公共基建與經濟增長的關系研究論文
基礎設施，也稱社會先行資本，是經濟增長的物質基礎和條件。發達國家的經驗表明，社會一般資本不愿投資于基礎設施，但基礎設施卻為社會一般資本的發展提供必要的物質支撐，基礎設施與社會一般資本存在良好的互動關系。對于基礎設施推動經濟發展的研究比較多。馬拴友[1]、劉倫武[2]采用計量模型著重分析了公用基礎設施投資促進中國經濟發展的長期作用機制，重點研究了公用基礎設施投資對于經濟發展的單向促進作用；婁洪[3]、范九利等[4]對公共基礎設施的經濟效益等進行了較為全面的論述，但仍停留在研究公共基礎設施投資推動經濟增長的程度；張軍濤[5]、夏業良[6]、李嬋娟[7]的研究重點開始轉向兩者的互動影響認為增加公共基礎設施不僅能夠促進經濟發展，而且也會促進自身更大發展。本文借鑒文獻[7]中公共基礎設投資的定義，基于1990~2012年的年度數據，構建了公共基礎設施與經濟增長的VECM模型，研究公共基礎設施的投資額與經濟增長是否存在長期均衡穩定的關系。
1變量選擇與數據來源
1）經濟增長用不變價格GDP作為替換變量。以1990=100為基期，用當年GDP除以CPI（以1990=100）獲得不變價格GDP,以降低物價和通貨膨脹因素對模型的影響。數據來源于選定數據區間內各年《中國統計年鑒》。
2）資本數據。資本數據取于相關年份《中國統計年鑒》。各種資本投資額按主要行業的全社會固定投資額折算，公共基礎設施投資額（G）用電力、燃氣及水的生產和供應業，公共運輸、倉儲和郵政業以及水利、環境和公共設施管理業[7]來代替；非公共基礎設施投資額（Q）包括地質勘查業等5個行業；非基礎設施投資額（F）包括農林牧漁業等7個行業。各年不變價格的投資額通過對應年份投資額除以對應年份固定資產投資價格指數（1990=100）獲得。本文對以上變量進行對數化處理，來達到消除數據存在異方差的問題，對數變化后的變量為lnGDP、lnG、lnQ和lnF.
2模型分析
2.1模型描述
向量自回歸（VAR）模型：
其中，Xt=（GDP,G,Q,F），A（L）是滯后算子多項式，μt是殘差項向量矩陣，Ω是殘差的方差-協方差向量矩陣。若VAR模型是非平穩一階單整序列，那么可以在其基礎上進行協整變換，進而應用向量誤差修正模型VECM.
2.2模型檢驗
2.2.1平穩性檢驗
根據ADF檢驗的判斷標準，本文通過EVIEWS 7.2對數據進行平穩性檢驗。表1中所有變量均沒有拒絕有單位根的假設，故均為非平穩變量；在經過一階差分后，均拒絕有單位根的假設，成為一階單整序列，滿足協整分析條件。
2.2.2協整檢驗
根據協整檢驗的VAR模型滯后階是無約束VAR模型最優滯后階減1,故而需要先確定無約束VAR模型最優滯后階。本文用AIC信息準則、SC信息準則、修改后的LR檢驗、FPE、HQ來確定滯后階，對殘差進行比較，當最大滯后階數取3時，有3個指標推薦選3,2個指標推薦選2,故無約束VAR模型取3.
在最優滯后階數確定基礎上，本文對lnGDP、lnG、lnQ和lnF變量采用Johansen Test檢驗，檢驗結果見表2所示。
表2表明變量之間在5%的顯著性水平上，有三個協整方程，VECM模型AIC和SC都較小，整體效果較好，其殘差的正態性也較好（見圖1）。可以看出，4個變量存在著長期均衡穩定的關系，由于存在三個協整方程，限于篇幅，只給出一個經過標準化得到長期協整方程：ecmt=lnGDPt-0.499 0lnGt-0.063 1lnQt-0.038 3lnFt-4.091 2（2）根據協整方程，GDP增長1%,公共基礎設施的投資額將會增長0.499 0%.
從誤差修正項看出，調整系數依次為：-0.885 3,0.473 4,1.248 2,-1.828 1,說明協整關系對當期的各種投資額產生較大作用，公共基礎設施投資對均衡關系產生正向促進作用。
2.2.3脈沖響應分析
脈沖響應函數表示VAR模型中其他變量受到某個內生變量一個標準差沖擊的反應。由于本文研究公共基礎設施投資能否在長期促進經濟增長，故只分析公共基礎設施投資lnG和經濟增長lnGDP各自受到對方一個正向標準差沖擊以后的脈沖響應圖（見圖2、圖3），不對其他變量做過多分析。
從圖2中可知，lnGDP對lnG施加一個正向標準差的沖擊之后，該沖擊反應有一定的時滯，在開始上升以后，lnGDP對lnG的正向影響不斷加大，在第3期附近速度達到最大，在第4期附近迅速升至最高值，在隨后的期間逐漸下降，不過下降的速度比上升速度緩慢的多，并逐漸趨于穩定，可見，lnGDP對lnG的影響一直是正向的，并且影響還是比較明顯的；圖3中lnG對lnGDP施加一個正向標準差的沖擊之后，同樣也存在一定時滯，在第1期以后開始逐漸上升，在第3期附近之前到達最大值，在此之后快速下降，在一個時期之間內下降了將近一半，在第4期至第6期過程中，經歷了兩個期間的上下波動，并在第6,7期之間下降到0,進而下降到lnG對lnGDP有負向影響，隨后經歷了1期短暫的波動又逐漸上升到正向作用。
2.2.4方差分解分析
方差分解能夠給出模型中各變量對于lnG、lnGDP變化的重要程度。由于篇幅限制，本文只給出了對lnGDP的方差分解情況，見表3.
從結果來看，lnGDP的增長在前7期由自己來解釋的部分一直最多，在第7期及以后lnG逐漸成為最主要的因素。所以說，公共基礎設施投資額的變動從第2期到第4期緩慢影響經濟增長，并且沒有占據主導地位，但在第7期到第10期來看，公共基礎設施的投資額成為促進經濟增長的最關鍵因素。
3結論
1）協整方程表明，公共基礎設施投資與經濟增長在未來長期內穩定增長，公共基礎設施投資額的增加會短時間大幅促進經濟增長，同時根據乘數-加速數原理，經濟的快速增長產生的大量產出反過來也會使國家更多的投資于公共基礎設施建設，使經濟步入一個良性循環。
2）脈沖響應分析表明，經濟增長受到公共基礎設施的投資額一個標準差沖擊的程度要大于公共基礎設施投資。這表示經濟增長的變動趨勢更加敏感，另外對比兩者的脈沖分析，發現公共基礎設施的投資額一直受到經濟增長正向的影響，雖然有所波動，但是方向是沒有改變的，并趨于穩定的一個范圍內；但是公共基礎設施投資對于經濟增長的影響卻要分情況來分析的，在公共基礎設施投資施加沖擊的開始，產生的是正向影響，說明適當的增加公共基礎設施是能夠促進經濟增長的，但是在后期的變化中，公共基礎設施投資對于經濟增長的影響出現的一段負向影響說明前者會短暫阻礙后者的增長。
參考文獻：
[1] 馬拴友.中國經濟增長的財政政策分析[D].北京：中國社會科學院研究生院，2001.
[2] 劉倫武.基礎設施投資對經濟增長推動作用研究[D].江西：江西財經大學，1999.
[3] 婁洪.公共基礎設施投資與長期經濟增長[M].北京：中國財政經濟出版社，2003.
[4] 范九利，白暴力，潘泉.基礎設施資本與經濟增長關系的研究文獻綜述[J].經濟研究，2004（1）:4-8.
[5] 張軍濤，畢樂強，紀昭君.區域間公共基礎設施溢出效應研究[J].城市發展研究，2011（2）:76-81.
[6] 夏業良，程磊.基礎設施與經濟增長的互動影響-基于VAR模型的動態分析[J].經濟經緯，2011,04:14-19.
[7] 李嬋娟.公共基礎設施投資區域效應與省際分布-基于我國28個省區數據的實證分析[J].山西財經大學學報，2012（6）:70-78.
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