我國高速公路建設(shè)對經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)的實證研究

李松華

(華北水利水電大學(xué)管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)院，河南鄭州450046)

一、引言

作為影響經(jīng)濟(jì)社會活動基礎(chǔ)結(jié)構(gòu)的重要因素和先決條件，交通運輸對經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著誘發(fā)和推動作用。一方面，作為生產(chǎn)要素的載體，交通運輸保障了經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中物質(zhì)和人才等資源的流動和合理配置，從而可以提高生產(chǎn)要素的利用效率;另一方面，作為經(jīng)濟(jì)活動的一份子，其產(chǎn)業(yè)屬性就決定了能夠直接創(chuàng)造經(jīng)濟(jì)價值。隨著經(jīng)濟(jì)社會的發(fā)展和科技的進(jìn)步，交通運輸工具和方式越發(fā)向復(fù)雜化、高級化演變并形成了包括公路、航空等多樣化運輸方式的綜合系統(tǒng)，其中公路運輸中的高速公路發(fā)展尤其迅速。自1988年我國首條高速公路通車以來，我國的高速公路建設(shè)發(fā)展迅速，截止2011年，我國高速公路里程高達(dá)8．495萬公里，且1991—2011年間，我國的高速公路里程年平均增長率為28．95%，其中，在上個世紀(jì)90年代的大多數(shù)年份，我國高速公路建設(shè)的增長率都在30%以上，甚至一些年份的增長率高達(dá)70%以上。進(jìn)入21世紀(jì)以來，除了2009年受金融危機(jī)的影響，我國高速公路建設(shè)增長率僅有7．9%以外，基本保持了15%左右的增長速度①根據(jù)國家統(tǒng)計局網(wǎng)站歷年統(tǒng)計年鑒的數(shù)據(jù)計算得到。?？梢哉f，20多年來，我國的高速公路建設(shè)極大地推動了我國經(jīng)濟(jì)的增長和發(fā)展。

現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于交通運輸與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的研究主要集中在以下兩個方面。首先，交通運輸與國民經(jīng)濟(jì)的相互作用和關(guān)系。王慶云等認(rèn)為交通運輸與國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間相互影響、共同發(fā)展［1］。劉建強(qiáng)和何景華采用協(xié)整等計量手段的研究認(rèn)為，公路運輸貨運量與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，可以推動經(jīng)濟(jì)的增長［2］。劉秉鐮和趙金濤采用Granger因果檢驗探討了公路運輸與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系［3］。張楠楠和徐逸倫探討了高速鐵路對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響［4］。徐巍和黃民生等探討了區(qū)域交通運輸對經(jīng)濟(jì)增長的作用［5］。其次，交通運輸投資對國民經(jīng)濟(jì)的影響。如Knaap＆Osterhaven運用空間CGE模型研究了鐵路投資對芬蘭經(jīng)濟(jì)的影響，認(rèn)為鐵路投資對經(jīng)濟(jì)增長具有正向推動作用。王元慶，董大朋和陳才等研究者認(rèn)為公路建設(shè)投資對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著推動作用［6，7］。莊序瑩和侯敬雯基于CGE模型的模擬分析發(fā)現(xiàn)，高鐵、公路投資對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著正向推動作用，且高鐵投資的乘數(shù)效應(yīng)更大［8］。

與上述較多關(guān)注交通運輸及投資對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長影響的研究不同，本文立足于宏觀層面，采用向量誤差糾正模型等計量手段探討高速公路建設(shè)對我國經(jīng)濟(jì)增長的數(shù)量效應(yīng)。

二、變量選取和平穩(wěn)性檢驗

(一)變量選取和處理

實證研究所采用的數(shù)據(jù)均來自于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站歷年統(tǒng)計年鑒，樣本長度為1990—2011年，選取了我國高速公路里程(GS)和國內(nèi)生產(chǎn)總值分別作為本文研究高速公路建設(shè)和經(jīng)濟(jì)增長的替代變量。同時，為剔除國內(nèi)生產(chǎn)總值中的物價因素，選取1990—2011年環(huán)比的居民消費價格指數(shù)CPI作為物價的替代變量，并以1990年為基期進(jìn)行定基處理，然后將名義國內(nèi)生產(chǎn)總值除以定基CPI得到實際國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)。此外，為了在一定程度上消除數(shù)據(jù)所存在的趨勢性問題，對兩個觀測數(shù)據(jù)采取了取自然對數(shù)處理。下文的變量平穩(wěn)性檢驗以及相關(guān)實證計算在Eviews6．0中實現(xiàn)。

(二)變量平穩(wěn)性ADF檢驗

為避免時間序列數(shù)據(jù)帶來“偽回歸”問題，本部分對兩個觀測數(shù)據(jù)序列進(jìn)行了平穩(wěn)性ADF檢驗，檢驗結(jié)果見表1(其中滯后階數(shù)選擇采取施瓦茨信息準(zhǔn)則)。由表1可見，經(jīng)濟(jì)增長lnGDP和高速里程lnGS兩個序列的水平值及其一階差分值在5%的顯著性水平下均接受存在單位根的原假設(shè)，從而是非平穩(wěn)的;而兩個序列的二階差分值的ADF檢驗值在5%的顯著性水平下均小于臨界值，從而接受備選假設(shè)，即序列不存在單位根，兩個序列的二階差分序列平穩(wěn)。因此，序列(lnGDP、lnGS)均為I(2)過程。

表1 序列平穩(wěn)性ADF檢驗

三、我國高速里程對經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)的實證研究

(一)Johansen協(xié)整檢驗

為考察我國高速里程lnGS和經(jīng)濟(jì)增長lnGDP之間的長期關(guān)系，本部分對這兩個序列進(jìn)行了Johansen協(xié)整檢驗。表2的跡統(tǒng)計量檢驗表明，在5%的顯著性水平下，我國高速里程lnGS和經(jīng)濟(jì)增長lnGDP之間存在一個協(xié)整方程，即這兩個序列之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。同時，表2中最大特征根統(tǒng)計量檢驗也表明了我國高速里程和經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。

基于上述Johansen協(xié)整檢驗，取最大特征值所對應(yīng)的特征向量作為協(xié)整向量并將其標(biāo)準(zhǔn)化，標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整向量為 β=(1，－6．7795，－0．2406)，由此可以得到我國經(jīng)濟(jì)增長lnGDP和高速里程lnGS的協(xié)整方程。

(1)式中圓括號中的數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)誤。由(1)式中高速里程lnGS的參數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)誤可知，高速里程lnGS的參數(shù)是顯著的，由此說明我國高速里程對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著影響。在雙對數(shù)模型中，變量的參數(shù)為彈性概念，這意味著我國高速里程每增加1%，將導(dǎo)致國內(nèi)生產(chǎn)總值增加0．24個百分點，我國高速公路建設(shè)對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用。

表2 Johansen協(xié)整檢驗

(二)Granger因果檢驗

上文的Johansen協(xié)整檢驗表明我國經(jīng)濟(jì)增長lnGDP和高速里程lnGS之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，為確定兩者之間的相互關(guān)系，進(jìn)行了Granger因果檢驗，檢驗結(jié)果見表3。由表3可見，在滯后階數(shù)為2時，以概率0．0002拒絕了高速里程lnGS不是經(jīng)濟(jì)增長 lnGDP的格蘭杰原因的零假設(shè)，而以概率0．3987接受了不是的格蘭杰原因的零假設(shè)，由此說明這兩個序列之間存在由高速里程lnGS到經(jīng)濟(jì)增長lnGDP的單向格蘭杰因果關(guān)系。此外，將滯后階數(shù)選擇為3階和4階(表3略去了滯后階數(shù)為3和4的Granger檢驗結(jié)果)，Granger檢驗仍表明這兩個序列之間存在由高速里程lnGS到經(jīng)濟(jì)增長lnGDP的單向格蘭杰因果關(guān)系。

表3 經(jīng)濟(jì)增長lnGDP和高速里程lnGS序列的Granger因果檢驗

(三)VECM估計

協(xié)整方程(1)式表明我國經(jīng)濟(jì)增長和高速里程之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，但在短期中，這種均衡狀態(tài)可能會被偏離。為考察這兩個序列之間短期的動態(tài)關(guān)系，采用了含有協(xié)整約束的VAR模型即向量誤差糾正模型(VECM)。我國經(jīng)濟(jì)增長lnGDP和高速里程lnGS之間的向量誤差糾正模型可表示為如下形式。

其中，Δ為一階差分，β1和β2分別為誤差糾正估計中兩個方程的常數(shù)項;誤差糾正項ecmt－1為協(xié)整方程(1)式殘差項的滯后，反映我國經(jīng)濟(jì)增長和高速里程之間的長期均衡關(guān)系;誤差糾正系數(shù)α1和α2反映當(dāng)變量之間的關(guān)系偏離長期的均衡狀態(tài)時，將其調(diào)整到均衡狀態(tài)的調(diào)整速度和方向。參數(shù)φ和ψ分別為解釋變量——經(jīng)濟(jì)增長一階差分序列和高速里程一階差分序列的短期調(diào)整系數(shù)，反映各變量的短期波動對被解釋變量短期變化的影響。

表4給出了我國經(jīng)濟(jì)增長和高速里程之間的VECM參數(shù)估計結(jié)果，其中，滯后階數(shù)依據(jù)赤池信息準(zhǔn)則選擇，最優(yōu)滯后階數(shù)為1。誤差糾正系數(shù)和的估計值分別為－0．0387和－0．2206，小于零，因此，符合誤差糾正的理論意義，說明當(dāng)系統(tǒng)偏離其均衡狀態(tài)時，誤差糾正項能夠使系統(tǒng)自行向其均衡狀態(tài)進(jìn)行調(diào)整。誤差糾正系數(shù)只有α1能夠在統(tǒng)計上通過顯著性t檢驗，說明每一年誤差糾正項使短期經(jīng)濟(jì)增長對其長期均衡狀態(tài)偏離中的3．87%得到調(diào)整;而α2不顯著，說明高速里程向其均衡狀態(tài)調(diào)整的動態(tài)機(jī)制微弱。短期調(diào)整系數(shù)φ1和ψ1的估計值分別為0．6283和 －0．1202，并在統(tǒng)計上是顯著的，由此說明滯后一期的我國經(jīng)濟(jì)增長和高速里程的變動對本期經(jīng)濟(jì)增長具有顯著影響。短期調(diào)整系數(shù)φ2和ψ2的估計值不顯著，說明滯后一期的經(jīng)濟(jì)增長和高速里程對本期高速里程的影響微弱。

表4 VECM估計結(jié)果

四、結(jié)論

基于我國1990年至2011年的相關(guān)數(shù)據(jù)，采用協(xié)整、Granger因果檢驗以及向量誤差糾正模型實證檢驗了我國高速公路建設(shè)對經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)。研究結(jié)論如下。

第一，我國的高速公路建設(shè)對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用。Granger因果檢驗表明，我國高速公路建設(shè)是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因，且協(xié)整檢驗表明二者之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，高速公路里程每增加1%，其對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用導(dǎo)致我國經(jīng)濟(jì)增長增加 0．24%。

第二，我國經(jīng)濟(jì)增長和高速公路建設(shè)之間的短期動態(tài)調(diào)整機(jī)制存在。向量誤差糾正模型的估計表明，誤差糾正系數(shù)均為負(fù)，符合理論意義，但只有經(jīng)濟(jì)增長方程的誤差糾正系數(shù)顯著，說明短期中我國經(jīng)濟(jì)增長向其長期均衡狀態(tài)調(diào)整的動態(tài)機(jī)制存在。

［1］王慶云．交通運輸與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的內(nèi)在關(guān)系［J］．綜合運輸，2003(7)．

［2］劉建強(qiáng)，何景華．交通運輸業(yè)與國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實證研究［J］．交通運輸系統(tǒng)工程與信息，2002(1)．

［3］劉秉鐮，趙金濤．中國交通運輸與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展因果關(guān)系的實證研究［J］．中國軟科學(xué)，2005(6)．

［4］張楠楠，徐逸倫．高速鐵路對沿線區(qū)域發(fā)展的影響研究［J］．地域研究與開發(fā)，2005(3)．

［5］徐巍，黃民生．福建省交通運輸與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的定量分析［J］．福建師范大學(xué)學(xué)報(哲學(xué)社會科學(xué)版)，2007(6)．

［6］王元慶，張志敏，周偉．公路建設(shè)投資優(yōu)勢度計算方法［J］．長安大學(xué)學(xué)報(自然科學(xué)版)，2004(5)．

［7］董大朋，陳才．交通基礎(chǔ)設(shè)施與東北老工業(yè)基地形成與發(fā)展［J］．經(jīng)濟(jì)地理，2009(7)．

［8］莊序瑩，侯敬雯．高速鐵路、公路建設(shè)的財政投資效益研究［J］．財貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2012(6)．