河南省交通基礎設施對區域經濟發展的影響及溢出效應研究

代帥楠，陳鏡宇

(重慶師范大學地理與旅游學院，重慶 401331)

一、引言

以習近平同志為核心的黨中央提出交通強國的戰略目標，我國交通運輸發展取得了舉世矚目的成就。近年來，隨著東部沿海地區得到長足發展，中西部地區發展被國家提上日程。河南作為人口、農業大省，從政區和交通位置上來看，也基本處于中國的中心位置，這一地理位置決定了河南成為連接中國東中西三部分的樞紐。全國有9條鐵路干線、17條國家高速公路及50余條區域地方高速公路經過河南，鄭州、商丘、洛陽、南陽等城市均建有環城高速公路。截至2020年，全省交通基礎設施建設累計完成投資675.2億元，創歷史新高，為年度目標的112.5%，投資同比增長11.3%，為全省“六穩”“六保”提供有力支撐。

交通建設情況關乎經濟的發展動向，隨著河南城市交通基礎設施的日漸完善，客運能力和貨運能力得到了大幅度的提升，為交通路網所覆蓋區域的經濟活動提供了平臺，經濟的發展又進一步推動河南省以及相關城市交通向前發展。該研究課題結合政府政策，通過實證分析研究河南交通基礎設施與經濟的發展關系，不僅可以全面了解交通發展現狀，同時可以為政府決策提供客觀依據和建議，使區域經濟與交通相互促進發展實現良性互動。

二、國內外研究綜述

隨著經濟的快速發展，交通對經濟的發展研究受到了學者們的廣泛關注。亞當·斯密作為較早對交通與經濟關系進行研究的學者，在《國民財富的性質和原因的研究》一書中提出交通運輸對經濟發展十分重要，認為產業布局與交通運輸之間具有相關性，最初產業都布局在交通便利的地區，而且交通運輸影響勞動力的分工。弗里德里希·李斯特認為交通運輸會影響生產力。在1841年《政治經濟學的國民體系》中提出要以發展交通來推動區域經濟的增長，指出交通網絡是生產力的豐富源泉。Aschauer首次分析得出基礎設施對經濟增長具有促進作用的結論，Holtz-Eakin和Schwartz則在其研究基礎上單獨估計基礎設施對經濟增長的影響。韋伯的《工業區位論》指出交通越發達地區的產品價格的運費比重越低，從側面體現了交通對經濟的影響作用。

在國外學者研究的基礎上，我國學者也逐漸開始研究交通基礎設施對經濟的影響作用。王家庭和趙亮基于1978～2007年時間序列數據的分析發現，交通運輸發展與經濟增長之間并沒有雙向的因果關系。張學良和孫海鳴通過交通基礎設施對經濟增長的彈性值分析得出交通基礎設施與經濟增長表現出單向的格蘭杰因果關系。孟德友等從路網密度、可達性和區位優勢度三方面構建交通優勢度評價指標體系對中原經濟區2008年縣域交通優勢度進行評價與比較，并進行耦合—協調類型區劃分。楊曉玉利用省級面板數據從公路、高速鐵路等不用的交通運輸方式入手分析各區域空間溢出效應，得出城市經濟發展的結構。李忠民等從新絲綢之路這一新穎的視角，采用面板數據、時間序列數據運用計量經濟學模型進行空間計量、統計。研究沿線交通基礎設施對經濟增長的空間溢出效應，得出東歐區域存在正向直接效應但溢出效應不顯著，且溢出效應符合距離衰減原理。

三、空間統計分析

(一)空間相關性檢驗

空間自相關是描述整個區域中空間對象的關聯程度和差異程度，以此來表明空間對象之間是否存在顯著的相關關系，它包括全局和局部空間自相關兩種。

本研究采用常用的莫蘭指數Moran’s I測度區域間的空間依賴性。

其中，

S

為方差，

W

為空間權重矩陣的(

i

，

j

)元素，為所有空間權重之和。

莫蘭指數Moran’s I的取值為[-1，1]，如果取值為正，表示存在正空間自相關，高值與高值、低值與低值聚集在一起；如果取值為負，表示存在負空間自相關，高值與低值聚集在一起；若莫蘭指數Moran’s I等于0，則表示空間自相關性不明顯，各地區在空間上呈隨機分布。

(二)空間權重矩陣

空間計量模型的建立可以用數字化代表空間關系，從而對研究對象在不同地理位置之間的空間依賴特性進行研究。

1.鄰近空間權重矩陣

鄰近空間權重矩陣也是0～1二進制空間權重矩陣，是根據兩個地區之間地理位置是否相鄰來設定，相鄰的地區設置為1，不相鄰則設置為0。

2.經濟空間權重矩陣

文章以人均GDP的差距設定“經濟距離”，即

W

＝

WE

。

其中，

Y

為地區

i

的人均GDP平均值。

(三)空間計量模型設定

空間面板模型包括截面和時間兩個維度，模型估計更加有效。空間計量模型主要包括以下幾種。

1.空間滯后模型(SAR)

其中，

δ

為空間自相關系數，反映空間個體之間的相互作用。

y

指在區域

i

、時刻

t

上的被解釋變量；

X

指在區域

i

、時刻

t

上的解釋變量；

μ

表示空間個體的效應不受時間的影響；

t

為時間效應，不受個體影響；

ε

為隨機誤差項。

2.空間誤差模型(SEM)

其中，

ρ

為空間自相關系數，反映回歸殘差之間空間相關性的程度。

φ

為自相關的空間誤差；

W

為空間權重矩陣；

β

為回歸系數。

3.空間杜賓模型(SDM)

β

為外生變量的空間自相關系數，表示自變量的空間滯后項對本地區的影響程度；

δ

為內生變量的空間自相關系數，表示因變量的空間滯后項對本地區的影響程度；

γ

為空間滯后解釋變量的系數。

四、數據來源與變量說明

(一)數據來源

文章選擇河南省域18個地級市為研究對象，選取2005～2019年的各項數據研究河南的交通基礎設施與經濟之間的關系。數據收集源于歷年的《中國城市統計年鑒》《河南統計年鑒》以及各地級市統計公報，對涉及價格指數的數據均轉換為以2005年為基期的不變價格。

(二)變量說明

1.經濟增長狀況

借鑒國內外學者的做法，文章采用18市的人均GDP來衡量經濟增長。

2.交通基礎設施

文章主要研究河南省交通基礎設施與經濟的關系，選取公路運營里程和交通固定資產投資數據表示交通基礎設施情況。

公路運營里程:河南省地處中原，與其他省市主要的交通運輸方式是公路交通，鐵路、水運數據難以獲取且占比很小，因此選取公路運營里程研究交通與經濟的關系更有說服力。

交通固定資產投資:交通資產投資促使交通基礎設施的建設從而對經濟產生影響，文章選取2005～2019年18個市的交通固定資產投資更好地分析交通基礎設施建設情況。

3.控制變量

經濟受多方面因素的影響，文章選取財政收入、從業人員、進出口額、客貨運周轉總量來衡量政府財政水平、勞動力、對外開放度以及客貨運流動等對經濟的影響。

五、實證分析

(一)空間相關性分析

運用Stata軟件，選取河南省18個地級市2005～2019年的人均GDP與公路里程進行空間自相關檢驗，結果見表1。

表1 人均GDP與公路運營里程的莫蘭指數

注:、、分別表示在1%、5%、10%顯著水平下通過檢驗。

年份 0～1空間權重矩陣 經濟空間權重矩陣人均GDP 公路運營里程 人均GDP 公路運營里程20050.312*** 0.1300.182*** -0.02120060.310*** 0.1510.184*** -0.01920070.309*** 0.178* 0.185*** 0.026***20080.315*** 0.179* 0.188*** 0.026***20090.321*** 0.178* 0.192*** 0.027***20100.324*** 0.178* 0.193*** 0.027***20110.325*** 0.177* 0.196*** 0.028***20120.336*** 0.185* 0.197*** 0.011**20130.334*** 0.174* 0.199*** 0.027***20140.333*** 0.174* 0.200*** 0.027***20150.335*** 0.174* 0.200*** 0.027***20160.342*** 0.183* 0.201*** 0.011**20170.346*** 0.199** 0.201*** 0.016***20180.347*** 0.191** 0.201*** 0.032***20190.343*** 0.190* 0.200*** 0.032***

根據表1的全局空間自相關結果可以看出兩種空間權重矩陣下的莫蘭指數整體上顯著且結果為正，說明空間正自相關性顯著。隨著時間推移可以看出在兩種權重矩陣下人均GDP和公路里程的莫蘭指數都在增長，這意味著采用空間計量是有必要的。從顯著性水平來看，在經濟空間權重矩陣下人均GDP和公路里程的整體顯著性水平較0～1空間權重矩陣好。

全局空間自相關是測度河南省整體的空間相關性，局部空間自相關則是反映各地級市之間的空間關聯性。通過莫蘭散點圖(圖1)對各城市之間的空間相關性進行分析。

圖1 莫蘭散點圖

從人均GDP與公路里程的散點圖可以看出隨著時間推移莫蘭指數整體都有較大增長，說明各城市經濟與公路存在較強的相關性。人均GDP高高聚集區(高人均GDP-高空間滯后區)在2005年和2019年主要表現為鄭州、濟源、焦作、洛陽、三門峽、許昌6個城市的聚集，其中濟源的經濟輻射帶動作用變強。公路運營里程在2005年第一、二象限的變化不大，第三象限低低聚集區城市個數由2005年的5個增加到2019年的8個，增加的城市為許昌、焦作、鄭州，說明這些城市的公路交通發展速度有所減緩。第四象限中安陽的公路交通發展速度也有所減緩，但莫蘭指數表明河南省整體交通基礎設施建設在穩步增長，與近年交通建設投資力度加大的政策相符。

(二)空間面板模型的選擇

采用最小二乘法(OLS)對數據進行回歸估計，結果如表2所示。LM(Lag)、LM(error)與R-LM(error)均通過1%顯著性水平檢驗，而R-LM(lag)基本通過5%顯著水平檢驗，表明模型估計存在空間自相關性，空間面板模型均優于傳統的面板數據模型。另采用似然比(LR)檢驗空間杜賓模型(SDM)是否能簡化為空間滯后模型(SAR)和空間誤差模型(SEM)，檢驗結果(17.09，

p

＝0.0043)強烈拒絕原假設，說明空間杜賓模型不可以簡化為空間滯后模型(SAR)，另一似然比LR檢驗結果(45.35，

p

＝0.0000)也強烈拒絕原假設，說明空間杜賓模型可以簡化為空間誤差模型(SEM)。所以文章選用空間杜賓模型(SDM)進行進一步的計量分析。

表2 普通計量回歸結果

注:、、分別表示在1%、5%、10%顯著水平下通過檢驗；括號內為系數的統計量或統計量。

解釋變量 OLS Ln(x1) 0.0371**(1.98)Ln(x2) 0.0270***(3.14)Ln(x3) -0.7293***(-40.55)Ln(x4) 0.5097***(28.04)Ln(x5) 0.0696***(5.37)Ln(x6) 0.0811***(8.51)R2 0.9660 Adj R2 0.9652 LM(Lag) 7.020***R-LM(lag) 4.219**LM(error) 9.918***R-LM(error) 7.117***

對固定效應與隨機效應進行Hausman檢驗，判斷空間面板計量模型是采用隨機效應還是固定效應進行計量。Hausman檢驗鄰接矩陣結果為(19.03，

p

＝0.0041)，經濟矩陣結果為(16.84，

p

＝0.0099)，由于

p

>0，接受原假設認為應該采用隨機效應模型。

(三)空間杜賓模型效應分解

由于空間杜賓模型中回歸系數不能完全衡量相關變量對被解釋變量的影響，可利用效應分解方法對空間杜賓模型求偏微分來將總效應分解為直接效應和間接效應。

表3 杜賓模型效應分解

注:、、分別表示在1%、5%、10%顯著水平下通過檢驗。

解釋變量 0～1空間權重矩陣 經濟空間權重矩陣直接 間接 總效應 直接 間接 總效應X1 -0.0474**(-2.57)0.0986***(4.25)0.0512**(2.59)-0.0622***(-2.94)0.1100***(3.79)0.0477**(2.24)X2 -0.0065(-1.62)0.0208**(2.07)0.0142(1.35)-0.0134***(-2.92)0.0317**(2.54)0.0183(1.52)X3 -0.2452***(-6.39)0.4498**(2.19)0.2045(0.93)-0.2820***(-6.54)0.2611(0.52)-0.0208(-0.04)X40.2088***(11.24)0.2682***(7.56)0.4771***(13.96)0.1970***(9.84)0.2752***(4.12)0.4722***(7.25)X50.0041***(-0.94)0.0787***(3.53)0.0914***(3.72)0.0090**(1.97)0.0898**(2.14)0.0988**(2.26)X6 -0.0040(-0.88)0.0747***(6.48)0.0706***(5.63)-0.0086**(-1.76)0.0864***(6.46)0.0778***(5.55)

效應分解結果如上表所示，直接與間接效應在兩種權重矩陣下公路運營里程(X1)、財政收入(X4)、交通固定資產投資(X5)均通過了5%顯著性水平檢驗，而進出口額(X2)、從業人員(X3)與客貨運周轉總量(X6)未通過顯著性水平檢驗，這表示X1、X4、X5為影響區域經濟發展的主要因素。

其中交通固定資產投資顯著為正表明交通基礎設施建設除了帶動本地經濟的增長還對周邊城市具有顯著的正溢出效應。與張學良等得到的中國交通基礎設施對區域經濟增長有重要作用，外地交通基礎設施對本地經濟增長表現為以正的空間溢出效應為主的研究結果一致。兩種矩陣下，財政收入對本地區經濟增長具有明顯的拉動作用，財政收入每提高1%，帶動區域內經濟增長約為20%，且其對區域外地區也具有正向的溢出效應。交通運輸基礎設施的改善能夠改變區域之間的連通性，而交通建設政策的制定會考慮外地的交通基礎設施綜合情況，影響區域經濟發展主要因素之一的公路運營里程對本地區的經濟增長起到負向作用，可能受周邊地區較低的公路基礎設施建設水平影響。兩種空間權重矩陣下，交通固定資產投資每增加1%直接帶動經濟分別以0.41%和0.9.%的速度增長，并且在經濟空間權重矩陣下整體經濟增長比鄰接空間權重矩陣的增長速度更快一些，說明經濟發展水平相近的城市比地理位置相鄰城市更能帶動本地以及周邊區域經濟的增長。

從控制變量的效應分解看，進出口額的溢出效應通過5%顯著性水平檢驗，且在兩種空間權重矩陣下進出口額每增加1%會帶動周邊城市經濟分別以2.08%與3.17%的速度增長。進出口額代表對外開放度，其溢出效應顯著為正說明進出口額對促進經濟增長、提高區域總體發展水平具有重要的拉動作用。從業人員對經濟增長的直接效應在1%顯著性水平下顯著為負，對鄰近城市的經濟增長為正的溢出效應。本地交通基礎設施建設的加快為人員流動提供了便利，造成本地區勞動力流失，從而增加了勞動力資源向鄰近地區轉移，進而對相鄰地區的經濟增長起到促進作用。而貨運周轉總量指標主要對本地外的地區有正向的溢出效應，也是交通的快速發展加速相鄰地區的客貨運水平，加速人員流動所帶來的結果。

六、結論

研究結果表明18個地市的交通基礎設施建設與區域經濟均呈顯著的空間相關性，即不同地區的經濟增長不僅與本地的交通基礎設施建設密切相關，還會受到周邊地區的影響。交通固定資產投資、財政收入、進出口額作為影響區域經濟的主要因素，為本地與周邊地區帶來積極影響，促進經濟的增長。公路里程受周邊地區交通建設水平的影響對本地產生負向作用。從業人員與客貨運周轉總量則對周邊地區有正向的促進作用。