吳傳嶺，施國洪

（江蘇大學 工商管理學院，江蘇 鎮(zhèn)江 212031）

目前中國快遞業(yè)務(wù)規(guī)模偏低，遠遠低于西方發(fā)達國家快遞業(yè)務(wù)規(guī)模。反映快遞業(yè)務(wù)產(chǎn)出主要通過業(yè)務(wù)數(shù)量和業(yè)務(wù)收入兩個指標，而產(chǎn)出水平受到人員、資金和消費等要素的影響。二級多要素CES生產(chǎn)函數(shù)可以打破一般生產(chǎn)函數(shù)要素替代彈性等于1的假設(shè)，分析3個以上要素對快遞業(yè)務(wù)規(guī)模的貢獻大小。本文引入二級多要素CES生產(chǎn)函數(shù)模型構(gòu)建中國快遞業(yè)務(wù)空間測度模型，對中國快遞業(yè)務(wù)空間的形成進行測度分析。

1 二級多要素CES生產(chǎn)函數(shù)模型理論

1.1 二級多要素CES生產(chǎn)函數(shù)模型

一級CES假設(shè)要素之間互相替代彈性相同，這與實際是不符合的，因而需要進一步假設(shè)要素之間的互相替代彈性不同，這就是二級CES生產(chǎn)函數(shù)模型的假設(shè)。1976年Sato提出多要素二級生產(chǎn)函數(shù)模型，是一個具有重要使用價值的模型[1]。多要素二級CES生產(chǎn)函數(shù)模型為：

其中YKC為一級CES生產(chǎn)函數(shù)，在第二級CES生產(chǎn)函數(shù)中，將它作為一個組合要素，其中v為規(guī)模報酬率，用二級CES生產(chǎn)函數(shù)分析要素之間的替代彈性效果明顯好于一級CES生產(chǎn)函數(shù)，當前CES生產(chǎn)函數(shù)模型發(fā)展到二級三要素階段。

1.2 二級多要素CES生產(chǎn)函數(shù)模型參數(shù)估計方法

目前CES生產(chǎn)函數(shù)模型的參數(shù)估計主要是二級三要素階段，隨著要素的增加，模型參數(shù)估計變得非常復(fù)雜，因而本文主要是引入二級三要素CES生產(chǎn)函數(shù)，其模型的參數(shù)估計，首先將第二級生產(chǎn)函數(shù)取對數(shù)，在p=0處展開臺勞級數(shù)，得到近似式：

式中包含YKc，再將第一級CES生產(chǎn)函數(shù)在p1=0處展開臺勞級數(shù)，得到關(guān)于YKC的近似式：

將YKc的近似式代入二級CES生產(chǎn)函數(shù)的展開近似式中，考慮到可能引起共線性和計算復(fù)雜等因素，用逐步回歸篩選出以下線性方程：

通過變量置換，可以將以上模型簡化為一般線性方程的形式：

利用統(tǒng)計分析軟件對以上參數(shù)進行估計，然后利用變量之間的關(guān)系可以計算出二級多要素CES生產(chǎn)函數(shù)的參數(shù)。

2 快遞業(yè)務(wù)二級多要素CES生產(chǎn)函數(shù)模型參數(shù)估計

2.1 CES生產(chǎn)函數(shù)要素指標變量選取

影響中國快遞業(yè)務(wù)數(shù)量和業(yè)務(wù)收入的指標比較多，但二級CES生產(chǎn)函數(shù)隨著指標的增加，其處理過程變得非常復(fù)雜，因而我們根據(jù)二級多要素CES生產(chǎn)函數(shù)的要求，結(jié)合中國快遞業(yè)務(wù)各統(tǒng)計指標的統(tǒng)計口徑，本文選取郵政快遞產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)、地區(qū)資本形成額度和居民的消費水平三個要素指標，分別以快遞業(yè)務(wù)數(shù)量和業(yè)務(wù)收入為因變量，建立二級三要素的CES生產(chǎn)函數(shù)模型，利用2009年中國統(tǒng)計年鑒公布的各省、直轄市和自治區(qū)的指標數(shù)據(jù)和快遞業(yè)務(wù)數(shù)據(jù)資料[2]，利用計量經(jīng)濟學分析軟件Eviews3.1對模型的參數(shù)進行擬合估計。統(tǒng)計數(shù)據(jù)資料見表1.。

2.2 快遞業(yè)務(wù)二級多要素CES生產(chǎn)函數(shù)線性方程顯著性分析

2.2.1 快遞業(yè)務(wù)數(shù)量線性方程顯著性分析

將郵政快遞業(yè)從業(yè)人員數(shù)量、資產(chǎn)形成總額和消費水平指標數(shù)值，以及快遞業(yè)務(wù)量數(shù)據(jù)按照二級CES生產(chǎn)函數(shù)展開方程進行轉(zhuǎn)換，利用SPSS統(tǒng)計分析軟件對展開的線性回歸方程進行參數(shù)估計。結(jié)果顯示方程的復(fù)相關(guān)系數(shù)等于0.9587，校正復(fù)相關(guān)系數(shù)等于0.9503，剩余標準差為0.4047，二回歸方程的線性假設(shè)檢驗方差分析統(tǒng)計量F等于56.8521，P=0.0000，說明回歸方程的擬合效果較好。

表1 中國快遞業(yè)務(wù)規(guī)模測度指標與數(shù)值

2.2.2 快遞業(yè)務(wù)收入線性方程顯著性分析

同樣，根據(jù)快遞業(yè)務(wù)量二級CES生產(chǎn)函數(shù)的分析思路，將郵政快遞業(yè)從業(yè)人員數(shù)量、資產(chǎn)形成總額和消費水平指標數(shù)值，以及快遞業(yè)務(wù)收入數(shù)據(jù)按照二級CES生產(chǎn)函數(shù)展開方程進行轉(zhuǎn)換，利用SPSS統(tǒng)計分析軟件對展開的線性回歸方程進行參數(shù)估計。結(jié)果顯示方程的復(fù)相關(guān)系數(shù)等于0.9564，校正復(fù)相關(guān)系數(shù)等于0.9474，剩余標準差為0.4241，二回歸方程的線性假設(shè)檢驗方差分析統(tǒng)計量 F等于53.5581，P=0.0000，說明回歸方程的擬合效果較好。

2.3 中國快遞業(yè)務(wù)CES生產(chǎn)函數(shù)線性方程回歸系數(shù)

2.3.1 快遞業(yè)務(wù)數(shù)量與要素之間回歸方程系數(shù)分析

從表2回歸方程系數(shù)及顯著性檢驗結(jié)果看，要素指標及要素指標組合的對數(shù)值與快遞業(yè)務(wù)數(shù)量值的對數(shù)值之間顯著性總體效果不理想，這可能是受到部分指標之間的線性相關(guān)影響。生產(chǎn)函數(shù)主要是分析各要素指標對研究指標的貢獻率，因而在建立生產(chǎn)函數(shù)，特別是二級CES生產(chǎn)函數(shù)時，暫不對指標進行剔除，而是利用偏回歸系數(shù)推算各要素的模型參數(shù)。

從標準回歸系數(shù)來看，各指標對數(shù)值之間的影響程度上，從業(yè)人員數(shù)量的對數(shù)值、人均消費平均數(shù)對數(shù)值和社會資本形成額度的影響程度較大，資本形成與消費水平、資本形成與從業(yè)人員數(shù)量之間的組合數(shù)值對數(shù)的影響程度較小。

表2 快遞業(yè)務(wù)數(shù)量 CES生產(chǎn)函數(shù)線性方程回歸系數(shù)及顯著性檢驗

2.3.2 快遞業(yè)務(wù)收入與各要素之間回歸方程系數(shù)分析

從表3快遞業(yè)務(wù)收入回歸方程系數(shù)及顯著性檢驗結(jié)果看，與快遞業(yè)務(wù)數(shù)量回歸分析結(jié)果近似，各要素指標及要素指標組合的對數(shù)值與快遞業(yè)務(wù)收入的對數(shù)值之間顯著性效果也不是很理想，進一步說明受到部分指標之間線性相關(guān)仍然會對回歸結(jié)果產(chǎn)生一定的影響[3]。從標準回歸系數(shù)來看，與快遞業(yè)務(wù)數(shù)量具有近似的擬合結(jié)果，在各指標對數(shù)值之間的影響程度上，從業(yè)人員數(shù)量的對數(shù)值、人均消費平均數(shù)對數(shù)值和社會資本形成額度的影響程度較大，資本形成與消費水平、資本形成與從業(yè)人員數(shù)量之間的組合數(shù)值對數(shù)的影響程度較小。二級CES生產(chǎn)函數(shù)模型引入三要素變量后，要素之間組合的影響在一定程度上對總體方差的貢獻，會對各要素的簡單生產(chǎn)函數(shù)的要素回歸系數(shù)產(chǎn)生一定的影響。

表3 回歸方程系數(shù)顯著性t檢驗結(jié)果

3 中國快遞物流業(yè)務(wù)CES生產(chǎn)函數(shù)模型參數(shù)分析

由于二級多要素CES生產(chǎn)函數(shù)是通過對要素及要素組合的系數(shù)進行擬合分析得到的回歸系數(shù)，因而回歸系數(shù)是二級生產(chǎn)函數(shù)的組合數(shù)值，需要進行換算。

3.1 快遞業(yè)務(wù)數(shù)量二級多要素CES生產(chǎn)函數(shù)參數(shù)分析

3.1.1 快遞業(yè)務(wù)數(shù)量CES生產(chǎn)函數(shù)參數(shù)計算

首先是將要素及要素組合變換后擬合的回歸系數(shù)及其對應(yīng)的二級多要素CES參數(shù)組合進行對應(yīng)，然后利用偏回歸系數(shù)與參數(shù)之間的對應(yīng)關(guān)系推導(dǎo)出CES生產(chǎn)函數(shù)的參數(shù)。根據(jù)CES生產(chǎn)函數(shù)參數(shù)與回歸系數(shù)之間的對應(yīng)關(guān)系，求解下列方程組：

求解方程得到 CES生產(chǎn)函數(shù)的參數(shù)值：α=0.3176，β=0.6681，v=0.4187，ρ1=-4.1134，ρ=-0.3576。

3.1.2 快遞業(yè)務(wù)數(shù)量二級多要素CES生產(chǎn)函數(shù)參數(shù)分析

從中國快遞業(yè)務(wù)數(shù)量二級多要素CES生產(chǎn)函數(shù)參數(shù)的計算結(jié)果可以看出，中國當前快遞業(yè)資本集中度為0.3176，勞動密集度為1-0.6681=0.3319，與資本密集度接近，說明中國快遞業(yè)務(wù)數(shù)量總體上資本與勞動密集度水平不高，這可能與國家快遞業(yè)務(wù)統(tǒng)計口徑上只統(tǒng)計了規(guī)模以上（東部為200萬以上經(jīng)營規(guī)模、中部為20萬以上、西部為10萬元以上，而且東部占80%以上）的快遞企業(yè)，導(dǎo)致大量勞動密集型的小型快遞企業(yè)未納入統(tǒng)計范圍。而消費水平對快遞業(yè)務(wù)的影響程度為0.6824，進一步說明中國規(guī)模以上快遞企業(yè)數(shù)量主要是由于人民消費水平的拉動。資本與消費水平協(xié)同作用對快遞業(yè)務(wù)數(shù)量的集中度系數(shù)為0.6681，進一步說明中國快遞業(yè)務(wù)的數(shù)量是與中國整體經(jīng)濟水平的提升關(guān)系密切。快遞企業(yè)規(guī)模報酬為0.4187，說明中國快遞業(yè)務(wù)增長是規(guī)模遞增的，但增長幅度已明顯偏低。這說明中國規(guī)模以上快遞企業(yè)在運營規(guī)模上已經(jīng)進入相對飽和期。而中小快遞企業(yè)由于資金規(guī)模偏低經(jīng)營資金較小未納入統(tǒng)計，但大部分中小快遞企業(yè)的勞動密集度較高。

組內(nèi)要素資本投入和消費水平之間的替代彈性為-0.3212，要素之間的替代彈性較小。而組間要素資本和消費組合與勞動力投入之間的替代彈性參數(shù)為1.557，替代彈性較大，既符合二級多要素CES分級的要求，也說明中國規(guī)模以上快遞企業(yè)在業(yè)務(wù)數(shù)量的形成上，資源的總體配置是有效的，要素之間的替代對要素的價格變化非常敏感。

3.2 快遞業(yè)務(wù)收入二級多要素CES生產(chǎn)函數(shù)參數(shù)分析

3.2.1 快遞業(yè)務(wù)收入二級多要素CES生產(chǎn)函數(shù)參數(shù)計算

首先是將要素及要素組合變換后擬合的回歸系數(shù)及其對應(yīng)的二級多要素CES參數(shù)組合進行對應(yīng)，然后利用偏回歸系數(shù)與參數(shù)之間的對應(yīng)關(guān)系推導(dǎo)出二級多要素CES生產(chǎn)函數(shù)的參數(shù)。根據(jù)二級多要素CES生產(chǎn)函數(shù)參數(shù)與回歸系數(shù)之間的對應(yīng)關(guān)系，求解下列方程組：

求解方程得到二級多要素CES生產(chǎn)函數(shù)的參數(shù)值：α=0.4260，β=0.7909，v=0.4088，ρ1=-4.0419，ρ=-2.5375。

3.2.2 快遞業(yè)務(wù)收入二級多要素CES生產(chǎn)函數(shù)參數(shù)分析

從中國快遞業(yè)務(wù)收入二級多要素CES生產(chǎn)函數(shù)參數(shù)的計算結(jié)果可以看出，中國快遞業(yè)收入的資本集中度為0.4260，中國快遞業(yè)務(wù)的收入與資本投入之間關(guān)聯(lián)度一般，而快遞業(yè)務(wù)收入的勞動密度度僅為1-0.7909=0.2011，明顯低于快遞業(yè)務(wù)數(shù)量的勞動密集度。除了在快遞業(yè)務(wù)數(shù)量中所講到的由于快遞業(yè)務(wù)統(tǒng)計口徑原因以外，也與以郵政EMS為代表的一些規(guī)模較大的快遞企業(yè)采取在營業(yè)網(wǎng)點等件處理，以及郵政終端代收、代投代理人員未納入統(tǒng)計范圍有關(guān)。另外，廣東、上海和北京等一些省市采取的客戶自助快遞黃色郵筒無人營業(yè)模式，也是造成人員密集程度偏低的原因。

消費水平對快遞業(yè)務(wù)收入的影響程度為0.5740，說明中國規(guī)模以上快遞企業(yè)收入仍然主要是由于人民消費水平拉動的。資本與消費水平協(xié)同作用對快遞業(yè)務(wù)收入的集中度系數(shù)為0.7909，更是說明中國快遞業(yè)務(wù)收入是與中國整體經(jīng)濟水平的提升關(guān)系密切?？爝f企業(yè)規(guī)模報酬為0.4088，說明中國快遞業(yè)務(wù)收入增長也是規(guī)模遞增的，但增長幅度同樣較小，這說明中國規(guī)模以上快遞企業(yè)在運營規(guī)模上已經(jīng)進入相對飽和期，快遞業(yè)務(wù)市場空間亟待進一步挖掘[4]。快遞業(yè)務(wù)收入資本與消費水平要素之間的替代彈性參數(shù)為-0.3287，替代彈性系數(shù)較??；資本和消費組合與勞動力投入要素之間的替代彈性為-0.6504，符合二級CES生產(chǎn)函數(shù)的分級要求。結(jié)合兩個彈性系數(shù)，可以推導(dǎo)出中國規(guī)模以上快遞企業(yè)在業(yè)務(wù)收入在資源配置上是基本有效的，要素之間的替代對要素的價格變化較為敏感，但低于快遞業(yè)務(wù)數(shù)量對價格的敏感度，中國規(guī)模以上快遞企業(yè)的快遞業(yè)務(wù)采取的價格策略不夠靈活。

[1]李子奈.計量經(jīng)濟學[M].北京：高等教育出版社，2000.

[2]國家統(tǒng)計局.中國統(tǒng)計年鑒2009[M].北京：中國統(tǒng)計出版社，2009.

[3]肖海東，劉先忠.基于制度內(nèi)生的三部門經(jīng)濟增長模型[J].統(tǒng)計與決策，2008，(23).

[4]丁思穎，饒光明.區(qū)域物流便利化理論分析與指標構(gòu)建[J].統(tǒng)計與決策，2008，(23).