李建軍，舒 輝

(1.江西財(cái)經(jīng)大學(xué) 信息管理學(xué)院，江西 南昌 330013；2.江西師范大學(xué) 數(shù)學(xué)與信息科學(xué)學(xué)院，江西 南昌 330022）

一、引 言

消費(fèi)、投資和出口這“三駕馬車”是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長的重要力量，同時(shí)也是導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)周期性波動(dòng)的重要因素。眾多學(xué)者對消費(fèi)、投資、出口與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系進(jìn)行頗有意義的研究，由于研究方法和角度不同得出的結(jié)論也不盡相同。比較普遍的觀點(diǎn)認(rèn)為，消費(fèi)、投資、出口與經(jīng)濟(jì)增長之間有著長期的穩(wěn)定關(guān)系，消費(fèi)、投資和出口在不同時(shí)期、不同地區(qū)都會(huì)在一定程度上促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長，而經(jīng)濟(jì)增長反過來也會(huì)促進(jìn)消費(fèi)、投資和出口［1-2］。不少學(xué)者還認(rèn)為，自改革開放以來，我國是粗放型經(jīng)濟(jì)增長模式，投資是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的主要力量，但今后相當(dāng)一段時(shí)間內(nèi)，我國經(jīng)濟(jì)增長方式應(yīng)由投資驅(qū)動(dòng)型轉(zhuǎn)向消費(fèi)拉動(dòng)型［3-4］。

理論界普遍認(rèn)為現(xiàn)代物流是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“加速器”，現(xiàn)代物流的發(fā)展伴隨著物流供給能力的提高，而物流供給能力的提高能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長。反過來，經(jīng)濟(jì)的快速增長必然對物流產(chǎn)生巨大需求，使物流供給出現(xiàn)短缺，進(jìn)而導(dǎo)致物流價(jià)格提升，推動(dòng)現(xiàn)代物流產(chǎn)業(yè)的發(fā)展?，F(xiàn)代物流業(yè)的發(fā)展可以降低企業(yè)的運(yùn)行成本，提高區(qū)域物流資源配置效率，增強(qiáng)市場反應(yīng)能力，強(qiáng)化企業(yè)市場核心競爭力，調(diào)整優(yōu)化區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，進(jìn)而促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展［5］?，F(xiàn)代物流正朝向綠色化和閉環(huán)化方向發(fā)展，從而直接、間接地為區(qū)域經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展做出了貢獻(xiàn)［6］。也有一些學(xué)者對物流與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了定量研究。劉南，李燕（2007）從供給推動(dòng)和需求拉動(dòng)兩個(gè)角度分析了現(xiàn)代物流和經(jīng)濟(jì)增長的相互關(guān)系，并應(yīng)用Granger因果檢驗(yàn)對浙江省數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證，結(jié)果表明浙江省現(xiàn)代物流與經(jīng)濟(jì)增長互為因果關(guān)系［7］。卜祥智,許壘（2007）利用我國1952—2005年相關(guān)數(shù)據(jù)，通過實(shí)證發(fā)現(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展與物流業(yè)發(fā)展之間存在雙向Granger因果關(guān)系，物流給經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來了增長空間，同時(shí)經(jīng)濟(jì)增長對物流發(fā)展產(chǎn)生了迫切需求，因而也帶動(dòng)了物流發(fā)展，經(jīng)濟(jì)增長與物流業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)出相互促進(jìn)、共同發(fā)展的勢態(tài)［8］。邵揚(yáng)（2009）依據(jù)空間面板模型，針對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同階段，對物流與省際經(jīng)濟(jì)增長之間的空間相關(guān)關(guān)系進(jìn)行了估計(jì)。分析結(jié)果表明，各地區(qū)GDP和物流都有顯著的空間相關(guān)特征和明顯的空間溢出效用，物流對各地區(qū)的GDP增長具有顯著的影響［9］。

從以上分析中我們發(fā)現(xiàn)了一個(gè)尚未研究但卻值得研究的問題，既然三駕馬車和物流都能夠在一定程度上促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，那么它們促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的方式有何不同？它們之間有著什么樣的關(guān)系？能否從定量的角度對它們之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析？

二、模型構(gòu)建與實(shí)證分析

三駕馬車當(dāng)中，消費(fèi)和投資屬于內(nèi)需，出口屬于外需，也就是說，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長是通過擴(kuò)大內(nèi)需和外需來實(shí)現(xiàn)的。而物流本質(zhì)上是指物的流動(dòng)，物流運(yùn)作的過程實(shí)際上就是物質(zhì)實(shí)體的流動(dòng)供給過程，如果沒有物流供給就不會(huì)有物流對區(qū)域（國家）經(jīng)濟(jì)的“增長極效應(yīng)”和對三大產(chǎn)業(yè)的“波及效應(yīng)”［10］，區(qū)域（國家）經(jīng)濟(jì)的基本運(yùn)轉(zhuǎn)就難以實(shí)現(xiàn)。

本文認(rèn)為，由于三駕馬車通過擴(kuò)大需求促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，而物流則通過物流供給促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，因此，物流促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的過程不是直接的，而是通過物流供給對物流需求的滿足間接實(shí)現(xiàn)的，而消費(fèi)、投資和出口需求就是物流需求產(chǎn)生的直接和根本原因，物流供給使消費(fèi)、投資、出口需求得到滿足，進(jìn)而間接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；反過來，經(jīng)濟(jì)增長也會(huì)促進(jìn)消費(fèi)、投資和出口需求，投資需求的滿足，必將增強(qiáng)物流供給的能力，消費(fèi)和出口需求的滿足，必將使物流供給的壓力減少。由此可見，三駕馬車和物流在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的方式上是不同的，那么三駕馬車和物流在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的過程中是否有著長期均衡關(guān)系呢？它們之間是否存在著某些因果關(guān)系？這是本文要重點(diǎn)研究的內(nèi)容。

（一）研究思路

為了從數(shù)量上分析三駕馬車和物流的長期均衡關(guān)系和因果關(guān)系，本文在Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，采用Engle和Granger(1987)提出的基于向量誤差修正模型（VECM）的因果關(guān)系檢驗(yàn)方法對上述各經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)技術(shù)是比較成熟的對非平穩(wěn)時(shí)間序列進(jìn)行計(jì)量分析的有效技術(shù)，它為多變量模型系統(tǒng)的協(xié)整分析提供了方便有效的分析工具。基于VECM的因果關(guān)系檢驗(yàn)不僅考慮了兩個(gè)(或兩個(gè)以上)變量間的短期因果關(guān)系，而且能考慮了各變量間由協(xié)整關(guān)系所形成的長期因果關(guān)系。另外，VECM不是對所有的單個(gè)序列建模，而是通過對一個(gè)向量時(shí)間序列建模來估計(jì)聯(lián)合內(nèi)生變量的動(dòng)態(tài)關(guān)系，它不帶任何事先約束條件，考慮了變量之間所有可能的關(guān)系。

本文整理出1978—2008年全國消費(fèi)、投資、出口和物流供給的相關(guān)經(jīng)濟(jì)變量數(shù)據(jù)，在分析消費(fèi)、投資、出口和物流供給之間存在協(xié)整關(guān)系的基礎(chǔ)上，建立VECM，基于該VECM從短期和長期來分析各變量之間的Granger因果關(guān)系及因果關(guān)系的方向，并提出相關(guān)的政策建議。

（二）數(shù)據(jù)與變量選取

本文所使用的樣本取自1978—2008年全國年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《新中國60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。用貨物周轉(zhuǎn)量（TURR）表示物流供給，貨物周轉(zhuǎn)量不僅反映了物流供給的規(guī)模，同時(shí)反映了一個(gè)國家在一定時(shí)期內(nèi)的物流供給能力和物流發(fā)展的水平。用社會(huì)消費(fèi)品零售總額（CONS）表示消費(fèi)，社會(huì)消費(fèi)品零售總額不涉及非物質(zhì)性服務(wù)，反映一定時(shí)期內(nèi)一國人民對社會(huì)消費(fèi)品的需求規(guī)模。用全社會(huì)固定資產(chǎn)總額（INVT）表示投資，全社會(huì)固定資產(chǎn)總額反映一定時(shí)期內(nèi)一國固定資產(chǎn)投資規(guī)模。用出口總額（EXPT）表示出口，出口總額反映一定時(shí)期內(nèi)本國出口貿(mào)易需求狀況。由于GDP平減指數(shù)能更全面地反映一個(gè)國家或地區(qū)一般價(jià)格水平的變化,可以更好地測度通貨膨脹［11］，所以本文用GDP平減指數(shù)(1978=100)對社會(huì)消費(fèi)品零售總額、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資、出口總額這三個(gè)變量數(shù)據(jù)進(jìn)行平減，以消除物價(jià)變動(dòng)對各變量的影響。

另外，由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不改變原來的協(xié)整關(guān)系，并能消除變量數(shù)量級不同和數(shù)據(jù)異方差性的影響，所以對貨物周轉(zhuǎn)量、社會(huì)消費(fèi)品零售總額、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資、出口總額進(jìn)行自然對數(shù)變換，對數(shù)變換后的變量分別用LTURR、LCONS、LINVT、LEXPT表示。

（三）協(xié)整分析

協(xié)整分析涉及的是一組經(jīng)濟(jì)變量，盡管就單個(gè)變量而言是非平穩(wěn)的，但是多個(gè)變量的線性組合卻可能是平穩(wěn)的，即它們之間存在長期均衡關(guān)系。

在進(jìn)行協(xié)整分析的過程中，我們首先對時(shí)間變量序列及其差分序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，確定變量的單整階數(shù)；然后檢驗(yàn)變量間協(xié)整關(guān)系，構(gòu)建協(xié)整方程；協(xié)整分析之后，建立協(xié)整變量與均衡誤差之間的VECM；最后基于VECM進(jìn)行變量間Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。

（1）時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。對于非平穩(wěn)變量而言，只有被解釋變量的單整階數(shù)不高于任何一個(gè)解釋變量的單整階數(shù)，變量之間才可能存在協(xié)整關(guān)系。因此在檢驗(yàn)LTURR、LCONS、LINVT、LEXPT的協(xié)整性之前，首先用ADF單位根檢驗(yàn)方法來檢驗(yàn)時(shí)間序列的單整階數(shù)。時(shí)間序列LTURR、CONS、LINVT、LEXPT的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

由表1可見，各時(shí)間序列經(jīng)過一階差分后平穩(wěn)，所以它們都是一階單整序列，滿足進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。

（2）協(xié)整檢驗(yàn)與協(xié)整方程。雖然時(shí)間序列LTURR、LCONS、LINVT、LEXPT是非平穩(wěn)的一階單整序列，但在它們構(gòu)成的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)內(nèi)部四者之間卻可能存在某種平穩(wěn)的線性組合。這個(gè)線性組合反映了變量之間長期穩(wěn)定的比例關(guān)系，即協(xié)整(Co-integration)關(guān)系。本文使用Johansen(1995)多變量系統(tǒng)極大似然估計(jì)法對多變量時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)是一種基于向量自回歸模型（VAR模型）的檢驗(yàn)方法，因此，在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，必須首先確定VAR模型的結(jié)構(gòu)，即明確協(xié)整檢驗(yàn)VAR模型的滯后期，確定模型是否包含常數(shù)項(xiàng)、截距項(xiàng)和趨勢項(xiàng)。

表1 各時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

本文使用赤池信息準(zhǔn)則（AIC）作為選擇最優(yōu)滯后階數(shù)的檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)，并用Q統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)殘差序列有無自相關(guān)，用懷特(White)檢驗(yàn)和ARCH統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)異方差性，用JB檢驗(yàn)(Jarque-Bera)檢驗(yàn)殘差的正態(tài)性。結(jié)果表明，滯后階數(shù)為4的VAR模型中各方程擬合優(yōu)度最好，殘差序列具有平穩(wěn)性。由于協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛯?shí)際上是對無約束VAR模型進(jìn)行協(xié)整約束以后得到的VAR模型，其滯后期是無約束VAR模型一階差分的滯后期，因此協(xié)整檢驗(yàn)VAR模型的滯后期為3。另外，通過EVIEW5.0對模型選擇的聯(lián)合檢驗(yàn)，確定協(xié)整檢驗(yàn)VAR模型包含常數(shù)項(xiàng)和截距項(xiàng)，不包含趨勢項(xiàng)?；诖?，我們可以進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果列于表2。

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

從表2可以看出，無論從跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)還是從最大特征值檢驗(yàn)來看，結(jié)論都是有兩個(gè)協(xié)整向量。也即在5%的顯著性水平上變量LTURR、LCONS、LINVT、LEXPT之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，協(xié)整方程為：

方程（1）括號內(nèi)的數(shù)字表示參數(shù)估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)誤差。下標(biāo)t代表年份，ecmt代表均衡誤差(殘差)。對方程（1）的ecmt序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果表明它是一個(gè)平穩(wěn)序列，說明方程（1）所顯示的協(xié)整關(guān)系是顯著的。依據(jù)Granger表示定理，如果變量是協(xié)整的，則它們之間必然存在長期均衡關(guān)系。所以協(xié)整方程（1）給出了在樣本區(qū)間(1978－2008年)內(nèi)物流供給與消費(fèi)、投資、出口之間存在的長期均衡關(guān)系的數(shù)學(xué)表達(dá)式。由于協(xié)整方程的變量都是對數(shù)形式，所以，協(xié)整方程(1)的斜率系數(shù)的實(shí)際意義就是變量LTURR、LCONS、LINVT、LEXPT彈性系數(shù)。具體而言，在其余兩變量彈性系數(shù)不變的前提下，消費(fèi)每增加1%，物流供給減少1.08%，出口每增加1%，物流供給減少0.35%，這意味著1%的消費(fèi)和出口需求得到滿足將分別減輕1.08%和0.35%的物流供給壓力；投資每增加1%，物流供給增加1.70%，這意味著增加1%投資，將增加1.70%的物流供給能力。

（四）VECM的構(gòu)建

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果證明物流供給與消費(fèi)、投資、出口之間存在長期的均衡關(guān)系，但是這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要進(jìn)一步驗(yàn)證。本文利用Engle和Granger(1987)提出的VECM對物流供給、消費(fèi)、投資、出口進(jìn)行短期和長期的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。

由于VECM的滯后期是無約束向量自回歸模型（VAR模型）一階差分變量的滯后期，而無約束VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為4，所以確定VECM的滯后期應(yīng)為3，時(shí)間序列仍然使用沒有時(shí)間趨勢且協(xié)整方程有截距的形式。

用變量LTURR、LCONS、LINVT、LEXPT構(gòu)造VECM如下：

將VECM參數(shù)估計(jì)結(jié)果寫成方程形式如下：

經(jīng)檢驗(yàn)，在5%顯著性水平上，方程（6）、（7）、（8）、（9）的殘差序列滿足正態(tài)性，不存在自相關(guān)和異方差，從而驗(yàn)證了VECM模型的有效性，也為下面基于VECM的因果關(guān)系檢驗(yàn)奠定了基礎(chǔ)。

（五）基于VECM的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)實(shí)質(zhì)上是檢驗(yàn)一個(gè)變量的滯后變量是否可以引入到其他變量的方程中。若一個(gè)變量受到其他變量的滯后影響，則稱它們具有Granger因果關(guān)系。兩個(gè)變量之間Granger因果關(guān)系的檢驗(yàn)方程為：

其中μt為零均值非自相關(guān)隨機(jī)誤差項(xiàng)，α和β為系數(shù)，原假設(shè)為H0∶βj=0(j=1,…,n)意味著X不是Y 的原因。若原假設(shè)H0成立，則有：

令式（10）的殘差平方和為RSS1，式（11）的殘差平方和為RSS2，則應(yīng)服從自由度為(n,T-m-n-1)的F分布，其中T為樣本數(shù)量;m、n分別為Y和X的滯后階數(shù)，我們可以根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則(AIC)來決定m和n的值。

上述檢驗(yàn)方法可以推廣到三個(gè)或三個(gè)以上的變量之間的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。我們對VECM回歸方程(6)、(7)、(8)、(9)進(jìn)行短期和長期的因果關(guān)系檢驗(yàn)。

表3列出了Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果。從短期來看，在99%的置信水平下消費(fèi)和出口均是物流供給的原因，投資短期內(nèi)不是物流供給的原因；投資和出口分別在90%和95%的置信水平下是消費(fèi)的原因；由于短期內(nèi)投資是消費(fèi)的原因，而消費(fèi)是物流供給的原因，所以短期內(nèi)投資是物流供給的間接原因。短期內(nèi)投資和出口均不受其它變量的影響。

表3 Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

從長期來看，在90%的置信水平下，消費(fèi)、投資和出口是物流供給的原因；在95%置信水平下，投資、出口和物流供給是消費(fèi)的原因；長期內(nèi)投資和出口仍然不受其它變量的影響，短期和長期Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果表明，投資和出口在上述四個(gè)變量組成的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中具有外生性。

三、結(jié)束語

1.從協(xié)整分析結(jié)果來看，物流與消費(fèi)、投資、出口之間存在著長期的均衡關(guān)系。

（1）消費(fèi)需求和出口需求對物流供給具有負(fù)的影響，其彈性系數(shù)分別為-1.08和-0.35，這說明，在其它因素不變的前提下，消費(fèi)和出口需求的滿足將會(huì)減輕物流供給的壓力，且消費(fèi)對物流供給的壓力大于出口對物流供給的壓力，換句話說，物流供給對消費(fèi)的貢獻(xiàn)大于對出口的貢獻(xiàn)。

（2）投資對物流供給具有正的影響，其彈性系數(shù)是1.70，這說明，在其它因素不變的前提下，增加投資勢必改善物流基礎(chǔ)設(shè)施、改善物流運(yùn)輸設(shè)備、優(yōu)化運(yùn)輸運(yùn)輸網(wǎng)絡(luò)、提升物流信息技術(shù)等，從而大大提升物流供給的能力。

2.從Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果來看，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)內(nèi)部部分變量之間有著短期或長期因果關(guān)系。

（1）對物流供給而言，消費(fèi)、出口在短期和長期均是物流供給的原因，消費(fèi)、出口需求的滿足將使物流供給的壓力減少，持續(xù)增加的消費(fèi)和出口需求，將增加物流供給的壓力；投資短期內(nèi)不是物流供給的原因，但長期內(nèi)是物流供給的原因，這主要是因?yàn)橥顿Y具有滯后效應(yīng)的結(jié)果。

（2）對消費(fèi)而言，投資和出口能夠促進(jìn)消費(fèi)，二者在短期和長期均是消費(fèi)的原因；物流供給短期內(nèi)不是消費(fèi)的原因，但長期內(nèi)，物流供給和投資、出口一起成為消費(fèi)的原因。這是因?yàn)槲锪鳂I(yè)是一個(gè)服務(wù)性行業(yè)，短期內(nèi)物流供給只是為消費(fèi)提供物流服務(wù)，但長期內(nèi)，隨著物流供給服務(wù)水平的不斷提高，投資規(guī)模和出口規(guī)模的不斷擴(kuò)大，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平必定會(huì)有明顯提升，人民生活水平也將不斷提高，進(jìn)而促進(jìn)了消費(fèi)需求的增加。

（3）就投資和出口而言，在短期和長期，兩者均不受系統(tǒng)內(nèi)其它變量的影響，在系統(tǒng)中兩變量具有外生性。

總之，消費(fèi)、投資、出口和物流以不同的方式促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，消費(fèi)、投資、出口以擴(kuò)大需求的方式拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的增長，而物流則以提供物流供給服務(wù)以滿足消費(fèi)、投資、出口對物流的需求的方式促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。消費(fèi)、投資、出口和物流供給之間有著長期均衡關(guān)系，并且在這種均衡關(guān)系當(dāng)中蘊(yùn)含著某些變量之間的短期和長期因果關(guān)系，政府決策者要利用這種因果關(guān)系，無論在短期和長期，適當(dāng)加大投資和出口，將有利于增強(qiáng)物流供給的能力、擴(kuò)大消費(fèi)需求，而物流供給的能力增強(qiáng)又能更好地滿足消費(fèi)的需求。

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