胡仲達(dá)，張培林，盧文昌，曹 瑩，張佳楠

（武漢理工大學(xué) 交通學(xué)院，湖北 武漢 430063）

1 引言

長(zhǎng)江是貨運(yùn)量位居全球內(nèi)河第一的黃金水道，是我國(guó)東西交通運(yùn)輸?shù)拇髣?dòng)脈。長(zhǎng)江中游承東啟西、溝通南北，是長(zhǎng)江綜合立體交通走廊的關(guān)鍵區(qū)段，腹地內(nèi)湖北、湖南和江西三省經(jīng)濟(jì)社會(huì)、貨運(yùn)量快速增長(zhǎng)，1995-2017年區(qū)域水運(yùn)量從8 740萬(wàn)t增長(zhǎng)到70 195 萬(wàn)t，年均增長(zhǎng)率9.93%。隨著國(guó)家長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶、“一帶一路”等區(qū)域戰(zhàn)略的實(shí)施，經(jīng)濟(jì)格局由東向西梯度轉(zhuǎn)移加快，提升了長(zhǎng)江中游區(qū)域的戰(zhàn)略地位、承東啟西的區(qū)位功能和經(jīng)濟(jì)發(fā)展?jié)摿?，?duì)中游航運(yùn)整體保障水平和重點(diǎn)支撐能力提出了新的更高要求。因而需要科學(xué)認(rèn)知長(zhǎng)江中游區(qū)域水運(yùn)量與GDP及運(yùn)輸結(jié)構(gòu)的動(dòng)態(tài)變化關(guān)系，為制定長(zhǎng)江中游航運(yùn)發(fā)展和航道治理規(guī)劃提供可靠的依據(jù)。

對(duì)于貨運(yùn)量與其影響因素的關(guān)系研究，通常以VAR模型[1]為主進(jìn)行分析，如耿波（2014）以VAR模型為基礎(chǔ)，分析了中國(guó)貨運(yùn)量與GDP 及運(yùn)輸結(jié)構(gòu)的動(dòng)態(tài)關(guān)系[2]，呂稼歡和范文強(qiáng)（2016）重點(diǎn)分析重慶市交通運(yùn)輸需求與經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系[3]，周志龍（2011)以綜合運(yùn)輸交通方式為核心，研究我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與交通運(yùn)輸結(jié)構(gòu)發(fā)展的變化關(guān)系[4]。從已有研究看，甚少涉及長(zhǎng)江中游水運(yùn)量和GDP及運(yùn)輸結(jié)構(gòu)的變化關(guān)系研究。本文構(gòu)建VAR模型，研究區(qū)域GDP、運(yùn)輸結(jié)構(gòu)對(duì)長(zhǎng)江中游水路貨運(yùn)量的影響，研究表明：長(zhǎng)江中游區(qū)域水路貨運(yùn)量與GDP和運(yùn)輸結(jié)構(gòu)之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，且都是長(zhǎng)江中游水路貨運(yùn)量變化的Granger 原因，GDP 和運(yùn)輸結(jié)構(gòu)對(duì)長(zhǎng)江中游水路貨運(yùn)量的長(zhǎng)期彈性分別為0.9186和0.1602，即GDP發(fā)展對(duì)長(zhǎng)江中游水路貨運(yùn)量的影響大于運(yùn)輸結(jié)構(gòu)的影響。

2 VAR模型構(gòu)建

VAR 模型又稱向量自回歸模型，是一種常用的計(jì)量分析模型。由Christopher Sims 于1980年提出，該模型不以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)，不帶有任何事先約束條件，用當(dāng)期變量對(duì)所有變量的滯后變量進(jìn)行回歸，用來(lái)估計(jì)聯(lián)合內(nèi)生變量的動(dòng)態(tài)關(guān)系。其利用數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)，把系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量作為所有內(nèi)生變量滯后值的函數(shù)來(lái)構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型推導(dǎo)成由多元時(shí)間序列變量組成的“向量”自回歸模型。

2.1 數(shù)據(jù)處理

長(zhǎng)江中游區(qū)域以湖北、湖南和江西三省為代表，研究區(qū)域水路貨運(yùn)量與GDP 及運(yùn)輸結(jié)構(gòu)的變化關(guān)系，收集了1995-2017年該區(qū)域GDP、貨運(yùn)總量和水路貨運(yùn)量相關(guān)數(shù)據(jù)，具體見(jiàn)表1。

設(shè)長(zhǎng)江中游區(qū)域水路貨運(yùn)量為被解釋變量，用SYL表示；區(qū)域GDP和運(yùn)輸結(jié)構(gòu)為解釋變量，分別用GDP和YSJG表示，其中運(yùn)輸結(jié)構(gòu)指區(qū)域水路貨運(yùn)量占貨運(yùn)總量的比例；為使變量呈線性趨勢(shì)，對(duì)區(qū)域水路貨運(yùn)量、GDP和運(yùn)輸結(jié)構(gòu)取自然對(duì)數(shù)，得lnSYL、lnGDP和lnYSJG，此處理并不改變?cè)凶兞康膮f(xié)整關(guān)系。

2.2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

構(gòu)建VAR模型，需檢驗(yàn)數(shù)據(jù)序列的平穩(wěn)性，因?yàn)闀r(shí)間序列中普遍存在非平穩(wěn)的數(shù)據(jù)，直接回歸可能會(huì)出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象。本文采用ADF單位根檢驗(yàn)法對(duì)各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)時(shí)，若ADF 檢驗(yàn)值大于所有水平下的臨界值，則變量存在單位根，即具有不穩(wěn)定性；若ADF檢驗(yàn)值小于任意水平下的臨界值，則變量不存在單位根，即具有穩(wěn)定性。本文使用Eviews 軟件對(duì)lnSYL、lnGDP 和lnYSJG進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

表1 長(zhǎng)江中游區(qū)域相關(guān)數(shù)據(jù)

表2 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表2可知，lnSYL 的 ADF 檢驗(yàn)值小于 10%臨界值，lnSYL 在10%顯著水平下平穩(wěn)，lnGDP 在5%和10%顯著水平下平穩(wěn)，lnYSJG 在10%顯著水平下平穩(wěn)，即lnSYL、lnGDP和lnYSJG都具有穩(wěn)定性，因而可以在此基礎(chǔ)上構(gòu)建VAR模型和進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

2.3 VAR模型

在lnSYL、lnGDP和lnYSJG的原序列平穩(wěn)和確定合適的滯后期后，可直接建立VAR 模型。一般根據(jù)AIC赤池信息準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則取值最小的原則來(lái)確定模型的滯后階數(shù)，本文以此確定的最佳滯后階數(shù)為4，建立VAR模型，結(jié)果如下：

3 模型檢驗(yàn)與分析

3.1 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)是在VAR 模型的基礎(chǔ)上檢驗(yàn)回歸系數(shù)，其中Johansen協(xié)整檢驗(yàn)是進(jìn)行多個(gè)變量的協(xié)整檢驗(yàn)方法，以檢驗(yàn)非平穩(wěn)序列的線性組合是否具有穩(wěn)定的均衡關(guān)系[5]。

本模型有 lnSYL、lnGDP 和 lnYSJG 三個(gè)變量，需采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法分析其協(xié)整關(guān)系，檢驗(yàn)回歸系數(shù)。序列l(wèi)nSYL、lnGDP和lnYSJG之間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3和表4。

表3 跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果

表4 最大特征值統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果

Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，lnSYL、lnGDP 和lnYSJG之間存在2個(gè)協(xié)整關(guān)系，協(xié)整方程如下：

協(xié)整方程1：

協(xié)整方程2：

兩個(gè)協(xié)整方程表明VAR 模型中的lnSYL、lnGDP和lnYSJG 之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，GDP 和運(yùn)輸結(jié)構(gòu)對(duì)長(zhǎng)江中游水路貨運(yùn)量的長(zhǎng)期彈性分別為0.918 6和0.160 2，GDP對(duì)長(zhǎng)江中游水路貨運(yùn)量和運(yùn)輸結(jié)構(gòu)的長(zhǎng)期彈性分別為0.883 0和0.222 5，從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)長(zhǎng)江中游水路貨運(yùn)量的影響大于運(yùn)輸結(jié)構(gòu)變化的影響。確認(rèn)三者的協(xié)整關(guān)系后，可通過(guò)Granger 因果關(guān)系分析和脈沖函數(shù)分析進(jìn)一步研究GDP和運(yùn)輸結(jié)構(gòu)對(duì)長(zhǎng)江中游水路貨運(yùn)量的影響是正向還是負(fù)向。

3.2 Granger因果關(guān)系分析

Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)是一種用來(lái)分析變量之間因果的方法，但其因果關(guān)系并非常規(guī)理解的因與果的關(guān)系，而是指一個(gè)變量的前期變化能有效解釋另一個(gè)變量的變化。進(jìn)行Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)要求是回歸式，要求時(shí)間序列變量具有平穩(wěn)性，以避免偽回歸。

由于本VAR模型中的lnSYL、lnGDP和lnYSJG三者之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系，表明三者至少存在一個(gè)方向的因果關(guān)系。為研究三者具體的因果關(guān)系，對(duì)VAR模型進(jìn)行Granger Causality檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表5。

表5 VAR模型的Granger Causality檢驗(yàn)結(jié)果

由表5可知，GDP和運(yùn)輸結(jié)構(gòu)都是水路貨運(yùn)量變化的Granger 原因，而水路貨運(yùn)量的增加還無(wú)法有效解釋GDP 與運(yùn)輸結(jié)構(gòu)發(fā)生的變化；GDP 變化與運(yùn)輸結(jié)構(gòu)變化互成Granger 因果關(guān)系。這表明長(zhǎng)江中游水路貨運(yùn)量的增長(zhǎng)可以由長(zhǎng)江中游區(qū)域GDP增長(zhǎng)和運(yùn)輸結(jié)構(gòu)的變化來(lái)有效解釋，長(zhǎng)江中游區(qū)域GDP 增長(zhǎng)和運(yùn)輸結(jié)構(gòu)的變化也可以相互解釋。

3.3 脈沖函數(shù)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述了一個(gè)內(nèi)生變量的單位誤差沖擊對(duì)自身與其它內(nèi)生變量帶來(lái)的影響，或隨著時(shí)間的變化，各個(gè)內(nèi)生變量對(duì)于沖擊的響應(yīng)。在確定協(xié)整關(guān)系后，建立 lnSYL、lnGDP 和 lnYSJG 時(shí)間序列的VAR模型，得到AR根圖，如圖1所示。

圖1 水平單位圓和特征根

由圖1可知，特征方程全部根的倒數(shù)值都落在單位圓內(nèi)部，表明模型穩(wěn)定性較好，可以進(jìn)一步對(duì)VAR模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析，結(jié)果如圖2所示。

圖2 脈沖響應(yīng)圖

由圖2可知，長(zhǎng)江中游水路貨運(yùn)量對(duì)自身一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息立即做出響應(yīng)，這種響應(yīng)約為0.04，然后逐漸降低，到第9 期達(dá)到最低值，約為-0.04。隨后上升，在第20期左右達(dá)到平穩(wěn)。水路貨運(yùn)量對(duì)運(yùn)輸結(jié)構(gòu)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息沒(méi)有立即做出響應(yīng)，在第1期響應(yīng)為0，隨后快速下降，在第2 期達(dá)到最小，約為-0.03，然后逐步上升，到第9 期達(dá)到最大，約為0.045，接著緩慢下降，在第18期逐漸趨于平穩(wěn)，約為0.02。長(zhǎng)江中游貨運(yùn)量對(duì)GDP 的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息沒(méi)有立即做出響應(yīng)，在第1期響應(yīng)為0，隨后起伏上升，在第5期達(dá)到最大，約為0.05，之后緩慢的起起伏伏，但整體趨勢(shì)下降，18 期以后，逐漸趨于平穩(wěn)，約為0.015。

長(zhǎng)江中游區(qū)域GDP 受到正沖擊后，長(zhǎng)江中游水路貨運(yùn)量快速增長(zhǎng)，然后下降趨于穩(wěn)定；而長(zhǎng)江中游水路貨運(yùn)量在長(zhǎng)江中游區(qū)域運(yùn)輸結(jié)構(gòu)的沖擊下，先是負(fù)向影響，隨后上升，成為正向影響，之后緩慢下降并趨于穩(wěn)定。短期來(lái)看，長(zhǎng)江中游區(qū)域GDP 對(duì)長(zhǎng)江中游水路貨運(yùn)量是正向影響，運(yùn)輸結(jié)構(gòu)是負(fù)向影響。長(zhǎng)期來(lái)看，長(zhǎng)江中游區(qū)域GDP 與運(yùn)輸結(jié)構(gòu)對(duì)長(zhǎng)江中游水路貨運(yùn)量帶來(lái)的是正向影響，印證了Granger 因果關(guān)系分析得到“長(zhǎng)江中游區(qū)域GDP 和運(yùn)輸結(jié)構(gòu)都是長(zhǎng)江中游水路貨運(yùn)量變化的Granger 原因”的結(jié)論。

4 結(jié)語(yǔ)

通過(guò)上述分析可以得出以下結(jié)論：

（1）長(zhǎng)江中游水路貨運(yùn)量、GDP和運(yùn)輸結(jié)構(gòu)之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，GDP 對(duì)長(zhǎng)江中游水路貨運(yùn)量的長(zhǎng)期彈性為0.918 6，運(yùn)輸結(jié)構(gòu)對(duì)長(zhǎng)江中游水路貨運(yùn)量的長(zhǎng)期彈性為 0.160 2。長(zhǎng)期來(lái)看，長(zhǎng)江中游區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)長(zhǎng)江中游水路貨運(yùn)量的影響要大于運(yùn)輸結(jié)構(gòu)的影響。

（2）長(zhǎng)江中游區(qū)域GDP 和運(yùn)輸結(jié)構(gòu)都是長(zhǎng)江中游水路貨運(yùn)量變化的Granger 原因，而長(zhǎng)江中游水路貨運(yùn)量的增長(zhǎng)還無(wú)法有效解釋GDP與運(yùn)輸結(jié)構(gòu)發(fā)生的變化。長(zhǎng)江中游區(qū)域GDP和運(yùn)輸結(jié)構(gòu)可以有效解釋彼此的變化。

（3）脈沖響應(yīng)函數(shù)表明長(zhǎng)江中游區(qū)域GDP 對(duì)長(zhǎng)江中游水路貨運(yùn)量的影響是正向的，其運(yùn)輸結(jié)構(gòu)對(duì)長(zhǎng)江中游水路貨運(yùn)量的影響是先負(fù)向后正向。