基础设施建设投入与经济发展关系及影响
摘要：通过探究武汉市1990-2010年基础设施建设投入与国民生产总值之间的关系，建立二者间的线性模型，通过ADF检验和协整检验，利用OLS的方法，建立动态误差修正模型，找到两者间存在的函数关系，在理论和实证上说明基础设施投入与国民收入的增加存在正相关关系。
关键词：基础设施建设；经济发展；国民收入
中图分类号：F2
文献标识码：A
文章编号：16723198（2013）04001003
1引言
基础设施建设在国民经济的发展中起着不可或缺的作用，其中包括公路，铁路，机场，城乡电网等。2008年中国政府推出“4万亿”经济刺激计划，其中的绝大多数是进行铁路，公路，机场，城乡电网的建设，可见基础设施建设对拉动我国经济增长的重要性。这不仅可以使中国加快摆脱全球金融危机所带来的负面作用，还可以扩大内需，刺激中国经济的发展和消费的增长。2012年林毅夫在达沃斯论坛上发言，认为基础设施建设是经济发展的动力，基础设施建对促进国民经济增长有着巨大的推动作用。与此同时，武汉市从1990年到2010年武汉市投入大量的资金进行基础设施建设，国有企业固定资产投资从1990年的38.9728亿元上涨到2010年的1474.64亿元。同时，武汉市经济发展迅速，国民生产总值从1990年的176.83亿元，到2010年的5565.93亿元，工业总产值从1990年度的303.15亿元上升到2010年的7004.96亿元，人均生产总值从1990年的2673.17元上涨到2010年的58961元。 在武汉市国民经济取得巨大发展的同时，基础设施建设的投入也在不断增加。武汉市政府将每年的财政收入投入基础设施是否为武汉市经济发展做出了贡献，基础设施建设是否充分发挥了作用。
本文在结构上的安排如下：第二部分为文献综述，第三部分主要分析了基础设施建设与经济发展之间的相互关系，第四部分通过实证分析，通过ADF检验和协整，利用最小二乘法，建立动态修正曲线，找到二者间的联系，最后根据实证分析的结果得出结论。
2文献综述
在历史上，研究过基础设施建设对经济增长的影响，有凯恩斯主义学派，李嘉图学派和新古典主义学派。凯恩斯主义学派认为基础设施只是消费的组成部分，反映了一个地区或者国家的需求，能促进劳动力雇佣。李嘉图学派认为，基础设施建设会对运输成本和分配产生影响，降低贸易利润能够增加比较优势和促进国内和国际的贸易流动。此外，基础设施会增加市场参与度。新古典主义学派认为，基础设施建设能增加生产，交通，通信以及分配系统能够增加搜索，交易，以及装载货物的能力，交通，通信以及分配系统会产生内在的收益，并且被认为是基础设施投入中最重要的部分。此外，基础设施会使得生产力提升，技术扩散，信息扩散，人力资本的发展更加简单。
从国外的学者来看，Ferranti （2004）发现基础设施投入带来的收益随着经济体趋向于成熟呈现倒U型。Briceno-mendia （2005）通过研究一些美国的案例发现随着经济的增长基础设施的投入可能会带来一些负面的影响。Aschauer （1989）通过研究美国1949-1985年商业利润，私人资本，公共资本，劳动力雇佣情况，和产出，发现公共部门的投资回报要比私人部门的投资回报大得多并且私人的生产量和公共部门的基础设施存量有着极强的相关性，但同时他的研究结果引起了极大的争议，他的研究结果与选择的样本数据有着极强的敏感性，因此人们认为他的研究结果存在偶然性。Holta-eakin 和Schwartz （1994）用一阶差分法降低了Aschauer的结果是假的的可能性。Calderon和Serven （2005）用广义矩估计法发现三类基础设施，电信，交通和电厂能对产出产生积极和重要的影响。他们发现这些资产的边际产出超出了那些不是基础设施资产的边际产出。Esfahani和Ramirez （2002）发现政府机构的因素会对基础设施对经济产生的增长作用产生影响。
在国内学者中，胡鞍钢和刘生龙（2010）运用中国28个省市1987—2007年的数据基于一个巴罗类型的增长模型以及对该模型进行分解认为交通基础设施建设于我国经济的发展存在正相关关系，不同交通基础设施和地理位置在我国区域经济差异中扮演了重要的位置，同时交通基础设施建设在西部的经济发展中发挥了积极作用。李一花和洛永民（2009）采用1998-2005年的省级面板数据，综合因素分析法和面板回归模型进行实证分析，认为财政分权显著影响了基础设施建设且基础设施建设对经济的增长十分明显并呈现出地区差异。王新宇，刘贵（2010） 通过建立VAR模型分析我国基础设施建设与经济增长的关系，认为在经济增长与基础设施的相互关系中主要体现的是基础设施对经济增长的促进作用，其中交通，邮电和电力供应对经济增长的贡献尤为突出；同时认为经济增长会促进社会型基础设施的建设，但社会型基础设施建设对经济增长却无明显的促进作用。石涛（2009）认为基础设施建设与经济增长存在十分复杂的关系，基础设施建设对经济增长表现出正外部性效应，结构差异效应，时空效应以及挤出效应等，因此，他认为只有把基础放在系统协同中才能提高投入效率。王海滨（2009）研究基础设施的经济效应，以1978-2008年数据为基础，运用计量经济学的误差修正模型，实证分析了我国30年的基础设施建设与经济增长的关系，认为基础设施建设对经济增长具有长期和短期的经济拉动效应，且短期效应要大于长期效应。张镝和吴利华（2008）运用1952-2006年交通基础设施建设指标与国内生产总值两时间序列进行协整关系检验，误差修正模型和Grange因果关系检验认为我国交通基础设施建设与经济增长有长期均衡关系，在短期内表现为动态均衡，同时二者之间具有双线因果关系。陈建国（2010）运用计量经济学方法认为如果政府在基础设施建设中偏重于能大幅度提高交易效率的那些基础设施建设，则会较大幅度的提高居民的福利水平，但当该幅度达到一定比率后，交易效率和福利水平的提高就变得十分有限。通过以上的文献综述，我们发现外国对基础设施建设的投入研究早于中国，而我国学者侧重于对交通建设的研究分析，而忽视了其他基础设施建设的研究分析，并且在研究过程中多采用面板数据，将省之间的数据进行比较，建立模型变量进行检验。通过以上文献参考，我们发现：第一，大部分文献都是对交通基础设施进行的研究，缺少对总的基础设施的研究。第二，大部分文献研究的基础设施存量，而对政府的基础设施投入对经济的影响缺乏深入的分析与探讨。
有鉴于此，本文通过分析武汉市1990年到2010年的城镇固定资产投资和国民收入总产值，运用相关分析，回归分析等方法，建立两者间的简单模型，亦在考察武汉市的政府基础设施建设投入与经济增长的动态复杂关系进行初步研究，并分阶段的观察基础设施对国民收入的“乘数效应”。
3基础设施建设与经济增长之间的影响机制
在基础设施建设与经济增长之间的相互关系中，基础设施建设对经济增长结构效应，成本效应，环境效应，资本吸引效应，社会公平效应等。基础设施的结构效应是指增加基础设施投入，可以加速基础设施产业本身的结构升级，实现产业的高度化合理化，同时加速其他产业结构升级，提高其他产业的经济效益。成本效应是指通过增加基础设施投资改善基础设施条件，提高基础设施服务，从而达到改善经济活动中的工作环境，降低交易成本，节约交易费用。环境效应是指基础设施保证社会经济活动，改善生态环境，实现资源共享等目的而建立的公共基础设施，包括交通运输，能源，电信，生态，环境等经济型基础设施和医疗卫生，教育社会福利，文化等社会型基础设施，人类生产与生活环境的重要组成部分。资本吸引效应是指基础设施建设的好坏，会影响到资本投入的多少。较大的基础设施投入能降低交易成本必然会吸引更多的资本，加快当地的经济增长；反之，较少的基础设施建设投入，使得交易成本增加，必然会减少私人资本的投入。由于基础设施建设具有一定的公共产品的特性，因此政府在进行基础设施建设时，必然会考虑到基础设施的分配效果，是该项目能有利于社会的财富分配。
同时，经济增长在一定程度上也会带动基础设施投入的增加，推动基础设施的水平和改善人民生活质量。
关系如图1所示。
4实证分析及结论
4.1实证分析的思路及基本模型
首先，本文通过选取武汉市1990-2010年的基础设施投入和国民生产总值的数据，根据Aschauer的研究，基础设施建设对经济增长具有促进作用，表明GDP与基础设施投入存在正相关关系，为了减少异方差的影响，对GDP和基础设施投入去对数，得到LnGDP和LnX 利用Eviews3.1统计软件，进行ADF平稳性检验，在平稳性检验之后，进行协整，检验发现二者存在协整时，建立误差修正模型，利用OLS回归分析的方法找出二者之间的估计模型。然后将1990-2010年的数据分成两个时段，1990-2000年和2000-2010年，再利用上述方法分别求出基础设施投入和国民生产总值之间的关系，观察相关系数的变化，检验基础设施的投入对国民生产总值的回报是否随着经济的发展而逐步降低。
建立模型：LnGDP=α+βLnX+λ9
（X表示基础设施投入，GDP表示武汉市的国民生产总值）
4.2数据处理
在此文章中，选用的是武汉市1990-2010年的统计数据，如表1所示。
数据来源于武汉市2011年统计年鉴，说明：1.城镇50万及以上项目投资包括“基本建设、更新改造、其他投资”2.本文用城镇50万及以上项目投资代替基础设施建设投资。
本文选用Eviews3.1计量经济学分析软件。
4.2.1时间序列的平稳性检验
经济时间序列大多是非平稳的，为了避免“伪回归”现象，首先必须对时间序列进行平稳性检验。单位根检验是平稳性检验的常用方法，包括DF检验，ADF检验，PP检验等。笔者采用ADF检验法，分别对变量LnGDP和LnX进行单位根检验，其结果如表2所示。
从检验结果来看，LnX序列在1%，5%，10%的显著性水平下，单位根检验的Mackinnon临界值分别为-3.8315，-3.0299，-2.6551，t检验值-1.875046均大于相应的临界值，从而不能拒绝H0，表明LnX存在单位根，是非平稳序列；△LnX序列在1%，5%，10%的显著性水平下，单位根检验的Mackinnon临界值分别为-3.9591，-3.0810，-2.6813，t检验的统计量-3.569106，在5%，10%的水平下拒绝H0，表明△LnX不存在单位根，是平稳序列。即LnX是一阶单整的。LnX—I（1）.
采用同样的分析方法，可得Ln GDP是一阶单整的。Ln GDP—I（1）.
4.2.2协整检验
为检验LnX和Ln GDP是否存在长期稳定的关系，采用两边协整关系的EG两步法，对其进行协整检验：
第一步：以Ln GDP为解释变量，LnX为被解释变量，用OLS回归方法估计回归模型，可得式： Ln GDP=0.799782LnX+2.402354+et
R2=0.989806，DW=0.512953F=1844.874
从检验的结果来看，在5%的显著性水平下，单位根检验的临界值为-3.1222，检验的统计值为-4.182395，小雨相应的临界值，故拒绝H0，不存在单位根是平稳序列，说明LnX和Ln GDP之间存在协整关系。
4.3误差修正模型
以上分析可知，LnX和Ln GDP之间存在协整关系，表明二者之间有长期均衡关系。但从短期来看可能会出现失衡，为了增强模型的精度，再将协整模型中的误差看成均衡误差通过建立短期的动态模型，来弥补长期静态模型的不足，即建立误差修正模型。误差修正模型的结构如下：
从回归结果来看，参数符合经济理论：可决系数R2=1.0000，拟合得非常好。系数显著性检验，给定a=0.05查t分布表，在自由度为n-3=18时临界值t=1.734，由于各解释变量的t 值均大于临界值，因此通过显著性检验。在给定0.05的条件下，查DW表，当n=21，k=3，得下界临界值为1.026，上界值为1.669，因为DW统计量为1.3333，小于4-dL，根据判定区域可知不存在自相关。
上述估计结果表明，Ln GDP的变化取决于ΔLnX的变化，且ΔLnX每变化1，Ln GDP会变化0.384557，并且上一期的 Ln GDP的变化不会影响本期的 Ln GDP的变化，误差项对上一期并没有起到修正作用。
5决策及建议
通过上述分析，我们认为基础设施建设的投入对经济的增长具有乘数效应，且伴随着经济的发展，乘数效应逐步减弱，基础设施建设与国民收入的增加具有正相关关系。根据本文的理论与实证的研究结论，我们的政策建议是：政府应重视基础设施投入，保障基础设施投入能跟上经济发展速度。通过以上的结果分析，表明政府的基础设施建设投入对经济增长具有促进作用，能推动国民收入的增加。因此，政府要重视基础设施投入建设，但同时，要提高基础设施建设的效率，避免重复投资，浪费资源。基础设施投入，可以降低交易成本，提高工作效率，扩大企业生产，因此促进经济发展。此外重视落后地区的基础设施投入，缩小城乡之间基础设施建设的差距。
参考文献
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