鐵路運輸業對經濟發展影響的宏觀分析

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

【關鍵詞】鐵路運輸業 OLS回歸分析 異方差檢驗 經濟發展

一、引言

我國的國土面積廣闊，資源分布以及區域經濟發展極為不平衡，特別是在我國邊疆地帶聚居著眾多少數民族；而鐵路運輸因具備運距長，規模集約、連續性強的特點，可以有效的聯接全國各地并能對國民經濟有著明顯的聯動作用，削弱因空間阻隔和地域差異帶來的國民經濟發展不均衡問題。此外，鐵路運輸業作為我國綜合運輸網絡中的骨干，是改善我國區域經濟發展不平衡的重要手段，更是改變我國資源分布及工業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，我國鐵路運輸業正處于發展的黃金機遇期，本文通過Eviews軟件定量地分析我國的鐵路運輸業對經濟發展的影響，為相關政府部門在鐵路規劃、鐵路網絡布局建設提供政策上的指導，從而更好地發揮鐵路基礎設施建設的重大作用。

二、我國鐵路運輸業和經濟發展的關聯分析

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

近年來，隨著我國經濟的不斷發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）分別運用經濟計量分析方法對國民經濟和運輸統計資料進行分析，進一步研究了運輸業與國民經濟之間的聯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“交通運輸業與國民經濟互動關系的理論架構，并在此基礎上利用計量經濟學和灰色關聯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濟協調發展評價問題進行進一步探索，通過數據包絡分析方法（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濟協調發展的一系列測度公式，以及有效性指數和狀態協調度等概念。

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

三、我國經濟發展水平和鐵路運輸業的發展趨勢分析

（一）經濟發展水平趨勢分析

根據1984～2013年30年的《中國統計年鑒》的數據，整理國內生產總值（GDP）的增長情況以及國內生產總值指數變動圖，如圖1、圖2所示。自1984年開始，我國經濟總體一直處于增長趨勢，并于2002年至今，經濟總量呈現爆發式增長。在經濟發展速度上，我國經濟自1984年至1990年期間增長速度較緩，增長率呈現明顯的下挫趨勢；自1991年經濟增長率提升至14%，但隨后的10年間，經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展的十年，經濟總量迅速提升，經濟發展速度也基本維持在10%以上。

（二）鐵路運輸業發展趨勢分析

根據中國鐵路總公司及鐵道統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、鐵路旅客周轉量、固定資產投資額、鐵路貨運量、鐵路貨物周轉量5項指標。因此本文將上述5個指標作為考核鐵路運輸業發展的參考，圖3至圖7為相關指標與國內生產總值的趨勢對比。

由上述趨勢比對可以得出：這六個指標在1984年至2013年30年間國內生產總值的增長趨勢基本保持一致，但固定資產投資額的增長趨勢過去一直處于比較平穩的狀態，但在04年開始出現激增狀況，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、我國經濟發展水平和鐵路運輸業的發展趨勢分析

（一）多重共線性檢驗與修正

因為反映交通運輸的各項指標與國內生產總值有著長期穩定的相互作用，并且能夠直接影響國能生產總值。為全面反映鐵路運輸業發展對經濟建設的影響，因此，選擇“國內生產總值”作為被解釋變量為y；令解釋變量“鐵路客運量”為x1；“鐵路旅客周轉量”為x2；“鐵路貨運量”為x3；”“鐵路貨物周轉量”為x4；；“固定資產投資額”為x5，根據從國家統計年鑒中收集到的數據，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，結果見表1：

根據表2可得數據：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）。

由上述回歸數據可見，該模型可決系數很高，F檢驗值466.8415明顯顯著，參數t檢驗結果不顯著，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，且各個參數的T檢驗顯著，選擇保留x1再加入其他新變量逐步回歸，結果如表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α=0.1的時候，tα/2（n-m-1）=t0.05（15）=1.753，各個參數的t檢驗都顯著。而當加入x3或x4時，各參數t檢驗均不顯著，說明引起多重共線性，所以應將參數x3和x4剔除，修正后的多重共線性影響的回歸結果如表5所示。

（二）異方差檢驗與修正

采用懷特檢驗的估計結果如表6。

由表7可知，對回歸結果做懷特檢驗得到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、鐵路旅客周轉量增加1億人公里、固定資產投資額增加1億元，分別增加2.629486億元，25.85680億元和3.0310877元。

五、結論及政策建議

我國經濟發展水平與鐵路客運量、鐵路旅客周轉量和固定資產投資額三個指標有著明顯的相關性。因此，政府在進行經濟發展，平衡區域差距時，更應從客運鐵路的角度出發，增加投資金額往往對經濟發展的整體性和系統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妥的推進高速鐵路的建設對帶動整體經濟產業的發展和區域經濟協同仍起著極為重要的作用，是有利于經濟良性化發展和服務社會化的效益。

參考文獻

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