鐵路運(yùn)輸業(yè)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的宏觀分析

鐵路運(yùn)輸業(yè)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的宏觀分析鐵路運(yùn)輸業(yè)對經(jīng)濟(jì)開展影響的宏觀分析

一、引言

我國的國土面積廣大，資源分布以及區(qū)域經(jīng)濟(jì)開展極為不平衡，特別是在我國邊疆地帶聚居著眾多少數(shù)民族；而鐵路運(yùn)輸因具備運(yùn)距長，規(guī)模集約、連續(xù)性強(qiáng)的特點(diǎn)，可以有效的聯(lián)接全國各地并能對國民經(jīng)濟(jì)有著明顯的聯(lián)動作用，削弱因空間阻隔和地域差別帶來的國民經(jīng)濟(jì)開展不均衡問題。此外，鐵路運(yùn)輸業(yè)作為我國綜合運(yùn)輸網(wǎng)絡(luò)中的骨干，是改善我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)開展不平衡的重要伎倆，更是改變我國資源分布及工業(yè)布局非均衡的大動脈，對其他運(yùn)輸方式也有著很大的影響。

目前，我國鐵路運(yùn)輸業(yè)正處于開展的黃金機(jī)遇期，本文通過Eviews軟件定量地分析我國的鐵路運(yùn)輸業(yè)對經(jīng)濟(jì)開展的影響，為相關(guān)政府部門在鐵路規(guī)劃、鐵路網(wǎng)絡(luò)布局建設(shè)提供政策上的指導(dǎo)，從而更好地發(fā)揮鐵路根底設(shè)施建設(shè)的重大作用。

二、我國鐵路運(yùn)輸業(yè)和經(jīng)濟(jì)開展的關(guān)聯(lián)分析

關(guān)于鐵路運(yùn)輸業(yè)對經(jīng)濟(jì)開展的影響，國內(nèi)外學(xué)者均有過深入的理論與實踐研究。19世紀(jì)上半葉德國經(jīng)濟(jì)學(xué)家弗里德里?！独钏固卦?政治經(jīng)濟(jì)學(xué)的國民經(jīng)濟(jì)體系》一書中就曾提出“交通運(yùn)輸?shù)难芯靠梢杂辛ν七M(jìn)國民生產(chǎn)力的論點(diǎn)〞；20世紀(jì)80年代時期，美國運(yùn)輸經(jīng)濟(jì)學(xué)家羅依桑普森在?運(yùn)輸經(jīng)濟(jì)一實踐、理論與政策》一文中提出“按照區(qū)域開展生命周期，將區(qū)域工業(yè)化過程劃分為四個階段，并針對不同階段區(qū)域生產(chǎn)活動的經(jīng)濟(jì)特征，提出了運(yùn)輸影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)開展的假說，分析了不同階段的運(yùn)輸特性及運(yùn)價政策的區(qū)域經(jīng)濟(jì)影響。〞但是隨著研究的深入，關(guān)于經(jīng)濟(jì)開展與交通運(yùn)輸業(yè)之間的關(guān)系方面的研究已經(jīng)突破定性探討，呈現(xiàn)出定量化研究的導(dǎo)向。OzmenErtekin，Dilruba、Huang，Guoxiong、VandeVooren、Chia-Hsing[10]分別從不同方面經(jīng)濟(jì)開展之間的關(guān)系進(jìn)行了定量化的分析。

近年來，隨著我國經(jīng)濟(jì)的不斷開展和綜合國力的不斷增強(qiáng)，我國交通運(yùn)輸也取得了長足的開展，在交通運(yùn)輸領(lǐng)域尤其是鐵路運(yùn)輸方面得到了眾多專家、學(xué)者和相關(guān)政府部門的關(guān)注，并涌現(xiàn)出一批有代表性的研究成果。張風(fēng)波〔1987〕、王際祥〔1996〕和楊浩〔1995〕分別運(yùn)用經(jīng)濟(jì)計量分析辦法對國民經(jīng)濟(jì)和運(yùn)輸統(tǒng)計資料進(jìn)行分析，進(jìn)一步研究了運(yùn)輸業(yè)與國民經(jīng)濟(jì)之間的聯(lián)系以及探索運(yùn)輸預(yù)測方面的相關(guān)理論與實際應(yīng)用。張偉〔2022〕提出了“交通運(yùn)輸業(yè)與國民經(jīng)濟(jì)互動關(guān)系的理論架構(gòu)，并在此根底上利用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)和灰色關(guān)聯(lián)度辦法建立了需求和供應(yīng)理論模型〞。武旭，胡思繼〔2022〕對鐵路運(yùn)輸與社會經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)開展評價問題進(jìn)行進(jìn)一步探索，通過數(shù)據(jù)包絡(luò)分析辦法〔DEA〕分析兩者之間的關(guān)系，對于如何合理選擇決策單元及DEA模型這一問題也進(jìn)行了深入研究，并提出了鐵路運(yùn)輸與社會經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)開展的一系列測度公式，以及有效性指數(shù)和狀態(tài)協(xié)調(diào)度等概念。

綜上所述，從系統(tǒng)性和整體性角度可知：鐵路運(yùn)輸業(yè)的開展可以有效促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)的開展，但相關(guān)的系統(tǒng)分析及評價，仍是一個有待于深入研究的領(lǐng)域。

三、我國經(jīng)濟(jì)開展水平和鐵路運(yùn)輸業(yè)的開展趨勢分析

〔一〕經(jīng)濟(jì)開展水平趨勢分析

根據(jù)1984～2022年30年的?中國統(tǒng)計年鑒》的數(shù)據(jù)，整理國內(nèi)生產(chǎn)總值〔GDP〕的增長情況以及國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)變動圖，如圖1、圖2所示。自1984年開始，我國經(jīng)濟(jì)總體一直處于增長趨勢，并于2022年至今，經(jīng)濟(jì)總量呈現(xiàn)暴發(fā)式增長。在經(jīng)濟(jì)開展速度上，我國經(jīng)濟(jì)自1984年至1990年期間增長速度較緩，增長率呈現(xiàn)明顯的下挫趨勢；自1991年經(jīng)濟(jì)增長率提升至14%，但隨后的10年間，經(jīng)濟(jì)增長率仍處于遲緩下降趨勢，但年增長率仍未知在8%以上；2022年開始我國迎來了大開展的十年，經(jīng)濟(jì)總量迅速提升，經(jīng)濟(jì)開展速度也根本維持在10%以上。

〔二〕鐵路運(yùn)輸業(yè)開展趨勢分析

根據(jù)中國鐵路總公司及鐵道統(tǒng)計公告對全國鐵路主要指標(biāo)的考核，全國鐵路運(yùn)輸能力主要包含：鐵路客運(yùn)量、鐵路旅客周轉(zhuǎn)量、固定資產(chǎn)投資額、鐵路貨運(yùn)量、鐵路貨物周轉(zhuǎn)量5項指標(biāo)。因此本文將上述5個指標(biāo)作為考核鐵路運(yùn)輸業(yè)開展的參考，圖3至圖7為相關(guān)指標(biāo)與國內(nèi)生產(chǎn)總值的趨勢比照。

由上述趨勢比對可以得出：這六個指標(biāo)在1984年至2022年30年間國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長趨勢根本保持一致，但固定資產(chǎn)投資額的增長趨勢過去一直處于比擬平穩(wěn)的狀態(tài)，但在04年開始出現(xiàn)激增狀況，主要原因是高鐵時代的巨額投資帶動所致，最近4年出現(xiàn)的投資額變動同樣是由于高鐵建設(shè)投資的收縮所致。

四、我國經(jīng)濟(jì)開展水平和鐵路運(yùn)輸業(yè)的開展趨勢分析

〔一〕多重共線性檢驗與修正

因為反映交通運(yùn)輸?shù)母黜椫笜?biāo)與國內(nèi)生產(chǎn)總值有著長期穩(wěn)定的相互作用，并且能夠直接影響國能生產(chǎn)總值。為全面反映鐵路運(yùn)輸業(yè)開展對經(jīng)濟(jì)建設(shè)的影響，因此，選擇“國內(nèi)生產(chǎn)總值〞作為被解釋變量為y；令解釋變量“鐵路客運(yùn)量〞為x1；“鐵路旅客周轉(zhuǎn)量〞為x2；“鐵路貨運(yùn)量〞為x3；〞“鐵路貨物周轉(zhuǎn)量〞為x4；；“固定資產(chǎn)投資額〞為x5，根據(jù)從國家統(tǒng)計年鑒中收集到的數(shù)據(jù)，建立與之相關(guān)的線性回歸模型為：y=a+b*x1+c*x2+d*x3+e*x4+f*x5。

利用Eviews軟件進(jìn)行回歸估計，結(jié)果見表1：

根據(jù)表2可得數(shù)據(jù)：R-squared=0.994462；AdjustedR-squared=0.992331；F=466.8415；T=〔-4.850397〕〔3.224112〕〔0.205770〕〔2.505056〕〔-2.361077〕〔0.927874〕。由上述回歸數(shù)據(jù)可見，該模型可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗值466.8415明顯顯著，參數(shù)t檢驗結(jié)果不顯著，由此可知，可能存在嚴(yán)重的多重共線性。因此，如果要得出合理切合實際的模型，就需要進(jìn)一步驗證是否真的發(fā)生多重共線，如果的確存在多重共線性，就需要對模型進(jìn)行修正，以降低多重共線性。下面分別做y對x1，x2，x3，x4，x5的一元回歸，結(jié)果見表2。

其中，參加x2的方程AdjustedR-squared最大，以x2為根底，依次參加其他變量逐步進(jìn)行回歸，結(jié)果見表3。

比擬得知，參加x1的方程AdjustedR-squared為0.982901，改良最大，且各個參數(shù)的T檢驗顯著，選擇保存x1再參加其他新變量逐步回歸，結(jié)果如表4。

在x1x2根底上參加x5后的方程AdjustedR-squared顯著增大，且當(dāng)可決系數(shù)α=0.1的時候，tα/2〔n-m-1〕=t0.05〔15〕=1.753，各個參數(shù)的t檢驗都顯著。而當(dāng)參加x3或x4時，各參數(shù)t檢驗均不顯著，表明引起多重共線性，所以應(yīng)將參數(shù)x3和x4剔除，修正后的多重共線性影響的回歸結(jié)果如表5所示。

〔二〕異方差檢驗與修正

采用懷特檢驗的估計結(jié)果如表6。

由表7可知，對回歸結(jié)果做懷特檢驗得到nR2=9.43274，并且在α=0.05的置信水平下，？2分布的臨界值？20.05〔5〕=11.07。因為nR2〔三〕自相關(guān)檢驗與修正

對樣本量n=19，顯著性水平為0.05時，查得dl=0.97，du=1.68。而模型中DW=1.791264，所以du綜上所述，模型方程式為：y=-279417.2+2.629486*x1+25.85680*x2+3.0310877*x5，表明在其他條件不變的情況下，當(dāng)鐵路客運(yùn)量增加1萬人、鐵路旅客周轉(zhuǎn)量增加1億人公里、固定資產(chǎn)投資額增加1億元，分別增加2.629486億元，25.85680億元和3.0310877元。

五、結(jié)論及政策倡議

我國經(jīng)濟(jì)開展水平與鐵路客運(yùn)量、鐵路旅客周轉(zhuǎn)量和固定資產(chǎn)