下面文章主要通過(guò)分析交通基礎(chǔ)設(shè)施增收效應(yīng)的理論機(jī)制，對(duì)我國(guó)1997—2015年30個(gè)省級(jí)單位的面板數(shù)據(jù)加以研究，構(gòu)建鄰接空間權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣下的面板空間計(jì)量模型，對(duì)交通基礎(chǔ)設(shè)施的增收效應(yīng)進(jìn)行研究。結(jié)果發(fā)現(xiàn)我國(guó)交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展對(duì)居民收入存在顯著的空間溢出效應(yīng)，不考慮交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)居民收入的空間影響，可能會(huì)高估鄰近地區(qū)居民收入對(duì)本地居民收入的溢出效應(yīng)。
關(guān)鍵詞:交通基礎(chǔ)設(shè)施,居民收入水平,空間溢出效應(yīng),空間計(jì)量模型,面板數(shù)據(jù)
1引言
發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)家Rosenstein-Rodan[1]認(rèn)為，交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展是居民增收的先行條件。近年來(lái)，我國(guó)對(duì)公路、鐵路、水利、電力等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投入力度不斷加大，促使我國(guó)交通設(shè)施建設(shè)實(shí)現(xiàn)了跨越式發(fā)展，2016年底鐵路里程達(dá)到12.4萬(wàn)km，比2006年增長(zhǎng)了1.6倍，比1997年增長(zhǎng)了10.3倍;公路里程2016年底達(dá)到469.6萬(wàn)km，比2006年和1997年分別增長(zhǎng)了1.4倍和3.6倍。
促進(jìn)交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)發(fā)展不僅對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有“加速器”作用，還可通過(guò)顯著的空間溢出效應(yīng)逐漸縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距。同時(shí)，發(fā)展交通基礎(chǔ)設(shè)施是我國(guó)開(kāi)展“民生工程”的重要手段，發(fā)達(dá)的交通基礎(chǔ)設(shè)施可降低勞動(dòng)力與市場(chǎng)需求信息的不對(duì)稱(chēng)性，有利于增加勞動(dòng)要素可流動(dòng)性進(jìn)而降低流動(dòng)成本。目前學(xué)者們對(duì)交通基礎(chǔ)設(shè)施增收效應(yīng)的研究較少，更多的是關(guān)注交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、城鄉(xiāng)收入差距、生產(chǎn)效率等產(chǎn)生的影響。
Barro[2]、Cazzavillan[3]發(fā)現(xiàn)基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在正的外部性;Hulten[4]表明這種正外部性并不顯著。魏巍[5]等研究發(fā)現(xiàn)交通基礎(chǔ)設(shè)施有利于產(chǎn)業(yè)集聚且對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向溢出效應(yīng);劉生龍等[6]發(fā)現(xiàn)交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)改善區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化具有促進(jìn)作用;周紹杰等[7]分別用靜態(tài)和動(dòng)態(tài)非平衡面板模型研究三大基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)農(nóng)村居民收入的影響，結(jié)果分別顯著為正;張光南[8]等采用工業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析了交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)制造業(yè)生產(chǎn)要素投入的影響，結(jié)果顯示鐵路貨運(yùn)對(duì)生產(chǎn)效率的影響不顯著，公路客運(yùn)對(duì)生產(chǎn)效率的影響為負(fù);羅能生等[9]將研究期限劃分為兩個(gè)階段，分別研究交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)縮小城鄉(xiāng)差距的邊際效用，發(fā)現(xiàn)隨著時(shí)間推移邊際效用逐漸減少。交通基礎(chǔ)設(shè)施在提升人民生活水平減少貧困等方面發(fā)揮著重要作用。
本文根據(jù)交通基礎(chǔ)設(shè)施增收效應(yīng)理論機(jī)制，構(gòu)建空間面板計(jì)量模型，以驗(yàn)證交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)居民收入具有溢出效應(yīng)等推論，以填補(bǔ)該方面研究空缺。
2理論模型
交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)居民收入增長(zhǎng)的促進(jìn)作用類(lèi)似于一個(gè)額外的技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)。在考察交通基礎(chǔ)設(shè)施增收的空間效應(yīng)時(shí)，將嚴(yán)格的外生交通基礎(chǔ)設(shè)施變量融進(jìn)技術(shù)進(jìn)步因素中，包含資本、勞動(dòng)、交通基礎(chǔ)設(shè)施三要素的新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)函數(shù)可構(gòu)建為:Y=A(T)f(K，L)(…………………………1)式中，A(T)為技術(shù)進(jìn)步，是一個(gè)關(guān)于交通基礎(chǔ)設(shè)施的外生函數(shù)，A(T)/T>0;f'K(K，L)>0，f″K(K，L)<0，f'L(K，L)>0，f″L(K，L)<0。
借鑒Boarnet[10]的兩地經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)假設(shè)條件:①市場(chǎng)分割為南北兩個(gè)城市(S、N)，市場(chǎng)信息完備，為完全競(jìng)爭(zhēng)形態(tài)。②S、N分別生產(chǎn)同質(zhì)化產(chǎn)品，短期內(nèi)資本、勞動(dòng)力具有不變彈性，即短期S、N資本和勞動(dòng)力對(duì)利息率和工資率完全不敏感，但長(zhǎng)期資本和勞動(dòng)力在S、N間自由流動(dòng)，流動(dòng)成本可忽略不計(jì)。③交通基礎(chǔ)設(shè)施由中央政府提供，不考慮中央政府對(duì)S、N的稅負(fù)影響，即S、N對(duì)交通基礎(chǔ)設(shè)施使用的邊際成本為零。④在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的初始階段，S、N要素稟賦完全一致，即:TS=TN，AS(T)=AN(T)，KS=KN，LS=LN。
3模型設(shè)定及變量選取
3.1空間計(jì)量模型的構(gòu)建
借鑒Bernardino[11]的建模思想，結(jié)合研究目標(biāo)和內(nèi)容，建立交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)我國(guó)居民收入影響的計(jì)量模型為:lnI=+β1lnK+β2lnAL+β3T+ΣβX+ε……………………………………………(13)該公式可估計(jì)出交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展T對(duì)我國(guó)居民收入I的貢獻(xiàn)程度，但考慮到一個(gè)地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施的完善程度不僅對(duì)本地居民收入有影響，可能會(huì)通過(guò)各種渠道影響到其他地區(qū)的居民收入，即交通基礎(chǔ)設(shè)施增收的空間溢出效應(yīng)在此模型中不能體現(xiàn)。因此，依據(jù)Elhorst[12]的空間計(jì)量思想，將地區(qū)之間的地理關(guān)系引入到計(jì)量模型中，在本文采用的鄰接空間權(quán)重矩陣W1中，當(dāng)i省和j省有共同邊界時(shí)Wij=1，否則為0。考慮到鄰接空間權(quán)重矩陣假設(shè)各相鄰地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是相同的，不能完全體現(xiàn)我國(guó)各地區(qū)實(shí)際的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r。
3.2變量選取與數(shù)據(jù)說(shuō)明
考慮到數(shù)據(jù)的完整性，選擇1997年重慶直轄為研究起點(diǎn)，時(shí)間跨度為1997—2015年，包括我國(guó)30個(gè)省份(未包括香港與澳門(mén)特別行政區(qū)、臺(tái)灣省和西藏自治區(qū))的相關(guān)數(shù)據(jù)。被解釋變量為居民實(shí)際收入水平，解釋變量包括兩類(lèi):一類(lèi)是主要解釋變量，包括資本存量、人力資本、交通基礎(chǔ)設(shè)施;另一類(lèi)是控制變量，指對(duì)居民收入有一定影響的其他經(jīng)濟(jì)變量。
有關(guān)變量的說(shuō)明如下:被解釋變量與主要解釋變量:①居民實(shí)際收入水平(I)。為衡量我國(guó)居民實(shí)際收入水平，采用高連水[14]的方法進(jìn)行測(cè)算，計(jì)算公式為:Ii=ηirPir+ηiuPiu。式中，Ii表示i地區(qū)居民人均收入水平;ηir、ηiu分別表示農(nóng)村人口占比和城市人口占比;Pir、Piu分別表示農(nóng)村、城市居民可支配收入，兩者分別使用各地城市、農(nóng)村消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(1997年基期)來(lái)消除價(jià)格的影響。
②人力資本(AL)。借鑒丁黃艷[15]的做法，人力資本用勞動(dòng)力資源和知識(shí)資本的乘積表示，勞動(dòng)力資源選擇各地區(qū)就業(yè)人員數(shù)表示，知識(shí)資本以就業(yè)人員平均受教育年限表示，給未上過(guò)學(xué)、小學(xué)、初中、高中、專(zhuān)科、本科、研究生的就業(yè)人員占比分別賦權(quán)重1、6、9、12、15、16、19，進(jìn)一步計(jì)算出就業(yè)人員的平均受教育年限。
③資本存量(K)。資本存量的估算方法采用Goldsmith開(kāi)創(chuàng)性運(yùn)用的永續(xù)盤(pán)存法(PIM)，基本估計(jì)公式為:Kt=Kt-1(1-δ)+It。式中，δ為資本存量的經(jīng)濟(jì)折舊率;It為當(dāng)期投資額。公式中主要涉及四個(gè)變量，借鑒單豪杰[16]的做法，將δ估值為10.96%，It用各個(gè)地區(qū)每年的全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額表示，基期資本存量用1997年全社會(huì)固定資產(chǎn)投資除以經(jīng)濟(jì)折舊率與考察期內(nèi)固定資產(chǎn)投資總額年均增長(zhǎng)率之和來(lái)計(jì)算，全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額可比價(jià)折算指數(shù)使用1997年為基期的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)。
④交通基礎(chǔ)設(shè)施(T)。關(guān)于交通基礎(chǔ)設(shè)施的概念，因研究視角的不同對(duì)其認(rèn)識(shí)也不完全一致。根據(jù)研究?jī)?nèi)容將其定義為具有空間外部性屬性的為人或物實(shí)現(xiàn)空間移動(dòng)所共享的基礎(chǔ)保障設(shè)施。鐵路、公路、民航、水運(yùn)是構(gòu)成我國(guó)交通基礎(chǔ)設(shè)施的四大板塊，葉昌友等[17]研究認(rèn)為公路和鐵路所負(fù)擔(dān)的全社會(huì)貨運(yùn)總量和客運(yùn)總量均超過(guò)85%，可見(jiàn)公路、鐵路基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)現(xiàn)階段居民收入的貢獻(xiàn)度較大。
此外，只有部分省份存在水運(yùn)基礎(chǔ)，不利于對(duì)全國(guó)進(jìn)行橫向比較，機(jī)場(chǎng)數(shù)量在各地區(qū)的分布有限且相關(guān)數(shù)據(jù)不易收集和比較，因此本文不考慮水運(yùn)和民航交通基礎(chǔ)設(shè)施。考慮到可比性問(wèn)題，采用Démurger[18]的方法加總公路里程(除去等外路)和鐵路里程之后再除以各地區(qū)的國(guó)土面積，得到1997—2015年各地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施密度。控制變量:①城市化水平(U)。
城市化水平提高表明城市居民增加，農(nóng)村居民減少，城市為居民提供了更多的就業(yè)機(jī)會(huì)，同時(shí)也提高了就業(yè)質(zhì)量，城市居民平均可支配收入一般高于農(nóng)村居民平均可支配收入，使城鄉(xiāng)居民總收入整體增加，在人口基數(shù)不變的情況下，對(duì)人均收入水平增長(zhǎng)存在一定的影響，使用城市人口占總?cè)丝诘谋戎乇硎敬酥笜?biāo)。②產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指數(shù)(S)。
產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指數(shù)可測(cè)算產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)水平。隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由第一產(chǎn)業(yè)逐漸向第二、第三產(chǎn)業(yè)過(guò)渡，如今第三產(chǎn)業(yè)的主導(dǎo)地位日益顯著，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)必然會(huì)帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)效率以及人民就業(yè)的變化，對(duì)我國(guó)居民收入產(chǎn)生一定的影響。借鑒李逢春[19]的做法賦值1、2、3分別作為第一、二、三產(chǎn)業(yè)的權(quán)重，然后乘以三大產(chǎn)業(yè)占比，加權(quán)后作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)指標(biāo)。③經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(lnG)。地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的高低關(guān)系到人民的工作與生活，與居民收入存在必然的聯(lián)系，使用各地區(qū)實(shí)際GDP的對(duì)數(shù)表示該指標(biāo)。
④金融發(fā)展水平(F)。金融發(fā)展在促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、人民就業(yè)起到了非常重要的作用，對(duì)人民收入水平的變化有一定的影響作用，使用金融機(jī)構(gòu)人民幣貸款余額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示。⑤對(duì)外開(kāi)放水平(O)。較高的對(duì)外貿(mào)易開(kāi)放程度一方面可增加就業(yè)崗位，另一方面可通過(guò)引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)來(lái)提高生產(chǎn)效率，進(jìn)一步增加居民收入，使用進(jìn)出口總額占GDP的比重表示此指標(biāo)。以上數(shù)據(jù)來(lái)源于《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和相關(guān)年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》與各地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒。
4實(shí)證結(jié)果分析
4.1居民實(shí)際收入水平空間相關(guān)性檢驗(yàn)
在構(gòu)建空間計(jì)量模型之前，使用莫蘭指數(shù)對(duì)被解釋變量居民實(shí)際收入水平進(jìn)行全局空間相關(guān)性檢驗(yàn)，在鄰接空間權(quán)重矩陣W1下測(cè)度的每一年的莫蘭值均大于0.4，在經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣W2下測(cè)度的莫蘭值均大于0.5，且都通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明考察期內(nèi)我國(guó)居民收入水平存在空間自相關(guān)性，即一個(gè)地區(qū)的居民收入水平受鄰近地區(qū)居民收入水平的影響顯著。2013—2015年測(cè)度的莫蘭值有所下降，原因可能是在經(jīng)濟(jì)全球化的大背景下，我國(guó)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)聯(lián)系越來(lái)越密切，鄰近地區(qū)對(duì)本地區(qū)的影響程度不再顯著，并有逐年減小的趨勢(shì)。
4.2交通基礎(chǔ)設(shè)施空間相關(guān)性實(shí)證檢驗(yàn)
通過(guò)比較不含空間效應(yīng)的普通面板數(shù)據(jù)模型(PDM)、被解釋變量含有空間效應(yīng)的面板空間滯后模型(SAR)、誤差項(xiàng)含有空間效應(yīng)的面板空間誤差模型(SEM)和交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)鄰近地區(qū)居民收入有影響的面板空間杜賓模型(SDM)來(lái)量化不同空間經(jīng)濟(jì)特征下交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)居民收入的影響作用，以論證本文交通基礎(chǔ)設(shè)施增收存在空間溢出效應(yīng)的推論。
由于地理位置、時(shí)間跨度、政策變動(dòng)等因素都會(huì)使地區(qū)之間存在異質(zhì)性，因此選擇時(shí)空固定模型更為合理。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果表明，時(shí)空固定是最好的選擇。根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則和施瓦茨信息準(zhǔn)則對(duì)模型變量?jī)?yōu)選的判斷，不管是在W1權(quán)重矩陣還是在W2權(quán)重矩陣下，空間杜賓模型(SDM)的AIC、BIC值最小，表示空間杜賓模型(SDM)是優(yōu)于其他三個(gè)模型的。
根據(jù)Wald1檢驗(yàn)值可見(jiàn)，空間滯后模型(SAR)和空間誤差模型(SEM)在兩個(gè)空間權(quán)重矩陣下均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，前者通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，顯著性水平較高，且在赤池信息準(zhǔn)則和施瓦茨信息準(zhǔn)則比較下前者優(yōu)于后者，因此本文對(duì)基于兩個(gè)空間權(quán)重矩陣的空間杜賓模型(SDM)和空間滯后模型(SAR)進(jìn)行了實(shí)證結(jié)果分析。
5結(jié)論與啟示
本文使用1997—2015年我國(guó)30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建鄰接空間權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣下的面板空間計(jì)量模型，對(duì)我國(guó)交通基礎(chǔ)設(shè)施的增收效應(yīng)進(jìn)行了研究，得出以下主要研究結(jié)論:在考察交通基礎(chǔ)設(shè)施增收的空間效應(yīng)時(shí)，將交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)居民收入增長(zhǎng)的促進(jìn)作用看作一個(gè)額外的技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)，借鑒兩地經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)假設(shè)條件，通過(guò)推導(dǎo)得出兩個(gè)推論并證實(shí):交通基礎(chǔ)設(shè)施增收存在空間溢出效應(yīng);不論交通基礎(chǔ)設(shè)施資金投入的先后順序，隨著勞動(dòng)力理性轉(zhuǎn)移均可提升其他地區(qū)的居民收入水平。我國(guó)交通基礎(chǔ)設(shè)施增收的空間溢出效應(yīng)顯著。
在W1和W2空間矩陣下，SDM模型中的交通基礎(chǔ)設(shè)施系數(shù)估計(jì)顯著為0.069和0.085，說(shuō)明鄰近地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施密度每增加1個(gè)單位會(huì)促進(jìn)本地區(qū)居民際收入水平提高0.069%—0.085%。不考慮交通基礎(chǔ)設(shè)施增收的空間影響，可能會(huì)高估鄰近地區(qū)居民收入對(duì)本地居民收入的溢出效應(yīng)。
在考慮地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差別的經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣W2的基礎(chǔ)上，空間滯后模型(SAR)中滯后變量系數(shù)估計(jì)顯著為0.212，空間杜賓模型(SDM)對(duì)滯后變量系數(shù)的估計(jì)結(jié)果為0.207。從對(duì)交通基礎(chǔ)設(shè)施增收的直接和間接效應(yīng)測(cè)度結(jié)果中可見(jiàn)，一個(gè)地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施密度每增加1個(gè)單位，其他地區(qū)居民收入水平提高0.095%—0.102%，鄰居較少的省份交通基礎(chǔ)設(shè)施改善對(duì)其他地區(qū)居民收入增長(zhǎng)的正向溢出效應(yīng)較小，鄰居較多的省份比如陜西省、內(nèi)蒙古自治區(qū)等地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施增收的正向溢出效應(yīng)較大。
國(guó)家對(duì)扶持各地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)資金是稀缺資源，不可能滿(mǎn)足所有地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的需要，也不可能平均分配給各個(gè)地區(qū)，而這種對(duì)促進(jìn)居民收入增長(zhǎng)的溢出效應(yīng)有效減弱了由交通基礎(chǔ)建設(shè)投入不均衡帶來(lái)的收入不平等問(wèn)題，無(wú)論交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)資金率先投入給誰(shuí)，隨著勞動(dòng)力的理性轉(zhuǎn)移，其他地區(qū)的居民收入水平也能獲得提升。
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經(jīng)濟(jì)類(lèi)期刊推薦：《經(jīng)濟(jì)研究》是1955年創(chuàng)辦的全國(guó)性綜合經(jīng)濟(jì)理論，由中國(guó)社會(huì)科學(xué)院經(jīng)濟(jì)研究所主辦，國(guó)內(nèi)外公開(kāi)發(fā)行。
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