下面文章主要通過分析交通基礎設施增收效應的理論機制，對我國1997—2015年30個省級單位的面板數據加以研究，構建鄰接空間權重矩陣和經濟空間權重矩陣下的面板空間計量模型，對交通基礎設施的增收效應進行研究。結果發現我國交通基礎設施發展對居民收入存在顯著的空間溢出效應，不考慮交通基礎設施對居民收入的空間影響，可能會高估鄰近地區居民收入對本地居民收入的溢出效應。
關鍵詞:交通基礎設施,居民收入水平,空間溢出效應,空間計量模型,面板數據
1引言
發展經濟學家Rosenstein-Rodan[1]認為，交通基礎設施發展是居民增收的先行條件。近年來，我國對公路、鐵路、水利、電力等基礎設施建設的投入力度不斷加大，促使我國交通設施建設實現了跨越式發展，2016年底鐵路里程達到12.4萬km，比2006年增長了1.6倍，比1997年增長了10.3倍;公路里程2016年底達到469.6萬km，比2006年和1997年分別增長了1.4倍和3.6倍。
促進交通基礎設施建設發展不僅對我國的經濟增長具有“加速器”作用，還可通過顯著的空間溢出效應逐漸縮小區域經濟發展差距。同時，發展交通基礎設施是我國開展“民生工程”的重要手段，發達的交通基礎設施可降低勞動力與市場需求信息的不對稱性，有利于增加勞動要素可流動性進而降低流動成本。目前學者們對交通基礎設施增收效應的研究較少，更多的是關注交通基礎設施對經濟增長、城鄉收入差距、生產效率等產生的影響。
Barro[2]、Cazzavillan[3]發現基礎設施對國家經濟發展存在正的外部性;Hulten[4]表明這種正外部性并不顯著。魏巍[5]等研究發現交通基礎設施有利于產業集聚且對經濟增長有正向溢出效應;劉生龍等[6]發現交通基礎設施對改善區域經濟一體化具有促進作用;周紹杰等[7]分別用靜態和動態非平衡面板模型研究三大基礎設施對農村居民收入的影響，結果分別顯著為正;張光南[8]等采用工業企業面板數據實證分析了交通基礎設施對制造業生產要素投入的影響，結果顯示鐵路貨運對生產效率的影響不顯著，公路客運對生產效率的影響為負;羅能生等[9]將研究期限劃分為兩個階段，分別研究交通基礎設施對縮小城鄉差距的邊際效用，發現隨著時間推移邊際效用逐漸減少。交通基礎設施在提升人民生活水平減少貧困等方面發揮著重要作用。
本文根據交通基礎設施增收效應理論機制，構建空間面板計量模型，以驗證交通基礎設施對居民收入具有溢出效應等推論，以填補該方面研究空缺。
2理論模型
交通基礎設施對居民收入增長的促進作用類似于一個額外的技術進步貢獻。在考察交通基礎設施增收的空間效應時，將嚴格的外生交通基礎設施變量融進技術進步因素中，包含資本、勞動、交通基礎設施三要素的新古典經濟增長函數可構建為:Y=A(T)f(K，L)(…………………………1)式中，A(T)為技術進步，是一個關于交通基礎設施的外生函數，A(T)/T>0;f'K(K，L)>0，f″K(K，L)<0，f'L(K，L)>0，f″L(K，L)<0。
借鑒Boarnet[10]的兩地經濟系統假設條件:①市場分割為南北兩個城市(S、N)，市場信息完備，為完全競爭形態。②S、N分別生產同質化產品，短期內資本、勞動力具有不變彈性，即短期S、N資本和勞動力對利息率和工資率完全不敏感，但長期資本和勞動力在S、N間自由流動，流動成本可忽略不計。③交通基礎設施由中央政府提供，不考慮中央政府對S、N的稅負影響，即S、N對交通基礎設施使用的邊際成本為零。④在經濟增長的初始階段，S、N要素稟賦完全一致，即:TS=TN，AS(T)=AN(T)，KS=KN，LS=LN。
3模型設定及變量選取
3.1空間計量模型的構建
借鑒Bernardino[11]的建模思想，結合研究目標和內容，建立交通基礎設施對我國居民收入影響的計量模型為:lnI=+β1lnK+β2lnAL+β3T+ΣβX+ε……………………………………………(13)該公式可估計出交通基礎設施發展T對我國居民收入I的貢獻程度，但考慮到一個地區交通基礎設施的完善程度不僅對本地居民收入有影響，可能會通過各種渠道影響到其他地區的居民收入，即交通基礎設施增收的空間溢出效應在此模型中不能體現。因此，依據Elhorst[12]的空間計量思想，將地區之間的地理關系引入到計量模型中，在本文采用的鄰接空間權重矩陣W1中，當i省和j省有共同邊界時Wij=1，否則為0。考慮到鄰接空間權重矩陣假設各相鄰地區的經濟發展水平是相同的，不能完全體現我國各地區實際的經濟發展狀況。
3.2變量選取與數據說明
考慮到數據的完整性，選擇1997年重慶直轄為研究起點，時間跨度為1997—2015年，包括我國30個省份(未包括香港與澳門特別行政區、臺灣省和西藏自治區)的相關數據。被解釋變量為居民實際收入水平，解釋變量包括兩類:一類是主要解釋變量，包括資本存量、人力資本、交通基礎設施;另一類是控制變量，指對居民收入有一定影響的其他經濟變量。
有關變量的說明如下:被解釋變量與主要解釋變量:①居民實際收入水平(I)。為衡量我國居民實際收入水平，采用高連水[14]的方法進行測算，計算公式為:Ii=ηirPir+ηiuPiu。式中，Ii表示i地區居民人均收入水平;ηir、ηiu分別表示農村人口占比和城市人口占比;Pir、Piu分別表示農村、城市居民可支配收入，兩者分別使用各地城市、農村消費價格指數(1997年基期)來消除價格的影響。
②人力資本(AL)。借鑒丁黃艷[15]的做法，人力資本用勞動力資源和知識資本的乘積表示，勞動力資源選擇各地區就業人員數表示，知識資本以就業人員平均受教育年限表示，給未上過學、小學、初中、高中、專科、本科、研究生的就業人員占比分別賦權重1、6、9、12、15、16、19，進一步計算出就業人員的平均受教育年限。
③資本存量(K)。資本存量的估算方法采用Goldsmith開創性運用的永續盤存法(PIM)，基本估計公式為:Kt=Kt-1(1-δ)+It。式中，δ為資本存量的經濟折舊率;It為當期投資額。公式中主要涉及四個變量，借鑒單豪杰[16]的做法，將δ估值為10.96%，It用各個地區每年的全社會固定資產投資額表示，基期資本存量用1997年全社會固定資產投資除以經濟折舊率與考察期內固定資產投資總額年均增長率之和來計算，全社會固定資產投資額可比價折算指數使用1997年為基期的固定資產投資價格指數。
④交通基礎設施(T)。關于交通基礎設施的概念，因研究視角的不同對其認識也不完全一致。根據研究內容將其定義為具有空間外部性屬性的為人或物實現空間移動所共享的基礎保障設施。鐵路、公路、民航、水運是構成我國交通基礎設施的四大板塊，葉昌友等[17]研究認為公路和鐵路所負擔的全社會貨運總量和客運總量均超過85%，可見公路、鐵路基礎設施對現階段居民收入的貢獻度較大。
此外，只有部分省份存在水運基礎，不利于對全國進行橫向比較，機場數量在各地區的分布有限且相關數據不易收集和比較，因此本文不考慮水運和民航交通基礎設施。考慮到可比性問題，采用Démurger[18]的方法加總公路里程(除去等外路)和鐵路里程之后再除以各地區的國土面積，得到1997—2015年各地區交通基礎設施密度。控制變量:①城市化水平(U)。
城市化水平提高表明城市居民增加，農村居民減少，城市為居民提供了更多的就業機會，同時也提高了就業質量，城市居民平均可支配收入一般高于農村居民平均可支配收入，使城鄉居民總收入整體增加，在人口基數不變的情況下，對人均收入水平增長存在一定的影響，使用城市人口占總人口的比重表示此指標。②產業結構指數(S)。
產業結構指數可測算產業結構的升級水平。隨著社會經濟的發展，我國產業結構由第一產業逐漸向第二、第三產業過渡，如今第三產業的主導地位日益顯著，產業結構升級必然會帶動經濟效率以及人民就業的變化，對我國居民收入產生一定的影響。借鑒李逢春[19]的做法賦值1、2、3分別作為第一、二、三產業的權重，然后乘以三大產業占比，加權后作為產業結構升級指標。③經濟發展水平(lnG)。地區經濟發展水平的高低關系到人民的工作與生活，與居民收入存在必然的聯系，使用各地區實際GDP的對數表示該指標。
④金融發展水平(F)。金融發展在促進我國經濟發展、人民就業起到了非常重要的作用，對人民收入水平的變化有一定的影響作用，使用金融機構人民幣貸款余額占地區生產總值的比重表示。⑤對外開放水平(O)。較高的對外貿易開放程度一方面可增加就業崗位，另一方面可通過引進先進技術、管理經驗來提高生產效率，進一步增加居民收入，使用進出口總額占GDP的比重表示此指標。以上數據來源于《新中國六十年統計資料匯編》和相關年份的《中國統計年鑒》、《中國勞動統計年鑒》與各地區統計年鑒。
4實證結果分析
4.1居民實際收入水平空間相關性檢驗
在構建空間計量模型之前，使用莫蘭指數對被解釋變量居民實際收入水平進行全局空間相關性檢驗，在鄰接空間權重矩陣W1下測度的每一年的莫蘭值均大于0.4，在經濟空間權重矩陣W2下測度的莫蘭值均大于0.5，且都通過了1%的顯著性水平檢驗，說明考察期內我國居民收入水平存在空間自相關性，即一個地區的居民收入水平受鄰近地區居民收入水平的影響顯著。2013—2015年測度的莫蘭值有所下降，原因可能是在經濟全球化的大背景下，我國各地區經濟聯系越來越密切，鄰近地區對本地區的影響程度不再顯著，并有逐年減小的趨勢。
4.2交通基礎設施空間相關性實證檢驗
通過比較不含空間效應的普通面板數據模型(PDM)、被解釋變量含有空間效應的面板空間滯后模型(SAR)、誤差項含有空間效應的面板空間誤差模型(SEM)和交通基礎設施對鄰近地區居民收入有影響的面板空間杜賓模型(SDM)來量化不同空間經濟特征下交通基礎設施對居民收入的影響作用，以論證本文交通基礎設施增收存在空間溢出效應的推論。
由于地理位置、時間跨度、政策變動等因素都會使地區之間存在異質性，因此選擇時空固定模型更為合理。Hausman檢驗結果表明，時空固定是最好的選擇。根據赤池信息準則和施瓦茨信息準則對模型變量優選的判斷，不管是在W1權重矩陣還是在W2權重矩陣下，空間杜賓模型(SDM)的AIC、BIC值最小，表示空間杜賓模型(SDM)是優于其他三個模型的。
根據Wald1檢驗值可見，空間滯后模型(SAR)和空間誤差模型(SEM)在兩個空間權重矩陣下均通過顯著性檢驗，前者通過了1%的顯著性水平檢驗，顯著性水平較高，且在赤池信息準則和施瓦茨信息準則比較下前者優于后者，因此本文對基于兩個空間權重矩陣的空間杜賓模型(SDM)和空間滯后模型(SAR)進行了實證結果分析。
5結論與啟示
本文使用1997—2015年我國30個省份的面板數據，構建鄰接空間權重矩陣和經濟空間權重矩陣下的面板空間計量模型，對我國交通基礎設施的增收效應進行了研究，得出以下主要研究結論:在考察交通基礎設施增收的空間效應時，將交通基礎設施對居民收入增長的促進作用看作一個額外的技術進步貢獻，借鑒兩地經濟系統假設條件，通過推導得出兩個推論并證實:交通基礎設施增收存在空間溢出效應;不論交通基礎設施資金投入的先后順序，隨著勞動力理性轉移均可提升其他地區的居民收入水平。我國交通基礎設施增收的空間溢出效應顯著。
在W1和W2空間矩陣下，SDM模型中的交通基礎設施系數估計顯著為0.069和0.085，說明鄰近地區交通基礎設施密度每增加1個單位會促進本地區居民際收入水平提高0.069%—0.085%。不考慮交通基礎設施增收的空間影響，可能會高估鄰近地區居民收入對本地居民收入的溢出效應。
在考慮地區經濟發展差別的經濟空間權重矩陣W2的基礎上，空間滯后模型(SAR)中滯后變量系數估計顯著為0.212，空間杜賓模型(SDM)對滯后變量系數的估計結果為0.207。從對交通基礎設施增收的直接和間接效應測度結果中可見，一個地區交通基礎設施密度每增加1個單位，其他地區居民收入水平提高0.095%—0.102%，鄰居較少的省份交通基礎設施改善對其他地區居民收入增長的正向溢出效應較小，鄰居較多的省份比如陜西省、內蒙古自治區等地區交通基礎設施增收的正向溢出效應較大。
國家對扶持各地區交通基礎設施的建設資金是稀缺資源，不可能滿足所有地區交通基礎設施建設的需要，也不可能平均分配給各個地區，而這種對促進居民收入增長的溢出效應有效減弱了由交通基礎建設投入不均衡帶來的收入不平等問題，無論交通基礎設施建設資金率先投入給誰，隨著勞動力的理性轉移，其他地區的居民收入水平也能獲得提升。
參考文獻:
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經濟類期刊推薦：《經濟研究》是1955年創辦的全國性綜合經濟理論，由中國社會科學院經濟研究所主辦，國內外公開發行。
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