甘肃省交通基础设施建设与经济增长的协整及因果关系研究

毛雪艳，张国昀

（天水师范学院 商学院，甘肃 天水741001）

Rodan 在大推进理论中认为交通等基础设施是一种先行资本，必须优先发展。[1]Nurkse 发展了Rodan 的理论，认为交通基础设施具有网络属性、扩散效应和聚集效应。[2]凯恩斯主张国家对经济进行干预，并通过公共工程解决失业，恢复经济，从另外一个方面说明了基础设施对经济增长的重要性。[3]

甘肃是西北地区连接中、东部地区的桥梁和纽带，贯通东亚与中亚、西亚及欧洲之间的路上重要通道。在国家实施“一带一路”背景下，甘肃省寻求并推进与丝绸之路沿线国家和地区的合作交流，在这种背景下，基于新的理论和方法，对甘肃省交通基础设施与经济增长这一需要迫切研究的热点和难点问题进行分析，揭示交通基础设施对区域经济增长的作用机制与影响路径，对于甘肃省交通基础设施建设和经济的增长关系方向的确定、实现区域经济的协调发展具有重要的实践价值。

不同学者从不同角度对交通基础设施与经济增长的关系进行了研究，张学良认为中部地区交通基础设施对经济增长的贡献最大,表明交通基础设施在中部崛起中起着重要的作用。[4]宗刚等对1978 ～2009 年的年度数据进行分析，认为交通基础设施投资与经济增长之间保持着长期稳定的均衡关系，交通基础设施投资对经济增长的贡献度逐年增加并持久。[5]黄寿峰认为交通基础设施发展是经济增长的重要因素，而与此同时，经济增长为交通基础设施发展提供了必备的经济基础。[6]吴俊杰，王雯利用总量生产函数法和VAR 模型对经济基础设施中的两类基础设施进行研究，得出的结论是，我国基础设施具有很强的外生性，对经济增长有较强的正影响。[7]杨帆，韩传峰，[8]任蓉，[9]孙早，[10]郭晓黎，李红昌，[11]顾文青，[12]侯志强[13]等学者对于中国的基础设施与经济增长关系都做了研究。

金江通过1994～2008 年珠三角地区的相关数据研究，结果表明对交通基础设施的投资不仅能够促进本区的经济增长，还能促进邻近地区的经济发展。[14]刘育红对1980～2010 年“新丝绸之路”经济带交通基础设施投资与经济增长的关系进行了研究，说明了经济增长与交通基础设施投资互相促进。[15]陈子真等利用VAR 模型，对1953～2011 年交通基础设施指标与新疆人均国内生产总值进行了分析和检验，表明:长期内新疆交通基础设施会对经济增长有正向推动效应，在短期内过快地进行交通建设会对新疆经济生负面冲击。[16]

对甘肃省交通基础设施的相关内容进行研究的有：李兴江，张赟通过1980～2009 年间甘肃省公路建设与经济增长之间的数据对甘肃省公路建设与经济增长之间的关系进行实证分析，得出结论：公路建设对经济增长的长期弹性为2.3404，且公路建设与经济增长两者之间存在相互促进的关系。[17]赵婧通过对甘肃省交通基础设施现代化的分析，认为甘肃省交通基础设施现代化的短板主要是：路网供应不足、高速公路和等级公路建设欠缺以及甘肃省对于交通方面的科技投入和支出不成比例。[18]

通过以上的研究及其结论可以看出，对于国家和具体区域基础设施建设与经济增长关系的研究成果比较多，但对于甘肃省交通基础设施与经济增长的关系的研究比较少，并且主要以公路的建设和交通基础设施的现代化为研究内容。因此，本文借鉴已有的研究理论和方法，选取1998～2018年的面板数据，用Eviews9.0 软件对甘肃省交通基础设施与经济增长的关系进行实证分析，揭示交通基础设施对甘肃省经济增长的影响，对于交通基础设施投资规模和方向的确定、实现区域经济的协调发展具有重要的意义。

2 计量模型、变量选取和数据来源

2.1 模型概述

2.1.1 平稳性的单位根检验

如果一个时间序列的均值或自协方差函数随时间而改变，那么这个序列就是非平稳时间序列。随机过程式 中，ρ=1，εt为一稳定过程，且E(εt)=0，

不含常数项

含常数项

含趋势项

零假设H0r：δ=0 ，备择假设H1r：δ ＜1. 只要其中一个模型的检验结果拒绝了原假设，就可以认为时间序列是平稳的，当三个模型的检验结果都不能拒绝零假设时，则认为时间序列是非平稳的。

2.1.2 协整关系检验

本文采用Johansen最大特征根检验法，其假设为:

H0r：有r个协整关系

H1r：至少有r+1个协整关系

检验统计量为：

检验从r=0 开始，若拒绝H00：有0 个协整关系，表明存在协整关系，继续r=1的检验，依次进行，直到不能拒绝原假设H0r，表明存在r 个协整关系。

2.1.3 格兰杰因果关系检验

对于变量X和Y，格兰杰因果关系检验要求估计以下回归模型：

格兰杰因果关系检验是通过构造F统计量，利用F 检验完成的。如果计算的F 值大于给定显著性水平下F 分布的相应的临界值Fα(m，n-k)，则拒绝原假设，即认为X是Y的格兰杰原因。

2.2 变量的选取与数据说明

2.2.1 经济增长水平指标的选取

本文选取国内生产总值(GDP)表示国民经济的发展的情况，为消除通货膨胀、物价上涨等原因的影响，以1998 年作为基期按可比价格计算的国内生产总值指数，折算出以1998 年为基期的实际国内生产总值。

2.2.2 交通基础设施建设的相关指标

由于甘肃省的交通路线主要以铁路和公路为主，因此本文选取铁路里程(RAIL)和公路运营总里程(ROAD)来表示交通基础设施的建设情况。

为了消除数据中出现的异方差性，对每个变量分别取对数，记作LNGDP、LNRAIL 和LNROAD.文中所有数据均来源于《甘肃省统计年鉴2018》和《中国统计年鉴2018》，其中2018年的数据来自于甘肃省国民经济和社会发展统计公报。

3 实证过程及结果分析

3.1平稳性检验

检验时间序列的平稳性是协整分析的前提条件，因此先对经济发展水平LNGDP与铁路里程LNRAIL、公路运营总里程LNROAD 的数据做时间趋势图，如图1所示。从图1中可以看出，自1998年以来，甘肃省的经济发展水平和铁路里程、公路运营总里程在取对数后均呈线性变化，并且都保持了平稳增长的速度，表现出明显的上涨趋势，都是非平稳的时间序列。因此，进一步进行一阶差分，其结果如图2 所示。从图2 可以看出，经过一阶差分后其曲线类似白噪声。

图1 各变量的趋势图

图2 经济增长与交通基础设施序列及一阶差分后的时间趋势图

表1显示了采用ADF检验后的具体结果，LNGDP、LNRAIL、和LNROAD 在1%、5%、10%水平下的ADF值分别为-3.827083、0.998965和-1.56228，均大于1%、5%和10%水平下的临界值，表明交通基础设施与经济增长都是非平稳序列，而经过差分后D(LNGDP)、D(LNRAIL)、和D(LNROAD)的ADF值分别是-4.774685、-5.618741和-5.446836，均小于1%、5%和10%水平下的ADF值。平稳性检验结果表明，经过一阶差分后，这三个序列均变成平稳序列。即这三个序列都是一阶单整序列，可用于协整分析。

3.2 协整关系检验

协整关系反映了变量之间长期稳定的比例关系，可以用来分析甘肃省交通基础设施与经济增长在长期内是否会保持稳定均衡的关系。本文采用Johansen 协整检验，对LNGDP、LNRAIL、和LNROAD的协整关系进行检验，考察它们之间是否存在长期稳定的均衡关系，检验结果见表2.

从表2 可以看出，当秩个数为0 时，秩统计量为43.73706，大于5%和1%显著水平下的临界值，所以拒绝不存在协整关系的零假设，三个变量之间存在协整关系。当秩个数为1 时，秩统计量为4.686386，分别小于5%和1%显著水平下的临界值，因此接受存在一个协整关系的零假设，三个变量之间只存在一个协整关系，这一协整关系所反映的是各变量之间的长期稳定趋势，它趋于长期均衡，其标准化后的长期协整关系如下所示：ECM=LNGDP-0.987964LNRAIL-0.994800LNROAD

上式表明，GDP 每增加1%，铁路里程增加0.98796%，相应的公路里程增加0.9948%，铁路里程增加值对GDP 的弹性为0.98796，公路里程对GDP的弹性为0.9948.

与上式相对应，表3给出了误差修正模型VEC的估计结果。VEC模型的总体检验结果中，赤池信息准则AIC是-5.437784，施瓦茨SC准则是4.102226，这两个比较小，整体效果也较好。

表1 甘肃省交通基础设施与经济增长序列的ADF检验

表2 协整检验结果

表3 交通基础设施与经济增长序列VEC模型的估果VEC模型各方程检验

从误差修正项(EC)看出，LNGDP、LNRAIL和LNROAD三个方程的调整系数分别为0.038463，0.437076和0.036558，说明公路里程，经济增长和铁路线路运营里程对均衡关系都有正向促进关系，因而保持系统的稳定即协整关系的存在，能有效促进经济增长，而协整关系对经济的发展水平的作用较小，对铁路运营里程的影响更大。

从协整关系和误差修正模型看出，经济增长与交通基础设施中的铁路里程的增长体现出长期的均衡关系，经济的增长促进了交通基础设施的增长，具体的结果还需要进一步进行格兰杰因果关系检验来进行分析。

3.3 格兰杰因果关系检验

格兰杰因果关系检验模型用来判断变量之间是否存在因果关系。因此对LNGDP、LNRAIL 和LNROAD的一阶差分序列，即D(LNGDP)、D(LNRAIL)和D(LNROAD)进行格兰杰因果关系检验，结果如表4所示。

根据前面的理论，在显著性水平是5%的前提下，格兰杰因果关系拒绝原假设的条件是P值小于0.05，从表4 可以看出只有滞后阶数是2 时，其相应的概率值小于0.05，拒绝原假设。因此认为D(LNRAIL)是D(LNGDP)的格兰杰原因，说明D(LNGDP)是D(LNROAD)增长的格兰杰原因，并且都只是单项促进关系，并没有因果关系，而其他的P值都大于0.05，只能接受不是格兰杰原因的假设，D(LNRAIL)是D(LNGDP)的增长的格兰杰因果关系在滞后2 阶和3 阶的情况下具有稳定性，这主要是因为基础设施对经济的促进作用周期比较长所造成的，与现实中“要致富，先修路”即交通基础设施对经济发展有积极的促进作用的先验判断是一致的。

3.4 结果分析

首先，协整关系表明，甘肃省交通基础设施建设与经济增长之间保持长期稳定的关系，GDP每增加1%，铁路里程增加0.98796%，公路里程增加0.9948%，可以看出甘肃省经济的增长对交通基础设施的建设具有显著的促进作用。其次，格兰杰因果关系检验结果表明，在短期内，基础设施建设与经济增长不存在因果关系。当滞后阶数为2 和3时，铁路建设促进了甘肃省经济的增长，但经济增长对铁路建设没有影响。经济增长并非交通基础设施发展的原因。主要原因是交通类基础设施的增长大多依靠政策性的投资，这与甘肃省的实际是相吻合的。不论在短期还是长期公路对经济建设都没有作用。主要原因是，一方面基础设施对经济的促进作用具有滞后性，另一方面随着高速铁路网的不断完善，道路客运需求大幅度下降造成大量公路客运班线停运，公路客运经营结构、管理模式单一，货运物流规模化、信息化水平不高，运输结构亟待调整优化。第三，从前面的分析可以看出，交通基础设施建设对甘肃省的经济增长有正面的促进作用，但是格兰杰因果关系检验的结果表明，交通基础设施建设尤其是公路的建设并不是经济增长的原因，这说明单纯依靠交通基础设施建设并不能促进甘肃省的经济增长，还包括技术水平，经济制度等因素。

表4 交通基础设施与经济增长之间的因果关系检验

4 对策建议

文章通过分析甘肃省1998～2018年交通基础设施与经济增长的关系，得到了以下启示：

首先，进一步优化交通供给能力，调整运输结构，全面提升交通运输发展质量和效率。从大推进理论、罗斯托的起飞理论以及我国发达地区的经验都可以看出，交通基础设施是促进经济发展的基础，并且交通基础设施对经济的促进作用存在滞后性。因此，交通基础设施应在保持一定的建设规模的前提下超前建设，其对经济的促进作用才会突显和保持。

其次，加快建设和完善农村交通运输基础设施网络。通过格兰杰因果关系的检验分析看出，甘肃省公路建设和经济的增长互相没有因果关系。而李兴江，张赟对1980～2009年甘肃省公路建设与经济增长在研究表明，甘肃省公路建设与经济增长两者之间存在相互促进。这两种结果截然相反。究其原因，造成两种完全不同结果的主要原因是，两篇文章选取分析的时间不同。李兴江，张赟对1980～2009 年期间甘肃省公路建设与经济增长的关系进行研究。而本文研究的时间段是1998～2018年，正好是十三五规划进行了一半的时期，这期间甘肃省对公路大规模的投资建设，交通基础设施条件显著改善，从图1也可以看出公路的增长速度快于经济的增长速度。但由于与现有的产业布局没有紧密联系，公路建设对于人民群众出行方面发挥了作用，但对经济的促进作用没有明显的显示出来。而且在公路的投资建设中，主要是高速公路和二级公路的建设，城市内公路对经济的促进作用已达到最大化，其对经济的作用不明显。因此，公路建设应该向农村倾斜，结合脱贫攻坚和乡村振兴的规划，根据产业的发展需求因地制宜地建设连接城乡的农村公路交通网络，促进农村电商与旅游文化和其他相关产业融合发展，进而促进农村经济的发展。

最后，由于影响经济增长的因素是多方面的，尽管有了交通基础设施的建设，但在建的过程主要依靠政府政策性的要素投入和规模的增加，由于交通运输管理体制尚未理顺，交通运输法规制度体系不够健全、完善，行业治理体系和治理能力有待提升。因此，必须进一步加大公路运营的改造力度，提升技术等级和管理创新，只有这样才能保证甘肃的经济持续健康发展。