中國交通基礎(chǔ)設施與經(jīng)濟增長的關(guān)系實證

楊 帆 韓傳峰

(同濟大學經(jīng)濟與管理學院，上海200092)

中國交通基礎(chǔ)設施與經(jīng)濟增長的關(guān)系實證

楊 帆 韓傳峰

(同濟大學經(jīng)濟與管理學院，上海200092)

交通基礎(chǔ)設施通過乘數(shù)效應、旅行效應和外部效應促進經(jīng)濟增長，經(jīng)濟增長是交通基礎(chǔ)設施需求增加和規(guī)劃建設的重要前提。使用中國1952－2006年相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，以GDP衡量經(jīng)濟增長，以公路鐵路運營里程和貨運量衡量交通基礎(chǔ)設施，基于協(xié)整理論和Granger因果檢驗方法，分析得出交通基礎(chǔ)設施與經(jīng)濟增長間存在長期均衡關(guān)系，前者是后者的Granger原因，反之不成立;引入Cobb－Douglas生產(chǎn)函數(shù)建立回歸模型，采用主成分回歸法修正最小二乘回歸模型易受多重共線性影響的缺點，發(fā)現(xiàn)交通基礎(chǔ)設施對經(jīng)濟增長具有顯著的促進作用，且公路交通基礎(chǔ)設施對經(jīng)濟增長的貢獻率顯著大于鐵路交通基礎(chǔ)設施;以1978年為時間斷點，運用虛擬變量法，檢驗樣本期內(nèi)交通基礎(chǔ)設施對經(jīng)濟增長影響是否發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化，發(fā)現(xiàn)1978年前后交通基礎(chǔ)設施對經(jīng)濟增長的促進作用統(tǒng)計上相同。

交通基礎(chǔ)設施;經(jīng)濟增長;協(xié)整檢驗;Granger因果檢驗;主成分回歸

1952－2008年，中國經(jīng)濟增長迅猛，GDP從679億元增長到3 400 670億元，增長了77．83倍，平均年增長率約8．14%(以1952年物價水平為基價)，尤其近30年年增長率達到9．9%。在此期間，我國進行了大規(guī)模的交通基礎(chǔ)設施建設投資，鐵路、公路、航空、水運和管道等交通基礎(chǔ)設施水平日益完善，在促進我國經(jīng)濟增長中發(fā)揮著重大作用。1952年，我國交通基礎(chǔ)設施總運營里程為25．77萬km，完成貨物運輸31 516萬t;到2008年，運營里程總長達645．68萬km，完成貨物運輸2 587 413萬t，分別增長了24倍和81倍。其中，公路和鐵路是我國最主要的交通基礎(chǔ)設施，其運營里程和貨運量始終保持在全國總量的60%左右和85%左右，承擔了我國絕大部分的交通運輸工作。交通基礎(chǔ)設施與經(jīng)濟增長關(guān)系密切，早期經(jīng)濟學家通過定性研究指出國家應修建道路、橋梁、運河、港口等公共設施以促進經(jīng)濟增長［1］，交通、能源等基 礎(chǔ) 設 施 的 積 累 是 經(jīng) 濟 增 長 的 重 要 前 提［2－3］。Aschauer［4］以美國時間序列數(shù)據(jù)為樣本，采用實證方法研究了公共資本和總體生產(chǎn)率間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)高速公路、機場等核心基礎(chǔ)設施對美國生產(chǎn)率有顯著的促進作用，開創(chuàng)了實證研究基礎(chǔ)設施與經(jīng)濟增長關(guān)系的先河。隨后，學者們多基于時間序列數(shù)據(jù)或面板數(shù)據(jù)，運用生產(chǎn)函數(shù)法、向量自回歸法等方法研究交通基礎(chǔ)設施與經(jīng)濟增長的關(guān)系，由于樣本和方法的不同，結(jié)果也存在一定的差異［5－10］。其中，采用時間序列數(shù)據(jù)研究所得交通基礎(chǔ)設施對經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)較大，采用面板數(shù)據(jù)研究所得彈性系數(shù)較小，甚至得出交通基礎(chǔ)設施對經(jīng)濟增長無顯著影響的結(jié)論［11－12］，這與面板數(shù)據(jù)未考慮區(qū)域間生產(chǎn)要素流動對經(jīng)濟增長的影響有關(guān)［13］。當前，實證研究多利用永續(xù)盤存法估計交通基礎(chǔ)設施資本存量或年投入量，衡量交通基礎(chǔ)設施水平，統(tǒng)一使用期限和一定折舊率的假設不盡合理;較少研究交通基礎(chǔ)設施與經(jīng)濟增長的相互關(guān)系，或直接對非平穩(wěn)序列進行Granger因果關(guān)系檢驗［14－15］，可能導致任何無關(guān)的兩個變量間都存在因果關(guān)系［16］;較少考慮解釋變量間的多重共線性，可能影響模型估計量的有效性。鑒于此，本文用鐵路和公路運營里程衡量交通基礎(chǔ)設施水平，以1952－2006年中國時間序列數(shù)據(jù)為樣本，基于協(xié)整理論，采用Granger因果檢驗分析交通基礎(chǔ)設施與經(jīng)濟增長的因果關(guān)系，運用主成分回歸法研究其對經(jīng)濟增長的影響程度，為我國交通基礎(chǔ)設施規(guī)劃建設提供理論支撐。

1 交通基礎(chǔ)設施與經(jīng)濟增長互動機制分析

作為一個復雜的系統(tǒng)，交通基礎(chǔ)設施擁有以下性質(zhì)。①基礎(chǔ)性，交通基礎(chǔ)設施在整個社會生產(chǎn)中處于上游地位，是經(jīng)濟發(fā)展的前提條件;②網(wǎng)絡性，交通基礎(chǔ)設施是連接地區(qū)間相互作用的紐帶，可促進經(jīng)濟活動的聚集與擴散;③外部性，交通基礎(chǔ)設施為所有在其使用范圍內(nèi)的居民和從事經(jīng)濟活動的個人和單位所共享，是具有明顯社會公益性的公共產(chǎn)品，有利于其他產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。這決定了交通基礎(chǔ)設施對經(jīng)濟增長的推動作用，主要表現(xiàn)在建設階段，交通基礎(chǔ)設施會產(chǎn)生投資乘數(shù)效益;運營階段，交通基礎(chǔ)設施可暢通資源流通渠道、節(jié)約運輸時間成本、擴大產(chǎn)品銷售市場、降低企業(yè)存貨資金［17］，直接影響產(chǎn)業(yè)布局［18］，產(chǎn)生旅行效益［19］;此外，交通基礎(chǔ)設施可發(fā)揮外部性，通過聚集勞動力、資金、信息技術(shù)等資源促進經(jīng)濟增長。另一方面，經(jīng)濟增長是交通設施需求增加的重要因索，經(jīng)濟快速增長導致人口聚集、資源流動加快，刺激交通基礎(chǔ)設施的數(shù)量需求和質(zhì)量需求均不斷提升［20］。交通基礎(chǔ)設施建設需建立在一定的物質(zhì)基礎(chǔ)上，只有國民經(jīng)濟保持快速增長，政府才能擁有足夠的資金進行交通基礎(chǔ)設施的建設投資。交通基礎(chǔ)設施與經(jīng)濟增長的互動機制見圖1。

交通基礎(chǔ)設施與經(jīng)濟增長互為依存，相輔相成，兩者需協(xié)調(diào)發(fā)展。交通基礎(chǔ)設施供給不足，無法滿足經(jīng)濟發(fā)展的需求時，會阻礙地區(qū)間的經(jīng)濟活動交流，成為經(jīng)濟增長的瓶頸;交通基礎(chǔ)設施供給超出經(jīng)濟增長需求時，會造成資源浪費。反之，經(jīng)濟的快速增長將刺激交通基礎(chǔ)設施的完善，而經(jīng)濟增長滯后則影響交通基礎(chǔ)設施建設投入，阻礙交通基礎(chǔ)設施的發(fā)展。

2 交通基礎(chǔ)設施與經(jīng)濟增長的Granger因果關(guān)系檢驗

圖1 交通基礎(chǔ)設施與經(jīng)濟增長的互動機制Fig．1 Mutual mechanism between transport infrastructure and economic growth

為了檢驗交通基礎(chǔ)設施與經(jīng)濟增長間的關(guān)系，對兩者進行協(xié)整檢驗和Granger因果關(guān)系檢驗。以GDP衡量經(jīng)濟增長(以1952年為基期，剔除價格因素影響)，以公路和鐵路運營里程加權(quán)求和衡量交通基礎(chǔ)設施T，即

其中，Trail表示鐵路運營里程，Troad表示公路運營里程，Nrail表示鐵路貨運量，Nroad表示公路貨運量。樣本期1952－2006年，共計55年。為降低數(shù)據(jù)中可能存在的異方差性，對序列GDP和T取自然對數(shù)得到新的序列LnGDP和LnT，運用 EViews6．0軟件，采用 ADF方法分別對序列LnGDP和LnT進行平穩(wěn)性檢驗，見表1。

表1 序列LnGDP和LnT的平穩(wěn)性檢驗Tab．1 Stationary test of series LnGDP and LnT

由表1知，序列LnGDP和LnT均為I(1)過程，可進行協(xié)整檢驗。采用Johansen協(xié)整檢驗，選擇無截距項無趨勢項，滯后階數(shù)為3階，Johansen最大特征值與秩檢驗結(jié)果見表2。

表2 序列LnGDP和LnT的Johansen協(xié)整檢驗Tab．2 Johansen cointegration test of series LnGDP and LnT

由表2知，兩序列在5%水平上存在協(xié)整關(guān)系，即LnGDP和LnT存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。

由于序列LnGDP和LnT一階差分平穩(wěn)，不能直接進行Granger因果檢驗。因此，取一階差分進行Granger因果檢驗，即檢驗序列dLnGDP和dLnT的Granger因果關(guān)系，見表3。

表3 序列dLnGDP和dLnT的Granger因果檢驗Tab．3 Granger casualty test of series dLnGDP and dLnT

由表3知，滯后1－5期，交通基礎(chǔ)設施不是經(jīng)濟增長的Granger原因;滯后6－7期，交通基礎(chǔ)設施是經(jīng)濟增長的Granger原因，表明交通基礎(chǔ)設施對經(jīng)濟增長的影響具有一定滯后期。反之則均不成立，即經(jīng)濟增長的變化不會引起交通基礎(chǔ)的變化。交通基礎(chǔ)設施增加的初期，難以一時集聚促進經(jīng)濟發(fā)展的人力、物力、財力等資源，外部性難以及時發(fā)揮，對經(jīng)濟增長的作用有限;隨著時間的推移，交通基礎(chǔ)設施增加的效用逐漸滲透到全社會各部門，促進經(jīng)濟增長。

3 交通基礎(chǔ)設施對經(jīng)濟增長影響的實證

基于交通基礎(chǔ)設施是經(jīng)濟增長的Granger原因，采用Cobb－Douglas生產(chǎn)函數(shù)法，建立回歸模型研究其對經(jīng)濟增長的影響程度。原始的Cobb－Douglas生產(chǎn)函數(shù)方程為

Y(t)=AL(t)αK(t)β(2)

其中，Y(t)為t時刻的產(chǎn)出，L(t)為t時刻的勞動力數(shù)量，K(t)為t時刻的資本存量，A為技術(shù)水平，α、β分別為勞動力和資本對產(chǎn)出的貢獻率。

由于產(chǎn)業(yè)變化［21－22］、經(jīng)濟制度［23－24］等是經(jīng)濟增長的重要影響因素，以第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值占GDP的比重衡量產(chǎn)業(yè)變量I(t)，以國有企業(yè)工業(yè)產(chǎn)值占全國工業(yè)總產(chǎn)值的比重衡量制度變量S(t)，將交通基礎(chǔ)設施T(t)和控制變量I(t)，S(t)引入原始方程中，得

Y(t)=AL(t)αK(t)βT(t)b1I(t)b2

S(t)b3

(3)

其中，b1，b2，b3分別為交通基礎(chǔ)設施、產(chǎn)業(yè)變量和制度變量對產(chǎn)出的貢獻率。對方程(3)進行對數(shù)處理得交通基礎(chǔ)設施對經(jīng)濟增長影響模型

LnY(t)=c+ αLnL(t)+ βLnK(t)+b1LnT(t)+b2LnI(t)+b3LnS(t) (4)

根據(jù)經(jīng)濟學理論，勞動力和資本的增加會促進經(jīng)濟增長;交通基礎(chǔ)設施越大，經(jīng)濟增長越快。直觀上看，α，β，b1均大于零。隨著市場機制的不斷完善，第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值在GDP中的比重逐漸降低，國有企業(yè)工業(yè)產(chǎn)值比重逐步下降，b2，b3均小于零。

產(chǎn)出Y(t)用當年GDP衡量(以1952年為基期，剔除價格因素影響)，勞動力數(shù)量L(t)用當年全國就業(yè)人數(shù)衡量，資本K(t)用當年全國資本存量衡量，其中I(t)，S(t)的數(shù)值為原始百分比乘以100。采用年度數(shù)據(jù)，樣本期為1952－2006年，共計55年。其中 K(t)數(shù)據(jù)來源于文獻［25］，其余數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》和《中國交通統(tǒng)計年鑒》。

首先對方程(4)自變量進行共線性診斷，見表4。

表4 自變量共線性診斷結(jié)果Tab．4 Collinearity diagnose

由表4知，第2到第6個條件指數(shù)均超過10，表明自變量間存在明顯的共線性。此時，若直接采用最小二乘法估計，則引起回歸參數(shù)不穩(wěn)定，影響模型估計量的有效性，造成回歸方程顯著的情況下部分回歸參數(shù)卻無法通過顯著性檢驗［26］。因此，有必要對原始自變量進行主成分分析，以降低多重共線性，更精確地估計模型回歸參數(shù)。

運用 SPSS16．0 軟件對 LnL(t)，LnK(t)，LnT(t)，LnI(t)，LnS(t)進行主成分分析。巴特利特球度檢驗和KMO檢驗結(jié)果顯示，巴特利特球度檢驗統(tǒng)計量為517．079，相應概率為0．000，KMO 值為0．742，變量適合進行主成分分析。進一步分析提取第一主成分，貢獻率達到84．725%，對原始變量的解釋程度依次為95．0%，97．4%，91．1%，91．2%和49．0%，能較全面概括原始變量的信息?；谥鞒煞址ê头讲钭畲笮D(zhuǎn)法得到該主成分F11的表達式:

同理，對因變量LnY(t)進行標準化處理得LnY(t)'，擬合LnY(t)'與F11之間的線性關(guān)系得:

R2=0．993 8=0．993 8，D．W．=0．556 3，F(xiàn)=8 473

注:＊＊＊表示在1%水平下顯著，＊＊表示在5%水平下顯著，*表示在10%水平下顯著。

雖然模型擬合度較高，回歸系數(shù)顯著，但DW值較小，表明模型存在嚴重的序列相關(guān)性。因此，采用Cochrane－Orcutt方法對模型進行改進，結(jié)果見方程(7)。

R2=0．997 3，珔R2=0．997 2，DW=1．759 5，F(xiàn)=8 473

根據(jù)Breush－Godfrey LM檢驗結(jié)果，F(xiàn)統(tǒng)計量為0．756 8，F(xiàn)統(tǒng)計量的 p值為 0．474 4，在 5%顯著性水平下接受原假設，即方程(7)殘差序列不存在序列相關(guān)性，且變量F11系數(shù)的t統(tǒng)計量為10．064，在1%水平下顯著。將式(5)代入方程(7)，并將方程中標準化變量轉(zhuǎn)化為對應原始變量得:

由方程(8)可知，交通基礎(chǔ)設施對經(jīng)濟增長具有顯著促進作用。1952－2006年間，交通基礎(chǔ)設施對經(jīng)濟增長的貢獻率為0．235，即其他因素保持不變的情況下，交通基礎(chǔ)設施增加1%，相應的GDP增加0．235%。此外，勞動力對經(jīng)濟增長的貢獻率最大為0．482，其他變量的回歸系數(shù)與假設相符。

考慮鐵路、公路交通基礎(chǔ)設施的差異性，以rail表示鐵路交通基礎(chǔ)設施，road表示公路交通基礎(chǔ)設施，構(gòu)建鐵路、公路交通基礎(chǔ)設施對經(jīng)濟增長影響模型

由方程(13)知，鐵路交通基礎(chǔ)設施對經(jīng)濟增長的貢獻率為0．087，公路交通基礎(chǔ)設施對經(jīng)濟增長的貢獻率為0．224，公路交通基礎(chǔ)設施對經(jīng)濟增長的影響程度顯著大于鐵路交通基礎(chǔ)設施，這應與我國長期以公路運輸為主有關(guān)。1952－2006年，公路運營里程由12．67萬km增長到345．7萬km，增長了26倍;貨運量由13 158萬t增長到1 466 347萬t，增長了110倍，約占全國貨運總量中的57．44%。在此期間，鐵路運營里程由2．27萬 km增長到7．71萬km，貨運量由13 217萬t增長到288 224萬t，約占全國貨運總量中的27．79%。與鐵路相比，公路運輸在我國經(jīng)濟增長中起著更為重要的作用。

1952－2006年間，我國經(jīng)濟體制發(fā)生了巨大轉(zhuǎn)變，交通基礎(chǔ)設施對經(jīng)濟增長的影響也可能會發(fā)生結(jié)構(gòu)性改變。以1978年為時間斷點，引入虛擬變量D1978，運用虛擬變量法估計在此前后交通基礎(chǔ)設施對經(jīng)濟增長影響的變化，D1978在1952－1977年取值為0，在1978－2006年取值為1，構(gòu)建交通基礎(chǔ)設施對經(jīng)濟增長影響的時間斷點模型:

其中，LnY(t)'、(D1978LnT(t))'分別為 LnY(t)、D1978LnT(t)的標準化變量，η、λ為各變量的系數(shù)。同理可得方程(14)的估計結(jié)果，見方程(15):

由方程(15)知，變量D1978LnT(t)的系數(shù)t統(tǒng)計量為1．075，伴隨概率為0．288，在5%水平下不顯著，說明1978年前后，交通基礎(chǔ)設施對經(jīng)濟增長的影響并未發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化，交通基礎(chǔ)設施對經(jīng)濟增長的促進作用在統(tǒng)計上是相同的。其中，1952－1977年我國 GDP年均增長率為5．93%，1978－2006年達9．71%，但交通基礎(chǔ)設施的貢獻率相近，表明1978年后我國經(jīng)濟快速增長的關(guān)鍵原因并非交通基礎(chǔ)設施的增加。

4 結(jié)語

運用我國公路、鐵路運營里程和貨運量這一實物形態(tài)指標作為交通基礎(chǔ)設施的代理變量，與以往大多研究采用交通基礎(chǔ)設施投資這一價值形態(tài)指標相比，核算更簡便、有效。運用協(xié)整檢驗和Granger因果檢驗分析得出，交通基礎(chǔ)設施與經(jīng)濟增長存在長期均衡關(guān)系，交通基礎(chǔ)設施是經(jīng)濟增長的Granger原因，有效避免了回歸模型中可能存在的因果倒置問題。采用主成分回歸法研究交通基礎(chǔ)設施對經(jīng)濟增長的影響程度，發(fā)現(xiàn)其對經(jīng)濟增長具有顯著的促進作用，修正了最小二乘回歸中系數(shù)易受變量多重共線性影響的缺點。鑒于公路、鐵路交通基礎(chǔ)設施的成本、便利性、效率等存在差異，且占全國運輸比重不同，公路交通基礎(chǔ)設施對經(jīng)濟增長的貢獻率顯著大于鐵路?？紤]到樣本期內(nèi)我國經(jīng)濟社會發(fā)生的巨大變化，以1978年為時間斷點，采用虛擬變量法檢驗交通基礎(chǔ)設施對經(jīng)濟增長影響的結(jié)構(gòu)性變化，發(fā)現(xiàn)1978年前后其對經(jīng)濟增長的影響并未發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化。為了進一步促進經(jīng)濟增長，現(xiàn)階段我國有必要加大交通基礎(chǔ)設施建設投資力度，完善交通運輸結(jié)構(gòu)，提高交通基礎(chǔ)設施整體水平。

References)

［1］亞當·斯密．國民財富的性質(zhì)和原因研究［M］．王大力，王亞楠，譯．北京:商務印書館，1983:17－18．［Smith A．An Inquiry into the Nature and Causes of the Wealth of Nations［M］．Translated by Wang Dali，Wang Yanan．Beijing:The Commercial Press，1983:17 －18．］

［2］弗里德里希·李斯特．政治經(jīng)濟學的自然體系［M］．楊春學，譯．北京:商務印書館，1997:45－46．［Liszt F．The Natural System of Political Economics［M］．Translated by Yang Chunxue．Beijing:The Commercial Press，1997:45 －46．］

［3］艾伯特·赫希曼．經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略［M］．北京:經(jīng)濟科學出版社，1991:52 － 54．［Hirschman A． TheStrategyofEconomic Development［M］．Beijing:Economic Science Press:52 －54．］

［4］Aschauer D A．Is Public Expenditure Productive［J］．Journal of Monetary Economics，1989，23(2):177 －200．

［5］Cantos P，Gumbau-Albert M，Maudos J．Transport Infrastructures，Spillover Effects and Regional Growth:Evidence of the Spanish Case［J］．Transport Reviews，2005，25(1):25 －50．

［6］劉生龍，胡鞍鋼．交通基礎(chǔ)設施與經(jīng)濟增長:中國區(qū)域差距的視角［J］．中國工業(yè)經(jīng)濟，2010，(4):14－23．［Liu Shenglong，Hu Angang．Transport Infrastructure and Economic Growth:Perspective from China’s Regional Disparities［J］．China Industrial Economics，2010，(4):14 －23．］

［7］Annala C N，Batina R G，F(xiàn)eehan J P．Empirical Impact of Public Infrastructure on the Japanese Economy［J］．The Japanese Economic Review，2008，59(4):419 －437．

［8］王任飛，王進杰．基礎(chǔ)設施與中國經(jīng)濟增長:基于VAR方法的研究［J］．世界經(jīng)濟，2007，(3):13 －21．［Wang Renfei，Wang Jinjie．Infrastructure and China’s Economic Growth:Research Based on VAR Method［J］．The Journal of World Economy，2007，(3):13 －21．］

［9］Mody A，Wang Fangyi．Explaining Industrial Growth in Coastal China:Economic Reforms and What Else?［J］．World Bank Economics Review，1997，11(2):293 －325．

［10］張學良．中國交通基礎(chǔ)設施與經(jīng)濟增長的區(qū)域比較分析［J］．財經(jīng)研 究，2007，(8):51 － 66．［Zhang Xueliang． Regional Comparative Analysison the Relationship Between Transport Infrastructure and Economic Growth in China［J］．Journal of Finance and Economics，2007，(8):51 －66．］

［11］Holtz-Eakin D．Public-Sector Capital and the Productivity Puzzle［J］．Review of Economics and Statistics，1994，76(1):12 －21．

［12］Garcia-Mila T，McGuire T J，Porter R H．The Effect of Public Capital in State Level Production Functions Reconsidered［J］．Review of Economics and Statistics，1996，78(1):177 －180．

［13］Banister D，Berechrnan J．Transport Investment and Economic Development［M］．UCL Press，2000:148 －150．

［14］張學良，孫海鳴．交通基礎(chǔ)設施、空間聚集與中國經(jīng)濟增長［J］．經(jīng)濟經(jīng)緯，2008，(2):20－23．［Zhang Xueliang，Sun Haiming．Transport Infrastructure，Spatial Cluster and China’s Economic Growth［J］．Economic Survey，2008，(2):20 －23．］

［15］鞠晴江．道路基礎(chǔ)設施、經(jīng)濟增長和減貧:基于四川的實證分析［J］．軟科學，2006，20(6):52 －55．［ Ju Qingjiang．Road Infrastructure，EconomicGrowth and PovertyReduction:An Empirical Analysis in Sichuan［J］．Soft Science，2006，20(6):52 －55．］

［16］周建，李子奈．Granger因果關(guān)系檢驗的適用性［J］．清華大學學報:自然科學版，2004，44(3):358－361．［Zhou Jian，Li Zinai．Applicability of the Granger Causality Test［J］．Journal of Tsinghua University:Science and Technology，2004，44(3):358 －361．］

［17］李涵，黎志剛．交通基礎(chǔ)設施投資對企業(yè)庫存的影響:基于我國制造業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù)的實證研究．管理世界，2009，(8):73－80．［Li Han，Li Zhigang．The Effect of Transport Infrastructure Investment on Enterprise Inventory:Empirical Research Based on the PanelData ofChina’sManufacturing Enterprises［J］．Management World，2009，(8):73 －80．］

［18］Holl A．Transport Infrastructure，Agglomeration Economies，and Firm Birth:Empirical Evidence from Portugal［J］．Journal of Regional Science，2004，44(14):693－712．

［19］Banister D，Berechman Y．Transport Investment and the Promotion of Economic Growth［J］．Journal of Transport Geography，2001，9:209－218．

［20］劉學華，張學良，彭明明．交通基礎(chǔ)設施投資與區(qū)域經(jīng)濟增長的互動關(guān)系:基于西部大開發(fā)的實證分析［J］．地域研究與開發(fā)，2009，28(4):57 － 61．［Liu Xuehan，Zhang Xueliang，Peng Mingming．Traffic Infrastructure Investment and Regional Economic Growth:An Empirical Analysis on the Case of West China Development［J］．Areal Research and Development，2009，28(4):57 －61．］

［21］李猛．產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟波動的關(guān)聯(lián)性研究［J］．經(jīng)濟評論，2010，(6):98 － 104．［Li Meng．Research on the Correlation between Industry Structure and Economic Fluctuation［J］．Economic Review，2010，(6):98 －104．］

［22］王立平，王?。袊a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對區(qū)域經(jīng)濟增長影響分析:基于空間動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型［J］．統(tǒng)計與信息論壇，2010，25(7):92 － 98．［Wang Liping，Wang Jian．An Analysis on Chinese Industrial Structure Change and Regional Economic Growth:Based on the Spatial Dynamic Panel Model［J］．Statistics ＆ Information Forum，2010，25(7):92 －98．］

［23］王澤填，孫輝煌．經(jīng)濟增長中的制度因素研究［M］．中國經(jīng)濟出版社，2010:50－61．［Wang Zetian，Sun Huihuang．Research on Institutions and Their Impact on Economic Growth［M］．China Economy Press，2010:50 － 61．］

［24］鄭若谷，干春暉，余典范．轉(zhuǎn)型期中國經(jīng)濟增長的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和制度效應:基于一個隨機前沿模型的研究［J］．中國工業(yè)經(jīng)濟，2010，(2):58 － 67．［Zheng Ruogu，Gan Chunhui，Yu Dianfan．The Industrial Structure and Institutional Effects of Economic Growth in China s Transition Period:An Analysis Based on a Stochastic Frontier Model［J］．China Industrial Economics，2010，(2):58 －67．］

［25］單豪杰．中國資本存量K的再估算:1952－2006年［J］．數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2008，(10):17－31．［Shan Haojie．Reestimating the Capital Stock of China:1952 － 2006［J］．The Journal of Quantitative ＆ Technical Economics，2008，(10):17 －31．］

［26］滿敬鑾，楊薇．基于多重共線性的處理方法［J］．數(shù)學理論與應用，2010，30(2):105 － 109．［Man Jingluan，Yang Wei．Based on Multiple Collinearity Processing Method［J］．Mathematical Theory and Applications，2010，30(2):105 － 109．］

An Empirical Research on the Relationship Between Transport Infrastructure and Economic Growth in China

YANG Fan HAN Chuan-feng
(School of Economics and Management，Tongji University，Shanghai 200092，China)

Transport infrastructure(TI)makes important contribution to economic growth through multiplier effect，travel effect and external effect，and at the same time the economic growth leads the planning and provides material support to the construction of TI．In this paper，the statistical data from 1952 to 2006 in China，including GDP as the index of economy and the operation length and freight traffic of the railway and road as index of TI，are used．Based on cointegration test and Granger casualty test，there is a long-run equilibrium relationship between TI and economic growth，and the former is the latter’s Granger cause，but the reverse is not true．A regression model of Cobb-Douglas production function is built and analyzed with applying Principle Regression Method to avoid the collinearity effect，and the results show that TI significantly promotes economic growth and road has higher contribution rate than railway．The change of economic growth style in 1978 is also considered with Dummy Variable Method，and the result shows that before and after the year 1978，the contribution rates are the same level in statistics．

transport infrastructure;economic growth;cointegration test;Granger casualty test;principle regression

F061.1

A

1002－2104(2011)10－0147－06

10．3969/j．issn．1002－2104．2011．10．022

2011－08－12

楊帆，碩士生，主要研究方向為城市規(guī)劃與區(qū)域發(fā)展。

韓傳峰，博士，教授，博導，主要研究方向為管理科學與系統(tǒng)工程、城市建設與應急管理。

國家自然科學基金項目(編號:70871093;71040010)。

(編輯:李 琪)