論農村交通運輸對經濟發展研究

前言：本站為你精心整理了論農村交通運輸對經濟發展研究范文，希望能為你的創作提供參考價值，我們的客服老師可以幫助你提供個性化的參考范文，歡迎咨詢。

摘要：近年來，長沙縣的公路、鐵路、航空等方面的運輸能力發展迅速，這在很大程度上促進了縣內經濟的繁榮，加強了農村經濟與城市經濟之間的聯系。交通運輸對長沙縣經濟發展的影響非常值得研究。通過Granger因果檢驗實證分析表明，交通運輸發展在客運周轉量、貨運周轉量、運輸網、民用汽車擁有量等方面對經濟發展有促進作用。

關鍵詞：農村交通運輸；經濟發展；影響；實證分析

交通運輸業是基礎產業，該產業的發展與各類經濟產業有很大的關聯，對經濟發展起著重要作用。近年來，長沙縣農村交通事業發展迅速，截至2019年，長沙縣公路里程達到6250.9km[1]。正確認識長沙縣交通運輸業發展與其經濟發展之間的關系既可為二者協調發展提供依據，也可為其他中部地區的發展提供一定的借鑒。

1長沙縣農村交通運輸及經濟發展現狀

1.1長沙縣農村交通運輸發展現狀

目前，長沙縣的路網格局可以概括為“八縱十六橫”。所謂“八縱十六橫”，涵蓋了公路、鐵路、航空和水路等方面。其中：公路方面，有京港澳高速、107國道、長永高速、機場高速、繞城高速，再加上岳汝高速、醴潭高速等外環線，行政村客運（公交）線路通達率為100%；鐵路方面，有南北向的武廣線和東西向的滬昆線；航空方面，有黃花國際機場，據統計，2019年該機場的旅客吞吐量達2691.1萬人次；水運方面，有湘江、瀏陽河貫穿境內。

1.2長沙縣經濟發展現狀

截至2019年12月，長沙縣生產總值為1709.96億元，相比2018年增長了8.2%。另外，從長沙縣的產業發展情況來看，第一產業的增加值為74.16億元，第二產業增加值達879.03億元，第三產業增加值為74.16億元，增長率分別為3.8%、8.3%、8.5%。長沙縣第一產業對全縣GDP的拉動效應為0.2%，第二產業為4.5%，第三產業為3.5%。2019年長沙縣城鎮新增就業17221人，下崗4300人，失業人員1449人，城鎮登記失業率為3%[2]。

2交通運輸對經濟影響的實證分析

2.1指標的選取

筆者選取能夠反映經濟的重要指標———國內生產總值（GDP），選取能夠反映交通發展的指標——客運周轉量（PKM）、貨運周轉量（FTK）、運輸網（TNT）和民用汽車擁有量（VEH）。數據主要來源于湖南統計信息網、長沙市人民政府官網和長沙縣經濟統計快報。分析過程中采用了如下變量：GDP為國內生產總值（GrossDomesticProduct），單位為“億元”；FTK為貨運周轉量（FreightTon-Kilometers），單位為“萬噸•公里”；PKM為客運周轉量（Passenger-Kilometers），單位為“萬人•公里”；TNT為運輸網（Transportationnetwork），單位為“公里”；VEH為民用汽車擁有量（CivilVehiclesOwned），單位為“萬輛”。

2.2數據的獲得及修正

2.2.1樣本空間選取

為了提高研究的準確性，考慮到數據的可得性，以2000~2019年為樣本收集了有關數據。

2.2.2異方差對數修正

由驗檢可知：在回歸模型中，如果忽略對被解釋變量具有重要影響的經濟要素和測量誤差，則可能導致在實證檢驗過程中出現異方差問題[3]。為解決異方差問題，提高實證檢驗的有效性，將已選取的各指標變量進行了對數轉換。

2.3時間序列的檢驗分析

通過調整滯后差分參數，使AIC和SC最小化并輸出測試結果。根據表3可知，時間序列的檢驗具有1%的顯著性，并且存在單位根[4]。由此可以看出，時間序列為非平穩狀態，但一階差分序列在1%或5%的顯著性水平上是沒有單位根的。此時一階差分序列屬于平穩狀態，得出的LGDP、LFTK、LPKM、LTNT和LVEH屬于一階單整數序列。

2.4交通運輸對經濟發展影響的協整檢驗

序列e的ADF檢驗結果如表4所示。在5%的顯著水平下，殘差具有平穩性。表明檢驗結果具有協整關系長期均衡方程的檢驗結果是標準的。因此，當國內生產總值、貨運周轉量、客運周轉量、運輸網等因素之間是存在方程(1)中長期均衡關系的，通過計算得出LGDP變化值為75.7%[5]。其中，貨運周轉量的長期彈性為0.359，旅客周轉量的長期彈性為0.142，運輸網絡的長期彈性為0.245，民用車輛保有量的長期彈性為0.051。

2.5Granger因果分析

1969年，美國經濟學家CliveW.J.Granger提出了Granger因果關系檢驗理論，該理論對因果關系的檢驗非常有用[6]。在引入當前序列之前，首先用Granger級數來檢驗x的值是否可以用來解釋x的滯后程度。其中k是最大滯后階，k的確定是一個非常重要的步驟。根據赤池信息準則和Schwarz信息準則，選擇滯后階k為4。檢驗的原假設為：序列x（y）不是序列y（x）的Granger成因，即：δ1＝δ2＝…＝δk＝0。檢驗結果如表5、表6、表7和表8所示。可見在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同樣也是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研究結論

（1）從長期關系來說，當貨物周轉量、旅客周轉量、運輸網絡和民用車輛保有量增加1%時，國內生產總值分別增長0.359%、0.142%、0.245%和0.051%。根據數據分析可知：因為貨物流通量的增加在相當大的程度上是由制造量和消費量的增長引起的，所以貨物周轉量對GDP的拉動作用最大；因為民用車輛保有量的增長主要反映的是人均收入的增長，而不一定是GDP總量的增長，所以民用車輛保有量對GDP的拉動作用最弱。

（2）從短期關系來說，當貨物周轉量、旅客周轉量、運輸網絡和民用車輛保有量增長1%時，國內生產總值將分別增長0.131%、0.048%、-0.086%和0.134%。分析可知：貨運周轉量、客運周轉量和民用車輛保有量對GDP的長期和短期都有正向影響，且長期影響比短期影響大，這與交通基礎設施投資建設時間相對較長有關；運輸網絡的增長將在短期內降低GDP，這與基礎設施投資規模有關。

（3）國內經濟持續快速發展，對增加交通運輸業投資有一定的推動作用。增加交通運輸業投資，有利于促進交通運輸業的發展。在新農村建設背景下，雖然針對農村交通運輸的投入資金越來越多，但與農村交通運輸基礎設施建設的需求仍有差距。同時，在資金管理、資源結構合理性等方面，農村交通運輸還存在較多問題。

參考文獻

［1］王任祥，王玥.基于基尼系數的交通運輸公平性與區域經濟發展的耦合協調性研究[J].重慶交通大學學報（社會科學版），2020，20（4）：53-59.

［2］馬立萍.對交通運輸經濟分析工作的認識與思考[J].科技經濟導刊，2020，28（22）：202-203.

［3］唐秀英，郭佳琪.公路運輸與區域經濟發展的相關性分析[J].中國物流與采購，2020（15）：67.

［4］葛淑群.高速公路建設管理與區域經濟發展之間的關系研究[J].農村經濟與科技，2020，31（14）：152-153.

［5］梁爽.市場經濟體制下的公路運輸經濟管理的研究[J].產業創新研究，2020（14）：65-66.

［6］劉濤.淺析基于“互聯網+”的交通運輸經濟發展[J].價值工程，2020，39（21）：189-190.

作者：祝英夫  單位：長沙市軌道交通集團有限公司