文/劉洪佐
中國物流業景氣指數(LPI)是2013年3月5日由中國物流信息中心和中國物流與采購聯合會發布的一項指數,它的調查采用PPS(容量比例概率抽樣法)抽樣方法,按照各個物流行業對物流業主營業務收入的貢獻度,確定這些行業各自的樣本數。通過對新訂單、業務總量、設備利用率、庫存周轉次數、從業人員這五項指數進行加權,合成一個合成指數,再將其與新訂單、業務總量、設備利用率、庫存周轉次數、從業人員等12個分項指數一起構成中國物流業景氣指數。LPI從總體上反映了我國物流業經濟發展的變化情況,它以50%為分界點來區分經濟的強弱,物流業經濟在LPI>50%時擴張,在LPI<50%時收縮。本文通過收集近幾年的部分連續月度LPI數據,對LPI的自相關和偏相關函數進行統計識別,建立了一個ARMA模型,通過對其參數進行估計,最終使用這個模型對我國LPI進行了合理地預測。
中國物流業景氣指數(LPI)的出現,不僅完善了我國物流行業統計的相關指標體系,還反映我國物流業發展運行的總體情況,為進一步加強物流運行與國民經濟的關聯性研究奠定了基礎,同時也指導了物流企業的各經營活動。
收集中國物流信息中心網站發布的LPI時間序列數據(2017年1月至2022年4月),對LPI數據繪制曲線圖(圖1),可以看出從2017年初到2019年底,LPI基本一直都在50%-60%范圍內進行上下波動。到2020年,由于新冠疫情,導致LPI在年初1、2月急速下降,降至26.2%,但得益于我國社會主義的體制,黨和政府快速調動全國齊心抗疫,逐漸遏制住了疫情的傳播,從而LPI又上升至正常水平,并一直在50%-60%范圍內上下波動。直到2022年3、4月,中國上海爆發集中性疫情,導致LPI緩慢下降。除此之外,可以發現,每年的LPI都在年初有一個明顯的上升,中間經歷下降上升,到年末再會有一個明顯的下降,通過比對現實情況,造成該現象的原因和各電商平臺開年大促、“618”活動以及“11.11”活動有關。

圖1 2017.1-2022.4LPI曲線圖
從圖1可以看出LPI數據具有上下波動的特點,對LPI序列數據進行ADF檢驗,結果如表1所示。

表1 ADF檢驗結果
將ADF檢驗三種情形的T統計量數據匯總于上表中,樣本量為64,包含趨勢項和截距項的臨界值為3.45,雖然該情形T統計量大于該臨界值,但是@TREND(2017M 01)的P值顯著不為0,所以該序列為非真正的平穩過程;而包含截距項的T統計量大于該情況臨界值2.89,并且C的P值顯著為零,所以LPI序列為帶截距項的平穩序列;在都不包含情況下,T統計量小于該情況的臨界值1.95,即在該情況下LPI序列不平穩。綜上,LPI序列是帶截距項的平穩序列。繪制LPI序列的自相關(ACF)和偏自相關(PACF)函數圖(圖2)。

圖2 LPI序列自相關及偏自相關函數圖
從圖2中可見,兩個函數皆是在1階拖尾,所以{LPIt}序列適合建立ARMA模型。建立ARMA(1,1)和ARMA(1,0)兩個模型,如表2所示,通過AIC、SC和HQ值的綜合對比,以選取更合適的ARMA模型。

表2 各模型檢驗結果
比較表2中的模型檢驗結果,我們選擇各值更小的ARMA(1,0)模型對LPI序列進行建模。
表3為計算得出的ARMA(1,0)模型各項系數。

表3 ARMA(1,0)模型各項系數
由表3,我們可以得到ARMA(1,0)模型的結果,如式1所示。
通過對殘差使用LM 檢驗方法進行自相關檢驗,最終檢驗的結果為:在5%的顯著性水平下,不拒絕原假設,因此我們建立的ARMA(1,0)模型不存在序列自相關。
通過對殘差使用White檢驗和ARCH檢驗方法進行異方差檢驗,最終檢驗的結果為:在5%的顯著性水平下,不拒絕原假設,以此我們建立的ARMA(1,0)模型不存在異方差。
ARMA(1,0)模型各項檢驗通過。
通過式1對我國2022年5-6月的LPI進行預測,得到的預測值如表4所示。

表4 2022.5-2022.6LPI預測值(%)
查詢2022年5-6月的LPI,分別為49.3%和52.1%,通過計算,預測結果和真實數據的誤差僅為1.67%和0.14%,可以看出ARMA模型對LPI預測的擬合度較高,說明可以使用ARMA模型對LPI進行預測。
本文通過使用時間序列ARMA模型對LPI進行了短期的預測。首先我們整理得到LPI序列,并對其進行了ADF平穩性檢驗;其次通過相關和偏自相關函數圖以及AIC、SC、HQ值對ARMA模型進行選取,最終確定模型為ARMA(1,0);然后通過對模型殘差進行LM、White和ARCH檢驗,得出模型合理的結論;最后,對2022年5-6月的LPI進行了短期預測。通過本文的預測模型,相關企業短期經營、投資等活動的調整可以以此模型的預測結果為指導依據。