絲綢之路經濟帶背景下物流與對外貿易的聯動關系研究

鄭竟放 王小華

摘 要：“絲綢之路經濟帶”是中國“向西開放”的歷史機遇。本文從國家大力打造“絲綢之路經濟帶”的大背景出發，分別分析了新疆物流業和對外貿易的發展現狀，并采用新疆1990—2016年的時間序列數據，通過相關性檢驗、平穩性檢驗、協整檢驗、格蘭杰因果關系檢驗和誤差修正模型對新疆物流與外貿發展的聯動發展作了實證分析。結果表明，新疆對外貿易和物流發展之間存在著長期的均衡關系，新疆對外貿易是物流的格蘭杰原因，而物流并不是對外貿易的格蘭杰原因，對外貿易的發展對物流的進步起著明顯的“倒逼”效應，并據此提出了當前加強物流改革與促進外貿發展的對策建議與保障措施。

關鍵詞：“絲綢之路經濟帶” 物流 對外貿易 “倒逼”效應

中圖分類號：F752 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2018）11（a）-075-05

新疆長期堅持“貿易先行、產業聯動”的工作思路，物流和對外貿易取得了快速發展，二者而皆是引領經濟發展的動力。隨著經濟一體化的發展和“絲綢之路經濟帶”的深入推進，新疆開放型經濟呈蓬勃發展的態勢，面向周邊、輻射中、西、南亞的“向西開放”新格局基本形成。物流對新疆進、出口貿易均產生直接或者間接的影響，同時，物流的進一步發展也成為促進新疆對外貿易持續增長的有效動力。新疆處于“絲綢之路經濟帶”的核心區，其明確定位要著力打造中亞地區的物流中心，成為連接我國向西開放的物流大通道，作為經濟發展的基本保障和動力，物流和對外貿易的發展迎來了前所未有的歷史機遇。因此，厘清物流與對外貿易之間的發展趨勢和聯動關系，據此找準新形勢下發展物流和對外貿易的對策措施，對于新形勢下促進新疆物流“提質增效”，實現物流與外貿的有效互動，推進貿易的“優進優出”具有較好的現實意義，也為“絲綢之路經濟帶”背景下實現“互聯互通”提供了基礎保障。

1 文獻綜述

國外現有文獻對不同國家地區物流發展的定量研究視角方法不一。Stenwen（1975）通過構建指標體系運用DEA測算了物流效率。Ednilson S.Bernardes（2000）在物流指數的基礎上對物流業的發展狀況進行了研究。E Maggi（2010）研究了意大利的外商直接投資在物流領域的投資情況，證明外商投資能夠降低物流的“冰山成本”。由于國內物流起步晚，因此早期關于物流方面的研究并未受到學者的關注。早期研究多偏向于定性方面，主要闡述了現代物流與經濟發展的關系。21世紀以來，物流在我國蓬勃發展，物流與經濟發展的關系逐漸受到學者的青睞，主要以港口物流的實證分析為主。大多認為物流與經濟增長之間是互相促進的互動關系，如張文杰（2002）。關于物流與貿易之間的研究主要集中在港口物流與對外貿易的發展方面，李永生（2006）認為物流成本不僅影響國際貿易流向，而且對國際貿易量還會產生乘數效應。李正鋒（2009）以江蘇省為例研究表明，港口物流對經濟發展存在指數函數關系。張寶友（2009）從相關性和彈性角度出發研究了我國物流業與進出口貿易之間的關系。王領（2010）用1978—2008年上海市的數據分析了二者的關系，得出港口貨物吞吐量的變化和進出口額的增加之間具有單向因果關系，運輸量的變化對外貿增長的作用有很大的時滯效應。朱坤萍、張喜梅（2013）基于河北省的數據研究發現：二者長期存在非常明顯的相互促進作用，港口物流對外貿的短期作用明顯，而對外貿易對港口物流的短期影響并不明顯。李秋葉、余貴美（2015）利用福建的數據研究了物流對外貿的影響機理，發現福建港口物流業的集中度不高，并且存在著產業的前向關聯和后向關聯效應。

綜合國內外的相關文獻，國外的研究比較成熟，對物流與經濟增長、FDI等諸多方面。而國內的研究大多是對較為發達的沿海省份外貿和港口物流的研究，關于內陸地區物流業與對外貿易關系的文獻鮮有，中國各個地域廣闊，不同地區的要素稟賦、地理條件等決定了其經濟發展方式的差異性，集中于沿海省份的研究顯然具有一定的局限性。目前，我國對外開放的程度逐步加深、開放領域進一步擴大，構建“絲綢之路經濟帶”處于關鍵時期，而產業聯動尚需優化，厘清核心區物流與對外貿易的關系顯得尤為必要。基于此，本文利用新疆1990—2016年統計數據，首先運用協整分析驗證了新疆的物流與對外貿易之間是否存在長期的均衡關系，在此基礎上通過格蘭杰因果關系檢驗以明確二者之間的互動機理，在此基礎上提出較為可行的建議，以期能夠為“絲綢之路經濟帶”背景下新疆促進物流發展、推動貿易的優進優出提供經驗借鑒。

2 模型構建與變量說明

2.1 模型構建

模型選取了1990—2016年的時間序列數據，其中涉及到的數據均根據《新疆統計年鑒》相關數據計算整理而得。為避免時間序列數據及可能存在的自相關及異方差性等對模型的結果造成偏誤，且保持原數據間的協整關系，故將數據進行了對數變換建立如下的回歸模型：

lnTrt=β0+β1lnSHQt+β2lnZZLt+μt （1）

其中，LnTrt為被解釋變量，lnSHQt和lnZZLt為解釋變量，μt為隨機干擾項，β是模型的參數，代表各解釋變量變化1%，被解釋變量平均增加或減少β%，t表示不同的年份。

2.2 變量選取

常用的反映物流規模的指標主要有港口貨物吞吐量、集裝箱吞吐量、港口運量、港口航線和貨運量、貨物周轉量。前四者主要是用來描述港口貨物運輸的指標，對于新疆的外貿來說主要靠陸路運輸，并沒有港口物流的統計數據。因此，本文采用貨運量、貨物周轉量作為衡量新疆物流水平的指標。

貨運量（SHQ）：指一定時期內物流服務國民經濟的數量，是反映物流運輸能力的重要指標，單位為萬噸。

貨物周轉量（ZZL）：是一定時期內實際貨物運輸數量和運輸距離的乘積，它不僅包括了運輸對象的數量，還包括了運輸距離的因素，是反映物流績效的綜合指標，因而能夠全面地反映運輸生產成果，故將其納入衡量物流業的指標體系，單位為萬噸公里。

進出口總額（Tr）：用進出口總額來衡量對外貿易水平最具有代表性。為避免匯率和通貨膨脹因素對外貿水平造成的干擾以保證數據的平穩性，本文根據當年的平均匯率對其進行了平減，最終單位為萬元。

3 實證檢驗

3.1 相關性檢驗

本文首先通過變量間的相關系數來分析新疆物流與外貿發展的聯動關系和相關程度。相關性檢驗的結果如表1所示，發現各變量間的相關系數很高均超過了0.96，據此可以初步判斷二者存在較強的關聯關系。

3.2 單位根檢驗

對于時間序列數據而言，數據通常是不平穩的，數據的較大波動會因產生“偽回歸”問題而降低檢驗的功效。為了防止其對結果造成影響，應先對數據進行單位根檢驗并將時間序列數據平穩化。首先對原數據采用沒有常數項、沒有趨勢項且滯后期為1即（0，0，1）的模式進行單位根檢驗，檢驗的結果如表2所示，可以看出，在5%的顯著性水平下，所有序列都是非平穩序列，所以對時間序列進行了一階差分，其結果顯示該數據是I（1）一階平穩，數據選取較好，可以進行其他檢驗。

3.3 協整性檢驗

協整檢驗要求所有序列必須是平穩的，由表2的結果可知，經過一階差分之后變量之間的線性組合在1%的顯著性水平下可以通過顯著性檢驗，故滿足協整檢驗的基本前提。Johansen檢驗主要為E-G檢驗和J-J檢驗兩種方法，而多變量的協整關系一般用J-J檢驗，故采用后者。由于協整檢驗的滯后階數非常重要，因此必須先確定最優滯后階數，根據Pantula準則可知，協整檢驗的滯后階數等于VAR模型的滯后階數減去1，所以必須先建立VAR模型借此確定滯后期，據此最終確定最優滯后階數為2，整個協整檢驗的結果如表3所示。可以看出，當協整向量為0時，所有跟蹤統計量和最大特征值都大于5%的顯著性水平下的臨界值，即此時均能通過協整檢驗，說明變量之間至少存在1個協整關系。

AR根檢驗通常用來判斷協整檢驗是否正確，其依據的標準是：若所有變量代表的點都在半徑為1的單位圓內，則認為協會智能檢驗是正確的。AR跟檢驗的結果如圖1所示，可以看出，所有的點都落在圓內，說明協整檢驗的結果可靠，進一步確定新疆貨運量和貨物周轉量與對外貿易之間存在著長期的均衡關系。

可以看出，擬合優度R2較高，說明擬合程度較好。根據F值也可以發現方程的顯著性也非常高，可以通過顯著性檢驗。貨運量和貨物周轉量每增加1%，進出口貿易額分別平均增加0.685686%和1.459783%。

3.4 格蘭杰因果關系檢驗

若解釋變量（被解釋變量）的前期變化能夠有效地說明被解釋變量（解釋變量）序列的變化，則說明存在“格蘭杰因果關系”；反之，亦然。格蘭杰因果檢驗要求序列必須是平穩序列并且能夠通過協整檢驗，前文結果顯示滿足條件，在此基礎上進一步驗證貨運量、貨物吞吐量與進出口之間是否存在格蘭杰因果關系。格蘭杰因果關系檢驗中滯后期對檢驗結果的準確性起著決定性的作用，根據AIC和SC準則，當AIC值最小時的滯后期為最優滯后期，據此確定了滯后期為2，在此基礎上可以進行格蘭杰因果關系檢驗，進而驗證物流與對外貿易是否存在因果關系。

表4的結果表明，置信度為95%時，拒絕原假設：“lnTr不是lnSHQ的格蘭杰原因”，也拒絕原假設“lnTr不是lnZZL的格蘭杰原因”，但是接受“lnTr不是lnSHQ的格蘭杰原因”和“lnZZL不是lnTr的格蘭杰原因”的假設；換言之，lnTr和lnSHQ、lnZZL存在著單向的因果關系。說明新疆外貿對貨運量和貨物周轉量有明顯的促進作用，貨運量和貨物周轉量的增加對進出口貿易的促進作用并不明顯。可見，新疆外貿進出口總額的快速發展“倒逼”新疆物流的增長，相對于外貿發展的水平物流業的發展明顯滯后。筆者認為物流和外貿發展差距甚大導致物流量的增加對外貿的推動作用目前還不能從數據上反映出來，這正是模型中新疆對外貿易是物流的單向格蘭杰原因的根本原因所在。因此如何制定相關的促進政策，協調對外貿易和物流之間的良性互動發展極為重要。

該結果與李秋煙、余美貴（2015）等學者的觀點相佐，與王領（2010）、俞雅乖（2013）等的結論相似。不同地區不同的樣本容量下研究結果有出入也恰恰驗證了張寶友（2009）的觀點，也進一步論證了我國不同地區之間物流發展水平差異較大的假定，西部地區物流的發展主要靠內銷貿易和外貿的拉動作用。

3.5 誤差修正模型（ECM）

協整檢驗經常被用來檢驗變量之間的長期均衡關系，但并不能判斷其短期關系，由前文協整檢驗的結果可知物流與外貿之間的這種長期關系存在，故在此通過誤差修正模型來檢驗新疆的物流與外貿之間的短期關系。在修正模型中，修正項的系數又稱為“調整系數”，表示對偏離長期均衡的調整力度，得出如下的方程：

△LnTr=-0.000799+1.902555△lnSHQt-1+0.624535△lnZZLt-1-0.492189ecmt-1 （3）

T=（-0.006520） （0.985802） （0.543265） （-1.925085）

R2=0.261558 D.W=2.173133 AIC=0.112207 F=1.889077

可見，上一期的貨運量和貨物周轉量所對應的t值均比較小，證明二者對貿易的影響不顯著，與前文格蘭杰因果關系檢驗的結果相吻合。對外貿易的短期變動受到短期經濟波動和偏離長期均衡兩方面的影響。誤差修正項的t值為-1.925085，能夠通過顯著性檢驗；回歸結果中誤差項的系數為-0.492189，意味著當短期波動偏離長期均衡時，非均衡狀態將會以-0.492189的力度被拉回到均衡水平。

4 結論與討論

物流作為基礎部門，與對外貿易的發展息息相關。本文基于“絲綢之路經濟的”視角下“互聯互通”的需求，運用相關分析、單位根檢驗、協整分析以及格蘭杰因果關系檢驗對新疆物流與外貿的聯動關系進行了判斷，得出以下結論。

第一，新疆物流與出口貿易之間的線性組合是一階單整，協整檢驗的結果表明新疆現代物流與對外貿易的發展之間至少存在一個協整關系，說明新疆物流與對外貿易之間存在長期的均衡關系。

第二，新疆對外貿易對物流的發展存在明顯的單向因果關系，說明對外貿易是物流的格蘭杰原因，而物流并不是對外貿易的格蘭杰原因。表明對外貿易能夠直接地帶動新疆物流水平的提高，新疆物流業的發展跟不上對外貿易。另外也反映出新疆對外貿易對物流起著一定的“倒逼”效應，物流的滯后很可能限制了新疆貿易的發展，決定了物流模式、行業選擇應該更加接近外貿市場。

第三，新疆對外貿易與物流的短期均衡關系也較為明顯。當短期波動偏離長期均衡時，非均衡狀態將會被以-0.492189的力度被拉回到均衡水平。

“絲綢之路經濟帶”起始于亞洲，連接著歐洲和非洲大陸，是目前全球連接人口和輻射國家數目最多的經濟大通道，成功打造“絲綢之路經濟帶”對于活躍沿線國家的經貿往來有著非常重要的意義。新疆作為核心區，向內是中國向西開放的“橋頭堡”，對外是輻射中亞、南亞等地區的“排頭兵”。提高新疆核心區乃至西部地區的物流水平是加快國際產業合作、順利推進“絲綢之路經濟帶”的必要條件和迫切需要。不僅能夠與新疆的對外貿易形成互相促進的聯動機制，同時也有利于新疆向中亞區域物流中心的目標邁進，對于“絲綢之路經濟帶”的推進起著至關重要的作用，是協調國際產業轉移、提升我國國際地位的必然選擇。因此，根據上述結論，提出構建“絲綢之路經濟帶”視角下加快新疆物流改革，促進對外貿易發展的對策建議和保障措施

4.1 完善外貿對物流產業的“倒逼”機制，積極推進新疆物流業的改革

應該重視外貿對物流的“倒逼”機制，迫使物流從制度建設、基礎設施、服務質量等諸多方面同時發力進行改革。第一，進行有效的國內物流產業整合，推進物流管理體制機制改革。創新物流發展體系、細分物流市場，創建物流巨頭與小型物流企業并存的格局，使物流發展向國際化、高效益、高效率發展。第二，進一步加強西北地區物流板塊的制度建設和基礎設施建設，對物流“減稅降費”，降低物流成本。大力進行物流設施建設，研發適應現代物流發展的新型物流設備，建立園區基地、倉庫和物流中心、公路鐵路貨運設施、完善物流信息服務系統等，從多角度、多途徑降低物流“冰山成本”。

4.2 充分發揮兩個經濟區和眾多口岸的優勢，帶動其他地區發展外向型經濟

新疆口岸眾多，邊境線長，具有發展貿易的區位優勢和內部優勢，但其進出口總額占全國的比例很小，一部分口岸資源沒有得到較好地配置。因此，可以利用經濟實力較強的喀什、霍爾果斯兩個經濟區已有的優勢，充分發揮口岸的帶動作用，深化對外開放程度，促進對外貿易與物流發展實現“你中有我、我中有你”的雙向互動。

4.3 注重外貿和物流人才的培養，提高軟實力

隨著“絲綢之路經濟帶”的繼續深化，經濟領域內最顯著的效應將集聚在貿易暢通，要求外貿、物流人才更加具有專業性，所以需從產、學、研的角度出發提供更多的人才儲備，提升學術研究和政策研究，促成示范性的合作項目。

4.4 推進“互聯網+物流”的發展模式構建現代物流“生態產業鏈”

新疆物流產業鏈滯后一直是我國“向西開放”的一道屏障，因此，應以“絲綢之路經濟帶”為依托抓住機遇積極推進“互聯網+物流”的發展模式，在國際層面通過國際多式聯運系統建設連接歐亞—西部—全國的大宗原料物流中轉、儲備、交易、結算中心，更好地聯通“兩個市場”，推進國際國內市場一體化。國內層面可以與消費者建立“全天候、全渠道”的互動，使得業務信息化，實現物流服務向網絡化、便利化的轉變。

參考文獻

[1] Stenwen.Malmquist productivitTr indexes and fisher ideal indexes：Comment[J].Economic Journal，1975，65（1）.

[2] Bernardes E S.Bernardes，E.S.The effect of supplTr management on aspects of social capital and the impact on performance： a social network perspective[J].Journal of SupplTr Chain Management，2010，46（1）.

[3] Bolis S，Maggi R.Logistics StrategTr and Transport Service Choices：An Adaptive Stated Preference Experiment[J].Growth & Change，2010，34（4）.

[4] 張文杰.區域經濟發展與物流[J].物流技術，2002（3）.

[5] 李正鋒.物流業發展對江蘇沿海經濟增長作用的實證研究[J].華東經濟管理，2009，23（11）.

[6] 張寶友.現代物流業對進出口貿易的影響——基于我國1995-2004年數據的實證研究[J].國際貿易問題，2009（1）.

[7] 王領.對外貿易與現代物流關系的實證研究——基于上海市1978-2008年的數據[J].國際貿易問題，2010（1）.

[8] 朱坤萍，張喜梅.港口物流與對外貿易關系的實證分析——基于河北省1990—2011年數據[J].河北經貿大學學報，2013，34（5）.

[9] 李秋煙，余貴美.港口物流發展與福建省外貿關系的實證分析[J].福建農林大學學報（哲學社會科學版），2015，18（4）.

[10] 俞雅乖.現代物流與對外貿易關系的實證研究——基于浙江省1986-2009年的數據[J].國際貿易問題，2012（1）.