一、引言

長沙市的交通運輸四通八達，鐵路網線有京廣鐵路、石長鐵路及京港客運專線、滬昆客運專線、長株潭城際鐵路；公路密度達到42.74千米/百平方千米，其中長常高速公路、長永高速公路等高速公路總里程193千米，另有包括106國道、107國道、319國道在內的3條國道、14條省道和106條縣道密集分布，等級公路總里程為3361千米。港口吞吐量達1100多萬噸。發達的交通運輸業在長沙市的經濟運行中的作用不可替代。分析長沙市的交通運輸業對長沙市經濟發展的貢獻，將為未來長沙交通運輸業的布局與發展提供參考，為未來長沙市交通運輸政策法規制定提出建議，進而促進長沙經濟產業的合理布局和快速發展，從而使得交通運輸業更好地促進長沙市的經濟增長。

二、文獻綜述與理論假設

1、文獻綜述

早期的經濟學家就交通運輸對經濟發展的積極作用作出了充分肯定，例如威廉•配第（1676）對交通運輸的發展對經濟的促進作用做出了積極的肯定，德國經濟學家李斯特（1850）指出交通運輸網絡是生產力的豐富源泉。在此基礎上有些學者提出了交通運輸的區位經濟理論，如沃爾特•艾薩德（2011）提出，在經濟生活的一切創造革新中，運輸工具的革新在促進經濟活動和改變工業布局方面，具有最普遍的影響力。胡佛（1948）提出運輸費用的降低是工業和貿易能夠實現規模經濟的先決條件之一。沃納•松巴特將交通運輸與區域經濟開發聯系起來，提出按交通干線布局產業，隨著連接中心城市的重要干線的建設將形成新的有利區位。一些學者也提出了關于交通運輸結構與經濟發展的理論，例如我國學者趙一平（1994）研究了運輸結構的演變與經濟發展之間的關系，他指出：“經濟后發國中各種運輸方式的演變存在著互相影響和制約，并且運輸基礎設施和運輸工具相對飽和度較低，而農業和交通運輸業是制約中國經濟發展的關鍵瓶頸。”一些學者對交通運輸與經濟發展的關系進行了實證研究，如蔣敏（2009）分析了廣西地區的交通運輸與區域經濟。董大朋和陳才（2009）分析了交通基礎設施與東北老工業基地經濟振興之間的關系。劉雪蓮（2009）認為鐵路的開通對完善周邊地區城市交通體系和樞紐功能、增強城市輻射與聚集功能、促進周邊區域產業布局調整和可持續發展具有重要影響。張國強（2007）在《中國交通運輸發展理論研究綜述》中提出中國應調節交通基礎設施發展與經濟發展的比例關系。

2、理論假說

交通運輸的發展促進了區域產業的產生與發展，由于運輸成本占商品生產成本的比重較大，所以如何降低運輸成本便成為了生產者考慮的因素，故而，在陸路運輸線路上或者水路運輸線路上選擇一個既離消費者較近，又離原料產地較近的地點作為生產場地可以大大降低成本，而這種行為的常態化結果就是區域產業的產生，而這種區域產業的產生，又使得生產得以規模化，極大地降低了生產者原料的成本，促進了生產，從而推動了經濟的發展。由于交通運輸業是持續運行的體系，因此交通運輸業的發展對當地經濟的促進作用是長期的。這主要體現在生產周期中原材料通過交通運輸進入生產過程，在到產出最終產品的這個時間是需要一定的時間周期的，而客運旅游運輸所帶來的經濟效益在長期中也存在著一個逐步放大的過程。其次，各種不同的交通運輸方式以及類型對區域經濟的貢獻不同。以高科技、技術密集型為主要產品的地區，更多地發展其空運運輸方式為主的貨運運輸，將更好地促進其經濟的發展；而以原材料、重型機械為主要產品的地區，更多地發展鐵路運輸、水路運輸為主的貨運運輸，將更好地促進其經濟的發展；而以旅游業為主要產業的地區，更多地發展公路運輸以及航空運輸為主的客運運輸，將更好地促進其經濟的發展。合理地調節各運輸方式之間的比例將促進整個區域經濟的高效運行和快速增長。

三、實證分析

1、模型假設

衡量交通運輸業的顯著指標主要有年客運量、年貨運量、公路里程，鐵路里程等，而為了與每年的年度發生量GDP相對應，并且考慮到年客運量、年貨運量指標也更好地反映了交通運輸業的運行情況，故而選取年客運量、年貨運量作為解釋變量。而衡量經濟發展程度的最重要的指標是國內生產總值，故而在此選擇國內生產總值作為被解釋變量。數據來自從長沙市歷年國民經濟和社會發展統計公報，見表1。在這里我們建立多元線性回歸模型以及多元對數線性回歸模型以檢驗交通運輸業的整體發展與經濟增長的關系。以X1表示長沙市年旅客周轉量，X2表示長沙市年貨物周轉量，Y表示長沙市國內生產總值：Y=α1X1+β1X2+C1+uiLn（Y）=α2Ln（X1）+β2Ln（X2）+C2+ui

2、數據平穩性及格蘭杰檢驗

進而對多元線性回歸模型進行ADF檢驗，用ADF單位根檢驗的二階差分檢驗情況如表2。結果顯示，用ADF單位根檢驗的二階差分序列情況下，在5%的顯著水平下X1平穩，在1%的顯著水平下Y、X2平穩，故在二階差分下，X1、X2、Y為單整數列。即X1、X2、Y為同階單整數列。在lag=1的情況下進行JJ檢驗得到結果如表3。從表中可知，在5%的顯著水平下有三個協整方程，各變量之間存在協整關系。通過對Loglikelihood、AIC、SC、AIC/SC的比較，發現當lag=1時AIC、SC值最小，且AIC與SC的擬合程度較高，故綜合選擇lag=1，在此基礎上我們得到的格蘭杰因果檢驗結果如表4。故而我們認為X1、X2不是引起Y的原因。

3、VAR模型及VECM模型分析

構建Var模型，我們通過Var模型中的脈沖響應函數分析內生變量Y受到來自X1的一個標準差沖擊以后的當前以及未來取值。脈沖響應結果如圖1所示，波動的過程隨時間滯后的增加而增加，客運量對長沙市GDP增長的促進作用在長期里強于短期，在滯后5年以后，客運量的增加對長沙市GDP的影響逐步最大化，而客運量的增加對長沙市GDP的增加有長期持續的拉動作用。JJ檢驗中，給出了3個可能的協整方程，而Tracetest則法顯示5%的顯著水平下三個協整方程。所以，在這里我們進一步針對JJ檢驗得到的協整方程，取時間滯后lag=1，在5%置信度下對其殘差的平穩性進行檢驗，得到協整方程如下：Y=0.388X1+11.004X2+164.828故而我們在此建立VECM模型，可以得到修正后的多元線性回歸模型和對數模型分別為：D（Y）=0.928*D（Y（-1））+1.889*D（X1）-0.997*D（X1（-1））+0.371*D（X2）+0.136*D（X2（-1））-0.206*ECM（-1）+44.712（1）D（Ln（Y））=0.362*D（LnY（-1））-0.131*D（LnX1）+0.059*D（LnX1（-1））-0.031*D（LnX2）+0.011*D（LnX2（-1））-3.265*ECM（-1）+0.123（2）模型（1）表示，客運量和滯后一期的貨運量增加將對長沙市GDP增加產生正面的效應且效果較明顯，且客運量對經濟的貢獻大于貨運量。模型（2）表明滯后一期的客運量、貨運量的增加，將導致長沙市GDP的增加且效果較明顯。修正后的方程表明，客運交通運輸的發展以及貨運交通運輸的發展，都對長沙市的經濟作出了貢獻，客運交通運輸的發展對長沙市經濟的貢獻較貨運交通運輸大，長沙市交通運輸業的發展不僅會對當年的GDP產生貢獻，也會對一年后的GDP產生貢獻。