一、引言

交通基礎(chǔ)設(shè)施投資大、周期長(zhǎng)，在消費(fèi)上具有非排他性，在地理上具有網(wǎng)絡(luò)性，在經(jīng)濟(jì)上具有外部性，對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系一直是理論界研究的熱點(diǎn)。羅森斯坦•羅丹、沃爾特•羅斯托等早期的發(fā)展經(jīng)濟(jì)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(huì)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)確實(shí)有影響［３］。Ｂａｎｉｓｔｅｒ和Ｂｅｒｅｃｈｍａｎ指出，交通基礎(chǔ)設(shè)施投資會(huì)產(chǎn)生投資乘數(shù)效應(yīng)［４］。在直接經(jīng)濟(jì)效益的基礎(chǔ)上，由于存在外部性，交通基礎(chǔ)設(shè)施會(huì)通過聚集經(jīng)濟(jì)、運(yùn)輸網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟(jì)和環(huán)境等條件促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)該問題也研究頗豐。周慶明研究了交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間溢出作用［５］；高峰運(yùn)用投入產(chǎn)出分析法研究了交通運(yùn)輸業(yè)的發(fā)展對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)各個(gè)產(chǎn)業(yè)及整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出和就業(yè)的貢獻(xiàn)［６］；牛樹海分析了高速公路建設(shè)對(duì)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(shì)的變化，為空間經(jīng)濟(jì)集聚提供了必要條件［７］。張學(xué)良運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的協(xié)整理論和誤差修正模型，對(duì)我國(guó)交通基礎(chǔ)設(shè)施與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)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(duì)交通基礎(chǔ)設(shè)施投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了闡述［９］［１０］。總體來看，相關(guān)研究文獻(xiàn)中定性研究多，定量論證相對(duì)較少。本文側(cè)重對(duì)交通基礎(chǔ)設(shè)施投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)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(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，力圖將二者的關(guān)系從感性認(rèn)識(shí)上升到理性的高度，并據(jù)此提出相關(guān)建議，以促進(jìn)遼寧省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

二、模型選擇與計(jì)量檢驗(yàn)

１．模型與數(shù)據(jù)的選擇

協(xié)整是對(duì)非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)變量長(zhǎng)期均衡關(guān)系的統(tǒng)計(jì)描述，可以用來分析交通基礎(chǔ)設(shè)施投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否存在長(zhǎng)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(jì)增長(zhǎng)用遼寧省的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值作為指標(biāo)，表示為ＧＤＰ；交通運(yùn)輸業(yè)所創(chuàng)造的ＧＤＰ使用交通運(yùn)輸倉(cāng)儲(chǔ)和郵電通信業(yè)的ＧＤＰ產(chǎn)值來代替，表示為ＴＧＤＰ；同時(shí)選擇交通運(yùn)輸倉(cāng)儲(chǔ)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(jì)年鑒》１９８４～２０１０年的數(shù)據(jù)，同時(shí)用以１９８４年為基期的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)以上變量數(shù)據(jù)進(jìn)行指數(shù)化調(diào)整以消除物價(jià)因素的影響。為了消除數(shù)據(jù)中存在的異方差，再分別對(duì)每個(gè)變量取對(duì)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(yàn)

協(xié)整分析的首要任務(wù)是檢驗(yàn)時(shí)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(jì)增長(zhǎng)均保持了較快的發(fā)展速度。這幾個(gè)變量在取對(duì)數(shù)后都呈線性變化，表現(xiàn)了明顯的上漲趨勢(shì)，可能都是非平穩(wěn)的時(shí)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(yàn)，對(duì)所選變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)（見表１），從表１可以看出，在初始的對(duì)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(gè)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(yàn)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(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響，同時(shí)對(duì)于相互聯(lián)系的時(shí)間序列變量系統(tǒng)，向量自回歸模型是一種有效的預(yù)測(cè)模型。經(jīng)過多次試驗(yàn)，當(dāng)最大滯后階數(shù)取２時(shí)，ＶＡＲ模型的ＬＲ、ＦＰＥ、ＡＩＣ、ＳＣ和ＨＱ值有超過一半達(dá)到最小值，因而決定建立ＶＡＲ（２）模型，對(duì)ＬＧＤＰｔ、ＬＴＧＤＰｔ和ＬＴＲＡＮＳｔ進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，考察三者之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。此處采用約翰森檢驗(yàn)（Ｊｏｈａｎｓｅｎｔｅｓｔ）方法，結(jié)果如表２所示。從表２的Ｊｏｈａｎｓｅｎ協(xié)整檢驗(yàn)可知，三個(gè)變量之間只存在一個(gè)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(zhǎng)期均衡趨勢(shì)。標(biāo)準(zhǔn)化后的長(zhǎng)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(yùn)輸增加值與交通基礎(chǔ)設(shè)施投資值將分別增長(zhǎng)０．２３６６％與０．３５５５％，即交通運(yùn)輸增加值對(duì)ＧＤＰ的彈性為０．２３６６，交通基礎(chǔ)設(shè)施投資值對(duì)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(xì)的估計(jì)結(jié)果。從ＶＥＣ（２）模型各項(xiàng)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(dòng)可以分為短期波動(dòng)與長(zhǎng)期均衡兩個(gè)部分。從誤差修正項(xiàng)（ＥＣ）看，三個(gè)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(duì)當(dāng)期交通基礎(chǔ)設(shè)施投資的增長(zhǎng)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(jì)增長(zhǎng)之間存在一種長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，所取的三個(gè)指標(biāo)呈現(xiàn)同一方向變動(dòng)，這說明我們?cè)谇拔闹锌偨Y(jié)的交通基礎(chǔ)設(shè)施投資與經(jīng)濟(jì)發(fā)展相關(guān)性很強(qiáng)的先驗(yàn)判斷和遼寧省的具體實(shí)際情況是一致的。其次，從嚴(yán)格的ＥＣＭ模型估計(jì)結(jié)果來看，對(duì)于ＧＤＰ的短期波動(dòng)而言，交通運(yùn)輸增加值與交通基礎(chǔ)設(shè)施投資滯后各項(xiàng)的系數(shù)比較??；而對(duì)于交通基礎(chǔ)設(shè)施投資的短期波動(dòng)而言，ＧＤＰ與交通運(yùn)輸增加值的系數(shù)相對(duì)較大。這意味著，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與交通運(yùn)輸增加值對(duì)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。