交通基礎(chǔ)設(shè)施增收的空間溢出效應(yīng)研究

(重慶工商大學(xué) 長江上游經(jīng)濟(jì)研究中心,重慶 400067)

1 引言

發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)家Rosenstein-Rodan[1]認(rèn)為,交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展是居民增收的先行條件。近年來,我國對公路、鐵路、水利、電力等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投入力度不斷加大,促使我國交通設(shè)施建設(shè)實(shí)現(xiàn)了跨越式發(fā)展,2016年底鐵路里程達(dá)到12.4萬km,比2006年增長了1.6倍,比1997年增長了10.3倍;公路里程2016年底達(dá)到469.6萬km,比2006年和1997年分別增長了1.4倍和3.6倍。促進(jìn)交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)發(fā)展不僅對我國的經(jīng)濟(jì)增長具有“加速器”作用,還可通過顯著的空間溢出效應(yīng)逐漸縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距。同時(shí),發(fā)展交通基礎(chǔ)設(shè)施是我國開展“民生工程”的重要手段,發(fā)達(dá)的交通基礎(chǔ)設(shè)施可降低勞動力與市場需求信息的不對稱性,有利于增加勞動要素可流動性進(jìn)而降低流動成本。

目前學(xué)者們對交通基礎(chǔ)設(shè)施增收效應(yīng)的研究較少,更多的是關(guān)注交通基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)增長、城鄉(xiāng)收入差距、生產(chǎn)效率等產(chǎn)生的影響。Barro[2]、Cazzavillan[3]發(fā)現(xiàn)基礎(chǔ)設(shè)施對國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在正的外部性;Hulten[4]表明這種正外部性并不顯著。魏巍[5]等研究發(fā)現(xiàn)交通基礎(chǔ)設(shè)施有利于產(chǎn)業(yè)集聚且對經(jīng)濟(jì)增長有正向溢出效應(yīng);劉生龍等[6]發(fā)現(xiàn)交通基礎(chǔ)設(shè)施對改善區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化具有促進(jìn)作用;周紹杰等[7]分別用靜態(tài)和動態(tài)非平衡面板模型研究三大基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)村居民收入的影響,結(jié)果分別顯著為正;張光南[8]等采用工業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析了交通基礎(chǔ)設(shè)施對制造業(yè)生產(chǎn)要素投入的影響,結(jié)果顯示鐵路貨運(yùn)對生產(chǎn)效率的影響不顯著,公路客運(yùn)對生產(chǎn)效率的影響為負(fù);羅能生等[9]將研究期限劃分為兩個(gè)階段,分別研究交通基礎(chǔ)設(shè)施對縮小城鄉(xiāng)差距的邊際效用,發(fā)現(xiàn)隨著時(shí)間推移邊際效用逐漸減少。

交通基礎(chǔ)設(shè)施在提升人民生活水平減少貧困等方面發(fā)揮著重要作用。本文根據(jù)交通基礎(chǔ)設(shè)施增收效應(yīng)理論機(jī)制,構(gòu)建空間面板計(jì)量模型,以驗(yàn)證交通基礎(chǔ)設(shè)施對居民收入具有溢出效應(yīng)等推論,以填補(bǔ)該方面研究空缺。

2 理論模型

交通基礎(chǔ)設(shè)施對居民收入增長的促進(jìn)作用類似于一個(gè)額外的技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)。在考察交通基礎(chǔ)設(shè)施增收的空間效應(yīng)時(shí),將嚴(yán)格的外生交通基礎(chǔ)設(shè)施變量融進(jìn)技術(shù)進(jìn)步因素中,包含資本、勞動、交通基礎(chǔ)設(shè)施三要素的新古典經(jīng)濟(jì)增長函數(shù)可構(gòu)建為:

Y=A(T)f(K,L)

(1)

借鑒Boarnet[10]的兩地經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)假設(shè)條件:①市場分割為南北兩個(gè)城市(S、N),市場信息完備,為完全競爭形態(tài)。②S、N分別生產(chǎn)同質(zhì)化產(chǎn)品,短期內(nèi)資本、勞動力具有不變彈性,即短期S、N資本和勞動力對利息率和工資率完全不敏感,但長期資本和勞動力在S、N間自由流動,流動成本可忽略不計(jì)。③交通基礎(chǔ)設(shè)施由中央政府提供,不考慮中央政府對S、N的稅負(fù)影響,即S、N對交通基礎(chǔ)設(shè)施使用的邊際成本為零。④在經(jīng)濟(jì)增長的初始階段,S、N要素稟賦完全一致,即:TS=TN,AS(T)=AN(T),KS=KN,LS=LN。

在市場均衡狀態(tài)下,S、N城市的勞動力工資率和物質(zhì)資本利息率可表示為:

wS=wN

(4)

rS=rN

(7)

假定政府針對S城市交通基礎(chǔ)設(shè)施進(jìn)行投資,由于短期內(nèi)資本、勞動具有不變彈性,則式(4)、式(7)的均衡水平將會被打破,S城市的交通基礎(chǔ)設(shè)施增加ΔT,短期內(nèi)勞動力工資率和資本利息率變?yōu)?

從式(8)、式(9)、式(10)可見,S城市增加交通基礎(chǔ)設(shè)施投資后,勞動力工資率和資本利息率均得到提高,在短期內(nèi)形成S城市的資本價(jià)格和勞動工資均高于N城市。但在長期中,S、N城市的資本和勞動力均可自由流動,這就意味著N城市的資本和勞動會逐漸流入S城市,以求獲得更高的要素回報(bào)率。由于本文考察的重點(diǎn)是交通基礎(chǔ)設(shè)施對居民收入的影響,而勞動力工資率是居民收入的直接和主要來源,所以假定S、N城市資本固定。在長期中,N城市的勞動力會流入S城市,重新形成新的勞動力工資率均衡水平,即:

(11)

3 模型設(shè)定及變量選取

3.1 空間計(jì)量模型的構(gòu)建

借鑒Bernardino[11]的建模思想,結(jié)合研究目標(biāo)和內(nèi)容,建立交通基礎(chǔ)設(shè)施對我國居民收入影響的計(jì)量模型為:

lnI=?+β1lnK+β2lnAL+β3T+ΣβX+ε

(13)

該公式可估計(jì)出交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展T對我國居民收入I的貢獻(xiàn)程度,但考慮到一個(gè)地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施的完善程度不僅對本地居民收入有影響,可能會通過各種渠道影響到其他地區(qū)的居民收入,即交通基礎(chǔ)設(shè)施增收的空間溢出效應(yīng)在此模型中不能體現(xiàn)。因此,依據(jù)Elhorst[12]的空間計(jì)量思想,將地區(qū)之間的地理關(guān)系引入到計(jì)量模型中,在本文采用的鄰接空間權(quán)重矩陣W1中,當(dāng)i省和j省有共同邊界時(shí)Wij=1,否則為0。考慮到鄰接空間權(quán)重矩陣假設(shè)各相鄰地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是相同的,不能完全體現(xiàn)我國各地區(qū)實(shí)際的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r。為解決這一問題并進(jìn)一步對我國交通基礎(chǔ)設(shè)施的空間效應(yīng)進(jìn)行分析,采用林光平[13]的方法引入經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣W2,W2=W1×E。矩陣E中的各元素為:

(14)

空間滯后模型(SAR):

lnIit=ρwijlnIit+β1lnKit+β2lnALit+β3Tit+ΣβXit+ε

(15)

空間誤差模型(SEM):

lnIit=β1lnKit+β2lnALit+β3Tit+ΣβXit+μit

(16)

空間杜賓模型(SDM):

lnIit=ρwijlnIit+β1lnKit+β2lnALit+β3wijTit+ΣβXit+ε

(17)

其中,μit=λwijμjt+ε,ε～N(0,σ2Ii);lnIit為i地區(qū)在t時(shí)間的居民收入水平;lnKit為i地區(qū)t時(shí)間的資本存量;lnALit為i地區(qū)t時(shí)間的有效勞動;Tit為交通基礎(chǔ)設(shè)施;Xit為1×5維的控制變量集;ρ為其他地區(qū)的居民收入變化對本地居民收入的影響;β為變量的參數(shù)估計(jì);λ為除文中提到的解釋變量之外的因素所引起的空間經(jīng)濟(jì)影響;ε為隨機(jī)誤差項(xiàng);i為個(gè)體維度;t為時(shí)間維度。

空間滯后模型重點(diǎn)解釋我國各省市本地居民收入受周邊省市居民收入的影響,空間誤差模型則反映無法觀察到或難以獲得相關(guān)數(shù)據(jù)的因素造成的空間經(jīng)濟(jì)影響。以上兩個(gè)模型都沒有涉及解釋變量跨區(qū)的影響作用,空間杜賓模型不僅能反映某一地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展變化對本地區(qū)居民收入的影響,還可反映本地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展變化對其他地區(qū)居民收入的溢出效應(yīng),因變量和自變量之間的空間相關(guān)性和各地區(qū)居民收入的空間集聚效果都可由空間杜賓模型體現(xiàn)。因?yàn)楸疚年P(guān)注的重點(diǎn)是交通基礎(chǔ)設(shè)施增收的溢出效應(yīng)問題,以杜賓模型為主要分析模型,其他空間計(jì)量模型作為輔助以補(bǔ)充分析上的不足。

3.2 變量選取與數(shù)據(jù)說明

考慮到數(shù)據(jù)的完整性,選擇1997年重慶直轄為研究起點(diǎn),時(shí)間跨度為1997—2015年,包括我國30個(gè)省份(未包括香港與澳門特別行政區(qū)、臺灣省和西藏自治區(qū))的相關(guān)數(shù)據(jù)。被解釋變量為居民實(shí)際收入水平,解釋變量包括兩類:一類是主要解釋變量,包括資本存量、人力資本、交通基礎(chǔ)設(shè)施;另一類是控制變量,指對居民收入有一定影響的其他經(jīng)濟(jì)變量。有關(guān)變量的說明如下:

被解釋變量與主要解釋變量:①居民實(shí)際收入水平(I)。為衡量我國居民實(shí)際收入水平,采用高連水[14]的方法進(jìn)行測算,計(jì)算公式為:Ii=ηirPir+ηiuPiu。式中,Ii表示i地區(qū)居民人均收入水平;ηir、ηiu分別表示農(nóng)村人口占比和城市人口占比;Pir、Piu分別表示農(nóng)村、城市居民可支配收入,兩者分別使用各地城市、農(nóng)村消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(1997年基期)來消除價(jià)格的影響。②人力資本(AL)。借鑒丁黃艷[15]的做法,人力資本用勞動力資源和知識資本的乘積表示,勞動力資源選擇各地區(qū)就業(yè)人員數(shù)表示,知識資本以就業(yè)人員平均受教育年限表示,給未上過學(xué)、小學(xué)、初中、高中、專科、本科、研究生的就業(yè)人員占比分別賦權(quán)重1、6、9、12、15、16、19,進(jìn)一步計(jì)算出就業(yè)人員的平均受教育年限。③資本存量(K)。資本存量的估算方法采用Goldsmith開創(chuàng)性運(yùn)用的永續(xù)盤存法(PIM),基本估計(jì)公式為:Kt=Kt-1(1-δ)+It。式中,δ為資本存量的經(jīng)濟(jì)折舊率;It為當(dāng)期投資額。公式中主要涉及四個(gè)變量,借鑒單豪杰[16]的做法,將δ估值為10.96%,It用各個(gè)地區(qū)每年的全社會固定資產(chǎn)投資額表示,基期資本存量用1997年全社會固定資產(chǎn)投資除以經(jīng)濟(jì)折舊率與考察期內(nèi)固定資產(chǎn)投資總額年均增長率之和來計(jì)算,全社會固定資產(chǎn)投資額可比價(jià)折算指數(shù)使用1997年為基期的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)。④交通基礎(chǔ)設(shè)施(T)。關(guān)于交通基礎(chǔ)設(shè)施的概念,因研究視角的不同對其認(rèn)識也不完全一致。根據(jù)研究內(nèi)容將其定義為具有空間外部性屬性的為人或物實(shí)現(xiàn)空間移動所共享的基礎(chǔ)保障設(shè)施。鐵路、公路、民航、水運(yùn)是構(gòu)成我國交通基礎(chǔ)設(shè)施的四大板塊,葉昌友等[17]研究認(rèn)為公路和鐵路所負(fù)擔(dān)的全社會貨運(yùn)總量和客運(yùn)總量均超過85%,可見公路、鐵路基礎(chǔ)設(shè)施對現(xiàn)階段居民收入的貢獻(xiàn)度較大 。此外,只有部分省份存在水運(yùn)基礎(chǔ),不利于對全國進(jìn)行橫向比較,機(jī)場數(shù)量在各地區(qū)的分布有限且相關(guān)數(shù)據(jù)不易收集和比較,因此本文不考慮水運(yùn)和民航交通基礎(chǔ)設(shè)施。考慮到可比性問題,采用Démurger[18]的方法加總公路里程(除去等外路)和鐵路里程之后再除以各地區(qū)的國土面積,得到1997—2015年各地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施密度。

控制變量:①城市化水平(U)。城市化水平提高表明城市居民增加,農(nóng)村居民減少,城市為居民提供了更多的就業(yè)機(jī)會,同時(shí)也提高了就業(yè)質(zhì)量,城市居民平均可支配收入一般高于農(nóng)村居民平均可支配收入,使城鄉(xiāng)居民總收入整體增加,在人口基數(shù)不變的情況下,對人均收入水平增長存在一定的影響,使用城市人口占總?cè)丝诘谋戎乇硎敬酥笜?biāo)。②產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指數(shù)(S)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指數(shù)可測算產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級水平。隨著社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由第一產(chǎn)業(yè)逐漸向第二、第三產(chǎn)業(yè)過渡,如今第三產(chǎn)業(yè)的主導(dǎo)地位日益顯著,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級必然會帶動經(jīng)濟(jì)效率以及人民就業(yè)的變化,對我國居民收入產(chǎn)生一定的影響。借鑒李逢春[19]的做法賦值1、2、3分別作為第一、二、三產(chǎn)業(yè)的權(quán)重,然后乘以三大產(chǎn)業(yè)占比,加權(quán)后作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指標(biāo)。③經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(lnG)。地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的高低關(guān)系到人民的工作與生活,與居民收入存在必然的聯(lián)系,使用各地區(qū)實(shí)際GDP的對數(shù)表示該指標(biāo)。④金融發(fā)展水平(F)。金融發(fā)展在促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展、人民就業(yè)起到了非常重要的作用,對人民收入水平的變化有一定的影響作用,使用金融機(jī)構(gòu)人民幣貸款余額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示。⑤對外開放水平(O)。較高的對外貿(mào)易開放程度一方面可增加就業(yè)崗位,另一方面可通過引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)來提高生產(chǎn)效率,進(jìn)一步增加居民收入,使用進(jìn)出口總額占GDP的比重表示此指標(biāo)。以上數(shù)據(jù)來源于《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和相關(guān)年份的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國勞動統(tǒng)計(jì)年鑒》與各地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒。變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

4 實(shí)證結(jié)果分析

4.1 居民實(shí)際收入水平空間相關(guān)性檢驗(yàn)

在構(gòu)建空間計(jì)量模型之前,使用莫蘭指數(shù)對被解釋變量居民實(shí)際收入水平進(jìn)行全局空間相關(guān)性檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

表2 居民實(shí)際收入水平的莫蘭值及P值

從表2可見,在鄰接空間權(quán)重矩陣W1下測度的每一年的莫蘭值均大于0.4,在經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣W2下測度的莫蘭值均大于0.5,且都通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn),說明考察期內(nèi)我國居民收入水平存在空間自相關(guān)性,即一個(gè)地區(qū)的居民收入水平受鄰近地區(qū)居民收入水平的影響顯著。2013—2015年測度的莫蘭值有所下降,原因可能是在經(jīng)濟(jì)全球化的大背景下,我國各地區(qū)經(jīng)濟(jì)聯(lián)系越來越密切,鄰近地區(qū)對本地區(qū)的影響程度不再顯著,并有逐年減小的趨勢。

4.2 交通基礎(chǔ)設(shè)施空間相關(guān)性實(shí)證檢驗(yàn)

通過比較不含空間效應(yīng)的普通面板數(shù)據(jù)模型(PDM)、被解釋變量含有空間效應(yīng)的面板空間滯后模型(SAR)、誤差項(xiàng)含有空間效應(yīng)的面板空間誤差模型(SEM)和交通基礎(chǔ)設(shè)施對鄰近地區(qū)居民收入有影響的面板空間杜賓模型(SDM)來量化不同空間經(jīng)濟(jì)特征下交通基礎(chǔ)設(shè)施對居民收入的影響作用,以論證本文交通基礎(chǔ)設(shè)施增收存在空間溢出效應(yīng)的推論,具體實(shí)證結(jié)果見表3。由于地理位置、時(shí)間跨度、政策變動等因素都會使地區(qū)之間存在異質(zhì)性,因此選擇時(shí)空固定模型更為合理。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果表明,時(shí)空固定是最好的選擇。根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則和施瓦茨信息準(zhǔn)則對模型變量優(yōu)選的判斷,不管是在W1權(quán)重矩陣還是在W2權(quán)重矩陣下,空間杜賓模型(SDM)的AIC、BIC值最小,表示空間杜賓模型(SDM)是優(yōu)于其他三個(gè)模型的。根據(jù)Wald1檢驗(yàn)值可見,空間滯后模型(SAR)和空間誤差模型(SEM)在兩個(gè)空間權(quán)重矩陣下均通過顯著性檢驗(yàn),前者通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn),顯著性水平較高,且在赤池信息準(zhǔn)則和施瓦茨信息準(zhǔn)則比較下前者優(yōu)于后者，因此本文對基于兩個(gè)空間權(quán)重矩陣的空間杜賓模型(SDM)和空間滯后模型(SAR)進(jìn)行了實(shí)證結(jié)果分析。

表3 不同權(quán)重矩陣下空間效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果

鄰近地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展對本地居民實(shí)際收入水平的影響呈空間溢出特征,推論1得到證實(shí)。空間滯后模型(SAR)中交通基礎(chǔ)設(shè)施在W1和W2權(quán)重矩陣下的系數(shù)估計(jì)為0.039和0.044,通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn),說明本地交通基礎(chǔ)設(shè)施密度每提高1個(gè)單位,將拉動本地居民收入水平提高0.039%—0.044%;空間杜賓模型(SDM)對交通基礎(chǔ)設(shè)施的系數(shù)估計(jì)為0.069和0.085,分別通過了10%和1%的顯著性水平檢驗(yàn),說明鄰近地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施密度每增加1個(gè)單位,會促進(jìn)本地區(qū)居民收入水平提高0.069%—0.085%。通過比較兩組數(shù)據(jù)整體看,我國交通基礎(chǔ)設(shè)施增收的溢出效應(yīng)顯著,在促進(jìn)地區(qū)人民收入平等和實(shí)現(xiàn)共同發(fā)展上起到積極作用。隨著時(shí)間的推移,交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展在集聚促進(jìn)居民收入提升的人力、物力、財(cái)力資源方面做出了突出貢獻(xiàn)。具體來看,隨著我國市場化程度不斷加深,各地區(qū)市場規(guī)模不斷擴(kuò)大,當(dāng)不同省份之間存在原材料或其他物品的貿(mào)易往來時(shí),鄰省如果具有發(fā)達(dá)的交通基礎(chǔ)設(shè)施,可降低本省企業(yè)的運(yùn)輸成本和運(yùn)輸時(shí)間。隨著企業(yè)經(jīng)濟(jì)效益的提高,工人工資也會有相應(yīng)提高,從而帶動居民生活水平的改善。同時(shí),鄰近地區(qū)具有完善的交通基礎(chǔ)設(shè)施,企業(yè)競爭力會逐漸增強(qiáng)并不斷吸引大量勞動力轉(zhuǎn)移流入到該地區(qū);而本地區(qū)由于勞動力減少,使勞動力邊際產(chǎn)出水平上升,進(jìn)而提高了本地的勞動力工資率,因此無論交通基礎(chǔ)設(shè)施資本率先投入給哪個(gè)地區(qū),隨著勞動力的理性轉(zhuǎn)移,其他地區(qū)的居民收入水平也能獲得提升,推論2得到證實(shí)。

不考慮交通基礎(chǔ)設(shè)施增收的空間影響,可能會高估鄰近地區(qū)居民收入對本地居民收入的溢出效應(yīng)。當(dāng)假設(shè)相鄰省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不存在差異時(shí),空間滯后模型(SAR)在鄰接空間權(quán)重矩陣下測度的滯后變量的系數(shù)為0.322,空間杜賓模型(SDM)滯后變量的系數(shù)估計(jì)顯著為0.325。可見在各省經(jīng)濟(jì)水平相同時(shí),不會高估鄰近地區(qū)居民收入對本地區(qū)居民收入的空間溢出效應(yīng),但經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡是我國長期存在的問題,該假設(shè)在我國的實(shí)際運(yùn)用中不成立。考慮到地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在差異因素后,使用經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣W2進(jìn)行測度。由表3可見，我國居民收入水平增長的空間效應(yīng)σ值均顯著為正,說明溢出效應(yīng)顯著；空間滯后模型(SAR)的滯后變量系數(shù)估計(jì)顯著為0.212,空間杜賓模型(SDM)滯后變量系數(shù)估計(jì)顯著為0.207,說明在不直接考慮鄰近地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施對本地居民收入的空間影響的情況下,鄰近地區(qū)居民收入每提高1%,會帶動本地區(qū)居民收入水平提高0.212%;若考慮到鄰近地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施增收的空間效應(yīng)影響,鄰近地區(qū)居民收入每提高1%,會帶動本地居民收入水平提高0.207%。這表明不考慮交通基礎(chǔ)設(shè)施增收的空間影響,會高估鄰近地區(qū)居民收入對本地居民收入的帶動作用。

4.3 交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展的直接與間接效應(yīng)

根據(jù)面板空間杜賓模型(SDM)的估計(jì)結(jié)果,采用LeSage[20]將總邊際效應(yīng)分解為直接效應(yīng)和間接效用(即溢出效應(yīng))的方法,進(jìn)一步解釋交通基礎(chǔ)設(shè)施對居民收入的邊際效應(yīng)影響。產(chǎn)生直接效應(yīng)有兩種途徑:一種是本地交通基礎(chǔ)設(shè)施改善促進(jìn)了本地居民收入水平的提高;另一種是本地交通基礎(chǔ)設(shè)施改善影響到鄰近地區(qū)居民收入,鄰近地區(qū)居民收入水平發(fā)生變化后又反饋到本地,進(jìn)而影響到本地居民收入。交通基礎(chǔ)設(shè)施對居民收入的間接效應(yīng)影響是指本地交通基礎(chǔ)設(shè)施的變化影響到了其他地區(qū)居民的實(shí)際收入。依據(jù)空間杜賓模型(SDM)公式,建立以下邊際效應(yīng)估計(jì)模型,定量分析交通基礎(chǔ)設(shè)施對居民收入的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng):

(18)

式中,ρ和θ分別表示空間杜賓模型(SDM)中交通基礎(chǔ)設(shè)施和居民收入的系數(shù)估計(jì)值。在式(18)對應(yīng)的N階矩陣中,直接效應(yīng)為主對角線元素之和比上N,間接效應(yīng)為非主對角線元素之和比上N。根據(jù)Lee[21]的思想,可計(jì)算出每個(gè)省份交通基礎(chǔ)設(shè)施增收的空間溢出效應(yīng),在N階矩陣中每一列(除對角線元素外)表示該地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施變化對其他地區(qū)居民收入水平的影響大小,每一行(除對角線元素外)表示其他地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施改善對本地居民收入的影響。

交通基礎(chǔ)設(shè)施對居民收入產(chǎn)生的間接效應(yīng)是本文研究的重點(diǎn)。從表4可見,在W1和W2權(quán)重矩陣下,交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展對居民收入具有顯著的溢出效應(yīng),表明地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施密度增加1單位,可促進(jìn)其他地區(qū)居民收入水平提高0.095%—0.102%,再次說明交通基礎(chǔ)設(shè)施改善促進(jìn)了地區(qū)間人員、商品和資金的流通,尤其是使人員流動更加方便和頻繁,帶動了地區(qū)間居民收入水平增長。

表4 交通基礎(chǔ)設(shè)施空間效應(yīng)分解

注:交通基礎(chǔ)設(shè)施(W1)表示在鄰接空間權(quán)重矩陣下交通基礎(chǔ)設(shè)施增收的空間效應(yīng)；交通基礎(chǔ)設(shè)施(W2)表示在經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣下交通基礎(chǔ)設(shè)施增收的空間效應(yīng)。括號內(nèi)數(shù)值為z檢驗(yàn)值，據(jù)本文數(shù)據(jù)回歸結(jié)果整理。

表5 各省市交通基礎(chǔ)設(shè)施的空間溢出效應(yīng)

某一地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施密度增加對其他地區(qū)居民收入的空間溢出作用主要體現(xiàn)在該地區(qū)為企業(yè)生產(chǎn)和勞動力流動提供了完善的外部環(huán)境,從而生產(chǎn)要素得以重新配置,企業(yè)生產(chǎn)效率和居民收入得以提高。從表5可見,在W1空間權(quán)重矩陣下,交通基礎(chǔ)設(shè)施密度每提高1個(gè)單位,有17省市對鄰近地區(qū)居民收入產(chǎn)生的正向溢出效應(yīng)大于0.10。陜西省、廣東省、河北省、內(nèi)蒙古自治區(qū)產(chǎn)生的正向溢出效應(yīng)最大;海南省、上海市、黑龍江省、新疆維吾爾自治區(qū)、寧夏回族自治區(qū)的正向溢出效應(yīng)相對較小,為0.03—0.06。在W2空間權(quán)重矩陣下,每提高1個(gè)單位的交通基礎(chǔ)設(shè)施密度,有16省市對鄰近地區(qū)居民收入產(chǎn)生的正向溢出效應(yīng)大于0.10。陜西省和河南省的正向溢出效應(yīng)最大,分別達(dá)到0.27和0.30;上海市、海南省、遼寧省、新疆維吾爾自治區(qū)、山東省、寧夏回族自治區(qū)的正向溢出效應(yīng)相對較小,為0.01—0.03。可以看出,鄰居較少的省份交通基礎(chǔ)設(shè)施改善對其他地區(qū)居民收入增長的正向溢出效應(yīng)較小,如海南省、上海市、新疆維吾爾自治區(qū);鄰居較多的省份如陜西省、內(nèi)蒙古自治區(qū)等地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施增收的正向溢出效應(yīng)更為顯著。同時(shí)，交通基礎(chǔ)設(shè)施增收的空間溢出推論為我國交通基礎(chǔ)設(shè)施不平衡投資提供了理論支持,國家對扶持各地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)資金是稀缺資源,只能滿足部分地區(qū)對交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的需要,不可能做到絕對的分配均勻,而交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展對居民收入增長的溢出效應(yīng)有效減弱了由交通基礎(chǔ)建設(shè)投入不均衡帶來的收入不平等問題,無論交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)資金率先投入給誰,隨著勞動力的理性轉(zhuǎn)移,其他地區(qū)的居民收入水平也能獲得提升。

4.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了避免測算的偶然性,采用逐步回歸法對交通基礎(chǔ)設(shè)施增收的空間溢出效應(yīng)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。模型1中只有人力資本、資本存量、交通基礎(chǔ)設(shè)施三個(gè)主要解釋變量，模型2是在模型1的基礎(chǔ)上加入控制變量城市化水平,模型3—6以此類推逐漸加入控制變量觀察檢驗(yàn)結(jié)果。

由表6、表7可見,首先以鄰接空間權(quán)重矩陣W1作為測算矩陣,在空間杜賓模型(SDM)中先加入核心解釋變量交通基礎(chǔ)設(shè)施,系數(shù)估計(jì)顯著為0.101,wald檢驗(yàn)值顯著,說明交通基礎(chǔ)設(shè)施增收的溢出效應(yīng)顯著存在;然后依次加入控制變量U、S、lnG、F、O,發(fā)現(xiàn)只有“U”控制變量加入模型時(shí),交通基礎(chǔ)設(shè)施的溢出效應(yīng)不顯著,在其他情況下均顯著。以經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣W2作為測算矩陣,重復(fù)以上操作,結(jié)果發(fā)現(xiàn)全部模型都顯示交通基礎(chǔ)設(shè)施存在顯著的溢出效應(yīng),可見前文的測度結(jié)果具有穩(wěn)健性。由12次回歸結(jié)果對總效應(yīng)的分解結(jié)果顯示，我國交通基礎(chǔ)基施對其他地區(qū)居民收入都存在顯著的間接效應(yīng)。在鄰接空間權(quán)重矩陣W1下,間接效應(yīng)占總效應(yīng)的60%—90%;在經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣W2下,間接效應(yīng)占總效應(yīng)的比值上升為70%—90%,所以交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展增收的間接效應(yīng)顯著存在的結(jié)果具有穩(wěn)健性。第三,根據(jù)AIC、BIC值,可看出包含所有控制變量時(shí)是對模型變量的最優(yōu)選擇。

表6 W1矩陣下面板空間杜賓模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

表7 W2矩陣下面板空間杜賓模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

5 結(jié)論與啟示

本文使用1997—2015年我國30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建鄰接空間權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣下的面板空間計(jì)量模型，對我國交通基礎(chǔ)設(shè)施的增收效應(yīng)進(jìn)行了研究，得出以下主要研究結(jié)論:

在考察交通基礎(chǔ)設(shè)施增收的空間效應(yīng)時(shí),將交通基礎(chǔ)設(shè)施對居民收入增長的促進(jìn)作用看作一個(gè)額外的技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn),借鑒兩地經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)假設(shè)條件,通過推導(dǎo)得出兩個(gè)推論并證實(shí):交通基礎(chǔ)設(shè)施增收存在空間溢出效應(yīng);不論交通基礎(chǔ)設(shè)施資金投入的先后順序,隨著勞動力理性轉(zhuǎn)移均可提升其他地區(qū)的居民收入水平。

我國交通基礎(chǔ)設(shè)施增收的空間溢出效應(yīng)顯著。在W1和W2空間矩陣下,SDM模型中的交通基礎(chǔ)設(shè)施系數(shù)估計(jì)顯著為0.069和0.085,說明鄰近地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施密度每增加1個(gè)單位會促進(jìn)本地區(qū)居民際收入水平提高0.069%—0.085%。不考慮交通基礎(chǔ)設(shè)施增收的空間影響,可能會高估鄰近地區(qū)居民收入對本地居民收入的溢出效應(yīng)。在考慮地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差別的經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣W2的基礎(chǔ)上,空間滯后模型(SAR)中滯后變量系數(shù)估計(jì)顯著為0.212,空間杜賓模型(SDM)對滯后變量系數(shù)的估計(jì)結(jié)果為0.207。

從對交通基礎(chǔ)設(shè)施增收的直接和間接效應(yīng)測度結(jié)果中可見,一個(gè)地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施密度每增加1個(gè)單位,其他地區(qū)居民收入水平提高0.095%—0.102%,鄰居較少的省份交通基礎(chǔ)設(shè)施改善對其他地區(qū)居民收入增長的正向溢出效應(yīng)較小,鄰居較多的省份比如陜西省、內(nèi)蒙古自治區(qū)等地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施增收的正向溢出效應(yīng)較大。國家對扶持各地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)資金是稀缺資源,不可能滿足所有地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的需要,也不可能平均分配給各個(gè)地區(qū),而這種對促進(jìn)居民收入增長的溢出效應(yīng)有效減弱了由交通基礎(chǔ)建設(shè)投入不均衡帶來的收入不平等問題,無論交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)資金率先投入給誰,隨著勞動力的理性轉(zhuǎn)移,其他地區(qū)的居民收入水平也能獲得提升。