浙江省區域物流與經濟增長的實證研究

陳志良（浙江醫藥高等專科學校，浙江 寧波 315100）

隨著我國經濟的突飛猛進、電子商務的大力普及，作為國務院十大支柱產業的物流業，其發展程度和水平已成為衡量一個地區綜合競爭力的重要標志。理論界普遍認為現代物流是經濟發展的“加速器”。改革開放以來，作為我國民營經濟發達、城市化程度較高、綜合經濟實力較強的浙江省，其獨特的地理位置和經濟發展水平奠定了發展物流業的良好基礎。《浙江省國際物流中心布局規劃》、《浙江省交通物流基地布局規劃》、《關于加快浙江省現代物流業發展的若干意見》等規劃或政策的頒布，尤其是國家層的《浙江海洋經濟發展示范區規劃》的出臺，為浙江的產業升級和物流業發展提供了更為廣闊的發展空間。然而，作為外貿大省、港口大省的港口貨物吞吐量、全社會貨物運轉量等物流增長對浙江省經濟增長是如何影響的？港口貨物吞吐量、全社會貨物運轉量之間是否相互影響？影響的程度如何？都有必要進行深入探討。

1 文獻綜述

近年來，已經有較多學者從不同角度對浙江省區域物流與經濟增長相關性進行了研究。概括起來可以分為兩類：一類是通過引入部分量化指標，運用計量經濟學的相關方法進行因果關系分析，如劉南等利用格蘭杰因果檢驗，發現其存在互動關系[1]；李懷政基于誤差修正模型，發現物流發展對經濟增長具有顯著的正效應且存在均衡關系[2]；孫敬水利用協整分析發現勞動力投入、資本投入對經濟增長都具有積極的推動作用，勞動力投入更為顯著[3]；與此類似，李績才、樓前飛也得出GDP與區域物流指標之間的關系[4-5]。另一類是從定性角度論述相互關系，徐茜發現浙江省貨物周轉量、旅客周轉量與GDP之間存在顯著相關性[6]；張瑩發現物流發展可以促進區域經濟增長[7]。上述研究成果對引導該領域的研究方向有極大的借鑒價值。本文運用ADL模型及格蘭杰因果檢驗，使用1990～2012年浙江省統計年鑒相關數據，對浙江省區域物流與經濟增長的相互關系進行分析，以了解其深層次的關系。

2 研究構思

2.1 指標選取及數據來源。區域物流按照職能不同，可以分為倉儲、配送、運輸等七個方面，這也使得選取物流發展水平的指標呈現百花齊放之勢。根據以往的文獻研究，鑒于目前物流產業數據統計資料的可獲取性，以及浙江省區域物流發展的特殊性，本文采用全社會貨物周轉量（TCT，單位：億噸公里）和港口貨物吞吐量（PCT，單位：萬噸）作為反映社會對物流需求及物流發展規模的指標。經濟增長不僅包括增長的速度、區域的不平衡程度，而且包括人民的平均生活質量、幸福指數、社會結構等，本文選取國內生產總值（GDP）作為衡量經濟增長的指標。

研究期選取1990～2012年，數據均來源于《浙江省統計年鑒》。鑒于國家統計的物價指數是分行業、分部門的，物價通常忽略通貨膨脹因素，強調信息追本溯源的真實性，關于GDP指標，本文采用不剔除物價因素的方法。

為減少數據的波動性，消除時間序列中異方差現象。本文對數據采用自然對數變換，形式表示為LGDP、LTCT和LPCT，數據的這一變換不影響原序列的協整關系。各變量的發展趨勢如圖1所示，圖1中3個變量呈現出變動的頻率、步調和方向總體一致的態勢，表明區域物流與經濟增長之間存在較強的相關關系。從圖2可以看出，其一階差分顯示為平穩序列。

2.2 研究方法。采用Eviews 6.0軟件進行計量經濟學分析。首先對GDP、PCT、TCT時間序列及其差分序列進行平穩性檢驗，再估計變量間的回歸模型并作協整分析，最后對其相互關系進行Granger因果關系檢驗，以闡述浙江省區域物流與經濟增長之間的關系。

3 計量經濟分析與實證研究

3.1 時間序列的平穩性檢驗。大多數經濟時間序列變量都是非平穩的，對其進行一階或二階差分變換后的時間序列較多的表現出平穩性，為避免回歸分析出現“偽回歸”結果，需要對時間序列進行平穩性檢驗[8]。本文采用Augmented Dickey-Fuller（ADF）檢驗法對各時間序列變量進行平穩性檢驗以確定其單整階數。如果序列差分d-1次不平穩，d次變成平穩序列，那么此序列為d階單整序列，記為I（d ）[9]。平穩性檢驗結果見表1。

表1 各變量時間序列的ADF單位根檢驗

從表1的平穩性檢驗結果可知，LGDP、LTCT和LPCT變量都不能拒絕存在單位根的零假設，為不平穩序列，而其一階差分為平穩序列，表明其為一階單整序列，記為I（1），符合檢驗變量之間協整關系的條件。3.2 模型估計及協整分析。表2的三個變量LGDP、LTCT、LPCT之間相關系數均接近于1，可見相關關系較強。

表2 LGDP與LTCT、LPCT的相關關系

進一步對各變量之間的散點圖進行分析（見圖3），由圖3可以看出，GDP、TCT、PCT均呈現較強的線性關系，可以通過估計參數建立回歸模型。

為避免直接采用OLS模型進行回歸分析容易出現變量之間較高的自相關，菲利普斯和羅利坦建議使用滯后變量模型估計長期均衡關系。基于一般到特殊的方法，自回歸分布滯后模型（ADL）[10]估計如下：

圖3 GDP、PCT及TCT之間的散點圖

模型中，α、β是表示誤差項的回歸參數，利用OLS回歸參數可以計算出常數項K0和長期乘數K1。

長期均衡關系可簡化為：

（1）GDP與TCT的關系。數據采用最小二乘法對ADL進行回歸分析，得到LGDP與LTCT之間的估計方程為：

式中，LGDP（-1）表示LGDP的滯后1期，LGDP（-2）表示LGDP的滯后2期。樣本決定系數R2=0.998453，調整后R2=0.99818，該回歸方程的可決系數高，表明模型的擬合效果非常好。DW=1.699947，接近2，表明自相關性消除。F=3 657.571，F檢驗統計量相伴概率Prob（F-statistic）0.000000，表明變量高度線性相關，回歸方程顯著。可以初步認為該方程是LGDP與LTCT的長期穩定關系。對回歸方程的殘差序列單位根檢驗得出ADF值為-4.605004，小于1%顯著水平下的臨界值-3.808546，表明在99%置信水平下不存在單位根，即該殘差序列為平穩序列，表明LGDP與LTCT之間存在協整關系。計算常數項K0和長期乘數K1分別為：

長期均衡方程可以寫成：

（2）GDP與PCT的關系。同理，得到LGDP與LPCT之間的估計方程為：

樣本決定系數R2=0.998639，調整后R2=0.99399，模型擬合效果好。DW=2.119289，接近2，表明自相關性消除。F=4 157.682，F檢驗統計量相伴概率為零，回歸方程顯著。LGDP與LPCT存在長期穩定關系，ADF值為-5.384476，小于1%顯著水平下的臨界值-3.831511，表明GDP與PCT之間存在協整關系。計算常數項K0和長期乘數K1分別為：

長期均衡方程可簡化為：

（3）TCT與PCT的關系。同理，得到LTCT與LPCT之間的估計方程為：

樣本決定系數R2=0.995729，調整后R2=0.994975，模型擬合效果好。DW值=2.00402，接近2，表明自相關性消除。F=1 321.06，F檢驗統計量相伴概率為零，回歸方程顯著，LTCT與LPCT的長期穩定關系。ADF值為-4.660801，小于1%顯著水平下的臨界值-3.808546，表明LTCT與LPCT之間存在協整關系。計算常數項K0和長期乘數K1分別為：

長期均衡方程可以寫成：

3.3 模型分析。與國民經濟發展相關的兩個長期協整方程表明，TCT、PCT的增加會引起GDP的增長，反之則不成立。本期GDP會伴隨上一期GDP的增長而增長，滯后二期GDP的增長而下降，但下降的幅度較小，影響不大。GDP與TCT、PCT的長期均衡方程在經濟意義上可解釋為：在長期看來，TCT平均每增長1%，帶動浙江省GDP增長0.8672%；PCT每增長1%，則平均帶動浙江省GDP增長0.9903%。表明TCT、PCT都能促進GDP的增長，相比而言，PCT促進GDP的增加更明顯。

TCT與PCT的長期協整方程在經濟意義上表明兩者之間存在正相關關系，本期TCT會伴隨本期PCT、上一期TCT的增長而增長，而隨著滯后二期TCT的增長而下降，但下降的幅度較小，影響輕微。長期乘數1.1046大于零，表明了浙江省PCT對TCT的提高作用明顯，港口物流在浙江物流業中占據著無與倫比的地位。

3.4格蘭杰（Granger）因果關系檢驗。協整分析結果表明浙江省GDP與PCT、TCT三者之間存在長期的均衡關系，但是否存在因果關系還有待進一步檢驗。根據貝葉斯信息準則（SIC）確定各變量的滯后階數為1，對各變量的Granger因果關系作進一步檢驗。如表3所示。

表3 Granger因果關系檢驗結果

由表3可以看出，GDP、PCT與TCT之間存在較強的相關性，從長期來看，三者之間存在著單向的因果關系。LTCT與LPCT均為引起LGDP增長的Granger成因，而LGDP不是LTCT、LPCT增長的Granger成因。表明浙江省區域物流發展水平的提高，特別是PCT的增長給臨港產業帶來了更多的業務資源，由此給區域經濟注入了新的活力，因此對GDP有拉動作用，但GDP的增長難以拉動物流發展水平的提高，這是因為物流基礎設施的建設與政府的規劃息息相關，而浙江省在以現代物流業為代表的第三產業在國民經濟中的地位相對較低，導致經濟增長對物流發展的拉動作用不夠顯著。LPCT是引起LTCT增加的Granger成因，而LTCT不是引起LPCT增加的Granger成因，表明PCT會伴隨著TCT的增加而增加，這也表明浙江省的港口優勢資源對TCT的推動作用明顯。

4 結論與建議

基于ADL模型及Granger因果檢驗的浙江省區域物流與經濟增長的計量經濟分析結果表明：從長期來看，浙江省GDP、TCT及PCT三者之間存在著單向的因果關系。TCT和PCT的增加均會引起GDP的增長，反之則不成立。TCT平均每增長1%，帶動浙江省GDP增長0.8672%；PCT平均每增長1%，帶動浙江省GDP增長0.9903%，相比而言，PCT促進GDP的增長的拉動作用更明顯。浙江省PCT是引起TCT增加的Granger成因，反之則不成立。因此，為了促進浙江省國民經濟更好更快的發展，統籌協調區域物流與GDP之間的關系，提出以下建議：

（1）依托優勢，加強大港口建設，增強國際競爭力。構建結構合理、功能完善、水陸配套、江海聯運的沿海港口體系。使浙江省港航發展綜合水平進入全國前列。利用寧波—舟山港域的區位優勢，順應浙江省外向型經濟發達的民營經濟活力，充分發揮浙江省沿海深水岸線豐富的資源優勢。

（2）因勢利導，注重臨港工業的結構調整和產業升級。港口吞吐量的發展受地區經濟結構調整、產業發展布局及重大建設項目的直接影響。浙江省應調整區域經濟結構、產業發展布局，優化投資結構。應引導電機電器、模具塑料、文具皮具等傳統產業進行產業升級，引導其向規模化、集團化和園區化方向發展，延伸產業鏈，提高產業綜合競爭力。

（3）強化物流的供應鏈整合優化，提升在國民經濟中的地位。浙江省要加強物流統籌規劃，加快基礎設施的配套建設，引進先進的信息技術，提高物流作業水平，促進現代物流產業的整合集聚和優化升級，形成完善的物流咨詢、物流技術開發等配套服務體系，提高浙江省現代物流業的整體需求水平和供給總量，從而提升物流業對國民經濟的貢獻水平。

[1]劉南，李燕.現代物流與經濟增長的關系研究——基于浙江省的實證分析[J].管理工程學報，2007,21(1):151-154.

[2]李懷政.浙江經濟增長與物流：基于誤差修正模型的分析[J].天津商業大學學報，2010,28(6):12-15.

[3]孫敬水，黃蕾.物流產業與經濟增長實證研究——以浙江為例[J].工業技術經濟，2009,28(1):53-59.

[4]李績才，吳堅.浙江現代物流業與經濟增長的互動關系研究[J].華東經濟管理，2011,25(3):6-8.

[5]樓前飛.義烏區域物流與經濟增長關系的實證研究[J].商業經濟，2011,367(2):72-74.

[6]徐茜，黃祖慶.區域物流與區域經濟發展互動關系研究——以浙江省為例[J].統計與決策，2011,333(6):116-119.

[7]張瑩.浙江省區域物流對區域經濟發展影響研究[J].赤峰學院學報（自然科學版），2013,29(4):38-39.

[8]張曉峒.Eviews使用指南與案例[M].北京：機械工業出版社，2007.

[9]高鐵梅.計量經濟分析方法與建模：Eviews應用及實例[M].北京：清華大學出版社，2006.

[10]許曉春.福建省物流發展與經濟增長關系的實證研究[J].中國市場，2011,639(28):12-14.