湖南省交通運(yùn)輸業(yè)發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟(jì)的影響效果
——基于主成分分析

(中國政法大學(xué) 北京 100089)

一、選題背景與意義

交通運(yùn)輸業(yè)是經(jīng)濟(jì)建設(shè)的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)與先行產(chǎn)業(yè)，指的是貨物運(yùn)送和旅客運(yùn)輸?shù)纳鐣a(chǎn)部門，它覆蓋了公路、鐵路、航運(yùn)、水運(yùn)這四個運(yùn)輸部門，對推動我國國民經(jīng)濟(jì)和現(xiàn)代物流的發(fā)展發(fā)揮了巨大的作用，因?yàn)槠湄灤┝藦纳a(chǎn)到消費(fèi)的各個環(huán)節(jié)，具有承上啟下的紐帶作用，從而保證了整個經(jīng)濟(jì)體正常平穩(wěn)地運(yùn)行。因此，交通運(yùn)輸業(yè)是影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的重要因素之一。

十三五規(guī)劃綱要特別強(qiáng)調(diào)，要建立覆蓋廣泛、功能完善、運(yùn)行高效的交通運(yùn)輸體系，湖南省地處長江中游，東西與江西、貴州相連，南北與廣東、湖北毗鄰，河網(wǎng)密布，水運(yùn)發(fā)達(dá)，地理位置優(yōu)越，但其交通運(yùn)輸業(yè)整體產(chǎn)業(yè)布局存在些許不足，仍有較大的發(fā)展空間，因此要充分發(fā)揮其地理優(yōu)勢，大力推動交通運(yùn)輸體系的構(gòu)建，從而更好地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)快速持續(xù)發(fā)展。

二、研究思路與方法

本文主要從時間序列數(shù)據(jù)分析角度出發(fā)，探究湖南省交通運(yùn)輸業(yè)發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟(jì)的影響效果，采用相關(guān)指標(biāo)共計9個，分別為“地區(qū)生產(chǎn)總值”、“鐵路營業(yè)里程”、“公路里程”、“旅客運(yùn)量”、“旅客周轉(zhuǎn)量”、“貨物運(yùn)量”、“貨物周轉(zhuǎn)量”、“內(nèi)河航道”、“民用汽車周轉(zhuǎn)量”，時間跨度為1990年至2017年，所有數(shù)據(jù)均來自于湖南省統(tǒng)計局，使用SPSS軟件進(jìn)行主成分分析并構(gòu)建多元回歸分析模型，探究并分析相關(guān)交通變量與區(qū)域經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系，根據(jù)SPSS運(yùn)行結(jié)果進(jìn)行總結(jié)并提出自己的建議。

(一)主成分分析與因子分析

按照步驟運(yùn)行SPSS進(jìn)行主成分分析，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，KMO=0.827>0.6，說明該組數(shù)據(jù)適合做主成分分析，且Bartlett檢驗(yàn)結(jié)果的sig值幾乎為0，這說明可以拒絕原假設(shè)，變量之間存在相關(guān)關(guān)系，可進(jìn)一步進(jìn)行主成分分析。

由于本文相關(guān)變量較多，可能會引起較強(qiáng)的多重共線性，主成分分析法能夠?qū)⒍鄠€變量縮減為幾個相互獨(dú)立的變量，避免了多重共線性問題，同時最大程度地保證了數(shù)據(jù)的有效性。在主成分分析結(jié)果中，“總計”部分為各因子對應(yīng)的特征根，“方差百分比”是各因子的方差貢獻(xiàn)率，“累計%”顯示的是累積方差貢獻(xiàn)率。從解釋的總方差來看，可以提取出一個出成分，該主成分的累積比率達(dá)到89.574，能夠解釋絕大部分原始數(shù)據(jù)，說明對原始數(shù)據(jù)的提取效果較理想。

從旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣可以看出，該主成分對鐵路營業(yè)里程(X1)、公路里程(X2)、旅客周轉(zhuǎn)量(X4)、貨物運(yùn)量(X5)、貨物周轉(zhuǎn)量(X6)有較高載荷，說明第一出成分對這些指標(biāo)的解釋更加充分些。

(二)多元線性回歸模型的構(gòu)建及結(jié)果分析

基于多元線性回歸模型，以湖南省GDP作為因變量Y,以鐵路營業(yè)里程(X1)、公路里程(X2)、旅客周轉(zhuǎn)量(X4)、貨物運(yùn)量(X5)、貨物周轉(zhuǎn)量(X6)作為自變量，按照步驟運(yùn)行SPSS,具體回歸結(jié)果表示：該模型的復(fù)相關(guān)系數(shù)R為0.995，決定系數(shù)R方為0.989，調(diào)整后的R方為0.987，說明98.4%的原始數(shù)據(jù)能夠被這個模型所解釋，樣本擬合較好。不足的是，該模型估計值的標(biāo)準(zhǔn)誤為798.79683，數(shù)值較大，這可能是由于樣本容量較小所導(dǎo)致的。

回歸結(jié)果顯示，殘差平方和遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于回歸平方和，這邊說明了總計平方和中的大部分是由該模型所解釋的，擬合效果較好。F統(tǒng)計量的sig值小于0.05，接近于0，說明多元線性回歸模型建立有效。

多元線性回歸模型結(jié)果表明，鐵路營業(yè)里程對區(qū)域GDP的解釋力度最大，該變量的t統(tǒng)計量為3.261，這說明了鐵路營業(yè)里程的增加對區(qū)域GDP的拉動作用最大；其次是貨物運(yùn)量，該變量的t統(tǒng)計量為2.679，貨物運(yùn)量與區(qū)域GDP間存在正相關(guān)關(guān)系。

綜上，得到湖南省GDP與鐵路營業(yè)里程、公路里程、旅客周轉(zhuǎn)量、貨物運(yùn)量、貨物周轉(zhuǎn)量之間的線性回歸模型如下式：

鐵路營業(yè)里程、公路里程、貨物運(yùn)量與區(qū)域GDP之間存在正相關(guān)關(guān)系，鐵路營業(yè)里程每增加一公里便會引起3.213元的區(qū)域GDP的增加，貨物運(yùn)量每增加一萬噸，就可以帶來0.192元的區(qū)域GDP的增加。

三、結(jié)論與討論

(一)對模型的分析結(jié)論

從主成分分析結(jié)果來看，SPSS運(yùn)行結(jié)果表明KMO=0.827>0.6，說明此模型可用，該組數(shù)據(jù)適合做主成分分析，且Bartlett檢驗(yàn)結(jié)果的sig值幾乎為0，這說明可以拒絕原假設(shè)，交通運(yùn)輸這8個自變量與區(qū)域GDP之間存在相關(guān)關(guān)系。通過主成分分析，該主成分對鐵路營業(yè)里程(X1)、公路里程(X2)、旅客周轉(zhuǎn)量(X4)、貨物運(yùn)量(X5)、貨物周轉(zhuǎn)量(X6)有較高載荷，說明第一出成分對這些指標(biāo)的解釋更加充分些。

在多元線性回歸分析中，以GDP作為因變量，鐵路營業(yè)里程(X1)、公路里程(X2)、旅客周轉(zhuǎn)量(X4)、貨物運(yùn)量(X5)、貨物周轉(zhuǎn)量(X6)作為自變量進(jìn)行線性回歸，結(jié)果顯示擬合效果較好，其中鐵路營業(yè)里程以及貨物運(yùn)量對湖南省GDP的拉動作用最為明顯。

(二)交通運(yùn)輸業(yè)發(fā)展的可選路徑

湖南省與江西、貴州東西相連，與廣東、湖北南北毗鄰，公路鐵路交通網(wǎng)絡(luò)分布密集且廣泛，河網(wǎng)密布水運(yùn)發(fā)達(dá)，交通運(yùn)輸業(yè)有其得天獨(dú)厚的條件，通過主成分分析與多元回歸線性分析，結(jié)果顯示鐵路營業(yè)里程以及貨物運(yùn)量與區(qū)域GDP具有較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系，對GDP的拉動作用較為明顯，表明湖南省的經(jīng)濟(jì)建設(shè)與交通運(yùn)輸業(yè)的發(fā)展密不可分。雖然先天地理位置優(yōu)越，但湖南省綜合交通運(yùn)輸體系仍存在一些不足，具體表現(xiàn)在：雖然河網(wǎng)密布水運(yùn)資源豐富，但相關(guān)基礎(chǔ)裝備滯后，水運(yùn)能力與公路、鐵路等相比差強(qiáng)人意并不發(fā)達(dá)；其次，公路、鐵路等不同的運(yùn)輸部門缺乏統(tǒng)一規(guī)劃，因?yàn)樗鼈兏髯月爮暮头?wù)于不同的上級部門，彼此之間缺乏協(xié)調(diào)和銜接，導(dǎo)致其效益大打折扣。鑒于此，提出建議如下：加大力度推進(jìn)湖南省交通運(yùn)輸業(yè)的改革與發(fā)展，尤其水運(yùn)發(fā)展，改善落后陳舊的水運(yùn)基礎(chǔ)裝備，促使硬件設(shè)施與水運(yùn)條件相輔相成。此外建立統(tǒng)一完備的交通運(yùn)輸網(wǎng)絡(luò)體系，改善銜接滯后無效的情況，充分發(fā)揮交通運(yùn)輸業(yè)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動作用。