趙鵬

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基礎設施投資對區(qū)域經(jīng)濟增長效應的比較研究
——基于2000—2013年面板數(shù)據(jù)的實證分析

趙鵬

(吉林大學東北亞研究院，吉林長春130012)

基于2000—2013年東、中、西部(30個省、市、區(qū))的面板數(shù)據(jù)，實證分析基礎設施投資對中國東、中、西部區(qū)域經(jīng)濟增長的時間、空間效應。結(jié)果表明：2000—2007年基礎設施投資對西部區(qū)域、中部區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展有顯著促進作用，對東部有阻礙作用但不顯著；2008—2013年對中部有顯著阻礙作用，對東部區(qū)域、西部區(qū)域有阻礙作用但不顯著；促進東部地區(qū)經(jīng)濟增長的決定因素是固定資產(chǎn)投資、勞動力數(shù)量。

基礎設施投資；區(qū)域經(jīng)濟增長；時間效應；空間效應

一、問題的提出

基礎設施投資與經(jīng)濟增長的關系是學術界一直關注的問題。不少學者采用不同的方法，從不同的視角進行了研究。國外學者較早對此開展研究，Aschauer實證分析了美國1949—1985年基礎設施投資的效應，結(jié)果表明基礎設施投資對經(jīng)濟增長具有促進作用[1]。Aschauer[2]通過研究1965—1983年美國50個州的截面數(shù)據(jù)后得出基礎設施投資的產(chǎn)出彈性范圍在0.055～0.11的結(jié)論。MI Benjia研究的結(jié)論是基礎設施投資對經(jīng)濟的貢獻率達0.267[3]，而Khalifa H. Ghali I的研究顯示公共投資雖然對經(jīng)濟有促進作用，但對私人投資有擠出效應[4-6]。

國內(nèi)學者早期多用定性和簡單數(shù)理統(tǒng)計方法研究二者的關系[7-10]，隨后有學者采用動態(tài)面板SYS-GMM和VAR模型法[11]、生成函數(shù)法[12]、內(nèi)生經(jīng)濟增長模型數(shù)值模擬法[13]、增長核算方程法[14]、耦合關系分析法[15]等方法，從不同視角對基礎設施投資與經(jīng)濟增長的關系進行了研究。王卉彤等人通過對北京城市基礎設施建設的實證發(fā)現(xiàn)，基礎設施投資占固定資產(chǎn)投資比重的合理區(qū)間為18%～25%[16]。李強的研究結(jié)論表明基礎設施投資具有“乘數(shù)效應”，能帶來幾倍于投資額的社會總需求和國民收入[17]。此外，也有學者針對基礎設施投資中的某一個領域展開研究，如鄭江淮等通過構建空間溢出模型論證了交通基礎設施對區(qū)域經(jīng)濟增長的效應，認為中國交通基礎設施對區(qū)域經(jīng)濟增長的產(chǎn)出彈性值合計在0.05～0.07之間[18]。沈家文則提出了成立亞洲基礎設施投資股份制商業(yè)銀行的建議[19]。既有文獻的不足主要在于：研究方法上多采用時間序列展開，較少采用面板模型；研究視角上或從投入產(chǎn)出模型進行論證，或者內(nèi)生模型論證，變量選取有限，不足以充分說明基礎設施投資對經(jīng)濟增長促進作用及擠出效。鑒此，本研究選取多個變量，分析比較2000—2013年中國東部、中部、西部三大區(qū)域基礎設施投資與經(jīng)濟增長的關系，驗證基礎設施投資對經(jīng)濟增長的促進作用以及擠出效應。

二、變量選擇與模型設定

1.變量選取

本研究參照孫早等人的研究[20-22]選取變量，并以中國30個省(市，區(qū))2000—2013年的數(shù)據(jù)作為觀察樣本(西藏、香港、澳門、臺灣數(shù)據(jù)不全加以剔除)，其中勞動力及人口密度的數(shù)據(jù)來自2000—2013年《中國城市統(tǒng)計年鑒》，固定資產(chǎn)投資、利用外資、人均GDP的數(shù)據(jù)來自2000—2013年《中國統(tǒng)計年鑒》，基礎設施投資數(shù)據(jù)分別來自30個省(市，區(qū))2000—2013年的統(tǒng)計年鑒。

本研究使用“人均GDP”(pgdp)作為被解釋變量，因為GDP反映總量指標，體現(xiàn)一國的綜合實力，而“人均GDP”不受人口規(guī)模的影響，真實反映本國居民的富裕程度，選用“人均GDP”較GDP更為合理。

把基礎設施投資作為解釋變量，參考Karras把基礎設施投資細分為“基礎設施具體投資”、“政府其余投資”項，考慮到二者可能存在共線性，把二者合并為，涵蓋電力、燃氣及水的生產(chǎn)和供應業(yè)，交通運輸、倉儲、郵政通信業(yè)，水利、環(huán)境和公共設施管理業(yè)，衛(wèi)生、社會保障、社會福利教育事業(yè)，科學研究、技術服務、地質(zhì)勘查業(yè)，并把作為核心解釋變量。

控制變量的選取上參考胡鞍鋼的研究[23]，但將外貿(mào)依存度改為利用外資，因為外貿(mào)依存度是衡量一國經(jīng)濟對國外依賴程度的指標，利用外資選項也可以表達此意。另外增加“勞動力”()、“固定資產(chǎn)投資”()、“人口密度”()作為控制變量，其中“勞動力”以各地區(qū)每千人中在崗人數(shù)表示；“固定資產(chǎn)投資”以各地區(qū)全社會固定資產(chǎn)投資總額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比率(%)表示；“人口密度”用各地區(qū)人口總量與各地區(qū)國土面積的比率(%)表示；“利用外資”則是指跨國境投入資本或其他生產(chǎn)要素。具體見表1。

表1　變量及其定義

2.模型設定

表2顯示主要變量對數(shù)化后的描述性統(tǒng)計結(jié)果。把30個省(市，區(qū))分別歸入東部、中部、西部三大區(qū)域，其中，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11個省(市，區(qū))，中部地區(qū)包括湖南、湖北、河南、江西、安徽、山西、黑龍江、吉林8個省(市，區(qū))；西部地區(qū)包括新疆、寧夏、青海、甘肅、陜西、云南、貴州、四川、重慶、廣西、內(nèi)蒙古11個省(市、區(qū))。利用三個區(qū)域的面板數(shù)據(jù)進行模型驗證，模型設定如下：

Y=αo+α1inf+α2+εit(1)

其中，因變量表示地區(qū)年的人均經(jīng)濟增長率。自變量共包括兩組：基礎設施，控制變量。，εit為殘差項。

表2　變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

中國地域遼闊，各省(市，區(qū))經(jīng)濟發(fā)展差異顯著，如果僅從時間維度考慮基礎設施投資對經(jīng)濟發(fā)展的影響，便會忽略各省(市，區(qū))之間的差異；若僅從空間維度上考察又會忽略時間的動態(tài)性。為克服以上兩個問題，筆者從時間維度上把數(shù)據(jù)分為2000—2007年、2008—2013年兩個時間段，分別考察金融危機前后基礎設施投資對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的效用?；谏鲜隹紤]，利用我國2000—2013年的面板數(shù)據(jù)，建立(2)所示的計量模型，考慮到數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性和消除異方差，對各變量進行對數(shù)化處理。

lnit=α0+α1lninf+α2lnlαb+α3lnfix+α4lnpop+α5lnfdi+μ(2)

其中l(wèi)npgdp為被解釋變量，表示“人均GDP”的自然對數(shù)，ln為核心變量，表示區(qū)域基礎設施投資量的自然對數(shù)，lnit表示勞動力的自然對數(shù)，lnit表示固定資產(chǎn)投資的自然對數(shù)，lnit表示人口密度的自然對數(shù)，lnit表示利用外資的自然對數(shù)，μ為隨機誤差項。模型中代表我國30個省(市，區(qū))，代表年份。

三、實證結(jié)果及其分析

(1)基礎設施投資對經(jīng)濟增長的時間、空間效應。由表3可以看出，2000—2013年，基礎設施投資對東部經(jīng)濟發(fā)展有阻礙作用但并不顯著。可能是因為東部基礎設施已經(jīng)趨于飽和，超過某一閾值的基礎設施投資只能對私人投資產(chǎn)生“擠出效應”而阻礙經(jīng)濟發(fā)展。2000—2007年，西部區(qū)域每一個單位的基礎設施投資對經(jīng)濟發(fā)展具有0.1034個單位的拉動作用，通過1%的顯著性水平檢驗，2008—2013年，基礎設施投資每增加一個單位對經(jīng)濟發(fā)展具有－0.1342單位的作用，沒有通過顯著性水平檢驗。2008年國家主要在西部大規(guī)模投資進行基礎設施建設，刺激了經(jīng)濟發(fā)展，也造成現(xiàn)在部分企業(yè)和行業(yè)產(chǎn)能過剩，致使2008—2013年基礎設施投資對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生阻礙作用。2000—2007年，中部區(qū)域單位基礎設施投資促進經(jīng)濟增長0.0763個單位，通過了1%的顯著性水平驗證，而2008—2013年單位基礎設施投資對經(jīng)濟產(chǎn)生－0.2419個單位的作用，通過1%的顯著性水平驗證，表明阻礙作用顯著。

(2)控制變量對經(jīng)濟增長的時間、空間效應。表3顯示，2000—2013年固定資產(chǎn)投資對東部區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展具有正向的促進作用，且通過1%的顯著性檢驗。在西部和中部固定資產(chǎn)投資同樣對經(jīng)濟發(fā)展具有促進作用，且這種作用呈現(xiàn)遞增態(tài)勢，并通過1%顯著性水平驗證。中西部是經(jīng)濟比較落后區(qū)域，“西部大開發(fā)戰(zhàn)略”、“一帶一路戰(zhàn)略”的實施，大量資本流入中西部地區(qū)，資金的流入提供更多就業(yè)機會，提高了當?shù)厝藗兊纳钏?，促進經(jīng)濟發(fā)展。

2000—2007年，勞動力(指就業(yè)勞動力)對東部經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生阻礙作用，但是效果并不顯著。這可能是由于在此期間限制人口自由流動，東部勞動力數(shù)量不足，從而阻礙了經(jīng)濟發(fā)展。2008—2013年，國家推進戶籍制度改革，放寬人口流動限制，就業(yè)人數(shù)的增加極大地促進了東部經(jīng)濟發(fā)展，單位勞動力對經(jīng)濟發(fā)展具有0.3229個單位的促進作用。在國家實施“中部崛起戰(zhàn)略”、“一帶一路戰(zhàn)略”后，中部勞動力對經(jīng)濟發(fā)展具有明顯的促進作用。經(jīng)濟危機前后勞動力對西部經(jīng)濟發(fā)展的作用存在較大差異，在2000—2007年具有明顯的阻礙作用，而2008—2013年具有促進作用。

2000—2013年東部人口密度呈現(xiàn)上升的態(tài)勢，人口密度的增大對經(jīng)濟發(fā)展有促進作用。西部人口密度的減少對經(jīng)濟發(fā)展具有阻礙作用，2000—2007年每單位人口密度的減少對經(jīng)濟產(chǎn)生－0.1029個數(shù)量的影響，2008—2013年人口流動加大，人口密度的變化阻礙經(jīng)濟發(fā)展趨勢更加明顯，達到－0.2459，但整體對經(jīng)濟阻礙不顯著。2000—2007年，人口密度對中部具有阻礙作用，每單位人口密度對經(jīng)濟的作用是－0.3941，2008—2013年為－0.4035，二者都通過顯著性水平驗證(表3)。

表3　基礎設施投資對經(jīng)濟增長的估計結(jié)果

注：括號內(nèi)的數(shù)值表示回歸系數(shù)的t，***、**和*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平，F(xiàn)E表示固定效應模型，RE表示隨機效應模型。

2000—2013年外資投入對東部經(jīng)濟發(fā)展有阻礙作用，但是沒有通過顯著性水平。2000—2007年外資投入對西部具有明顯阻礙作用，每單位的外資對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生－0.1587個單位的作用，2008—2013年，對經(jīng)濟發(fā)展具有促進作用。出現(xiàn)前后變化的原因是因為西部前期盲目引進高污染、高能耗、高排放項目，對生態(tài)環(huán)境造成極大破壞，到2008—2013年，高污染企業(yè)逐漸撤離西部區(qū)域，高科技企業(yè)投資對西部經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生巨大促進作用，每單位外資產(chǎn)生0.0505個數(shù)量促進作用，且通過10%顯著性水平驗證。外資投入在2000—2007年對中部具有阻礙作用但并不顯著，2008—2013年具有明顯的阻礙作用，通過5%的顯著性水平驗證。

四、結(jié)論及其啟示

本研究以勞動力、人口密度、固定資產(chǎn)投資、利用外資四個要素作為控制變量，實證分析基礎設施投資對經(jīng)濟增長的時間效應和空間效應，結(jié)論顯示基礎設施投資對經(jīng)濟增長在空間維度上對西部、中部的區(qū)域經(jīng)濟2000—2007年產(chǎn)生顯著的促進作用，2008—2012年產(chǎn)生阻礙作用，對東部區(qū)域卻產(chǎn)生阻礙作用。東部地區(qū)作為中國經(jīng)濟發(fā)展最快的區(qū)域，研究結(jié)果卻顯示基礎設施投資對其經(jīng)濟有阻礙作用，理論上推測必然存在隱性傳導路徑推進東部區(qū)域經(jīng)濟增長。為探求促進東部經(jīng)濟發(fā)展的影響因素，借鑒安虎森的方法[24]，利用模型估算的系數(shù)，結(jié)合前文計算的時空維度結(jié)果，探討潛在的影響因素及其影響強度，識別基礎設施投資對東部經(jīng)濟增長的潛在影響。計算結(jié)果顯示，東部固定資產(chǎn)對經(jīng)濟增長的影響強度最大，其次是勞動力。這表明部區(qū)域經(jīng)濟迅速增長得益于大量的固定資產(chǎn)投資和大量勞動力。20世紀90年代以來，以政府投資為主導的大型基礎設施建設極大地促進了固定資本形成，是國家經(jīng)濟持續(xù)增長的重要動力，而持續(xù)穩(wěn)定增長的財政收入則為這些固定資產(chǎn)投資提供了有效的保障[25]。

一個國家或地區(qū)完善的基礎設施是其經(jīng)濟長期持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展的重要基礎。繼2008年國家實施40 000億元基礎設施投資后，在我國經(jīng)濟面臨產(chǎn)能過剩的壓力下，國家發(fā)展改革委和交通運輸部于2016聯(lián)合印發(fā)《交通基礎設施重大工程建設3年行動計劃》，擬再投資47 000億元用于鐵路、公路、水路、機場、城市軌道交通等建設，以完善快速交通網(wǎng)、基礎交通網(wǎng)、城際城市交通網(wǎng)。把過剩產(chǎn)能投入到重大基礎設施建設上，適時適度地調(diào)整基礎設施建設投資的地區(qū)規(guī)模與結(jié)構，減少基礎設施產(chǎn)能過剩與投資要素錯配導致的效率損失，無疑有利于更好地實現(xiàn)穩(wěn)定增長目標。

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責任編輯：黃燕妮

Effect comparison of impact of infrastructure investment on regional economic growth:Based on dynamic panel data of 30 provinces during 2000—2013

ZHAO Peng

(Northeast Asian Studies College, Jilin University, Changchun 130012, China)

On the basis of the panel data of 30 provinces from 2000 to 2013, this research analyzes the time, the spatial effect and the conduction path of infrastructure investment on regional economic growth empirically. Under four variables of investment including labor, fixed assets investment, population density as well as foreign direct investment, it shows that infrastructure investment from 2000 to 2008 has a significant role in promoting the economic development in the western region and the central region, hindering the role for the East, but not significantly. Infrastructure investment from 2008 to 2013 has a significant impediment to the central role. Infrastructure investment to the eastern region and the western region has no significant obstacles. In the study of conduction path, we can see that the decisive factor to promote economic growth in the eastern region is the fixed assets investment, the quantity of the labor force and the quality factor. Therefore, fixed assets investment should be increased and the structure of talent training should be adjusted in the eastern region. Infrastructure investment and fixed assets investment should be gradually increased in the west and the central region for providing convenient conditions for economic development.

infrastructure investment; regional economic development; time effect; spatial effect

10.13331/j.cnki.jhau(ss).2016.05.015

F320.2

A

1009-2013(2016)05-0098-05

2016－09－07

教育部人文社會科學研究青年基金項目(15XJC790015)；吉林省教育廳資助項目(20160418034FG)

趙鵬(1983—)，男，黑龍江樺南縣人，博士研究生，研究方向為區(qū)域經(jīng)濟學。