论农村交通运输对经济发展研究

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摘要：近年来，长沙县的公路、铁路、航空等方面的运输能力发展迅速，这在很大程度上促进了县内经济的繁荣，加强了农村经济与城市经济之间的联系。交通运输对长沙县经济发展的影响非常值得研究。通过Granger因果检验实证分析表明，交通运输发展在客运周转量、货运周转量、运输网、民用汽车拥有量等方面对经济发展有促进作用。

关键词：农村交通运输；经济发展；影响；实证分析

交通运输业是基础产业，该产业的发展与各类经济产业有很大的关联，对经济发展起着重要作用。近年来，长沙县农村交通事业发展迅速，截至2019年，长沙县公路里程达到6250.9km[1]。正确认识长沙县交通运输业发展与其经济发展之间的关系既可为二者协调发展提供依据，也可为其他中部地区的发展提供一定的借鉴。

1长沙县农村交通运输及经济发展现状

1.1长沙县农村交通运输发展现状

目前，长沙县的路网格局可以概括为“八纵十六横”。所谓“八纵十六横”，涵盖了公路、铁路、航空和水路等方面。其中：公路方面，有京港澳高速、107国道、长永高速、机场高速、绕城高速，再加上岳汝高速、醴潭高速等外环线，行政村客运（公交）线路通达率为100%；铁路方面，有南北向的武广线和东西向的沪昆线；航空方面，有黄花国际机场，据统计，2019年该机场的旅客吞吐量达2691.1万人次；水运方面，有湘江、浏阳河贯穿境内。

1.2长沙县经济发展现状

截至2019年12月，长沙县生产总值为1709.96亿元，相比2018年增长了8.2%。另外，从长沙县的产业发展情况来看，第一产业的增加值为74.16亿元，第二产业增加值达879.03亿元，第三产业增加值为74.16亿元，增长率分别为3.8%、8.3%、8.5%。长沙县第一产业对全县GDP的拉动效应为0.2%，第二产业为4.5%，第三产业为3.5%。2019年长沙县城镇新增就业17221人，下岗4300人，失业人员1449人，城镇登记失业率为3%[2]。

2交通运输对经济影响的实证分析

2.1指标的选取

笔者选取能够反映经济的重要指标———国内生产总值（GDP），选取能够反映交通发展的指标——客运周转量（PKM）、货运周转量（FTK）、运输网（TNT）和民用汽车拥有量（VEH）。数据主要来源于湖南统计信息网、长沙市人民政府官网和长沙县经济统计快报。分析过程中采用了如下变量：GDP为国内生产总值（GrossDomesticProduct），单位为“亿元”；FTK为货运周转量（FreightTon-Kilometers），单位为“万吨•公里”；PKM为客运周转量（Passenger-Kilometers），单位为“万人•公里”；TNT为运输网（Transportationnetwork），单位为“公里”；VEH为民用汽车拥有量（CivilVehiclesOwned），单位为“万辆”。

2.2数据的获得及修正

2.2.1样本空间选取

为了提高研究的准确性，考虑到数据的可得性，以2000~2019年为样本收集了有关数据。

2.2.2异方差对数修正

由验检可知：在回归模型中，如果忽略对被解释变量具有重要影响的经济要素和测量误差，则可能导致在实证检验过程中出现异方差问题[3]。为解决异方差问题，提高实证检验的有效性，将已选取的各指标变量进行了对数转换。

2.3时间序列的检验分析

通过调整滞后差分参数，使AIC和SC最小化并输出测试结果。根据表3可知，时间序列的检验具有1%的显著性，并且存在单位根[4]。由此可以看出，时间序列为非平稳状态，但一阶差分序列在1%或5%的显著性水平上是没有单位根的。此时一阶差分序列属于平稳状态，得出的LGDP、LFTK、LPKM、LTNT和LVEH属于一阶单整数序列。

2.4交通运输对经济发展影响的协整检验

序列e的ADF检验结果如表4所示。在5%的显著水平下，残差具有平稳性。表明检验结果具有协整关系长期均衡方程的检验结果是标准的。因此，当国内生产总值、货运周转量、客运周转量、运输网等因素之间是存在方程(1)中长期均衡关系的，通过计算得出LGDP变化值为75.7%[5]。其中，货运周转量的长期弹性为0.359，旅客周转量的长期弹性为0.142，运输网络的长期弹性为0.245，民用车辆保有量的长期弹性为0.051。

2.5Granger因果分析

1969年，美国经济学家CliveW.J.Granger提出了Granger因果关系检验理论，该理论对因果关系的检验非常有用[6]。在引入当前序列之前，首先用Granger级数来检验x的值是否可以用来解释x的滞后程度。其中k是最大滞后阶，k的确定是一个非常重要的步骤。根据赤池信息准则和Schwarz信息准则，选择滞后阶k为4。检验的原假设为：序列x（y）不是序列y（x）的Granger成因，即：δ1＝δ2＝…＝δk＝0。检验结果如表5、表6、表7和表8所示。可见在90%的置信水平下，LFTK是LGDP的Granger成因，LGDP也是LFTK的Granger成因；LPKM是LGDP的Granger成因，LGDP同样也是LPKM的Granger成因；LTNT不是LGDP的Granger成因，LGDP是LTNT的Granger成因；LVEH不是LGDP的Granger成因，LGDP是LVEH的Granger成因。

3研究结论

（1）从长期关系来说，当货物周转量、旅客周转量、运输网络和民用车辆保有量增加1%时，国内生产总值分别增长0.359%、0.142%、0.245%和0.051%。根据数据分析可知：因为货物流通量的增加在相当大的程度上是由制造量和消费量的增长引起的，所以货物周转量对GDP的拉动作用最大；因为民用车辆保有量的增长主要反映的是人均收入的增长，而不一定是GDP总量的增长，所以民用车辆保有量对GDP的拉动作用最弱。

（2）从短期关系来说，当货物周转量、旅客周转量、运输网络和民用车辆保有量增长1%时，国内生产总值将分别增长0.131%、0.048%、-0.086%和0.134%。分析可知：货运周转量、客运周转量和民用车辆保有量对GDP的长期和短期都有正向影响，且长期影响比短期影响大，这与交通基础设施投资建设时间相对较长有关；运输网络的增长将在短期内降低GDP，这与基础设施投资规模有关。

（3）国内经济持续快速发展，对增加交通运输业投资有一定的推动作用。增加交通运输业投资，有利于促进交通运输业的发展。在新农村建设背景下，虽然针对农村交通运输的投入资金越来越多，但与农村交通运输基础设施建设的需求仍有差距。同时，在资金管理、资源结构合理性等方面，农村交通运输还存在较多问题。

参考文献

［1］王任祥，王玥.基于基尼系数的交通运输公平性与区域经济发展的耦合协调性研究[J].重庆交通大学学报（社会科学版），2020，20（4）：53-59.

［2］马立萍.对交通运输经济分析工作的认识与思考[J].科技经济导刊，2020，28（22）：202-203.

［3］唐秀英，郭佳琪.公路运输与区域经济发展的相关性分析[J].中国物流与采购，2020（15）：67.

［4］葛淑群.高速公路建设管理与区域经济发展之间的关系研究[J].农村经济与科技，2020，31（14）：152-153.

［5］梁爽.市场经济体制下的公路运输经济管理的研究[J].产业创新研究，2020（14）：65-66.

［6］刘涛.浅析基于“互联网+”的交通运输经济发展[J].价值工程，2020，39（21）：189-190.

作者：祝英夫  单位：长沙市轨道交通集团有限公司