山東省公路運輸與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系研究

王惠　趙洪進(jìn)

摘 要：以1978～2014年為樣本區(qū)間，采用時間序列等方法對山東省公路運輸與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系進(jìn)行研究。通過對山東省GDP與公路運輸各指標(biāo)分別進(jìn)行協(xié)整檢驗及格蘭杰因果檢驗得出，除汽車保有量外，其他指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展間存在長期均衡關(guān)系。此外各指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展間均存在格蘭杰因果關(guān)系；通過公路運輸各指標(biāo)整體與山東省GDP建立VEC模型并進(jìn)行協(xié)整檢驗發(fā)現(xiàn)，公路運輸與經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在唯一的均衡關(guān)系。

關(guān)鍵詞：公路運輸；協(xié)整關(guān)系；格蘭杰檢驗；經(jīng)濟(jì)發(fā)展

中圖分類號：F506 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

Abstract： In this paper， selected Shandong province as an example， and will a sample of 1978～2014 range， by adopted the method of time series to study the relationship between highway transportation and economic development in Shandong province. Analysised the Shandong province GDP and highway transportation each index respectively by co-integration test and granger causality test between the two variables， come to the conclusion， that in addition to car ownership， other indicators and there is a long-term equilibrium relationship between economic development， and there are granger causality between each index and economic development relationship； by created the VEC model and co-integration test between road transport the whole index and GDP of Shandong province， there is a unique equilibrium relationship of highway transportation and economic development.

Key words： highway transportation； co-integration relationship； Granger causality test； economic development

0 引 言

交通運輸業(yè)是國家基礎(chǔ)設(shè)施，與一國的國民經(jīng)濟(jì)密不可分。公路運輸在交通運輸系統(tǒng)中占較大比例，對經(jīng)濟(jì)發(fā)展自然具有深遠(yuǎn)影響。因具有高適應(yīng)能力并可實現(xiàn)“門對門”直接運輸?shù)绕渌\輸方式不具有的自然優(yōu)勢，公路運輸是中短途運輸?shù)闹匾獏⑴c者。陳常禮（2015）認(rèn)為市場經(jīng)濟(jì)下，公路貨運、客運情況改善均能促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)運行情況的改善[1]。當(dāng)前，各國紛紛認(rèn)識到公路運輸在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的促進(jìn)作用，重視公路運輸業(yè)發(fā)展，先后建立起適應(yīng)當(dāng)?shù)匦枨蟮墓愤\輸系統(tǒng)。

王瑞（2013）認(rèn)為我國可通過加強(qiáng)公路運輸建設(shè)方面工作，實現(xiàn)社會整體經(jīng)濟(jì)全面提升[2]。數(shù)據(jù)顯示，西方發(fā)達(dá)國家公路運輸總里程在各類運輸總和中占比超過60%，而我國占比僅為一半不到。近年政府加大公路運輸投入，公路運輸對我國國民經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)日益突出。

山東省是我國經(jīng)濟(jì)大省，省內(nèi)城市多以陸地交通為主。2015年省內(nèi)生產(chǎn)總值63 002.3億元，增長近8成。同時山東省公路運輸也有較快發(fā)展。山東省公路運輸與生產(chǎn)總值都呈逐年遞增趨勢。

1 理論分析與假設(shè)

1.1 假設(shè)一的提出

客/貨運量、客/貨運周轉(zhuǎn)量、公路通車總里程、汽車保有量、公路設(shè)施投資等分別從不同方面反映公路運輸水平。觀察山東省歷年數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，山東省經(jīng)濟(jì)總量增長，公路運輸各影響因素相應(yīng)增加。隨著經(jīng)濟(jì)水平的提高，居民消費能力隨之增強(qiáng)，這必然帶動旅游、餐飲等行業(yè)發(fā)展，居民出行欲望增加，對公路運輸需求隨之上升。隨著山東省經(jīng)濟(jì)總量的增加，山東省公路客/貨運周轉(zhuǎn)量、通車?yán)锍痰纫仓鹉暝黾?；公路運輸相關(guān)指標(biāo)變動一定程度上反映出山東省經(jīng)濟(jì)水平的波動。段新等（2011）構(gòu)建起關(guān)于公路運輸效率的評價模型。肯定了公路運輸效率在衡量地區(qū)發(fā)展情況時的重要性[3]。姜力（2013）通過協(xié)整檢驗等分析，指出浙江的交通運輸與全省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的均衡關(guān)系及格蘭杰關(guān)系[4]。

2 研究設(shè)計

2.1 變量選取

文章以1978～2014年為樣本區(qū)間，選取山東省公路客運周轉(zhuǎn)量、貨運周轉(zhuǎn)量、公路里程及汽車保有量等四項指標(biāo)，代表公路運輸情況；選擇山東省國民生產(chǎn)總值反映山東省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

2.2 數(shù)據(jù)處理

文章對各變量修勻以得到各研究變量時間序列的長期趨勢；建模時采用取對數(shù)法，避免異方差影響。

3 實證分析

利用E-G兩步法，對公路運輸各變量與山東省GDP進(jìn)行協(xié)整分析，以探討公路運輸各變量與山東省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平間是否存在兩兩長期均衡關(guān)系；其次，對各核心變量與被解釋變量依次進(jìn)行格蘭杰因果檢驗，以分析公路運輸各變量與山東省GDP是否存在因果關(guān)系；最后，構(gòu)建VEC模型分析公路運輸各變量與山東省GDP間長期動態(tài)關(guān)系。分析結(jié)果均來自軟件stata12.0。

3.1 公路運輸各變量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實證分析

（1）平穩(wěn)性檢驗。對山東省公路運輸各變量及山東省GDP進(jìn)行ADF單位根檢驗，可知各原始變量非平穩(wěn)，對各序列取一階差分后，LGDP、Lpkm、Ltkm、Lrk、Lcar都是一階單整序列，滿足協(xié)整分析條件。

（2）兩變量間協(xié)整檢驗。利用E-G法對LGDP分別與Lpkm、Ltkm、Lrk及Lcar進(jìn)行協(xié)整檢驗。5%顯著性水平下，結(jié)果如表1。

可見，各回歸方程中R^2及調(diào)整后R^2數(shù)值比較理想，同時F值通過檢驗，模型整體擬合程度較好；各核心變量t值均通過了顯著性檢驗，即其他變量不變時，回歸方程設(shè)計較合理。為驗證各方程是否為LGDP與Lpkm、Ltkm、Lrk、Lcar間的長期均衡方程，文章對回歸方程殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。

結(jié)果顯示，5%的顯著性水平下，變量Lpkm、Ltkm、Lrk對應(yīng)殘差序列ADF觀測值均小于臨界值，一階回歸殘差序列通過單位根檢驗；同時Lcar對應(yīng)殘差序列ADF值大于5%臨界值，殘差序列不平穩(wěn)?？傻茫琇pkm、Ltkm、Lrk分別與LGDP存在唯一的長期均衡關(guān)系，Lcar與LGDP不存在長期均衡關(guān)系。

綜述，客運周轉(zhuǎn)量、貨運周轉(zhuǎn)量、公路里程與山東省生產(chǎn)總值間存在長期均衡關(guān)系。表2的回歸1～3結(jié)果合理。其中，1978～2014年間客運周轉(zhuǎn)量每增加1個百分點，山東省生產(chǎn)總值平均增加1.719個百分點；貨運周轉(zhuǎn)量每增加1個百分點，山東省生產(chǎn)總值平均增加1.213個百分點；公路里程每增加1個百分點，山東省生產(chǎn)總值平均增加2.592個百分點。由于Lcar與LGDP間不存在協(xié)整關(guān)系，故雖然短期內(nèi)Lcar的變動可促進(jìn)LGDP同向變動，但沖擊長期內(nèi)趨于平穩(wěn)。

（3）格蘭杰因果檢驗。文章對公路運輸各指標(biāo)依次與LGDP進(jìn)行滯后四期的格蘭杰因果檢驗，以驗證彼此間因果關(guān)系。

結(jié)果顯示，5%顯著性水平下，LGDP為Lpkm的格蘭杰原因，Lpkm也是LGDP的格蘭杰原因；LGDP為Ltkm的格蘭杰原因，Ltkm也是LGDP的格蘭杰原因；LGDP為Lcar的格蘭杰原因，Lcar也是LGDP的格蘭杰原因；但Lrk與LGDP不存在雙向格蘭杰因果關(guān)系，結(jié)果顯示滯后四期內(nèi)關(guān)于Lrk與LGDP間不能拒絕Lrk不是LGDP格蘭杰原因的原假設(shè)，兩者不存在雙向因果關(guān)系。

綜述，除汽車保有量外，其他公路指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平間存在長期均衡關(guān)系；此外，公路運輸各指標(biāo)與GDP間存在格蘭杰因果關(guān)系，但并不都是雙向的。

3.2 公路運輸整體與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實證分析

文章將公路運輸各指標(biāo)同時加入模型中，此處將汽車保有量剔除，對剩余指標(biāo)與山東省GDP的長期關(guān)系進(jìn)行分析。依據(jù)Johansen極大似然法考察LGDP、Lpkm、Ltkm、Lrk等變量間協(xié)整關(guān)系。

（1）滯后階數(shù)的選擇

文章建立各變量間VAR模型對最佳滯后階數(shù)進(jìn)行判斷。通過多種信息準(zhǔn)則分析得最佳滯后階數(shù)可選擇為2。

（2）協(xié)整檢驗

無論采用特征值軌跡檢驗還是最大特征值檢驗都表明4個變量間存在且僅存在唯一協(xié)整關(guān)系。對模型標(biāo)準(zhǔn)化處理，結(jié)果如表2。

10%顯著性水平下，標(biāo)準(zhǔn)化后協(xié)整方程中各回歸系數(shù)均通過顯著性檢驗，即模型合理。但Lrk符號與建模時設(shè)定相反，即Lrk對LGDP的長期影響關(guān)系負(fù)相關(guān)，說明之前理論模型存在設(shè)定誤差，不能準(zhǔn)確反映變量間長期均衡關(guān)系。

各變量長期內(nèi)可變，公路客運周轉(zhuǎn)量每增長1個百分點平均導(dǎo)致GDP增長0.719個點；貨運周轉(zhuǎn)量每增長1個百分點使GDP平均增長1.241個點，增幅超過貨運周轉(zhuǎn)量自身增長；通車總里程每增長1個百分點使GDP平均降低0.809個點。

4 結(jié) 論

（1）短期內(nèi)公路運輸各變量對GDP均具有促進(jìn)作用。其中公路通車?yán)锍虒DP的推動作用最大，這是由于短期內(nèi)由于政府在公路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面投資，帶動了采礦及加工制造業(yè)等的發(fā)展，進(jìn)而帶動國民經(jīng)濟(jì)增長；貨運周轉(zhuǎn)量對GDP貢獻(xiàn)最小，公路一般適用于中短途運輸，因高成本、高風(fēng)險等，造成公路貨運周轉(zhuǎn)量對GDP的推動作用相對較弱。

（2）客/貨運周轉(zhuǎn)量、通車?yán)锍膛cGDP均存在長期均衡關(guān)系，加大公路運輸建設(shè)能帶動GDP長期增長。但汽車保有量與GDP不存在長期關(guān)系，這可能由于汽車保有量對經(jīng)濟(jì)增長的作用應(yīng)從制造業(yè)等方面反映。

（3）公路運輸各指標(biāo)與GDP存在唯一均衡關(guān)系。但通車?yán)锍虒DP起到的是抑制作用。通車總里程一般反映政府在公路設(shè)施方面的支出。政府加大投入，短期內(nèi)刺激經(jīng)濟(jì)增長，但長期而言，可能出現(xiàn)資源浪費等現(xiàn)象，同時政府在其他方面支出隨之減少，對GDP整體而言，消費投資刺激不足，經(jīng)濟(jì)增長隨之下降。

參考文獻(xiàn)：

[1] 陳常禮. 探討市場經(jīng)濟(jì)體制下的公路運輸經(jīng)濟(jì)管理[J]. 企業(yè)改革與管理，2015（2）：30.

[2] 王瑞. 分析如何促進(jìn)公路運輸經(jīng)濟(jì)的發(fā)展[J]. 現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)信息，2013（22）：372.

[3] 段新，岑晏青，路敖青. 基于DEA模型的31省份公路運輸效率分析[J]. 交通運輸系統(tǒng)工程與信息，2011（6）：25-29.

[4] 姜力，李春琴. 浙江省交通運輸發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的均衡關(guān)系分析[J]. 交通科技與經(jīng)濟(jì)，2013（1）：125-128.

[5] Owen D， Hogarth T， Green. A. E. Skills， transport and economic development： evidence from a rural area in England[J]. Journal of Transport Geography， 2012（21）：80-92.

[6] 尼瑪羅布. 公路交通運輸對西藏經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的路徑分析[J]. 公路交通科技（應(yīng)用技術(shù)版），2011（12）：42-46.

[7] 徐智鵬. 中國基礎(chǔ)設(shè)施投資的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)研究[J]. 統(tǒng)計與決策，2013（21）：123-126.