陳劍飛

蘭州大學，甘肅 蘭州 730030

一、引言及文獻綜述

長期以來，公共基礎設施投資的經(jīng)濟影響一直是學術界關注的重點，而交通作為主要的公共基礎設施之一，其研究價值不言而喻。而我國交通受益于本世紀初以來的“刺激計劃”，得到了跨越式發(fā)展。目前，“八縱八橫”的高速鐵路網(wǎng)已納入規(guī)劃實施，“五縱七橫”的國道主干線系統(tǒng)也已建成通車。至2019年底，我國鐵路營業(yè)里程已達到13.17萬公里，公路里程也達到了484.65萬公里，分別是1978年的2.55倍和5.44倍，其中高速鐵路和高速公路里程分別達到了3.5萬公里和14.26萬公里，均創(chuàng)造了從無到有，再到里程世界第一的壯舉。在過去的四十年間，我國交通運輸部門這種跨越式發(fā)展，暗示的不僅是我國運輸服務和保障能力的顯著增強，更是交通運輸對經(jīng)濟發(fā)展所實現(xiàn)的這種從“瓶頸制約”到“基本適應”的歷史性變化。

逐漸完善的交通基礎設施大幅削減了國內(nèi)貿(mào)易成本，市場一體化程度也由此有所加深，這對于國內(nèi)經(jīng)濟而言是難得的發(fā)展機遇。上世紀90年代之初我國經(jīng)濟便開啟了緩慢增長之路，到如今，已一躍成為全球第二大經(jīng)濟體，工業(yè)部門在體量和結(jié)構(gòu)上都有了質(zhì)的飛躍。在上述背景下，研究交通基礎設施發(fā)展的巨大成就對我國區(qū)域經(jīng)濟增長的影響作用，具有十分重要的理論和實踐價值。

一般而言，一國經(jīng)濟的全要素生產(chǎn)率（TFP）能夠很好地反應該國的經(jīng)濟發(fā)展狀況，而TFP理論上取決于兩類因素，即技術創(chuàng)新和要素配置，賈俊雪（2017）更加重視后者，他認為公共基礎設施投資可以通過作用企業(yè)家財富積累方式從而影響TFP；但也有學者強調(diào)技術創(chuàng)新的作用，其認為基礎設施的提高可以通過促進技術創(chuàng)新進而影響TFP（羅良文，2016）。為了更加直觀的研究經(jīng)濟發(fā)展與交通基礎設施二者的關系，劉沖（2020）采用了Donaldson的方法構(gòu)建了城市市場可達性指標，證明了交通基礎設施能夠通過提高市場可達性來提高工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率進而推動區(qū)域經(jīng)濟增長；白麗飛（2019）以西北五省的數(shù)據(jù)為例，實證得出交通基礎設施對經(jīng)濟發(fā)展存在正向促進關系。但也有學者認為，單純地依靠交通基礎設施的投入還不能促進經(jīng)濟增長，經(jīng)濟增長來源于多種因素的共同作用，如地區(qū)勞動力水平、技術及文化制度等（劉學華，2009）。

交通基礎設施的提高雖然可以通過提高區(qū)域一體化程度來促進本區(qū)域經(jīng)濟增長，但同時更低的運輸成本意味著更加激烈的競爭，缺乏經(jīng)濟競爭力的地區(qū)發(fā)展可能因此而受到制約，即存在空間外溢。張學良（2012）利用1993-2009年的全國省級面板數(shù)據(jù)實證檢驗了這一空間外溢性的存在。胡鞍鋼（2009）則從理論和實證兩個維度說明了交通運輸對中國經(jīng)濟發(fā)展的溢出效應顯著為正。李忠民（2011）以“新絲綢之路”沿線十七座城市的數(shù)據(jù)為例，實證檢驗外地交通基礎設施水平的提高會顯著促進本地經(jīng)濟增長，龔維新（2020）認為交通基礎設施在直接促進目標區(qū)域的經(jīng)濟增長的同時，還可以通過反饋效應和空間外溢效應放大其對區(qū)域經(jīng)濟增長的促進作用。上述研究均為正向外溢，但也不乏負外溢性的例子：樊建強（2020）以陜西省各地級市數(shù)據(jù)研究得出交通基礎設施對區(qū)域經(jīng)濟增長的溢出效應顯著為負，原因在于便利的交通使得資源過度集中在經(jīng)濟聚集區(qū)如西安、咸陽等，進而間接抑制了周邊城市經(jīng)濟發(fā)展。崔百勝（2017）利用全局指數(shù)和局部圖檢驗得出便利的交通基礎設施會加速區(qū)域要素流出，從而產(chǎn)生負的外溢效應。此外，胡艷（2015）在模型中加入空間權(quán)重矩陣，檢驗發(fā)現(xiàn)該外溢性還存在顯著的異質(zhì)性。

在對文獻的梳理過程中我們不難發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究其視角多為全局，缺乏對西部地區(qū)的針對性研究。盡管存在少量以西部各省份為研究對象的文章，但其在研究方法上較為單一，在模型變量選取上沒有考慮交通基礎設施建設的區(qū)域外溢性影響，因而難以對西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展提供切實有效的參考。

基于我國東西部經(jīng)濟發(fā)展差距逐漸拉大的經(jīng)濟背景以及大規(guī)模交通基礎投資的政策背景下，本文關心的問題主要在以下兩個方面：一是交通基礎設施投資是否對區(qū)域經(jīng)濟增長有顯著的促進作用以及其能夠在多大程度上促進經(jīng)濟增長。二是交通環(huán)境的改善在城市“虹吸效應”中扮演著什么樣的角色，經(jīng)濟發(fā)達的地區(qū)和相對落后的地區(qū)是否都能受益于交通基礎設施的改善，對交通部門的投資是否能有效縮小區(qū)域發(fā)展差距、改善區(qū)域發(fā)展不平衡的現(xiàn)狀。

二、研究假說

完善的交通基礎設施可以提高市場一體化程度，顯著降低運輸成本，企業(yè)的利潤空間也會隨之而擴大，進而促進區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展，另外交通網(wǎng)絡的完善能夠使臨近省份市場聯(lián)系更加緊密，各類生產(chǎn)要素可以更加自由、充分且有效地流動，從而提高資源使用效率，促進區(qū)域經(jīng)濟增長。基于以上分析，本文提出如下假說：

假說1：交通基礎設施建設在一定程度上可以促進區(qū)域經(jīng)濟增長。

交通基礎設施的不斷完善可以使城市間虹吸效應更加容易發(fā)生，生產(chǎn)要素在市場效率以及要素回報的作用下會更多地流向經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，從而加劇區(qū)域發(fā)展失衡。而鑒于西部地區(qū)發(fā)展落后的經(jīng)濟事實，文章提出以下假說：

假說2：交通基礎設施建設可以使生產(chǎn)要素更易于流向發(fā)達城市，從而抑制西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，即產(chǎn)生負向外溢。

三、基本模型

傳統(tǒng)經(jīng)濟學理論一般認為生產(chǎn)要素的流動可以在短期完成且不需要花費任何成本，因而交通基礎設施對區(qū)域經(jīng)濟的增長也不會產(chǎn)生任何溢出效應，然而實際情況卻并非如此，包括公路、鐵路、航空和水運在內(nèi)的任何一種交通方式，其運輸成本都不可能為零，交通基礎設施對經(jīng)濟增長的影響也絕非僅限于其經(jīng)過的地方，還包含其周圍臨近區(qū)域，即其存在明顯的外溢性，為了分析這種外溢性，本文參考Baronet①的區(qū)域經(jīng)濟增長模型，并在其基礎上加入了交通基礎設施這一基礎變量，將西部各省份（新疆、西藏、青海、陜西、寧夏、甘肅、內(nèi)蒙古、四川、貴州、云南和廣西）視為獨立實體，研究其產(chǎn)出及影響產(chǎn)出的各種因素。各地區(qū)總產(chǎn)出如公式（1）所示：

公式 （1）中，Y為總產(chǎn)出，A為技術進步，Kt為交通運輸部門資本存量，Kg為剔除交通運輸部門投資后的公共部門資本存量，Kc為私人部門資本存量，L為人力資本，X為包含其他能夠?qū)Ξa(chǎn)出產(chǎn)生影響的因素如區(qū)域政策、城鎮(zhèn)化率和產(chǎn)業(yè)聚集等的一個向量。且（1）式中的各種投入滿足公式（2）所示的約束條件：

需要說明的一點是，Baronet在其原始模型中對資本類別的區(qū)分只有公共資本和私人資本，而本文鑒于研究需要將交通運輸部門所積累的資本從公共部門資本中剔除出來。

在實證分析過程中，文章通過構(gòu)建空間計量模型，既檢驗了本地交通基礎設施建設對本地經(jīng)濟增長的作用，還檢驗了鄰近省份交通基礎設施投資對本地經(jīng)濟增長的作用。具體模型如公式（3）所示：

與（1）相比，（3）式中額外加入了變量OKt，表示其他相關區(qū)域交通基本設施資本存量，可用來衡量交通基礎設施的區(qū)域外溢性影響。指標具體構(gòu)造方法如公式（4）所示：

公式（4）中，N表示與目標區(qū)域i相鄰的區(qū)域j的總數(shù)目，wij為空間權(quán)重矩陣的元素值。本文采用以下方法對空間權(quán)重舉證進行了構(gòu)造：

1.二進制0-1空間權(quán)重矩陣Wcont，其是根據(jù)兩地相鄰與否來對矩陣元素進行取值，若相鄰則取1，否則取0。最后將各元素標準化使其總和為1。

2.地理距離空間權(quán)重矩陣Wnet：

公式（6）中j表示與區(qū)域i相鄰的地區(qū)數(shù)目，Nij表示相鄰區(qū)域i和j之間的交通干線數(shù)量，如果相鄰區(qū)域i和j之間沒有交通干線連接，則矩陣元素值為0。文章采用最新的全國各省市國道連接情況來構(gòu)造地理距離空間權(quán)重矩陣，最后將其標準化使之總和為1。

3.人口密度空間權(quán)重矩陣Wperpop和人均GDP空間權(quán)重矩陣Wperpop，二者能夠很好地反映區(qū)域間經(jīng)濟距離，其具體構(gòu)造如公式（7）所示：

在人口密度空間權(quán)重矩陣Wperpop中，Xi表示本區(qū)域人口密度，Xj則表示相鄰區(qū)域人口密度；人均GDP空間權(quán)重矩陣Wperpop 中，Xi表示本區(qū)域人均 GDP，Xj表示相鄰區(qū)域人均GDP。構(gòu)造完成后分別將二者標準化使其總和為1。

四、模型拓展與變量界定

區(qū)域經(jīng)濟增長來源于多重因素的空間協(xié)同作用，完善的交通基礎設施可以對其產(chǎn)生正向促進作用，但經(jīng)濟增長并非僅僅來源于交通基礎設施投資，因而本文在實證部分還納入了新經(jīng)濟和新地理等其他因素，建立了一個多維要素協(xié)同作用的空間計量模型。另外，由于經(jīng)濟增長所產(chǎn)生的聚集效應和示范效應，某一地區(qū)的經(jīng)濟狀況對其周邊區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展也會產(chǎn)生影響，即區(qū)域經(jīng)濟增長本身就存在空間外溢性，因此文章模型不僅衡量了交通基礎設施建設的外溢性，同時還納入了經(jīng)濟增長本身的空間溢出作用，模型拓展如公式（8）所示：

公式（8）中，Y表示各地歷年實際生產(chǎn)總值，ρWY表示區(qū)域經(jīng)濟增長本身的空間溢出項，ρ為滯后系數(shù)，表示臨近區(qū)域經(jīng)濟增長對本區(qū)域經(jīng)濟增長的影響方式和程度。其余部分變量說明如下：

1.各類資本存量的確定：現(xiàn)有研究對資本存量的測度多采用永續(xù)盤存法，本文也借鑒該方法，其在構(gòu)造資本存量時所涉及的變量有基期資本存量、固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)、資產(chǎn)折舊率以及當期新增資本。這樣，第i省份在第t期的資本存量則可以表示為（9）式所示：

公式（9）中，δit為資本折舊率，參考張軍的做法，取δit=9.6%。對于基期資本存量，由于文章研究的樣本區(qū)間為2003-2017，所以采用2002年各省份全社會固定資產(chǎn)完成額來代替2003年基期資本存量。固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)則采用《中國統(tǒng)計年鑒》所公布的各年各省的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，需要注明的一點是，無論是國家統(tǒng)計局發(fā)布的統(tǒng)計年鑒還是各類數(shù)據(jù)庫，都缺乏關于西藏省固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)的相關數(shù)據(jù)，因而文章以全國固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)對其進行替代，進而對西藏省各類資本存量進行測算。

同時，由于文章將資本類變量劃分為私人部門資本存量、交通運輸部門資本存量以及剔除交通運輸部門資本存量后的公共資本存量。但現(xiàn)有數(shù)據(jù)庫對于公共部門投資與私人部門投資沒有明確的劃分標準，因而文章以國有企業(yè)年度資產(chǎn)投資額來代替公共部門投資，全社會固定資產(chǎn)完成額扣除掉國有企業(yè)所實現(xiàn)的部分作為私人部門投資。另外，由于現(xiàn)有統(tǒng)計口徑中缺乏專門針對交通基礎設施建設投資額的統(tǒng)計，因而，文章以交通運輸、倉儲及郵政業(yè)固定資產(chǎn)投資完成額作為其代理變量。

2.人力資本變量（H）：主要包括人們的教育支出、健康支出以及各類信息獲取支出。文章將平均受教育年限作為人力資本的代理變量：H=6s1+9s2+12s3+16s4，其中s1、s2、s3、s4分別表示六歲及以上中小學、初中、高中和大專及以上各類文化程度人口所占比重。數(shù)據(jù)來源于wind數(shù)據(jù)庫。

3.區(qū)域政策（policy）：新經(jīng)濟學理論認為，由政府主導的某些宏觀經(jīng)濟政策對一國經(jīng)濟增長是至關重要的。中國特殊的經(jīng)濟政治體制決定了區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展在很長一段時間內(nèi)會受制于區(qū)域經(jīng)濟政策。本文設立反映區(qū)域經(jīng)濟政策的虛擬變量policy，以2008年金融危機為節(jié)點，2008年以前設為0，2008 年之后設為 1。

4.鐵路營業(yè)里程（train）和公路里程（road）：傳統(tǒng)經(jīng)濟學理論認為，商品和服務在空間上的流動是可以瞬時完成且不需要花費成本的，新地理經(jīng)濟學在研究經(jīng)濟增長時將運輸成本內(nèi)生化為模型變量之一，其認為運輸成本在很大程度上決定了廠商的區(qū)位選擇。

5.城市化水平（urban）：新世紀以來，我國城市化水平取得了較大突破，土地要素得到了前所未有的重視，“土地財政”成為了政府大部基礎設施建設資金來源，推動了區(qū)域經(jīng)濟增長。文章以城鎮(zhèn)人口在總?cè)丝谥兴急戎貋砗饬砍鞘谢省?/p>

6.產(chǎn)業(yè)聚集：產(chǎn)業(yè)聚集理論認為，由于規(guī)模報酬遞增的存在，即便兩地區(qū)自然條件十分接近，突發(fā)因素也會使得產(chǎn)業(yè)開始在某一地方開始聚集，從而促進生產(chǎn)率提升。文章用地方化經(jīng)濟 LE（Localization Economies）來表示產(chǎn)業(yè)聚集，指的是企業(yè)可以通過學習效應從本區(qū)域其他企業(yè)的經(jīng)濟活動中收益，從而提高產(chǎn)業(yè)集中度，促進該產(chǎn)業(yè)在本區(qū)域內(nèi)發(fā)展。函數(shù)關系表示如公式（10）所示：

公式（10）中，gi表示 i省年度工業(yè)增加值，文章用規(guī)模以上工業(yè)增加值來代替，Yi表示該省GDP。若某地產(chǎn)業(yè)集中度、專門化程度越高，則其LE值越高，這也意味著更強的知識溢出與經(jīng)濟增長能力。

五、模型估計結(jié)果

（一）模型設定及估計

如上文所述，在綜合考慮了本地區(qū)經(jīng)濟增長的滯后效應和其他地區(qū)交通基礎設施的空間溢出效應之后，文章具體模型如下：

方程（11）包含1自變量，11個因變量，混合誤差項為 μi+αt+εit，是一個雙因子模型，包含個體效應μi和時間效應αt。現(xiàn)對各變量做如下描述性統(tǒng)計，結(jié)果如表1所示：

表1 變量描述性統(tǒng)計

分析表1，可以發(fā)現(xiàn)因變量lnY均值為3.642，極差為 2.301，標準差為 0.504，說明各省份GDP在取自然對數(shù)后，總體表現(xiàn)平穩(wěn)，各觀測值差異較小。同時模型核心解釋變量lnKt、WlnY以及l(fā)nOKt標準差都保證在0.7以下，說明其在數(shù)值上差異較小，符合平穩(wěn)性要求。此外，私人部門資本Kc標準差最大，為0.789，說明私人部門資本存量地區(qū)差異較大，而這恰符合我國區(qū)域發(fā)展不平衡的實際情況。下面對模型進行回歸分析，回歸結(jié)果如表2：

表2 模型回歸結(jié)果及各變量顯著性水平

從表2的回歸結(jié)果中分析得出，本地交通基礎設施Kt無論是在考慮外溢效應還是不考慮外溢效應的模型中，其回歸系數(shù)的顯著性水平都很高，私人部門資本存量Kc情況也是如此。另外，對于四種空間權(quán)重矩陣所對應的模型中，只有人均GDPWpergdp模型其lnOKt結(jié)果不顯著，其余模型所對應的lnOKt結(jié)果都十分顯著。衡量經(jīng)濟增長本身滯后效應的變量lnY，在交通網(wǎng)絡及人口權(quán)重空間矩陣所對應的模型中顯著性水平都很高。而其余變量回歸結(jié)果則表現(xiàn)得并不顯著，因而文章保留顯著性水平高的幾個核心解釋變量，對不顯著的變量進行選擇性剔除，然后對模型重新回歸，結(jié)果如表3所示：

表3 剔除非顯著變量后的回歸結(jié)果

（二）估計結(jié)果說明

文章選取了交通運輸部門資本存量、公路里程以及鐵路營業(yè)里程三個指標來衡量本地交通基礎設施投資對本地經(jīng)濟增長的影響作用。從回歸結(jié)果總可以看出公路里程和鐵路營業(yè)里程在所有模型方程中，其估計的回歸系數(shù)都為正，但顯著性水平并不高。但交通運輸部門資本存量Kt回歸結(jié)果卻并非如此，在不考慮空間溢出效應的模型中，其估計系數(shù)為0.037，顯著性水平較高，為0103；其余四種類型的空間計量模型中，該變量所對應的系數(shù)分別為0.036、0.036、0.035、0.037，且其顯著性水平都很高，交通運輸資本存量的產(chǎn)出彈性高達0.036左右，這充分證明前文的假說1：交通基礎設施會顯著促進區(qū)域經(jīng)濟增長。

考察交通基礎設施的外溢性，即外地交通基礎設施對本地經(jīng)濟增長的影響作用，可以發(fā)現(xiàn)，在考慮了空間外溢效應的四種模型中，采用二進制Wcont方法所構(gòu)造的空間級聯(lián)模型其lnOKt的回歸系數(shù)為0.052，回歸結(jié)果顯著，顯著性水平為0.175。以交通網(wǎng)絡Wnet方法所構(gòu)造的空間權(quán)重矩陣其對應模型的變量估計系數(shù)為0.048，顯著性水平為0.178，結(jié)果顯著。以人口密度Wperpop方法所構(gòu)造的空間權(quán)重矩陣其對應的模型系數(shù)為0.025，顯著性水平為0.086，結(jié)果也十分顯著。以上種種結(jié)果說明，周邊地區(qū)的交通基礎設施對西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展能夠產(chǎn)生一個正向促進作用。這在實證上推翻了前文假說2：周邊地區(qū)交通基礎設施的完善可以使得本地要素流出，從而對經(jīng)濟增長產(chǎn)生抑制。究其原因，外地交通基礎設施對本地經(jīng)濟發(fā)展所產(chǎn)生的學習效應和聚集效應大于“虹吸效應”，進而總體上表現(xiàn)出正向促進作用。衡量區(qū)域經(jīng)濟增長本身滯后效應的變量WlnY，其回歸結(jié)果與lnOKt的結(jié)果基本一致，其估計系數(shù)也均顯著為正，說明區(qū)域經(jīng)濟增長本身就存在空間依賴性，周邊地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展對西部省份有帶動作用。

在其他因素中，私人部門資本存量Kc，其各個估計模型中的回歸系數(shù)都顯著為正，且其產(chǎn)出彈性也高達0.026%，同時公共部門資本存量無論是在考慮空間溢出的模型還是不考慮空間溢出模型，估計結(jié)果都不顯著，這充分說明了在過去的一段時間里，我國西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展過度依賴于政府投資，這會導致如下兩種結(jié)果：一是政府投資數(shù)量的逐漸增多大大降低了其邊際產(chǎn)出彈性，政府投資對西部地區(qū)經(jīng)濟的刺激作用逐漸下滑，這才致使政府投資對西部地區(qū)經(jīng)濟增長的回歸系數(shù)不顯著；二是大量的政府投資嚴重擠出了私人部門投資，私人投資市場處于欠飽和狀態(tài)，這時候私人投資對西部地區(qū)經(jīng)濟增長的刺激作用會更強，即表現(xiàn)為變量Kc的顯著性很高。另外，城市化率（urban）在各模型中的回歸系數(shù)也顯著為正，原因在于工業(yè)化和城市化一直是我國經(jīng)濟發(fā)展的兩大核心要素，而進入新世紀以來，工業(yè)化告一段落，城市化則逐漸被提上日程，而受制于自然因素以及國家宏觀發(fā)展政策，西部地區(qū)城市化率長期以來都落后于東南沿海地區(qū)。西部地區(qū)發(fā)展失衡，城市化水平不足既是原因，又是結(jié)果。最后，新經(jīng)濟地理學因素中衡量產(chǎn)業(yè)聚集的變量地方化經(jīng)濟（LE），其在各個回歸模型中估計結(jié)果也顯著為正，即地方化經(jīng)濟能夠顯著促進區(qū)域經(jīng)濟增長，這說明，企業(yè)在區(qū)域間的聚集可以擴大知識溢出效應，不同的企業(yè)可以通過相互學習從而提高其全要素生產(chǎn)率，進而促進區(qū)域經(jīng)濟增長。

六、結(jié)論與政策建議

從文章實證結(jié)果來看，交通基礎設施的確會顯著促進區(qū)域經(jīng)濟增長，同時外地交通基礎設施對本區(qū)域經(jīng)濟增長的外溢效應也是顯著存在的，若不考慮這部分外溢效應，則會高估本地交通基礎設施對經(jīng)濟增長的促進作用。但需要說明的是，對于西部省份而言，交通基礎設施的外溢效應并不像預想的那樣顯著為負，即周圍地區(qū)交通基礎的完善并沒有加速西部區(qū)域生產(chǎn)要素的流出，而是使得資源得以在更廣泛的區(qū)域內(nèi)合理分配，進而帶動西部地區(qū)經(jīng)濟增長。所以，西部省份在下一發(fā)展階段，要始終貫徹交通強國的發(fā)展理念，建設高標準交通基礎設施，使得要素在區(qū)域間流動更加充分、更加便利，這樣才會有更多的企業(yè)和資金流向西部各省，從而縮小中西部發(fā)展差距。

另外，西部地區(qū)受過去計劃經(jīng)濟體制的影響，其發(fā)展對于國有資金的依賴度還很高，公共資金的大量注入，不僅降低了其投資產(chǎn)出彈性，還對私人投資市場產(chǎn)生了嚴重的擠出效應，嚴重抑制了市場活力。然而大量理論和實踐均表明，由于具有產(chǎn)權(quán)清晰這一特性，民營經(jīng)濟的激勵機制要比國有經(jīng)濟更強，在市場競爭的約束下，民營經(jīng)濟更具活力，其對經(jīng)濟增長的促進作用也更強。而西部地區(qū)民營經(jīng)濟的發(fā)展滯后則使得其無法助力經(jīng)濟增長。因而，未來西部地區(qū)應該努力降低其經(jīng)濟發(fā)展對公共資金的依存度，大力發(fā)掘民間投資潛力，對民營經(jīng)濟提供優(yōu)惠政策，培育經(jīng)濟發(fā)展新動能。

注釋：

① M.G.Baronet，Spillover and the Locational Effects of Public Infrastructure.