我國物流產業發展對經濟增長貢獻實證分析

徐斌華

內容摘要：本文采用誤差修正模型，針對物流產業發展對經濟增長貢獻狀況進行實證研究，并利用脈沖響應函數和方差分解，進一步探索物流產業對經濟增長的沖擊，最后得出研究結論。

關鍵詞：物流產業 經濟增長 誤差修正模型 格蘭杰因果檢驗

中圖分類號：F252 文獻標識碼：A

文獻綜述

對于物流產業發展與經濟增長之間的關系，很多專家做了大量的研究。這主要體現在兩大層面上，物流產業與國家層面的關系以及物流產業與省級層面的關系。

一方面，很多的國內專家對物流產業與國家層面的關系做了相關的研究。首先，李全喜、劉巖、劉佳琳（2012）對物流產業以及國內生產總值之間的關系進行了深入的研究。經過研究發現，隨著物流增量的不斷上升，我國國內生產總值也不斷上升，反之亦成立。另外，張建升（2014）通過典型的回歸分析法進行了相關研究，他指出我國的物流產業在經濟增長促進方面做出了巨大的貢獻。李力、楊柳（2014）也做了相關研究，他們主要采用的是自變量自回歸的模型，通過分析數據得出物流行業的發展可以大大地促進我國國內生產總值的大幅度上升。然后，從他們所研究的模型也發現我國國內生產總值的上升對物流行業的發展促進作用并不是很明顯。關秋燕（2015）通過分析，得出我國的物流行業發展與國內生產總值的上升有著密不可分的關系，并且這兩者之間的關系是十分均衡的。錢曉英（2015）進行研究發現，我國的物流產業發展水平、國內的生產總值，以及固定的資產投資值這三者是彼此緊密相連的。一方的變化會直接影響到另外兩方的變化。徐茜、黃祖慶（2015）通過因果關系檢驗以及協整檢驗，得出我國東中西部地區物流發展與經濟發展之間是協整的關系。邵楊、姚薇娜（2015）通過面板協整檢驗，得出物流發展與我國經濟發展狀況之間是正相關的關系。

另一方面，很多的國內專家對物流產業與省級層面的關系做了相關的研究。譚清美等（2013）通過較為詳細的分析，得出江蘇省的物流發展水平對該省的國內生產總值做出了至少36%的貢獻。吳水森（2014）對福建省在2014年之前的幾十年物流行業發展以及該省的經濟發展水平做了比較，得出福建省的物流行業發展與該省的國內生產總值之間存在著明顯的單向協整關系以及格蘭杰因果關系。孫浩杰、吳群琪（2015）研究發現浙江省的經濟發展水平以及物流行業發展是雙向的格蘭杰因果關系。李松慶（2015）研究得出廣東省的經濟發展大大促進了該省物流行業的發展，反過來，該省物流行業的發展對該省的經濟增長作用并不是十分明顯。

綜上所述，無論從國家層面還是省級層面，我國物流產業和經濟增長之間存在著一定的關聯。

我國經濟增長狀況

對國家統計局對我國經濟增長的相關指標統計結果匯總，如表1所示。對我國經濟增長狀況進行統計，從歷年發展水平來看，我國國民總收入呈現出逐年遞增的趨勢，2005年，國民總收入為184575.8億元，2015年，我國國民總收入上升為634043.4億元；2005年，國內生產總值為185895.8億元，2015年，我國國內生產總值上升為635910億元。

根據國家統計家局對三大產業的劃分：第一產業是指農、林、牧、漁業（不含農、林、牧、漁服務業）；第二產業是指采礦業（不含開采輔助活動），制造業（不含金屬制品、機械和設備修理業），電力、熱力、燃氣及水生產和供應業，建筑業；第三產業即服務業，是指除第一產業、第二產業以外的其他行業?？梢娢覈锪鳟a業屬于第三產業的范圍。當前我國第三產業對經濟增長的貢獻作用不斷增長，物流產業必將發揮其促進作用，本文假設兩者之間存在正相關關系。

實證研究

（一）實證指標選擇

1.物流發展指標（LNGDP）。當前物流業發展的指標選取是多樣化的，在已有的研究中，有的學者采用貨運周轉量的指標，而有的學者則采用交通網絡里程，還有的學者采用物流業的產值。本文出于變量同質性的考慮，擬用社會物流總費用衡量物流發展指標。

2.經濟增長指標（LNLC）。目前關于經濟增長指標的衡量較為統一，主要是采用國民生產總值來進行衡量。當前關于經濟增長指標的衡量主要有兩個方面：一是量的方面，二是質的方面，目前從質的方面進行衡量，操作的難度較大，因此，本文選擇大多數學者的研究做法，選用國民生產總值來進行衡量。

（二）數據來源和處理

本文所選用的時間周期為1996-2015年，其中國民生產總值的數據主要來源于歷年的中國統計年鑒，社會物流總費用的數據主要來源于國泰安數據庫。

考慮到價格對國民生產總值和社會物流總費用的影響，本文在數據處理中選用1996年作為基期，由此剔除價格變量對兩者的影響。同時為了消除異方差問題，本文還采用了對數處理的方式，對兩個指標取對數。

（三）單位根檢驗

采用時間序列數據進行實證回歸時，往往存在偽回歸的問題，這是因為實證回歸的前提條件是假定變量都是平穩的，但實際上并不是這樣的。因此，本文在進行物流產業發展與經濟增長的回歸之前，首先采用ADF檢驗進行數據的平穩性檢驗，ADF檢驗的原假設是I（0）不是平穩序列，備擇假設是I（0）是平穩序列（見表2）。

ADF檢驗的公式如下：

其中，α表示截距項，β表示趨勢項，δ表示滯后項的系數，ε表示隨機干擾項。

根據表2檢驗結果，經濟增長（LNGDP）的原始序列的ADF值為-1.342，1%臨界值為-2.322，5%臨界值-2.132，10%臨界值-2.093，均通過了1%的顯著性水平檢驗，經濟增長（LNGDP）的原始序列是不平穩的。物流業水平（LN LC）的原始序列的ADF值為-1.432，1%臨界值為-4.311，5%臨界值為-3.421，10%臨界值為-3.011，均通過了1%的顯著性水平檢驗，物流業水平（LNLC）的原始序列是不平穩的。取一階差分下，根據單位根檢驗結果，經濟增長（LNGDP）一階差分序列的ADF值為-4.322，1%臨界值為-3.424，5%臨界值為-3.214，10%臨界值為-3.012，可見經濟增長（LNGDP）的一階差分序列是平穩的。物流業水平（LNLC）的一階差分序列的ADF值為-3.452，1%臨界值為-3.422，5%臨界值為-3.092，10%臨界值為-2.43，拒絕存在單位根的原假設，可見物流業水平（LNLC）的一階差分序列是平穩的。由此可見，物流業水平（LNLC）和經濟增長（LNGDP）一階差分序列是平穩的，存在同階單整。

（四）確定VAR模型

本文將采用VAR模型來研究我國物流產業發展對經濟增長的貢獻作用，由于VAR模型的滯后階數是不確定的，因此首先確定VAR模型最佳滯后階數，本文在選取原則上采用LR 值、FPE 值、AIC 值、SC 值、HQ 值來綜合確定的方法。

根據前面對物流產業和經濟增長變量之間平穩性檢驗可知，物流業水平（LNLC）和經濟增長（LNGDP）一階差分序列是平穩的，存在同階單整。這就意味著可以以物流業水平（LNLC）和經濟增長（LNGDP）一階差分序列建立VAR模型。根據VAR模型單位根檢驗三點圖可見，在選取滯后階數為2的情況下，模型所有的單位根都落入圓圈內，因此本文將構建VAR（2）模型，這是一個較為平穩的模型（見圖1）。

（五）協整檢驗

物流業水平（LNLC）和經濟增長（LNGDP）之間本身具有一定的波動關系，但是這種波動關系是一種短期表現形式，如果能證明兩者之間存在長期穩定的協整關系，還需要運用Johansen協整檢驗方法。前文已經對物流業水平（LNLC）和經濟增長（LNGDP）間平穩性進行了檢驗，下面可以直接進行兩者之間的協整檢驗，殘差序列單位根檢驗如表3所示。

對兩者的E殘差值進行檢驗，結果顯示E殘差的ADF值-3.342，小于1%臨界值，小于5%臨界值-2.342，小于10%臨界值-2.231。說明物流業水平（LNLC）和經濟增長（LNGDP）之間確實存在長期穩定的協整關系。本文根據協整檢驗結果構建標準化協整方程，如下所示：

根據協整方程式可知，物流產業與經濟增長之間呈現正相關關系，物流業對經濟增長的長期貢獻系數為0.828328，這表明在長期趨勢下，我國物流產業每提升1%的水平，則帶動我國經濟增長提高0.828328%。反過來經濟增長對物流業的長期貢獻系數為1.21，這表明在長期趨勢下，我國經濟增長每提升1%的水平，則帶動我國物流業水平提高1.21%。因此，我國物流業水平（LNLC）和經濟增長（LNGDP）之間是一種雙向正向相關關系。

（六）誤差修正方程

因為每個變量之間都是平穩的序列，并且它們之間具有協整關系，因此基于格杰蘭定理，可以建立一個誤差修正模型。在誤差模型的基礎之上，可以更好地了解到各個變量之間的關系，尤其是在短期之內的相互關系。這樣，通過和長期行為的比較，就可以了解到各個標量短期的行為值。

一般來說，向量誤差修正模型可以稱作為向量自回歸模型，其特殊之處在于對各個變量進行了協整約束條件的限制。此外，在短期的波動中，誤差修正方程還可以清楚地展示出各個變量偏離它們長期均衡關系的程度值。然后在此基礎上，誤差修正方程可以計算出各個變量在產生偏離之后的速0度以及運動方向。以下是計算的結果：

從以上計算結果可以得出，誤差修正方程的調整系數為R2= 0.71，并且誤差修正項的系數約為0.79， 從中反映出兩個變量各滯后項的組合以及誤差修正項對于LNGDP 1 的解釋是一般性的。相反，經濟增長變量這個一階滯后項系數是正數，并且相對來說比較明顯。與長期行為相反的是，物流產業發展的一階滯后項系數是-0.006， 并且表現出來不太明顯。因此，從中反映出在短期的發展中，物流產業的發展會對經濟水平的提高形成一定程度的制約。對于這方面的原因也有很多。主要原因是由于在較短時間內的高的物流費用會引起其他行業產業成本的大幅度上升。

（七）脈沖響應函數和方差分解

一般情況下，脈沖響應就是在一定時間范圍內，如果某個變量的擾動項發生了變化，那么經過一系列的動態聯系，這個時間段內的各個變量也產生相應的變化。進行廣義脈沖響應函數分析，結果發現我國的物流產業發展和經濟發展之間存在相互沖擊且動態響應的關系。

從圖2（LNGDP對LNGDP和LNLC脈沖響應）中可以明顯看出經濟發展對其自身的一個標準干擾存在正向的效應。具體說，經濟增長水平對于物流的發展的沖擊反應具有正向的效應，并且呈現出N型。圖2中，前3期都是呈上升趨勢，然后逐漸開始下降，到了第7期，開始慢慢恢復上升，這說明物流產業的發展水平對于經濟的發展水平也具有正向的效應。

從圖3（LNLC對LNGDP和LNLC脈沖響應）中可以看出物流產業的發展水平對經濟增長的一個標準差擾動具有明顯的正向效應，并且呈現出N型。圖3中，從一開始上升，到了第4期開始逐漸下降，然后到了第9期出現平穩發展的狀態。這就表明出經濟發展水平對于物流產業的發展具有明顯的促進和帶動功能。

方差的分解方法則是將每個內生變量的波進行細致的分解，從中來得出各個信息對內生變量的重要程度。本文對模型做了方差分解分析，得出物流產業發展和經濟增長之間存在緊密的相互關系。

結論和建議

本文通過利用廣義的脈沖函數分析以及協整分析，再加上2005-2014年之間10年的相關經濟發展數據和物流產業的發展數據，對這兩者之前的關系進行了比較全面的動態分析。從中得出以下結論：

第一，從長時間范圍看，我國的經濟發展水平和物流產業的發展具有協整的關系。即經濟的發展程度可以直接或者間接地對物流產業產生影響，同樣，物流產業的發展好壞也會影響到整個國家的經濟發展水平。從計算結果來看，我國物流產業的發展對我國的經濟發展水平的彈性大概維持在0.83左右。這就表示在長期范圍來看，物流產業一旦產生1%的變化，那么整個經濟的發展水平就會出現0.83% 的變化。即物流產業的變化會直接影響到整個經濟的發展狀況。

第二，本文利用誤差修正方程得出，我國物流產業的發展對我國的經濟發展水平所具有的短期彈性大約維持在-0.006左右，即從短期時間范圍來看，如果物流產業出現了1% 的增長，那么在這個時間段內我國的經濟發展水平會下降0.006%。 這方面的原因是多樣化的。但是主要的原因是受到物流發展指標的影響。因為在我國，物流發展指標是基于社會物流的總費用。一旦這個社會物流的總費用出現了上升，那么在短時間范圍內，企業的產品成本就會大幅度上升，而那時，企業還不能很好地消化，這就直接導致了經濟增長變慢，從而對整個經濟的發展帶來了不良的影響。

第三，本文利用格杰蘭因果檢驗的方法對各個變量進行了驗證，并從中得出，我國的物流產業發展與經濟發展水平之間存在著雙向的格杰蘭因果關系。具體來說，我國的經濟發展水平提升可以有效地促進整個社會物流產業的快速發展，與此同時，物流產業的快速發展也可以對經濟發展帶來一股強大的動力，不斷推動整個國民經濟的發展。實證表明我國的物流產業發展與我國的經濟發展水平之間存在著雙向的格杰蘭因果關系。

第四，本文根據相關的脈沖響應函數得出我國的經濟發展水平對物流產業發展的影響的是正向的。這個計算值為44.1%，同時，我國的物流產業發展對于經濟發展水平的影響也是正向的，計算值為91.1%。從中可得出我國的經濟發展水平和物流產業發展之間是相互促進、相互影響的關系。

第五，本文基于方差分解，得出經濟增長對我國物流產業所產生的影響和作用，要明顯遠遠大于物流產業對我國經濟增長所產生的影響和作用。大致來看，我國經濟增長狀況在整個方差分解中都是處于主導的地位，這可以反映出經濟增長對我國物流產業具有更大的影響和作用。

基于以上的結果，給出以下建議：

首先，我國需要大力減少物流的開支，尤其是在短期之內。因為一旦物流費用和成本上升，這必然會導致公司產品的流通費用大幅度提升，這就直接產生了公司經營成本的上升，從長期來看，會阻礙公司的可持續發展，進而影響到整個社會的經濟發展水平。

其次，我國需要大力發展交通基礎設施建設。隨著經濟的發展，交通基礎設施建設的作用就日益突出。如果一個國家有比較先進和完善的交通基礎設施，并且該國的交通運輸網絡也十分發達，那么該國家的整個物流效率是非常高的。因為好的交通基礎設施以及交通網絡系統從根本上減少了運輸的時間，并提高了運輸的效率，從而促進了整個社會的物流效率提升，這會在很大程度上減少成本并帶動全國經濟的發展。

最后，我國需要不斷促進經濟的快速發展。從本文可以得出，經濟的發展程度可以直接或者間接地對物流產業產生影響，反過來，物流產業的發展好壞也會影響到整個國家的經濟發展水平。因此，我國必須要大力發展國民經濟，為物流產業的發展奠定一個好的物質基礎，并有效地帶動整個物流產業的發展?？偠灾覈枰獜娜矫嬷?，不斷降低物流的成本，加快交通基礎設施的建設以及大力發展經濟，從而帶動物流產業的發展。

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