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一、引言   交通基礎設施投資大、周期長，在消費上具有非排他性，在地理上具有網絡性，在經濟上具有外部性，對區域經濟增長的影響重大且復雜。因此，交通基礎設施投資與經濟增長的關系一直是理論界研究的熱點。羅森斯坦•羅丹、沃爾特•羅斯托等早期的發展經濟學家認為，基礎設施在工業化過程中起著決定性作用，將基礎設施視為社會先行資本來優先發展［1］［2］。Rietveld和Nijkamp通過研究發現，交通基礎設施投資對經濟增長確實有影響［3］。Banister和Berechman指出，交通基礎設施投資會產生投資乘數效應［4］。在直接經濟效益的基礎上，由于存在外部性，交通基礎設施會通過聚集經濟、運輸網絡經濟和環境等條件促進區域經濟的增長。國內學者對該問題也研究頗豐。周慶明研究了交通基礎設施對區域經濟增長的空間溢出作用［5］；高峰運用投入產出分析法研究了交通運輸業的發展對國民經濟各個產業及整個國民經濟產出和就業的貢獻［6］；牛樹海分析了高速公路建設對區域發展影響，認為交通基礎設施體系空間網絡的不斷發展，引起了空間區位優勢的變化，為空間經濟集聚提供了必要條件［7］。張學良運用計量經濟學中的協整理論和誤差修正模型，對我國交通基礎設施與經濟增長之間的關系進行了分析［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設施投資與經濟增長的關系進行了闡述［9］［10］。總體來看，相關研究文獻中定性研究多，定量論證相對較少。本文側重對交通基礎設施投資與經濟增長的關系進行實證分析，從地域上探討遼寧省交通基礎設施投資的現狀及經濟增長效應，力圖將二者的關系從感性認識上升到理性的高度，并據此提出相關建議，以促進遼寧省經濟增長。   二、模型選擇與計量檢驗   1．模型與數據的選擇   協整是對非平穩經濟變量長期均衡關系的統計描述，可以用來分析交通基礎設施投資與經濟增長是否存在長期穩定的均衡關系。在數據樣本的選擇方面，遼寧省的經濟增長用遼寧省的國內生產總值作為指標，表示為GDP；交通運輸業所創造的GDP使用交通運輸倉儲和郵電通信業的GDP產值來代替，表示為TGDP；同時選擇交通運輸倉儲和郵電通信業的基本建設與更新改造投資之和來代替交通基礎設施投資，表示為TRANS。考慮數據的可得性和模型的顯著性，本文選用《遼寧省統計年鑒》1984～2010年的數據，同時用以1984年為基期的居民消費價格指數對以上變量數據進行指數化調整以消除物價因素的影響。為了消除數據中存在的異方差，再分別對每個變量取對數，即LGDPt＝Log（GDPt／Pt），LTGDPt＝Log（TGDPt／Pt），LTR－ANSt＝Log（TRANSt／Pt）。其相應的差分序列分別為：ΔLGDPt、ΔLTGDPt和ΔLTRANSt，如圖1、圖2所示。   2．平穩性檢驗   協整分析的首要任務是檢驗時間序列的平穩性，從圖1和圖2可以看出，自20世紀80年代以來，遼寧省的交通基礎設施投資與經濟增長均保持了較快的發展速度。這幾個變量在取對數后都呈線性變化，表現了明顯的上漲趨勢，可能都是非平穩的時間序列。在經過一階差分后，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都是非平穩序列，而經過一階差分后，ΔLGDPt、ΔLTGDPt和ΔLTRANSt都拒絕有單位根的假設，表明差分變量都是平穩的，因此，這三個序列都是一階單整序列，可以用于協整分析。   3．協整關系檢驗與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的動態影響，同時對于相互聯系的時間序列變量系統，向量自回歸模型是一種有效的預測模型。經過多次試驗，當最大滯后階數取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進行協整關系檢驗，考察三者之間是否存在長期穩定的均衡關系。此處采用約翰森檢驗（Johansentest）方法，結果如表2所示。從表2的Johansen協整檢驗可知，三個變量之間只存在一個協整關系，這一協整關系所反映的是各變量之間的長期均衡趨勢。標準化后的長期協整關系可以表示如下：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設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，交通基礎設施投資值對GDP的彈性為0．3555。表3給出了式（1）向量誤差修正模型（VEC）更為詳細的估計結果。從VEC（2）模型各項指標來看，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，三個方程的調整系數分別為0．2829、－0．3753和1．5709，說明協整關系對當期交通基礎設施投資的增長產生了很大的刺激作用。從協整關系與誤差修正模型的分析中可知：首先，遼寧省的交通基礎設施投資與經濟增長之間存在一種長期穩定的均衡關系，所取的三個指標呈現同一方向變動，這說明我們在前文中總結的交通基礎設施投資與經濟發展相關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，從嚴格的ECM模型估計結果來看，對于GDP的短期波動而言，交通運輸增加值與交通基礎設施投資滯后各項的系數比較小；而對于交通基礎設施投資的短期波動而言，GDP與交通運輸增加值的系數相對較大。這意味著，經濟增長與交通運輸增加值對交通基礎設施的影響可能更為顯著一些，甚至存在單向影響的可能。#p#分頁標題#e#   4．格蘭杰因果關系檢驗   雖然從前文的協整關系模型中可以看出，遼寧省交通基礎設施投資與經濟增長之間存在動態關系，但互相之間的因果關系說服力仍不足，需進一步利用Granger因果關系檢驗方法來判斷究竟二者之間的因果關系的方向是單向的還是雙向的。從表4可以看出，接受LGDP、LTGDP不是LTRANS原因的原假設的概率均小于0．05，所以拒絕原假設，LGDP與LTGDP是LTRANS的原因；LTRANS不是LGDP、LTGDP原因的原假設的概率均大于0．5，只能接受LTRANS不是LGDP與LTGDP的原因的原假設。故總體而言，在滯后階數為1～3具有穩健性的情況下，本文最終認為LTRANS和LGDP、LTGDP是單向的因果關系，而LGDP與LTGDP的因果關系不明顯。   三、結論   本研究得出以下結論：（1）總體協整關系表明，無論是交通基礎設施投資還是交通運輸業的規模，都與經濟增長保持著長期穩定的均衡關系，它們之間的彈性為0．35。即在長期內，遼寧省交通基礎設施投資與規模擴大會促進當地的經濟增長，同時，遼寧省的經濟增長也會有利于交通基礎設施投資和規模的擴大。（2）Granger因果關系檢驗表明，遼寧省的經濟增長導致了交通基礎設施投資的增長與交通運輸業規模的擴大，經濟增長是交通基礎設施發展的Granger原因。交通基礎設施的外部性和壟斷性特征決定了交通基礎設施的提供主體是政府。交通基礎設施建設可以快速顯著地拉動地方GDP，這對地方政府追求短期行政政績必然產生較強的激勵，進而干擾交通基礎設施投資決策的科學性，導致交通基礎設施投資過程中政出多門、資源分散、重復投資及建設。這些問題必然在一定程度上制約著遼寧省交通系統的效率最大化，影響著交通基礎設施對經濟增長效應的充分發揮。