交通基础设施与区域经济增长——基于西部各省的研究

陈剑飞

兰州大学，甘肃 兰州 730030

一、引言及文献综述

长期以来，公共基础设施投资的经济影响一直是学术界关注的重点，而交通作为主要的公共基础设施之一，其研究价值不言而喻。而我国交通受益于本世纪初以来的“刺激计划”，得到了跨越式发展。目前，“八纵八横”的高速铁路网已纳入规划实施，“五纵七横”的国道主干线系统也已建成通车。至2019年底，我国铁路营业里程已达到13.17万公里，公路里程也达到了484.65万公里，分别是1978年的2.55倍和5.44倍，其中高速铁路和高速公路里程分别达到了3.5万公里和14.26万公里，均创造了从无到有，再到里程世界第一的壮举。在过去的四十年间，我国交通运输部门这种跨越式发展，暗示的不仅是我国运输服务和保障能力的显著增强，更是交通运输对经济发展所实现的这种从“瓶颈制约”到“基本适应”的历史性变化。

逐渐完善的交通基础设施大幅削减了国内贸易成本，市场一体化程度也由此有所加深，这对于国内经济而言是难得的发展机遇。上世纪90年代之初我国经济便开启了缓慢增长之路，到如今，已一跃成为全球第二大经济体，工业部门在体量和结构上都有了质的飞跃。在上述背景下，研究交通基础设施发展的巨大成就对我国区域经济增长的影响作用，具有十分重要的理论和实践价值。

一般而言，一国经济的全要素生产率（TFP）能够很好地反应该国的经济发展状况，而TFP理论上取决于两类因素，即技术创新和要素配置，贾俊雪（2017）更加重视后者，他认为公共基础设施投资可以通过作用企业家财富积累方式从而影响TFP；但也有学者强调技术创新的作用，其认为基础设施的提高可以通过促进技术创新进而影响TFP（罗良文，2016）。为了更加直观的研究经济发展与交通基础设施二者的关系，刘冲（2020）采用了Donaldson的方法构建了城市市场可达性指标，证明了交通基础设施能够通过提高市场可达性来提高工业企业全要素生产率进而推动区域经济增长；白丽飞（2019）以西北五省的数据为例，实证得出交通基础设施对经济发展存在正向促进关系。但也有学者认为，单纯地依靠交通基础设施的投入还不能促进经济增长，经济增长来源于多种因素的共同作用，如地区劳动力水平、技术及文化制度等（刘学华，2009）。

交通基础设施的提高虽然可以通过提高区域一体化程度来促进本区域经济增长，但同时更低的运输成本意味着更加激烈的竞争，缺乏经济竞争力的地区发展可能因此而受到制约，即存在空间外溢。张学良（2012）利用1993-2009年的全国省级面板数据实证检验了这一空间外溢性的存在。胡鞍钢（2009）则从理论和实证两个维度说明了交通运输对中国经济发展的溢出效应显著为正。李忠民（2011）以“新丝绸之路”沿线十七座城市的数据为例，实证检验外地交通基础设施水平的提高会显著促进本地经济增长，龚维新（2020）认为交通基础设施在直接促进目标区域的经济增长的同时，还可以通过反馈效应和空间外溢效应放大其对区域经济增长的促进作用。上述研究均为正向外溢，但也不乏负外溢性的例子：樊建强（2020）以陕西省各地级市数据研究得出交通基础设施对区域经济增长的溢出效应显著为负，原因在于便利的交通使得资源过度集中在经济聚集区如西安、咸阳等，进而间接抑制了周边城市经济发展。崔百胜（2017）利用全局指数和局部图检验得出便利的交通基础设施会加速区域要素流出，从而产生负的外溢效应。此外，胡艳（2015）在模型中加入空间权重矩阵，检验发现该外溢性还存在显著的异质性。

在对文献的梳理过程中我们不难发现，现有研究其视角多为全局，缺乏对西部地区的针对性研究。尽管存在少量以西部各省份为研究对象的文章，但其在研究方法上较为单一，在模型变量选取上没有考虑交通基础设施建设的区域外溢性影响，因而难以对西部地区经济发展提供切实有效的参考。

基于我国东西部经济发展差距逐渐拉大的经济背景以及大规模交通基础投资的政策背景下，本文关心的问题主要在以下两个方面：一是交通基础设施投资是否对区域经济增长有显著的促进作用以及其能够在多大程度上促进经济增长。二是交通环境的改善在城市“虹吸效应”中扮演着什么样的角色，经济发达的地区和相对落后的地区是否都能受益于交通基础设施的改善，对交通部门的投资是否能有效缩小区域发展差距、改善区域发展不平衡的现状。

二、研究假说

完善的交通基础设施可以提高市场一体化程度，显著降低运输成本，企业的利润空间也会随之而扩大，进而促进区域经济发展，另外交通网络的完善能够使临近省份市场联系更加紧密，各类生产要素可以更加自由、充分且有效地流动，从而提高资源使用效率，促进区域经济增长。基于以上分析，本文提出如下假说：

假说1：交通基础设施建设在一定程度上可以促进区域经济增长。

交通基础设施的不断完善可以使城市间虹吸效应更加容易发生，生产要素在市场效率以及要素回报的作用下会更多地流向经济发达地区，从而加剧区域发展失衡。而鉴于西部地区发展落后的经济事实，文章提出以下假说：

假说2：交通基础设施建设可以使生产要素更易于流向发达城市，从而抑制西部地区经济发展，即产生负向外溢。

三、基本模型

传统经济学理论一般认为生产要素的流动可以在短期完成且不需要花费任何成本，因而交通基础设施对区域经济的增长也不会产生任何溢出效应，然而实际情况却并非如此，包括公路、铁路、航空和水运在内的任何一种交通方式，其运输成本都不可能为零，交通基础设施对经济增长的影响也绝非仅限于其经过的地方，还包含其周围临近区域，即其存在明显的外溢性，为了分析这种外溢性，本文参考Baronet①的区域经济增长模型，并在其基础上加入了交通基础设施这一基础变量，将西部各省份（新疆、西藏、青海、陕西、宁夏、甘肃、内蒙古、四川、贵州、云南和广西）视为独立实体，研究其产出及影响产出的各种因素。各地区总产出如公式（1）所示：

公式 （1）中，Y为总产出，A为技术进步，Kt为交通运输部门资本存量，Kg为剔除交通运输部门投资后的公共部门资本存量，Kc为私人部门资本存量，L为人力资本，X为包含其他能够对产出产生影响的因素如区域政策、城镇化率和产业聚集等的一个向量。且（1）式中的各种投入满足公式（2）所示的约束条件：

需要说明的一点是，Baronet在其原始模型中对资本类别的区分只有公共资本和私人资本，而本文鉴于研究需要将交通运输部门所积累的资本从公共部门资本中剔除出来。

在实证分析过程中，文章通过构建空间计量模型，既检验了本地交通基础设施建设对本地经济增长的作用，还检验了邻近省份交通基础设施投资对本地经济增长的作用。具体模型如公式（3）所示：

与（1）相比，（3）式中额外加入了变量OKt，表示其他相关区域交通基本设施资本存量，可用来衡量交通基础设施的区域外溢性影响。指标具体构造方法如公式（4）所示：

公式（4）中，N表示与目标区域i相邻的区域j的总数目，wij为空间权重矩阵的元素值。本文采用以下方法对空间权重举证进行了构造：

1.二进制0-1空间权重矩阵Wcont，其是根据两地相邻与否来对矩阵元素进行取值，若相邻则取1，否则取0。最后将各元素标准化使其总和为1。

2.地理距离空间权重矩阵Wnet：

公式（6）中j表示与区域i相邻的地区数目，Nij表示相邻区域i和j之间的交通干线数量，如果相邻区域i和j之间没有交通干线连接，则矩阵元素值为0。文章采用最新的全国各省市国道连接情况来构造地理距离空间权重矩阵，最后将其标准化使之总和为1。

3.人口密度空间权重矩阵Wperpop和人均GDP空间权重矩阵Wperpop，二者能够很好地反映区域间经济距离，其具体构造如公式（7）所示：

在人口密度空间权重矩阵Wperpop中，Xi表示本区域人口密度，Xj则表示相邻区域人口密度；人均GDP空间权重矩阵Wperpop 中，Xi表示本区域人均 GDP，Xj表示相邻区域人均GDP。构造完成后分别将二者标准化使其总和为1。

四、模型拓展与变量界定

区域经济增长来源于多重因素的空间协同作用，完善的交通基础设施可以对其产生正向促进作用，但经济增长并非仅仅来源于交通基础设施投资，因而本文在实证部分还纳入了新经济和新地理等其他因素，建立了一个多维要素协同作用的空间计量模型。另外，由于经济增长所产生的聚集效应和示范效应，某一地区的经济状况对其周边区域的经济发展也会产生影响，即区域经济增长本身就存在空间外溢性，因此文章模型不仅衡量了交通基础设施建设的外溢性，同时还纳入了经济增长本身的空间溢出作用，模型拓展如公式（8）所示：

公式（8）中，Y表示各地历年实际生产总值，ρWY表示区域经济增长本身的空间溢出项，ρ为滞后系数，表示临近区域经济增长对本区域经济增长的影响方式和程度。其余部分变量说明如下：

1.各类资本存量的确定：现有研究对资本存量的测度多采用永续盘存法，本文也借鉴该方法，其在构造资本存量时所涉及的变量有基期资本存量、固定资产投资价格指数、资产折旧率以及当期新增资本。这样，第i省份在第t期的资本存量则可以表示为（9）式所示：

公式（9）中，δit为资本折旧率，参考张军的做法，取δit=9.6%。对于基期资本存量，由于文章研究的样本区间为2003-2017，所以采用2002年各省份全社会固定资产完成额来代替2003年基期资本存量。固定资产投资价格指数则采用《中国统计年鉴》所公布的各年各省的固定资产投资价格指数，需要注明的一点是，无论是国家统计局发布的统计年鉴还是各类数据库，都缺乏关于西藏省固定资产投资价格指数的相关数据，因而文章以全国固定资产投资价格指数对其进行替代，进而对西藏省各类资本存量进行测算。

同时，由于文章将资本类变量划分为私人部门资本存量、交通运输部门资本存量以及剔除交通运输部门资本存量后的公共资本存量。但现有数据库对于公共部门投资与私人部门投资没有明确的划分标准，因而文章以国有企业年度资产投资额来代替公共部门投资，全社会固定资产完成额扣除掉国有企业所实现的部分作为私人部门投资。另外，由于现有统计口径中缺乏专门针对交通基础设施建设投资额的统计，因而，文章以交通运输、仓储及邮政业固定资产投资完成额作为其代理变量。

2.人力资本变量（H）：主要包括人们的教育支出、健康支出以及各类信息获取支出。文章将平均受教育年限作为人力资本的代理变量：H=6s1+9s2+12s3+16s4，其中s1、s2、s3、s4分别表示六岁及以上中小学、初中、高中和大专及以上各类文化程度人口所占比重。数据来源于wind数据库。

3.区域政策（policy）：新经济学理论认为，由政府主导的某些宏观经济政策对一国经济增长是至关重要的。中国特殊的经济政治体制决定了区域经济发展在很长一段时间内会受制于区域经济政策。本文设立反映区域经济政策的虚拟变量policy，以2008年金融危机为节点，2008年以前设为0，2008 年之后设为 1。

4.铁路营业里程（train）和公路里程（road）：传统经济学理论认为，商品和服务在空间上的流动是可以瞬时完成且不需要花费成本的，新地理经济学在研究经济增长时将运输成本内生化为模型变量之一，其认为运输成本在很大程度上决定了厂商的区位选择。

5.城市化水平（urban）：新世纪以来，我国城市化水平取得了较大突破，土地要素得到了前所未有的重视，“土地财政”成为了政府大部基础设施建设资金来源，推动了区域经济增长。文章以城镇人口在总人口中所占比重来衡量城市化率。

6.产业聚集：产业聚集理论认为，由于规模报酬递增的存在，即便两地区自然条件十分接近，突发因素也会使得产业开始在某一地方开始聚集，从而促进生产率提升。文章用地方化经济 LE（Localization Economies）来表示产业聚集，指的是企业可以通过学习效应从本区域其他企业的经济活动中收益，从而提高产业集中度，促进该产业在本区域内发展。函数关系表示如公式（10）所示：

公式（10）中，gi表示 i省年度工业增加值，文章用规模以上工业增加值来代替，Yi表示该省GDP。若某地产业集中度、专门化程度越高，则其LE值越高，这也意味着更强的知识溢出与经济增长能力。

五、模型估计结果

（一）模型设定及估计

如上文所述，在综合考虑了本地区经济增长的滞后效应和其他地区交通基础设施的空间溢出效应之后，文章具体模型如下：

方程（11）包含1自变量，11个因变量，混合误差项为 μi+αt+εit，是一个双因子模型，包含个体效应μi和时间效应αt。现对各变量做如下描述性统计，结果如表1所示：

表1 变量描述性统计

分析表1，可以发现因变量lnY均值为3.642，极差为 2.301，标准差为 0.504，说明各省份GDP在取自然对数后，总体表现平稳，各观测值差异较小。同时模型核心解释变量lnKt、WlnY以及lnOKt标准差都保证在0.7以下，说明其在数值上差异较小，符合平稳性要求。此外，私人部门资本Kc标准差最大，为0.789，说明私人部门资本存量地区差异较大，而这恰符合我国区域发展不平衡的实际情况。下面对模型进行回归分析，回归结果如表2：

表2 模型回归结果及各变量显著性水平

从表2的回归结果中分析得出，本地交通基础设施Kt无论是在考虑外溢效应还是不考虑外溢效应的模型中，其回归系数的显著性水平都很高，私人部门资本存量Kc情况也是如此。另外，对于四种空间权重矩阵所对应的模型中，只有人均GDPWpergdp模型其lnOKt结果不显著，其余模型所对应的lnOKt结果都十分显著。衡量经济增长本身滞后效应的变量lnY，在交通网络及人口权重空间矩阵所对应的模型中显著性水平都很高。而其余变量回归结果则表现得并不显著，因而文章保留显著性水平高的几个核心解释变量，对不显著的变量进行选择性剔除，然后对模型重新回归，结果如表3所示：

表3 剔除非显著变量后的回归结果

（二）估计结果说明

文章选取了交通运输部门资本存量、公路里程以及铁路营业里程三个指标来衡量本地交通基础设施投资对本地经济增长的影响作用。从回归结果总可以看出公路里程和铁路营业里程在所有模型方程中，其估计的回归系数都为正，但显著性水平并不高。但交通运输部门资本存量Kt回归结果却并非如此，在不考虑空间溢出效应的模型中，其估计系数为0.037，显著性水平较高，为0103；其余四种类型的空间计量模型中，该变量所对应的系数分别为0.036、0.036、0.035、0.037，且其显著性水平都很高，交通运输资本存量的产出弹性高达0.036左右，这充分证明前文的假说1：交通基础设施会显著促进区域经济增长。

考察交通基础设施的外溢性，即外地交通基础设施对本地经济增长的影响作用，可以发现，在考虑了空间外溢效应的四种模型中，采用二进制Wcont方法所构造的空间级联模型其lnOKt的回归系数为0.052，回归结果显著，显著性水平为0.175。以交通网络Wnet方法所构造的空间权重矩阵其对应模型的变量估计系数为0.048，显著性水平为0.178，结果显著。以人口密度Wperpop方法所构造的空间权重矩阵其对应的模型系数为0.025，显著性水平为0.086，结果也十分显著。以上种种结果说明，周边地区的交通基础设施对西部地区经济发展能够产生一个正向促进作用。这在实证上推翻了前文假说2：周边地区交通基础设施的完善可以使得本地要素流出，从而对经济增长产生抑制。究其原因，外地交通基础设施对本地经济发展所产生的学习效应和聚集效应大于“虹吸效应”，进而总体上表现出正向促进作用。衡量区域经济增长本身滞后效应的变量WlnY，其回归结果与lnOKt的结果基本一致，其估计系数也均显著为正，说明区域经济增长本身就存在空间依赖性，周边地区经济发展对西部省份有带动作用。

在其他因素中，私人部门资本存量Kc，其各个估计模型中的回归系数都显著为正，且其产出弹性也高达0.026%，同时公共部门资本存量无论是在考虑空间溢出的模型还是不考虑空间溢出模型，估计结果都不显著，这充分说明了在过去的一段时间里，我国西部地区经济发展过度依赖于政府投资，这会导致如下两种结果：一是政府投资数量的逐渐增多大大降低了其边际产出弹性，政府投资对西部地区经济的刺激作用逐渐下滑，这才致使政府投资对西部地区经济增长的回归系数不显著；二是大量的政府投资严重挤出了私人部门投资，私人投资市场处于欠饱和状态，这时候私人投资对西部地区经济增长的刺激作用会更强，即表现为变量Kc的显著性很高。另外，城市化率（urban）在各模型中的回归系数也显著为正，原因在于工业化和城市化一直是我国经济发展的两大核心要素，而进入新世纪以来，工业化告一段落，城市化则逐渐被提上日程，而受制于自然因素以及国家宏观发展政策，西部地区城市化率长期以来都落后于东南沿海地区。西部地区发展失衡，城市化水平不足既是原因，又是结果。最后，新经济地理学因素中衡量产业聚集的变量地方化经济（LE），其在各个回归模型中估计结果也显著为正，即地方化经济能够显著促进区域经济增长，这说明，企业在区域间的聚集可以扩大知识溢出效应，不同的企业可以通过相互学习从而提高其全要素生产率，进而促进区域经济增长。

六、结论与政策建议

从文章实证结果来看，交通基础设施的确会显著促进区域经济增长，同时外地交通基础设施对本区域经济增长的外溢效应也是显著存在的，若不考虑这部分外溢效应，则会高估本地交通基础设施对经济增长的促进作用。但需要说明的是，对于西部省份而言，交通基础设施的外溢效应并不像预想的那样显著为负，即周围地区交通基础的完善并没有加速西部区域生产要素的流出，而是使得资源得以在更广泛的区域内合理分配，进而带动西部地区经济增长。所以，西部省份在下一发展阶段，要始终贯彻交通强国的发展理念，建设高标准交通基础设施，使得要素在区域间流动更加充分、更加便利，这样才会有更多的企业和资金流向西部各省，从而缩小中西部发展差距。

另外，西部地区受过去计划经济体制的影响，其发展对于国有资金的依赖度还很高，公共资金的大量注入，不仅降低了其投资产出弹性，还对私人投资市场产生了严重的挤出效应，严重抑制了市场活力。然而大量理论和实践均表明，由于具有产权清晰这一特性，民营经济的激励机制要比国有经济更强，在市场竞争的约束下，民营经济更具活力，其对经济增长的促进作用也更强。而西部地区民营经济的发展滞后则使得其无法助力经济增长。因而，未来西部地区应该努力降低其经济发展对公共资金的依存度，大力发掘民间投资潜力，对民营经济提供优惠政策，培育经济发展新动能。

注释：

① M.G.Baronet，Spillover and the Locational Effects of Public Infrastructure.