鐵路運輸業(yè)對經(jīng)濟發(fā)展影響的宏觀分析

【摘要】首先通過理論分析確立鐵路運輸業(yè)的發(fā)展與經(jīng)濟發(fā)展之間存在相關性，然后依據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》和《鐵道統(tǒng)計公報》的相關數(shù)據(jù)提出影響經(jīng)濟發(fā)展的鐵路運輸業(yè)的發(fā)展指標，然后從計量經(jīng)濟學的角度出發(fā)利用Eviews軟件進行OLS回歸分析，剔除導致多重共線現(xiàn)象的鐵路運輸業(yè)發(fā)展指標，之后通過異方差檢驗和自相關檢驗得出經(jīng)濟發(fā)展與相應鐵路運輸業(yè)指標的模型方程，并據(jù)此提出鐵路運輸業(yè)的提升路徑以促進經(jīng)濟增長。

【關鍵詞】鐵路運輸業(yè) OLS回歸分析 異方差檢驗 經(jīng)濟發(fā)展

一、引言

我國的國土面積廣闊，資源分布以及區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展極為不平衡，特別是在我國邊疆地帶聚居著眾多少數(shù)民族；而鐵路運輸因具備運距長，規(guī)模集約、連續(xù)性強的特點，可以有效的聯(lián)接全國各地并能對國民經(jīng)濟有著明顯的聯(lián)動作用，削弱因空間阻隔和地域差異帶來的國民經(jīng)濟發(fā)展不均衡問題。此外，鐵路運輸業(yè)作為我國綜合運輸網(wǎng)絡中的骨干，是改善我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡的重要手段，更是改變我國資源分布及工業(yè)布局非均衡的大動脈，對其他運輸方式也有著很大的影響。

目前，我國鐵路運輸業(yè)正處于發(fā)展的黃金機遇期，本文通過Eviews軟件定量地分析我國的鐵路運輸業(yè)對經(jīng)濟發(fā)展的影響，為相關政府部門在鐵路規(guī)劃、鐵路網(wǎng)絡布局建設提供政策上的指導，從而更好地發(fā)揮鐵路基礎設施建設的重大作用。

二、我國鐵路運輸業(yè)和經(jīng)濟發(fā)展的關聯(lián)分析

關于鐵路運輸業(yè)對經(jīng)濟發(fā)展的影響，國內(nèi)外學者均有過深入的理論與實踐研究。19世紀上半葉德國經(jīng)濟學家弗里德里希·李斯特在《政治經(jīng)濟學的國民經(jīng)濟體系》一書中就曾提出“交通運輸?shù)难芯靠梢杂辛ν七M國民生產(chǎn)力的論點”；20世紀80年代時期，美國運輸經(jīng)濟學家羅依桑普森在《運輸經(jīng)濟一實踐、理論與政策》一文中提出“按照區(qū)域發(fā)展生命周期，將區(qū)域工業(yè)化過程劃分為四個階段，并針對不同階段區(qū)域生產(chǎn)活動的經(jīng)濟特征，提出了運輸影響區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的假說，分析了不同階段的運輸特性及運價政策的區(qū)域經(jīng)濟影響。”但是隨著研究的深入，關于經(jīng)濟發(fā)展與交通運輸業(yè)之間的關系方面的研究已經(jīng)突破定性探討，呈現(xiàn)出定量化研究的導向。Ozmen Ertekin，Dilruba、Huang，Guoxiong、Van de Vooren、Chia-Hsing[10]分別從不同方面經(jīng)濟發(fā)展之間的關系進行了定量化的分析。

近年來，隨著我國經(jīng)濟的不斷發(fā)展和綜合國力的不斷增強，我國交通運輸也取得了長足的發(fā)展，在交通運輸領域尤其是鐵路運輸方面得到了眾多專家、學者和相關政府部門的關注，并涌現(xiàn)出一批有代表性的研究成果。張風波（1987）、王際祥（1996）和楊浩（1995）分別運用經(jīng)濟計量分析方法對國民經(jīng)濟和運輸統(tǒng)計資料進行分析，進一步研究了運輸業(yè)與國民經(jīng)濟之間的聯(lián)系以及探索運輸預測方面的相關理論與實際應用。張偉（2004）提出了“交通運輸業(yè)與國民經(jīng)濟互動關系的理論架構，并在此基礎上利用計量經(jīng)濟學和灰色關聯(lián)度方法建立了需求和供給理論模型”。武旭，胡思繼（2005）對鐵路運輸與社會經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展評價問題進行進一步探索，通過數(shù)據(jù)包絡分析方法（DEA）分析兩者之間的關系，對于如何合理選擇決策單元及DEA模型這一問題也進行了深入研究，并提出了鐵路運輸與社會經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的一系列測度公式，以及有效性指數(shù)和狀態(tài)協(xié)調(diào)度等概念。

綜上所述，從系統(tǒng)性和整體性角度可知：鐵路運輸業(yè)的發(fā)展可以有效促進國民經(jīng)濟的發(fā)展，但相關的系統(tǒng)分析及評價，仍是一個有待于深入研究的領域。

三、我國經(jīng)濟發(fā)展水平和鐵路運輸業(yè)的發(fā)展趨勢分析

（一）經(jīng)濟發(fā)展水平趨勢分析

根據(jù)1984～2013年30年的《中國統(tǒng)計年鑒》的數(shù)據(jù)，整理國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的增長情況以及國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)變動圖，如圖1、圖2所示。自1984年開始，我國經(jīng)濟總體一直處于增長趨勢，并于2002年至今，經(jīng)濟總量呈現(xiàn)爆發(fā)式增長。在經(jīng)濟發(fā)展速度上，我國經(jīng)濟自1984年至1990年期間增長速度較緩，增長率呈現(xiàn)明顯的下挫趨勢；自1991年經(jīng)濟增長率提升至14%，但隨后的10年間，經(jīng)濟增長率仍處于緩慢下降趨勢，但年增長率仍未知在8%以上；2001年開始我國迎來了大發(fā)展的十年，經(jīng)濟總量迅速提升，經(jīng)濟發(fā)展速度也基本維持在10%以上。

（二）鐵路運輸業(yè)發(fā)展趨勢分析

根據(jù)中國鐵路總公司及鐵道統(tǒng)計公告對全國鐵路主要指標的考核，全國鐵路運輸能力主要包含：鐵路客運量、鐵路旅客周轉(zhuǎn)量、固定資產(chǎn)投資額、鐵路貨運量、鐵路貨物周轉(zhuǎn)量5項指標。因此本文將上述5個指標作為考核鐵路運輸業(yè)發(fā)展的參考，圖3至圖7為相關指標與國內(nèi)生產(chǎn)總值的趨勢對比。

由上述趨勢比對可以得出：這六個指標在1984年至2013年30年間國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長趨勢基本保持一致，但固定資產(chǎn)投資額的增長趨勢過去一直處于比較平穩(wěn)的狀態(tài)，但在04年開始出現(xiàn)激增狀況，主要原因是高鐵時代的巨額投資帶動所致，最近4年出現(xiàn)的投資額變動同樣是由于高鐵建設投資的收縮所致。

四、我國經(jīng)濟發(fā)展水平和鐵路運輸業(yè)的發(fā)展趨勢分析

（一）多重共線性檢驗與修正

因為反映交通運輸?shù)母黜椫笜伺c國內(nèi)生產(chǎn)總值有著長期穩(wěn)定的相互作用，并且能夠直接影響國能生產(chǎn)總值。為全面反映鐵路運輸業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟建設的影響，因此，選擇“國內(nèi)生產(chǎn)總值”作為被解釋變量為y；令解釋變量“鐵路客運量”為x1；“鐵路旅客周轉(zhuǎn)量”為x2；“鐵路貨運量”為x3；”“鐵路貨物周轉(zhuǎn)量”為x4；；“固定資產(chǎn)投資額”為x5，根據(jù)從國家統(tǒng)計年鑒中收集到的數(shù)據(jù)，建立與之相關的線性回歸模型為：y=a+b*x1+c*x2+d*x3+e*x4+f*x5。

利用Eviews軟件進行回歸估計，結(jié)果見表1：

根據(jù)表2可得數(shù)據(jù)：R-squared=0.994462；Adjusted R- squared=0.992331；F=466.8415；T=（-4.850397）（3.224112）（0.205770） （2.505056）（-2.361077）（0.927874）。

由上述回歸數(shù)據(jù)可見，該模型可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗值466.8415明顯顯著，參數(shù)t檢驗結(jié)果不顯著，由此可知，可能存在嚴重的多重共線性。因此，如果要得出合理切合實際的模型，就需要進一步驗證是否真的發(fā)生多重共線，如果確實存在多重共線性，就需要對模型進行修正，以降低多重共線性。下面分別做y對x1，x2，x3，x4，x5的一元回歸，結(jié)果見表2。

其中，加入x2的方程Adjusted R-squared最大，以x2為基礎，依次加入其他變量逐步進行回歸，結(jié)果見表3。

比較得知，加入x1的方程Adjusted R-squared為0.982901，改進最大，且各個參數(shù)的T檢驗顯著，選擇保留x1再加入其他新變量逐步回歸，結(jié)果如表4。

在x1 x2基礎上加入x5后的方程Adjusted R-squared顯著增大，且當可決系數(shù)α=0.1的時候，tα/2（n-m-1）=t0.05（15）=1.753，各個參數(shù)的t檢驗都顯著。而當加入x3或x4時，各參數(shù)t檢驗均不顯著，說明引起多重共線性，所以應將參數(shù)x3和x4剔除，修正后的多重共線性影響的回歸結(jié)果如表5所示。

（二）異方差檢驗與修正

采用懷特檢驗的估計結(jié)果如表6。

由表7可知，對回歸結(jié)果做懷特檢驗得到nR2=9.43274，并且在α=0.05的置信水平下，？2分布的臨界值？20.05（5）=11.07。因為nR2<？20.05（5）=11.07，表明模型的線性關系在95%的置信水平下顯著成立，因此，方程不存在異方差性。

（三）自相關檢驗與修正

對樣本量n=19，顯著性水平為0.05時，查得dl=0.97，du=1.68。而模型中DW=1.791264，所以du

綜上所述，模型方程式為：y=-279417.2+2.629486*x1+ 25.85680*x2+3.0310877*x5，說明在其他條件不變的情況下，當鐵路客運量增加1萬人、鐵路旅客周轉(zhuǎn)量增加1億人公里、固定資產(chǎn)投資額增加1億元，分別增加2.629486億元，25.85680億元和3.0310877元。

五、結(jié)論及政策建議

我國經(jīng)濟發(fā)展水平與鐵路客運量、鐵路旅客周轉(zhuǎn)量和固定資產(chǎn)投資額三個指標有著明顯的相關性。因此，政府在進行經(jīng)濟發(fā)展，平衡區(qū)域差距時，更應從客運鐵路的角度出發(fā)，增加投資金額往往對經(jīng)濟發(fā)展的整體性和系統(tǒng)性有著更加強烈的推動作用。就目前而言，在國家大政方針下積極穩(wěn)妥的推進高速鐵路的建設對帶動整體經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和區(qū)域經(jīng)濟協(xié)同仍起著極為重要的作用，是有利于經(jīng)濟良性化發(fā)展和服務社會化的效益。

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作者簡介：昌萌萌（1989-），女，漢族，山東濟南人，首都經(jīng)濟貿(mào)易大學，碩士研究生，研究方向：企業(yè)信息化管理。