基礎設施建設對經濟增長的影響
——基于四川、湖北、江蘇三省的對比分析

馬港 中南民族大學經濟學院

改革開放40多年來，中國經濟始終保持著較快的增長速度，從1978—2019年，按不變價計算國內生產總值由3593.02億元增加到890304.85億元，遠高于同期世界經濟的年均增速水平，在全球主要經濟體中名列前茅。基礎設施建設在為城市提供交通、能源、環境等服務的同時，還為區域經濟的發展作出了重大貢獻。2014 年，“依托黃金水道，建設長江經濟帶”首次被寫入《政府工作報告》，長江經濟帶經濟社會發展取得了較大成果，但其東西跨度大，基礎設施投資建設重短期輕長期，區域內部經濟發展不平衡程度有進一步拉大的態勢。因此，分析長江經濟帶基礎設施對經濟拉大的省份差異對聯動東中西三大區域、培養我國經濟可持續增長新動力，以及區域間的協調發展具有重要意義。

一、文獻綜述

學界對于基礎設施建設對經濟影響的作用研究始于20世紀40年代，英國著名經濟學家羅森斯坦·羅丹提出了“大推動”理論，成為基礎設施經濟問題研究的開端，他認為發展中國家只有對國民經濟的各個部門同時進行大規模投資，才能推動整個經濟體的均衡和全面發展。

近年來，國內外學者圍繞基礎設施建設與經濟增長的關系研究主要集中在以下方面：

（1）基礎設施建設對經濟增長的影響。大多數學者通過研究發現，基礎設施建設顯著促進了地區經濟增長。曹萍（2011）認為城市基礎設施建設與區域經濟發展兩者相互促進、相互影響。馬昱（2019）利用中介效應和面板門檻模型分析了城市基礎設施、技術創新對區域經濟發展的影響，結果表明：城市基礎設施以技術創新作為中介，對區域經濟發展起到了顯著影響，且隨著基礎設施建設水平的提升，其對經濟發展呈現出邊際效應遞減規律；張津瑞（2019）運用長江經濟帶統計數據，采用空間面板模型分析，認為不同類型的基礎設施存量對經濟增長的貢獻表現出差異性。

隨著新經濟地理學和空間經濟學的興起，學者也逐漸將空間因素納入研究范圍來考察基礎設施建設的空間作用。張學良（2007，2009）選取中國各區域內交通基礎設施為研究對象，發現交通基礎設施的經濟增長產出彈性為正，且空間溢出效應非常顯著；年猛（2019）利用全球夜間燈光數據作為經濟發展水平的代理變量，分析了高速鐵路建設的經濟影響，發現高鐵建設對靠近站點的區域經濟增長影響顯著，且對其連通的區域經濟增長具有帶動作用，一般縣受益最大，然后是縣級市和地級以上城市。

除此以外，也有部分學者認為基礎設施對經濟增長的作用并不明顯。廖茂林等（2018）的研究發現，基礎設施規模的增加并不直接意味著更快的經濟增長，在經濟的不同發展階段，基礎設施對增長的影響具有異質性。Crescenz和Rodriguez（2012）的研究表明，交通基礎設施對歐盟經濟增長的促進作用缺乏足夠證據。

（2）基礎設施建設影響經濟增長的路徑。Brenneman和Kerf（2002）研究認為，改善交通條件可以擴大勞動力市場規模，而良好的供水條件和衛生設施通過提高人力資本水平，進而可以對經濟增長產生促進作用。吳江等（2019）發現交通基礎設施建設通過影響產業集聚促進了地區經濟增長。肖挺和黃先明（2018）發現城市交通基礎設施的建設將對當地的就業吸納能力產生積極作用，因而可以促進經濟增長。程銳（2019）將基礎設施分為軟硬兩個方面，發現基礎設施差距導致了經濟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設施建設的代理變量，而基礎設施涵蓋范圍廣，不同類型的基礎設施對經濟的貢獻表現出地區差異性。因此，本文在前人研究的基礎上，將基礎設施分為交通狀況、能源供給等“硬設施”，環境生態等“軟設施”，綜合探討了長江經濟帶基礎設施對經濟增長的影響，以期為促進區域協調發展提供參考性建議。

二、模型設定與變量選擇

本文研究基礎設施建設與經濟增長的區域性差異，選取四川、湖北、江蘇三省作為長江經濟帶上中下游代表性省份，從交通狀況、能源供給、環境生態三個方面考察基礎設施建設的區域經濟增長效應，構建如下多元線性回歸模型：

其中，α0為截距項，βi為待估參數，ε為隨機擾動項。變量說明如下：

1.被解釋變量

區域經濟增長水平（Pgdp）。本文選取人均地區生產總值增長率來衡量區域經濟增長水平。

2.解釋變量

交通狀況（Road）。區位特征在很大程度上影響了區域發展的能力，決定了區域發展的上下限，交通運輸網絡的建設可以起到彌補區位劣勢、連通地區內外的作用，促進地區發展潛力的釋放。我國公路客貨流量大，網絡建設完善，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面反映，越來越多的研究將電力消耗作為衡量經濟發展的重要指標。作為大型基礎設施項目，電力供應反映了城市經濟增長的真實性，是城市經濟活動順利進行的重要保障。本文選取發電量增長率測度區域能源供給情況。

環境生態（Green）。“綠水青山就是金山銀山”，經濟社會的發展使得人們的需求更加多元化，對舒適生活環境的追求吸引著人才的流動、企業的遷移。在城市化進程中，城市綠化和景觀的建設必不可少，本文選取城市綠化面積增長率衡量區域環境生態狀況。

三、實證分析

（一）模型檢驗

1.多重共線性檢驗

從表2可以看出，解釋變量間相關系數較低，且根據經驗，基本排除模型中存在多重共線性。另外，模型回歸結果的VIF值為1.58，遠小于5，認為解釋變量間不存在嚴重的多重共線性。

表2 解釋變量間相關系數

2.平穩性檢驗

為消除模型結構變動或趨勢序列帶來的不平穩問題，需要對數據進行平穩性檢驗并加以修正，利用ADF單位根檢驗法檢測序列平穩性。

根據表3，Pgdp、Ene的原始數據序列ADF檢驗的P值分別為0.554和0.268，說明該序列不平穩，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。Road、Green的原始數據序列ADF檢驗的P值分別為0.001和0.036，表明兩序列平穩，考慮到Pgdp、Ene一階差分序列平穩，對其仍做一階差分使所有解釋變量序列一階單整，以便進行協整檢驗。

3.異方差檢驗

本文選取江蘇、湖北、四川三省數據建立模型分析基礎設施建設的經濟效應差異，模型中可能存在異方差，現對模型進行懷特異方差檢驗。

表4結果顯示，nR2的值為2.718，相應P值為0.974，不能拒絕原假設，故認為模型中不存在異方差。

表4 懷特異方差檢驗結果

4.自相關檢驗

鑒于本文選取時間序列數據建立模型，誤差項之間易產生自相關，故在回歸前對模型進行了序列自相關檢驗。

對模型進行二期滯后拉格朗日乘數自相關檢驗，根據表5，殘差的一二期滯后項系數不顯著，且X2的P值為0.209，不能拒絕原假設，故認為模型不存在序列自相關。

表5 拉格朗日乘數法自相關檢驗結果

5.協整檢驗

為判斷變量間是否存在穩定的關系，根據VAR模型設置及樣本量考量，確定對原序列執行一階滯后的協整檢驗，結果如表6所示：

表6 Johansen協整檢驗結果

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整關系。

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整關系，通過利用正規化協整方程，估計向量誤差修正模型。結果如表7所示。

表7 向量誤差修正模型估計結果

做VEC模型變量間協整關系圖，如圖1所示，零均值線代表了變量間的長期穩定關系，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，經過約4年的調整，在2010年左右重新回到了長期均衡穩定狀態。之后，誤差修正項的數值比較小，表明這些時期短期波動偏離長期均衡的幅度較小。

圖1 VEC模型的協整關系圖

7.格蘭杰因果檢驗

為探究所選變量在統計學上的因果關系，對人均地區生產總值增長率、公路里程增長率、用電量增長率、城市綠化面積增長率進行格蘭杰因果檢驗，結果如表8所示。

表8 格蘭杰因果檢驗結果

由表8的檢驗結果可得，在滯后期為2的條件下，發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，表明城市能源供應對其他基礎設施的建設起著保障作用；且城市綠化面積和公路里程間有統計上的雙向因果關系，原因可能是道路建設的同時周邊環境也在翻新改善，環境改善吸引大量人群，又反向提高了對交通設施的要求。

8.脈沖響應函數

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

表9 兩期滯后VAR模型參數估計結果

表10 VAR模型殘差相關系數矩陣

Ene方程的殘差與其他兩個方程的殘差之間相關性較小，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，結果如圖2所示。

圖2 Ene、Road、Green對Ene擾動的20期響應

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

（二）回歸結果

回歸結果如表11所示，可以發現，在基礎設施建設方面，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顯著為正，表明兩省拉動型基礎建設和社會型基礎建設的發展對提升區域經濟發展有顯著影響。相對于其他兩省，江蘇省城市綠化工程的建設能帶來更多人均收入水平的提高。四川省的解釋變量系數均不顯著，表明三個自變量不能很好地解釋基礎設施建設對其經濟增長的影響，原因可能在于四川的地理地形特征決定了其公路建設仍以連通欠發達城市為目標，沒有起到打通區域內外兩市場的作用，其對經濟增長的貢獻潛力沒有得到有效發揮；而用電量和城市綠化建設多以成都為主，資源虹吸效應和極化發展態勢明顯，從而對全省的經濟發展解釋力度較低。

表1 變量說明與描述性統計

表11 基礎設施建設與經濟增長的區域差異回歸結果

四、結論與政策啟示

本文通過采用多元線性回歸模型，將基礎設施建設分為交通狀況、能源供給、環境生態三個方面，對長江經濟帶上中下游省份基礎設施建設對經濟增長的效應進行了分析，研究發現：① 基礎設施建設對經濟增長的帶動效應表現出地區差異。湖北、江蘇經濟增長更多地受益于基礎設施的建設，四川由于特殊的地理特征及“成都獨大”的經濟特征，導致基建的經濟增長作用不明顯。② 不同類型的基礎設施對區域經濟的發展效應存在明顯區別。具體而言，道路交通建設和能源產出對經濟增長的作用更為顯著，城市綠化則表現出地區差異性，對江蘇經濟貢獻更大。

總體而言，現階段推動長江經濟帶地區基礎設施建設，仍然是拉動區域經濟增長的有效措施，其中交通基礎設施和能源基礎設施建設對于經濟增長的拉動，還具有相當大的潛力。同時也要注意到，在長江經濟帶內部應重視省級和省內間的協調發展，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，也要兼顧落后地區的發展后勁，確保區域間的協調發展。