公路基础设施建设与流通经济增长的关系

顾文青+张涛

基金项目：本文为国家社会科学基金项目青年项目“长江经济带金融

结构优化研究”（15CJY078）的阶段性成果

中图分类号：F061.5 文献标识码内容摘要：本文基于2001-2014年我国各地区的面板数据，利用单位根检验、协整检验和格兰杰因果关系检验等方法，对公路基础设施建设与流通经济增长之间的关系进行考察。研究结果表明：我国各地区的流通经济增长是公路基础设施建设的格兰杰原因，且流通经济增长引发的公路基础设施建设在流通经济增长滞后的第二年表现显著；公路基础设施建设却不是流通经济增长的格兰杰原因。

关键词：流通经济 公路基础设近年来，我国产业结构不断升级，第三产业占GDP的比重持续提高。截止2015年，第三产业增加值占国内生产总值的比重已经达到50.5%，这意味着我国的经济结构正在发生重大变化，转型升级已到了关键阶段。而流通产业作为第三产业的重要组成部分，也成为影响我国经济转型升级的重要因素。因此，探索一条流通经济健康發展之路，成为各界关注的重要问题之一。

理论上来讲，基础设施建设能够促进一国流通经济持续快速增长。公路属于基础设施建设不可或缺的一部分，是联系流通经济各部门的纽带和关键环节，在促进流通经济发展的过程中起着十分重要的作用。然而，从现实来看，也可能会存在由于流通经济发展的需要而反过来促进公路基础设施建设的情况。比如，偏远地区基于要素流通、发展经济的需要而修路。那么，我国公路基础设施建设与流通经济发展的关系如何？是公路基础设施建设促进了流通经济的发展还是流通经济的发展促进了公路的建设？回答这些问题，对于我国进一步加快公路基础设施建设和发展流通经济具有重要意义。

基于此，本文综合以往研究，从流通经济的本质内涵出发，运用我国2001-2014年的省际面板数据，实证研究公路基础设施建设和流通经济发展的关系，并提出相关对策建议。文章的后续安排为：第二部分是文献综述，对以往相关研究进行回顾。第三部分是研究方法与变量说明，主要涉及到实证检验所选择的模型方法、指标及数据来源等。第四部分进行实证检验，并对实证结果进行分析和讨论。最后是本文的研究结论及相应的政策建议。

相关文献评述

针对基础设施建设与经济发展的关系，学者们进行了丰富的研究。Aschauer（1989）最早将政府的一般性投资和公共基础设施建设投资进行区分，并就基础设施投资对全要素生产率和私人产出的影响进行实证检验，结果表明减少基础设施投资会使得美国生产率下降，许多学者（Finn，1993；Munnell，1990、1992）对这一观点表示支持。Ranmirez与Esfahani（2003）指出，在上世纪八九十年代，假如一些非洲国家在能源和电信基础设施建设上投入水平能与东亚地区相当，那么其年经济增长率可以相对高出1.3个百分点。关于我国自身的基础设施建设对经济增长影响问题，郭彩环（2015）通过文献梳理发现：我国经济发展水平存在区域差异性，中西部经济发展水平偏低，其原因主要是基础设施建设水平较低，并且东西部地区的基础设施产出弹性低于中部地区。刘鹏（2013）指出城市化水平、工业化水平、对外贸易程度和市场化程度对流通经济有显著影响，而柳思维、徐志耀、唐洪涛（2011）和唐晓灵、陈晨（2016）一致认为管理基础设施能够对城镇化产生积极影响。

趋势等问题往往被以前的时间序列数据分析忽略，导致研究结果只能表明总产出与基础设施投资的相关关系，而不是因果关系。Holtz-Eakin（1994）认为早期最大的研究问题是因果假设存在谬误，生产率提高与基础设施提高之间不止存在单方向因果关系，因为拥有较高生产率的国家更倾向于增加基础设施投资。李平等（2011）指出联立方程法是解决因果关系最直接的方法，即引入基础设施投资方程，将其与生产方程进行联立。Mamuneas与Demetriades（2000）利用联立方程模型对12个OECD国家面板数据进行估计，但在利用联立方程模型估计之前，需要能够有效识别方程。而Cadot（1999、2006）、Kemmerling与Stephan（2002）在研究中引入政治决策基础设施投资过程，能够有效识别方程问题。在研究变量之间的“因果关系”时，需要考虑内生性问题，而工具变量运用是解决问题的一条思路，但选择与产出无关而与基础设施相关的可信变量却极为艰难。鉴于此，Serven与Calderon（2004）通过广义矩估计方法（GMM）检验，发现基础设施建设耗时长、耗资大，或许会产生长期财政压力同时挤出其它必要投资，导致净增长效应降低。除此之外，还可以使用脉冲响应函数、向量自回归、使用存量数据而非流量数据、协整分析等方法对因果关系进行研究。

微观数据研究是从新视角对因果关系进行检验，基于这一角度，众多学者对基础设施建设对贸易成本及生产率等产生的影响进行了研究。Michaels（2008）认为美国州际高速公路网可以连接众多乡村地区，并促进这些地区与贸易关联的经济发展。Pande与Duflo（2007）指出印度拦河大坝对地区利益分配有显著影响，改良的灌溉使得下游地区产出提高、贫困降低，然而大坝对其所在地区农业产出却毫无正面影响，甚至加剧了当地的贫困程度。Donaldson（2010）以印度作为研究对象进行研究，结果表明印度铁路减少贸易成本，使得真实收入水平和社会福利提高。Hummels与Brooks（2009）研究发现基础设施建设能够使得亚洲新兴市场的贸易成本降低，该地区的贸易量扩大，区域内外的贸易联系更加频发，从而促进经济发展。此外，Li（2005）基于中国铁路微观数据进行研究分析，结果表明投资于交通基础设施可以获得远高于其成本的社会回报，并且Li与Li（2009）发现中国交通基础设施建设有利于企业库存降低。

总体来说，目前有关基础设施建设与经济发展关系的研究已取得较为丰富的成果。但是鲜有学者关注公路基础设施建设与中国流通经济之间的关系。本文通过实证考察二者之间的关系，不仅拓展了流通经济的研究视角，丰富了研究内容，而且从政策层面来讲，对于政府相关部门科学规划发展政策，推进流通经济健康发展亦有重要的参考价值。

研究方法与数据说明

（一）研究方法

在统计意义上检验两个变量之间是否具有因果关系可以采用格兰杰因果关系检验法，并且该方法在经济系统、经济变量的动态性分析中也得到了广泛应用。2003年诺贝尔经济学奖得主格兰杰在1969年最先提出该理论。该理论认为通过过去某些时点全部信息的使用得出的最优最小二乘方差就是因果关系，其思想核心為：假设X和Y为两个时间序列变量，如果将X滞后值引入Y变量自回归方程后，不能够显著增强自变量对Y的解释力，则认为Y不是由X引起的格兰杰原因，即X不是Y的格兰杰原因；反之则认为Y是由X格兰杰引起的。该验证方法的实质是验证能否在其它变量方程中引入一个变量的滞后值。

格兰杰（Granger）认为如果协整关系存在于两个非平稳的时间序列变量之间，那么变量之间就可能存在双向或单向的格兰杰因果关系，这个结论对于面板数据也同样适用。在传统格兰杰因果关系检验方法基础上，Hurlin与Venet在2001年首先提出了基于固定系数面板数据的格兰杰检验法。Hurlin在此后继续深入研究面板格兰杰因果检验法，并于2004年提出了基于固定系数异质面板数据的格兰杰检验法。与传统的格兰杰因果检验法相似，面板格兰杰检验法能解决Y是否由X引起的问题，其核心观察现在的Y能被过去的X解释多少，引入X的滞后值后，Y的解释程度是否提高。如果X有利于Y的预测，或在统计上X与Y的相关系数显著，则可以认为“Y是由X格兰杰引起的”。与传统格兰杰检验法不同，由于面板数据包含截面和时间两个维度、降低解释变量之间共线性、增大样本数量和提高格兰杰因果检验自由度等原因，面板格兰杰检验法比基于时间序列数据的格兰杰检验法具有更高的准确性。

因此，本文在考察流通经济与公路基础设施的关系时，基于对自变量和因变量因果关系的检验建立如下格兰杰因果检验模型，以验证变量之间可能存在的互为因果关系：

（1）

（2）

其中，y代表流通经济，x代表公路基础设施，ui表示地区i的异质性，可能与解释变量有关。在式（1）中，如果变量y与变量x以及其自身的滞后值存在相关性，且检验结果显示x变量的系数和显著不为零，则表明变量x是y的格兰杰原因。同理，由式（2）可得y是x的格兰杰原因。x与y的格兰杰因果检验结论可以分为三种：x格兰杰y、y格兰杰x、x 和y互为因果存在双向格兰杰因果关系。

（二）数据说明

根据数据的完整性和可得性，本文最终选取了2001-2014年的中国大陆30个省、自治区、直辖市为研究对象，原始数据均来源于历年《中国统计年鉴》。在实证考察的过程中，以各地区公路里程衡量区域公路基础设施建设，以交通、仓储和邮政业增加值衡量流通经济增长，并根据各地区第三产业指数将流通经济指标换算为以2001年为基期的实际值。

实证检验

（一）变量的单位根检验

为防止检验结果失去意义，须避免由于时间序列非平稳导致的伪回归现象。因此，首先对数据进行平稳性检验。目前，普遍采用单位根检验方法，基于面板数据的单位根检验法可以分为两大类：第一，相同根的单位根检验，包含Breitung、LLC（Levin-Lin-Chu）、Hadri检验等。第二，不同根的单位根检验，包括Fisher-PP、Fisher-ADF 、IPS（Im-Pesaran-Skin）检验等。鉴于现下尚未形成完全统一的基于面板数据的单位根检验方法，因此，为确保检验结果较高的可信度和稳健性，笔者采用Fisher、LLC和IPS等多种检验方法对面板数据进行单位根检验，以保证其平稳性。检验结果如表1所示。

表1的检验结果显示，公路基础设施与流通经济两组数据都通过了1%的显著性检验，表明都不存在单位根，即各变量均为平稳序列。

（二）协整检验

在得出公路基础设施与流通经济相关指标均不存在单位根后，再检验各变量是否存在协整关系。为了提高协整检验结果的可靠性，分别从常数项和趋势项、常数项两种情况出发考虑公路基础设施和流通经济的可靠性。所有协整检验的原假设都为“变量之间不存在协整关系”，如果原假设被拒绝，则可以认为变量之间具有长期的协整关系。结果如表2所示。

从表2中可以看出，流通经济（y）和公路基础设施（x）两个变量协整关系的检验结果均不显著，即没有拒绝“不存在协整关系”的原假设，表明公路基础设施与流通经济不存在长期协整关系，可以用格兰杰因果关系检验变量之间关系。

（三）格兰杰因果关系检验

在对流通经济与公路基础设施进行平稳性检验和协整检验的基础上，对二者的因果关系进行格兰杰检验，检验结果如表3所示。

从表3的结果可以看出，当滞后1期时，原假设（1）的F统计量为0.034，对应的显著性概率为0.835，原假设（2）的F统计量为0.819，对应的显著性概率为0.366，均不显著，表明滞后一期时，公路基础设施与流通经济两个变量之间不存在格兰杰因果关系。而当滞后2期时，原假设（1）仍没有通过显著性检验，但是原假设（2）的P值为0.036通过了5%的显著性检验，表明滞后二期时，流通经济发展与公路基础设施建设之间存在单向因果关系。即流通经济发展是公路基础设施建设的格兰杰原因，而公路基础设施建设却没有对流通经济发展产生影响，不是其格兰杰原因。这在一定程度上说明我国流通经济的增长可以促进公路基础设施建设，即公路里程增加的前提是流通经济发展。然而这种促进作用往往会在之后的某个时间段显示出来，而不会马上出现，一方面是流通经济发展到公路基础设施增加的传导过程需要时间，另一方面公路基础设施的建设也有一定的周期。

结论与建议

（一）结论

本文基于我国2001-2014省级面板数据，采用面板数据单位根、面板协整检验和面板格兰杰因果关系检验等方法，对中国流通经济发展与公路基础设施的关系进行实证检验。实证结果表明：流通经济发展与公路基础设施建设之间存在单向因果关系，即公路基础设施建设不是流通经济发展的格兰杰原因，而流通经济发展是公路基础设施建设的格兰杰原因，且流通经济发展促进基础设施建设显著表现在其滞后的第二期，对滞后的第一期则基本没有影响。

（二）建议

综合结论，本文提出以下政策建议：

第一，为了促进流通经济均衡发展，需要建立专门针对流通基础设施建设规模、投资主体、融资方式等方面的政策，弥补西部偏远地区的硬件设施缺陷，加强基础设施建设。

第二，不仅要加强公路基础设施建设，还需要在流通领域借助“互联网+”等信息技术打造“互联网公路”，加快信息流通，创造新的商业空间集聚方式和流通格局，构建流通产业信息服务公共平台共享信息。 施 格兰杰因果：A