基于var模型的航空公司投資對經(jīng)濟增長的影響研究

基于var模型的航空公司投資對經(jīng)濟增長的影響研究

一、航空樞紐機場中國經(jīng)濟的快速發(fā)展得益于多種因素的綜合影響，包括基礎設施。作為重要的基礎設施之一,機場在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展中扮演著越來越重要的角色,這引發(fā)了一些地方政府建設“空港城”或“空港都市區(qū)”的投資沖動1,但是同時也有一些地區(qū)因為遠離機場,經(jīng)濟發(fā)展受到一定的制約。由于機場的數(shù)量和規(guī)模在很大程度上取決于航空運輸投資,并且其影響往往是需要很多年才能表現(xiàn)出來,有必要進一步理清航空運輸投資對經(jīng)濟增長的影響及其內(nèi)在機制,而中國目前尚缺這方面的研究。國外關于航空運輸對經(jīng)濟增長影響的研究從上個世紀70年代起,經(jīng)歷了從經(jīng)驗觀察到規(guī)范研究、從剖析現(xiàn)象到探究原因的過程。航空運輸投資最直接的表現(xiàn)就是機場基礎設施建設,因此一些學者的研究是針對機場如何促進經(jīng)濟增長的。航空運輸投資對經(jīng)濟增長的影響主要通過以下幾個渠道:一是航空運輸投資有助于資本積累和進出口,決策者經(jīng)常把機場看作是對地區(qū)和國家具有戰(zhàn)略意義的資產(chǎn)和設施,通過投資于固定資產(chǎn)建設和乘數(shù)效應直接和間接地增加區(qū)域資本(Huddleston&Pangotra,1990;Caves,1994)。機場為進入國際市場提供路徑,進而促進進出口貿(mào)易(DavidBanister,1995)。二是航空運輸投資能擴大消費需求,Rietceld&Bruinsma(1998)認為一個機場的擴張,對經(jīng)濟的需求面和供給面都會產(chǎn)生短期和長期的影響。三是航空運輸投資促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化和吸引投資,VandenBerg等的研究表明,機場所在的區(qū)域,已經(jīng)成為越來越具有吸引力的商業(yè)區(qū)位,而且影響力巨大,成為潛在的經(jīng)濟增長中心。空港對區(qū)域發(fā)展的作用主要表現(xiàn)在對就業(yè)、產(chǎn)業(yè)、投資的吸引(Hakfoortetal.,2001),尤其對支撐區(qū)域發(fā)展外向型產(chǎn)業(yè)、旅游業(yè)和國家商務及生產(chǎn)者服務業(yè)具有比較大的帶動作用(Bowen,2000),每10%的客運流量的增長帶動1%的服務性行業(yè)的就業(yè)增長(Benell&Prentice,1993)。四是機場的擴張對地區(qū)都市化水平也有一定的影響(Loo,2000),RichardK.Green(2007)研究得出大都市區(qū)機場的客運活動促進區(qū)域人口增長,而貨運活動對其促進作用不顯著。相比較而言,國內(nèi)相關文獻多直接關注機場與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的關系。曹允春(2001)探討了中樞機場在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展中的多方面的作用,包括促使高新技術產(chǎn)業(yè)集聚、改善投資環(huán)境和共享信息。王旭(2005)認為航空運輸對經(jīng)濟發(fā)展的帶動作用愈發(fā)鮮明,大型樞紐機場是客貨流快速集散和中轉的重要基地,對周邊地區(qū)經(jīng)濟和社會發(fā)展的聚集和輻射日趨增強,成為新的物流和信息中心及區(qū)域經(jīng)濟新增長點。宋偉等從原生效益(primaryeffects)、次生效益(secondaryeffects)、衍生效益(tertiaryeffects)和永久性效益(perpetuityeffects)4個層次,分析接近航空樞紐的人口與產(chǎn)業(yè)所獲得的經(jīng)濟利益與區(qū)位優(yōu)勢及對產(chǎn)業(yè)和經(jīng)濟活動(宋偉,楊卡,2006)。其他現(xiàn)有的相關研究多關注航空運輸投資本身直接對經(jīng)濟增長的某一方面的影響,且沒有進一步分析其影響機制?？傮w而言,現(xiàn)有研究更多地關注機場或航空運輸投資對經(jīng)濟增長的某一方面的靜態(tài)影響,本文從實證角度,運用VAR模型綜合分析中國航空運輸投資對經(jīng)濟增長的直接和間接的影響,并且運用脈沖響應分析和方差分解來研究航空運輸投資對經(jīng)濟增長各種影響的滯后效應,進而探究航空運輸投資對經(jīng)濟增長影響的內(nèi)在機制,從而為正確對待機場及其周邊建設,并從航空基礎設施建設的新視角探究經(jīng)濟增長及區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展提供有益的理論依據(jù)。二、機場基礎設施建設和供給效應分析結合前人研究可知,航空運輸投資對經(jīng)濟增長的直接影響包括:資本積累效應、投資吸引效應、需求促進效應和進出口促進效應。這四個效應由航空運輸投資的資本屬性所致,直接促進經(jīng)濟的發(fā)展。間接的影響包括產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化效應和城市化效應。航空運輸投資促使機場基礎設施和航空網(wǎng)絡日趨完善,從而帶來機場周邊產(chǎn)業(yè)集聚,由此產(chǎn)生的聚集經(jīng)濟、生產(chǎn)要素轉移等間接影響經(jīng)濟增長。伴隨著航空運輸投資的不斷增加,機場基礎設施得到大量建設,經(jīng)濟快速穩(wěn)定增長。這是一個動態(tài)過程,無論是航空運輸投資對經(jīng)濟增長的直接影響還是間接影響,都存在一定的時間滯后性。首先,機場的基礎設施建設需要若干年,所以當期的資本投入要到若干年后才有產(chǎn)出。其次,對于各個細分的影響來說:資本積累效應是通過資本投入彌補折舊,資本慢慢累積的過程,涉及到固定資產(chǎn)的建設,需要時間完成;投資吸引效應涉及航空運輸投資如何引致其他投資,由于機場有效促進國際貿(mào)易的發(fā)展和外商直接投資(FDI)在本地集聚,本文主要分析航空運輸投資吸引外商直接投資的積累,而這一過程需要完善的機場建設及其配套設施,才具有對FDI的強大吸引力;需求促進效應不僅指機場基礎建設自身的勞動力和資本投入,而且包括樞紐機場形成的空港經(jīng)濟區(qū)帶來的消費需求,樞紐機場的形成需要龐大的物流系統(tǒng)和周邊居住、商業(yè)、辦公等設施的配套;類似的,進出口促進效應也需要樞紐機場的形成。產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化效應涉及資源和勞動力在各產(chǎn)業(yè)間的轉移;城市化效應涉及空港都市區(qū)的形成、人口流動和推動型產(chǎn)業(yè)規(guī)模的擴大。這些都需要時間,所以存在時滯。進一步探究這些時滯性的期數(shù)和大小,有助于分析航空運輸投資對經(jīng)濟增長的內(nèi)在影響機制,為此,本文將在第三部分的實證中進一步探究航空運輸投資對經(jīng)濟增長各種影響的時滯期。三、航空投資對經(jīng)濟增長的影響及其時限性的證明分析(一)資本存量投資額的計算本文綜合考慮經(jīng)濟分析合理性和數(shù)據(jù)可得性,對變量做如下選取:航空運輸投資(ATI)用航空運輸業(yè)固定資產(chǎn)投資表示;經(jīng)濟增長用國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)表示;資本積累效應用我國資本存量(K)表示;投資吸引效應用實際使用外商直接投資(FDI)表示;需求促進效應用最終消費支出(C)表示;進出口促進效應用進出口總額(IE)表示;產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化效應用第二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)占總從業(yè)人數(shù)比重(IS)表示;城市化效應用城市化水平(U)表示。建立模型時,依據(jù)前面的分析,首先分別建立ATI關于K、FDI、C、IE、IS、U的VAR函數(shù),再分別建立K、FDI、C、IE、IS、U關于GDP的VAR函數(shù)。以上變量均采用1985-2007年全國數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來自1985-2008年的《中國統(tǒng)計年鑒》和《新中國50年統(tǒng)計資料匯編》,個別數(shù)據(jù)(1985年我國資本存量數(shù)據(jù))來自前人的研究結果。為了得到歷年實際GDP數(shù)據(jù),消除價格因素的影響,以1978年為基期,采用國內(nèi)生產(chǎn)總值平減指數(shù)平減名義GDP。由于資本存量(K)、航空運輸投資(ATI)和實際使用外商直接投資(FDI)存在累積性和時間滯后性,所以用存量值表示。目前被廣泛采用的資本存量計算方法是Goldsmith(1951)年提出的永續(xù)盤存法,其公式為:Kt=Kt-1(1-δt)+It/Pt(1)其中,Kt表示第t年的實際資本存量,δt表示第t年的資本重置率,為簡化操作,用固定資產(chǎn)折舊率代替,It表示第t年的名義投資額,Pt表示第t年的價格指數(shù)。計算我國資本存量(K)時,采用張軍(2004)計算的11088億元作為基年(1985年)數(shù)值。在折舊率的選擇上,前人的研究出入很大,本文參照Perkins(1998)、胡永泰(1998)和王曉魯(2000)假定的折舊率,采用5%計算。關于價格指數(shù)Pt,本文參照黃永峰(2002),直接用商品零售價格指數(shù)替代。計算我國航空運輸資本存量時,假設“一五”前我國航空運輸資本存量為零,采用“一五”到“六五”期間運輸業(yè)投資數(shù)據(jù)計算出1984年的運輸業(yè)資本存量,再按1984年航空運輸業(yè)投資占運輸業(yè)投資比重得出1984年我國航空運輸資本存量。因為我國外商直接投資(FDI)是從1979年開始計算的,所以本文采用1979-1984年FDI累計額作為基年數(shù)據(jù),依據(jù)上述公式計算FDI存量。城市化水平(U)采用我國城鎮(zhèn)居民人數(shù)占總人數(shù)的比重表示。為了消除時間序列的異方差性,使模型更趨于線性化,本文對上述數(shù)據(jù)都取自然對數(shù)。(二)基于adf檢驗法的計量模型由于需要分析ATI關于K、FDI、C、IE、IS、U的動態(tài)關系和K、FDI、C、IE、IS、U關于GDP動態(tài)關系,所以本文建立一雙變量滯后m期的VAR模型。VAR模型是一種不需要任何假設條件,分析多變量之間動態(tài)關系的簡單方法。其公式如下:Yt=α+θDt+∑mj=1φjYt-j+Ut?Ut~ΙΙD(0?∑)(2)其中,Yt表示2個變量的第t個觀察值形成的2×1階內(nèi)生列向量,α為2×1階常數(shù)向量,Dt為d×1階外生確定項向量,用來描述時間趨勢、虛擬變量等,θ是Dt的d×2階系數(shù)矩陣,φj是待估計的Yt的2×2階系數(shù)矩陣。Ut是2×1階誤差向量,其均值為0,誤差向量內(nèi)的誤差變量允許相關,但是這些誤差變量不存在自相關。值得說明的是,VAR模型中的常數(shù)向量和外生確定項向量不是必需的,具體視模型需要而定。這個雙變量模型記作VAR(m)。VAR模型估計涉及滯后期的選擇,可以通過eviews軟件分析得到5個計量統(tǒng)計量LR、FPE、AIC、HC和HQ判斷。基于上述VAR模型,為避免偽回歸(spuriousregression)的出現(xiàn),對時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。本文采用ADF檢驗法(augrmentDickey-Fullertest)。對同階單整的兩列數(shù)據(jù),可進行協(xié)整檢驗得到它們之間的長期均衡關系。具有協(xié)整關系的變量之間必然存在某一方向的因果關系,但是哪個是原因哪個是結果不能依據(jù)協(xié)整檢驗表示出來。Granger(1969)首先試圖對因果關系的方向性進行檢驗,其基本思想:以Y為被解釋變量,Y自身滯后變量為解釋變量進行回歸分析時,把X的滯后變量包括進來,如果能顯著改變對Y的回歸結果,即X滯后變量之前的參數(shù)總體不為零,則認為X是Y的Granger原因。為測度航空運輸投資對經(jīng)濟增長影響機制的動態(tài)性,本文引入脈沖響應方法。脈沖響應函數(shù)刻畫的是在誤差項上加一個標準大小的沖擊對內(nèi)生變量當前值和未來值所帶來的影響。它把內(nèi)生變量的決定因素分離為由特殊變量標識的修正項,然后追蹤修正項的一個標準擾動對內(nèi)生變量的影響。考慮如下m階VAR模型:Yt=α+∑mj=1φjYt-j+Ut?Ut～ΙΙD(0?∑)(3)假設Yt是一個平穩(wěn)隨機過程,則(3)式可以表示成為一個無窮階向量移動平均模型:Yt=C+∑sj=1AjUt-j(4)其中,Aj(j=1,2,…,s)為系數(shù)矩陣,C為常數(shù)矩陣,可由α和φj求出。顯然有下式成立:Ys=?Yt+s/?Ut(5)Ys中第i行第j列元素表示:在令其他誤差項在任何時期都不變的條件下,當?shù)趈個變量Yjt對應的誤差項Ujt在t期受到一個單位的沖擊后,對第i個內(nèi)生變量Yjt在t+s期造成的影響。把Ys中第i行第j列元素看作是滯后期s的函數(shù):?Yi,t+s/?Ujt(s=1,2,3,…)就是脈沖響應函數(shù)。方差分解是測度航空運輸投資對經(jīng)濟增長影響機制動態(tài)性的另一個方法。方差分解是將系統(tǒng)的預測均方誤差分解成各變量沖擊所做的貢獻,計算出變量沖擊的貢獻占總貢獻率的比重?？紤](3)式的VAR(m)模型,依據(jù)VMA(∞)的表達形式Yt的第i個變量Yit可以表示為:Yit=∑kj=1(c0,ijεjt+c1,ijεjt-1+c2,ijεjt-2+…)(6)式(6)中的內(nèi)容是第j個擾動項εj從無限過去到現(xiàn)在時點對Yit影響的總和。在εt序列無關的假設前提下,求其方差得到:E(c0,ijεjt+c1,ijεjt-1+c2,ijεjt-2+…)2]=∑∞q=0c2q,ijσjj(7)式(7)就是第j個擾動項對第i個變量Yit從無限到現(xiàn)在時點的影響用方差加以評價的結果。此外還假定擾動項向量的協(xié)方差矩陣是對角矩陣,則Yit的方差是上述方差的k項簡單和:var(Yit)=∑kj=1(∑∞q=0c2q?ijσjj)(8)為測定各擾動項對方差影響,定義如下方差貢獻率:RVCij=∑∞q=0c2q?ijσjjvar(Yit)=∑∞q=0c2q?ijσjj∑kj=1(∑∞q=0c2q?ijσjj)(9)式(9)表示第j個擾動項對Yit方差的貢獻程度。(三)序列平穩(wěn)性檢驗本文運用eviews5.1對上述變量進行ADF檢驗,采用AIC準則自動調(diào)整滯后期得出t統(tǒng)計量,然后參照Mackinnon臨界值判斷序列平穩(wěn)性。經(jīng)檢驗,所有變量為I(1)過程,即它們是一階單整的(見表1),所以對各變量進行簡單回歸會產(chǎn)生偽回歸問題,需要建立VAR模型進行協(xié)整檢驗。(四)航空投資存量與6效應變量的協(xié)同關系協(xié)整檢驗的目的是判斷變量之間的長期均衡關系,一般的協(xié)整檢驗主要采用EG兩步檢驗法和Johanson協(xié)整檢驗法。由于本文已建立ATI和K、FDI、C、IE、IS、U,及K、FDI、C、IE、IS、U合GDP的12個兩變量VAR模型,故采用后者。依據(jù)LR、FPE、AIC、SI、HQ五個統(tǒng)計量得到的最佳滯后期,運用上述VAR模型分別對航空運輸投資存量(ATI)與六個效應變量、六個效應變量與實際GDP作Johanson協(xié)整檢驗,得到跡(Trace)統(tǒng)計量和最大特征根統(tǒng)計量。航空運輸投資存量(ATI)與六個效應變量的協(xié)整檢驗結果見表2。協(xié)整檢驗結果表明,航空運輸投資存量(ATI)與各效應變量之間均存在協(xié)整關系,說明這些變量之間存在長期均衡關系。在5%顯著水平下,均存在一個協(xié)整方程。六個效應變量與實際GDP的長期均衡關系,前人已分別從不同的方面做過相關研究,在此不多做闡述。(五)航空投資在granger檢驗Granger檢驗是通過受約束的F檢驗完成的。如表3所示,在航空運輸投資直接影響國內(nèi)生產(chǎn)總值方面,“LNATI不是LNGDP的Granger原因”在10%顯著水平上拒絕原假設,認為航空運輸投資的不斷積累是GDP增長的直接原因,然而,GDP增長并不是航空運輸投資積累的原因,這是由于本文使用了投資的存量,GDP增長只對當年航空運輸投資有顯著的促進作用,而對航空運輸投資的累積推力不足?；诖?進行航空運輸投資各年流量與GDP的Granger檢驗可得,在10%顯著水平下,GDP增長是航空運輸投資逐年增加的原因;在航空運輸投資產(chǎn)生的六個效應方面,LNATI與LNK、LNC存在雙向Granger因果關系,LNATI與LNFDI、LNIE、LNIS,LNU存在單向Granger因果關系;在六個效應促進經(jīng)濟增長方面,LNGDP與LNK、LNFDI、LNC、LNIS存在雙向Granger因果關系,LNGDP與LNIE存在單向Granger因果關系,而LNGDP與LNU之間無因果關系。結果表明:航空運輸投資不僅自身對我國經(jīng)濟增長有著直接的積極影響,而且可以通過衍生出的六個效應作為影響的渠道促進我國經(jīng)濟增長。同時,航空運輸投資也受到資本積累和最終消費的制約。(六)fdi對航空投資的影響分別做每個效應受到LNATI一個標準差沖擊的響應,得到圖1,從中可以很直觀地看出航空運輸投資的時滯影響。圖1顯示航空運輸投資在當期對資本存量的影響已經(jīng)十分明顯,在第3期達到峰值0.0128,即航空運輸投資每增加1%,資本存量就增加0.0128%。因為航空運輸投資本身直接促進資本的積累,所以時滯比較短。之后可能因為資產(chǎn)折舊等原因產(chǎn)生負的影響,在第8期時為最小值-0.0122。到后期又趨于正影響,本文認為是航空運輸投資帶來的FDI和相關投資國內(nèi)投資產(chǎn)生的資本積累。圖2顯示FDI對航空運輸投資的沖擊響應在數(shù)值上非常顯著,表明機場建設投資能有效吸引FDI。第1期FDI響應相對不大,到第7期達到峰值0.2236。這是因為,完善的機場設施和航空運輸網(wǎng)絡對FDI的流入具有很大的吸引力,但是機場建設需要幾年的時間完成,而且FDI的吸引也要一段時間用于外國企業(yè)考察論證。之后,FDI對航空運輸投資的響應顯現(xiàn)逐年下降的趨勢,最后達到一個大約為0.1的穩(wěn)定值。FDI脈沖響應結果具有特定政策意義,為地區(qū)吸引FDI而增加的航空運輸投資提供理論依據(jù)。圖3顯示最終消費支出對航空運輸投資沖擊的當期響應為較小的負值,投資侵占了一部分消費。最終消費支出響應在第4期就達到峰值0.025,以后各期圍繞0.02呈上下波動趨勢,波動浮動逐漸減小。這說明航空運輸投資對促進消費的時滯期很短,因為在機場基礎建設時,對材料和燃料等資源的需求量較大,能對消費產(chǎn)生明顯的直接促進作用。隨著時間的推移,需求促進效應主要表現(xiàn)在居民收入增加而擴大的消費和國內(nèi)及入境旅游產(chǎn)生的消費,影響過程逐漸趨于穩(wěn)定。圖4顯示進出口總額對航空運輸投資的沖擊在第1期已較明顯,到第2期迅速上升達到峰值0.0282,此后雖有波動但響應逐漸減小。這說明航空運輸投資能立即增加進出口,并且在短期內(nèi)效果明顯。機場提供了進入國際市場的途徑。從長期看,航空運輸投資對最終消費需求的沖擊效應始終為正,20期后幾乎趨于零影響。圖5顯示航空運輸投資促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化持續(xù)的時間持續(xù)較長。在第4期和第5期達到峰值0.0172,表明航空運輸投資每增加1%,第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)比重上升0.0172%,這一時期,機場周邊服務業(yè)和高新技術產(chǎn)業(yè)的集聚已經(jīng)初步形成,勞動力從第一產(chǎn)業(yè)向第二、三產(chǎn)業(yè)轉移。從長期看,隨著“空港經(jīng)濟區(qū)”規(guī)模逐漸增大,持續(xù)吸引農(nóng)業(yè)人口的產(chǎn)業(yè)轉移,為“空港都市區(qū)”的形成創(chuàng)造條件。圖6顯示城市化水平對航空運輸投資沖擊的響應從當期開始逐期上升,上升速度隨著時期推移逐漸減小,說明機場周邊產(chǎn)業(yè)集聚直到“空港都市區(qū)”的形成是一個漫長的不斷積累的過程。一旦集聚形成,對城市化水平的促進作用會越來越大。反過來,各個效應作用于經(jīng)濟增長也具有時滯性,分別對LNGDP受到LNK、LNFDI、LNC、LNIE、LNIS、LNU的沖擊進行脈沖響應分析。結合上面的結果,得到相應達到峰值時的滯后期數(shù),如表4所示,這些效應滯后期數(shù)也存在明顯差異。(七)通過方差分解來估計出變量的時滯效應方差分解是測量航空運輸投資對經(jīng)濟增長影響渠道的動態(tài)性的另一個方法。通過方差分解,得到各期擾動項對變量方差的貢獻率,進而估計出該變量的時滯效應。本文得到如表5結果,可以看到,方差分析和脈沖響應分析計算出的峰值期數(shù)基本一致,進一步驗證了上述脈沖響應分析的結論。四、商業(yè)高速增長航空運輸建設所投入的資金作為投資本身,勢必直接推動經(jīng)濟增長。同時,由此引致的商業(yè)、旅游、金融等經(jīng)濟活動,也在一定程度上間接地加快經(jīng)濟增長。基于上述實證分析,航空運輸投資拉動經(jīng)濟增長的影響機制如圖7所示。(一)機場建設和配套設施的完善成為吸引fdi的重要因素航空運輸投資有利于資本存量的增加,從而促使資本積累。投資在彌補原有資本折舊的同時,也建造了新的固定資產(chǎn)。1985年,我國航空運輸投資(ATI)與GDP分別為6.86億元和9016億元,航空運輸投資占GDP的比重為0.076%,到1995年,這一比重上升到0.2%,2007年更是達到0.24%。逐年增長的航空運輸投資對資本積累的作用隨著時間顯增大趨勢。我國航空運輸資本存量占總資本存量的比重從1985年的0.17%增加到2007年的0.46%。機場建設和配套設施的完善對外商直接投資(FDI)的吸引力變得越來越大。外商直接投資廣泛地依賴于國際貿(mào)易,國際貿(mào)易又需要發(fā)達的國際物流網(wǎng)絡的支撐。航空運輸作為國際貿(mào)易運輸方式的主要手段之一,已成為吸引FDI的重要因素。首先,依據(jù)H.B.Chenery(1966)的“雙缺口理論”,外商直接投資的流入能促進國內(nèi)資本存量的增加。其次,外商直接投資也會帶動國內(nèi)相關企業(yè)的投資,進一步利于資本的積累。從脈沖響應函數(shù)分析看,FDI受到航空運輸投資沖擊的反應是最大的,第8期峰值時達到0.23,表明FDI與機場建設是聯(lián)系最緊密的。有效率地吸引FDI流入的關鍵手段之一是加強本地航空港的基礎設施。航空運輸投資帶來的機場基礎設施建設需要大量的勞動力和原材料的投入,是擴大國內(nèi)的消費需求的途徑之一。完善的航空交通網(wǎng)絡勢必吸引更多的國內(nèi)旅游和入境旅游,激增的游客能有力地拉動國內(nèi)消費需求。此外,機場周邊形成的餐飲、購物和住宿等商業(yè)活動在一定程度上也擴大了消費需求。完善的機場設施和航空網(wǎng)絡為進出口快速增長創(chuàng)造了條件。機場建設的發(fā)展不僅直接促進國內(nèi)企業(yè)進出口,而且FDI在國內(nèi)的企業(yè)自身的生產(chǎn)活動需要進口大量原料,加工后又大部分出口,另外,通過前后向關聯(lián),使得國內(nèi)企業(yè)的出口得到提高。目前,盡管海運還是進出口貿(mào)易的主要運輸方式,但是空運在我國進出口運輸結構中的地位不斷提高。1990年以來,國際航線的旅客周轉量和貨郵周轉量平均以5年翻一番的速度增長。2005年,空運占全部進出口運輸?shù)?8.4%,首次取代公路運輸成為第二大運輸方式(吳志惠,2005)。(二)航空樞紐的城市化效應傳統(tǒng)的經(jīng)濟增長指的是產(chǎn)量的增長,忽略了產(chǎn)業(yè)結構的重要性。如今,產(chǎn)業(yè)結構升級也成為經(jīng)濟增長的表現(xiàn)形式之一。從國內(nèi)外機場地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的現(xiàn)狀看,第三產(chǎn)業(yè)具有高度發(fā)達和發(fā)展迅速的特點。機場所具有的以服務為主導的特定功能,為第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提供了無可比擬的優(yōu)越條件,可形成倉儲運輸、商飲服務、信息通訊、房地產(chǎn)等相關配套的第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟圈(劉永發(fā),2001)。航空運輸投資優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構的途徑主要有:首先基礎設施建設、工業(yè)用地和商業(yè)用地需要改造大量農(nóng)田,使一批從事第一產(chǎn)業(yè)的農(nóng)業(yè)人口向第二、三產(chǎn)業(yè)轉移;其次機場周邊形成的服務業(yè)集聚和高新技術產(chǎn)業(yè)集聚吸引勞動力從事第二、三產(chǎn)業(yè),使得第二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)占總從業(yè)人數(shù)的比重上升;第三是機場基礎建設帶來的經(jīng)濟發(fā)展提高居民收入水平,促使居民消費結構發(fā)生變化,食品消費比重下降,對工業(yè)品和服務的需求加大。更多的工業(yè)和服務業(yè)企業(yè)的出現(xiàn),使產(chǎn)業(yè)結構得到優(yōu)化。城市化水平體現(xiàn)著一國經(jīng)濟發(fā)展水平。以航空時代標志的第五次浪潮促進都市區(qū)進一步向大型化發(fā)展。一些學者在此基礎上提出了“空港經(jīng)濟區(qū)”和“空港都市區(qū)”的概念(JohnD,1998;王旭,2005等)?！翱崭劢?jīng)濟區(qū)”的產(chǎn)生就是依托大型樞紐機場的綜合優(yōu)勢,在周邊發(fā)展具有明顯的航空樞紐指向性的產(chǎn)業(yè),通過產(chǎn)業(yè)集群形成航空經(jīng)濟區(qū)。完備的機場設施、發(fā)達的航空線路及其帶來的大量客流和貨流是機場周邊形成“空港經(jīng)濟區(qū)”的必要條件。航空運輸投資的城市化效應主要表現(xiàn)在“空港都市區(qū)”的形成?！翱崭鄱际袇^(qū)”是“空港經(jīng)濟區(qū)”經(jīng)過一段時間的發(fā)展,在機場及周邊區(qū)域形成娛樂、工業(yè)、辦公、購物等配套齊全的工商業(yè)集聚,進而引發(fā)人口在此集中,使得這一區(qū)域具有相對完善的城市功能,形成機場的城市。近年來,我國大力發(fā)展和規(guī)劃“空港都市區(qū)”,城市向機場方向發(fā)展的趨勢明顯。北京、上海、廣州三大門戶機場已經(jīng)具備了發(fā)展成衛(wèi)星城市的條件。(三)航空貨運業(yè)的持續(xù)發(fā)展從注重勞動的增長到關注引導經(jīng)濟增長綜合脈沖響應函數(shù)分析和方差分解的結果,對于航空運輸?shù)耐顿Y影響,資本積累、最終消費和進出口的時滯期較短,為2至3年;而外商直接投資、產(chǎn)業(yè)結構和城市化水平的時滯期相對較長,達到峰值期數(shù)都超過了5年。投資、消費和進出口作為推動經(jīng)濟增長的“三駕馬車”,是經(jīng)濟增長的源泉。航空運輸投資能在短期內(nèi)有效地促進三者增長,所以說在空港或者相關設施建設初期,拉動當?shù)亟?jīng)濟的動力主要是其直接效應所致,表現(xiàn)在航空運輸投資的資本屬性上。之后的時期中,間接效應占主導地位,并且長期保持正的影響。尤其是城市化水平,受到航空運輸投資的影響逐年增強,雖然促進幅度有所放緩,但是始終保持在一個較高的正的水平上。五、政策建議:基于航空投