安徽省物流能力與區域經濟發展的互動關系

劉廣東，朱劍峰，張雪梅

(阜陽師范學院經濟與管理學院，安徽阜陽 236037)

一、引言

物流產業是國民經濟發展的動脈和基礎產業，是衡量一個國家和地區現代化程度和經濟實力的重要標志之一，被喻為經濟發展的加速器和企業的“第三利潤源泉”［1］。隨著市場經濟的日益成熟和快速發展，國民經濟的發展釋放出巨大的物流需求，對物流產業發展起到強大的拉動作用［2－3］。經濟增長越迅速，對物流的需求就越高，經濟對物流的依存度就越大，物流在經濟增長中就愈顯重要，經濟增長對物流產業發展的拉動作用也就越大［4－5］。特別是2009年物流產業被定為未來十大振興產業之一以來，得到了越來越多學者的關注。

本文對安徽省1990—2011年的數據進行了統計分析，探究安徽省物流能力與區域經濟發展之間的互動關系，通過建立數學模型并利用EVIEWS軟件進行ADF檢驗、協整分析、格蘭杰因果關系檢驗和脈沖響應分析，以研究物流能力和區域經濟發展之間短期和長期的關系。

二、實證分析

的相關性，然后將客運周轉量轉化成貨運周轉量，就可以得到物流能力(W)［9］。

首先對安徽省客運周轉量和貨運周轉量采用SPSS進行OLS回歸分析，通過多種回歸分析方法的結果進行比較和驗證，采用二次擬合方法得到的結果較為理想，回歸曲線如圖1所示，模型概述、回歸方差分析、回歸系數表見表1－3。用H代表貨運周轉量，K代表客運周轉量，得到回歸方程如下:

圖1 客運周轉量與貨運周轉量回歸曲線

表1 模型概述

(一)指標選擇與數據處理

1.指標選擇

(1)區域經濟發展指標

區域經濟發展水平反映了當地社會發展水平的宏觀經濟發展指標，因此可以用國民生產總值(GDP)來代表區域經濟經發展的水平，用GDP表示［6］。

(2)區域物流能力

物流能力的度量指標有3個方面:物流需求量指標、物流投入量指標和物流產出量指標［7］。本文借鑒相關研究成果，綜合數據的可得性，選取貨運周轉當量來表征物流能力，用W表示。

2.數據處理

本文的原始數據來自《安徽統計年鑒》，為了消除物價變動造成的影響，把國民生產總值(GDP)換算成1978年不變價格的國民生產總值(GDP)，同時為了消除異方差的影響，對GDP和W進行了對數變換為lnGDP和lnW［8］。

(二)物流能力分析

要確定物流能力，就要確定客運和貨運之間

表2 回歸方差分析表

表3 回歸系數表

該方程的 R2=0.941，F=150.200，P=0＜0.05，回歸方程顯著有效。將研究數據中1990—2011年的客運周轉量K帶入方程(1)，就可以得到相應的物流能力，見表4。

表4 安徽省1990—2011年客運、貨運相關性分析表

(三)物流能力與區域經濟關系分析

為了剔除價格變動帶來的影響，對GDP數據換算成了1978年的不變價格，同時為了消除異方差的影響對原始數據序列進行了對數化處理，處理后的結果如表5所示。

表5 統計數據表

1.ADF檢驗回歸模型形式判斷分析

在進行序列平穩性的ADF檢驗之前，需要確定檢驗回歸模型的形式，運用Eviews6.0進行分析，通過圖2可以看出，序列lnGDP、lnW都隨時間有增長的趨勢，在進行ADF檢驗時應使用含有截距項和時間趨勢項的回歸模型進行分析。

2.ADF單位根檢驗

為避免偽回歸現象的出現，首先要檢驗序列的平穩性，本文利用 ADF方法進行單位根檢驗［10］。對時間序列lnGDP、lnW進行分析檢驗，結果如表6所示。

從表6可以看出，序列lnGDP、lnW在顯著水平5%下有單位根，說明序列為不平穩序列，在一階差分之后為平穩序列，滿足協整分析的前提，序列lnGDP和lnW可能存在協整關系。

圖2 序列lnGDP和lnW的線性圖

表6 ADF檢驗結果

3.協整檢驗

從上面的分析可以看出，序列lnGDP、lnW為非平穩序列，滿足協整檢驗分析的條件。在進行協整關系的分析上選用Johansen協整檢驗方法。檢驗結果如表7和表8所示。

表7 跡統計量檢驗結果

從表7和表8可以看出，最大特征根檢驗結果與跡統計量檢驗結果是一致的，序列lnGDP、lnW都存在協整關系，協整關系式為:lnGDP=0.175 lnW。

通過該關系式可以看出安徽省物流能力與區域經濟發展有長期穩定的正相關關系，且 D(lnGDP)調整系數為 －0.355116，D(lnW)的調整系數為 －0.204573，都為負數，說明偏離非均衡誤差將會得到修正，且協整關系是有效的。

表8 最大特征根檢驗結果

4.格蘭杰(Granger)因果檢驗

前文的研究表明序列lnGDP、lnW存在長期均衡關系和趨勢，但是兩者的關系可能是物流能力的增長促進了區域經濟的發展，也可能是區域經濟的發展帶動了物流能力的增長。為了明確區域物流能力與區域經濟之間的相互關系，現就基于兩者的協整關系，在建立短期波動與長期均衡綜合一起的矢量誤差修正模型，對區域物流能力與區域經濟發展進行格蘭杰因果關系檢驗，從而確定兩者相互影響的關系。

進行格蘭杰因果關系檢驗時，通過對比和驗證，選擇最佳滯后期為2進行分析，結果如表9所示。

表9 格蘭杰因果關系檢驗結果

從表9可知:在5%的顯著水平下，物流能力是區域經濟的格蘭杰原因，而區域經濟卻不是物流能力的格蘭杰原因;物流能力可以促進安徽經濟的發展，但這種作用是非主導性的，安徽經濟的發展對物流能力的帶動作用卻不明顯，這和物流產業正處在初級階段的情況是一致的。

5.脈沖響應函數

從上面的分析可知，物流能力與區域經濟發展之間有長期均衡的關系，且有單向的格蘭杰因果關系，要明確兩者之間的短期動態關系可以通過脈沖響應函數來實現。從圖3的結果可以看出:國內生產總值受到自身的沖擊后一直在上升，而受到物流能力的正向沖擊后從第一期開始上升，在第四期達到最高值，連續三期保持穩定，在第七期開始下降，但一直有正向沖擊作用;物流能力受到自身的沖擊后是一直在降低的，而受到國內生產總值的正向沖擊后從第一期開始上升，在第五期達到最高值，然后沖擊作用基本保持穩定。

圖3 脈沖響應函數結果

通過脈沖響應函數圖可以判斷，物流能力對國內生產總值有正向沖擊的作用，對經濟的發展有推動作用，國內生產總值對物流能力也有推動作用，但是達到一定的程度后就越來越不明顯了，這也和前文的格蘭杰因果檢驗結果是一致的。

三、結論與建議

本文對安徽省1990—2011年的數據進行統計分析，在基于Var協整關系檢驗、格蘭杰因果關系檢驗和脈沖函數分析的基礎上得出了安徽省物流能力與區域經濟發展關系的幾點結論:

(1)安徽省物流能力與區域經濟之間保持長期穩定的關系，物流的發展能夠促進經濟的增長，這也和物流產業在現實社會中的作用是吻合的。

(2)通過格蘭杰因果關系檢驗可以看出，物流能力和區域經濟發展是單向的關系，即安徽物流產業能夠促進經濟的發展，但安徽經濟的發展對物流業的帶動作用卻不明顯，主要表現在對物流業基礎設施的投資、政府支持以及安徽的區位優勢等方面。

(3)脈沖響應的結果顯示，物流能力與區域經濟發展是相互促進的，從長期經濟發展來看，也是符合實情的。不過分析顯示安徽物流業在促進經濟發展方面的作用有限，主要是因為安徽物流業的發展在受到很多因素的制約，相對沿海城市來說發展較慢，物流業要成為經濟增長的加速器還需要時間，同時經濟增長對物流業的支持作用還需要一段時間的積累過程。

從上面的研究可以看出，物流業的發展促進了經濟的增長，經濟增長對物流業的帶動作用還不明顯，因此，在未來的一段時期內，要實現物流業與區域經濟的相互促進還需要很長的一段路要走。

首先，在經濟發展方面，繼續深化經濟發展方式轉變，走發展新興產業和新型工業化道路，推動安徽省產業結構的調整和升級，不斷增加第三產業的比重;繼續進行體制創新和擴大內需，不斷加快城市化的進程，促進安徽省經濟的又快又好發展。

其次，在物流業方面，安徽省要加大對物流基礎設施的投資力度，擴大物流產業的規模向集約化方向發展，加強物流信息平臺的建設，培養和招募高素質的專業化物流人才，促進物流業的快速發展，形成物流業和經濟發展互動的良好機制，使物流業的發展促進經濟的發展，同時經濟的發展能夠作用于物流業的發展。

［1］熊偉.供應鏈競爭力與經濟發展［M］.北京:航空工業出版社，2005.

［2］譚清美，馮凌運，葛云.物流能力對區域經濟的貢獻研究［J］.現代經濟探討，2003(8):22－24.

［3］閏秀霞，孫林巖.區域物流能力與區域經濟協同發展研究［J］.太原:經濟師，2005(3):257 －259.

［4］閏秀霞，孫林巖.物流能力對區域經濟發展的影響分析［J］.科技進步與對策，2006(10):160－163.

［5］李松慶.廣東物流產業與經濟增長的互動關系分析［J］.工業工程，2010(3):56 －60.

［6］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(3):6－8.

［7］馬士華，陳習勇.供應鏈環境下的物流能力構成及其特性研究［J］.管理學報，2004(1):107－111.

［8］周泰.區域物流能力與區域經濟協同發展研究［D］.成都:西南交通大學，2009.

［9］胡亞濤，張甲鵬，胡江南.金融發展與區域經濟增長研究——基于重慶市的實證分析［J］.重慶郵電大學學報:社會科學版，2012(3):58－62.

［10］后小仙.復雜經濟運行背景下省域經濟風險評價——基于安徽省1995～2009年的經驗證據［J］.財經理論與實踐，2013(2):98－103.