析，例如東部地區應該建設一些與居民生活相關的公共管理行業，而中西部正處于建設期，則應大力發展交通運輸、電力水生產供應等行業，來加快經濟發展。

結論和啟示

本文選用我國31個省市區作為研究對象，分析了公共基礎設施投資對區域經濟發展的影響，考慮了可能存在的空間溢出效應，在實證估計過程中進行了模型選擇，分析得到：我國省際間人均生產總值和人均公共基礎建設投資存量存在空間正相關性，即經濟和投資額高的地區往往與高經濟和高投資的地區相鄰；省級公共基礎設施投資對區域經濟發展水平存在顯著的正影響，并且這一影響存在空間正向溢出效應，即本地區公共基礎設施投資不僅能促進本地區經濟發展，同時能促進相鄰地區經濟發展；我國公共基礎設施投資對經濟發展的正影響存在著時間上的遞減趨勢。此外，三個公共基礎投資子行業中，交通行業促進作用最強，電力行業和公共管理行業促進作用差異不大。

在經濟轉型期，依靠過去大規模投資來拉動經濟的增長方式已不再適應我國未來的經濟發展，盡管從2008年經濟危機后我國政府所采取的積極財政和投資政策效果來看，其有力地阻礙了經濟的快速衰退，但不可否認，也帶來了一些弊端。從本文的研究看，未來在公共基礎建設投資上，政府部門應該把握兩點：一是要有區域差異性和針對性，不能全國各地區一刀切，要區分經濟發展程度和基礎建設程度不同的地區；二是要改變投資結構，以偏向于居民服務、小型化公共管理等的投資建設來替代以往的大項目、重資源的投資建設，最終促使公共基礎設施建設在地區間、行業間平衡發展。

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