一、引言

交通基礎(chǔ)設(shè)施投資大、周期長，在消費上具有非排他性，在地理上具有網(wǎng)絡(luò)性，在經(jīng)濟上具有外部性，對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響重大且復(fù)雜。因此，交通基礎(chǔ)設(shè)施投資與經(jīng)濟增長的關(guān)系一直是理論界研究的熱點。羅森斯坦•羅丹、沃爾特•羅斯托等早期的發(fā)展經(jīng)濟學(xué)家認(rèn)為，基礎(chǔ)設(shè)施在工業(yè)化過程中起著決定性作用，將基礎(chǔ)設(shè)施視為社會先行資本來優(yōu)先發(fā)展［１］［２］。Ｒｉｅｔｖｅｌｄ和Ｎｉｊｋａｍｐ通過研究發(fā)現(xiàn)，交通基礎(chǔ)設(shè)施投資對經(jīng)濟增長確實有影響［３］。Ｂａｎｉｓｔｅｒ和Ｂｅｒｅｃｈｍａｎ指出，交通基礎(chǔ)設(shè)施投資會產(chǎn)生投資乘數(shù)效應(yīng)［４］。在直接經(jīng)濟效益的基礎(chǔ)上，由于存在外部性，交通基礎(chǔ)設(shè)施會通過聚集經(jīng)濟、運輸網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟和環(huán)境等條件促進區(qū)域經(jīng)濟的增長。國內(nèi)學(xué)者對該問題也研究頗豐。周慶明研究了交通基礎(chǔ)設(shè)施對區(qū)域經(jīng)濟增長的空間溢出作用［５］；高峰運用投入產(chǎn)出分析法研究了交通運輸業(yè)的發(fā)展對國民經(jīng)濟各個產(chǎn)業(yè)及整個國民經(jīng)濟產(chǎn)出和就業(yè)的貢獻［６］；牛樹海分析了高速公路建設(shè)對區(qū)域發(fā)展影響，認(rèn)為交通基礎(chǔ)設(shè)施體系空間網(wǎng)絡(luò)的不斷發(fā)展，引起了空間區(qū)位優(yōu)勢的變化，為空間經(jīng)濟集聚提供了必要條件［７］。張學(xué)良運用計量經(jīng)濟學(xué)中的協(xié)整理論和誤差修正模型，對我國交通基礎(chǔ)設(shè)施與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行了分析［８］。此外，劉勇、龐瑞芝等研究也分別從不同的角度對交通基礎(chǔ)設(shè)施投資與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了闡述［９］［１０］。總體來看，相關(guān)研究文獻中定性研究多，定量論證相對較少。本文側(cè)重對交通基礎(chǔ)設(shè)施投資與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行實證分析，從地域上探討遼寧省交通基礎(chǔ)設(shè)施投資的現(xiàn)狀及經(jīng)濟增長效應(yīng)，力圖將二者的關(guān)系從感性認(rèn)識上升到理性的高度，并據(jù)此提出相關(guān)建議，以促進遼寧省經(jīng)濟增長。

二、模型選擇與計量檢驗

１．模型與數(shù)據(jù)的選擇

協(xié)整是對非平穩(wěn)經(jīng)濟變量長期均衡關(guān)系的統(tǒng)計描述，可以用來分析交通基礎(chǔ)設(shè)施投資與經(jīng)濟增長是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。在數(shù)據(jù)樣本的選擇方面，遼寧省的經(jīng)濟增長用遼寧省的國內(nèi)生產(chǎn)總值作為指標(biāo)，表示為ＧＤＰ；交通運輸業(yè)所創(chuàng)造的ＧＤＰ使用交通運輸倉儲和郵電通信業(yè)的ＧＤＰ產(chǎn)值來代替，表示為ＴＧＤＰ；同時選擇交通運輸倉儲和郵電通信業(yè)的基本建設(shè)與更新改造投資之和來代替交通基礎(chǔ)設(shè)施投資，表示為ＴＲＡＮＳ。考慮數(shù)據(jù)的可得性和模型的顯著性，本文選用《遼寧省統(tǒng)計年鑒》１９８４～２０１０年的數(shù)據(jù)，同時用以１９８４年為基期的居民消費價格指數(shù)對以上變量數(shù)據(jù)進行指數(shù)化調(diào)整以消除物價因素的影響。為了消除數(shù)據(jù)中存在的異方差，再分別對每個變量取對數(shù)，即ＬＧＤＰｔ＝Ｌｏｇ（ＧＤＰｔ／Ｐｔ），ＬＴＧＤＰｔ＝Ｌｏｇ（ＴＧＤＰｔ／Ｐｔ），ＬＴＲ－ＡＮＳｔ＝Ｌｏｇ（ＴＲＡＮＳｔ／Ｐｔ）。其相應(yīng)的差分序列分別為：ΔＬＧＤＰｔ、ΔＬＴＧＤＰｔ和ΔＬＴＲＡＮＳｔ，如圖１、圖２所示。

２．平穩(wěn)性檢驗

協(xié)整分析的首要任務(wù)是檢驗時間序列的平穩(wěn)性，從圖１和圖２可以看出，自２０世紀(jì)８０年代以來，遼寧省的交通基礎(chǔ)設(shè)施投資與經(jīng)濟增長均保持了較快的發(fā)展速度。這幾個變量在取對數(shù)后都呈線性變化，表現(xiàn)了明顯的上漲趨勢，可能都是非平穩(wěn)的時間序列。在經(jīng)過一階差分后，它們的曲線類似白噪聲。本文采用增廣迪基－福勒檢驗，對所選變量進行單位根檢驗（見表１），從表１可以看出，在初始的對數(shù)序列上，所有變量的ＡＤＦ值均大于１％水平下的臨界值，表明ＬＧＤＰｔ、ＬＴＧＤＰｔ和ＬＴＲＡＮＳｔ都是非平穩(wěn)序列，而經(jīng)過一階差分后，ΔＬＧＤＰｔ、ΔＬＴＧＤＰｔ和ΔＬＴＲＡＮＳｔ都拒絕有單位根的假設(shè)，表明差分變量都是平穩(wěn)的，因此，這三個序列都是一階單整序列，可以用于協(xié)整分析。

３．協(xié)整關(guān)系檢驗與ＶＥＣＭ模型建立

向量自回歸模型（ＶＡＲ）用于分析不同類型的隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)影響，同時對于相互聯(lián)系的時間序列變量系統(tǒng)，向量自回歸模型是一種有效的預(yù)測模型。經(jīng)過多次試驗，當(dāng)最大滯后階數(shù)取２時，ＶＡＲ模型的ＬＲ、ＦＰＥ、ＡＩＣ、ＳＣ和ＨＱ值有超過一半達到最小值，因而決定建立ＶＡＲ（２）模型，對ＬＧＤＰｔ、ＬＴＧＤＰｔ和ＬＴＲＡＮＳｔ進行協(xié)整關(guān)系檢驗，考察三者之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。此處采用約翰森檢驗（Ｊｏｈａｎｓｅｎｔｅｓｔ）方法，結(jié)果如表２所示。從表２的Ｊｏｈａｎｓｅｎ協(xié)整檢驗可知，三個變量之間只存在一個協(xié)整關(guān)系，這一協(xié)整關(guān)系所反映的是各變量之間的長期均衡趨勢。標(biāo)準(zhǔn)化后的長期協(xié)整關(guān)系可以表示如下：ＥＣＭ＝ＬＧＤＰ－０．２３６６ＬＴＧＤＰ－０．３５５５ＬＴＲＡＮＳ－４．６８０１（１）式（１）表明，遼寧省ＧＤＰ每增加１％，交通運輸增加值與交通基礎(chǔ)設(shè)施投資值將分別增長０．２３６６％與０．３５５５％，即交通運輸增加值對ＧＤＰ的彈性為０．２３６６，交通基礎(chǔ)設(shè)施投資值對ＧＤＰ的彈性為０．３５５５。表３給出了式（１）向量誤差修正模型（ＶＥＣ）更為詳細的估計結(jié)果。從ＶＥＣ（２）模型各項指標(biāo)來看，ＡＩＣ和ＳＣ都較小，整體效果較好，ＶＥＣ（２）模型的殘差也具有很好的正態(tài)性。在ＶＥＣ（２）模型中，被解釋變量的波動可以分為短期波動與長期均衡兩個部分。從誤差修正項（ＥＣ）看，三個方程的調(diào)整系數(shù)分別為０．２８２９、－０．３７５３和１．５７０９，說明協(xié)整關(guān)系對當(dāng)期交通基礎(chǔ)設(shè)施投資的增長產(chǎn)生了很大的刺激作用。從協(xié)整關(guān)系與誤差修正模型的分析中可知：首先，遼寧省的交通基礎(chǔ)設(shè)施投資與經(jīng)濟增長之間存在一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，所取的三個指標(biāo)呈現(xiàn)同一方向變動，這說明我們在前文中總結(jié)的交通基礎(chǔ)設(shè)施投資與經(jīng)濟發(fā)展相關(guān)性很強的先驗判斷和遼寧省的具體實際情況是一致的。其次，從嚴(yán)格的ＥＣＭ模型估計結(jié)果來看，對于ＧＤＰ的短期波動而言，交通運輸增加值與交通基礎(chǔ)設(shè)施投資滯后各項的系數(shù)比較小；而對于交通基礎(chǔ)設(shè)施投資的短期波動而言，ＧＤＰ與交通運輸增加值的系數(shù)相對較大。這意味著，經(jīng)濟增長與交通運輸增加值對交通基礎(chǔ)設(shè)施的影響可能更為顯著一些，甚至存在單向影響的可能。