基础设施建设投入与经济发展关系及影响.docx
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基础设施建设投入与经济发展关系及影响
基础设施建设投入与经济发展关系及影响
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1987―2007年的数据基于一个巴罗类型的增长模型以及对该模型进行分解认为交通基础设施建设于我国经济的发展存在正相关关系,不同交通基础设施和地理位置在我国区域经济差异中扮演了重要的位置,同时交通基础设施建设在西部的经济发展中发挥了积极作用。
李一花和洛永民(2009)采用1998-2005年的省级面板数据,综合因素分析法和面板回归模型进行实证分析,认为财政分权显著影响了基础设施建设且基础设施建设对经济的增长十分明显并呈现出地区差异。
王新宇,刘贵(2010)通过建立VAR模型分析我国基础设施建设与经济增长的关系,认为在经济增长与基础设施的相互关系中主要体现的是基础设施对经济增长的促进作用,其中交通,邮电和电力供应对经济增长的贡献尤为突出;同时认为经济增长会促进社会型基础设施的建设,但社会型基础设施建设对经济增长却无明显的促进作用。
石涛(2009)认为基础设施建设与经济增长存在十分复杂的关系,基础设施建设对经济增长表现出正外部性效应,结构差异效应,时空效应以及挤出效应等,因此,他认为只有把基础放在系统协同中才能提高投入效率。
王海滨(2009)研究基础设施的经济效应,以1978-2008年数据为基础,运用计量经济学的误差修正模型,实证分析了我国30年的基础设施建设与经济增长的关系,认为基础设施建设对经济增长具有长期和短期的经济拉动效应,且短期效应要大于长期效应。
张镝和吴利华(2008)运用1952-2006年交通基础设施建设指标与国内生产总值两时间序列进行协整关系检验,误差修正模型和Grange因果关系检验认为我国交通基础设施建设与经济增长有长期均衡关系,在短期内表现为动态均衡,同时二者之间具有双线因果关系。
陈建国(2010)运用计量经济学方法认为如果政府在基础设施建设中偏重于能大幅度提高交易效率的那些基础设施建设,则会较大幅度的提高居民的福利水平,但当该幅度达到一定比率后,交易效率和福利水平的提高就变得十分有限。
通过以上的文献综述,我们发现外国对基础设施建设的投入研究早于中国,而我国学者侧重于对交通建设的研究分析,而忽视了其他基础设施建设的研究分析,并且在研究过程中多采用面板数据,将省之间的数据进行比较,建立模型变量进行检验。
通过以上文献参考,我们发现:
第一,大部分文献都是对交通基础设施进行的研究,缺少对总的基础设施的研究。
第二,大部分文献研究的基础设施存量,而对政府的基础设施投入对经济的影响缺乏深入的分析与探讨。
有鉴于此,本文通过分析武汉市1990年到2010年的城镇固定资产投资和国民收入总产值,运用相关分析,回归分析等方法,建立两者间的简单模型,亦在考察武汉市的政府基础设施建设投入与经济增长的动态复杂关系进行初步研究,并分阶段的观察基础设施对国民收入的“乘数效应”。
3基础设施建设与经济增长之间的影响机制
在基础设施建设与经济增长之间的相互关系中,基础设施建设对经济增长结构效应,成本效应,环境效应,资本吸引效应,社会公平效应等。
基础设施的结构效应是指增加基础设施投入,可以加速基础设施产业本身的结构升级,实现产业的高度化合理化,同时加速其他产业结构升级,提高其他产业的经济效益。
成本效应是指通过增加基础设施投资改善基础设施条件,提高基础设施服务,从而达到改善经济活动中的工作环境,降低交易成本,节约交易费用。
环境效应是指基础设施保证社会经济活动,改善生态环境,实现资源共享等目的而建立的公共基础设施,包括交通运输,能源,电信,生态,环境等经济型基础设施和医疗卫生,教育社会福利,文化等社会型基础设施,人类生产与生活环境的重要组成部分。
资本吸引效应是指基础设施建设的好坏,会影响到资本投入的多少。
较大的基础设施投入能降低交易成本必然会吸引更多的资本,加快当地的经济增长;反之,较少的基础设施建设投入,使得交易成本增加,必然会减少私人资本的投入。
由于基础设施建设具有一定的公共产品的特性,因此政府在进行基础设施建设时,必然会考虑到基础设施的分配效果,是该项目能有利于社会的财富分配。
同时,经济增长在一定程度上也会带动基础设施投入的增加,推动基础设施的水平和改善人民生活质量。
关系如图1所示。
4实证分析及结论
4.1实证分析的思路及基本模型
首先,本文通过选取武汉市1990-2010年的基础设施投入和国民生产总值的数据,根据Aschauer的研究,基础设施建设对经济增长具有促进作用,表明GDP与基础设施投入存在正相关关系,为了减少异方差的影响,对GDP和基础设施投入去对数,得到LnGDP和LnX利用Eviews3.1统计软件,进行ADF平稳性检验,在平稳性检验之后,进行协整,检验发现二者存在协整时,建立误差修正模型,利用OLS回归分析的方法找出二者之间的估计模型。
然后将1990-2010年的数据分成两个时段,1990-2000年和2000-2010年,再利用上述方法分别求出基础设施投入和国民生产总值之间的关系,观察相关系数的变化,检验基础设施的投入对国民生产总值的回报是否随着经济的发展而逐步降低。
建立模型:
LnGDP=α+βLnX+λ9
(X表示基础设施投入,GDP表示武汉市的国民生产总值)
4.2数据处理
在此文章中,选用的是武汉市1990-2010年的统计数据,如表1所示。
数据来源于武汉市2011年统计年鉴,说明:
1.城镇50万及以上项目投资包括“基本建设、更新改造、其他投资”2.本文用城镇50万及以上项目投资代替基础设施建设投资。
本文选用Eviews3.1计量经济学分析软件。
4.2.1时间序列的平稳性检验
经济时间序列大多是非平稳的,为了避免“伪回归”现象,首先必须对时间序列进行平稳性检验。
单位根检验是平稳性检验的常用方法,包括DF检验,ADF检验,PP检验等。
笔者采用ADF检验法,分别对变量LnGDP和LnX进行单位根检验,其结果如表2所示。
从检验结果来看,LnX序列在1%,5%,10%的显著性水平下,单位根检验的Mackinnon临界值分别为-3.8315,-3.0299,-2.6551,t检验值-1.875046均大于相应的临界值,从而不能拒绝H0,表明LnX存在单位根,是非平稳序列;△LnX序列在1%,5%,10%的显著性水平下,单位根检验的Mackinnon临界值分别为-3.9591,-3.0810,-2.6813,t检验的统计量-3.569106,在5%,10%的水平下拒绝H0,表明△LnX不存在单位根,是平稳序列。
即LnX是一阶单整的。
LnX―I
(1).
采用同样的分析方法,可得LnGDP是一阶单整的。
LnGDP―I
(1).
4.2.2协整检验
为检验LnX和LnGDP是否存在长期稳定的关系,采用两边协整关系的EG两步法,对其进行协整检验:
第一步:
以LnGDP为解释变量,LnX为被解释变量,用OLS回归方法估计回归模型,可得式:
LnGDP=0.799782LnX+2.402354+et
R2=0.989806,DW=0.512953F=1844.874
从检验的结果来看,在5%的显著性水平下,单位根检验的临界值为-3.1222,检验的统计值为-4.182395,小雨相应的临界值,故拒绝H0,不存在单位根是平稳序列,说明LnX和LnGDP之间存在协整关系。
4.3误差修正模型
以上分析可知,LnX和LnGDP之间存在协整关系,表明二者之间有长期均衡关系。
但从短期来看可能会出现失衡,为了增强模型的精度,再将协整模型中的误差看成均衡误差通过建立短期的动态模型,来弥补长期静态模型的不足,即建立误差修正模型。
误差修正模型的结构如下:
从回归结果来看,参数符合经济理论:
可决系数R2=1.0000,拟合得非常好。
系数显著性检验,给定a=0.05查t分布表,在自由度为n-3=18时临界值t=1.734,由于各解释变量的t值均大于临界值,因此通过显著性检验。
在给定0.05的条件下,查DW表,当n=21,k=3,得下界临界值为1.026,上界值为1.669,因为DW统计量为1.3333,小于4-dL,根据判定区域可知不存在自相关。
上述估计结果表明,LnGDP的变化取决于ΔLnX的变化,且ΔLnX每变化1,LnGDP会变化0.384557,并且上一期的LnGDP的变化不会影响本期的LnGDP的变化,误差项对上一期并没有起到修正作用。
5决策及建议
通过上述分析,我们认为基础设施建设的投入对经济的增长具有乘数效应,且伴随着经济的发展,乘数效应逐步减弱,基础设施建设与国民收入的增加具有正相关关系。
根据本文的理论与实证的研究结论,我们的政策建议是:
政府应重视基础设施投入,保障基础设施投入能跟上经济发展速度。
通过以上的结果分析,表明政府的基础设施建设投入对经济增长具有促进作用,能推动国民收入的增加。
因此,政府要重视基础设施投入建设,但同时,要提高基础设施建设的效率,避免重复投资,浪费资源。
基础设施投入,可以降低交易成本,提高工作效率,扩大企业生产,因此促进经济发展。
此外重视落后地区的基础设施投入,缩小城乡之间基础设施建设的差距。
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