公路里程與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的交互效應(yīng)研究

王晉瑤 李寧

摘 要：文章基于1989—2019年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)公路里程數(shù)與GDP，通過單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)及脈沖響應(yīng)函數(shù)分析，分析了公路里程與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)短期交互效應(yīng)。結(jié)論：我國(guó)公路里程數(shù)的增長(zhǎng)并不會(huì)持續(xù)促進(jìn)我國(guó)GDP的增長(zhǎng)，在到達(dá)某一臨界值時(shí)，公路里程對(duì)GDP增長(zhǎng)的促進(jìn)作用會(huì)變小甚至倒退，而GDP增長(zhǎng)會(huì)促進(jìn)公路里程的增加，但影響作用不明顯，并針對(duì)研究結(jié)果進(jìn)行了討論與建議。

關(guān)鍵詞：公路里程;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);VAR模型;協(xié)整檢驗(yàn);脈沖響應(yīng)

中圖分類號(hào)：F542文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1005-6432（2022）08-0170-03

DOI：10.13939/j.cnki.zgsc.2022.08.170

1 引言

隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，國(guó)家對(duì)交通的重視也不斷提高。1989年，中國(guó)GDP達(dá)到了17179.7億元，此后每年持續(xù)增長(zhǎng)，2019年我國(guó)GDP達(dá)到了990865.1億元，而我國(guó)公路總里程從1989年的101.43萬千米增長(zhǎng)到2019年的501.25萬千米。公路總里程的快速增長(zhǎng)反映了國(guó)家道路的迅猛發(fā)展，同時(shí)體現(xiàn)了社會(huì)經(jīng)濟(jì)的快速提升。與此同時(shí)，國(guó)家經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，人民生活水平的提高，不僅直接增加了各種車輛的行駛里程，也相應(yīng)促進(jìn)了公路里程的營(yíng)運(yùn)規(guī)模。因此，通過研究?jī)烧咧g的關(guān)系，提出相應(yīng)的建議和管理我國(guó)交通公路里程發(fā)展的措施，為提高我國(guó)交通公路里程發(fā)展提供理論依據(jù)和數(shù)據(jù)支持。

國(guó)內(nèi)外關(guān)于交通公路里程與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的問題研究甚少，以往的關(guān)于公路里程的研究主要集中于公路里程數(shù)的預(yù)測(cè)和各個(gè)地方公路里程發(fā)展的探討等方面。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究則更為廣泛，其中和交通建設(shè)相關(guān)的研究集中于交通建設(shè)投資[1-3]、交通基礎(chǔ)設(shè)施投資[4-7]與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)他們之間相互作用、相互影響，但是，從數(shù)據(jù)層面分析這種作用和影響仍然不夠深入。除此之外，以往關(guān)于里程與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系的研究以鐵路運(yùn)營(yíng)里程為主，而且大都以不同地區(qū)或者省份為出發(fā)點(diǎn)進(jìn)行研究。劉旭東[8]通過建立不同區(qū)域中的鐵路運(yùn)營(yíng)里程與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的VAR模型，得出我國(guó)東部地區(qū)的鐵路運(yùn)營(yíng)里程對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用最大;秦彥騰[9]分析得出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)能夠顯著影響交通運(yùn)輸里程建設(shè)，而交通運(yùn)輸里程對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響具有滯后性;李迪輝[10]探究得出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)于鐵路營(yíng)業(yè)里程的作用更大更明顯;而朱桃杏、陸軍、朱正國(guó)[11]基于脈沖響應(yīng)函數(shù)研究得出，鐵路營(yíng)業(yè)里程對(duì)旅游收入的增加具有顯著且持續(xù)的推進(jìn)作用。從里程與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的角度來看，研究結(jié)果都有差異，缺乏具體的數(shù)據(jù)與理論相結(jié)合的研究。本文在現(xiàn)有研究和1989—2019年全國(guó)最新的時(shí)間序列數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，綜合考慮了經(jīng)濟(jì)和道路里程因素，選擇了經(jīng)濟(jì)發(fā)展變量：國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）;道路建設(shè)變量：公路里程，分析了公路里程與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。

2 研究方法與數(shù)據(jù)分析

2.1 研究方法

本文研究采用時(shí)間序列分析法， 建立線性回歸函數(shù)模型：

其中，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的單位為億元，ROAD代表公路里程，單位為萬千米。

所有變量轉(zhuǎn)化為自然對(duì)數(shù)，因?yàn)檫@樣的轉(zhuǎn)換有助于消除時(shí)間序列回歸帶來的差異性，并且結(jié)果很容易被解釋。

2.2 數(shù)據(jù)分析

本文的研究分析選取了1989—2019年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP數(shù)據(jù)和我國(guó)公路總里程數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于1989—2019年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

據(jù)觀察兩變量變化的趨勢(shì)，自1989年以來，兩變量一直處于正向增長(zhǎng)，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的變化一直不平穩(wěn)，波動(dòng)幅度比較大，而公路里程除了2000年和2005年變化很大外，其他年份變化一直很平穩(wěn)，且波動(dòng)幅度比較小。

3 實(shí)證分析

3.1 單位根檢驗(yàn)

筆者從單位根檢驗(yàn)序列平穩(wěn)性開始。選擇單位根檢驗(yàn)的最大滯后長(zhǎng)度，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

從表1中給出的檢驗(yàn)結(jié)果得出結(jié)論，t統(tǒng)計(jì)量的值均小于0.05顯著性水平下的臨界值，不拒絕原假設(shè)，即在發(fā)展水平上是非平穩(wěn)的;而一階差分和二階差分變量對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量的值均大于臨界值，拒絕原假設(shè)，表明兩者都是I（1）型時(shí)序平穩(wěn)變量，且通過驗(yàn)證得出兩個(gè)變量InROAD和InGDP都是有截距項(xiàng)的一階單整。

3.2 協(xié)整檢驗(yàn)

進(jìn)行約翰森協(xié)整檢驗(yàn)需要先確定模型的最大最優(yōu)滯后階數(shù)。滯后階數(shù)的選擇基于Akaike信息標(biāo)準(zhǔn)（AIC）和Schwarz貝葉斯準(zhǔn)則（SC）的大小，即AIC、SC最小數(shù)值對(duì)應(yīng)的階數(shù)為最大最優(yōu)滯后階數(shù)。經(jīng)檢驗(yàn)本研究中使用的模型選擇的最大最優(yōu)滯后階數(shù)為2。因此，約翰森協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2的結(jié)果表明：在95%的置信水平下，原假設(shè)為“無協(xié)整關(guān)系”時(shí)，跡統(tǒng)計(jì)量的值為19.58763>15.49471，并且伴隨概率P值小于5%，因此拒絕原假設(shè);當(dāng)原假設(shè)為“至多有一個(gè)”，跡統(tǒng)計(jì)量的值小于臨界值，并且伴隨概率大于5%，因此不拒絕原假設(shè)，即GDP與公路里程之間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，表明兩者之間有一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

3.3 誤差修正模型

雖然變量之間已經(jīng)證明存在著協(xié)整關(guān)系，但在實(shí)際情況下，非均衡才是常態(tài)，因此可以通過誤差修正模型將短期非均衡狀態(tài)修復(fù)至均衡狀態(tài)。向量誤差修正模型（VECM）提供了一種將短期效應(yīng)與長(zhǎng)期效應(yīng)分離的方法。我們已經(jīng)確定了最優(yōu)滯后階數(shù)為2，這是向量自回歸（VAR）模型的滯后階數(shù)。VECM對(duì)應(yīng)的滯后階數(shù)總是比向量自回歸（VAR）模型少1，即為1。

檢驗(yàn)可得，長(zhǎng)期協(xié)整方程為：

InGDPt=1.9177InROADt+1.5950（2）

方程的擬合優(yōu)度為R2=0.921251，回歸系數(shù)為1.9177，即InGDP關(guān)于InROAD的長(zhǎng)期彈性為1.9177，t統(tǒng)計(jì)量在5%的顯著性水平上具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，所以從長(zhǎng)期來看，公路里程對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是顯著正向的。

檢驗(yàn)結(jié)果可得出，誤差修正模型為：

ΔInGDP=0.5690ΔInGDP（-1）-0.0578ΔInROAD（-1）-0.0875ecm（-1）+0.0616（3）

方程的擬合優(yōu)度為R2=0.741772，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為-0.0875，表明當(dāng)短期變動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，上一年的非均衡誤差會(huì)以-0.0875 的力度對(duì)本年度的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平做出反向修正，也說明兩者之間的長(zhǎng)期均衡機(jī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變化的修正作用并不大。

結(jié)果進(jìn)一步表明，從長(zhǎng)期來看，兩變量之間具有長(zhǎng)期均衡的關(guān)系;在5%的顯著性水平上，公路里程與GDP之間存在著顯著的正向因果關(guān)系。即從長(zhǎng)遠(yuǎn)來看，我國(guó)公路里程的增長(zhǎng)會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。而從短期來看，兩者之間的關(guān)系出現(xiàn)波動(dòng)，其原因可能在于尚不完善的管理機(jī)構(gòu)或基于戰(zhàn)略的公路建設(shè)仍存在一些問題。

3.4 VAR模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)

本文使用AR根檢驗(yàn)來檢驗(yàn)VAR整體模型的穩(wěn)定性。下圖中的特征值分布顯示，特征值都在單位圓內(nèi)，說明模型是穩(wěn)定的。見圖1。

3.5 格蘭杰因果檢驗(yàn)

因?yàn)閂AR模型是將變量看作一個(gè)系統(tǒng)的內(nèi)生變量，變量間應(yīng)有統(tǒng)計(jì)意義上的相關(guān)關(guān)系。因此，需要用格蘭杰因果檢驗(yàn)進(jìn)行驗(yàn)證。滯后階數(shù)為1時(shí)的檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表中檢驗(yàn)數(shù)據(jù)顯示，滯后階數(shù)為1時(shí)，存在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)到公路里程的單向格蘭杰原因。由于格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果隨著滯后期長(zhǎng)度的不同而不同，因此需要進(jìn)行不同滯后期長(zhǎng)度下的檢驗(yàn)。經(jīng)檢驗(yàn)，從滯后7期開始，公路里程和GDP都互不為格蘭杰因果原因，即只有滯后1～6期，公路里程是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的單向格蘭杰原因。

3.6 VAR模型的動(dòng)態(tài)性檢驗(yàn)

在VAR模型穩(wěn)定的前提下，脈沖響應(yīng)函數(shù)分析法研究變量的沖擊對(duì)自身及其他變量的影響，如圖2所示。

由圖2可知，在整個(gè)分析期間，變量InROAD的沖擊對(duì)變量InGDP的影響從第1期到第10期在逐漸增大，響應(yīng)程度呈較快上升趨勢(shì)后增速放緩，隨后下降并維持在一個(gè)較大增加值的水平上。該變化經(jīng)濟(jì)意義表明，公路里程并不能持續(xù)促進(jìn)GDP的增加，在到達(dá)某一臨界值時(shí)，公路里程對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用會(huì)放緩甚至倒退。

由圖3可知，lnROAD對(duì)于lnGDP擾動(dòng)沖擊同樣存在0.5個(gè)滯后期;整個(gè)分析期間，變量InROAD對(duì)變量InGDP的響應(yīng)水平為正，但整體變化都很平緩。在第二期達(dá)到最大值后呈現(xiàn)先下降后平穩(wěn)的趨勢(shì)。表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)對(duì)公路里程產(chǎn)生正面效應(yīng)，但影響作用不明顯。

4 結(jié)論與討論

本文基于1989—2019年中國(guó)公路總里程與GDP的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，研究了公路里程數(shù)與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。每個(gè)具體變量的影響主要有兩個(gè)方面。

首先，從短期和長(zhǎng)期來看，兩變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的促進(jìn)關(guān)系;其次，從長(zhǎng)期來看，我國(guó)公路里程數(shù)的增長(zhǎng)并不會(huì)持續(xù)促進(jìn)我國(guó)GDP的增長(zhǎng)，在到達(dá)某一臨界值時(shí)，公路里程對(duì)GDP增長(zhǎng)的促進(jìn)作用會(huì)變小甚至倒退。

除此之外，雖然經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是公路里程的格蘭杰原因，但經(jīng)驗(yàn)證GDP增長(zhǎng)仍會(huì)對(duì)公路里程產(chǎn)生正面效應(yīng)，會(huì)促進(jìn)公路里程的增加，但這個(gè)影響作用不明顯。

其一，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，有可能出現(xiàn)這樣的情況，國(guó)家對(duì)交通建設(shè)和道路管理系統(tǒng)的投資比例不斷增加，同時(shí)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展改善了交通設(shè)施和交通結(jié)構(gòu)，使道路里程不斷提高，公路里程數(shù)也逐步增加，因此，經(jīng)濟(jì)發(fā)展在一定程度上促進(jìn)了公路里程的提高;其二，從長(zhǎng)期來看，隨著公路里程數(shù)的增加，道路管理也不斷加強(qiáng)，道路資源分配，道路設(shè)計(jì)、交通安全管理和系統(tǒng)管理等各種問題需要解決，在一定程度上也會(huì)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。因此，公路里程對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用會(huì)在達(dá)到一個(gè)臨界值后慢慢變小;其三，短期之內(nèi)，公路里程與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系出現(xiàn)波動(dòng)，也說明這方面的管理還不成熟，政府部門應(yīng)該加強(qiáng)管理，從道路設(shè)計(jì)的角度看，各部門應(yīng)采用科學(xué)合理的道路設(shè)計(jì)，優(yōu)化道路路線等施工問題，并對(duì)道路里程設(shè)計(jì)進(jìn)行認(rèn)真的審查。此外，交通安全設(shè)施、交通服務(wù)設(shè)施的布局都應(yīng)完善。從道路管理的角度來看，需要完善相關(guān)的道路管理機(jī)制及體系，提高管理效率，提高道路交通安全。

這項(xiàng)研究的主要貢獻(xiàn)是以全國(guó)最新的數(shù)據(jù)，從長(zhǎng)、短期兩個(gè)角度探討了公路里程與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的交互影響效應(yīng)，可以作為兩變量之間關(guān)系進(jìn)一步研究的參考。

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[作者簡(jiǎn)介]王晉瑤（1996—），女，漢族，山西呂梁人，就讀于長(zhǎng)安大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，碩士研究生，研究方向：經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)學(xué);李寧（1997—），女，漢族，河南三門峽人，就讀于長(zhǎng)安大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，碩士研究生，研究方向：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)。

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