中国交通基础设施与经济增长的关系实证

dLnT 不是 dLnGDP 的
Granger 原因 3
dLnGDP 不是 dLnT 的
Granger 原因
2． 484 0． 073 接受 0． 456 0． 714 接受
dLnT 不是 dLnGDP 的
收稿日期：2011 － 08 － 12 作者简介：杨帆，硕士生，主要研究方向为城市规划与区域发展。 通讯作者：韩传峰，博士，教授，博导，主要研究方向为管理科学与系统工程、城市建设与应急管理。 基金项目：国家自然科学基金项目（ 编号： 70871093； 71040010） 。
·147·
中国人口·资源与环境 2011 年 第 10 期
and economic growth
·148·
由表 2 知，两 序 列 在 5% 水 平 上 存 在 协 整 关 系，即 LnGDP 和 LnT 存在长期稳定的关系。
由于序列 LnGDP 和 LnT 一阶差分平稳，不能直接进 行 Granger 因果检验。因此，取一阶差分进行 Granger 因果 检验，即检验序列 dLnGDP 和 dLnT 的 Granger 因果关系， 见表 3。
交通基础设施与经济增长互为依存，相辅相成，两者 需协调发展。交通基础设施供给不足，无法满足经济发展 的需求时，会阻碍地区间的经济活动交流，成为经济增长 的瓶颈； 交通基础设施供给超出经济增长需求时，会造成 资源浪费。反之，经济的快速增长将刺激交通基础设施的 完善，而经济增长滞后则影响交通基础设施建设投入，阻 碍交通基础设施的发展。
表 2 序列 LnGDP 和 LnT 的 Johansen 协整检验 Tab． 2 Johansen cointegration test of series LnGDP and LnT
协整关系
秩统计量
Cointegration relationship
特征值 Eigenvalue
Trace statistic
5% 临界值
5% Critical value
5%
最大
临界值
特征值 Max-Eigen
5% Critical
statistic
value
没有
0． 619 49． 387 12． 321 49． 197 11． 225
至多 1 个 0． 004
0． 190
4． 130
0． 190 4． 130
图 1 交通基础设施与经济增长的互动机制 Fig． 1 Mutual mechanism between transport infrastructure
后，学者们多基于时间序列数据或面板数据，运用生产函 数法 、向量自回归法 等 方 法 研 究 交 通 基 础 设 施 与 经 济 增 长的关系，由于样本和方法的不同，结果也存在一定的差 异［5 － 10］。其中，采用时间序列数据研究所得交通基础设 施对经济增长的弹 性 系 数 较 大 ，采 用 面 板 数 据 研 究 所 得 弹性系数较小 ，甚至 得 出 交 通 基 础 设 施 对 经 济 增 长 无 显 著影响的结论［11 － 12］，这与面板数据未考虑区域间生产要 素 流 动 对 经 济 增 长 的 影 响 有 关［13］ 。 当 前 ，实 证 研 究 多 利 用永续盘存法估计交通基础设施资本存量或年投入量， 衡量交通基础设施 水 平 ，统 一 使 用 期 限 和 一 定 折 旧 率 的 假设不尽合理； 较少研究交通基础设施与经济增长的相 互关系，或直 接 对 非 平 稳 序 列 进 行 Granger 因 果 关 系 检 验［14 － 15］，可能导致任何无关的两个变量间都存在因果关 系［16］； 较少考虑解 释 变 量 间 的 多 重 共 线 性，可 能 影 响 模 型估计量的有 效 性 。 鉴 于 此 ，本 文 用 铁 路 和 公 路 运 营 里 程衡量交通基础设施水平，以 1952 － 2006 年中国时间序 列数据为样本，基于协整理论，采用 Granger 因果检验分 析交通基础设施与 经 济 增 长 的 因 果 关 系 ，运 用 主 成 分 回 归法研究其对经济 增 长 的 影 响 程 度 ，为 我 国 交 通 基 础 设 施规划建设提供理论支撑。
0． 000
平稳
注： dLnGDP 和 dLnT 分 别 是 LnGDP 和 LnT 的 一 阶 差 分； （ c， t，k） 中 c，t，k 分别表示单位根检 验 中 的 截 距 项、时 间 趋 势 和 最 大 滞后阶数，k 的选择遵从最小 AIC 准则； 在 5 % 水平下判断序列是 否平稳。
由表 1 知，序列 LnGDP 和 LnT 均为 I（ 1） 过程，可进行 协整检验。采用 Johansen 协整检验，选择无截距项无趋势 项，滞后阶数为 3 阶，Johansen 最大特征值与秩检验结果 见表 2。
1 交通基础设施与经济增长互动机制分析
作为一个复杂的系统，交通基础设施拥有以下性质。 ①基础性，交 通 基 础 设 施 在 整 个 社 会 生 产 中 处 于 上 游 地 位，是经济发展的前提条件； ②网络性，交通基础设施是连 接地区间相 互 作 用 的 纽 带，可 促 进 经 济 活 动 的 聚 集 与 扩 散； ③外部性，交通基础设施为所有在其使用范围内的居 民和从事经济活动的个人和单位所共享，是具有明显社会 公益性的公共产品，有利于其他产业的发展。这决定了交 通基础设施 对 经 济 增 长 的 推 动 作 用，主 要 表 现 在 建 设 阶 段，交通基础设施会产生投资乘数效益； 运营阶段，交通基 础设施可畅通资源流通渠道、节约运输时间成本、扩大产 品销售 市 场、降 低 企 业 存 货 资 金［17］，直 接 影 响 产 业 布 局［18］，产生旅行效益［19］； 此外，交通基础设施可发挥外部 性，通 过 聚 集 劳 动 力、资 金、信 息 技 术 等 资 源 促 进 经 济 增 长。另一方面，经 济 增 长 是 交 通 设 施 需 求 增 加 的 重 要 因 索，经济快速增长导致人口聚集、资源流动加快，刺激交通 基础设施的数量需求和质量需求均不断提升［20］。交通基 础设施建设需建立在一定的物质基础上，只有国民经济保 持快速增长，政府才能拥有足够的资金进行交通基础设施 的建设投资。交通基础设施与经济增长的互动机制见图 1。
dLnT 不是 dLnGDP 的
Granger 原因 1
dLnGDP 不是 dLnT 的
Granger 原因
0． 003 0． 953 接受 0． 990 0． 324 接受
dLnT 不是 dLnGDP 的
Granger 原因 2
dLnGDP 不是 dLnT 的
Granger 原因
0． 295 0． 746 接受 0． 475 0． 625 接受
LnT，运用 EViews6． 0 软 件，采 用 ADF 方 法 分 别 对 序 列
LnGDP 和 LnT 进行平稳性检验，见表 1。
表 1 序列 LnGDP 和 LnT 的平稳性检验 Tab． 1 Stationary test of series LnGDP and LnT
变量 检验类型 Variable Test type
2 交通基础设施与经济增长的 Granger 因果 关系检验
为了检验交通基础设施与经济增长间的关系，对两者
进行协整检验和 Granger 因果关系检验。以 GDP 衡量经
济增长（ 以 1952 年为基期，剔除价格因素影响） ，以公路和
铁路运营里程加权求和衡量交通基础设施 T，即
T
=
Trail
×
（
Nrail Nrail + Nroad ）
1952 － 2008 年，中 国 经 济 增 长 迅 猛，GDP 从 679 亿 元增长到3 400 670 亿元，增长了 77． 83 倍，平均年增 长 率约 8． 14% （ 以 1952 年物价水平为基价） ，尤其近 30 年 年增长率达到 9． 9% 。在此期间，我国 进 行 了 大 规 模 的 交通基础设施建设投资，铁路、公路、航空、水运和管道等 交通基础设施水平 日 益 完 善 ，在 促 进 我 国 经 济 增 长 中 发 挥着重大作用。1952 年，我国交通基础设施总运营里程 为 25． 77 万 km，完成货物运输 31 516 万 t； 到 2008 年，运 营里程总长达 645． 68 万 km，完成货物运输2 587 413 万 t，分别增长了 24 倍和 81 倍。其中，公路和铁路是我国最 主要的交通基础设 施 ，其 运 营 里 程 和 货 运 量 始 终 保 持 在 全国总量的 60% 左右和 85% 左右，承担了我国绝大部分 的交通运输工作。交通基础设施与经济增长关系密切， 早期经济学家通过定性研究指出国家应修建道路、桥梁、 运河 、港口等公共 设 施 以 促 进 经 济 增 长［1］ ，交 通 、能 源 等 基 础 设 施 的 积 累 是 经 济 增 长 的 重 要 前 提［2 － 3］。 Aschauer［4］以美国 时 间 序 列 数 据 为 样 本，采 用 实 证 方 法 研究了公共资本和总体生产率间的关系，发现高速公路、 机场等核心基础设施对美国生产率有显著的促进作用， 开创了实 证 研 究 基 础 设 施 与 经 济 增 长 关 系 的 先 河。随
中国人口·资源与环境 2011 年 第 21 卷 第 10 期 CHINA POPULATION，RESOURCES AND ENVIRONMENT Vol． 21 No． 10 2011
中国交通基础设施与经济增长的关系实证
杨 帆 韩传峰
（ 同济大学经济与管理学院，上海 20ห้องสมุดไป่ตู้092）
摘要 交通基础设施通过乘数效应、旅行效应和外部效应促进经济增长，经济增长是交通基础设施需求增加和规划建设的重要前提。 使用中国 1952 － 2006 年相关统计数据，以 GDP 衡量经济增长，以公路铁路运营里程和货运量衡量交通基础设施，基于协整理论和 Granger 因果检验方法，分析得 出 交 通基 础 设 施 与 经 济增长间存在长期均衡关系，前 者是 后 者 的 Granger 原因，反之不成立； 引入 Cobb － Douglas 生产函数建立回归模型，采用主成分回归法修正最小二乘回归模型易受多重共线性影响的缺点，发现交通基础设施对 经济增长具有显著的促进作用，且公路交通基础设施对经济增长的贡献率显著大于铁路交通基础设施；以 1978 年为时间断点，运用 虚拟变量法，检验样本期内交通基础设施对经济增长影响是否发生结构性变化，发现 1978 年前后交通基础设施对经济增长的促进作 用统计上相同。 关键词 交通基础设施；经济增长；协整检验；Granger 因果检验；主成分回归 中图分类号 F061. 1 文献标识码 A 文章编号 1002 － 2104（2011）10 － 0147 － 06 doi：10． 3969 / j． issn． 1002 － 2104． 2011． 10． 022
+
Troad
×
（
Nroad Nrail + Nroad ）
（ 1）
其中，Trail 表示铁路运营里程，Troad 表示公路运营里程，Nrail
表示铁路 货 运 量，Nroad 表 示 公 路 货 运 量。样 本 期1952 －
2006 年，共计 55 年。为降低数据中可能存在的异方差性，
对序列 GDP 和 T 取 自 然 对 数 得 到 新 的 序 列 LnGDP 和
杨 帆等：中国交通基础设施与经济增长的关系实证
表 3 序列 dLnGDP 和 dLnT 的 Granger 因果检验 Tab． 3 Granger casualty test of series dLnGDP and dLnT
原假设 H0 H0
滞后阶数 F 统计量 p 值
结论
Lags F － statistic p value Conclusion
ADF 检验值 ADF value
p值
结论
p value Conclusion
LnGDP （ c，t，5）
－ 1． 246
0． 890 不平稳
dLnGDP （ c，0，3）
－ 5． 564
0． 000
平稳
LnT
（ c，t，3）
－ 2． 824
0． 196 不平稳
dLnT
（ c，0，2）
－ 6． 768