山東省公路運輸與經濟發展關系研究

王惠　趙洪進

摘 要：以1978～2014年為樣本區間，采用時間序列等方法對山東省公路運輸與經濟發展關系進行研究。通過對山東省GDP與公路運輸各指標分別進行協整檢驗及格蘭杰因果檢驗得出，除汽車保有量外，其他指標與經濟發展間存在長期均衡關系。此外各指標與經濟發展間均存在格蘭杰因果關系；通過公路運輸各指標整體與山東省GDP建立VEC模型并進行協整檢驗發現，公路運輸與經濟發展存在唯一的均衡關系。

關鍵詞：公路運輸；協整關系；格蘭杰檢驗；經濟發展

中圖分類號：F506 文獻標識碼：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

交通運輸業是國家基礎設施，與一國的國民經濟密不可分。公路運輸在交通運輸系統中占較大比例，對經濟發展自然具有深遠影響。因具有高適應能力并可實現“門對門”直接運輸等其他運輸方式不具有的自然優勢，公路運輸是中短途運輸的重要參與者。陳常禮（2015）認為市場經濟下，公路貨運、客運情況改善均能促進國民經濟運行情況的改善[1]。當前，各國紛紛認識到公路運輸在經濟發展中的促進作用，重視公路運輸業發展，先后建立起適應當地需求的公路運輸系統。

王瑞（2013）認為我國可通過加強公路運輸建設方面工作，實現社會整體經濟全面提升[2]。數據顯示，西方發達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濟的貢獻日益突出。

山東省是我國經濟大省，省內城市多以陸地交通為主。2015年省內生產總值63 002.3億元，增長近8成。同時山東省公路運輸也有較快發展。山東省公路運輸與生產總值都呈逐年遞增趨勢。

1 理論分析與假設

1.1 假設一的提出

客/貨運量、客/貨運周轉量、公路通車總里程、汽車保有量、公路設施投資等分別從不同方面反映公路運輸水平。觀察山東省歷年數據發現，山東省經濟總量增長，公路運輸各影響因素相應增加。隨著經濟水平的提高，居民消費能力隨之增強，這必然帶動旅游、餐飲等行業發展，居民出行欲望增加，對公路運輸需求隨之上升。隨著山東省經濟總量的增加，山東省公路客/貨運周轉量、通車里程等也逐年增加；公路運輸相關指標變動一定程度上反映出山東省經濟水平的波動。段新等（2011）構建起關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發展情況時的重要性[3]。姜力（2013）通過協整檢驗等分析，指出浙江的交通運輸與全省經濟發展的均衡關系及格蘭杰關系[4]。

2 研究設計

2.1 變量選取

文章以1978～2014年為樣本區間，選取山東省公路客運周轉量、貨運周轉量、公路里程及汽車保有量等四項指標，代表公路運輸情況；選擇山東省國民生產總值反映山東省經濟發展水平。

2.2 數據處理

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進行協整分析，以探討公路運輸各變量與山東省經濟發展水平間是否存在兩兩長期均衡關系；其次，對各核心變量與被解釋變量依次進行格蘭杰因果檢驗，以分析公路運輸各變量與山東省GDP是否存在因果關系；最后，構建VEC模型分析公路運輸各變量與山東省GDP間長期動態關系。分析結果均來自軟件stata12.0。

3.1 公路運輸各變量與經濟發展的實證分析

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

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

可見，各回歸方程中R^2及調整后R^2數值比較理想，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行平穩性檢驗。

結果顯示，5%的顯著性水平下，變量Lpkm、Ltkm、Lrk對應殘差序列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對應殘差序列ADF值大于5%臨界值，殘差序列不平穩。可得，Lpkm、Ltkm、Lrk分別與LGDP存在唯一的長期均衡關系，Lcar與LGDP不存在長期均衡關系。

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

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

結果顯示，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系，結果顯示滯后四期內關于Lrk與LGDP間不能拒絕Lrk不是LGDP格蘭杰原因的原假設，兩者不存在雙向因果關系。

綜述，除汽車保有量外，其他公路指標與經濟發展水平間存在長期均衡關系；此外，公路運輸各指標與GDP間存在格蘭杰因果關系，但并不都是雙向的。

3.2 公路運輸整體與經濟發展的實證分析

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

（1）滯后階數的選擇

文章建立各變量間VAR模型對最佳滯后階數進行判斷。通過多種信息準則分析得最佳滯后階數可選擇為2。

（2）協整檢驗

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整關系。對模型標準化處理，結果如表2。

10%顯著性水平下，標準化后協整方程中各回歸系數均通過顯著性檢驗，即模型合理。但Lrk符號與建模時設定相反，即Lrk對LGDP的長期影響關系負相關，說明之前理論模型存在設定誤差，不能準確反映變量間長期均衡關系。

各變量長期內可變，公路客運周轉量每增長1個百分點平均導致GDP增長0.719個點；貨運周轉量每增長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 論

（1）短期內公路運輸各變量對GDP均具有促進作用。其中公路通車里程對GDP的推動作用最大，這是由于短期內由于政府在公路基礎設施建設方面投資，帶動了采礦及加工制造業等的發展，進而帶動國民經濟增長；貨運周轉量對GDP貢獻最小，公路一般適用于中短途運輸，因高成本、高風險等，造成公路貨運周轉量對GDP的推動作用相對較弱。

（2）客/貨運周轉量、通車里程與GDP均存在長期均衡關系，加大公路運輸建設能帶動GDP長期增長。但汽車保有量與GDP不存在長期關系，這可能由于汽車保有量對經濟增長的作用應從制造業等方面反映。

（3）公路運輸各指標與GDP存在唯一均衡關系。但通車里程對GDP起到的是抑制作用。通車總里程一般反映政府在公路設施方面的支出。政府加大投入，短期內刺激經濟增長，但長期而言，可能出現資源浪費等現象，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，經濟增長隨之下降。

參考文獻：

[1] 陳常禮. 探討市場經濟體制下的公路運輸經濟管理[J]. 企業改革與管理，2015（2）：30.

[2] 王瑞. 分析如何促進公路運輸經濟的發展[J]. 現代經濟信息，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]. 交通運輸系統工程與信息，2011（6）：25-29.

[4] 姜力，李春琴. 浙江省交通運輸發展與區域經濟增長的均衡關系分析[J]. 交通科技與經濟，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濟增長貢獻的路徑分析[J]. 公路交通科技（應用技術版），2011（12）：42-46.

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