摘要：本文利用1990～2013年中國31個省份的區(qū)域金融、政府投資、基礎設施建設水平等宏觀數(shù)據(jù)，采用固定效應的面板數(shù)據(jù)模型，來考察區(qū)域金融發(fā)展水平、政府投資對基礎設施建設水平差異的影響效果。實證結果表明，區(qū)域金融的發(fā)展對基礎設施建設水平提高的影響程度最大，政府投資，城鎮(zhèn)化率和人口在一定程度上能夠促進基礎設施建設的發(fā)展。文章的研究具有十分重要的現(xiàn)實意義。

關鍵詞：區(qū)域金融；政府投資；基礎設施

一、引言

改革開放以來，伴隨著我國經(jīng)濟的快速發(fā)展，我國基礎設施領域也取得了巨大的成就，基礎設施取得如此顯著成就的背后是我國政府長期對其進行投資的結果，各地區(qū)政府對基礎設施向來十分重視，先后采取多種措施大力實施基礎設施建設工程；此外，在改革開放過程中，我國金融業(yè)也取得了顯著業(yè)績，據(jù)《中國金融年鑒》的數(shù)據(jù)顯示，改革開放以來，我國金融資產(chǎn)呈現(xiàn)快速增長趨勢，金融業(yè)快速發(fā)展，有力地支持了基礎設施建設。在此背景下，梳理文獻研究可知，現(xiàn)有的對基礎設施建設水平的影響因素研究卻較少，區(qū)域金融對基礎設施的發(fā)展研究更少，本文通過區(qū)域金融發(fā)展差異、政府投資和基礎設施建設差異間的實證研究探索他們之間的相關關系具有很強的理論意義和現(xiàn)實意義。

二、實證結果

（一）相關性分析

這里以上述模型建立的實證關系為例，實證分析區(qū)域金融、政府投資、城鎮(zhèn)化率、人口和基礎設施水平之間的關系。Pearson相關系數(shù)分析的結果我們可以看出基礎設施水平與國有資本、民間資本等變量的相關性均為正向，且在0.1的顯著性水平下顯著。

（二）估計結果

通過Hausman檢驗得出，本文適合采用固定效應模型。事實上，固定效應模型能夠很好地控制那些不隨時間改變的，但是會基礎設施建設水平的、不可觀測的省份個體特征，比如區(qū)位優(yōu)勢等。

文章的固定效應面板數(shù)據(jù)模型估計結果如表1所示，由此得到如下結論：

一是區(qū)域金融的估計系數(shù)顯著為正，并且在1%的顯著水平下顯著，這意味著，對于我國省份而言，金融發(fā)展規(guī)模每提高1個單位，我國的基礎設施水平就會提高1.1849個單位。這是因為我國的基礎設施建設由當初的主要靠政府投資慢慢轉變向社會融資建設的方向轉變，并且社會融資對于基礎設施建設的貢獻在四個變量中作用是最大的，這說明基礎設施建設的投融資向私人部門轉移的潛力是很巨大的。

二是政府投資的估計系數(shù)為正，并且在1%的顯著水平下顯著，這意味著，對于我國省份而言，政府投資每增加一個單位，基礎設施水平就會提高0.0032個單位。這說明，在我國基礎設施的建設投資由政府主導的勢頭逐漸減弱，政府的財政支出已不再是主導，并且達到的效用也遠遠低于區(qū)域金融發(fā)展帶來的貢獻。

三是城鎮(zhèn)化率的估計系數(shù)為正，并且在1%的顯著水平下顯著，這意味著對于我國省份而言，城鎮(zhèn)化率每提高一個單位，基礎設施建設水平提高0.1763個單位。這個估計結果符合我國的客觀事實，一個省份的城鎮(zhèn)化率的提高，城市的基礎設施建設必須滿足新進城鎮(zhèn)人口的基礎設施需求，這也符合我國現(xiàn)在各地的具體實施情況。

四是人口數(shù)量的估計系數(shù)為正，并且在5%的顯著水平下顯著，這意味著對于我國省份而言，人口數(shù)量每提高一個單位，基礎設施建設水平提高0.0044個單位。一個省份人口的增加這必然會刺激對基礎設施建設的需求，這符合我們的客觀事實，但是人口的增加對基礎設施建設水平提高的刺激作用不大。

從實證結果我們可以看出區(qū)域金融的發(fā)展水平，政府投資，城鎮(zhèn)化率在1%的顯著性水平下與基礎設施建設水平成正相關關系；人口在5%的顯著性水平下與基礎設施建設水平成正相關關系，其中區(qū)域金融的發(fā)展水平對基礎設施建設的貢獻作用最大，人口和政府支出的貢獻作用較小。

（三）穩(wěn)健性檢驗

前文采用公路里程（lroad）來衡量基礎設施建設水平，進而與一組相關解釋變量進行了估計，得出了十分重要的結論。那么，區(qū)域金融發(fā)展、政府投資與基礎設施建設水平之間的關系是否具有穩(wěn)健性？這里用通訊基礎設施中的固定電話用戶數(shù)作為衡量基礎設施發(fā)展水平的指標，即被解釋變量，解釋變量仍然選用區(qū)域金融（lfir）、政府投資（lfiscal）、城鎮(zhèn)化率（lurbanrate）和人口（lpopulation），根據(jù)其計量結果來檢驗結果的穩(wěn)健性。

從計量結果可以看出，模型的相關檢驗再次表明以上模型的估計結果是合理的?？梢园l(fā)現(xiàn)：兩個模型的相關解釋變量除數(shù)值大小與顯著性有所不同之外，相關解釋變量的系數(shù)符號完全一致。這說明固定電話用戶數(shù)作為衡量基礎設施建設水平的指標時，區(qū)域金融發(fā)展、政府投資與基礎設施建設水平的關系表現(xiàn)與前文一致，即區(qū)域金融的發(fā)展，政府投資的增加，城鎮(zhèn)化率的提高以及人口的增加能夠顯著地提高基礎設施的建設水平。據(jù)此可以得出前文的估計結果穩(wěn)健可靠。

三、結論

本文的研究發(fā)現(xiàn)區(qū)域金融的發(fā)展對基礎設施建設水平提高的影響程度最大，政府投資，城鎮(zhèn)化率和人口在一定程度上能夠促進基礎設施建設的發(fā)展?；A設施對于經(jīng)濟的發(fā)展具有顯著的促進作用。

參考文獻：

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[2]林炳華，張文棋.農(nóng)村城鎮(zhèn)化政府投資間接效率研究[f].福建論壇人文社會科學版，2012（08）：53-58.

作者簡介：

王彥行，河南濮陽人，河南工業(yè)大學經(jīng)濟貿(mào)易學院在讀研究生，研究方向：資本市場。