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1指標(biāo)體系設(shè)置   本文設(shè)置指標(biāo)體系遵循:系統(tǒng)整體性原則、操作性原則、可比性原則、實用性原則。在公路交通運輸對區(qū)域經(jīng)濟整體發(fā)展的貢獻分析中，涉及兩組指標(biāo):一組是描述公路交通運輸特征的指標(biāo)，在分析中作為因素指標(biāo)(自變量);另一組是反映區(qū)域經(jīng)濟整體狀況的指標(biāo)，在分析中作為效果指標(biāo)(因變量)。對公路交通運輸?shù)拿枋鲆话惴譃?部分，即路網(wǎng)狀況和運輸能力。通常使用里程和路網(wǎng)密度2個指標(biāo)對路網(wǎng)狀況進行描述，其中路網(wǎng)密度=總里程/地區(qū)面積。由于本文的研究對象的特定性，地區(qū)面積是定量，故按照指標(biāo)選擇的實用原則只選取“公路總里程”這一指標(biāo)。對公路運輸能力的描述通常使用4個指標(biāo):貨運量、貨運周轉(zhuǎn)量、客運量、客運周轉(zhuǎn)量。周轉(zhuǎn)量既包含運輸量也包含了運距，比運輸量的指標(biāo)更為全面。因此本文重點選擇了貨運周轉(zhuǎn)量和客運周轉(zhuǎn)量這2個指標(biāo)描述公路的運輸能力。描述區(qū)域增長的指標(biāo)比較多，本文重點的選擇了國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)和人均地方財政收入2個指標(biāo)。國內(nèi)生產(chǎn)總值反映了區(qū)域經(jīng)濟的總規(guī)模，盡管GDP在考核和計算等方面的原因，可能會使GDP的增長趨勢與人們對經(jīng)濟發(fā)展過程中的理性判斷產(chǎn)生背離，但至今為止，還很難找到一個比GDP更有效和更方便的反應(yīng)地區(qū)經(jīng)濟總規(guī)模的指標(biāo)。而從交通運輸?shù)慕嵌葋砜矗瑓^(qū)域交通對GDP的貢獻分析，通常能代表交通運輸對區(qū)域經(jīng)濟整體發(fā)展之間關(guān)系的一個重要方面。本文選取國民生產(chǎn)總值(GDP)、人均地方財政收入2個指標(biāo)描述區(qū)域經(jīng)濟增長狀況，并結(jié)合公路交通運輸相關(guān)指標(biāo)此評價分析公路交通運輸對西藏區(qū)域經(jīng)濟增長的貢獻，上述指標(biāo)均能在統(tǒng)計年鑒能直接獲取或簡單算數(shù)計算即可獲得。2分析模型公路交通運輸對區(qū)域經(jīng)濟增長的作用可以歸為兩種:直接貢獻和間接貢獻。直接貢獻由公路交通運輸基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)(建設(shè)項目本身以及產(chǎn)業(yè)鏈的帶動)與客貨運輸?shù)陌l(fā)展直接產(chǎn)生交通運輸部門的增加值來實現(xiàn);間接貢獻，通過公路運輸能力的提高拉動其他非交通運輸部門經(jīng)濟的增長。無論直接貢獻還是間接貢獻，最終都將在GDP的貢獻上體現(xiàn)。然而，公路交通基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)展與公路運輸能力的發(fā)展之間亦存在著因果關(guān)系，即公路交通運輸能力的提高要通過公路交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)來實現(xiàn)，也就是說，因素變量之間存在因果關(guān)系。   2.1模型框架   路徑分析是一種將變量關(guān)系以模型化的方式來進行分析的一種統(tǒng)計技術(shù)。路徑分析的概念最初由遺傳學(xué)家賴特(SewallWright)于1921年所提出，至1960年代才廣泛受到重視。傳統(tǒng)上，路徑分析由一系列的回歸分析所組成，透過假設(shè)性的架構(gòu)，將不同的方程式加以組合，形成結(jié)構(gòu)化的模式，以SPSS或SAS等軟件進行多次回歸即可完成模型參數(shù)的估計，稱為回歸取向的路徑分析。需要說明的是，使用路徑分析與使用直接多元線性回歸分析相比，并不會使模型變的更準(zhǔn)確，但是，通過對自變量之間復(fù)雜關(guān)聯(lián)的刻畫，路徑分析模型可以很精細地估計出每一個自變量究竟是通過何種方式來作用于最終因變量的。因此本文選擇路徑分析工具，分析公路交通運輸對經(jīng)濟總量增長的貢獻。路徑分析主要的工作是從變量之間共變關(guān)系來檢驗研究者所提出的影響、預(yù)測、或因果關(guān)系，企圖推論出因果結(jié)論。與回歸分析一樣，路徑分析的基礎(chǔ)是變量的線性關(guān)聯(lián)(或相關(guān))，變量間的相關(guān)越高，路徑分析的結(jié)果會越顯著明確。在路徑分析模型中變量之間有單向因果關(guān)系的、也有雙向因果關(guān)系的。如果整個路徑分析模型全部為單向因果關(guān)系，不出現(xiàn)循環(huán)嵌套的路徑從而可以被寫成若干個標(biāo)準(zhǔn)的多元回歸方程所構(gòu)成的方程組，則這種模型被稱為遞歸模型。在本文研究的公路交通運輸對區(qū)域經(jīng)濟的貢獻中所有變量只涉及單向因果關(guān)系，因此只需建立遞歸模型:   2.2路徑分析基本步驟   (1)建立路徑模型。這是進行路徑分析的關(guān)鍵。因為路徑圖設(shè)計的正確與否直接決定著結(jié)果的正確性。一般的方法是根據(jù)前期研究、專業(yè)知識和經(jīng)驗事實、變量間的邏輯關(guān)系選擇模型中應(yīng)包括的自變量、因變量及路徑可能，用路徑線連接各變量，構(gòu)成路徑圖，同時建立相應(yīng)的方程組(本文研究的路徑圖見圖1)。(2)模型識別與模型估計。計算兩變量間總因果作用力，包括自變量對因變量的直接作用力、自變量通過其他自變量對因變量的間接作用力兩部分。如果整個模型無法被估計(無解或無惟一解)，此時應(yīng)當(dāng)對模型進行修正，直至得到初步的估計值。(3)模型評價。評價路徑模型中的各路徑的關(guān)聯(lián)是否具有統(tǒng)計學(xué)意義，并且是否能夠很好地與專業(yè)知識和實際經(jīng)驗相吻合。(4)模型修正。根據(jù)模型評價的結(jié)果對模型進行簡化和改進，最終得到一個既符合專業(yè)知識，又與數(shù)據(jù)的特征相吻合，并非常簡潔的路徑分析模型。   2.3實證分析   2.3.1模型設(shè)定與樣本選取   本文研究公路交通運輸對區(qū)域經(jīng)濟增長的單向貢獻，因此假設(shè)模型中只存在單向因果關(guān)系，則只需要建立遞歸模型。根據(jù)圖1，建立如下理論模型:區(qū)域經(jīng)濟增長=常數(shù)+公路總里程+公路客運周轉(zhuǎn)量+公路貨運周轉(zhuǎn)量公路客運周轉(zhuǎn)量=常數(shù)+公路總里程公路貨運周轉(zhuǎn)量=常數(shù)+公路總里程其中，區(qū)域經(jīng)濟增長中經(jīng)濟總量用“國民生產(chǎn)總值”G來表示、區(qū)域自身發(fā)展用“人均地方財政收入”C來表示;公路基礎(chǔ)設(shè)施用“公路總里程”Z來表示、公路運輸能力用“公路客運周轉(zhuǎn)量”KZ和“公路貨運周轉(zhuǎn)量”HZ來表示。樣本數(shù)據(jù)使用1991年至2007年的相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，原始樣本數(shù)據(jù)見附錄1。   2.3.2擬合、檢驗、修正模型   本文選取的是回歸取向的路徑分析方法，而路徑的理論模型為遞歸模型，因此可以通過應(yīng)用SPSS分別擬合回歸方程，實現(xiàn)對模型中各參數(shù)的估計。具體操作使用SPSS多元回歸分析，并選取逐步進入法(Stepwise)作為自變量進入方式。首先對式(2)中第一個方程，即經(jīng)濟總量回歸方程進行擬合，結(jié)果如表2～表5。綜合整理得到結(jié)果如表6。從表5中可知，系統(tǒng)在擬合過程中，通過逐步進入法(Stepwise)對模型進行修正，由于“公路貨運周轉(zhuǎn)量”在F檢驗下P值為0.845大于0.05，失去統(tǒng)計學(xué)意義，被拒絕，有表4可知系統(tǒng)建立了第2個模型，即修正后的模型。整理擬合過程中各輸出結(jié)果表后，得到表6。由表6可知，模型中調(diào)整后的判定系數(shù)為0.922，擬合度較高，這表示因變量中的92%的變化可以有自變量的變化解釋，方差分析結(jié)果中P值小于0.001，通過了0.05下的F檢驗，回歸方程有統(tǒng)計學(xué)意義。自變量“公路總里程”P值小于0.001，“公路客運周轉(zhuǎn)量”P值為0.006也小于0.05，均通過F檢驗，有統(tǒng)計學(xué)意義。綜上，經(jīng)濟總量的回歸方程為(因為變量量綱不同，本文均使用標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)，下同):G=0.703Z+0.327KZ(4)從分析結(jié)果中可知，自變量“公路總里程”和“公路客運周轉(zhuǎn)量”的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.703和0.327，說明“公路總里程”對經(jīng)濟總量的作用力更大些。要說明的是，在通過逐步進入法進行擬合過程中，變量“公路貨運周轉(zhuǎn)量”被拒絕，并不說明貨物運輸對經(jīng)濟總量沒有貢獻，被拒絕只是統(tǒng)計學(xué)上的意義，說明在這個樣本區(qū)間旅客運輸對經(jīng)濟總量的貢獻相比貨物運輸更顯著，這也符合西藏自上世紀(jì)90年代開始以旅游為主的第三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟總量的巨大貢獻。#p#分頁標(biāo)題#e#   其次，同上述過程一樣對式(3)中第1個方程，即區(qū)域自身發(fā)展能力的回歸方程進行擬合，結(jié)果整理后如表7。由表7可知，模型中調(diào)整后的判定系數(shù)為0.897，擬合度較高，方差分析結(jié)果中P值小于0.001，通過了0.05下的F檢驗，回歸方程有統(tǒng)計學(xué)意義。自變量“公路總里程”P值小于0.001，“公路客運周轉(zhuǎn)量”P值為0.007也小于0.05，均通過F檢驗，有統(tǒng)計學(xué)意義。自變量“公路總里程”和“公路客運周轉(zhuǎn)量”的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.656和0.366，說明“公路總里程”對區(qū)域自身發(fā)展的作用力比運輸量的作用更大，符合樣本區(qū)間西藏區(qū)域自身發(fā)展能力的實際狀況。人均地方財政收入的回歸方程為:C=0.656Z+0.366KZ(5)最后對旅客、貨運運輸?shù)囊辉貧w方程進行擬合，結(jié)果如表8。由表8可知，模型擬合度為0.485，較好，P值小于0.001，通過F檢驗，回歸方程有統(tǒng)計學(xué)意義。自變量“公路總里程”P值小于0.001，F(xiàn)檢驗通過，具有統(tǒng)計學(xué)意義，旅客運輸?shù)幕貧w方程為:KZ=0.719Z(6)由表9可知，模型擬合度為0.533，不太高，說明自變量對因變量影響一般，P值小于0.05，通過F檢驗，回歸方程有統(tǒng)計學(xué)意義。自變量“公路總里程”P值小于0.05，F(xiàn)檢驗通過，具有統(tǒng)計學(xué)意義，貨運運輸?shù)幕貧w方程為:HZ=0.750Z(7)   2.3.3結(jié)果分析   綜合上述回歸結(jié)果，并且由于經(jīng)濟總量和人均地方財政收入2個回歸模型中自變量“公路貨運周轉(zhuǎn)量”都被拒絕，即2個回歸方程中均沒有變量HZ，所以整個模型擬合結(jié)果總結(jié)為:由于變量“公路總里程”對區(qū)域經(jīng)濟增長的貢獻既包含作為因變量的公路交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)本身對區(qū)域經(jīng)濟增長做出的直接貢獻，同時也包含其作為中間變量通過提高運輸部門供給能力進而為其他經(jīng)濟部門提供運輸服務(wù)而產(chǎn)生的間接貢獻。因此，對式(8)和(9)進行經(jīng)濟意義上的合并，結(jié)果如下:G=0.938Z+0.327KZ(10)C=0.919Z+0.366KZ(11)為了證明上述合并結(jié)果的可信度，我們可以對經(jīng)濟總量和人均地方財政收入進行一元回歸分析，結(jié)果見表10和表11。一元回歸分析中得到結(jié)果是公路總里程對經(jīng)濟總量的貢獻系數(shù)為0.938，對人均地方財政收入的貢獻系數(shù)為0.919，均通過顯著性檢驗。這結(jié)果與合并后的式(10)和(11)中貢獻系數(shù)基本一致，此結(jié)果是可信的。因此，我們可以表述，當(dāng)公路交通運輸總里程增加1%，經(jīng)濟總量增長0.938%;區(qū)域自身發(fā)展能力提高0.919%。當(dāng)公路交通運輸能力提高1%，經(jīng)濟總量增長0.327%、區(qū)域自身發(fā)展能力提高0.366%。   經(jīng)過上述完整的實證分析，可以得到如下結(jié)論，公路交通運輸對西藏區(qū)域經(jīng)濟增長有比較顯著的促進作用，通過對1991至2007年的樣本數(shù)據(jù)進行實證分析，得到公路交通運輸部門對西藏區(qū)域經(jīng)中經(jīng)濟總量的貢獻系數(shù)為1.265，對區(qū)域自身發(fā)展的貢獻系數(shù)為1.285。盡管促進作用明顯，但這個貢獻系數(shù)并不算高，從樣本數(shù)據(jù)看，西藏公路交通運輸和區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展主要從西部大開發(fā)之后的2001年才開始進入快速增長的軌道，因此實證分析的結(jié)果必然也是短期貢獻效果，而公路交通運輸對區(qū)域經(jīng)濟增長的貢獻更應(yīng)該從長期的角度評價，其長期作用更顯著也更加重要(見表12、表13)。