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江蘇省交通運輸投資與區域經濟增長的相關性研究

2017-11-22 16:51:34徐鳳呂亞君張海森
物流科技 2017年10期
關鍵詞:相關性

徐鳳++呂亞君++張海森

摘 要:交通運輸是區域經濟發展的重要基礎。文章運用相關性分析方法,結合2005~2015年間江蘇省交通運輸投資與地區生產總值的數據進行定量計算,相關性分析結果表明兩者存在相關系數為0.960792的高度相關性;葛蘭杰因果關系檢驗結果表明江蘇省交通運輸投資與區域經濟增長之間存在雙向的因果關系。

關鍵詞:交通運輸;區域經濟;相關性;葛蘭杰因果關系檢驗

中圖分類號:F127 文獻標識碼:A

Abstract: Transportation is the important foundation of development of regional economy. In this article, the method of correlation analysis is applied. The correlation coefficient between investment in transportation and regional GDP of Jiangsu province is calculated based on the data of years from 2005 to 2015. The correlation coefficient is 0.960792 and shows the high degree correlation between them. Finally, the result of Granger causality tests shows the bidirectional causality between the investment in transportation and regional GDP of Jiangsu province.

Key words: transportation; regional economy; correlation; Granger causality tests

0 引 言

交通是經濟社會發展的基礎,交通運輸與區域經濟的關系研究多年來備受學者們關注。國外關于交通與經濟關系的早期研究中,亞當·斯密(Adam Smith, 1776)[1]論述了交通運輸對城市和地區經濟發展的重要性;弗里德里希·李斯特(Friedrich List, 1841)[2]認為交通運輸是生產力的源泉,交通基礎設施能夠帶來經濟增長。近年來,國外學者更多地運用定量研究的方法來分析交通與經濟增長的關系問題。Berechman等(2006)[3]認為交通投資具有較大的溢出效應;Mehmet Aldonat Beyzatlar(2012)[4]結合15個歐盟國家30年的面板數據,研究認為低收入水平國家交通運輸與經濟只存在單向的因果關系;Pradhan(2013)[5]結合印度1970~2010年的數據進行實證分析,認為交通運輸與經濟增長之間的因果關系是雙向的。近年來,國內對交通運輸與經濟增長關系的研究也日益涌現,張鏑(2008)[6]根據我國1952~2006年的時間序列數據,分析認為交通基礎設施和經濟增長存在雙向因果關系;宗剛等(2011)[7]分析認為交通基礎設施投資與經濟增長之間存在較為穩定的均衡關系;葉昌友(2013)[8]實證研究發現,鐵路和公路的建設投資比其他交通類投資更能促進經濟的增長;榮芬(2013)[9]研究認為區域經濟發展和交通運輸之間是雙向關系;余菲菲等(2015)[10]實證分析了池州市旅游經濟系統和交通系統的協調發展狀況;劉思(2016)[11]針對武漢市交通基礎設施與經濟增長的關系進行了研究。

通過文獻梳理可知,目前針對江蘇省交通運輸投資與區域經濟增長的相關性研究尚未有文獻涉及。本文將結合江蘇省交通運輸與經濟發展的現狀,對江蘇省交通運輸投資和省域經濟發展的相關性進行實證分析,以期為地方交通運輸和經濟等相關部門提供一定的決策參考。

1 交通運輸與區域經濟的關系

1.1 區域經濟中的交通運輸。自然經濟時期,落后的生產水平限制了經濟的發展,社會分工沒有構成體系,經濟的發展在這個時段并沒有被交通運輸所過多的影響;隨著經濟的快速發展,交通運輸與城市發展的聯系日益密切,重要的交通干線帶動沿線產業已成為區域乃至國家推動沿線經濟發展的重要手段;新型交通設施的建設、維護和保養需要投入大量的資金,探索交通運輸投資與區域經濟發展的關系問題越來越受關注。

1.2 交通運輸在區域經濟發展中的作用。交通運輸在區域經濟發展中的作用可以總結為以下四個方面。其一,交通運輸是區域經濟與社會發展的重要基礎。與地理因素、自然條件、區際因素和人為因素等外部因素相比,交通是區域經濟各項活動之間的有效紐帶和基礎條件。其二,交通運輸是區域產業合理布局的先決條件。土地資源、礦產資源、水資源研究、海洋生物資源和旅游資源等必須通過交通運輸才能實現區域資源的分撥與調配。其三,交通運輸是區域經濟與城市現代化發展的動力。在工業現代化的地區,在城市里形成數量極大的物流、客流、信息流和能量流,交通運輸體系能為這些流量傳輸提供動力和保障。其四,交通運輸能夠引致帶動其他行業發展。交通運輸基礎設施的建設本身就創造了大量的就業機會;同時,交通設施的建設能夠影響當地的消費需求,其他行業的就業需求也會增加。其五,降低交通運輸建設過程中對生態環境造成的危害,是區域經濟可持續發展的重要內容之一。

2 江蘇省交通運輸與經濟發展的總體現狀

江蘇省的綜合經濟實力在我國一直位于前列,近年來江蘇經濟呈現出產業結構持續優化、高新技術產業較快發展、服務業發展水平穩步提升、城鎮化水平進一步提高、區域經濟協調發展等特點。根據《2016年江蘇省國民經濟和社會發展統計公報》,2016年江蘇省實現地區生產總值76 086.2億元,比2015年增長了7.8%;雖然蘇北、蘇中、蘇南對全省的經濟增長的貢獻率不同,但是全省區域經濟發展的協調性進一步提高。endprint

近年來,盡管江蘇省的交通運輸投資額占全省固定資產總投資的比例有所下降,但是交通運輸投資的絕對額度逐年攀升。2015年,全省對交通運輸的投資達到了1 887.38億元。至2016年年末,江蘇省公路里程為15.7萬公里,其中,高速公路里程為4 657.4公里;鐵路營業里程為2 721.9公里,鐵路正線延展長度為4 676.7公里;民用汽車保有量、個人汽車保有量和個人轎車保有量分別為1 435.5萬輛、1 252.2萬輛和892.1萬輛,均比2015年有所增長。

3 江蘇省交通運輸投資與區域經濟的相關性分析

相關性分析的目的是定量描述和分析兩個或多個變量因素的相關關系和密切程度,前提條件是所選取和分析的元素之間必須存在一定的聯系。研究江蘇省交通運輸投資與省域經濟增長之間的相關性,探尋兩者在發展過程中的規律,有利于促進交通運輸和區域經濟的協調發展。

3.1 指標選擇與數據采集。在構建指標體系時,首先要明確研究目的以及各類指標的內容與意義,所選指標應該能夠科學、正確地反映該類指標的內涵;其次,所選取的指標數據要具有可獲得性,數據來源準確可靠;最后,指標數據信息一般會隨著時期的不同發生變化,應注意數據的動態性。

因此,本文依據科學性、可獲得性和動態性的原則,選取交通運輸投資指標和區域經濟發展指標。其中,區域經濟發展指標選擇最具代表性的地區生產總值GDP;已有文獻中通常選擇交通運輸、倉儲和郵政業的投資總額來代替交通基礎設施的資本投入[9],為使指標數據更加科學準確,本文把在交通運輸、倉儲和郵政業的投資總額的基礎上剔除倉儲業和郵政業的兩項投資額之后的余額作為交通運輸投資額I,相關指標數據見表1。

3.2 相關性分析與葛蘭杰因果關系檢驗

3.2.1 相關性分析。對江蘇省交通運輸投資額和省域地區生產總值進行相關性實證分析之前,首先可以直觀地通過圖1整體認識和把握兩者的發展趨勢。由圖1可知,2005~2015年間,江蘇省的交通運輸投資額I和地區生產總值GDP都呈現出上升趨勢,只是各自的上升起點和上升幅度有所不同。江蘇省的交通投資額由2005年的516.90億元上升為2015年的1 887.38億元;經濟增長方面,江蘇地區生產總值由2005年的18 305.66億元上升為2015年的70 116.38億元。

根據統計學原理,變量X與Y的相關程度可由兩者的相關系數r進行判定,通常認為,0

3.2.2 葛蘭杰因果關系檢驗。為了進一步揭示江蘇省交通投資額和經濟增長的因果關系,下面運用Eviews 8軟件對兩者的關系進行葛蘭杰因果關系檢驗(Granger Causality Tests)。對于每一個假設,軟件系統會給出相對應的F統計量值和大于此值的概率P,如果P值較小而F值較大,則拒絕原假設,認為一個變量是另一個變量變化的原因;反之,則接受原假設,認為一個變量不是另一個變量變化的原因。

由表2,觀察F值和P值可知,在兩種假設中,都是F值較大且P值非常小。可見,上述葛蘭杰因果檢驗的結果對兩種假設都是拒絕的,即同時拒絕了“GDP不是I的原因”和“I不是GDP的原因”。該檢驗結果表明,2005~2015年間江蘇省的交通運輸投資額和經濟增長之間存在顯著的雙向因果關系,現實意義為江蘇交通投資額的增加能夠促進省域經濟的增長,同時江蘇省經濟的發展也會刺激和增加對交通運輸建設的資金投入。

4 結束語

交通運輸與區域經濟的發展息息相關。本文首先對交通運輸與區域經濟的關系進行了定性描述,然后結合江蘇省交通運輸與經濟發展的現狀,運用統計學相關性分析的方法,對2005~2015年間江蘇省交通運輸投資與地區生產總值的相關數據進行了定量計算,相關系數為0.960792,可見兩者存在高度相關性;最后進行了葛蘭杰因果關系檢驗,檢驗結果表明江蘇省交通運輸投資與省域經濟增長之間存在雙向的因果關系。加大對交通運輸的投資力度,能夠有效促進區域經濟的發展,但值得注意的是,交通運輸基礎設施不能因此而盲目擴建和擴大投資,應該根據區域經濟的發展情況適時調整,以促進交通運輸與區域經濟的協調發展。

參考文獻:

[1] 亞當·斯密. 國富論:國民財富的性質和起因的研究[M]. 謝祖鈞,孟晉,盛之,譯. 長沙:中南大學出版社,2003:19-24.

[2] 弗里德里希·李斯特. 政治經濟學的國民體系[M]. 北京:商務印書館,1961.

[3] Berechman J, Ozmen D, Ozbay K. Empirical analysis of transportation investment and economic development at state, county and municipality levels[J]. Transportation, 2006,33(6):537-551.

[4] Mehmet Aldonat Beyzatlar. Granger-causality between transportation and GDP: Apanel data approach[J]. Transportation Research Part A, 2012(4):43-55.

[5] Pradhan R P, Bagchi T P. Effect of Transportation Infrastructure on Economic Growth in India: The VECM Approach[J].Rsearch in Transportation Economics, 2013,38(1):139-148.

[6] 張鏑,吳利華. 我國交通基礎設施建設與經濟增長關系實證研究[J]. 工業技術經濟,2008,3(8):87-90.

[7] 宗剛,任蓉,程連元. 交通基礎設施與經濟增長的協整及因果關系分析[J]. 現代管理科學,2011,10:12-15.

[8] 葉昌友,王遐見. 交通基礎設施、交通運輸業與區域經濟增長——基于省域數據的空間面板模型研究[J]. 產業經濟研究,2013,4(2):40-47.

[9] 榮芬. 交通運輸與區域經濟增長關系的實證研究[D]. 天津:天津大學(碩士學位論文),2013.

[10] 余菲菲,胡文海,榮慧芳. 中小城市旅游經濟與交通藕合協調發展研究——以池州市為例[J]. 地理科學,2015,35(9):1116

-1122.

[11] 劉思. 武漢市交通基礎設施與經濟增長關系研究[D]. 武漢:華中師范大學(碩士學位論文),2016.

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