王凱文 蔣惠園 馮琪

【摘 要】 為明確湖北省內(nèi)河航運對經(jīng)濟的貢獻度，在分析湖北省內(nèi)河航運發(fā)展的基礎上，采用協(xié)整分析檢驗湖北省內(nèi)河航運與經(jīng)濟的長期均衡關系，并用擴展的C-D生產(chǎn)函數(shù)模型測算湖北省內(nèi)河航運對經(jīng)濟的貢獻度。結(jié)果表明：內(nèi)河航運與經(jīng)濟為雙向格蘭杰因果關系，內(nèi)河航運對經(jīng)濟的產(chǎn)出彈性為1.67%;在對經(jīng)濟貢獻度方面，資本投入對經(jīng)濟的貢獻度最大，湖北省內(nèi)河航運對經(jīng)濟的貢獻度在7%左右。

【關鍵詞】 生產(chǎn)函數(shù);湖北省;內(nèi)河航運;協(xié)整分析;貢獻度

0 引 言

航運業(yè)是國民經(jīng)濟中的重要產(chǎn)業(yè)，內(nèi)河航運對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展有很大的促進作用?！堕L江經(jīng)濟帶發(fā)展規(guī)劃綱要》指出，要以長江黃金水道為依托，推動經(jīng)濟由沿海溯江而上梯度發(fā)展。湖北省坐擁黃金水道中游，承東啟西，依托長江水道大力發(fā)展內(nèi)河航運大有可為。因此，研究內(nèi)河航運與區(qū)域經(jīng)濟關系，測算湖北省內(nèi)河航運對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻度具有現(xiàn)實意義。

目前關于內(nèi)河航運與區(qū)域經(jīng)濟的相關度研究、內(nèi)河航運與經(jīng)濟的因果關系研究較多，內(nèi)河航運對經(jīng)濟貢獻度研究還有待完善。本文采用生產(chǎn)函數(shù)模型測算湖北省內(nèi)河航運對經(jīng)濟的貢獻度。

1 內(nèi)河航運與區(qū)域經(jīng)濟協(xié)整分析

非平穩(wěn)的經(jīng)濟時間序列往往表現(xiàn)出共同的發(fā)展趨勢，使用傳統(tǒng)標準統(tǒng)計推斷非平穩(wěn)變量可能會出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，使完全不相關的變量出現(xiàn)統(tǒng)計意義上的相關性。因此，在對非平穩(wěn)時間變量進行回歸分析前，一般要進行協(xié)整分析，檢驗變量間的回歸方程是否具有實際意義。為了探究湖北省內(nèi)河航運與區(qū)域經(jīng)濟間是否存在長期均衡關系，用協(xié)整分析的方法進行檢驗，主要包括單位根檢驗、協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗。

1.1 湖北省內(nèi)河航運和經(jīng)濟概況

近年來，湖北省經(jīng)濟和航運總體穩(wěn)定增長，其中經(jīng)濟總量增長較快。根據(jù)以2000年為基準年的不變價GDP計算，湖北省GDP從2000年的億元增長至2016年的億元，2016年實際增幅為8.10%。湖北省2000―2016年GDP、水路貨運量見圖1，標準化數(shù)據(jù)對比見圖2。

1.2 內(nèi)河航運與經(jīng)濟協(xié)整分析

1.2.1 樣本數(shù)據(jù)選取

本文選取2000―2016年湖北省水路貨運量和GDP為內(nèi)河航運和經(jīng)濟發(fā)展指標，H表示水路貨運量、Y表示GDP。為了真實反映經(jīng)濟情況，將歷年GDP換算成以2000年為基準的不變價GDP。同時，由于異方差的存在，對調(diào)整后的GDP和水路貨運量取對數(shù)，消除異方差，得到ln Y、ln H，具體數(shù)據(jù)見表1。

1.2.2 檢驗結(jié)果

（1）單位根（ADF）檢驗。運用Eviews 8.0軟件進行ADF檢驗，檢驗結(jié)果見表2。由表2可以看出：在5%的顯著水平下，ln Y、ln H的臨界值均小于ADF值，且概率值（P值）均大于0.05;%=ln Y、%=ln H在5%的顯著水平下臨界值均大于ADF值，且P值小于0.05。由此可知： ln Y、ln H應接受原假設，為非平穩(wěn)序列，且ln Y、ln H屬于一階單整，可以進行協(xié)整檢驗;%=ln Y、%=ln H應拒絕原假設，為平穩(wěn)序列。

（2）協(xié)整檢驗。本文采用EG（Engle-Granger）兩步法進行協(xié)整檢驗。具體步驟為：①計算時間序列l(wèi)n Y、ln H的非均衡誤差，以協(xié)整計算的殘差表示;②檢驗殘差序列是否為平穩(wěn)序列，若是穩(wěn)定的時間序列，則ln Y與ln H存在協(xié)整關系。具體檢驗結(jié)果如下：在5%的顯著水平下，非均衡誤差臨界值大于ADF值，即時間序列l(wèi)n Y、ln H的殘差項通過ADF檢驗，是平穩(wěn)序列，ln Y與ln H存在協(xié)整關系。因此，湖北省經(jīng)濟發(fā)展與內(nèi)河航運之間存在著長期均衡關系，滿足格蘭杰因果檢驗分析條件。

（3）格蘭杰因果檢驗。格蘭杰因果檢驗體現(xiàn)的是統(tǒng)計意義上的因果關系。在進行格蘭杰因果檢驗時，若P值大于0.05，則接受原假設，否則拒絕原假設。檢驗結(jié)果如下：在5%的顯著水平下，ln Y、ln H的P值均小于0.05，說明ln Y、ln H應拒絕原假設，即GDP是內(nèi)河航運的格蘭杰原因，內(nèi)河航運是GDP的格蘭杰原因，內(nèi)河航運與區(qū)域經(jīng)濟互為格蘭杰原因。

2 湖北省內(nèi)河航運對區(qū)域經(jīng)濟 貢獻度的定量測算

2.1 模型設定

為了單獨研究內(nèi)河航運對產(chǎn)出的影響，本文對柯布-道格拉斯（C-D）生產(chǎn)函數(shù)的模型進行擴展（假設模型中所有投入要素的邊際產(chǎn)出非負，模型的規(guī)模報酬不變）：

2.2 模型求解

在生產(chǎn)函數(shù)模型選取的4個指標中，Y用湖北省歷年生產(chǎn)總值表示，L用湖北省全社會從業(yè)人員人數(shù)表示，K用社會固定資產(chǎn)存量表示，H用湖北省水路貨運量表示。以上選取的指標均是2000―2016年的年度數(shù)據(jù)，涉及價格的變量均折算至以2000年為基年的不變價格計算。

湖北省2000―2016年投入與產(chǎn)出指標數(shù)據(jù)見表3。

運用Eviews 8.0軟件對式（2）進行最小二乘法回歸，得到回歸方程：

修正后方程的決定系數(shù)R²=0.998，統(tǒng)計量F=4 875。這說明模型擬合較好，能較好地對模型進行解釋。

3 結(jié) 語

通過協(xié)整分析發(fā)現(xiàn)：內(nèi)河航運與區(qū)域經(jīng)濟之間存在長期穩(wěn)定關系，湖北省內(nèi)河航運與經(jīng)濟發(fā)展總體均呈平穩(wěn)增長趨勢，經(jīng)濟增速較為穩(wěn)定，水路貨運量增速波動上升;內(nèi)河航運與區(qū)域經(jīng)濟為雙向格蘭杰因果關系，內(nèi)河航運發(fā)展在促進經(jīng)濟增長的同時，區(qū)域經(jīng)濟增長也會帶動內(nèi)河航運發(fā)展。

對經(jīng)濟的貢獻度方面的結(jié)論如下：

（1）總體來看，內(nèi)河航運對經(jīng)濟的平均貢獻度約為7%，這一數(shù)字相較于其他研究大，可能與湖北省水系眾多、航運業(yè)發(fā)展較快有關;在時間方面，內(nèi)河航運對湖北省經(jīng)濟的貢獻度波動較大，2001―2002年航運貢獻度甚至出現(xiàn)負值，這可能是由于1996―2002年世界航運業(yè)運力過剩，航運經(jīng)濟出現(xiàn)衰退，而此時國內(nèi)經(jīng)濟正處于快速發(fā)展時期。

（2）資本投入對經(jīng)濟的貢獻度最大，均值達到82%，說明現(xiàn)階段資本仍是促進經(jīng)濟發(fā)展最重要的因素。

（3）勞動投入對經(jīng)濟的貢獻度較小，且貢獻度整體呈下降趨勢，原因在于：一方面可能是由于湖北省從業(yè)人員增長率降低導致的;另一方面，可能是單純用從業(yè)人數(shù)這一指標代替勞動投入不夠全面，未考慮到勞動者知識、技能創(chuàng)造的價值，同時也表明我國現(xiàn)階段單純依靠勞動人數(shù)拉動經(jīng)濟發(fā)展的動力不足，建議提高勞動人員的素質(zhì)、知識和技能水平，盡快完成產(chǎn)業(yè)升級。