河北省物流業對第三產業影響的經濟學研究

趙丹華　劉家順

摘 要：基于時間序列分析方法，基于河北省物流產業與河北省第三產業增長的關系來構建一元相關模型，選擇脈沖響應函數和方差分析和Granger結果分析方法，剖析物流業增長對第三產業的影響。成果表明，河北省物流業的發展對第三產業的促進作用十分有限。

關鍵詞：時間序列；物流業；第三產業

中圖分類號：F260 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2014）19-0079-06

引言

區域經濟可否連續穩定發展，在一定程度上取決于第三產業的發展水平。第三產業的首要組成部分就包括物流業，所以有物流度上會影響業的發展勢必會影響到第三產業的發展，分析和研究物流業與第三產業的關系具有一定的經濟意義。當前，物流系統的量化問題尚未形成，全面而又系統地反映物流指數的變化與發展的指標尚未存在。貨物周轉量是運輸部門或運輸企業一定時期內運輸工作量的指標，反映的是物流的流動速度，全社會客運量一定程度上反映了物流的總承載力。選取貨物周轉量和客運量來代表物流業的發展水平，河北省第三產業產值作為第三產業發展的分析指標，從數量經濟學的角度，即定量的去探討河北省物流業的發展對第三產業的影響。

一、指標與模型的選擇

（一）指標選取與確定

要對河北物流業發展與經濟增長做計量分析，首先需要確定計量分析的數據指標，通過確立的物流指標和經濟指標構建兩者之間的計量經濟模型，然后對建立起的計量模型進行分析研究。

物流業作為一種介于生產與消費之間的服務經濟，與國民經濟互為影響，目前中國尚未確立衡量物流發展水平的統一指標。迄今為止，學者大多采用物流管理能力、交通運輸能力和倉儲配送能力來衡量其發展水平。為直觀反映河北省物流業發展水平，結合國內外研究文獻，兼顧數據的可得性，選取1990—2011年河北省經濟年鑒中貨運量以及客運量來衡量河北地區物流業發展的水平。選取河北省地區生產總值中的第三產業總值作為被解釋變量。

（二）模型的選擇

由于物流業與第三產業之間并不具有確定性的統計關系，但是二者之間又具有一定的相關關系，所以本文選取一元線性回歸模型對河北省的物流業與第三產業之間的關系進行研究。

二、模型的建立

（一）模型的設定與樣本數據說明

模型將采用多元線性回歸方程，在解釋變量存在滯后項的基礎上建立 VAR 模型，并對 VAR 模型進行 ADF 單位根、Jonhansen 協整檢驗、脈沖響應函數以及方差分解檢驗，以及Granger 結果分析。

模型指標數據采用 1990—2011 年的時間序列數據。本文的基本回歸方程為：

y = C + ax1+bx2 +u （1）

其中，C 為常數項，u 為隨機誤差項，解釋變量為河北省年度貨物周轉量、全社會客運量等。X1、X2分別代表河北省年度貨物周轉量和年度全社會客運量，用以衡量河北省物流業的發展情況。a、b、分別為解釋變量X1 、X2 的系數，并代表 2 個解釋變量對被解釋變量y的影響程度。被解釋變量 y 選取河北省地區生產總值里面的第三產業總值。本文模型指標的樣本數據主要來自于《河北省統計年鑒》。

（二）實證分析

在進行實證分析時，考慮到 20 世紀八九十年代河北省地區第三產業發展比較緩慢，生產總值數量較少，為了使實證檢驗的結果較為理想，我們將模型中的被解釋變量y 取對數，因此，本文的基本回歸方程變為：

Lny= C + ax1+bx2 +u （2）

為了避免“偽回歸”首先用ADF檢驗法對我們選取的數據進行平穩性檢驗，結果（見下頁表 1）。

結果說明：t檢驗統計量值為-3.439658小于5%和10%兩個顯著性水平下的單位根檢驗的Mackinnon的值，即：-3.0400和-2.6608。表明取對數后的第三產業總值的2階差分序列不存在單位根，是平穩序列。如果時間序列y的2階差分序列是平穩序列，則稱時間序列y是2階單整，也稱I（2）序列。所以，被解釋變量y即是2階單整。同樣道理再對解釋變量X1與X2分別進行自相關的平穩性檢驗。結果（見表2與表3）。

結果說明：t檢驗統計量值為-3.798524小于5%和10%兩個顯著性水平下的單位根檢驗的Mackinnon的值，即：-3.5210和-2.6672。表明解釋變量1即河北省貨物周轉量的2階差分序列不存在單位根，是平穩序列。

結果說明：t檢驗統計量值為-4.025628小于1%，5%和10%三個顯著性水平下的單位根檢驗的Mackinnon的值，表明解釋變量2即河北省全社會客運量的2階差分序列不存在單位根，是平穩序列。

為了分析第三產業與貨物周轉量和客運量的關系，我們先做回歸，然后檢驗回歸殘差的平穩性。如表4是回歸分析：

估計的回歸模型為y=-1 452.359+0.899995X1+0.01 4814X2+et （3）

回歸殘差平穩性檢驗（如表5所示）。

結果說明：t檢驗統計量值為-5.368934小于1%，5%和10%三個顯著性水平下的單位根檢驗的Mackinnon的值。表明resid殘差（殘差是指回歸分析得到的實際值與估計值之差）序列不存在單位根，是平穩序列，說明Y、x1、x2之間存在協整關系。

第三產業和物流業之間存在協整，表明兩者之間存在長期均衡關系。但從短期來看，可能會出現失衡，為了增強模型的精度，可以把協整回歸式中（3）的e看作均衡誤差，通過建立誤差修正模型把第三產業總值變化的短期行為與長期變化行為聯系起來。誤差修正模型的結構如下：

Δy=ɑ+β1Δx1+β2Δx2+γet-1+εt （4）

在Eviews中，點擊Genr功能鍵，分別生成差分序列endprint

DYt=Δy=yt-yt-1

Dx1t=Δx1=x1t-x

1（t-1）

Dx2t=Δx2=x2t-x

2（t-1）

然后以DY為被解釋變量，以DX1和DX2以及et-1為解釋變量，估計回歸模型如方程式（5）結果（見表6）：

Δ=184.4094+0.515017Δx1+0.000653Δx2+0.244957et-1 （5）

t=（3.321115） （6.803525） （1.943939）

R2=0.734684 DW=0.782226

上述估計結果表明：第三產業總值的變化不僅取決于物流業的變化，而且還取決于上一期第三產業總值的變化對均衡水平的偏離，誤差項et-1估計的系數是0.244957體現了對偏離的修正，上一期偏離越遠，本期修正的量就越大，即系統是存在誤差修正機制。誤差修正系數為0.244957，即表明河北省每年實際形成的第三產業總值與其長期均衡值的偏差中的24.4957%被修正。回歸方程經過修正后的檢驗結果中 D·W 值為 0.782226，因此修正后的回歸方程殘差序列可以近似地認為不存在序列相關，并且回歸方程數據的擬合優度為73.468%認為是較好的。

（三）脈沖函數分析

一般的 VAR（P）模型數學表達式如下：

Yt=C+A1Yt -1+A2Yt -2+…+AkYt-k+BXt+εt t=1，2…T （6）

其中，Yt是 m 維內生變量，Xt是 n 維外生變量，C 是m 維常數向量，k 是滯后階數，T 是樣本個數。矩陣 A1，…，Ak和矩陣 B 是要被估計的參數矩陣，εt是 m 維擾動向量。脈沖響應函數（ Impulse Response Function）是用來衡量隨機擾動項的一個標準差沖擊對其他變量當前和未來取值的影響軌跡，它能夠比較直觀地刻畫出變量之間的動態交互作用及效應。通過脈沖響應函數的下頁圖1所示，我們看到隨著時間的推移，x1對y呈穩定的正向影響，而 x2 對 y 主要呈負向影響，并且影響幅度較大；而 x1 對x2主要呈現負影響，而x2對x1 呈波動式的影響，且影響幅度適中。由下頁圖1可知，圖中實線表示1單位脈沖沖擊的脈沖響應函數的時間路徑，兩邊的虛線表示2個標準差的置信區間。下頁圖1里面的第一個圖表示lny自身的響應函數的時間路徑，其脈沖影響在第一期大約為50，以后逐漸上升，說明第三產業總值的增長會引起后面各時期第三產業總值的增長，且增長的彈性系數呈現變大的規律。第4個圖為x1對lnY實施沖擊，lnY的響應函數時間路徑，響應路徑一直為正但是波動相對較明顯，說明x1貨物周轉量夠引起后面各時期第三產業總值的增長，但是這種增長波動較明顯。所以，我們將用方差分解（variance decomposition）方法進行分析，結果（見P83圖 2）。

P83圖2中實線為方差分解的時間路徑。下頁圖1為lny對自身的方差分解時間路徑，時間路徑一直為正且不斷下降，這說明當期的第三產業總值對后面各時期的第三產業總值的貢獻率越來越小，隨后各期間中自身變動的貢獻率維持在75%以上。圖為lny對x1的方差分解時間路徑，時間路徑一直為正，而且先下降又上升回到60%左右，說明，lny對x1的貢獻率大約維持在50%～60%。圖為lny對x2的方差分解時間路徑，時間路徑一直為正且小幅下降后逐漸回升，說明lny對x2的貢獻率大約維持在20%～35%。

（四）Granger 結果分析

最后，進行Granger 結果分析（如表7所示）。

根據表7數據顯示，X1不是Y的Granger原因的概率是0.12671，說明x1貨物周轉量對Y第三產業總值的增長有一定的推動作用，但這種作用并不十分明顯；同理，Y不是x1的Granger原因的概率是0.00345，說明Y的增長會刺激x1的增加而且這種刺激作用是很明顯的。同理分析x2不是Y的原因的概率是0.25393，說明x2社會客運量對y第三產業總值增長有一定的推動作用，但是，這種推動作用不明顯。

結論

在物流成長的初級階段，物流業對第三產業的發展推進作用尚不明顯，對第三產業的作用只是表現出平緩增長趨勢。即河北省第三產業產值與物流業的發展存在著正相關的關系，但是，通過構建一元回歸模型以及通過脈沖函數和Granger 結果分析卻表明了河北省物流業的發展對第三產業的促進作用已經非常有限。這是因為，為了使模型具有可操作性和數據可得性，本文僅選取貨物周轉量以及全社會客運量作為物流業發展的指標，而貨物周轉量和客運量反映的是一個地區的物流需求量，物流業的發展應該還包括物流供給等相關因素的共同發展。物流服務主要是靠資金和勞動力投入來獲得，物流供給仍處于低端，因此，貨物周轉量的增加沒有更大地推動第三產業的發展，而處于停滯不前的狀態。所以河北省要以物流業的發展來大力推進第三產業的發展，反過來第三產業的發展再拉動物流業的發展。

參考文獻：

[1] 劉南，趙成鋒，陳遠高.現代物流與經濟發展理論、方法與實證分析[M].北京：中國物資出版社，2007.

[2] 龐皓.計量經濟學[M].北京：科學出版社，2006：277-372.

[3] 河北年鑒編委會.河北統計年鑒[K].北京：中國統計出版社，2009.

[4] 董云耀，楊望書.基于時間序列的趨勢模型的應用與研究[J].杭州電子科技大學學報，2008，（1）：64-68.

[5] 李莉，張建華.物流產業發展與國民經濟整體水平提升的相關性分析[J].中國機械工程，2003，（10）：15-18.

[6] 李克寧.談物流成本與GDP[J].中國流通經濟，2002，（4）：11-13.

[7] 張中強，宋學峰.物流總成本及其構成與 GDP 關系的分析[J].科技導報，2005，（10）：38-41.

[8] 張曉峒.Eviews 使用指南與案例[M].北京：北京機械工業出版社，2007：66.

[9] 李萬青.中國降低社會物流總費用的難題及策略[J].物流工程與管理，2009，（4）：4-6.

[責任編輯 陳麗敏]endprint

DYt=Δy=yt-yt-1

Dx1t=Δx1=x1t-x

1（t-1）

Dx2t=Δx2=x2t-x

2（t-1）

然后以DY為被解釋變量，以DX1和DX2以及et-1為解釋變量，估計回歸模型如方程式（5）結果（見表6）：

Δ=184.4094+0.515017Δx1+0.000653Δx2+0.244957et-1 （5）

t=（3.321115） （6.803525） （1.943939）

R2=0.734684 DW=0.782226

上述估計結果表明：第三產業總值的變化不僅取決于物流業的變化，而且還取決于上一期第三產業總值的變化對均衡水平的偏離，誤差項et-1估計的系數是0.244957體現了對偏離的修正，上一期偏離越遠，本期修正的量就越大，即系統是存在誤差修正機制。誤差修正系數為0.244957，即表明河北省每年實際形成的第三產業總值與其長期均衡值的偏差中的24.4957%被修正。回歸方程經過修正后的檢驗結果中 D·W 值為 0.782226，因此修正后的回歸方程殘差序列可以近似地認為不存在序列相關，并且回歸方程數據的擬合優度為73.468%認為是較好的。

（三）脈沖函數分析

一般的 VAR（P）模型數學表達式如下：

Yt=C+A1Yt -1+A2Yt -2+…+AkYt-k+BXt+εt t=1，2…T （6）

其中，Yt是 m 維內生變量，Xt是 n 維外生變量，C 是m 維常數向量，k 是滯后階數，T 是樣本個數。矩陣 A1，…，Ak和矩陣 B 是要被估計的參數矩陣，εt是 m 維擾動向量。脈沖響應函數（ Impulse Response Function）是用來衡量隨機擾動項的一個標準差沖擊對其他變量當前和未來取值的影響軌跡，它能夠比較直觀地刻畫出變量之間的動態交互作用及效應。通過脈沖響應函數的下頁圖1所示，我們看到隨著時間的推移，x1對y呈穩定的正向影響，而 x2 對 y 主要呈負向影響，并且影響幅度較大；而 x1 對x2主要呈現負影響，而x2對x1 呈波動式的影響，且影響幅度適中。由下頁圖1可知，圖中實線表示1單位脈沖沖擊的脈沖響應函數的時間路徑，兩邊的虛線表示2個標準差的置信區間。下頁圖1里面的第一個圖表示lny自身的響應函數的時間路徑，其脈沖影響在第一期大約為50，以后逐漸上升，說明第三產業總值的增長會引起后面各時期第三產業總值的增長，且增長的彈性系數呈現變大的規律。第4個圖為x1對lnY實施沖擊，lnY的響應函數時間路徑，響應路徑一直為正但是波動相對較明顯，說明x1貨物周轉量夠引起后面各時期第三產業總值的增長，但是這種增長波動較明顯。所以，我們將用方差分解（variance decomposition）方法進行分析，結果（見P83圖 2）。

P83圖2中實線為方差分解的時間路徑。下頁圖1為lny對自身的方差分解時間路徑，時間路徑一直為正且不斷下降，這說明當期的第三產業總值對后面各時期的第三產業總值的貢獻率越來越小，隨后各期間中自身變動的貢獻率維持在75%以上。圖為lny對x1的方差分解時間路徑，時間路徑一直為正，而且先下降又上升回到60%左右，說明，lny對x1的貢獻率大約維持在50%～60%。圖為lny對x2的方差分解時間路徑，時間路徑一直為正且小幅下降后逐漸回升，說明lny對x2的貢獻率大約維持在20%～35%。

（四）Granger 結果分析

最后，進行Granger 結果分析（如表7所示）。

根據表7數據顯示，X1不是Y的Granger原因的概率是0.12671，說明x1貨物周轉量對Y第三產業總值的增長有一定的推動作用，但這種作用并不十分明顯；同理，Y不是x1的Granger原因的概率是0.00345，說明Y的增長會刺激x1的增加而且這種刺激作用是很明顯的。同理分析x2不是Y的原因的概率是0.25393，說明x2社會客運量對y第三產業總值增長有一定的推動作用，但是，這種推動作用不明顯。

結論

在物流成長的初級階段，物流業對第三產業的發展推進作用尚不明顯，對第三產業的作用只是表現出平緩增長趨勢。即河北省第三產業產值與物流業的發展存在著正相關的關系，但是，通過構建一元回歸模型以及通過脈沖函數和Granger 結果分析卻表明了河北省物流業的發展對第三產業的促進作用已經非常有限。這是因為，為了使模型具有可操作性和數據可得性，本文僅選取貨物周轉量以及全社會客運量作為物流業發展的指標，而貨物周轉量和客運量反映的是一個地區的物流需求量，物流業的發展應該還包括物流供給等相關因素的共同發展。物流服務主要是靠資金和勞動力投入來獲得，物流供給仍處于低端，因此，貨物周轉量的增加沒有更大地推動第三產業的發展，而處于停滯不前的狀態。所以河北省要以物流業的發展來大力推進第三產業的發展，反過來第三產業的發展再拉動物流業的發展。

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[3] 河北年鑒編委會.河北統計年鑒[K].北京：中國統計出版社，2009.

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[8] 張曉峒.Eviews 使用指南與案例[M].北京：北京機械工業出版社，2007：66.

[9] 李萬青.中國降低社會物流總費用的難題及策略[J].物流工程與管理，2009，（4）：4-6.

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DYt=Δy=yt-yt-1

Dx1t=Δx1=x1t-x

1（t-1）

Dx2t=Δx2=x2t-x

2（t-1）

然后以DY為被解釋變量，以DX1和DX2以及et-1為解釋變量，估計回歸模型如方程式（5）結果（見表6）：

Δ=184.4094+0.515017Δx1+0.000653Δx2+0.244957et-1 （5）

t=（3.321115） （6.803525） （1.943939）

R2=0.734684 DW=0.782226

上述估計結果表明：第三產業總值的變化不僅取決于物流業的變化，而且還取決于上一期第三產業總值的變化對均衡水平的偏離，誤差項et-1估計的系數是0.244957體現了對偏離的修正，上一期偏離越遠，本期修正的量就越大，即系統是存在誤差修正機制。誤差修正系數為0.244957，即表明河北省每年實際形成的第三產業總值與其長期均衡值的偏差中的24.4957%被修正。回歸方程經過修正后的檢驗結果中 D·W 值為 0.782226，因此修正后的回歸方程殘差序列可以近似地認為不存在序列相關，并且回歸方程數據的擬合優度為73.468%認為是較好的。

（三）脈沖函數分析

一般的 VAR（P）模型數學表達式如下：

Yt=C+A1Yt -1+A2Yt -2+…+AkYt-k+BXt+εt t=1，2…T （6）

其中，Yt是 m 維內生變量，Xt是 n 維外生變量，C 是m 維常數向量，k 是滯后階數，T 是樣本個數。矩陣 A1，…，Ak和矩陣 B 是要被估計的參數矩陣，εt是 m 維擾動向量。脈沖響應函數（ Impulse Response Function）是用來衡量隨機擾動項的一個標準差沖擊對其他變量當前和未來取值的影響軌跡，它能夠比較直觀地刻畫出變量之間的動態交互作用及效應。通過脈沖響應函數的下頁圖1所示，我們看到隨著時間的推移，x1對y呈穩定的正向影響，而 x2 對 y 主要呈負向影響，并且影響幅度較大；而 x1 對x2主要呈現負影響，而x2對x1 呈波動式的影響，且影響幅度適中。由下頁圖1可知，圖中實線表示1單位脈沖沖擊的脈沖響應函數的時間路徑，兩邊的虛線表示2個標準差的置信區間。下頁圖1里面的第一個圖表示lny自身的響應函數的時間路徑，其脈沖影響在第一期大約為50，以后逐漸上升，說明第三產業總值的增長會引起后面各時期第三產業總值的增長，且增長的彈性系數呈現變大的規律。第4個圖為x1對lnY實施沖擊，lnY的響應函數時間路徑，響應路徑一直為正但是波動相對較明顯，說明x1貨物周轉量夠引起后面各時期第三產業總值的增長，但是這種增長波動較明顯。所以，我們將用方差分解（variance decomposition）方法進行分析，結果（見P83圖 2）。

P83圖2中實線為方差分解的時間路徑。下頁圖1為lny對自身的方差分解時間路徑，時間路徑一直為正且不斷下降，這說明當期的第三產業總值對后面各時期的第三產業總值的貢獻率越來越小，隨后各期間中自身變動的貢獻率維持在75%以上。圖為lny對x1的方差分解時間路徑，時間路徑一直為正，而且先下降又上升回到60%左右，說明，lny對x1的貢獻率大約維持在50%～60%。圖為lny對x2的方差分解時間路徑，時間路徑一直為正且小幅下降后逐漸回升，說明lny對x2的貢獻率大約維持在20%～35%。

（四）Granger 結果分析

最后，進行Granger 結果分析（如表7所示）。

根據表7數據顯示，X1不是Y的Granger原因的概率是0.12671，說明x1貨物周轉量對Y第三產業總值的增長有一定的推動作用，但這種作用并不十分明顯；同理，Y不是x1的Granger原因的概率是0.00345，說明Y的增長會刺激x1的增加而且這種刺激作用是很明顯的。同理分析x2不是Y的原因的概率是0.25393，說明x2社會客運量對y第三產業總值增長有一定的推動作用，但是，這種推動作用不明顯。

結論

在物流成長的初級階段，物流業對第三產業的發展推進作用尚不明顯，對第三產業的作用只是表現出平緩增長趨勢。即河北省第三產業產值與物流業的發展存在著正相關的關系，但是，通過構建一元回歸模型以及通過脈沖函數和Granger 結果分析卻表明了河北省物流業的發展對第三產業的促進作用已經非常有限。這是因為，為了使模型具有可操作性和數據可得性，本文僅選取貨物周轉量以及全社會客運量作為物流業發展的指標，而貨物周轉量和客運量反映的是一個地區的物流需求量，物流業的發展應該還包括物流供給等相關因素的共同發展。物流服務主要是靠資金和勞動力投入來獲得，物流供給仍處于低端，因此，貨物周轉量的增加沒有更大地推動第三產業的發展，而處于停滯不前的狀態。所以河北省要以物流業的發展來大力推進第三產業的發展，反過來第三產業的發展再拉動物流業的發展。

參考文獻：

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[8] 張曉峒.Eviews 使用指南與案例[M].北京：北京機械工業出版社，2007：66.

[9] 李萬青.中國降低社會物流總費用的難題及策略[J].物流工程與管理，2009，（4）：4-6.

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