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公路基礎(chǔ)設(shè)施投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的協(xié)整分析
——以“新絲綢之路”經(jīng)濟(jì)帶為例

雷天，許金良，單東輝，賈興利

(長安大學(xué) 特殊地區(qū)公路工程教育部重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，陜西 西安710064)

摘要:基于時(shí)間序列數(shù)據(jù)，利用ADF檢驗(yàn)、向量自回歸(VAR)模型協(xié)整理論和Granger因果檢驗(yàn)對(duì)“新絲綢之路”經(jīng)濟(jì)帶沿線公路基礎(chǔ)設(shè)施投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果表明：三大產(chǎn)業(yè)增長與公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資之間表現(xiàn)出一種長期均衡的關(guān)系；第二產(chǎn)業(yè)很大程度上能夠帶動(dòng)公路交通基礎(chǔ)設(shè)施的投資力度，他們之間表現(xiàn)為雙向的因果關(guān)系；公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)第一產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)的促進(jìn)作用是單向的；公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的作用有一定的時(shí)滯或周期，時(shí)滯在2~3年。

關(guān)鍵詞：公路投資；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；協(xié)整分析；Granger因果檢驗(yàn)；“新絲路”經(jīng)濟(jì)帶

公路作為道路交通運(yùn)輸體系的重要基礎(chǔ)設(shè)施，是沿線區(qū)域及輻射區(qū)域發(fā)揮各自優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)的運(yùn)輸保障。區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的趨勢，在時(shí)間上表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級(jí)化，在空間上表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)的聚集和優(yōu)化，公路作為生產(chǎn)要素流動(dòng)的重要載體之一，在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、產(chǎn)業(yè)布局和工業(yè)化等方面有著不可替代的作用。隨著“新絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”戰(zhàn)略的提出，沿線節(jié)點(diǎn)城市競相提出各自產(chǎn)業(yè)定位，確定公路基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)沿線產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響效應(yīng)對(duì)指導(dǎo)區(qū)域公路建設(shè)規(guī)劃、充分發(fā)揮交通建設(shè)對(duì)經(jīng)濟(jì)及產(chǎn)業(yè)發(fā)展的推動(dòng)作用具有十分重要的意義。協(xié)整理論自20世紀(jì)80年代末被格蘭杰( Granger)和恩格爾( Engle)提出之后就在解釋經(jīng)濟(jì)關(guān)系領(lǐng)域就得到了十分廣泛的應(yīng)用，近年來也逐漸應(yīng)用于交通與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系研究方面。Samimi[1]用協(xié)整理論對(duì)公路能源需求和宏觀經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系進(jìn)行了研究；Ramanathan[2]采用協(xié)整分析和誤差修正模型對(duì)印度旅客及貨物周轉(zhuǎn)量與工業(yè)增長關(guān)系進(jìn)行了分析論證；林航飛等[3]分析了上海市公路貨運(yùn)量與經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整關(guān)系；楊帆等[4]利用1952~2006 年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)運(yùn)用協(xié)整理論和Granger因果檢驗(yàn)方法分析交通運(yùn)輸與直接經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系；葉昌友等[5]利用1997-2010年的面板數(shù)據(jù)，對(duì)交通業(yè)發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。目前，國內(nèi)外關(guān)于交通運(yùn)輸與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間關(guān)系的研究已較為成熟，但大多是針對(duì)交通基礎(chǔ)設(shè)施與直接經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，另外，對(duì)我國而言，大多關(guān)于交通與經(jīng)濟(jì)關(guān)系分析的研究范圍多集中在較為發(fā)達(dá)的省區(qū)或以全國范圍的公路建設(shè)為依據(jù)，對(duì)于地理位置深處內(nèi)陸海上發(fā)展受限、陸上交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)需求迫切的地區(qū)研究較為欠缺。劉育紅[6]以“新絲綢之路”經(jīng)濟(jì)帶為目標(biāo)研究了經(jīng)濟(jì)帶沿線交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)直接經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng)，但并未對(duì)公路交通與經(jīng)濟(jì)帶沿線產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展趨勢做深入分析，沒有為經(jīng)濟(jì)帶沿線產(chǎn)業(yè)發(fā)展定位提供直接指導(dǎo)?；诖?，本文以“新絲綢之路”經(jīng)濟(jì)帶沿線各節(jié)點(diǎn)城市為對(duì)象，利用協(xié)整分析對(duì)沿線公路交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的量化關(guān)系進(jìn)行深入研究，為指導(dǎo)經(jīng)濟(jì)帶沿線的公路建設(shè)及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)規(guī)劃提供科學(xué)依據(jù)。

1模型理論基礎(chǔ)

協(xié)整模型的主要經(jīng)濟(jì)意義在于，若2個(gè)變量各自具有長期波動(dòng)規(guī)律且存在協(xié)整關(guān)系，則可以通過其他變量的變化來影響另一變量的變化；反之，若2個(gè)變量雖然各自有其長期的波動(dòng)規(guī)律但并不協(xié)整，則不存在通過其他變量來影響另一變量的基礎(chǔ)。

2變量選取與處理

2.1指標(biāo)選取與樣本尺度確定

2.1.1變量選取

公路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投資額是區(qū)域公路交通投資最直觀的反映指標(biāo)，因此選取連霍公路沿線各節(jié)點(diǎn)城市歷年公路交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資額度(TRANSPORT)作為公路基礎(chǔ)設(shè)施投資指標(biāo)，數(shù)據(jù)可從歷年《交通年鑒》中公路基礎(chǔ)設(shè)施完成投資額獲得。為了表征“新絲綢之路”經(jīng)濟(jì)帶沿線產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化趨勢，選取沿線各節(jié)點(diǎn)城市歷年第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(PI)、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(SI)、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(TI)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)，數(shù)據(jù)可從歷年《統(tǒng)計(jì)年鑒》直接獲得。

2.1.2樣本尺度確定

時(shí)間尺度：1952年以后，我國的統(tǒng)計(jì)工作逐步規(guī)范，但是由于在節(jié)點(diǎn)城市面板數(shù)據(jù)方面，部分市的部分關(guān)鍵數(shù)據(jù)難以獲取，因此在時(shí)間尺度選擇方面，考慮到面板數(shù)據(jù)的可比性和可獲性，建立的數(shù)據(jù)庫時(shí)間尺度為1999~2011年，相關(guān)數(shù)據(jù)從主要節(jié)點(diǎn)城市歷年統(tǒng)計(jì)年鑒整理得到?？臻g尺度：空間尺度界定了研究對(duì)象的地理界限，本文使用與“絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”部分路線重疊、貫穿我國東、中、西的連霍公路沿線13個(gè)主要節(jié)點(diǎn)城市的面板數(shù)據(jù)來分析公路交通基礎(chǔ)設(shè)施與沿線各產(chǎn)業(yè)的關(guān)系，由東往西依次為：連云港、徐州、商丘、開封、鄭州、洛陽、西安、寶雞、天水、蘭州、武威、嘉峪關(guān)、烏魯木齊。

2.2數(shù)據(jù)處理

以1990~2011年間“新絲路”經(jīng)濟(jì)帶沿線公路基礎(chǔ)設(shè)施投資額和三大產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值作為原始數(shù)據(jù)樣本，為了考慮物價(jià)因素的影響，用以1978年為基期的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值進(jìn)行縮減換算，使得歷年的數(shù)據(jù)具有可比性；另外，為消除數(shù)據(jù)中存在的異方差和數(shù)據(jù)的劇烈波動(dòng)，分別對(duì)每個(gè)變量取對(duì)數(shù)，即LGDPt=log(GDPt/Pt)，LTRANSPORTt= log(TRANSPORTt/Pt)，對(duì)數(shù)處理后各變量趨勢如圖1所示。

圖1　經(jīng)濟(jì)帶沿線公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資和三大產(chǎn)業(yè)對(duì)數(shù)、一階差分時(shí)間序列趨勢圖Fig.1 Logarithm and first order differential time series trends of three major industries and highway investment along the economic belt

3實(shí)證分析

利用協(xié)整理論來分析交通基礎(chǔ)設(shè)施投資與三大產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長在長期內(nèi)是否保持穩(wěn)定均衡的關(guān)系，利用向量自回歸模型及脈沖響應(yīng)模型分析短期沖擊帶來的影響，最后用格蘭杰因果檢驗(yàn)判斷變量之間的因果關(guān)系。

3.1平穩(wěn)性檢驗(yàn)

檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性是協(xié)整分析的首要任務(wù)。利用增廣迪基—福勒檢驗(yàn)[9]，即ADF 檢驗(yàn))對(duì)公路基礎(chǔ)設(shè)施投資額與三大產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，若檢驗(yàn)序列中存在單位根，則為非平穩(wěn)時(shí)間序列[10]。從圖1可以看出，西部大開發(fā)以來，“新絲路”經(jīng)濟(jì)帶沿線公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資與三大產(chǎn)業(yè)均保持了很快的增長速度，取對(duì)數(shù)之后均呈線性變化顯示了明顯的上漲趨勢，表明這幾個(gè)變量都是非平穩(wěn)的時(shí)間序列。采用增廣迪基—福勒檢驗(yàn)(即ADF檢驗(yàn))后的結(jié)果如表1所示，結(jié)果表明：LPI，LSI，LTI和LTRANSPORT的ADF值分別為-2.622 8，-0.410 9，-1.046 7和-0.146 2，均大于1%，5%水平下的臨界值接受原假設(shè)，表明樣本LPI，LSI，LTI和LTRANSPORT都是非平穩(wěn)時(shí)間序列。因此，為了使變量可以用于協(xié)整分析，對(duì)時(shí)間序列做差分處理期望達(dá)到平穩(wěn)化的結(jié)果。

表1　經(jīng)濟(jì)帶沿線三大產(chǎn)業(yè)和公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

注：檢驗(yàn)類型中的c和t表示帶有常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)，k表示所采用的滯后階數(shù)。

由一階差分后的時(shí)間趨勢圖可以看出，經(jīng)過一階差分后兩個(gè)時(shí)間序列曲線類似白噪聲。兩序列的ADF檢驗(yàn)值如表1所示，由檢驗(yàn)結(jié)果可以看出：經(jīng)過差分后的DLSI，DLTI和DLTRANSPORT的ADF值分別為-5.112 3、-4.124 9和-5.124 8，均小于1%水平下的臨界值，表明這2個(gè)序列都是一階單整序列，可以用于協(xié)整分析；DLPI的ADF檢驗(yàn)值為-4.549 3，雖然大于1%水平下的臨界值，但是明顯小于5%水平下的臨界值，亦可用于協(xié)整分析；經(jīng)過一階差分之后，得到的DW數(shù)值均在2左右，滿足DW臨界檢驗(yàn)值，這表明各變量自身不存在自相關(guān)性。

3.2VAR模型及脈沖響應(yīng)分析

對(duì)于相互聯(lián)系的時(shí)間序列變量系統(tǒng)，向量自回歸模型是一種有效的預(yù)測模型，也常用于分析不同類型的隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)系統(tǒng)變量的動(dòng)態(tài)影響[11]。利用EVIEWS7.0建立“新絲路”經(jīng)濟(jì)帶公路基礎(chǔ)設(shè)施投資分別與三大產(chǎn)業(yè)的VAR(2)模型，經(jīng)過多次試驗(yàn)，當(dāng)滯后階數(shù)取2時(shí)，公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資(LTRANSPORT)與第一產(chǎn)業(yè)(LPI)的赤池信息量準(zhǔn)則(AIC)達(dá)到最小值，為-6.706 7，SC為-6.345 0因此建立VAR(2)模型，模型結(jié)果如表2所示。其中，2個(gè)回歸模型的擬合度R分別為0.986 2和0.995 4，表明這2個(gè)模型擬合優(yōu)度非常好，可以用于實(shí)證分析。

表2　公路基礎(chǔ)設(shè)施投資與第一產(chǎn)業(yè)序列VAR(2)模型的估計(jì)結(jié)果

注：[ ]內(nèi)的值為t檢驗(yàn)值，( )內(nèi)的值為標(biāo)準(zhǔn)差。

VAR模型各方程檢驗(yàn)：

R-squared0.9862640.995432Adj.R-squared0.9771060.992371Sumsq.resids0.0188940.017384S.E.equation0.0561160.053827F-statistic107.6992326.2058Loglikelihood19.4030919.86723AkaikeAIC-2.619823-2.522271SchwarzSC-2.438961-2.703133

VAR模型總體檢驗(yàn)：

LogL=46.88724AIC=-6.706771SC=-6.345048

同樣的方法，經(jīng)過試驗(yàn)和檢驗(yàn)，建立了公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資(LTRANSPORT)與第二產(chǎn)業(yè)(LSI)的VAR(2)模型，以及公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資(LTRANSPORT)與第三產(chǎn)業(yè)(LTI)的VAR(2)模型。為了深入分析公路交通基礎(chǔ)設(shè)施與沿線各產(chǎn)業(yè)的動(dòng)態(tài)關(guān)系，我們以上述的向量自回歸模型為基礎(chǔ)，分別建立公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資和三大產(chǎn)業(yè)的脈沖響應(yīng)模型。采用漸進(jìn)解析法計(jì)算響應(yīng)函數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差[12]，分別建立LTRANSPORT與LPI、LSI、LTI脈沖響應(yīng)函數(shù)檢驗(yàn)的結(jié)果如圖2(a)，(b)和(c)所示。

由圖2(a)可知，就LTRANSPORT和LPI來說，LTRANSPORT對(duì)自身和LPI的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息脈沖響應(yīng)一直是正向的，且持續(xù)遞增趨勢；LPI對(duì)來自LTRANSPORT和自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的脈沖響應(yīng)也是正向的，且有持續(xù)向上的趨勢。這表明：公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的影響為增大的正面沖擊效應(yīng)，這也凸顯了產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過程中，公路對(duì)第一產(chǎn)業(yè)，特別是農(nóng)業(yè)的重要作用。由圖2(b)可知，就LTRANSPORT和LSI來說，公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)來自自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息，第1年為0.05，緩慢下降，在第3年達(dá)到最小為0.025，之后逐漸持續(xù)上升；公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)來自LSI的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息脈沖響應(yīng)立即有一個(gè)較強(qiáng)的正向反應(yīng)，在第2年達(dá)到0.02，之后緩慢上升，持續(xù)正向。LSI對(duì)來自自身和LTRANSPORT的脈沖響應(yīng)基本一致先降后升，第3年之后保持基本不變的正向作用。這表明：公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資與第二產(chǎn)業(yè)之間具有一定的正相關(guān)關(guān)系，且投資在2~3年后才使得第二產(chǎn)業(yè)增長和波動(dòng)，這體現(xiàn)了交通規(guī)劃的實(shí)施應(yīng)該適度超前的本質(zhì)。由圖2(c)可知，就LTRANSPORT和LTI來說，LTI對(duì)來自自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息脈沖響應(yīng)基本保持較平穩(wěn)的正向反應(yīng)，均值在0.01左右；對(duì)來自LTRANSPORT的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差脈沖響應(yīng)，先升后降，在第2年的達(dá)到最大為0.035，之后逐漸下降，保持負(fù)向關(guān)系，且有增大的趨勢。LTRANSPORT的脈沖響應(yīng)趨勢基本和LTI趨勢一樣。這表明：公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)第三產(chǎn)業(yè)有短期的正向沖擊作用，長期作用不明顯。

(a)LPI；(b)LSI；(c)LTI圖2　LTRANSPORT與LPI， LSI， LTI對(duì)來自一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差信息的脈沖響應(yīng)Figle 2 Pulse of LTRANSPORTA and LPI，LSI，LTI on the innovation from one standard deviation

3.3協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

以上文建立的VAR(2)模型為基礎(chǔ)，采用約翰森檢驗(yàn)(Johansen Test)[13]分別對(duì)三大產(chǎn)業(yè)和公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，分析三大產(chǎn)業(yè)和公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資是否存在長期的、穩(wěn)定的、均衡的關(guān)系[14]，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3　經(jīng)濟(jì)帶沿線各產(chǎn)業(yè)和公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

從表3可以看出LTRANSPORT與LPI，當(dāng)秩個(gè)數(shù)為0時(shí)，秩統(tǒng)計(jì)量大于5%水平下的臨界值，所以拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的零假設(shè)；當(dāng)秩個(gè)數(shù)為1時(shí)，秩統(tǒng)計(jì)量為1.1448，小于5%水平下的臨界值，故接受存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系的零假設(shè)。同理，對(duì)于LTRANSPORT和LSI、以及LPTRANSPORT和LTI，由統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)可以看出它們之間也存在唯一的協(xié)整關(guān)系。協(xié)整關(guān)系式如下：

公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資與第一產(chǎn)業(yè)協(xié)整關(guān)系：

ecm=LTRANSPORTt-0.061 32LPIt+11.210 1

(0.213 8)

公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資與第二產(chǎn)業(yè)協(xié)整關(guān)系：

ecm=LTRANSPORTt-0.163 06LSIt+9.326 8

(0.265 0)

公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資與第三產(chǎn)業(yè)協(xié)整關(guān)系：

ecm=LTRANSPORTt-0.091 27LTIt+5.397 1

(0.230 5)

協(xié)整關(guān)系表明，公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資每增加1%，第一產(chǎn)業(yè)增加0.061 32%，第二產(chǎn)業(yè)增加0.1630 6%，第三產(chǎn)業(yè)增加0.091 27%。這表明：經(jīng)濟(jì)帶沿線區(qū)域公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)第二產(chǎn)業(yè)拉動(dòng)作用最大、第三產(chǎn)業(yè)次之、第一產(chǎn)業(yè)最小。

3.4誤差修正模型

在分析公路基礎(chǔ)設(shè)施投資與三大產(chǎn)業(yè)協(xié)整關(guān)系的基礎(chǔ)上，利用向量誤差修正模型(VEC模型)對(duì)二者的短期波動(dòng)與長期均衡關(guān)系進(jìn)行描述[14]。與建立的協(xié)整方程相對(duì)應(yīng)的向量誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果如表4~6所示，VEC(2)模型的殘差如圖3所示。

表4　公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資與第一產(chǎn)業(yè)的誤差修正模型估計(jì)結(jié)果

注：()內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差，[ ]內(nèi)為t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值

表5　公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資與第二產(chǎn)業(yè)的誤差修正模型估計(jì)結(jié)果

表6　 公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資與第三產(chǎn)業(yè)的誤差修正模型估計(jì)結(jié)果

圖3　LTRANSPORT與LPI，LSI，LTI的VEC(2)模型估計(jì)殘差圖Figle 3 Estimated residual plots from the model VEC (2) of LTRANSPORT and LPI, LSI, LTI

從誤差修正項(xiàng)(EC)來看，3個(gè)方程的調(diào)整系數(shù)均為正，說明公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)均衡的協(xié)整關(guān)系是一種正向的促進(jìn)作用，三大產(chǎn)業(yè)對(duì)公路交通基礎(chǔ)設(shè)施的波動(dòng)也產(chǎn)生了正面的反饋。在誤差修正模型中ECM項(xiàng)反映長期均衡對(duì)短期波動(dòng)影響二等誤差修正機(jī)制[15]，修正系數(shù)都在0.04左右似乎表明其影響不是很明顯，但是從t統(tǒng)計(jì)值上看，該影響是非常顯著的且反應(yīng)較為敏感，因此這種長期均衡對(duì)三大產(chǎn)業(yè)的增長在統(tǒng)計(jì)上是顯著的。

3.5Granger(格蘭杰)因果檢驗(yàn)

從上述建立的公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資與三大產(chǎn)業(yè)的協(xié)整方程可以看出，三大產(chǎn)業(yè)與交通基礎(chǔ)設(shè)施投資之間可能存在因果關(guān)系，但這種因果關(guān)系究竟是雙向的還是單向的，還須利用格蘭杰因果檢驗(yàn)來進(jìn)行判斷。格蘭杰因果關(guān)系是檢驗(yàn)一個(gè)變量的之后變量是否可以引入到其他變量方程中[16]，檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示。

判斷標(biāo)準(zhǔn)：P小于0.05的表示拒絕原假設(shè)，即存在因果關(guān)系；P大于0.05表示接受原假設(shè)，即不存在因果關(guān)系。

由判斷標(biāo)準(zhǔn)和檢驗(yàn)結(jié)果可以看出：公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資與第二產(chǎn)業(yè)之間存在雙向的因果關(guān)系(P=0.049 1，P=0.045 1)，即互為因果；公路交通基礎(chǔ)設(shè)施也是第三產(chǎn)業(yè)的原因(P=0.031 0)，但第三產(chǎn)業(yè)不是公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資的原因；P值0.087 1勉強(qiáng)拒絕了原假設(shè)，即公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資是第一產(chǎn)業(yè)的原因程度很小，第一產(chǎn)業(yè)不是公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資的原因。

表7　公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資與三大產(chǎn)業(yè)之間格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

4結(jié)論

1)三大產(chǎn)業(yè)增長與公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資之間表現(xiàn)出一種長期均衡的關(guān)系，公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資能夠促進(jìn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。經(jīng)濟(jì)帶沿線公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資每增加1%，第一產(chǎn)業(yè)增加0.061 32%，第二產(chǎn)業(yè)增加0.163 06%，第三產(chǎn)業(yè)增加0.091 27%；公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)沿線第二產(chǎn)業(yè)推動(dòng)作用最大、第三產(chǎn)業(yè)次之、第一產(chǎn)業(yè)最小。

2)第二產(chǎn)業(yè)很大程度上能夠帶動(dòng)公路交通基礎(chǔ)設(shè)施的投資力度，他們之間表現(xiàn)為雙向的因果關(guān)系；公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)第一產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)的促進(jìn)作用是單向的。

3)公路交通基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)的作用有一定的時(shí)滯或周期，時(shí)滯在2~3 a，因此公路交通規(guī)劃的實(shí)施應(yīng)超前2~3 a為宜。

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(編輯蔣學(xué)東)

Cointegration analysis between highway investment and optimization of industrial structure——taking "New Silk Road" economic belt as an exampleLEI Tian，XU Jinliang，SHAN Donghui，JIA Xingli

(Key Laboratory for Special Area Highway Engineering of Ministry of Education, Chang’an University,

Xi’an 710064，China)

Abstract：Based on the time series data, the relationship between highway investment and optimization of industrial structure along the“New Silk Road” economic belt is studied by means of Cointegration theory, VAR model and Granger causality test. The results show that there is a long-run equilibrium relationship between three kinds of industrial growth and highway investment; highway investment can largely be driven by the secondary industry and there is a two-way causality relationship between them; the promotion of highway investment on the primary industry and the tertiary industry is the one-way effect. What's more, there is a certain time lag or cycle of the effect of highway investment on industrial structure, which seems to be about 2~3 years.

Key words：highway investment; industrial structure; co-integration analysis; Granger causality test; "New Silk Road" economic belt

中圖分類號(hào)：U412.1

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號(hào)：1672-7029(2016)01-0187-09

通訊作者：雷天(1991-)，女，陜西安康人，博士，從事道路與鐵道工程研究；E-mail: 429121447@qq.com

基金項(xiàng)目：交通運(yùn)輸部西部交通建設(shè)科技資助項(xiàng)目(2011318362810)

收稿日期：*2015-06-21