江苏省水利基础设施与经济发展的关系——基于面板数据的实证分析

朱敏杰,马 骏,3

(1.河海大学商学院,江苏 南京 211000; 2.河海大学技术创新与经济发展研究所,江苏 南京 211100;3.江苏省水资源与可持续发展研究中心,江苏 南京 211100)



江苏省水利基础设施与经济发展的关系
——基于面板数据的实证分析

朱敏杰1,2,马 骏1,2,3

(1.河海大学商学院,江苏 南京 211000; 2.河海大学技术创新与经济发展研究所,江苏 南京 211100;3.江苏省水资源与可持续发展研究中心,江苏 南京 211100)

利用江苏省13个地级市2004—2013年的统计数据,通过面板数据模型,研究了水利基础设施对江苏省经济发展的影响。研究结果表明:水利基础设施是经济发展的重要因素之一;进一步增强农业水利基础设施并不能给江苏省经济带来正向促进作用,大力推进与工业化、城镇化相关的水利基础设施可以为江苏省经济发展提供动力;苏南、苏中、苏北地区由于经济发展水平不同,水利基础设施对经济发展的影响也有差异。

江苏省;水利基础设施;面板数据模型;三大经济区域

由于江苏省拥有得天独厚的地理优势、经济优势、人才优势、科技优势,截至2014年,其总人口已经达到7 960万,并以每年0.2%的速度增长。人口数量的增长、高质量人才的不断增加、“一带一路”战略利好的逐步兑现,给江苏省的信息化、工业化、城镇化打下了坚实的基础。同时,经济的迅速发展也给基础设施,特别是水利基础设施的发展带来了严峻的挑战,如何完善水利基础设施,以满足工业、农业等各个行业,以及人们生产生活的用水需求,是当前江苏省经济社会发展的重要课题之一。

研究基础设施与经济发展的关系是当前一个重要的学术领域,但国内外将水利基础设施单独列出,并研究其对经济发展作用的文献较少,大多将其归并到基础设施一大类中进行研究,并得到了许多有意义的结论。Aschauer[1]研究了美国基础设施投资和私人投资的产出弹性,发现公共基础设施投资的边际生产率高出私人投资边际生产率3～4倍。Pereira[2]的研究证明,基础设施投资对经济增长具有显著的正向影响,是实现经济快速持续增长的重要推动力。但也有一些学者得出了基础设施产出弹性不显著的结论[3]。

自从1981年将基础设施这一概念引入国内经济理论界以来,有关学者也得到了许多重要的结论。娄洪[4]、范九利等[5]分别测度了我国基础设施投资对经济增长的产出弹性,均得出基础设施投资对经济增长具有正向影响的结论,但由于模型假定、计量方法、样本空间与时间范围选取不同,因此得出的基础设施投资产出弹性差异较大。除此以外,国内学者还将注意力集中在基础设施建设的适度性上,尝试计算我国基础设施建设的最优规模。丁建勋[6]通过内生增长模型论证了基础设施投资规模与经济增长率之间存在倒U关系,保持适度规模的投资有利于经济的较快增长,投资规模过高会挤占其他生产性投资,影响经济增长,因而政府应在调整和优化基础设施投资结构的前提下,逐步退出应由市场配置资源的竞争性领域,发挥基础设施投资的经济增长催化剂作用。张光南等[7]利用1996—2008年中国省际面板数据对基础设施边际产出与最优规模进行了实证检验,认为当前中国基础设施投资仍不足,应根据各项基础设施投资缺口和紧迫程度进行排序,使各项投资向基础设施建设最优规模靠拢。

从上述文献可以看出,国内外学者大都将基础设施看成一个整体来研究其对经济的影响,基础设施发展水平对经济发展影响作用的大小、方向还充满争论。由于经济发展需要各种资源,而不同的资源对经济发展的影响程度不同,因此各种资源对应的基础设施建设对经济发展的影响也是不同的。

水利基础设施在生态保护和环境改善中具有基础性的作用,因此,水利基础设施的投入具有经济、社会和环境综合效益,应随着国民经济和社会的发展平稳增长[8]。江苏省水资源丰富,根据《中国水利统计年鉴》2014年的数据,江苏省水资源总量达399.3亿m3,年降水量为1 064.7亿m3,因此,如何充分利用当前水资源对于江苏省未来经济的发展至关重要。本文将水利基础设施从基础设施的大类中分离出来,利用2004—2013年江苏省13个地级市的面板数据,按经济发展水平将江苏省分为苏南、苏中、苏北三大区域,基于回归分析理论,分别研究水利基础设施对区域经济发展的影响;分析农业、工业、城市建设等各领域水利基础设施对经济的推动作用。

表1 江苏省整体各变量数据的描述性统计

1 模型与数据

1.1 模型的确定

本文以Barro[9]的内生增长模型为基础,即将公共支出作为持续的内生增长因素纳入一个收敛的增长模型,并进行推广,尽量将影响经济发展水平(y)的各种因素纳入模型中。这些影响因素主要可分为3类:①反映人力资本存量与物质资本存量的变量(X);②体现当地经济结构与经济政策的变量(Y);③表示水利基础设施发展水平的变量(Z)。则本文所采用的基本模型为

(1)

式中:i表示截面,本文为江苏省13个地级市中第i个地级市,i=1,2,3,…,13;t表示年份,t=2004,2005,…,2014;yit为江苏省13个地级市中第i个地级市t年的区域生产总值;Xit为江苏省13个地级市中第i个地级市t年的人力资本存量与物质资本存量;Yit为江苏省13个地级市中第i个地级市t年的经济结构与经济政策变量;Zit为江苏省13个地级市中第i个地级市t年的水利基础设施发展水平变量;αi表示常数项;μit表示随机误差,与其他各变量相互独立;β、γ、φ为参数。

在实际的回归分析中,被解释变量yit为江苏省13个地级市中第i个地级市t年的区域生产总值,并对其取自然对数后得到lnyit。解释变量中,X分别由从业人员人数(L)与固定资产投资完成额(K)表示,并对其取自然对数lnLit与lnKit。Y分别由第一产业产值在地区生产总值中所占比例(λ1)与实际外商直接投资额(Q1)表示,并取自然对数lnλ1与lnQ1。在考虑水利基础设施对经济发展水平的影响时,鉴于水资源对于生产生活各方面都有不可替代的重要作用,水利基础设施也渗透到经济发展的各个层面,因此,为了全面考察水利基础设施对经济发展各个层面的作用,将Z分为农业层面的变量、工业生产层面的变量以及人民生活层面的变量,分别用农作物有效灌溉面积在农作物总播种面积中的比例(λ2)、污水日处理能力(Q2)以及排水管道密度(m)这3个指标表示,并分别取对数得lnλ2、lnQ2以及lnm。因此,最终采用的计量分析模型为

lnyit=αit+β1lnLit+β2lnKit+γ1lnλ1+γ2lnQ1+φ1lnλ2+φ2lnQ2+φ3lnmit+μit

(2)

1.2 数据的统计性描述

本文选用江苏省13个地级市(苏州、无锡、常州、镇江、南京、南通、扬州、泰州、徐州、淮安、盐城、连云港、宿迁)2004—2013年的面板数据。数据来源于历年《江苏省统计年鉴》与各地级市的《统计年鉴》。对江苏省整体各变量数据的描述性统计见表1。

从表1可以看到,江苏省近10年来经济飞速发展,区域生产总值的标准差反映了地区经济的跨越式发展。从经济发展的原因来看,劳动人口的增加、固定资产的投资与经济发展同步,可见这两者对江苏省经济发展贡献较大。与此相对,第一产业产值在地区生产总值中所占比例和农作物有效灌溉面积在农作物总播种面积中的比例均没有大的变化,这与江苏省经济结构调整,将发展重心转移的步伐一致。由此可见,农业水利基础设施对地区经济发展的贡献可能在逐步变小,具体需要通过实证分析确认。江苏省的经济发展正在向以第二、第三产业为重心过渡,城镇化建设也走在全国前列,因此需要配套的水利基础设施作为支持。从表1还可以看出,与工业生产、城市建设相关的水利基础设施评价指标与区域经济发展步伐较为一致,因此推测这两类水利基础设施建设对江苏省经济发展的贡献较明显。

2 水利基础设施对江苏省经济发展的面板回归分析

2.1 单位根检验

表3 模型回归

注：括号内为t检验值。***代表1%的显著性水平，**代表5%的显著性水平，*代表10%的显著性水平。

对面板数据进行回归分析,其正确性建立在各回归变量的平稳性条件之上。为了保证变量的平稳,在进行回归分析之前,必须对各个变量进行单位根检验,以避免出现伪回归的现象。通常进行单位根检验的方法有4种,分别为LLC检验、IPS检验、ADF-Fisher检验、PP-Fisher检验,其中,LLC检验为相同单位根过程下的检验,而IPS检验、ADF-Fisher检验和PP-Fisher检验为不相同单位根过程下的检验。这4种检验方法都以“存在单位根”为原假设。在实际操作中,一般以LLC检验和ADF-Fisher检验结果为准,因此本文采用这两种检验方法进行单位根检验。利用EVIEWS软件,对经过对数变换后的各变量进行单位根检验,结果见表2。

表2 各变量单位根检验结果

注:Δ表示一阶差分。*、**、***分别表示在1%、5%、10%的显著水平上拒绝原假设。括号内为p值。

检验的判定标准为:检验结果p<0.1,说明统计量在 10% 水平下拒绝原假设,即序列没有单位根;反之,则说明无法拒绝原假设,序列存在单位根。由检验结果可知,各指标序列一阶单整,即I(1)。

2.2 回归分析

由于各指标序列皆为一阶单整,因此根据面板数据检验的一般方法,可以不进行协整检验,直接对序列进行回归分析。对面板数据进行回归分析的方法一般有两种,即固定效应法(fixed effect)和随机效应法(random effect)。如果在时间上恒定的影响国内生产总值的不可观测因素与模型中的某些解释变量存在相关关系,则应当采用固定效应法估计模型参数,反之,则采用随机效应法[10]。在实际估计过程中,采用固定效应法还是随机效应法取决于豪斯曼检验。豪斯曼检验结果为0在1%的显著水平上拒绝原假设,因此本文采用固定效应法。

在利用式(2)进行回归运算时,采用对三类变量依次加入的方法,得到模型1至模型4。模型1至模型3为各组变量与经济发展水平单独回归的结果,模型4为3组变量一起回归的结果。回归结果见表3。

从模型1至模型3可以看出,各组变量与经济发展水平变量单独回归的回归系数,除体现农业水利基础设施水平的变量不显著外,其他变量的回归系数均体现出1%以上的显著性,修正R2大于0.75,说明模型中几乎所有变量都对经济发展有很强的描述性。在加入所有变量后,模型4的修正R2达到了最高的0.976 9,说明各个变量对经济发展的描述是充分的。除了重点关注的体现水利基础设施的变量外,其他各组变量的回归系数也透露出江苏省经济发展许多重要的信息。反映人力资本存量与物质资本存量的两个变量的回归系数分别是0.297 735和0.615 270,可以看出,人力资本与物质资本仍然是江苏省经济发展的重要因素,其中物质资本尤为重要,这与当前江苏省产业由劳动密集型向资本密集型与知识密集型转型的大趋势一致。在反映经济结构与经济政策的变量中,第一产业产值在地区生产总值中的比例这一指标的回归系数为-0.643 18,说明落后的产业结构会对江苏省的经济发展起滞后作用,调整第一、第二、第三产业的比例,加快城镇化的步伐能够给江苏省未来的经济发展带来强劲的动力。实际外商直接投资对江苏省经济发展带来的影响效应为正,说明继续发展外向型经济对江苏省的经济发展是有利的。

模型3与模型4验证了水利基础设施对江苏省经济发展的作用。模型3直接考察了水利基础设施对经济发展的作用,得到修正R2为0.758 695,虽然能在一定程度上解释经济的发展,但欠缺可信度。模型4将体现水利基础设施的各个变量与其他因素综合考虑后,增强了对经济发展的解释力,同时体现了水利基础设施对经济发展的作用。从农业方面来看,农业水利基础设施的发展对江苏省经济水平的发展带来的促进作用并不明显,这也从另一个方面说明,江苏省的经济发展,不再依赖第一产业,而向第二、第三产业倾斜,这是产业转型的必然,也是率先实现“两个现代化”的必要条件。污水日处理能力与排水管道密度同时反映工业生产与人民生活所需要的水利基础设施水平,这两个变量对经济发展的回归系数分别为0.050 377与0.073 838,说明大力发展工业生产与人民生活所配套的水利基础设施能对江苏省经济带来促进作用,这也从侧面体现出工业化与城镇化对江苏省经济发展的刺激作用是明显的。

表4 江苏省三大区域回归结果

注:括号内为t检验值。***代表1%的显著性水平,**代表5%的显著性水平,*代表10%的显著性水平。

3 水利基础设施对江苏省三大经济区域发展的影响

虽然模型1至模型4的分析能够对水利基础设施与江苏省各个城市经济发展之间的关系提供比较充分的证据,但江苏省是一个经济发展不平衡的省区,按照经济发展水平可以将江苏省13个地级市分为苏南、苏中、苏北三大区域(苏南地区包括:苏州、无锡、常州、镇江、南京;苏中地区包括:南通、扬州、泰州;苏北地区包括:徐州、淮安、盐城、连云港、宿迁),三大区域经济发展水平不同,水利基础设施与经济水平发展之间的互动关系也不同。

在具体计量分析时,将江苏省苏南、苏中、苏北三大区域内的城市看成一个整体,按照式(2)中的指标将各个城市的数据加总,随后按式(2)进行回归分析。回归结果见表4。

从表4可以看到,包含了水利基础设施指标的模型对江苏省三大区域经济发展的解释程度都非常好,修正R2都大于0.97,但水利基础设施对苏南、苏中、苏北三大区域经济发展的影响是有差别的。从单个区域来看,苏南由于减少第一产业产值在地区生产总值中的比例转而发展第二、第三产业,特别是第三产业,因此增加农业水利基础设施并不能给地区经济带来正向的作用;同时,由于工业化与城镇化的进程加速,在与工业生产和人民生活相关的水利基础设施方面增加投资能给地区经济带来明显的正向促进作用。对于苏中地区而言,发展农业水利基础设施能给苏中地区经济带来正的效应,但并不明显,根据孙彬等[11]的结论,基础设施与经济增长之间并不是简单的单调关系,而是一种倒U型关系。结合苏中地区经济发展的现状来看,苏中地区正处于产业转型的关键时期,第一产业虽然仍然可以给地区经济加以推力,但这种力量正在弱化,农业水利基础设施对苏中地区的影响正处于倒U型曲线的顶点附近。同时可以看到,排水管道密度这一指标对经济发展的效应为负。由于水利基础设施与其他基础设施一样,存在规模报酬递减特征,过量的投资会对地区经济产生负效应,所以,对于苏中地区而言,控制好以排水管道密度为代表的城市水利基础设施,使之与城镇化进程相配套,才能使地区经济得到良性发展。对于苏北地区,农业水利基础设施对地区经济带来负向影响,但这种影响同样不明显,而结合其他水利基础设施指标的正向效应可以说明,苏北地区同样正在经历着产业的转型过程,而这一过程将持续很长的时间。

从苏南、苏中、苏北横向比较来看,苏南由于发展较早,第一产业产值在区域生产总值中比例很低,因此进一步发展农业水利基础设施给地区GDP带来的负向效应越明显;苏中与苏北地区由于自身产业结构与发展程度的原因,与苏南地区相比,增强与工业化和城镇化相关的水利基础设施水平,为工业发展与城镇扩大打好基础,能给地区GDP的发展带来很明显的促进作用,同时要注意自身的发展状况,尽量避免过分超前投资,造成浪费。

4 结 论

水利基础设施渗透在人们生产生活的各个层面,对经济发展意义重大。通过对江苏省13个地级市2004—2013年的面板数据进行分析,验证了水利基础设施对经济发展的影响。按照经济发展水平将江苏省13个地级市分为苏南、苏中、苏北三大区域,并将水利基础设施对各个区域经济发展的影响进行单独回归分析,得到如下结论:

a. 从江苏省的回归结果来看,水利基础设施建设对经济发展起着基础、先导性的作用,可以说,没有水利基础设施的完善,经济持续稳定的发展是不可想象的。水利基础设施是经济发展的重要因素。

b. 江苏省的经济发展走在全国前列,因而产业调整也如此,第一产业在GDP中的所占比例已经比较低,因此,从水利基础设施来看,江苏省进一步发展农业水利基础设施,对经济发展的促进作用有限,应将水利基础设施发展的重点转移到工业化与城镇化配套的方向上来。

c. 虽然从总体上来看,江苏省的经济发展水平在全国名列前茅,但从江苏省内来看,仍然处于苏南、苏中、苏北三大区域经济发展不平衡的状态,如何实现三大区域协调发展是今后发展的一大课题。从水利基础设施的角度来看,三大区域为实现协调发展,水利基础设施建设的重点应该有所不同:苏南地区维持当前水利基础设施发展现状,保持发展势头;苏中与苏北地区要结合自身发展阶段,适当建设与工业化和城镇化相关的水利基础设施,如污水处理设施、给排水设施、管道铺设等,为产业的转型与可持续发展打下基础。同时要注意水利基础设施建设的合理性,适当超前但不能过分超前,以免对经济发展产生负效应。

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江苏省社会科学基金(12EYB008);江苏省博士后基金(1202087C)

朱敏杰(1990—),男,江苏无锡人,硕士研究生,主要从事区域经济学研究。E-mail:rob_zmj@163.com

10.3880/j.issn.1003-9511.2016.05.002

F426

A

1003-9511(2016)05-0006-05

2015-12-07 编辑：胡新宇)