馬港 中南民族大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院

改革開放40多年來，中國經(jīng)濟(jì)始終保持著較快的增長速度，從1978—2019年，按不變價計算國內(nèi)生產(chǎn)總值由3593.02億元增加到890304.85億元，遠(yuǎn)高于同期世界經(jīng)濟(jì)的年均增速水平，在全球主要經(jīng)濟(jì)體中名列前茅?；A(chǔ)設(shè)施建設(shè)在為城市提供交通、能源、環(huán)境等服務(wù)的同時，還為區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展作出了重大貢獻(xiàn)。2014 年，“依托黃金水道，建設(shè)長江經(jīng)濟(jì)帶”首次被寫入《政府工作報告》，長江經(jīng)濟(jì)帶經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展取得了較大成果，但其東西跨度大，基礎(chǔ)設(shè)施投資建設(shè)重短期輕長期，區(qū)域內(nèi)部經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡程度有進(jìn)一步拉大的態(tài)勢。因此，分析長江經(jīng)濟(jì)帶基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)拉大的省份差異對聯(lián)動?xùn)|中西三大區(qū)域、培養(yǎng)我國經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長新動力，以及區(qū)域間的協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要意義。

一、文獻(xiàn)綜述

學(xué)界對于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對經(jīng)濟(jì)影響的作用研究始于20世紀(jì)40年代，英國著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家羅森斯坦·羅丹提出了“大推動”理論，成為基礎(chǔ)設(shè)施經(jīng)濟(jì)問題研究的開端，他認(rèn)為發(fā)展中國家只有對國民經(jīng)濟(jì)的各個部門同時進(jìn)行大規(guī)模投資，才能推動整個經(jīng)濟(jì)體的均衡和全面發(fā)展。

近年來，國內(nèi)外學(xué)者圍繞基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究主要集中在以下方面：

（1）基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對經(jīng)濟(jì)增長的影響。大多數(shù)學(xué)者通過研究發(fā)現(xiàn)，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)顯著促進(jìn)了地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。曹萍（2011）認(rèn)為城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展兩者相互促進(jìn)、相互影響。馬昱（2019）利用中介效應(yīng)和面板門檻模型分析了城市基礎(chǔ)設(shè)施、技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，結(jié)果表明：城市基礎(chǔ)設(shè)施以技術(shù)創(chuàng)新作為中介，對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到了顯著影響，且隨著基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平的提升，其對經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)出邊際效應(yīng)遞減規(guī)律；張津瑞（2019）運(yùn)用長江經(jīng)濟(jì)帶統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用空間面板模型分析，認(rèn)為不同類型的基礎(chǔ)設(shè)施存量對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)表現(xiàn)出差異性。

隨著新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)和空間經(jīng)濟(jì)學(xué)的興起，學(xué)者也逐漸將空間因素納入研究范圍來考察基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的空間作用。張學(xué)良（2007，2009）選取中國各區(qū)域內(nèi)交通基礎(chǔ)設(shè)施為研究對象，發(fā)現(xiàn)交通基礎(chǔ)設(shè)施的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)出彈性為正，且空間溢出效應(yīng)非常顯著；年猛（2019）利用全球夜間燈光數(shù)據(jù)作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的代理變量，分析了高速鐵路建設(shè)的經(jīng)濟(jì)影響，發(fā)現(xiàn)高鐵建設(shè)對靠近站點(diǎn)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長影響顯著，且對其連通的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長具有帶動作用，一般縣受益最大，然后是縣級市和地級以上城市。

除此以外，也有部分學(xué)者認(rèn)為基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)增長的作用并不明顯。廖茂林等（2018）的研究發(fā)現(xiàn)，基礎(chǔ)設(shè)施規(guī)模的增加并不直接意味著更快的經(jīng)濟(jì)增長，在經(jīng)濟(jì)的不同發(fā)展階段，基礎(chǔ)設(shè)施對增長的影響具有異質(zhì)性。Crescenz和Rodriguez（2012）的研究表明，交通基礎(chǔ)設(shè)施對歐盟經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用缺乏足夠證據(jù)。

（2）基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)影響經(jīng)濟(jì)增長的路徑。Brenneman和Kerf（2002）研究認(rèn)為，改善交通條件可以擴(kuò)大勞動力市場規(guī)模，而良好的供水條件和衛(wèi)生設(shè)施通過提高人力資本水平，進(jìn)而可以對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生促進(jìn)作用。吳江等（2019）發(fā)現(xiàn)交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)通過影響產(chǎn)業(yè)集聚促進(jìn)了地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。肖挺和黃先明（2018）發(fā)現(xiàn)城市交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)將對當(dāng)?shù)氐木蜆I(yè)吸納能力產(chǎn)生積極作用，因而可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。程銳（2019）將基礎(chǔ)設(shè)施分為軟硬兩個方面，發(fā)現(xiàn)基礎(chǔ)設(shè)施差距導(dǎo)致了經(jīng)濟(jì)增長速度的差異和人均收入差距的增加。

總體而言，已有研究更多地以單一變量作為基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的代理變量，而基礎(chǔ)設(shè)施涵蓋范圍廣，不同類型的基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)表現(xiàn)出地區(qū)差異性。因此，本文在前人研究的基礎(chǔ)上，將基礎(chǔ)設(shè)施分為交通狀況、能源供給等“硬設(shè)施”，環(huán)境生態(tài)等“軟設(shè)施”，綜合探討了長江經(jīng)濟(jì)帶基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)增長的影響，以期為促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展提供參考性建議。

二、模型設(shè)定與變量選擇

本文研究基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與經(jīng)濟(jì)增長的區(qū)域性差異，選取四川、湖北、江蘇三省作為長江經(jīng)濟(jì)帶上中下游代表性省份，從交通狀況、能源供給、環(huán)境生態(tài)三個方面考察基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)，構(gòu)建如下多元線性回歸模型：

其中，α0為截距項，βi為待估參數(shù)，ε為隨機(jī)擾動項。變量說明如下：

1.被解釋變量

區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長水平（Pgdp）。本文選取人均地區(qū)生產(chǎn)總值增長率來衡量區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長水平。

2.解釋變量

交通狀況（Road）。區(qū)位特征在很大程度上影響了區(qū)域發(fā)展的能力，決定了區(qū)域發(fā)展的上下限，交通運(yùn)輸網(wǎng)絡(luò)的建設(shè)可以起到彌補(bǔ)區(qū)位劣勢、連通地區(qū)內(nèi)外的作用，促進(jìn)地區(qū)發(fā)展?jié)摿Φ尼尫拧Ｎ覈房拓浟髁看?，網(wǎng)絡(luò)建設(shè)完善，因此，選取公路里程增長率反映交通出行的便利程度。

能源供給（Ene）。能源消耗是城市活躍程度的側(cè)面反映，越來越多的研究將電力消耗作為衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要指標(biāo)。作為大型基礎(chǔ)設(shè)施項目，電力供應(yīng)反映了城市經(jīng)濟(jì)增長的真實(shí)性，是城市經(jīng)濟(jì)活動順利進(jìn)行的重要保障。本文選取發(fā)電量增長率測度區(qū)域能源供給情況。

環(huán)境生態(tài)（Green）?！熬G水青山就是金山銀山”，經(jīng)濟(jì)社會的發(fā)展使得人們的需求更加多元化，對舒適生活環(huán)境的追求吸引著人才的流動、企業(yè)的遷移。在城市化進(jìn)程中，城市綠化和景觀的建設(shè)必不可少，本文選取城市綠化面積增長率衡量區(qū)域環(huán)境生態(tài)狀況。

三、實(shí)證分析

（一）模型檢驗

1.多重共線性檢驗

從表2可以看出，解釋變量間相關(guān)系數(shù)較低，且根據(jù)經(jīng)驗，基本排除模型中存在多重共線性。另外，模型回歸結(jié)果的VIF值為1.58，遠(yuǎn)小于5，認(rèn)為解釋變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性。

表2 解釋變量間相關(guān)系數(shù)

2.平穩(wěn)性檢驗

為消除模型結(jié)構(gòu)變動或趨勢序列帶來的不平穩(wěn)問題，需要對數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗并加以修正，利用ADF單位根檢驗法檢測序列平穩(wěn)性。

根據(jù)表3，Pgdp、Ene的原始數(shù)據(jù)序列ADF檢驗的P值分別為0.554和0.268，說明該序列不平穩(wěn)，對其一階差分后，P值均有大幅下降，分別為0.010和0.003，說明該變量的一階差分序列平穩(wěn)。Road、Green的原始數(shù)據(jù)序列ADF檢驗的P值分別為0.001和0.036，表明兩序列平穩(wěn)，考慮到Pgdp、Ene一階差分序列平穩(wěn)，對其仍做一階差分使所有解釋變量序列一階單整，以便進(jìn)行協(xié)整檢驗。

3.異方差檢驗

本文選取江蘇、湖北、四川三省數(shù)據(jù)建立模型分析基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)差異，模型中可能存在異方差，現(xiàn)對模型進(jìn)行懷特異方差檢驗。

表4結(jié)果顯示，nR2的值為2.718，相應(yīng)P值為0.974，不能拒絕原假設(shè)，故認(rèn)為模型中不存在異方差。

表4 懷特異方差檢驗結(jié)果

4.自相關(guān)檢驗

鑒于本文選取時間序列數(shù)據(jù)建立模型，誤差項之間易產(chǎn)生自相關(guān)，故在回歸前對模型進(jìn)行了序列自相關(guān)檢驗。

對模型進(jìn)行二期滯后拉格朗日乘數(shù)自相關(guān)檢驗，根據(jù)表5，殘差的一二期滯后項系數(shù)不顯著，且X2的P值為0.209，不能拒絕原假設(shè)，故認(rèn)為模型不存在序列自相關(guān)。

表5 拉格朗日乘數(shù)法自相關(guān)檢驗結(jié)果

5.協(xié)整檢驗

為判斷變量間是否存在穩(wěn)定的關(guān)系，根據(jù)VAR模型設(shè)置及樣本量考量，確定對原序列執(zhí)行一階滯后的協(xié)整檢驗，結(jié)果如表6所示：

表6 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

上表表明：在5%的顯著性水平下，序列Road、Ene、Green三個變量之間存在著三個比較明顯的協(xié)整關(guān)系。

6.向量誤差修正模型估計

由于序列Road、Ene、Green三個變量之間存在著比較明顯的協(xié)整關(guān)系，通過利用正規(guī)化協(xié)整方程，估計向量誤差修正模型。結(jié)果如表7所示。

表7 向量誤差修正模型估計結(jié)果

做VEC模型變量間協(xié)整關(guān)系圖，如圖1所示，零均值線代表了變量間的長期穩(wěn)定關(guān)系，2006年以前誤差修正項的絕對值較大，表明該時期短期波動偏離長期均衡較大，經(jīng)過約4年的調(diào)整，在2010年左右重新回到了長期均衡穩(wěn)定狀態(tài)。之后，誤差修正項的數(shù)值比較小，表明這些時期短期波動偏離長期均衡的幅度較小。

圖1 VEC模型的協(xié)整關(guān)系圖

7.格蘭杰因果檢驗

為探究所選變量在統(tǒng)計學(xué)上的因果關(guān)系，對人均地區(qū)生產(chǎn)總值增長率、公路里程增長率、用電量增長率、城市綠化面積增長率進(jìn)行格蘭杰因果檢驗，結(jié)果如表8所示。

表8 格蘭杰因果檢驗結(jié)果

由表8的檢驗結(jié)果可得，在滯后期為2的條件下，發(fā)電量是公路里程的格蘭杰原因，也是城市綠化面積的格蘭杰原因，表明城市能源供應(yīng)對其他基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)起著保障作用；且城市綠化面積和公路里程間有統(tǒng)計上的雙向因果關(guān)系，原因可能是道路建設(shè)的同時周邊環(huán)境也在翻新改善，環(huán)境改善吸引大量人群，又反向提高了對交通設(shè)施的要求。

8.脈沖響應(yīng)函數(shù)

為探究解釋變量之間的相互關(guān)系及某一解釋變量擾動項的沖擊對其他解釋變量當(dāng)期值和未來值的影響，建立了向量自回歸模型和脈沖響應(yīng)函數(shù)。

表9 兩期滯后VAR模型參數(shù)估計結(jié)果

表10 VAR模型殘差相關(guān)系數(shù)矩陣

Ene方程的殘差與其他兩個方程的殘差之間相關(guān)性較小，因此，選取方程Ene受到一個沖擊時對Ene、Road、Green的即期和后期的影響，結(jié)果如圖2所示。

圖2 Ene、Road、Green對Ene擾動的20期響應(yīng)

如圖2所示，Ene對自身的一個標(biāo)準(zhǔn)差波動立即做出了響應(yīng)，之后這種影響迅速減小并達(dá)到穩(wěn)定狀態(tài)；Road對Ene擾動也立即做出了響應(yīng)，并在第二期達(dá)到最大值0.04左右，此后一直在0附近波動；相比于前兩者，Green對Ene的響應(yīng)相對平滑，并在第15期時穩(wěn)定地趨于0。

（二）回歸結(jié)果

回歸結(jié)果如表11所示，可以發(fā)現(xiàn)，在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面，湖北省和江蘇省公路里程增長率和用電量增長率回歸系數(shù)顯著為正，表明兩省拉動型基礎(chǔ)建設(shè)和社會型基礎(chǔ)建設(shè)的發(fā)展對提升區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展有顯著影響。相對于其他兩省，江蘇省城市綠化工程的建設(shè)能帶來更多人均收入水平的提高。四川省的解釋變量系數(shù)均不顯著，表明三個自變量不能很好地解釋基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對其經(jīng)濟(jì)增長的影響，原因可能在于四川的地理地形特征決定了其公路建設(shè)仍以連通欠發(fā)達(dá)城市為目標(biāo)，沒有起到打通區(qū)域內(nèi)外兩市場的作用，其對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)潛力沒有得到有效發(fā)揮；而用電量和城市綠化建設(shè)多以成都為主，資源虹吸效應(yīng)和極化發(fā)展態(tài)勢明顯，從而對全省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展解釋力度較低。

表1 變量說明與描述性統(tǒng)計

表11 基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與經(jīng)濟(jì)增長的區(qū)域差異回歸結(jié)果

四、結(jié)論與政策啟示

本文通過采用多元線性回歸模型，將基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)分為交通狀況、能源供給、環(huán)境生態(tài)三個方面，對長江經(jīng)濟(jì)帶上中下游省份基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)進(jìn)行了分析，研究發(fā)現(xiàn)：① 基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對經(jīng)濟(jì)增長的帶動效應(yīng)表現(xiàn)出地區(qū)差異。湖北、江蘇經(jīng)濟(jì)增長更多地受益于基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，四川由于特殊的地理特征及“成都獨(dú)大”的經(jīng)濟(jì)特征，導(dǎo)致基建的經(jīng)濟(jì)增長作用不明顯。② 不同類型的基礎(chǔ)設(shè)施對區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展效應(yīng)存在明顯區(qū)別。具體而言，道路交通建設(shè)和能源產(chǎn)出對經(jīng)濟(jì)增長的作用更為顯著，城市綠化則表現(xiàn)出地區(qū)差異性，對江蘇經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)更大。

總體而言，現(xiàn)階段推動長江經(jīng)濟(jì)帶地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，仍然是拉動區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的有效措施，其中交通基礎(chǔ)設(shè)施和能源基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對于經(jīng)濟(jì)增長的拉動，還具有相當(dāng)大的潛力。同時也要注意到，在長江經(jīng)濟(jì)帶內(nèi)部應(yīng)重視省級和省內(nèi)間的協(xié)調(diào)發(fā)展，避免省會城市對整個省的資源虹吸作用，打造“明星城市”的同時，也要兼顧落后地區(qū)的發(fā)展后勁，確保區(qū)域間的協(xié)調(diào)發(fā)展。