我國物流業與國內外貿易動態關聯性研究——基于VAR模型和VEC模型的經驗實證

歐陽小迅,黃福華

(湖南商學院工商管理學院,湖南 長沙 410205)

一、引 言

盡管分析的角度及運用的方法各不相同,但以上討論研究的理論基石都是相同的,即經濟增長理論。根據經濟增長理論,社會專業分工是經濟增長的基本動力之一。從亞當?斯密提出經濟增長的動力為勞動分工、資本積累和技術進步,到新興古典經濟學的代表——楊小凱從專業化和勞動分工演進為出發點對經濟增長的研究,這些經濟增長理論雖然在研究內容上有很大區別,但存在一個共同點,即社會分工是帶來經濟增長的一個主要源泉。物流就是社會分工發展的產物,也是社會專業化分工得以實現的前提。從經濟社會的空間來看,只有通過物流這一紐帶,才能把原材料、工廠和市場、城市和鄉村、國內和國外緊密聯系起來[6]。

從本質上講,現代物流通過影響社會資源的配置來影響宏觀經濟的發展[7]。而社會資源的配置又是以市場為基石、價格為信號,通過貿易這一形式來完成的。按照分工的定義,貿易即為區域內、跨地區、跨國家的交易集合。隨著世界經濟全球化的不斷深入,我國對外貿易自改革開放以來取得了長足的進步。2010年,中國對外貿易總額從1978年的206億美元猛增到2.97萬億美元,相當于改革開放前30年總和的17倍多,對外貿易總量僅次于美國而位居世界第二。同時,按照市場經濟和世貿組織規則的要求,我國國際貿易和國內貿易一體化的進程也在加快。我國要加快內外貿一體化進程,除了實現內外貿行政管理體制的融合之外,還需要培育內外貿經營的中觀基礎,即全社會物流體系的完善和發展[8]。現代物流產業的發展對我國國內外貿易增長乃至增長方式的轉變都至關重要[9]。

盡管業已形成的共識是物流體系的完善和創新可以促進貿易的增長,但我們更關心的是這種促進是否持續?我國物流業與貿易增長之間是否存在長期均衡關系?我國物流業與國內外貿易動態關聯的程度如何?鑒于目前有關我國物流業與國內外貿易相互關系的文獻較為缺乏,本文試圖通過利用我國1985-2010年相關數據,構建非約束性向量自回歸模型和包含協整約束條件的向量自回歸模型,并以此對三者間的長期關系和動態關聯程度進行定量經驗實證及初步的探討。

二、我國物流業與國內外貿易的長期平穩關系

(一)變量的設置與樣本數據選擇

共設置三個變量。以表示物流業增加值 (Logistics Industry Added Value)這一反映物流業發展水平的核心指標;用進出口總額 (Import&Export)I來反映我國的對外貿易狀況;國內貿易 (Domestic Trade)用來表示,以社會消費品零售總額來反映國內貿易的發展水平。文中使用數據全部來源于國家歷年統計年鑒,時間序列的跨度為1985-2010年。

首先以居民消費價格平減指數Pt對各序列數據進行平減 (Pt代表不變價格1978年為1的各期居民消費價格指數),得到各期實際的Lt、It和Dt。為了消除時間序列中存在的異方差現象,對以上得到的各期實際Lt、It和Dt取自然對數,數據的自然對數不會改變原有的協整關系。因此,LAVt=ln(Lt/Pt)(LAVt為DTRt=ln(Dt/Pt)(DTRt為實際各期物流業增加值的自然對數),IEXt=ln(It/Pt)(IEXt為實際各期進出口總額的自然對數),DTRt=ln(DtPt)(DTRt為實際各期社會消費品零售總額的自然對數)。

(二)時間序列的平穩性檢驗

顯然,時間序列LAVt、IEXt和DTRt的均值隨時間改變而變化,它們是非平穩序列。在對它們之間協整關系檢驗之前,首先要對它們進行ADF單位根平穩性檢驗 (見表1所示)。

通過ADF檢驗發現,根據MacKinnon臨界值,變量LAVt、IEXt、DTRt及它們的一階差分序列為不能拒絕原假設,是非平穩序列;而Δ2LAVt、Δ2IEXt、Δ2DTRt均在1%的顯著性水平下拒絕原假設,是平穩序列,且都為二階單整時間序列I(2)。

(三)VAR模型和協整關系檢驗

研究一組非平穩時間序列時,通常會關心它們是否具有協整關系。如果有,則進一步確認這種中長期均衡關系的形式。

小說中，哈代多次提到德伯家族的精神迷亂的特征。例如苔絲殺人后，克萊爾想“苔絲這種精神迷亂的現象——如果這是一種精神迷亂的話——究竟是德伯家族哪種的特性所造成的。人們知道經常聽說德伯家族的事情，否則怎么會有大馬車和謀殺案的傳說”。由此可知，苔絲家族有著精神迷亂的遺傳，而這一特征，在苔絲殺人案中有充分的體現。

表1 時間序列的平穩性檢驗

在多變量的情況下,本文采用Johansen提出的基于回歸系數的檢驗方法,對多變量系統進行向量協整檢驗。討論序列協整性的前提是各序列都是非平穩時間序列。而上文分析已表明,三個時間序列LAVt、IEXt、DTRt都是I(2)序列,滿足進行協整檢驗的條件。在檢驗序列協整關系之前,需要建立一個不受條件約束的VAR模型。首先要對VAR模型的滯后期數進行確定。經過多次試驗,AIC在最大滯后期為3時最小 (-10.35),而SC則在滯后期為4時最小 (-11.39),因而難以確定。此時,用LR檢驗進行取舍,該統計量有漸進的χ2分布,自由度為9,經檢驗采用3期滯后最合理。在建立VAR模型時,一般不根據t統計量對各滯后變量進行篩選。因此,我們將參數估計結果寫成矩陣形式的VAR(3)模型：

其中,Yt=(LAVt,IEXt,DTRt)T,三個方程的調整R2分別為0.993、0.979和0.996。

建立了非約束的VAR模型,下面來檢驗變量之間是否存在協整關系。對LAVt、IEXt和DTRt三者之間的協整關系檢驗結果見表2所示。

表2 Johansen協整檢驗

由表2可知,在不存在任何協整關系的零假設下,第一個跡統計量35.25大于5%顯著水平下的臨界值29.79。而在其他假設下,跡統計量與最大特征值均小于5%顯著水平下的臨界值,因此只有第一個原假設被拒絕。檢驗結果證實了在5%的顯著水平下,LAVt、IEXt和DTRt有且僅有唯一的協整關系,協整方程為：

其中,vecm為均衡誤差,括號內是協整系數估計值的漸進標準誤差。對序vecmt列進行單位根檢驗,發現它是平穩序列,并且取值在0附近上下波動,驗證了協整關系 (2)。

由協整方程 (2)可以得出,我國物流業發展與國內外貿易具有一定的長期均衡關系。其中,IEXt的乘數是0.071,DTRt的乘數是0.813,LAVt與IEXt、DTRt均為正相關。國內貿易對物流業的推動效應遠遠大于對外貿易對物流產業的推動效應。

三、我國物流業與國內外貿易的動態關系

(一)VEC模型

向量誤差修正 (VEC)模型是對諸變量施加了協整約束條件的VAR模型,它只能用于有協整關系的序列建模。對LAVt、IEXt和DTRt三個序列建立VEC模型,所得估計結果如下：

其中,序列vecmt-1滿足關系式 (2)。

模型的AIC值和SC值分別為-7.52和-6.18,說明VEC模型的整體效果較好。從上面三個方程可以看出,各方程的誤差修正項系數都為正值,表明我國物流業和國內外貿易均呈現快速增長的趨勢。在物流業方程中,滯后1期的國內貿易增量對物流業增量影響最為顯著,影響系數最大;滯后1期的對外貿易增量對物流業的影響居其次,但影響效應要小得多;兩者滯后2期的增量對物流業的影響迅速減弱。

(二)脈沖響應分析

在VAR模型中,如果任一內生變量的新息發生變化,不僅會改變該內生變量的當前值,而且還會通過系統的滯后結構影響該內生變量以及其他內生變量未來的取值。脈沖響應函數 (IRF)就是用于衡量來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量當前和未來取值的影響,顯示任意變量的擾動如何通過模型影響所有其他變量。

上文中的VEC模型體現了國內貿易和對外貿易對物流業影響的程度。下面將通過脈沖響應分析來研究物流業的變化對國內貿易和對外貿易的影響。本文采用具有自由度修正的Cholesky分解方法得到脈沖響應。以建立的VAR模型 (1)為基礎,利用脈沖響應函數分別計算得到IEX和DTR對其他變量的沖擊響應路徑 (如圖1、2所示)。

從圖1、2可以得出一個共同的結論,即物流業變化對國內貿易和對外貿易的影響都是正向的。圖1中對外貿易 (IEX)對自身的一個標準差新息立刻有較強的反應,但隨后減弱,到第3期影響基本消失;對物流業 (LAV)的沖擊,IEX在當期即有較強反應,產出增加,第2期達到最大值,隨后開始緩慢回落,第5期后開始持續穩定。國家對港口、保稅區、海關的不斷建設以及國際物流中高科技的推廣使用,都能使對外貿易中各個流通環節更加便利、更富有效率,促使貿易量增加。從圖2可以得出,國內貿易 (DTR)對自身的擾動即時顯著的反應;LAV的沖擊在當期并未對產生較明顯的影響,但隨后影響開始顯現,DTR的產出不斷增加,至第3期達到峰值,并開始長時間的高位持續穩定。物流業的發展大大加快了商品流通速度,加強了保障商品交易活躍度的物質基礎,進一步促使商品交易量的上升。

圖1 IEX對一個標準差新息的響應

圖2 DTR對一個標準差新息的響應

四、結 語

本文從貿易的視角探討了物流產業與宏觀經濟發展的互動關系。通過建立基于我國1985-2010年的物流業增加值、對外貿易額及社會消費品零售總額時間序列數據的VAR及VEC模型,對我國物流業發展與我國對外貿易及國內貿易之間的關聯性進行實證研究,得出了以下主要結論：

第一,我國物流業與對外貿易及國內貿易之間存在長期均衡的相關關系,三者之間存在且僅存在唯一協整關系,并得出了表示這種長期均衡關系的協整方程。VEC模型中三個方程的系數分別為0.19、0.31和0.18,說明長期均衡趨勢誤差校正項對ΔLAVt、ΔIEXt及ΔDTRt的調整幅度為19%、31%和18%,物流業與國內外貿易之間的長期關系將以18%-31%的反饋力度來糾正短期關系對長期關系的偏離。

第二,協整方程 (2)中,DTR的乘數 (0.813)遠大于IEX的乘數 (0.071),說明每1單位國內貿易的增量能帶來0.813個單位的物流增加值增量,而對外貿易只能提高物流增加值0.071個單位。國內貿易對物流業的推動效應遠遠強于對外貿易對物流產業的推動效應。從我國目前的情況看,隨著市場機制和制度不斷完善和創新,政策導向逐漸轉變為鼓勵國內消費,國內貿易的發展將對物流產業的壯大產生越來越強的推動力。

第三,從脈沖響應函數分析可知,物流業變化對我國國內貿易和對外貿易的影響都是正向的,物流業發展對國內貿易和對外貿易的促進是顯著的、長期的且持續穩定的。值得一提的是,從圖2可以看到物流對國內貿易的促進有一段滯后期,這表明物流發展需要適度的超前,發達國家工業化進程的經驗已經證明了這一點。現代物流業的發展必將長期、持續地促進我國國內外貿易的增長,進而帶動全社會經濟的增長,也將為我國從貿易大國向貿易強國的轉變提供強大的基礎支撐。

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