交通基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)分析
——基于我國省際動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)分析

李一花,于富慧,亓艷萍

(山東大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,濟(jì)南 250100)

一、引言與文獻(xiàn)綜述

從改革開放到現(xiàn)在,我國的經(jīng)濟(jì)一直處于高速發(fā)展?fàn)顟B(tài)。同時(shí),我國基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)展,特別是交通基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)展,伴隨著經(jīng)濟(jì)的飛速增加,也實(shí)現(xiàn)了飛躍式發(fā)展。到2015年末,我國鐵路營業(yè)里程為12萬公里,其中高鐵營業(yè)里程為一萬九千公里,在世界高鐵總里程中的比重超過了百分之六十,在世界上排第一位;鐵路快速客運(yùn)網(wǎng)也基本涵蓋了我國五十萬以上人口的都市;公路里程增加到了457.73萬公里,高速公路里程增加到了12.35萬公里;海運(yùn)船隊(duì)運(yùn)力規(guī)模增加到了一億六千萬載重噸,在世界上排第三位。發(fā)展迅猛的交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)已經(jīng)成為我國經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展過程中的一個(gè)突出特點(diǎn),同時(shí)也被認(rèn)為是解釋“中國速度”的重要因素。

交通基礎(chǔ)設(shè)施和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系,一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)界被關(guān)注的重要問題。在國外,交通基礎(chǔ)設(shè)施和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的探究始于1940年。到了20世紀(jì)80年代,經(jīng)濟(jì)學(xué)家對這個(gè)問題的研究進(jìn)入到實(shí)證研究的層面,學(xué)者們開始構(gòu)建經(jīng)濟(jì)模型,并用新的計(jì)量方法來探索交通基礎(chǔ)設(shè)施與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系,其中做出重大貢獻(xiàn)的當(dāng)屬Aschauer,Aschauer(1989)采用1948～1987年美國的時(shí)間序列數(shù)據(jù),應(yīng)用科布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù),探究了基礎(chǔ)設(shè)施與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系,發(fā)現(xiàn)高速公路、街道、機(jī)場等這一類的交通基礎(chǔ)設(shè)對經(jīng)濟(jì)增長有著極大提高作用[1]。此后,Munnell(1990)同樣證明了基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮著重要作用[2]。Demurger(2001)[3]、Hulten(2006)[4]、Chotia等[5](2016)都通過實(shí)證分析得出交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)對經(jīng)濟(jì)增長有很大影響的觀點(diǎn)。當(dāng)然,也有部分學(xué)者的觀點(diǎn)與此不同。Holtz-Eakin(1994)從總投資中分離出了公共基礎(chǔ)設(shè)施投資,選擇美國高速公路的數(shù)據(jù),用空間計(jì)量方法實(shí)證分析問題,結(jié)果表明以高速公路為代表的基礎(chǔ)設(shè)施投資對經(jīng)濟(jì)增長的影響并不顯著[6]。Jiang(2017)運(yùn)用SEM模型對1986～2011年中國地區(qū)級(jí)面板數(shù)據(jù)集進(jìn)行實(shí)證分析,結(jié)果顯示交通投資對經(jīng)濟(jì)增長的影響,在國家和省一級(jí)明顯不同[7]。Deng(2014)選取中國1987～2010年省級(jí)面板數(shù)據(jù),運(yùn)用面板閾值回歸模型,發(fā)現(xiàn)中國大部分省份的公路基礎(chǔ)設(shè)施影響程度已經(jīng)過于飽和,不斷擴(kuò)大公路網(wǎng)絡(luò)的效率并不高[8]。Shi、Guo和Sun(2017)采用1990-2013年的數(shù)據(jù),運(yùn)用向量誤差修正模型,研究基礎(chǔ)設(shè)施投資與中國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系,結(jié)果表明公路對經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到負(fù)向影響[9]。

目前國內(nèi)學(xué)者對此問題的研究大概分為三種類型:

第一種類型使用的是時(shí)間序列數(shù)據(jù),運(yùn)用向量自回歸模型實(shí)證研究。任蓉(2012)[10]、蒲艷(2015)[11]、黃明清(2015)[12]研究發(fā)現(xiàn),交通基礎(chǔ)設(shè)施投資對經(jīng)濟(jì)增長有著長久平穩(wěn)的作用。顧文青、張濤(2017)基于我國2001～2014年的數(shù)據(jù),探究了公路基礎(chǔ)設(shè)施對流通經(jīng)濟(jì)增長的作用,通過對其進(jìn)行單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)等,發(fā)現(xiàn)流通經(jīng)濟(jì)增長是公路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的格蘭杰原因,而后者卻不是前者的格蘭杰原因[13]。第二種類型是采用面板數(shù)據(jù),運(yùn)用隨機(jī)效應(yīng)、固定效應(yīng)、GMM等計(jì)量模型進(jìn)行研究。張學(xué)良(2007)[14]、蔡新民(2017)[15]基于面板數(shù)據(jù)研究得出,我國的交通基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)增長具有很大的提升作用。劉生龍、胡鞍鋼(2010)考查了1988～2007年間我國交通、信息和能源基礎(chǔ)設(shè)施在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的溢出效應(yīng),發(fā)現(xiàn)前兩者的溢出效應(yīng)明顯,能源基礎(chǔ)設(shè)施不明顯[16]。廖勇海(2012)選用了跨度13年的數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)鐵路和公路交通基礎(chǔ)設(shè)施對TFP增長的效應(yīng)是不同的[17]?；ㄖ袞|、周楊雯倩(2016)采用2000～2013年皖北地區(qū)的數(shù)據(jù),構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板模型,發(fā)現(xiàn)皖北區(qū)域客運(yùn)量、貨運(yùn)量的增長不一定會(huì)帶來區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長[18]。第三種類型是使用面板數(shù)據(jù)和空間計(jì)量模型,驗(yàn)證交通基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)增長的作用。鄧丹萱(2014)、胡艷、朱文霞(2015)通過空間計(jì)量模型,研究交通基礎(chǔ)設(shè)施的溢出效應(yīng),結(jié)果發(fā)現(xiàn)其對我國經(jīng)濟(jì)增長有正的溢出效應(yīng)。董亞寧(2016)利用我國2003～2012年省級(jí)面板數(shù)據(jù)和空間杜賓模型,發(fā)現(xiàn)交通基礎(chǔ)設(shè)施會(huì)拉動(dòng)本區(qū)域和臨近區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。邊嘯(2016)基于我國2001～2013年的面板數(shù)據(jù),運(yùn)用空間面板模型,分析了交通基礎(chǔ)設(shè)施對TFP增長的影響,研究表明我國鐵路基礎(chǔ)設(shè)施和公路基礎(chǔ)設(shè)施均對區(qū)域全要素增長有促進(jìn)作用。趙雪陽(2016)選用面板SDM模型,研究發(fā)現(xiàn)交通基礎(chǔ)設(shè)施對浙江省TFP的提升起到負(fù)向作用,但阻礙作用并不大,電信基礎(chǔ)設(shè)施對浙江省TFP具有正向的總效應(yīng)[19-25]。

綜合上述文獻(xiàn),可以發(fā)現(xiàn),當(dāng)前的研究,大部分是針對交通基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)增長的直接影響,即把交通基礎(chǔ)設(shè)施作為一種要素投入來研究其對經(jīng)濟(jì)增長的作用,而對交通基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)的研究很少,尤其是從全要素生產(chǎn)率角度探究基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)增長的影響的文獻(xiàn)則更少。本文選用1996～2015我國的省際面板數(shù)據(jù),首先測算出全要素生產(chǎn)率,然后用廣義矩估計(jì)法(GMM)對交通基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)進(jìn)行研究。本文內(nèi)容分為以下幾部分:第一部分是引言與文獻(xiàn)綜述,第二部分是我國交通基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)展?fàn)顩r,第三部分是我國省際全要素生產(chǎn)率增長率的測算,第四部分是交通基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)的實(shí)證研究,第五部分是結(jié)論與政策建議。

二、我國交通基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)展?fàn)顩r

自建國以來,我國的交通基礎(chǔ)設(shè)施一直在穩(wěn)步發(fā)展,尤其是改革開放之后,交通基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)展?fàn)顩r良好,進(jìn)步顯著。目前,比較全面的交通網(wǎng)絡(luò)在我國已經(jīng)初步具備,公路、鐵路、民航、水路和管道的鋪設(shè)在快速進(jìn)行。因?yàn)楣泛丸F路在交通基礎(chǔ)設(shè)施中所占比重較大,結(jié)合本文選用的指標(biāo),下文將主要對公路和鐵路基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)展?fàn)顩r進(jìn)行分析。

(一)公路基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)展?fàn)顩r

自1978年改革開放以來,由于經(jīng)濟(jì)增長突飛猛進(jìn),公路運(yùn)輸越來越被需要,巨大的轉(zhuǎn)變出現(xiàn)在了公路基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)中。中央和地方各級(jí)政府對公路基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)給予了極大的重視,分別在20世紀(jì)80年代前期和末期,設(shè)定并施行了國家干線公路網(wǎng)和國道主干線的計(jì)劃。于是,我國公路基礎(chǔ)設(shè)施建造的總體和階段性目標(biāo)確立,交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)提上日程,并由此開始了這一階段的飛速發(fā)展,為我國以后的經(jīng)濟(jì)發(fā)展奠定了根基。

從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)看,我國的公路里程由1949年的8.07萬公里增長到2015年的457.73萬公里,增長了56.72倍,年平均增長率為6.95%;近10年來,公路里程的增加速度有了大幅提高,增長勢頭強(qiáng)勁(圖1)。當(dāng)前,在我國華北、東北、華東區(qū)域已經(jīng)構(gòu)成了一條重要的運(yùn)輸通道,公路基礎(chǔ)設(shè)施有了跳躍式的發(fā)展,公路網(wǎng)結(jié)構(gòu)大大完善。

圖1 1949～2015年公路里程趨勢

在大力建設(shè)公路的同時(shí),我國的高速公路的發(fā)展在從無到有再到形成網(wǎng)絡(luò)的過程中,基本上保持著長期、快速的發(fā)展。截至2015年,我國高速公路的里程為12.35萬公里,超越了美國成為了世界首位,覆蓋了除西藏之外的其他所有省市自治區(qū)。從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)看,我國的高速公路建設(shè)從20世紀(jì)80年代末才開始進(jìn)行,在1998年開始飛速增長。從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)看,到2015年,我國的高速公里里程已經(jīng)有12.35萬公里,1999～2015年的年平均增長率達(dá)到了27.47%(圖2)。

隨著交通基礎(chǔ)設(shè)施的不斷發(fā)展,交通的貨運(yùn)能力也在逐漸增強(qiáng)。從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)看,我國的公路貨物周轉(zhuǎn)量在2008年之前的增長趨勢非常平穩(wěn),2008年之后,隨著公路建設(shè)的發(fā)展,公路貨物周轉(zhuǎn)量的增長速度也得到了飛速的提升,在近三年,其發(fā)展趨勢有再次趨于平穩(wěn)的態(tài)勢;截至2015年底,我國的公路貨物周轉(zhuǎn)量已經(jīng)達(dá)到57 955.72億噸公里(圖3)。

(二)鐵路基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)展?fàn)顩r

自1949年建國以來,我國的鐵路干線、支線的累計(jì)里程一直處于增長狀態(tài),且在2008年以后,增速明顯加快。從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來看,截至2015年末,我國的鐵路(包括地方鐵路和合資鐵路)營業(yè)里程已經(jīng)達(dá)到12.1萬公里,比1949年增加了近10萬公里,年平均增長率為2.67%(圖4)?，F(xiàn)如今,我國已經(jīng)基本形成了覆蓋東西南北的鐵路網(wǎng),為我國的發(fā)展提供了有利保障。

圖2 1949～2015年高速公路里程趨勢

圖3 公路貨物周轉(zhuǎn)量變化趨勢

改革開放后,我國的鐵路運(yùn)行質(zhì)量也得到了快速提升。國家鐵路復(fù)線里程由1978年的7 360公里增加到了2015年的64 687公里,增長了7.48倍;而復(fù)線里程占營業(yè)里程的比重在1978年只有15.7%,到2015年,已經(jīng)增加至53.5%,占營業(yè)里程的一半多(表1)。

表1 鐵路運(yùn)行質(zhì)量

數(shù)據(jù)來源:《中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫統(tǒng)》。

鐵路旅客周轉(zhuǎn)量是反映交通基礎(chǔ)設(shè)施運(yùn)輸能力的指標(biāo)之一,鐵路旅客周轉(zhuǎn)量越大,意味著在交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展的同時(shí)其客運(yùn)能力也越強(qiáng)。從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)看,我國的鐵路旅客周轉(zhuǎn)量在2003年之前的增長趨勢一直保持平穩(wěn)狀態(tài),而后隨著鐵路的建設(shè)進(jìn)程的加快,鐵路旅客周轉(zhuǎn)量增長的勢頭變猛,近10多年的增長量已經(jīng)超越之前50多年,到2015年,鐵路旅客周轉(zhuǎn)量已經(jīng)達(dá)到11 960.6億人公里(圖5)。

(三)交通基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)增長的作用

圖4 1949～2015年鐵路營業(yè)里程趨勢

圖5 1949～2015年鐵路旅客周轉(zhuǎn)量變化趨勢

交通基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)增長的作用主要有兩方面。一方面,交通基礎(chǔ)設(shè)施作為投資對經(jīng)濟(jì)增長起到直接作用,另一方面通過交通基礎(chǔ)設(shè)施的規(guī)模效應(yīng)和網(wǎng)絡(luò)效應(yīng),影響地區(qū)的產(chǎn)出效率進(jìn)而對經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮作用。

1.交通基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)增長的直接作用。在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資階段,主要體現(xiàn)交通基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)增長的直接作用。從鐵路機(jī)場的修建到公路網(wǎng)絡(luò)的鋪設(shè),在基礎(chǔ)設(shè)施還沒有投入使用時(shí),大量的人力、物力和資源需要花費(fèi)。政府對基礎(chǔ)設(shè)施總投資中最基本的一部分便是用在交通基礎(chǔ)設(shè)施上的投資,在進(jìn)行交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的時(shí)候,短期對生產(chǎn)、生活資料的需求產(chǎn)生,不僅能夠使勞動(dòng)力的失業(yè)率有所下降,而且會(huì)拉動(dòng)許多有關(guān)行業(yè)的進(jìn)步,因而促進(jìn)了生產(chǎn)質(zhì)量和效率的提高,并且進(jìn)一步對經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到拉動(dòng)作用。2008年金融危機(jī)發(fā)生后,我國政府為了緩解經(jīng)濟(jì)危機(jī),推出了“四萬億”計(jì)劃,其中約有一半的資金投入到了農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和鐵路、公路、機(jī)場等交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)中去,擴(kuò)大了就業(yè)人數(shù),帶動(dòng)了行業(yè)發(fā)展,緩解了危機(jī)局面。

2.交通基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)增長的間接作用。交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)會(huì)使一個(gè)地區(qū)的可達(dá)性變高,所以各種要素流入到這個(gè)地區(qū)的可能性也隨之增加。從地區(qū)的角度來分析,地區(qū)可達(dá)性的變化會(huì)對不同地區(qū)產(chǎn)生不同的影響。當(dāng)一個(gè)地區(qū)的交通基礎(chǔ)設(shè)施比較完善的時(shí)候,地區(qū)內(nèi)的企業(yè)獲取勞動(dòng)力和土地等要素的成本相對較低,因此其技術(shù)效率會(huì)有大幅提升;與此同時(shí),交通基礎(chǔ)設(shè)施相對落后的地區(qū)的資本、勞動(dòng)力等會(huì)迅速流失到交通基礎(chǔ)設(shè)施相對發(fā)達(dá)的地區(qū),本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展便會(huì)受到阻礙。交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)會(huì)使交通成本下降、使專業(yè)化的分工水平升高,對要素的流動(dòng)也發(fā)揮作用,于是通過規(guī)模效應(yīng)和網(wǎng)絡(luò)效應(yīng),集聚經(jīng)濟(jì)形成。它可以通過規(guī)模效應(yīng)直接對全要素生產(chǎn)率和經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生作用,也可以通過集聚經(jīng)濟(jì)內(nèi)部的企業(yè)間的交流發(fā)生技術(shù)外溢使得技術(shù)效率得到提升,進(jìn)而對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生作用。值得注意的是,在經(jīng)濟(jì)集聚為一些地區(qū)帶來了好處的同時(shí),可能有另外一些地區(qū)正在遭受由于交通基礎(chǔ)設(shè)施的投入帶來的損失。

三、我國省際全要素生產(chǎn)率增長率的測算

全要素生產(chǎn)率,也叫做“總和要素生產(chǎn)率”,是指產(chǎn)出增長率中除勞動(dòng)要素投入增長率和資本要素投入增長率部分之外的其他所有要素投入所帶來的產(chǎn)出增長率,它衡量的是某段時(shí)間里經(jīng)濟(jì)效率的靜態(tài)水平。全要素生產(chǎn)率中的“全”,指的是除勞動(dòng)要素和資本要素之外的其他所有要素的總和,包含技術(shù)進(jìn)步、規(guī)模經(jīng)濟(jì)、組織和生產(chǎn)創(chuàng)新、專業(yè)化等。全要素生產(chǎn)率的增長率是動(dòng)態(tài)指標(biāo),不同于全要素生產(chǎn)率,它衡量的是經(jīng)濟(jì)增長效率水平的動(dòng)態(tài)性。具體來講,它是指總產(chǎn)出增長率除去要素加權(quán)投入增長率的余值。

(一)全要素生產(chǎn)率的增長率的測算方法

當(dāng)前,索洛余值法是測算全要素生產(chǎn)率的增長率的主要方法。索洛余值法是索洛首先使用的,他利用生產(chǎn)函數(shù),把全要素生產(chǎn)率的增長率看作產(chǎn)出增長率除去資本和勞動(dòng)增長率之后的余值。通過索洛余值法測算出的增長率,同時(shí)包括了技術(shù)進(jìn)步、測量偏誤和別的沒有考慮到的變量等多方面的影響,最重要的是它還納入了經(jīng)濟(jì)增長中資本、勞動(dòng)力要素投入無法說明的地方。

由于索洛余值法是基于經(jīng)濟(jì)理論、經(jīng)過嚴(yán)密的數(shù)學(xué)推算得出的,被國內(nèi)外學(xué)者廣泛采納,因此本文選擇此方法來測算全要素生產(chǎn)率的增長率。它的大致步驟為:首先估計(jì)出總量生產(chǎn)函數(shù),再算出產(chǎn)出增長率減去各要素增長率的余值,最后用它測算全要素生產(chǎn)率的增長率,因此索洛余值法也叫做生產(chǎn)函數(shù)法。索洛余值法有兩個(gè)假設(shè)條件:規(guī)模收益不變以及希克斯技術(shù)中性,在這兩個(gè)前提下,全要素生產(chǎn)率的增長率就等于技術(shù)進(jìn)步率,所以各個(gè)地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步率是使用全要素生產(chǎn)率的增長率來衡量的。

運(yùn)用索洛余值法進(jìn)行測算的過程如下:

由傳統(tǒng)的Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)可知,當(dāng)規(guī)模收益不變時(shí),生產(chǎn)函數(shù)可以表示如下:

(1)

因?yàn)橄挛闹惺褂玫馁Y本存量是用永續(xù)盤存法算出的,而在使用此方法的過程中,非基礎(chǔ)設(shè)施資本和基礎(chǔ)設(shè)施資本是無法分開的,所以需要將生產(chǎn)函數(shù)轉(zhuǎn)換為下面的形式:

(2)

將公式(2)稍作變形,得:lnA=lnY-αlnK-(1-α)lnL.

(3)

因?yàn)樵谝?guī)模收益不變以及?？怂辜夹g(shù)中性的前提下,全要素生產(chǎn)率的增長率就等于技術(shù)進(jìn)步率,所以全要素生產(chǎn)率的增長率公式即為:lnTFP=lnY-αlnK-(1-α)lnL.

(4)

其中,Y代表總產(chǎn)出,K代表資本存量,L代表勞動(dòng)投入量,α代表資本產(chǎn)出彈性,1-α代表勞動(dòng)產(chǎn)出彈性。

由公式(4)可以看出,總產(chǎn)出增長率減去勞動(dòng)投入和資本存量增長率的加權(quán)平均值,即為全要素生產(chǎn)率的增長率,而它的增長率則受到總產(chǎn)出、資本存量和勞動(dòng)投入量以及資本和勞動(dòng)產(chǎn)出彈性這幾個(gè)參數(shù)的影響,所以要想得到全要素生產(chǎn)率的增長率,只要確定以上幾個(gè)參數(shù)即可。

(二)數(shù)據(jù)來源與處理

本文采用西藏以外全國30個(gè)省市自治區(qū)1996～2015的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。數(shù)據(jù)是從各省市自治區(qū)歷年的統(tǒng)計(jì)年鑒中獲得的,缺失部分使用《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》中的數(shù)據(jù)代替。

總產(chǎn)出Y由各省市自治區(qū)的年度實(shí)際GDP代替。因?yàn)橄挛闹械馁Y本存量的計(jì)算以1993年為不變價(jià)格,所以首先計(jì)算出1993=100的GDP指數(shù),通過1993年的實(shí)際GDP和1993=100的GDP指數(shù),把名義GDP折算為以1993年為基期的實(shí)際GDP,然后計(jì)算出以1993年為基期的GDP增長速度。

關(guān)于資本存量K的估算,1951年Goldsmith首先使用了永續(xù)盤存法之后,以后對資本存量估算的研究大都采用此方法,其計(jì)算公式為:Kt=Kt-1(1-δt)+It.

(5)

其中,Kt和Kt-1分別是第t年和第t-1年的基礎(chǔ)設(shè)施資本存量,δt是第t年的資本折舊率,It是第t年的基礎(chǔ)設(shè)施投資。

本文1996～2008年的資本存量來自金戈(2012)[26]的計(jì)算,2009～2015年的資本存量采用相同的方法計(jì)算而來。

勞動(dòng)投入量L由各省市自治區(qū)歷年的一二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員總數(shù)代替,然后計(jì)算出各省市自治區(qū)的一二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員的增長速度。

關(guān)于資本產(chǎn)出彈性α的計(jì)算方法,有很多可供選擇,只要算出了α,勞動(dòng)產(chǎn)出彈性1-α也就可以得到。假設(shè)規(guī)模報(bào)酬不變,因?yàn)榉蓊~法操作簡單,結(jié)果準(zhǔn)確,使用相對廣泛,所以選用份額法估算資本產(chǎn)出彈性α和勞動(dòng)產(chǎn)出彈性1-α。

本文借鑒牛龍(2013)[27]在《中國全要素生產(chǎn)率的測算與分析》中采用的份額法,計(jì)算公式如下:

(6)

(7)

利用以上兩個(gè)公式便可計(jì)算出1996～2015年各省市自治區(qū)的資本產(chǎn)出彈性α和勞動(dòng)產(chǎn)出彈性1-α。

(三)全要素生產(chǎn)率的增長率的測算結(jié)果及分析

用上述方法和數(shù)據(jù)測算出的30個(gè)省市自治區(qū)1996～2015年的全要素生產(chǎn)率的增長率,這20年的平均增長率如表2所示。

表2 1996～2015年各省市自治區(qū)TFP的平均增長率

由表2可以看出,1996～2015年的TFP增長率全部是正的,但增長率水平都不高,也沒有大規(guī)模的變動(dòng),東部地區(qū)20年的TFP的平均增長率為2.63%,中部地區(qū)為2.88%,西部地區(qū)為2.37%。東中部地區(qū)的省份的TFP增長率大部分都在2%以上,西部地區(qū)除了最高的重慶增長率達(dá)到了4.96%,還有兩個(gè)省份低于0.5%,其他省份都在3%左右。

概括來說,我國各省市自治區(qū)近20年的TFP增長率都是遞增的,這說明在經(jīng)濟(jì)增長的過程中,把資本和勞動(dòng)的貢獻(xiàn)除外后,TFP在我國各省市自治區(qū)的發(fā)展中起到重要的作用。隨著中西部地區(qū)的大力發(fā)展,其TFP增長率逐漸提升,中部地區(qū)近20年的平均增長率已經(jīng)超越東部地區(qū),說明中部地區(qū)各省份對各種投入要素的利用率大大提升。

表3列出了我國各省市自治區(qū)1996～2005年、2006～2015年兩階段的平均TFP增長率。在1996～2005年這個(gè)階段,東部地區(qū)省份的TFP增長率大部分都在4%左右;中部地區(qū)的水平參差不齊,但一半以上的地區(qū)的TFP增長率也都達(dá)到了4%左右的水平,其中增速最高的吉林省達(dá)到了5.45%,最低的安徽省也有1.26%;西部地區(qū)的TFP增速稍弱。而在2006～2015年這個(gè)時(shí)間段里,東中西部三個(gè)地區(qū)的增速普遍較低,沒有一個(gè)省份的TFP增長率超過5%,只有三分之一的省份的TFP增長率在4%左右,還有三分之一的省份增速在1%以下,剩余省份的增速都在2%左右。由以上數(shù)據(jù)分析可以看出,在這兩個(gè)階段,各省市自治區(qū)的TFP增長率幾乎都是正的,說明TFP在經(jīng)濟(jì)增長過程中起到了重要作用。

表3 1996～2005年和2006～2015年各省市自治區(qū)TFP的年平均增長率

對比1996～2005年和2006～2015年兩個(gè)階段的數(shù)據(jù)來看,有16個(gè)省份的TFP增長率要比這一階段要低的多,16個(gè)省份中,有9個(gè)屬于東部地區(qū),5個(gè)屬于中部地區(qū),剩下2個(gè)是西部地區(qū)的省份;有10個(gè)省份2006～2015年這一階段的TFP增長率要高于1996～2005年,這10個(gè)省份中大部分都屬于中西部地區(qū);剩余省份在兩個(gè)時(shí)間的TFP增長率基本持平。出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因可能是,在1996～2005年,正是我國經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展的時(shí)期,因此各省份的基礎(chǔ)設(shè)施如交通基礎(chǔ)設(shè)施和通信基礎(chǔ)設(shè)施的投入也隨著經(jīng)濟(jì)建設(shè)而增加,因此這一階段的TFP增長率較高,而到了2006～2015年這個(gè)階段,由在2008年遭遇了全球金融危機(jī),經(jīng)濟(jì)增長速度驟降,而后幾年的增速也并未恢復(fù)危機(jī)前,不利的國內(nèi)外環(huán)境使得對基礎(chǔ)設(shè)施的投入相對減少。從東中西部地區(qū)來看,因?yàn)闁|部地區(qū)經(jīng)濟(jì)比較發(fā)達(dá),所以受經(jīng)濟(jì)危機(jī)影響較大,后期TFP增速放緩,而由于中西部尤其是西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為緩慢,且近些年國家在大力扶持西部地區(qū)發(fā)展,因此第二階段的TFP增長率反而有所提高或者與前一階段基本持平,說明西部地區(qū)正在逐漸提高對技術(shù)、人力等要素的利用。

四、交通基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)增長溢出效應(yīng)的實(shí)證分析

(一)理論模型構(gòu)建

本文主要研究我國30個(gè)省市自治區(qū)20年的交通基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)。這種溢出效應(yīng)主要體現(xiàn)為規(guī)模效應(yīng)和網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)。本文借鑒Hulten的研究方法,所用生產(chǎn)函數(shù)如下:Y=A(I,t)F(K,L,I).

(8)

其中,Y為總產(chǎn)出,I為基礎(chǔ)設(shè)施存量,K為非基礎(chǔ)設(shè)施資本,L為勞動(dòng)力資本。

由公式(8)可以得知,基礎(chǔ)設(shè)施促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長主要通過兩種途徑:一是直接作用,即作為直接的投入要素,公式(8)中的F(K,L,I)項(xiàng)就是它的具體表現(xiàn);二是間接作用,也就是本文所研究的溢出效應(yīng),對應(yīng)的是公式(8)中的A(I, t)項(xiàng),而這是一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)的希克斯中性效率函數(shù),它能夠讓整個(gè)生產(chǎn)函數(shù)外生性地移動(dòng)。因?yàn)楸疚难芯康氖墙煌ɑA(chǔ)設(shè)施投資對經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng),所以主要關(guān)注的是A(I, t)這一項(xiàng)。

其中,i表示區(qū)域,t表示時(shí)間。Ai,0表示初始生產(chǎn)效率,λi為外生的生產(chǎn)率變遷,參數(shù)γi衡量基礎(chǔ)設(shè)施的溢出效應(yīng)。

在上述公式里,需要關(guān)注γ,但在現(xiàn)實(shí)生活中直接獲得γ是很困難的,所以可以通過計(jì)算全要素生產(chǎn)率的增長率來得到?？怂剐薯?xiàng)A(I, t)。

把全要素生產(chǎn)率的計(jì)算公式TFPi,t=Yi,t/Fi(Ki,t,Li,t,Ii,t)代入公式(9)然后取對數(shù),就能得到全要素生產(chǎn)率的增長率的計(jì)算公式:lnTFPi,t=lnAi,0+λit+γilnIi,t.

(10)

在公式(10)的右側(cè)有參數(shù)γ,因?yàn)橛覀?cè)的時(shí)間t和基礎(chǔ)設(shè)施等的獲取相對容易,因此需要測算左側(cè)的全要素生產(chǎn)率的增長率,然后通過回歸得到γ。

(二)實(shí)證模型與變量選取

1.模型形式與變量選取。lnTFPi,t=α+βlnTFPi,t-1+γlnIi,t+φlnXi,t+fi+εi,t.

(11)

其中,被解釋變量為TFP的對數(shù),核心的解釋變量I有交通(transport)、信息(information)和能源(energy)基礎(chǔ)設(shè)施,控制變量X為政府支出(govern),貿(mào)易開放度為進(jìn)出口總額(trade),產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(tertiary),人力資本(human)。

交通基礎(chǔ)設(shè)施選用交通基礎(chǔ)設(shè)施密度作為指標(biāo),信息基礎(chǔ)設(shè)施選用人均郵電業(yè)務(wù)總量作為指標(biāo),能源基礎(chǔ)設(shè)施選用人均能源消費(fèi)總量作為指標(biāo)。政府支出選用政府支出在國內(nèi)生產(chǎn)總值中占的比重作為指標(biāo),進(jìn)出口用進(jìn)出口總額在國內(nèi)生產(chǎn)總值中所占的比重作為指標(biāo),產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)選用了第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員占一二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員總數(shù)的比重,人力資本選用了平均受教育年限作為指標(biāo)。以上數(shù)據(jù)的來源均是《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省市自治區(qū)各年份的統(tǒng)計(jì)年鑒、《中國經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫分省統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2.變量選取中可能存在的問題及解決辦法。內(nèi)生性問題。因?yàn)楸疚难芯康氖墙煌ɑA(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng),而根據(jù)以往的研究結(jié)果,兩者之間存在因果關(guān)系,能夠起到互相提高的作用。若它們之間的逆向的因果關(guān)系真的存在,那么解釋變量的內(nèi)生性問題就會(huì)隨之出現(xiàn)。在本文的實(shí)證分析中,選用工具變量法來避免解釋變量的內(nèi)生性問題。工具變量法共包含兩種方法,一種為一階差分GMM方法,另一種為系統(tǒng)GMM方法,它們都可以比較完善地處理解釋變量的內(nèi)生性問題。

解釋變量的遺漏問題。動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)中包含了較多個(gè)體的動(dòng)態(tài)行為,而且有很大的樣本容量,所以可以較好的解決遺漏變量的問題。

測量誤差問題。測量誤差問題在基礎(chǔ)設(shè)施存量的測算中出現(xiàn)的可能性很大。在基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)中,有一大部分的投資是私人資本,所以選用公共投資來衡量基礎(chǔ)設(shè)施存量必然會(huì)產(chǎn)生偏誤,這將使參數(shù)的估計(jì)結(jié)果有偏。為了解決貨幣指標(biāo)在衡量基礎(chǔ)設(shè)施存量時(shí)的問題,越來越多的學(xué)者開始在研究中選擇實(shí)物指標(biāo)來度量基礎(chǔ)設(shè)施。所以本文選取了實(shí)物指標(biāo)來衡量交通基礎(chǔ)設(shè)施。因?yàn)闇y量誤差問題不可能避免,所以在盡量選擇適合的指標(biāo)的同時(shí),也通過差分的方法來盡可能消除產(chǎn)生的誤差。

3.模型變量的篩選。在完成上述指標(biāo)數(shù)據(jù)的處理之后,用Stata14.0軟件,用GMM方法對上述動(dòng)態(tài)面板模型進(jìn)行了估計(jì),但是實(shí)證結(jié)果并不理想,大部分的變量都不顯著。由于初步選取的變量的實(shí)證結(jié)果不顯著,因此用逐步回歸法來進(jìn)行變量的剔除,直至確定最終的變量。

表4給出了解釋變量的篩選過程。因?yàn)槌醪竭x定的核心解釋變量有交通、信息和能源基礎(chǔ)設(shè)施三個(gè),所以用被解釋變量分別和這三個(gè)變量進(jìn)行回歸,發(fā)現(xiàn)交通和信息基礎(chǔ)設(shè)施的回歸結(jié)果顯著,能源的結(jié)果不顯著,因此保留交通和信息基礎(chǔ)設(shè)施,剔除能源基礎(chǔ)設(shè)施。然后用被解釋變量和這兩個(gè)解釋變量進(jìn)行回歸,但是二者的結(jié)果都不顯著;逐步加入控制變量之后,結(jié)果仍舊不變,所以解釋變量只能選擇交通基礎(chǔ)設(shè)施或者信息基礎(chǔ)設(shè)施。

表4 解釋變量篩選過程

注:L.lntfp為被解釋變量對數(shù)TFP的一階滯后項(xiàng);括號(hào)中的數(shù)值是t統(tǒng)計(jì)值的絕對量;①、②和③分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

表5給出了信息基礎(chǔ)設(shè)施做解釋變量進(jìn)行逐步回歸的過程。在信息基礎(chǔ)設(shè)施做解釋變量的模型中引入政府支出后,模型中的每個(gè)變量都通過了t檢驗(yàn),結(jié)果顯著;但是再分別引入進(jìn)出口總額、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)或者人力資本后,解釋變量變得不顯著,因此這三個(gè)變量是多余的,需要從模型中剔除。

在得出解釋變量情況的基礎(chǔ)上,分別利用交通基礎(chǔ)設(shè)施和信息基礎(chǔ)設(shè)施做解釋變量,加入控制變量進(jìn)行逐步回歸對控制變量進(jìn)行篩選。

表5 信息基礎(chǔ)設(shè)施基礎(chǔ)上的逐步回歸

表6 交通基礎(chǔ)設(shè)施基礎(chǔ)上的逐步回歸

表6給出了交通基礎(chǔ)設(shè)施做解釋變量進(jìn)行逐步回歸的過程。在交通基礎(chǔ)設(shè)施做解釋變量的模型中引入政府支出后,模型中的每個(gè)變量都通過了t檢驗(yàn),結(jié)果顯著;然后引入進(jìn)出口總額,所有變量仍舊通過了t檢驗(yàn);但是再引入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)或者人力資本后,解釋變量變得不顯著,因此這兩個(gè)變量是多余的,需要從模型中剔除。

由以上過程得出,本文最終選擇交通基礎(chǔ)設(shè)施、進(jìn)出口總額與政府支出來建立模型。

4.模型與變量的最終選取。本文最終確立的實(shí)證模型是在公式(11)基礎(chǔ)上改進(jìn)的,具體的模型設(shè)定為:

lnTFPi,t=α+βlnTFPi,t-1+γlntransporti,t+φ1lntradei,t+φ2lngoverni,t+fi+εi,t.

(12)

其中被解釋變量為TFP的對數(shù),原始條件對TFP的作用由它的滯后項(xiàng)控制,f是地區(qū)固定效應(yīng),區(qū)域條件的作用用它來控制。解釋變量有交通基礎(chǔ)設(shè)施、政府支出和貿(mào)易開放度三種,其中,核心解釋變量是交通建設(shè),政府支出和貿(mào)易開放度為控制變量。關(guān)于變量的詳細(xì)解釋說明如下。

核心解釋變量——交通基礎(chǔ)設(shè)施(transport)。本文和大多數(shù)文獻(xiàn)的選擇一樣,選用交通基礎(chǔ)設(shè)施密度這一存量指標(biāo)。具體來說,本文選取了鐵路營業(yè)里程、公路里程和內(nèi)河航道里程這三類交通基礎(chǔ)設(shè)施,考慮到下文的研究中各省市自治區(qū)的各年份的交通基礎(chǔ)設(shè)施存量應(yīng)該能夠可比,本文借鑒了Demurger的方法,把各省市自治區(qū)的交通基礎(chǔ)設(shè)施密度作為交通基礎(chǔ)設(shè)施的衡量指標(biāo),具體操作為:鐵路、公路和內(nèi)河航道里程求和后與各省市自治區(qū)的面積相比。

控制變量——政府支出(govern)。政府支出是政府為完成公共職能,支付的需要購買的貨物和服務(wù)的資金,它有生產(chǎn)性支出、消費(fèi)性支出之分。政府支出對全要素生產(chǎn)率的影響有兩方面,其一,政府支出在教育、醫(yī)療等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)上的投資對于經(jīng)濟(jì)效率是有利的;其二,若政府支出大多是行政部門管理費(fèi),則不利于經(jīng)濟(jì)效率。本文選取政府消費(fèi)支出占GDP的比來代表政府支出,進(jìn)而來衡量其對全要素生產(chǎn)率的增長的影響。

控制變量——貿(mào)易開放度(trade)。全要素生產(chǎn)率的提升即技術(shù)進(jìn)步會(huì)帶來經(jīng)濟(jì)的長期增長,而創(chuàng)新則會(huì)帶來技術(shù)的進(jìn)步,因此研發(fā)投入經(jīng)常被用來衡量一國的創(chuàng)新程度,一國的研發(fā)投入越多,自主創(chuàng)新程度越高,則技術(shù)進(jìn)步的提高也會(huì)越快。但是我國仍舊是一個(gè)發(fā)展中國家,通過貿(mào)易,發(fā)達(dá)國家的研發(fā)創(chuàng)新的溢出效應(yīng),使先進(jìn)的技術(shù)流入國內(nèi),進(jìn)而被效仿吸收,使全要素生產(chǎn)率提高,貿(mào)易開放度在這一過程中起到關(guān)鍵作用。本文中的貿(mào)易開放度指標(biāo)選用進(jìn)出口總額占GDP比值表示(由于進(jìn)出口總額的原始數(shù)據(jù)單位為美元,因此利用當(dāng)年年均匯率將其單位轉(zhuǎn)換為人民幣),用它來衡量貿(mào)易開放度對全要素生產(chǎn)率的增長的影響。

各變量的描述性統(tǒng)計(jì)如下。

表7 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(三)實(shí)證結(jié)果分析

利用Stata14.0,本文分別用系統(tǒng)GMM方法和一階差分GMM方法進(jìn)行了估計(jì),回歸結(jié)果見表8。

表8的最后三行是在用兩種GMM方法的估計(jì)中,對其使用的工具變量進(jìn)行的有效性檢驗(yàn),其中系統(tǒng)GMM的AR(1)檢驗(yàn)的P值0.004 3小于0.05,一階差分GMM的AR(2)檢驗(yàn)的P值0.0080也小于0.05,而兩個(gè)模型的AR(2)檢驗(yàn)的P值和Sargan檢驗(yàn)的P值均大于0.05,這說明在5%的顯著性水平下,系統(tǒng)GMM方法和一階差分GMM方法估計(jì)的參數(shù)都通過了工具變量的有效性的檢驗(yàn)。

表8 交通基礎(chǔ)設(shè)施溢出效應(yīng)的實(shí)證結(jié)果

從系統(tǒng)GMM方法和一階差分GMM方法的回歸結(jié)果來看,交通基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)增長均產(chǎn)生了溢出效應(yīng)。在系統(tǒng)GMM方法中,交通基礎(chǔ)設(shè)施的估計(jì)系數(shù)值為-0.464 6,說明在5%的顯著性水平下,交通基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了負(fù)向的影響效應(yīng),但是影響效果較弱。在一階差分GMM方法中,交通基礎(chǔ)設(shè)施的估計(jì)系數(shù)值為-0.688 6,說明在10%的顯著性水平下,交通基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)增長也是負(fù)向影響,但效果較弱。之所以得出這樣的結(jié)論,原因可能有多種,一種可能是,在過去的30多年期間,我國的交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展迅猛,各類基礎(chǔ)設(shè)施存量都位居世界前列,因此在基本的交通網(wǎng)絡(luò)已經(jīng)形成的情況下,繼續(xù)增加交通基礎(chǔ)設(shè)施的投資對生產(chǎn)率的影響會(huì)減小;另外一種可能是,在交通基礎(chǔ)設(shè)施具有空間溢出效應(yīng)的情形下,加強(qiáng)某地區(qū)的交通基礎(chǔ)設(shè)施的投資,其相鄰地區(qū)對人才和資金的吸引的壓力會(huì)增大,因此一個(gè)地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展會(huì)對鄰近區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)向溢出效應(yīng);還有一種可能是,由于技術(shù)進(jìn)步和創(chuàng)新具有區(qū)域集聚的特點(diǎn),在存在市場分割的情況下,交通的功能會(huì)減弱,不能很好的發(fā)揮對資本和勞動(dòng)的集聚效應(yīng)。

至于影響TFP的其他的變量——貿(mào)易開放度和政府支出,它們對TFP的增長有著明顯的促進(jìn)作用。貿(mào)易開放度對TFP的增長有著正向的影響,說明通過貿(mào)易,國內(nèi)企業(yè)不但可以學(xué)到國外先進(jìn)的經(jīng)驗(yàn)技術(shù),而且能通過競爭、模仿和學(xué)習(xí)效應(yīng)帶動(dòng)國內(nèi)企業(yè)的技術(shù)水平的不斷上升,繼而促進(jìn)生產(chǎn)率的提高。政府支出對TFP的增長有著顯著的正向影響,說明我國政府的管理效率在提升,用于改善公共基礎(chǔ)設(shè)施的投資支出所占比重在增長。

五、結(jié)論與政策建議

本文主要針對交通基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)進(jìn)行了研究。通過選擇索洛余值法,對我國30個(gè)省市自治區(qū)的全要素生產(chǎn)率的增長率進(jìn)行了測算,并對測算結(jié)果進(jìn)行了分析。通過構(gòu)建交通基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)的理論模型,運(yùn)用1996～2015年的省際動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù),利用系統(tǒng)GMM和一階差分GMM方法進(jìn)行研究。本文得到以下結(jié)論:交通基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了負(fù)向的影響,但是其影響效果較弱,表明我國的交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展已經(jīng)達(dá)到一定的水平,基本的交通網(wǎng)絡(luò)已經(jīng)形成,所以增加交通基礎(chǔ)設(shè)施的投資對經(jīng)濟(jì)增長的影響會(huì)減小;貿(mào)易開放度則對全要素生產(chǎn)率的增長有著明顯的促進(jìn)作用,這說明加大對外貿(mào)易和政府的投入力度,能夠提升全要素生產(chǎn)率;在政府支出方面,對全要素生產(chǎn)率的提高起到正向作用,說明政府在資源配置方面的效果逐步提高。

由實(shí)證分析結(jié)果,本文提出以下政策建議:

第一,對于交通基礎(chǔ)設(shè)施已經(jīng)比較完善發(fā)達(dá)的地區(qū),在今后的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)中,應(yīng)該更多關(guān)注其質(zhì)量的提升和結(jié)構(gòu)優(yōu)化,應(yīng)優(yōu)先對本地區(qū)中尚顯薄弱的基礎(chǔ)設(shè)施部門進(jìn)行投資建設(shè)。

第二,繼續(xù)深化國際合作和全球化步伐。通過合作交流,可以更好的借鑒發(fā)達(dá)國家的經(jīng)驗(yàn),促進(jìn)生產(chǎn)率的進(jìn)一步提高。

第三,在政府支出方面,應(yīng)當(dāng)加大對公共服務(wù)和科技創(chuàng)新的支出,進(jìn)一步優(yōu)化資源配置,從而對全要素生產(chǎn)率的進(jìn)一步提高創(chuàng)造條件。

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