京津冀物流資源和區域經濟關系實證研究

(天津外國語大學 天津 300270)

京津冀物流資源和區域經濟關系實證研究

石盼

(天津外國語大學天津300270)

本文通過相關數據與圖表，利用相關性分析和Ganger因果關系法檢驗，建立相關模型，從區域物流促進區域經濟增長和區域經濟增長拉動區域物流發展兩個方面，對京津冀地區區域物流與區域經濟增長之間的關系進行實證性分析。結論表明，二者具有高度的相關性并且存在著一定的因果聯系。最后，根據京津冀物流產業現實存在的相關問題，提出發展京津冀區域經濟與物流的相關建議。

京津冀；Ganger因果關系檢驗；經濟增長

一、引言

大都市圈是區域經濟發展的一種重要形式，也是經濟社會綜合體的一種表現形式。它是指以經濟中心(大都市)為核心，以經濟網絡為紐帶，聯結周邊中小城市，構成一個經濟區域。區域經濟的發展與城市的發展是相統一的、同步的。2014年3月5日李克強總理在作政府工作報告時指出要加強環渤海及京津冀地區經濟協作。2014年2月26日習近平總書記在聽取京津冀協同發展工作匯報時強調，實現京津冀協同發展是一個重大國家戰略，要堅持優勢互補、互利共贏、扎實推進，加快走出一條科學持續的協同發展路子。

京津冀是中國的“首都圈”，包括北京市、天津市以及河北省的保定、唐山、廊坊、石家莊、滄州、秦皇島、張家口、承德、邯鄲、邢臺、衡水等11個地級市。其中北京、天津、保定、廊坊為中部核心功能區。京津冀都市圈具有獨特的政治、經濟、文化優勢，且擁有豐富的人才，為經濟發展提供了優勢，產業結構合理。同時，京津冀地區交通發達，設施優越，為區域物流的發展提供了條件和基礎。

我國的物流產業盡管起步較晚，但是發展速度迅猛，隨著物流的不斷發展，為我國經濟發展也帶來了新的變化，京津冀一體化在物流方面于2014年7月1日正式在京津兩地開始實施《京津冀區域通關改革一體化方案》，10月份擴大到石家莊海關。各地相關部門也積極配合通關一體化改革。隨著京津冀一體化的不斷深入，物流資源的優勢互補，對京津冀區域經濟起到至關重要的作用。本文通過1991年—2015年數據分析，以京津冀地區為例，研究區域經濟和物流資源之間的關系。

二、京津冀地區區域物流和區域經濟關系實證研究

(一)代表性指標的選取。由于物流在我國起步較晚且體系復雜，考慮數據的可得性，本文用貨運周轉量(HYZ)作為變量衡量物流資源的規模，用國內生產總值(GDP)衡量經濟發展，本文所用數據均來自國家統計局。

(二)數據處理。本文通過對1991年——2015年京津冀地區的貨運周轉量以及國內生產總值的分析研究，用Eviews8.0進行數據處理以及模型構建，得出貨運周轉量以及國內生產總值之間的關系。

首先，對數據進行處理，對貨運周轉量以及國內生產總值取對數，消除時間序列異方差的存在，同時消除價格對GDP的影響，使的模型更具有科學性。用Eviews8.0對取對數后的數據分析，得到圖1趨勢圖。由圖可以看出LNGDP和LNHYZ都隨時間呈上升趨勢，盡管LNGDP更加平穩，LNHYZ相對不平穩，但是大體走勢相同，說明二者之間可能存在相關關系。

圖1 LNGDP和LNHYZ趨勢圖

根據以上圖示猜想，用Eviews進行得出相關系數表如下，由表1可得，LNGDP和LNHYZ之間的相關系數高達0.90，說明京津冀地區國民生產總值和貨運周轉量之間有很強的相關關系，這也證明了京津冀地區國民生產總值與該地區的物流資源之間有很強的聯系。

表1 LNGDP和LNHYZ的相關系數

(三)模型構造——Granger因果關系檢驗

1.平穩性檢驗。Ganger因果關系檢驗的前提條件是用于檢驗的時間序列數據必須是平穩的，或者是相同階數的非平穩序列且存在長期的穩定關系。然而在經濟學中，時間序列大多數都是非平穩的，直接用非平穩的數據進行模型構建可能會造成偽回歸的情況，使得結論錯誤并且影響政策的實施等，為了避免這種情況出現，首先用ADF檢驗法對LNGDP和LNHYZ的數據和它們的差分序列進行平穩性檢驗，檢驗結果如表2所示，根據檢驗結果可以看出，盡管LNGDP和LNHYZ的序列存在單位根，是非平穩的，但是經過二階差分之后的序列沒有單位根，說明差分后的序列是平穩的，基于此，可以進行接下來的協整檢驗。

表2 平穩性檢驗結果

2.協整檢驗。為了分析取對數之后的國內生產總值和貨運周轉量之間是否存在協整關系，先做LNGDP和LNHYZ兩個變量之間的回歸，然后對回歸殘差的平穩性進行檢驗，從而判斷是否存在協整關系。運用最小二乘法對兩個變量進行回歸，并且使LNGDP作為因變量，以LNHYZ為自變量，得出的回歸分析結果如表3所示。根據結果可知樣本的決定系數和調整后樣本的決定系數分別為0.82和0.81，都接近1，說明該模型擬合優度較好，并且F統計量的相伴概率為0.000000，通過檢驗，說明該模型的擬合程度較好。

估計的回歸模型為：LNGDP=-0.642842+1.139842*LNHYZ

表3 LNGDP和LNHYZ的回歸結果

接下來，對回歸殘差的平穩性進行檢驗，對回歸模型的殘差序列進行ADF檢驗之后的結果如表4所示，由檢驗結果可知，在5%的顯著性水平下，t檢驗統計量值為-1.964122，小于臨界值-1.955681，從而拒絕存在單位根的檢驗，即說明殘差序列不存在單位根，該序列是平穩的。這就表明LNGDP和LNHYZ之間存在協整關系，表明兩者之間存在長期的穩定關系。

表4 殘差單位根檢驗

3.Ganger因果關系檢驗。在Eviews軟件中進行Ganger因果關系檢驗，滯后階數自動選擇2，得到的結果如下表5所示。檢驗結果表明，0.0192小于0.05，說明貨運周轉量不能格蘭杰引起國內生產總值的原假設被拒絕，即貨運周轉量可以引起國內生產總值的變化。0.2755大于0.05，說明國內生產總值不能格蘭杰引起貨運周轉量的原假設被接受，即國內生產總值的變化不能引起貨運周轉量的變化，這說明，國內生產總值和貨運周轉量之間存在著單向的相關關系，即貨運周轉量的變化能導致國內生產總值的變化，即在京津冀地區，物流資源的共享和增長能夠導致國內生產總值的增長，也就是說，物流的發展拉動了京津冀地區的經濟增長。

表5 格蘭杰因果關系檢驗

三、結論

由京津冀地區貨運周轉量和國內生產總值Ganger因果關系檢驗結果可以得出，在京津冀地區物流資源對該地區經濟的拉動作用。隨著經濟的不斷發展，必然也會導致對物流資源有更大的需求，會推動交通設施建設，并促進交通設施的改善，從而進一步帶動物流的發展，根據最終的檢驗結果可以得出以下結論：

通過實證分析可以得出，京津冀地區GDP的增長和貨運周轉量之間有很強的相關關系，通過對1991-2015年共25年的數據進行分析，盡管該時間序列不平穩，然而通過差分之后的序列是平穩的，將差分后的序列進行協整檢驗，首先通過回歸分析之后可以發現擬合程度很好，接著對殘差序列進行單位根檢驗可以發現，殘差序列平穩，通過了協整檢驗，說明它們之間存在長期的均衡關系。估計的回歸模型為：LNGDP=-0.642842+1.139842*LNHYZ，從該回歸模型可以看出，每增加一單位的貨運周轉量，都會使得京津冀地區的GDP增加1.139842個單位，可以看出貨運周轉量的的增長對國內生產總值起到了很強的推動作用，物流的增長最終作用于整個經濟系統。

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[4]龍宇.長江經濟帶物流與區域經濟增長關系的實證研究[D].華東師范大學,2014

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石盼(1996-)，女，漢族，山西呂梁人，在讀研究生，天津外國語大學，研究方向西方經濟學。

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