甘肃省交通基础设施规模与经济增长的协整及格兰杰因果关系检验

毛雪艳，徐璟璟

（天水师范学院 商学院，甘肃 天水 741001）

交通基础设施是经济发展和社会进步的保障，经济的发展也会增加政府对基础设施的投资和规模的建设。甘肃位于丝绸之路的黄金地段，是西北地区连接中、东部地区的桥梁和纽带，也是贯通东亚与中亚、西亚及欧洲之间的重要通道。因此，研究甘肃省交通基础设施规模与经济增长的关系，找出其内在联系，并制定出相关的对策建议，对于甘肃省政府推进与丝绸之路沿线国家和地区的合作交流，促进甘肃省经济的发展有着重要的作用和意义。

一、文献综述

交通基础设施与经济增长的关系，很多学者都进行了研究，通过对已有文献的梳理，国内对于二者关系的研究主要是通过实证的方法加以分析说明的，并且主要集中在以下两个方面：一是对交通基础设施的经济效应和产出弹性的研究。张学良（2007）采用C-D生产函数对我国省域面板数据进行研究，得出结论是交通基础设施对经济增长的弹性值为0.0563～0.2058；[1]刘生龙、胡鞍钢通过对中国1990～2010年省级面板数据的研究，说明了交通基础设施对本地的经济的增长产生了显著的正向影响；[2]徐瑾、潘俊选取我国2004～2016年31个省份的面板数据，使用双向固定效应模型研究了交通基础设施对经济增长的影响，得出同样的结果。[3]刘学华等的研究同样证实了交通基础设施对经济增长有促进作用。[4]刘秉镰（2010）通过研究中国的交通基础设施与全要素生产率增长之间的关系，论证了交通基础设施对中国的全要素生产率有同样有正向影响。[5]二是交通基础设施对经济具有空间溢出效应的研究。胡鞍钢和刘生龙（2009）对我国交通基础设施是否存在正外部性采用空间计量的方式进行研究，得出的结论是：从1985～2006年，我国交通运输每增加1%的投资便促进国内生产总值提高约0.28%；[6]郭晓黎、李红昌（2017）指出交通基础设施的空间溢出效应占其对经济总产出弹性的比重逐年上升；[7]李忠民、刘育红和张强（2011）指出交通基础设施对经济发展具有正的空间溢出效应，而且具有梯度分布的趋势；[8]王雨飞和倪鹏飞（2016）认为，由于交通基础设带来交易成本的下降及资源流动性的增强，所以产生正向的溢出效应。[9]后续一些学者的研究支持了这一结论。［10-15］

综合上述文献发现，对交通基础设施与经济增长的研究主要以整个国家为研究对象，对于区域的研究，也主要集中在长江经济带[16-17]和“一带一路”沿线区域交通基础设施对经济增长的影响；[18]对于具体省份交通基础设施与经济增长关系的研究相对比较少，因此，本文在已有学者研究的基础上，选取1978～2018年的数据，用Eviews9.0软件对甘肃省交通基础设施规模与经济增长的关系进行协整检验和格兰杰因果关系检验，进而揭示其内在的联系。

二、甘肃省交通基础设施规模与经济增长的现状

根据《2018年甘肃省国民经济和社会发展统计公报》，2018年甘肃省地区生产总值8246.1亿元，比上年增长6.3%，人均地区生产总值31336元，比上年增长5.8%.各种运输方式完成货物周转量2612.3亿吨公里，比上年增长7.0%；旅客周转量659.2亿人公里，增长2.5%.[19]以下就甘肃省的交通基础设施规模与经济增长的情况进行分析：

（一）GDP与客运量和货运量的关系

从图1可以看出，1978～2018年期间，客运量、货运量和GDP的变动趋势基本保持一致;而在2008～2013年期间，甘肃省的客运量增加，直到2013年后，客运量少于货运量。其主要原因是从2008年起，国家铁路客货运输量及周转量统计口径有调整，造成客运量的增加和货运量的减少。

（二）GDP与客运周转量和货运周转量的关系

随着经济的发展和交通基础设施的改善，甘肃省交通运输的需求也在逐渐提高，客运周转量和货运周转量也会不断增长。1978年甘肃省的客运周转量是517244万人/公里，到2018年增长到6591849万人/公里，增长了12.7倍。同期，1978年甘肃省货运周转量为1755838万吨/公里，2018年为26100940万吨/公里，增长了14.9倍。且从图2看出，2008年以前，甘肃省的客运量和客运周转量一直在平缓地增长，2008～2013年增长加速，2012～2014年急剧下降，2014年之后又平缓增长。从图2也可以看出，从1978～2018年甘肃省的经济也一直在稳步的增长，并且客运周转量、货运周转量和GDP趋势保持一致。

图1 1978～2018年甘肃省GDP、客运量和货运量的增长情况

图2 1978年～2018年甘肃省GDP、客运周转量和货运周转量的增长情况

三、甘肃省交通基础设施规模与经济增长的协整及格兰杰因果关系分析

（一）模型概述

基于上述对甘肃省交通基础设施规模及经济增长现状的分析，可以看出交通基础设施规模的增长与经济的增长有着一定的关系，因此在这种假设下，本文选用格兰杰因果关系对其进行检验，设定模型如下：

其中，GDP表示国内生产总值，KY表示客运量、KYZZ表示客运周转量、HY表示货运量、HYZZ表示货运周转量。为了消除数据间较大的波动和克服异方差，对各变量取自然对数，分别用LNGDP、LNKY、LNKYZZ、LNHY、LNHYZZ表示。α为模型的常数项，β1、β2、β3、和β4分别是自变量的系数，ε为方程的残差。

（二）指标的选取和数据来源

经济增长指标：一般情况下衡量一个地区的经济发展水平的指标都会选择GDP，但是由于各地区的城市规模不同，人口数量也不一样，因此为了更真实地反映甘肃省经济的实际发展情况，本文选取1978～2018年人均GDP来衡量甘肃省的经济发展水平。交通基础设施变量指标：本文采用货运量、客运量、货运周转量、客运周转量四个指标来表示甘肃省交通基础设施的规模。货运量和客运量主要是是反映运输业为国民经济和人民生活服务的数量指标，也是制定和检查运输生产计划、研究运输发展规模和速度的重要指标。货物周转量和客运周转量反映运输业生产的总成果，也是编制和检查运输生产计划、计算运输效率、劳动生产率以及核算运输单位成本的主要指标。[20]

本文所有数据样本来源于《甘肃发展年鉴2019》、[20]《中国统计年鉴2019》。[21]

（三）协整及格兰杰因果关系分析

1.平稳性检验

进行协整检验的前提是对变量进行时间序列的平稳性检验，因此，本文首先对人均GDP与客运量、客运周转量、货运量和货运周转量进行时间序列的单位根检验。本文对取对数之后的变量做时间趋势图，结果如图3所示。从图3中可以看出，取对数后的各变量呈线性变化，说明从1978年以来，甘肃省的人均GDP和客运量、客运周转量、货运量及货运周转量都保持了平稳的增长，而且有上涨的趋势。因此，继续对变量进行一阶差分，结果如图4所示。从图4可以看出，在经过一阶差分后，各变量的对数序列变化趋势基本一致，进一步通过单位根检验去检验时间序列的平稳性。

图3 各变量的趋势图

图4 各变量一阶差分后的时间趋势图

本文采用ADF检验各变量的平稳性，其结果如表1所示。LNGDP、LNKY、LNKYZZ、LNHY和LNHYZZ的 ADF 值分别为-0.529538、-1.146308、-0.846487、-0.752916和0.525796，均大于1%水平下的临界值，表明在研究样本期间，人均GDP和交通基础设施规模都是非平稳序列。经过差分后D(LNGDP)、D(LNKY)、D(LNKYZZ)、D(LNHY)和D(LNHYZZ)的ADF值分别是-3.833674、-4.708532、-4.97483、-5.778733和-4.927355，均小于1%、5%和10%水平下的ADF值。所以至少可以在99%的置信度下拒绝原假设，认为各序列不存在单位根，综上所述，非平稳性序列经过一阶差分平稳。

2.协整关系检验

本文采用Johansen协整检验，对LNGDP、LNKY、LNKYZZ、LNHY和LNHYZZ进行检验，用来分析甘肃省交通基础设施规模与经济增长在长期内是否会保持稳定、均衡的关系。检验结果如表2所示。

从表2可以看出，当秩个数为0时，秩统计量为76.90432，大于5%和1%显著水平下的临界值，所以拒绝不存在协整关系的零假设，即各变量之间存在协整关系。当秩个数为1时，秩统计量为42.31642，分别小于5%和1%显著水平下的临界值，因此接受存在一个协整关系的零假设，这一协整关系所反映的是各变量之间的长期稳定趋势，它趋于长期均衡，标准化后的长期协整关系下式所示：

上式表明，人均GDP每增加1%，客运量、客运周转量和货运周转量分别增长0.766829%、5.506155%和2.399325%，而货运量减少0.100192%.

与上式相对应，表3给出了误差修正模型的估计结果。VEC模型的总体检验结果中赤池信息准则AIC是-5.437784，施瓦茨SC准则是4.102226.AIC和SC都比较小越小，效果也比较好。

在误差修正模型（VEC）中，从误差修正项（EC）看 ，LNGDP、LNKY、LNKYZZ、LNHY和LNHYZZ的调整系数分别为0.040355、 0.033628、 0.069161、 0.008376和-0.109318，说明货运周转量对均衡关系表现出一种反向修正机制，而经济增长、客运量、客运周转量和货运量对均衡关系都有正向促进关系，因而保持系统的稳定即协整关系的存在，能有效促进经济增长、客运量、客运周转量和货运量的增加，并且协整关系对GDP的作用较小，对客运量的影响更大。

表1 甘肃省交通基础设施规模与经济增长序列的ADF检验结果

表2 各变量协整检验结果

表3 交通基础设施规模与经济增长的VEC模型估计结果

从协整检验的结果和误差修正模型的分析看出，交通基础设施规模的增长与经济增长体现出长期的均衡关系，说明交通基础设施规模的增长促进了经济的增长，最终的结果还需要通过格兰杰因果关系检验来证实。

3.格兰杰因果关系检验

利用Eviews9.0，计算的LNGDP、LNKY、LNKYZZ、LNHY和LNHYZZ的一阶差分序列，即D(LNGDP)、D(LNKY)、D(LNKYZZ)、D(LNHY)和D(LNHYZZ)进行格兰杰因果关系检验，用来判断变量之间的因果关系。结果如表4所示。

从表4可以看出，当滞后阶数为1时，LNKY、LNHY与LNGDP的格兰杰原因的概率都大于0.05，所以不拒绝原假设，认为在短期内，LNKY、LNHY与LNGDP相互不存在格兰杰因果关系，但滞后阶数为2和3时，LNKY和LNHY不是LNGDP格兰杰原因的假设；LNGDP不是LNKY和LNHY的格兰杰原因的假设概率都小于0.05，所以拒绝原假设，说明LNKY和LNHY与经济的增长互为因果关系；滞后阶数为1～3时，接受LNGDP不是LNKYZZ和LNHYZZ的格兰杰原因的概率几乎都小于0.05，所以拒绝原假设，认为LNGDP是LNKYZZ和LNHYZZ的格兰杰原因；同样，可以说明LNKYZZ和LNHYZZ是LNGDP是格兰杰原因，并且当滞后阶数为1～3时具有稳健性，体现为互为因果的关系。

四、结束语

本文用运计量经济学的协整和因果关系模型，通过分析1978～2018年甘肃省交通基础设施规模与经济增长的相互关系，得到以下主要结论：第一，通过对协整检验结果的分析，说明交通基础设施规模与经济增长保持长期稳定的均衡关系，长期内甘肃省交通基础设施规模的扩大会促进经济增长，同时，经济快速增长，政府也会加强对交通基础设施的投资和建设；第二，通过对格兰杰因果关系检验结果的分析，证实了经济增长与交通基础设施规模的扩大互为格兰杰因果关系。说明自改革开放以来，甘肃省经济的增长导致了交通基础设施规模的扩大，交通基础设施规模的扩大同时促进了经济的增长，两者相互促进。这一结论对于甘肃省政府制定投资交通基础设施的决策具有重要的现实意义。

表4 交通基础设施与经济增长的因果关系检验结果

以上结论表明，甘肃省交通基础设施规模与经济的增长有互相促进作用。交通基础设施作为区域经济活动的中心，各区域间的要素流动需要借助交通基础设施来完成。因此甘肃省政府一方面应该加大对交通基础设施规模的投资和建设，以促进经济的快速增长。另一方面，作为经济发展的基础和保障，交通基础设施的建设要超前于经济的发展，其作用才能充分地发挥出来，以此促进各区域之间的经济往来和地区经济一体化的形成，最终促进甘肃省经济的发展。