農村物流與縣域經濟增長的協整關系測度

柏寒茁，吳 彪，周 桐，邵明暉

（1.黑龍江工程學院 汽車與交通工程學院，黑龍江 哈爾濱 150050；2.黑龍江工程學院 經濟管理學院，黑龍江 哈爾濱 150050）

0 引言

農村物流是現代物流業的重要組成部分，為聯系城市和農村、連接生產和消費起到了很重要的橋梁和紐帶作用，肩負著脫貧攻堅、鄉村振興的重任；縣域經濟作為我國國民經濟的區域經濟單元，其發展的方略方式、速度力度、效果效益等對推進鄉村振興戰略具有關鍵性作用，是助推鄉村振興的重要突破口[1]。農村物流發展對縣域經濟增長存在強拉動效應，非線性影響顯著[2]。因此，在實施鄉村振興戰略背景下探究農村物流與縣域經濟發展的互動關系，從而更好地促進縣域經濟發展，具有重要意義。

農村物流與縣域經濟增長的關系是物流經濟學的重要研究領域之一，已引起專家學者的廣泛關注。鑒于發達國家鮮有城鄉二元結構，國外就農村物流問題的研究較少，大多研究從農業物流的方向開展[3]。Muniafu，等[4]分析了南非農村物流發展現狀，利用仿真模型和協同原理提出南非農村物流與經濟協同發展策略。黃明輝[5]運用結構方程和系統動力學等方法，分析了貴州省農村物流和區域經濟的互動效應；彭建良，等[6]運用格蘭杰因果關系分析法分析了杭州市涉農的7縣（市、區）的物流與農村經濟，結果表明農村經濟對農村物流有顯著的促進作用。張旭起[7]在分析銅川農村物流與農村經濟聯動性發展現狀的基礎上，提出銅川農村物流與農村協同發展的對策建議。郭玉俠，等[8]利用GM(1，N)灰色模型，分析了安徽省農村物流與區域經濟協調發展的互動關系。孔令夷，等[9]基于2007-2016年“一帶一路”沿線18個省（市、區）的統計面板數據，運用灰色系統理論和多維灰色系統模型，實證分析了現代物流與農村經濟發展之間所存在的相關性及協調性關系。

Engle，等[10]于1987年提出協整概念以來，協整理論在研究物流與經濟發展的互動關系中得到了廣泛應用[11-13]，但有關農村物流與縣域經濟增長的協整關系研究較為薄弱。基于此，本文以黑龍江省雞東縣2007-2018年農村物流與縣域經濟增長的時間序列數據為基礎，利用協整理論和計量經濟學方法實證分析農村物流與縣域經濟增長的互動關系，為農村物流基礎設施規劃建設和縣域經濟協調發展提供參考依據。

本文采用ADF單位根檢驗、Engle-Granger兩步法協整檢驗、誤差修正模型等計量經濟學方法和計量經濟軟件Eviews10.0，實證分析農村物流與縣域經濟增長的協整關系。首先，利用ADF單位根檢驗農村物流與縣域經濟增長時間序列數據的穩定性；其次，利用Engle-Granger兩步法，驗證農村物流與縣域經濟增長之間的長期均衡關系；最后，利用誤差修正模型分析農村物流與縣域經濟增長之間的短期相互影響。

1 變量選取與數據處理

1.1 變量選取

農村物流產業作為一個發展中的新興行業，對其量化問題還沒有系統化，可考慮物流產業的實際需求與指標數據的可獲取性，選擇近似的替代指標。結合已有研究成果，選取貨物周轉量（FTV）表征農村物流發展水平的指標，作為解釋變量。縣域經濟是以縣城為中心、鄉鎮為紐帶、農村為腹地的行政區劃型經濟，選取地區生產總值（GDP）表征縣域經濟發展水平指標，作為被解釋變量。

1.2 數據來源

以黑龍江省雞東縣為研究區域，實證分析農村物流與縣域經濟增長的協整關系。雞東縣位于黑龍江省東部，總面積3 243km2，下轄11個鄉鎮和123個行政村，戶籍人口29.5萬。雞東縣城與省會哈爾濱相隔約500km左右，與雞西市區相距15km，與當壁鎮、綏芬河、吉祥三個口岸相距分別100km、250km、230km。國家鐵路林密線、201國道、方虎公路和建雞高速公路貫穿東西，雞東縣城距興凱湖機場僅8min車程，構成了鐵路、公路、航空立體式的交通網絡，交通便利，區位優勢明顯，使得雞東縣的物流產業發展有一定的保障。

根據《黑龍江統計年鑒》與雞東縣人民政府網站公布的農村公路建設及運營與縣域經濟發展指標數據，獲取2007-2018年雞東縣地區生產總值與貨物周轉量指標數據，其變化趨勢如圖1所示。

由圖1可以看出，雞東縣地區生產總值在2012年之前逐年上升，2013年下降后趨于穩定；貨物周轉量在2013年之前穩定上升，2014年急劇上升后趨于穩定。地區生產總值和貨物周轉量均隨時間呈現“上升→下降→平穩→下降”變化，地區生產總值與貨物周轉量之間有相對較強的趨勢一致性，但存在一定的延后性。這也從另一個角度說明，農村物流發展水平與縣域經濟增長之間有可能存在某些數量關系，且顯著性較強。

圖1 農村物流與縣域經濟發展趨勢

1.3 數據處理

為提高各變量數據的平穩性，并消除可能存在的異方差，利用Eviews10.0對地區生產總值（GDP）和貨物周轉量（FTV）變量時間序列數據取自然對數值，分別記為LnGDP和LnFTV。LnGDP和LnFTV的變化趨勢如圖2所示。

圖2 農村物流與縣域經濟發展對數趨勢

2 協整分析

2.1 單位根檢驗

為分析農村物流與縣域經濟增長之間的協整關系，首先利用ADF單位根檢驗法對貨物周轉量和地區生產總值時間序列數據進行平穩性檢驗，檢驗結果見表1。

表1 農村物流與縣域經濟時間序列的ADF檢驗結果

由表1可知，LnFTV一階差分后，在(0，0，0)情形下ADF統計量小于5%顯著水平臨界值，且P值也小于0.05，可知序列拒絕原假設，即不存在單位根，該序列為不含截距項和時間趨勢項的平穩序列；同理，在對LnGDP對數序列進行一階差分后，得知在(0，0，0)情形下，ADF統計量的值小于5%顯著水平臨界值，該序列為不含截距項和時間趨勢項的平穩序列。因此，雞東縣貨物周轉量和地區生產總值是一階單整序列，二者可能存在協整關系。

2.2 協整關系檢驗

采用Engle-Granger兩步檢驗法對LnFTV和LnGDP的協整關系進行檢驗。首先，利用最小二乘法（Ordinary Least Square，OLS）對 變 量LnGDP和LnFTV進行回歸，得到回歸模型估計結果，見表2。

表2 回歸模型預測結果

從而得到協整方程：

從協整方程可以看出，LnFTV的回歸系數為正值，說明其對因變量LnGDP產生正向影響，即LnFTV增加2.477個單位，LnGDP會增加1個單位，貨物周轉量對地區生產總值的彈性為2.477。

回歸生成一個新的序列et為回歸方程估計殘差序列，最后對序列et進行ADF單位根檢驗，其檢驗結果詳見表3。

表3 回歸方程估計殘差序列的ADF檢驗結果

由表3可知，ADF檢驗統計量的t統計值為-2.432 1，小于5%水平的檢驗臨界值-1.982 3。因此，可以認為估計殘差序列et為平穩序列，即可表明序列LnGDP與LnFTV具有協整關系，即認為雞東縣農村物流水平與縣域經濟增長之間存在長期穩定的均衡關系。

協整回歸模型擬合圖殘差和擬合效果如圖3所示。

圖3 協整回歸模型殘差和擬合效果

2.3 誤差修正模型

誤差修正模型一方面考慮了序列之間的長期均衡關系，同時又兼顧了短期調節作用。以LnFTVt-1的一階差分D（LnFTVt-1）和滯后一期的誤差修正項ECM（-1）為自變量，以LnGDPt的一階差分D（LnGDPt）為因變量，即D（LnGDPt）的波動受到了D（LnFTVt-1）和ECM（-1）兩個因素的影響。

借助計量分析軟件EViews10，建立如下誤差修正模型：

式（2）中，各個差分項反映了變量序列之間的波動情況。D（LnGDPt）代表了雞東縣地區生產總值的自然對數波動，D（LnFTVt-1）代表了雞東縣農村物流貨物周轉量的自然對數波動，ECM（-1）代表了誤差修正波動，0.041 6為常數項C。

誤差修正模型檢驗結果見表4。

表4 誤差修正模型結果

由表4可知，誤差修正模型的常數項C、D（LnFTVt-1）、ECM（-1）回歸系數的t檢驗統計值分別為0.619 257、0.252 535和-0.590 226，大于相對應的模型回歸系數，說明回歸系數顯著，且它的回歸系數與協整方程的回歸系數方向相同，均為正數。從表4還可以得出，LnFTV序列波動1.0%會使LnGDP序列波動8.496 9%；誤差修正項系數為-0.185 627，符合誤差修正機制為負反饋過程，表明若變量當期值偏離均衡狀態，它們便會以相反方向拉回至均衡狀態。

誤差修正模型擬合結果如圖4所示。

圖4 誤差修正模型的擬合值和殘差

從圖4可以看出，雞東縣地區生產總值誤差修正模型的殘差大部分落在正負標準差范圍之內，擬合值與實際值的吻合程度較好；但在短期內，也有部分年份偏離均衡值較遠，例如2013年。

3 結語

本文選取2007-2018年雞東縣農村物流和縣域經濟增長時間序列數據，以地區生產總值代表縣域經濟發展水平，以貨物周轉量代表農村物流發展水平，利用計量經濟學方法進行平穩性檢驗、協整關系檢驗，并建立誤差修正模型，探究了農村物流與縣域經濟之間的互動關系，主要結論如下：

（1）在5%的顯著性水平下，雞東縣貨物周轉量和地區生產總值均為一階平穩序列，且貨物周轉量和地區生產總值一階協整，表明雞東縣縣域經濟增長可通過貨物周轉量的增加來解釋。

（2）2007-2018年雞東縣貨物周轉量與地區生產總值之間表現出一種長期穩定的均衡關系，雞東縣貨物周轉量對地區生產總值的彈性為2.477，表明雞東縣農村物流發展對縣域經濟增長具有較大的促進作用。

（3）在建立的誤差修正模型中，誤差修正項系數為-0.185 627，說明雞東縣貨物周轉量與地區生產總值之間不僅存在長期均衡的協整關系，對模型中變量的短期偏離也有18.562 7%的調整力度。