基于PVAR模型的我國物流業與經濟增長關系計量分析

廖彩霞

內容摘要：物流業是當代服務業的主要組成部分，它在促進社會主義市場經濟穩定、有序發展中發揮了重要作用。物流業的健康發展可以促進我國生產力的發展、緩解就業壓力、提升國民經濟的國際競爭力。本文主要研究我國物流業與經濟增長之間的關系，并運用PVAR模型對其進行分析。

關鍵詞：PVAR模型 物流 經濟 增長 分析

模型描述與數據選取

由于VAR模型在應用過程中存在很大的局限性，它只有在變量的數量較少的情況下得出的結果才真實可靠，而面板數據的優點是能夠大量地采集樣本觀測值，所以，解決VAR模型局限性的有效措施便是把面板與VAR模型進行結合，這就誕生了面板數據向量自回歸模型（Panel-VAR）。

近幾年，面板數據向量自回歸模型（Panel-VAR）在世界上得到了廣泛的應用，特別是在研究經濟波動對全球、各個國家及各個行業的影響等方面做出了重要貢獻。

用具體公式表達Panel-VAR模型為：

式中，Yit表示隨機變量，即在t時段每個成員i的m個可檢測的隨機變量；Xit表示嚴格外生變量，即在t時段每個成員i的m個可檢測的嚴格外生變量；γi則是一個不可檢測的向量，是每個成員i的個體固定效應向量；Φtl表示被解釋變量Y的滯后l期，Ψtl則表示解釋變量X的滯后l期，即Yi，t-1與Xi，t-1的m2階系數矩陣。Yit、Xit、γi則表示m·1維向量。

文章運用PVAR模型深入研究了我國物流業增長與經濟增長之間的關系，并嘗試多個滯后階段，最后得出了滯后二階的PVAR模型，它是通過GMM的檢測結果和脈沖響應函數圖來最終確定。用具體公式表示為：

本文將我國31個省市作為參考對象，并選用我國交通運輸郵電業的增長值表示我國物流業的增長值，進而詳細分析了物流業的增長值和國內生產總值GDP之間的關系。為了避免出現變量間的異方差性，在進行分析之前對所收集的數據采取了取對數的有效處理方式，那么在對原始序列對數差分進行有效處理后所得出的具體數值則表示物流業增長率和經濟增長率序列（張江華、李曉晨，2010）。本文的具體數據主要由中經網統計數據庫提供，其中選取了1994年至2010年的樣本。

我國物流業與經濟增長關系檢驗

（一）序列平穩性檢驗

只有確保各變量序列的平穩性才能保證PVAR模型的精確度，所以首先要檢測物流業增加值增長率（logstics）和國內生產總值增長率（gdp）的平穩性。如果變量能夠通過平穩性檢測，則進行下一階段分析，如果檢測結果不合格，則選取一階或二階差分，保證各變量的平穩性。

通過表1可以看出，各變量具有平穩性，所以運用此序列制作PVAR模型可以確保得出數據的精確度。

（二）PVAR模型檢驗

由表1可以得出物流業增加值增長率（logstics）和國內生產總值增長率（gdp）是平穩的時間序列，由此可以進一步得出PVAR模型的參數估計值（王珍珍、陳功玉，2010）。文章選用Statal0對物流業增加值增長率（logstics）和國內生產總值增長率（gdp）兩個變量進行全面分析，并進行了GMM評估和方差分解，所得結果見表2和表3。

研究我國交通運輸郵電業的增長值增長率對經濟增長的影響結果，從表2中可以得出相關結論。表2第三列反映出國內生產總值增長率（gdp）的滯后一期值積極地影響了物流業增加值的增長，但其顯著性檢測并不合格，當它的滯后二期值在達到10%的水平時對物流業增加值的增長產生了更為深遠的影響，其影響系數更是達到0.4585。從一定程度來講，物流業增加值的增長與自身之間存在著不穩定的關系，從表2可以看出，滯后一期的影響系數是0.5092，滯后二期的影響系數是0.0193，二者的檢測結果均未合格。在表2第一列中顯示了物流業增加值的增長和經濟增長本身對國內生產總值增長率（gdp）的影響，其滯后一期的參數值為-0.0712，它的負作用在1%的水平下較為突顯，同樣，其滯后一期的影響系數為-0.1018，在1%的水平上也較為顯著（張快娟，2011）。而且，經濟增長的滯后期數值和當期數值同樣有著較強的穩定性，其滯后一期的影響系數為-0.3167，滯后二期的影響系數為-0.2416，并且都在1%的水平下顯著。

為了能夠更加深入地反映出我國交通運輸郵電業的增長值（logstics）和經濟增長（gdp）之間的緊密關系，文章通過PVAR方差分解的結果來進一步論證，進而得出了方差貢獻率。

通過表3可知10個、20個和30個預測期的方差貢獻率幾乎相同，這表明系統在經過10個預測期后基本處于穩定狀態。業界認為，物流業增加值增長率與國內生產總值增長率的波動都主要來自于自身。針對于增加值，可以看出每個預測期增加值對自身的影響都處于0.9400以上，而物流業增長率的貢獻都穩定在 0.0600；針對于經濟增長，可以看出每個預測期經濟增長對自身的波動貢獻都穩定在0.8647，而物流業增長率的方差貢獻則穩定在0.1353。通過上述論證可以得出如下結論：物流業增加值增長率與國內生產總值增長率的方差貢獻率是存在偏差的，物流業的增長可以促進經濟的增長，但經濟的增長對物流業的增長所起到的作用卻是非常有限的（倪蔚穎，2008）。綜上所述可以看出，物流業增加值增長率與國內生產總值增長率的方差貢獻率絕非對稱性。因此交通運輸郵電業的增長能夠有效推動經濟的增長，而經濟的增長對物流業增長的推動作用卻是有限的。

（三）GDP與增加值的沖擊響應分析

文章通過詳細研究Panel-VAR模型，制作出變量間正交化沖擊響應函數曲線圖和經濟增長（gdp）與交通運輸郵電業的增長（logstics）之間的沖擊響應圖（圖1至圖4）。從圖中可以得出結論：交通運輸郵電業的增長與經濟增長之間相輔相成，相互作用，并且這種關系存在一定的滯延性（梁朋，2011）。endprint

圖1-圖4是經濟增長（gdp）與交通運輸郵電業的增長（logstics）之間的沖擊響應圖，它們是利用蒙特卡洛模擬在95%的置信區間下計算500次得出的數據。圖1和圖2是交通運輸郵電業的增長（logstics）對自身以及經濟增長（gdp）的沖擊響應函數圖，從圖中可以看到物流業增加增長值對本身的脈沖響應是逐步遞減的，假設給其物流業增加值一個正向脈沖，那么物流業增加值會馬上有一個正面響應，并迅速到達0值，接下來的時段它會由正轉負，并在第三時段做出最大負向響應，接下來這種響應會逐步遞減，最后歸為0值。同樣，假設給經濟增長一個標準差的脈沖，那么物流業增加值會馬上做出由負轉正的遞加響應，并迅速達到最大數值，隨后這種響應會由正轉負到達谷底，最后向上上升歸結為0值。從圖中可以進一步看出在前6期中物流業增加值對經濟增長的脈沖響應有正有負，但是最后的總效應則為正，由此可以得出，經濟增長（gdp）與交通運輸郵電業的增長（logstics）相輔相成，互相推動。圖3和圖4則表示經濟增長（gdp）對自身以及物流業增加值增長（logstics）的沖擊響應函數圖，經濟增長（gdp）對物流業增加值增長（logstics）具有很強的波動性，從圖中可以看到，第一時期和第二時期脈沖響應是負向，而且在第二時期響應值到達谷底，此后逐步上升，由負轉正，到第五時期數值歸結為0值，經濟增長（gdp）對物流業增加值增長（logstics）的脈沖響應總體為負，因此，物流業增加值增長（logstics）對經濟增長（gdp）存在著負面影響。如圖所示，在前面三期經濟增長（gdp）對本身的脈沖響應有正有負，但到第四期則逐漸接近于0，且持續穩定。從圖2和圖4可以看出，經濟增長（gdp）對物流業增加值增長（logstics）有著積極的推動作用，而物流業增加值增長（logstics）對經濟增長（gdp）影響效果并不大。

結論

本文詳細分析了經濟增長（gdp）與交通運輸郵電業的增長（logstics）之間存在的密切聯系，并運用PVAR模型對分析結果進行全面論證，得出以下結論：首先，在滯后二期中，經濟增長對我國物流業增加值的增長具有積極的推動作用，每當經濟增長上升1單位時，物流業增加值增長率就可以上升0.4585，然而經濟增長不能對我國物流業增加值的增長產生積極、穩定的影響，其滯后一期的積極影響效果并不明顯（黃憲臣，2007）。圖中顯示，經濟增長受我國物流業增加值增長的負面影響明顯，但通過分析可以得出其影響非常微弱。因此，經濟增長與我國物流業增加值增長的聯系主要體現在經濟增長單向推動了我國物流業增加值的增長（梁華立，2010）。所以，要想促進我國物流業的持續、健康發展，必須合理調整我國物流產業結構，繼續優化市場結構，實現其可持續發展，從而充分發揮其對我國經濟增長的積極推動作用。

參考文獻：

1.郭軍華，倪明，李幫義.基于三階段DEA模型的農業生產效率研究[J].數量經濟技術經濟研究，2010（12）

2.張江華，李曉晨.我國物流業的投入產出分析研究[J].社會科學輯刊，2010（5）

3.王珍珍，陳功玉.我國制造業不同子行業與物流業聯動發展協調度實證研究—基于灰色關聯模型[J].上海財經大學學報，2010（3）

4.張快娟.制造業與物流業協調發展的計量分析[D].浙江工商大學，2011

5.倪蔚穎.我國物流業對經濟增長影響的實證研究[D].浙江工商大學，2008

6.梁朋.物流業與經濟增長關系的實證研究[D].東北財經大學，2011

7.黃憲臣.物流業國際競爭力評價方法研究[D].吉林大學，2007

8.梁華立.廣東省物流業產出預測與發展對策研究[D].廣東商學院，2010endprint

圖1-圖4是經濟增長（gdp）與交通運輸郵電業的增長（logstics）之間的沖擊響應圖，它們是利用蒙特卡洛模擬在95%的置信區間下計算500次得出的數據。圖1和圖2是交通運輸郵電業的增長（logstics）對自身以及經濟增長（gdp）的沖擊響應函數圖，從圖中可以看到物流業增加增長值對本身的脈沖響應是逐步遞減的，假設給其物流業增加值一個正向脈沖，那么物流業增加值會馬上有一個正面響應，并迅速到達0值，接下來的時段它會由正轉負，并在第三時段做出最大負向響應，接下來這種響應會逐步遞減，最后歸為0值。同樣，假設給經濟增長一個標準差的脈沖，那么物流業增加值會馬上做出由負轉正的遞加響應，并迅速達到最大數值，隨后這種響應會由正轉負到達谷底，最后向上上升歸結為0值。從圖中可以進一步看出在前6期中物流業增加值對經濟增長的脈沖響應有正有負，但是最后的總效應則為正，由此可以得出，經濟增長（gdp）與交通運輸郵電業的增長（logstics）相輔相成，互相推動。圖3和圖4則表示經濟增長（gdp）對自身以及物流業增加值增長（logstics）的沖擊響應函數圖，經濟增長（gdp）對物流業增加值增長（logstics）具有很強的波動性，從圖中可以看到，第一時期和第二時期脈沖響應是負向，而且在第二時期響應值到達谷底，此后逐步上升，由負轉正，到第五時期數值歸結為0值，經濟增長（gdp）對物流業增加值增長（logstics）的脈沖響應總體為負，因此，物流業增加值增長（logstics）對經濟增長（gdp）存在著負面影響。如圖所示，在前面三期經濟增長（gdp）對本身的脈沖響應有正有負，但到第四期則逐漸接近于0，且持續穩定。從圖2和圖4可以看出，經濟增長（gdp）對物流業增加值增長（logstics）有著積極的推動作用，而物流業增加值增長（logstics）對經濟增長（gdp）影響效果并不大。

結論

本文詳細分析了經濟增長（gdp）與交通運輸郵電業的增長（logstics）之間存在的密切聯系，并運用PVAR模型對分析結果進行全面論證，得出以下結論：首先，在滯后二期中，經濟增長對我國物流業增加值的增長具有積極的推動作用，每當經濟增長上升1單位時，物流業增加值增長率就可以上升0.4585，然而經濟增長不能對我國物流業增加值的增長產生積極、穩定的影響，其滯后一期的積極影響效果并不明顯（黃憲臣，2007）。圖中顯示，經濟增長受我國物流業增加值增長的負面影響明顯，但通過分析可以得出其影響非常微弱。因此，經濟增長與我國物流業增加值增長的聯系主要體現在經濟增長單向推動了我國物流業增加值的增長（梁華立，2010）。所以，要想促進我國物流業的持續、健康發展，必須合理調整我國物流產業結構，繼續優化市場結構，實現其可持續發展，從而充分發揮其對我國經濟增長的積極推動作用。

參考文獻：

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4.張快娟.制造業與物流業協調發展的計量分析[D].浙江工商大學，2011

5.倪蔚穎.我國物流業對經濟增長影響的實證研究[D].浙江工商大學，2008

6.梁朋.物流業與經濟增長關系的實證研究[D].東北財經大學，2011

7.黃憲臣.物流業國際競爭力評價方法研究[D].吉林大學，2007

8.梁華立.廣東省物流業產出預測與發展對策研究[D].廣東商學院，2010endprint

圖1-圖4是經濟增長（gdp）與交通運輸郵電業的增長（logstics）之間的沖擊響應圖，它們是利用蒙特卡洛模擬在95%的置信區間下計算500次得出的數據。圖1和圖2是交通運輸郵電業的增長（logstics）對自身以及經濟增長（gdp）的沖擊響應函數圖，從圖中可以看到物流業增加增長值對本身的脈沖響應是逐步遞減的，假設給其物流業增加值一個正向脈沖，那么物流業增加值會馬上有一個正面響應，并迅速到達0值，接下來的時段它會由正轉負，并在第三時段做出最大負向響應，接下來這種響應會逐步遞減，最后歸為0值。同樣，假設給經濟增長一個標準差的脈沖，那么物流業增加值會馬上做出由負轉正的遞加響應，并迅速達到最大數值，隨后這種響應會由正轉負到達谷底，最后向上上升歸結為0值。從圖中可以進一步看出在前6期中物流業增加值對經濟增長的脈沖響應有正有負，但是最后的總效應則為正，由此可以得出，經濟增長（gdp）與交通運輸郵電業的增長（logstics）相輔相成，互相推動。圖3和圖4則表示經濟增長（gdp）對自身以及物流業增加值增長（logstics）的沖擊響應函數圖，經濟增長（gdp）對物流業增加值增長（logstics）具有很強的波動性，從圖中可以看到，第一時期和第二時期脈沖響應是負向，而且在第二時期響應值到達谷底，此后逐步上升，由負轉正，到第五時期數值歸結為0值，經濟增長（gdp）對物流業增加值增長（logstics）的脈沖響應總體為負，因此，物流業增加值增長（logstics）對經濟增長（gdp）存在著負面影響。如圖所示，在前面三期經濟增長（gdp）對本身的脈沖響應有正有負，但到第四期則逐漸接近于0，且持續穩定。從圖2和圖4可以看出，經濟增長（gdp）對物流業增加值增長（logstics）有著積極的推動作用，而物流業增加值增長（logstics）對經濟增長（gdp）影響效果并不大。

結論

本文詳細分析了經濟增長（gdp）與交通運輸郵電業的增長（logstics）之間存在的密切聯系，并運用PVAR模型對分析結果進行全面論證，得出以下結論：首先，在滯后二期中，經濟增長對我國物流業增加值的增長具有積極的推動作用，每當經濟增長上升1單位時，物流業增加值增長率就可以上升0.4585，然而經濟增長不能對我國物流業增加值的增長產生積極、穩定的影響，其滯后一期的積極影響效果并不明顯（黃憲臣，2007）。圖中顯示，經濟增長受我國物流業增加值增長的負面影響明顯，但通過分析可以得出其影響非常微弱。因此，經濟增長與我國物流業增加值增長的聯系主要體現在經濟增長單向推動了我國物流業增加值的增長（梁華立，2010）。所以，要想促進我國物流業的持續、健康發展，必須合理調整我國物流產業結構，繼續優化市場結構，實現其可持續發展，從而充分發揮其對我國經濟增長的積極推動作用。

參考文獻：

1.郭軍華，倪明，李幫義.基于三階段DEA模型的農業生產效率研究[J].數量經濟技術經濟研究，2010（12）

2.張江華，李曉晨.我國物流業的投入產出分析研究[J].社會科學輯刊，2010（5）

3.王珍珍，陳功玉.我國制造業不同子行業與物流業聯動發展協調度實證研究—基于灰色關聯模型[J].上海財經大學學報，2010（3）

4.張快娟.制造業與物流業協調發展的計量分析[D].浙江工商大學，2011

5.倪蔚穎.我國物流業對經濟增長影響的實證研究[D].浙江工商大學，2008

6.梁朋.物流業與經濟增長關系的實證研究[D].東北財經大學，2011

7.黃憲臣.物流業國際競爭力評價方法研究[D].吉林大學，2007

8.梁華立.廣東省物流業產出預測與發展對策研究[D].廣東商學院，2010endprint