基础设施资本存量与经济增长关系研究

周 炜，秦 宇

(中央财经大学，北京 100081)

市场经济论坛

基础设施资本存量与经济增长关系研究

周 炜，秦 宇

(中央财经大学，北京 100081)

按照世界银行的分类，将基础设施建设分为经济类基础设施和社会类基础设施。长久以来社会类基础设施的发展和重要性受到一定的忽视，社会类基础设施资本存量核算数据缺失，使用永续盘存法分别核算两类基础设施1953-2014年的资本存量，并在此基础上通过向量自回归模型分析分类基础设施资本存量与实际GDP之间的关系。研究发现，社会类基础设施与经济类基础设施一样，对经济发展具有不可忽略的促进作用。然而，我国经济增长却仅对经济类基础设施的发展有促进作用，而对社会类基础设施的拉动相对有限。

经济类基础设施；社会类基础设施；永续盘存法；向量自回归

一、引言

自1978年改革开放以来，中国经济得到了快速发展。这一发展主要可以分为两个阶段：一是“低价工业化”阶段，利用“人口红利”、低劳动力成本等比较优势大力发展中国制造业，从而促进经济的发展；二是“高价城市化”，借由“土地财政政策”带动地区经济增长，从而促进GDP增长。然而随着劳动力成本增加，“人口红利消失”、产能过剩、城市化扩张导致的土地房产问题的爆发，这些发展优势逐渐消失。经济增长逐步放缓，GDP增长预期由8%的水平回落到5%的水平。习近平总书记将其概括为“新常态”，并指出我国经济发展仍然处于重要时期。适应“新常态”经济发展，研究经济增长的潜在动力，为“新常态经济”寻找发展路径成为当前重要课题。

在Aschauer之前，大多数对经济发展机制的研究集中在社会市场机制、劳动力组成、储蓄率以及FDI等方面。1989年Aschauer发表了两篇文章，采用生产函数法，研究了基础设施资本存量对经济增长的产出弹性。在随后的研究中，Munnell(1992)延续了Aschauer的研究及方法，利用时间序列数据和混合横截面数据重新核算了基础设施资本存量对经济增长的产出弹性。Lynde&Richmond(1993a，1993b)从行为方法的角度对之前的研究进行了扩充。Batina(1998)通过向量自回归的方法研究了基础设施建设与经济增长之间的关系。此类文献丰富了经济增长与基础设施建设之间关系的研究。然而在中国，对于基础设施与经济增长关系的研究发展并不全面。这主要是由于长久以来对于基础设施存量数据的缺失。金戈(2012)首次通过永续盘存法规范了基础设施资本存量的核算。在此基础之上，细化基础设施资本存量的分类核算，并研究其与经济增长的关系显得尤为必要。

根据世界银行的分类，本文将基础设施资本存量划分为经济类基础设施资本存量和社会类基础设施资本存量，并进行分类核算。对于全国经济类基础设施资本存量的核算主要是对金戈(2010)的数据进行了补充，将数据从1953—2008年扩充至1953—2014年。随后，根据金戈提供的核算方法，对1953—2014年社会类基础设施进行了核算。最后采用向量自回归的方法，研究了经济增长与分类的基础设施资本存量之间的关系，认为，不仅经济类基础设施存量对实际GDP产生了正向影响，社会类基础设施存量同样对经济增长具有不可忽略的促进作用。

二、资本存量核算

(一)数据说明

本文对基础设施种类的划分参考了世界银行(1994)的定义，将基础设施划分为经济基础设施( economic infrastructure)和社会基础设施( social infrastructure)两大类。

对于经济类基础设施资本存量的估算主要是扩充了金戈(2012)的研究，根据金戈(2012)的方法，将数据从1953—2008年扩充至1953—2014年。其余部分，文章主要是针对社会类基础设施资本存量进行核算。核算的首要问题是对现有的数据进行口径的统一。本文将1953—2002年期间基础设施投资的统计范围界定为经济中用“卫生、体育和社会福利业”“教育、文化艺术和广播电影电视业”“科学研究和综合技术服务”。从2003年开始，统计口径发生了变化，新划分一个分类即为公共管理、社会保障和社会组织科，因此统计口径变更为“学研究和技术服务”“教育”“卫生和社会工作”“文化、体育和娱乐业”。

对于基础设施资本存量核算数据来源：1953—2002年固定资产投资额分别为基本建设投资和更新改造投资，从2003年起，综合为全社会投资。这两个指标1953—2000年数据来源于《中国固定资产投资统计数典(1950—2000)》，2001年和2002年数据分别来自2002年中国统计年鉴和2003年中国统计年鉴。2003—2013年固定资产投资额主要按主要行业分的全社会固定资产投资，数据来源于《中国统计年鉴2014》。

(二)估计方法

国外对于物质资本存量最常用的核算方法是Goldsmith开创的永续盘存法(Goldsmith，1951)。国内的多数学者，例如张军等(2003，2004)、金戈(2012)等也采用了永续盘存法对投资额进行资本存量估计。本文对于省级基础设施资本存量的分类核算也采用了这一方法，计算公式为：

Ki,t=Ki,t-1(1-δi,t)+Ii,t

其中，Kt为第t年的基础设施资本存量，It为该年的基础设施投资，基础设施资本存量和投资均按不变价格计算。δt为资本折旧率。由于作者将基础设施资本存量进行了划分，因此Kt可以具体表示为Ket和Kst。Ket表示经济类基础设施资本存量；Kst表示社会类基础设施资本存量。

对于基年全国基础设施资本存量的估算，采用张军(2004)和金戈(2012)的假设，即以10%作为分母去除1953年基础设施投资数据，推算出按1953年不变价格计算的1953年的全国基础设施资本存量。

(三)缺漏值估计

历年的《中国统计年鉴》和《中国固定资产投资统计年鉴》提供了2002—2014年的全社会分行业的固定资产投资原始数据，但没有提供2001年以前绝大多数年份的全社会分行业固定资产投资数据。但是上述的统计资料提供了一套相对完整的分行业的基本建设投资数据和更新改造投资数据(截至2003年底)。由于全部固定资产投资包括基本建设投资、更新改造投资、房地产投资和其他固定资产投资，其中房地产投资和其他固定资产投资中基本没有包含基础设施投资的，可以忽略不计，因此对1953—2001年的数据，我们以列入基础设施统计范围的相关行业的基本建设投资和更新改造投资合计数作为基础设施投资原始数据；对2002—2008年数据，我们则直接采用列入相关行业的全社会固定资产投资数据。对于基本建设投资，已有的统计资料缺少1966—1974年的数据，本文使用了两年移动平均的方法，进行了补缺。

图1 社会类基本建设投资数据资料来源：《中国固定资产投资统计数典(1950—2000)》《中国固定资产投资统计年鉴》《中国统计年鉴》

对于更新改造类的数据，《中国固定资产投资统计数典(1950—2000)》虽然提供了1953—2000年的历年全国更新改造投资数据(全行业)，但其中分行业更新改造投资只有1980—2000年的数据，缺1953—1979年的分行业更新改造投资数据，而这些年份的缺失数据在其他统计资料中也都没有提供。本文参考金戈(2012)的方法：如果历年基础设施更新改造投资占全部更新改造投资的比例(简称Y序列)与历年基础设施基本建设投资占全部基本建设投资的比例(简称X序列)之间存在长期稳定的相关关系，那么我们就可以利用这一关系来估计缺失数据。

时间序列分析表明，X序列与Y序列均为1阶单整时间序列(在1%的显著性上)，并且两者之间存在着长期稳定的协整关系，其协整方程为：

Yt=0.017+5.64Xt+μt

其中还涉及到扣除率的问题、折旧率、固定投资价格指数计算的问题。本文的折旧率主要参考张军(2004)的方法，选择了9%作为基础设施建设的折旧率。基期资本存量采用投资额乘以一定折算。

(四)估计结果

表1给出了经济类基础设施资本存量，表2给出的是社会类基础设施资本存量。

表1 1953-2014年经济类基础设施资本存量 单位：亿元

年份1953=12014=1年份1953=12014=1年份1953=12014=1年份1953=12014=11953202.001053.211969526.002742.5219851576.008217.12200112570.024265538.97511954208.001084.491970585.003050.1419861775.009254.69200214299.519974556.40991955220.001147.061971651.003394.2619871991.0010380.89200317213.005789747.06241956248.001293.051972706.003681.0219882194.0011439.32200420590.2977107355.9591957272.001418.181973761.003967.7919892327.0012132.77200524755.1399129071.0721958335.001746.661974817.004259.7619902511.0013092.13200629813.2204155443.4481959419.002184.631975892.004650.8119912757.9814379.87200735248.108183780.4631960508.002648.671976960.005005.3519923073.8016026.54200841216.0995214897.0331961500.002606.9619771014.005286.9019933533.0118420.80200950778.0481264752.1731962472.002460.9719781113.005803.0819944224.0022023.57201061324.8682319742.3431963452.002356.6919791188.006194.1319954946.9825793.12201169297.2683361309.721964448.002335.8319801226.006392.2519965792.5030201.56201278471.8516409145.1721965470.002450.5419811227.006397.4719976806.9735490.91201389984.63469171.761966494.002575.6719821258.006559.1019988264.8243092.022014103962.26542049.891967498.002596.5319831318.006871.9319999689.7350521.371968493.002570.4619841408.007341.19200011142.90558098.105

资料来源：《中国固定资产投资统计数典(1950—2000)》《中国固定资产投资统计年鉴》《中国统计年鉴》

本文参考金戈(2012)的研究，按照以上方法完善了1953—2014年全国经济类基础设施资本存量的核算，并对1953—2014年全国社会类基础设施资本存量进行核算，核算的结果在表1和表2中给出。

比较表1和表2可以发现，1953年经济类基础设施资本存量为202亿元(按1953年不变价格)，社会类基础设施资本存量为78亿元。经济类基础设施资本存量是社会类基础设施资本存量的2.6倍，相对而言，社会类基础设施资本存量初量较少。1978年，经济类基础设施资本存量上升为1 113亿元，社会类基础设施资本存量上升为142亿元，经济类基础设施资本存量增加了5.5倍，社会类基础设施资本存量仅增加了1.8倍。2014年经济类基础设施资本存量达到了103 962亿元，比1978年增长了93倍；社会类基础设施资本存量上升为17 052亿元，比1978年增长了120倍。由此可知，相比较改革开放以前而言，社会类基础设施建设得到了一定重视，增速得到了增加，但是由于基数较小，社会类基础设施资本存量仍然严重落后于经济类资本存量，存在发展不足的问题。

表2 1953-2014年社会类基础设施资本存量 单位：亿元

年份1953=12014=1年份1953=12014=1年份1953=12014=1年份1953=12014=1195378.04406.90196995.52498.041985397.112070.4820011864.309720.29195479.31413.541970102.94536.711986469.872449.8620022158.0011251.61195579.44414.191971109.90572.991987537.862804.3320032711.3714136.82195683.91437.481972114.38596.351988589.043071.2020043359.1317514.19195787.89458.251973116.64608.151989624.443255.7820054058.0921158.54195887.77457.641974120.27627.101990656.553423.2020064755.7524796.07195992.00479.691975125.22652.911991686.493579.3220075480.6928575.851960101.91531.341976128.73671.191992724.953779.8320086251.3932594.17196198.35512.761977131.68686.561993770.444017.0020097629.9339781.77196293.16485.721978142.42742.581994828.054317.4020109114.0247519.70196390.48471.761979163.37851.801995908.984739.36201110438.7354426.62196490.55472.131980191.16996.7019961003.005229.54201212180.6263508.64196591.34476.251981216.621129.4619971119.995839.51201314324.8774688.60196694.86494.581982247.101288.3619981262.656583.36201417051.9088907.07196793.83489.231983281.701468.7619991432.637469.61196891.78478.561984327.641708.3120001630.078499.04

资料来源：《中国固定资产投资统计数典(1950—2000)》，《中国固定资产投资统计年鉴》，《中国统计年鉴》。

(五)数据初步分析

基础设施可以按照世界银行的分类具体分为经济类基础设施和社会类基础设施。图1给出了新中国成立以来(1953—2014年)经济类基础设施的实际资本投资与实际资本存量以及实际GDP的增长趋势。首先，从曲线的走势来看，相比较基础设施的实际投资额，资本存量与实际GDP的曲线走势更为接近。其次，从曲线的具体趋势来看，在前期，实际GDP的增长领先城市基础设施存量；在发展的后期，实际资本存量超过了实际GDP。根据具体的图形，初步猜想，在城市基础设施发展的初期，城市基础设施资本存量较低，不足以推动经济发展；随着城市基础设施资本存量的累积，其在经济发展中的作用逐步发挥。

图2 1953—2014年实际GDP与经济类基础设施投资额以及基础设施资本存量趋势图资料来源：《中国固定资产投资统计数典(1950-2000)》《中国固定资产投资统计年鉴》《中国统计年鉴》及上述核算值

图3给出1953—2014年以来实际GDP与社会类基础设施资本存量以及实际投资额之间的关系。首先，从图3与图2对比会发现，社会类基础设施资本存量的大小远小于经济类基础设施资本存量，因此未来可能有更大的发展区间。其次，从图3得出，城市基础设施资本存量的增势与实际GDP最为接近。因此，选择城市基础设施资本存量来研究城市基础设施建设与经济增长的关系更为协调。

图3 1953-2014年实际GDP与社会类基础设施投资额以及基础设施资本存量趋势图资料来源：《中国固定资产投资统计数典(1950-2000)》，《中国固定资产投资统计年鉴》，《中国统计年鉴》及上述核算值

首先，由图3与图2相比会发现，社会类基础设施资本存量的大小远小于经济类基础设施资本存量，因此未来可能有更大的发展区间。其次，从图3得出，城市基础设施资本存量的增势与实际GDP最为接近。因此，选择城市基础设施资本存量来研究城市基础设施建设与经济增长的关系更为妥帖。

三、实证分析

(一)数据说明

实证部分主要讨论了经济增长与基础设施建设之间的关系。其中，经济增长的变量主要使用实际GDP(realGDP)的值。实际GDP的值主要通过《中国统计年鉴》的国内生产总值除以CPI的数据得到。经济类基础设施资本存量和社会类基础设施资本存量的值由前文的估算得到。此外，由于经过对数化之后，数据会具备一些良好的特性，同时还不影响变量之间存在的协整关系，因此对以上变量在平稳性检验前都进行对数化处理。

(二)时间序列平稳性检验

对多个时间序列进行协整分析的第一步就是确定每个序列是否平稳，判断序列平稳特性通常借助单位根检验。

表3 变量ADF单位根检验结果

由表3可知，经检验时间序列lnrealgdp、lnecoin、lnsocin水平值在1～10%的显著水平下都不能拒绝序列存在单位根的原假设，即三个原序列是非平稳的。经过一阶差分之后，dlnrealgdp、dlnsocin均在1%的水平上平稳，dlnecoin在10%的水平平稳，即可认为三个序列在10%的显著水平上不存在单位根，它们都是I(1)序列(一阶单整)。

(三)Johansen协整检验

经分析，序列lnrealgdp、lnecoin、lnsocin均为I(1)序列，可以进行协整检验，本文采用Johansen协整检验法，通过联合检验确定序列含有趋势项而协整方程仅含有截距项，检验结果如表4所示。

表4 序列lnrealgdp、lnecoin、lnsocin的Johansen协整检验统计

注：*表示在5%的显著水平下拒绝原假设

由表4可知，无论是迹统计量还是最大特征值统计量都表明，在5%的显著性水平之下，序列lnrealgdp、lnecoin、lnsocin均存在2个协整关系，而最大特征值所对应的协整方程能够说明各变量之间存在稳定的长期均衡关系，通过对比选取以最大特征值所对应的协整关系作为变量间的长期均衡关系，同时参考经济意义，确定经济基础设施资本存量和社会基础设施资本存量均对我国实际GDP存在长期的均衡影响，协整表达式为：

Inreakgdp=0.461831Inecoin+0.247452Insocin+εt

通过对协整方程残差εt进行单位根检验，证明残差不存在单位根，是平稳序列，该协整方程可以解释序列LNGDP、LNEX、LNIM长期均衡关系。从协整表达式看，社会基础设施资本存量与经济基础设施资本存量同样对实际GDP产生显著的、长期的正向影响，是不可忽略的影响因素，从而也可以证明本文将社会资本存量纳入分析的必要性。

(四)VAR模型建立及脉冲响应分析

向量自回归模型(VAR模型)是一种非结构化模型，其将系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后性的函数来构造模型，一般形式为：

Yt=A1Yt-1+A2Yt-2+…+ApYt-p+B0Xt+…+BrXt-r+εt

其中，Yt是k维内生向量，Yt-i(i=1,2,…,p)是滞后内生变量向量，Xt-i(i=0,1,…,r)是d维外生变量向量或滞后外生变量向量，At是k×k维系数矩阵，Bt是k×d维系数矩阵，εt是k维随机误差项构成的列向量。

根据VAR模型一般形式，选取序列lnrealgdp、lnecoin、lnsocin为内饰变量，构建分析经济基础设施资本存量、社会基础设施资本存量与实际GDP之间关系的VAR模型。

首先，需确定VAR模型的滞后期阶数，滞后期选取越大，越能完整地反映所构造方程的信息特征，但同时也增加了所要估计的参数，减小了模型自由度，因为本文样本选取年度数据，且样本周期有限，为提升模型估计的有效性，选取0—3阶滞后期进行检验，根据似然比检验(LR统计量)、AIC信息准则、SC信息准则、最终预测误差(FPE)等指标进行最优滞后阶数的确定，检验结果见表5所示。

表5 VAR模型滞后阶数判断结果

注：*表示根据相应准则选择的滞后阶数

由表5不难看出，从LR值、FPE值、AIC值、SC值以及HQ值都可以判断出最优滞后阶数为1阶，因此，选定VAR模型最优滞后期阶数为1阶，建立VAR(2)模型。

上文中协整检验证明我国实际GDP和两类基础设施资本存量之间存在着长期均衡关系，但是这种长期均衡是否构成因果关系，需要通过Granger因果关系检验验证，序列lnrealGDP、lnecoin、lnsocin基于VAR模型的Granger因果关系检验结果如表6所示。

表6 格兰杰因果检验

由表6可知，无论是经济类基础设施，还是社会类基础设施都是经济增长的Granger因，但经济增长只是经济类基础设施资本存量的Granger因。从结果可知，社会类基础设施资本存量对经济增长具有显著的帮助，与经济类基础设施同样不可忽视，在当前我国经济进入新常态时期，可以作为我国经济增长的新动力。但不可否认的是，我国对于社会类基础设施的投入和重视程度远远不足，这也影响了我国进一步的经济增长。

对所建立的VAR模型进行脉冲响应分析。在VAR模型中，扰动项对第i个变量的冲击不仅直接影响第i个变量，并且通过VAR模型的动态结构传导给所有的其它内生变量。脉冲响应是在一个扰动项上加上一次性的一个冲击，对内生变量的当前值和未来值所带来的影响。图4序列lnrealgdp、lnecoin、lnsocin三者的脉冲响应。

图4 序列lnecoin、lnsocin、lnrealgdp的脉冲响应

由图4可知，当实际GDP受到经济基础设施资本存量一个标准差新息冲击后，在第1期迅速做出反应，从第2期开始产生负向影响，但影响迅速衰退，从第4期开始，在0上下波动，并趋于消散。而当实际GDP受到社会基础设施资本存量一个标准差新息冲击后，基期未做出反应，从第2期开始迅速上升，产生明显的正向影响，并从第5期开始正负波动，逐步消散。可见，不论是经济基础设施资本存量还是社会基础设施资本存量都会对实际GDP产生持续的影响，而值得注意的是，相较于经济类基础设施资本存量，社会类基础设施资本存量对实际GDP的正向影响更为明显，也从侧面佐证了本文观点——社会类基础设施资本存量对实际GDP产生了不可忽视的促进作用。

与此同时，经济增长对经济类基础设施资本存量具有长期的正向拉动作用。当经济类基础设施资本存量受到实际GDP一个标准差新息冲击时，在基期即做出迅速反应，产生显著的正向影响，并长期保持至第8期后，逐步消散。相较而言，经济增长对社会类基础设施资本存量的促进作用相对有限，经济增长对社会类基础设施资本存量在短期内(1-3期)还具有促进作用，但从第4期开始便呈现负向拉动作用，直至第6期开始消散。这也说明，我国经济增长中更注重对经济类基础设施的建设，而投入到社会类基础设施方面较少，也验证了上文中Granger检验的结果。

四、主要结论和政策建议

本文从基础设施的角度出发，核算了1953—2014年经济类基础设施和社会类基础设施资本存量，并在此基础上通过构建基础设施资本存量与实际GDP向量自回归模型，从实证角度揭示了基础设施建设与经济增长之间的关系。

(一)主要结论

1.相比较经济类基础设施资本存量而言，社会类基础设施资本存量，相对总量较少，虽然近年来得到了一定程度的重视，但是由于基数严重落后于经济类基础设施，当前仍存在发展不足的问题。这主要是由于我国偏重于交通、通讯、水利等经济类基础设施建设，而忽略了教育、医疗、文卫、科技等的投资建设。

2.社会类基础设施与经济类基础设施相似，均与经济增长之间存在长期协整的关系。虽然由于长期发展重视程度不足，社会类基础设施对经济增长的拉动作用不如经济类基础设施，但其对实际GDP的促进作用仍不可忽视。因此，重视经济类基础设施发展的同时要充分发展社会类基础设施建设，尤其在我国进入经济发展新阶段后，经济类基础设施对经济增长的拉动力逐步下降，社会类基础设施的投入可以作为拉动经济增长的有效新动力之一。

(二)政策建议

1.政策上要加强对基础设施均衡发展的关注。基础设施建设对经济影响显著，未来有很大发展空间。除了考虑总量发展还需要考虑均衡发展，均衡发展包括分类均衡和区域均衡。分类均衡在发展经济类基础设施的同时重视社会类基础设施的发展；区域均衡主要是指大力发展基础设施均等化建设。目前，我国除了部分大中城市基础设施较为完善，多数三线城市以及偏远地区基础设施发展仍然存在发展不足。教育、医疗等社会类基础设施提供不足的问题尤甚。

2.我国长期的经济发展过程中，基础设施建设得到长足的发展，但主要是经济类基础设施的建设，相较而言，社会类基础设施的发展仍然十分有限，重视程度不足。要想在经济新常态下保持稳定的经济增长动力，我国有必要将社会类基础设施的投入和发展提上日程，通过社会类基础设施的不断发展，为我国实现持续、稳定的经济增长寻求新动力。

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[责任编辑：赵春江]

Infrastructure Capital Stock Measurement and Economic Growth

ZHOU Wei, QIN Yu

(Central University of Finance and Economics，Beijing 100081,China)

According to the classification of the World Bank, infrastructure can be divided into economic infrastructure and social infrastructure, while the latter had been lack of effective estimation for long time. Therefore, we measured China's two kinds of infrastructure capital stock on national level from 1953 to 2008 by using the adjusted official statistical data and perpetual inventory method respectively for the first step．On this basis, we analyzed the relationship between the infrastructure capital stock and the actual GDP with a vector auto regression model. The result suggested that social infrastructure has a positive impact on economic development, as considerable as economic infrastructure does. However, in China, Economic growth can promote the development of economic infrastructure and has limited impact on social infrastructure.

Economic infrastructure; Social infrastructure; Perpetual inventory method; Vector auto regression

2016-11-15

周 炜(1989-)，女，安徽安庆人，博士研究生，主要从事财政理论研究；秦 宇(1989-)，男，河南洛阳人，博士研究生，主要从事产业结构理论与政策研究。

F283；F124

A

1671-7112(2017)02-0045-11