王惠　趙洪進(jìn)

摘 要：以1978～2014年為樣本區(qū)間，采用時(shí)間序列等方法對(duì)山東省公路運(yùn)輸與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系進(jìn)行研究。通過(guò)對(duì)山東省GDP與公路運(yùn)輸各指標(biāo)分別進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)及格蘭杰因果檢驗(yàn)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(zhǎng)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(guò)公路運(yùn)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(yàn)發(fā)現(xiàn)，公路運(yùn)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(yùn)輸；協(xié)整關(guān)系；格蘭杰檢驗(yàn)；經(jīng)濟(jì)發(fā)展

中圖分類號(hào)：F506 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)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(yùn)輸業(yè)是國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施，與一國(guó)的國(guó)民經(jīng)濟(jì)密不可分。公路運(yùn)輸在交通運(yùn)輸系統(tǒng)中占較大比例，對(duì)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(shí)現(xiàn)“門對(duì)門”直接運(yùn)輸?shù)绕渌\(yùn)輸方式不具有的自然優(yōu)勢(shì)，公路運(yùn)輸是中短途運(yùn)輸?shù)闹匾獏⑴c者。陳常禮（2015）認(rèn)為市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)下，公路貨運(yùn)、客運(yùn)情況改善均能促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行情況的改善[1]。當(dāng)前，各國(guó)紛紛認(rèn)識(shí)到公路運(yùn)輸在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的促進(jìn)作用，重視公路運(yùn)輸業(yè)發(fā)展，先后建立起適應(yīng)當(dāng)?shù)匦枨蟮墓愤\(yùn)輸系統(tǒng)。

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

山東省是我國(guó)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(zhǎng)近8成。同時(shí)山東省公路運(yùn)輸也有較快發(fā)展。山東省公路運(yùn)輸與生產(chǎn)總值都呈逐年遞增趨勢(shì)。

1 理論分析與假設(shè)

1.1 假設(shè)一的提出

客/貨運(yùn)量、客/貨運(yùn)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(yùn)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(zhǎng)，公路運(yùn)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(fèi)能力隨之增強(qiáng)，這必然帶動(dòng)旅游、餐飲等行業(yè)發(fā)展，居民出行欲望增加，對(duì)公路運(yùn)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(yùn)周轉(zhuǎn)量、通車?yán)锍痰纫仓鹉暝黾?；公路運(yùn)輸相關(guān)指標(biāo)變動(dòng)一定程度上反映出山東省經(jīng)濟(jì)水平的波動(dòng)。段新等（2011）構(gòu)建起關(guān)于公路運(yùn)輸效率的評(píng)價(jià)模型?？隙斯愤\(yùn)輸效率在衡量地區(qū)發(fā)展情況時(shí)的重要性[3]。姜力（2013）通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)等分析，指出浙江的交通運(yùn)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(jì)

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(yùn)周轉(zhuǎn)量、貨運(yùn)周轉(zhuǎn)量、公路里程及汽車保有量等四項(xiàng)指標(biāo)，代表公路運(yùn)輸情況；選擇山東省國(guó)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(duì)各變量修勻以得到各研究變量時(shí)間序列的長(zhǎng)期趨勢(shì)；建模時(shí)采用取對(duì)數(shù)法，避免異方差影響。

3 實(shí)證分析

利用E-G兩步法，對(duì)公路運(yùn)輸各變量與山東省GDP進(jìn)行協(xié)整分析，以探討公路運(yùn)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(zhǎng)期均衡關(guān)系；其次，對(duì)各核心變量與被解釋變量依次進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，以分析公路運(yùn)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(yùn)輸各變量與山東省GDP間長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系。分析結(jié)果均來(lái)自軟件stata12.0。

3.1 公路運(yùn)輸各變量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)證分析

（1）平穩(wěn)性檢驗(yàn)。對(duì)山東省公路運(yùn)輸各變量及山東省GDP進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，可知各原始變量非平穩(wěn)，對(duì)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(yàn)。利用E-G法對(duì)LGDP分別與Lpkm、Ltkm、Lrk及Lcar進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。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(shí)F值通過(guò)檢驗(yàn)，模型整體擬合程度較好；各核心變量t值均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，即其他變量不變時(shí)，回歸方程設(shè)計(jì)較合理。為驗(yàn)證各方程是否為L(zhǎng)GDP與Lpkm、Ltkm、Lrk、Lcar間的長(zhǎng)期均衡方程，文章對(duì)回歸方程殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

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

綜述，客運(yùn)周轉(zhuǎn)量、貨運(yùn)周轉(zhuǎn)量、公路里程與山東省生產(chǎn)總值間存在長(zhǎng)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(yùn)周轉(zhuǎn)量每增加1個(gè)百分點(diǎn)，山東省生產(chǎn)總值平均增加1.719個(gè)百分點(diǎn)；貨運(yùn)周轉(zhuǎn)量每增加1個(gè)百分點(diǎn)，山東省生產(chǎn)總值平均增加1.213個(gè)百分點(diǎn)；公路里程每增加1個(gè)百分點(diǎn)，山東省生產(chǎn)總值平均增加2.592個(gè)百分點(diǎn)。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(dòng)可促進(jìn)LGDP同向變動(dòng)，但沖擊長(zhǎng)期內(nèi)趨于平穩(wěn)。

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

結(jié)果顯示，5%顯著性水平下，LGDP為L(zhǎng)pkm的格蘭杰原因，Lpkm也是LGDP的格蘭杰原因；LGDP為L(zhǎng)tkm的格蘭杰原因，Ltkm也是LGDP的格蘭杰原因；LGDP為L(zhǎng)car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(zhǎng)期均衡關(guān)系；此外，公路運(yùn)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(yùn)輸整體與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)證分析

文章將公路運(yùn)輸各指標(biāo)同時(shí)加入模型中，此處將汽車保有量剔除，對(duì)剩余指標(biāo)與山東省GDP的長(zhǎng)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(duì)最佳滯后階數(shù)進(jìn)行判斷。通過(guò)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(yàn)

無(wú)論采用特征值軌跡檢驗(yàn)還是最大特征值檢驗(yàn)都表明4個(gè)變量間存在且僅存在唯一協(xié)整關(guān)系。對(duì)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(guò)顯著性檢驗(yàn)，即模型合理。但Lrk符號(hào)與建模時(shí)設(shè)定相反，即Lrk對(duì)LGDP的長(zhǎng)期影響關(guān)系負(fù)相關(guān)，說(shuō)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(zhǎng)期均衡關(guān)系。

各變量長(zhǎng)期內(nèi)可變，公路客運(yùn)周轉(zhuǎn)量每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)平均導(dǎo)致GDP增長(zhǎng)0.719個(gè)點(diǎn)；貨運(yùn)周轉(zhuǎn)量每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)使GDP平均增長(zhǎng)1.241個(gè)點(diǎn)，增幅超過(guò)貨運(yùn)周轉(zhuǎn)量自身增長(zhǎng)；通車總里程每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)使GDP平均降低0.809個(gè)點(diǎn)。

4 結(jié) 論

（1）短期內(nèi)公路運(yùn)輸各變量對(duì)GDP均具有促進(jìn)作用。其中公路通車?yán)锍虒?duì)GDP的推動(dòng)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(dòng)了采礦及加工制造業(yè)等的發(fā)展，進(jìn)而帶動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；貨運(yùn)周轉(zhuǎn)量對(duì)GDP貢獻(xiàn)最小，公路一般適用于中短途運(yùn)輸，因高成本、高風(fēng)險(xiǎn)等，造成公路貨運(yùn)周轉(zhuǎn)量對(duì)GDP的推動(dòng)作用相對(duì)較弱。

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

（3）公路運(yùn)輸各指標(biāo)與GDP存在唯一均衡關(guān)系。但通車?yán)锍虒?duì)GDP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(zhǎng)，但長(zhǎng)期而言，可能出現(xiàn)資源浪費(fèi)等現(xiàn)象，同時(shí)政府在其他方面支出隨之減少，對(duì)GDP整體而言，消費(fèi)投資刺激不足，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)隨之下降。

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