陳志良（浙江醫(yī)藥高等專科學(xué)校，浙江 寧波 315100）

隨著我國經(jīng)濟(jì)的突飛猛進(jìn)、電子商務(wù)的大力普及，作為國務(wù)院十大支柱產(chǎn)業(yè)的物流業(yè)，其發(fā)展程度和水平已成為衡量一個地區(qū)綜合競爭力的重要標(biāo)志。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”。改革開放以來，作為我國民營經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)、城市化程度較高、綜合經(jīng)濟(jì)實(shí)力較強(qiáng)的浙江省，其獨(dú)特的地理位置和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平奠定了發(fā)展物流業(yè)的良好基礎(chǔ)?！墩憬H物流中心布局規(guī)劃》、《浙江省交通物流基地布局規(guī)劃》、《關(guān)于加快浙江省現(xiàn)代物流業(yè)發(fā)展的若干意見》等規(guī)劃或政策的頒布，尤其是國家層的《浙江海洋經(jīng)濟(jì)發(fā)展示范區(qū)規(guī)劃》的出臺，為浙江的產(chǎn)業(yè)升級和物流業(yè)發(fā)展提供了更為廣闊的發(fā)展空間。然而，作為外貿(mào)大省、港口大省的港口貨物吞吐量、全社會貨物運(yùn)轉(zhuǎn)量等物流增長對浙江省經(jīng)濟(jì)增長是如何影響的？港口貨物吞吐量、全社會貨物運(yùn)轉(zhuǎn)量之間是否相互影響？影響的程度如何？都有必要進(jìn)行深入探討。

1 文獻(xiàn)綜述

近年來，已經(jīng)有較多學(xué)者從不同角度對浙江省區(qū)域物流與經(jīng)濟(jì)增長相關(guān)性進(jìn)行了研究。概括起來可以分為兩類：一類是通過引入部分量化指標(biāo)，運(yùn)用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的相關(guān)方法進(jìn)行因果關(guān)系分析，如劉南等利用格蘭杰因果檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)其存在互動關(guān)系[1]；李懷政基于誤差修正模型，發(fā)現(xiàn)物流發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的正效應(yīng)且存在均衡關(guān)系[2]；孫敬水利用協(xié)整分析發(fā)現(xiàn)勞動力投入、資本投入對經(jīng)濟(jì)增長都具有積極的推動作用，勞動力投入更為顯著[3]；與此類似，李績才、樓前飛也得出GDP與區(qū)域物流指標(biāo)之間的關(guān)系[4-5]。另一類是從定性角度論述相互關(guān)系，徐茜發(fā)現(xiàn)浙江省貨物周轉(zhuǎn)量、旅客周轉(zhuǎn)量與GDP之間存在顯著相關(guān)性[6]；張瑩發(fā)現(xiàn)物流發(fā)展可以促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長[7]。上述研究成果對引導(dǎo)該領(lǐng)域的研究方向有極大的借鑒價值。本文運(yùn)用ADL模型及格蘭杰因果檢驗(yàn)，使用1990～2012年浙江省統(tǒng)計年鑒相關(guān)數(shù)據(jù)，對浙江省區(qū)域物流與經(jīng)濟(jì)增長的相互關(guān)系進(jìn)行分析，以了解其深層次的關(guān)系。

2 研究構(gòu)思

2.1 指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)來源。區(qū)域物流按照職能不同，可以分為倉儲、配送、運(yùn)輸?shù)绕邆€方面，這也使得選取物流發(fā)展水平的指標(biāo)呈現(xiàn)百花齊放之勢。根據(jù)以往的文獻(xiàn)研究，鑒于目前物流產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)統(tǒng)計資料的可獲取性，以及浙江省區(qū)域物流發(fā)展的特殊性，本文采用全社會貨物周轉(zhuǎn)量（TCT，單位：億噸公里）和港口貨物吞吐量（PCT，單位：萬噸）作為反映社會對物流需求及物流發(fā)展規(guī)模的指標(biāo)。經(jīng)濟(jì)增長不僅包括增長的速度、區(qū)域的不平衡程度，而且包括人民的平均生活質(zhì)量、幸福指數(shù)、社會結(jié)構(gòu)等，本文選取國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為衡量經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)。

研究期選取1990～2012年，數(shù)據(jù)均來源于《浙江省統(tǒng)計年鑒》。鑒于國家統(tǒng)計的物價指數(shù)是分行業(yè)、分部門的，物價通常忽略通貨膨脹因素，強(qiáng)調(diào)信息追本溯源的真實(shí)性，關(guān)于GDP指標(biāo)，本文采用不剔除物價因素的方法。

為減少數(shù)據(jù)的波動性，消除時間序列中異方差現(xiàn)象。本文對數(shù)據(jù)采用自然對數(shù)變換，形式表示為LGDP、LTCT和LPCT，數(shù)據(jù)的這一變換不影響原序列的協(xié)整關(guān)系。各變量的發(fā)展趨勢如圖1所示，圖1中3個變量呈現(xiàn)出變動的頻率、步調(diào)和方向總體一致的態(tài)勢，表明區(qū)域物流與經(jīng)濟(jì)增長之間存在較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系。從圖2可以看出，其一階差分顯示為平穩(wěn)序列。

2.2 研究方法。采用Eviews 6.0軟件進(jìn)行計量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析。首先對GDP、PCT、TCT時間序列及其差分序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，再估計變量間的回歸模型并作協(xié)整分析，最后對其相互關(guān)系進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，以闡述浙江省區(qū)域物流與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。

3 計量經(jīng)濟(jì)分析與實(shí)證研究

3.1 時間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。大多數(shù)經(jīng)濟(jì)時間序列變量都是非平穩(wěn)的，對其進(jìn)行一階或二階差分變換后的時間序列較多的表現(xiàn)出平穩(wěn)性，為避免回歸分析出現(xiàn)“偽回歸”結(jié)果，需要對時間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)[8]。本文采用Augmented Dickey-Fuller（ADF）檢驗(yàn)法對各時間序列變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)以確定其單整階數(shù)。如果序列差分d-1次不平穩(wěn)，d次變成平穩(wěn)序列，那么此序列為d階單整序列，記為I（d ）[9]。平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

表1 各變量時間序列的ADF單位根檢驗(yàn)

從表1的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果可知，LGDP、LTCT和LPCT變量都不能拒絕存在單位根的零假設(shè)，為不平穩(wěn)序列，而其一階差分為平穩(wěn)序列，表明其為一階單整序列，記為I（1），符合檢驗(yàn)變量之間協(xié)整關(guān)系的條件。3.2 模型估計及協(xié)整分析。表2的三個變量LGDP、LTCT、LPCT之間相關(guān)系數(shù)均接近于1，可見相關(guān)關(guān)系較強(qiáng)。

表2 LGDP與LTCT、LPCT的相關(guān)關(guān)系

進(jìn)一步對各變量之間的散點(diǎn)圖進(jìn)行分析（見圖3），由圖3可以看出，GDP、TCT、PCT均呈現(xiàn)較強(qiáng)的線性關(guān)系，可以通過估計參數(shù)建立回歸模型。

為避免直接采用OLS模型進(jìn)行回歸分析容易出現(xiàn)變量之間較高的自相關(guān)，菲利普斯和羅利坦建議使用滯后變量模型估計長期均衡關(guān)系?；谝话愕教厥獾姆椒?，自回歸分布滯后模型（ADL）[10]估計如下：

圖3 GDP、PCT及TCT之間的散點(diǎn)圖

模型中，α、β是表示誤差項的回歸參數(shù)，利用OLS回歸參數(shù)可以計算出常數(shù)項K0和長期乘數(shù)K1。

長期均衡關(guān)系可簡化為：

（1）GDP與TCT的關(guān)系。數(shù)據(jù)采用最小二乘法對ADL進(jìn)行回歸分析，得到LGDP與LTCT之間的估計方程為：

式中，LGDP（-1）表示LGDP的滯后1期，LGDP（-2）表示LGDP的滯后2期。樣本決定系數(shù)R2=0.998453，調(diào)整后R2=0.99818，該回歸方程的可決系數(shù)高，表明模型的擬合效果非常好。DW=1.699947，接近2，表明自相關(guān)性消除。F=3 657.571，F(xiàn)檢驗(yàn)統(tǒng)計量相伴概率Prob（F-statistic）0.000000，表明變量高度線性相關(guān)，回歸方程顯著?？梢猿醪秸J(rèn)為該方程是LGDP與LTCT的長期穩(wěn)定關(guān)系。對回歸方程的殘差序列單位根檢驗(yàn)得出ADF值為-4.605004，小于1%顯著水平下的臨界值-3.808546，表明在99%置信水平下不存在單位根，即該殘差序列為平穩(wěn)序列，表明LGDP與LTCT之間存在協(xié)整關(guān)系。計算常數(shù)項K0和長期乘數(shù)K1分別為：

長期均衡方程可以寫成：

（2）GDP與PCT的關(guān)系。同理，得到LGDP與LPCT之間的估計方程為：

樣本決定系數(shù)R2=0.998639，調(diào)整后R2=0.99399，模型擬合效果好。DW=2.119289，接近2，表明自相關(guān)性消除。F=4 157.682，F(xiàn)檢驗(yàn)統(tǒng)計量相伴概率為零，回歸方程顯著。LGDP與LPCT存在長期穩(wěn)定關(guān)系，ADF值為-5.384476，小于1%顯著水平下的臨界值-3.831511，表明GDP與PCT之間存在協(xié)整關(guān)系。計算常數(shù)項K0和長期乘數(shù)K1分別為：

長期均衡方程可簡化為：

（3）TCT與PCT的關(guān)系。同理，得到LTCT與LPCT之間的估計方程為：

樣本決定系數(shù)R2=0.995729，調(diào)整后R2=0.994975，模型擬合效果好。DW值=2.00402，接近2，表明自相關(guān)性消除。F=1 321.06，F(xiàn)檢驗(yàn)統(tǒng)計量相伴概率為零，回歸方程顯著，LTCT與LPCT的長期穩(wěn)定關(guān)系。ADF值為-4.660801，小于1%顯著水平下的臨界值-3.808546，表明LTCT與LPCT之間存在協(xié)整關(guān)系。計算常數(shù)項K0和長期乘數(shù)K1分別為：

長期均衡方程可以寫成：

3.3 模型分析。與國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展相關(guān)的兩個長期協(xié)整方程表明，TCT、PCT的增加會引起GDP的增長，反之則不成立。本期GDP會伴隨上一期GDP的增長而增長，滯后二期GDP的增長而下降，但下降的幅度較小，影響不大。GDP與TCT、PCT的長期均衡方程在經(jīng)濟(jì)意義上可解釋為：在長期看來，TCT平均每增長1%，帶動浙江省GDP增長0.8672%；PCT每增長1%，則平均帶動浙江省GDP增長0.9903%。表明TCT、PCT都能促進(jìn)GDP的增長，相比而言，PCT促進(jìn)GDP的增加更明顯。

TCT與PCT的長期協(xié)整方程在經(jīng)濟(jì)意義上表明兩者之間存在正相關(guān)關(guān)系，本期TCT會伴隨本期PCT、上一期TCT的增長而增長，而隨著滯后二期TCT的增長而下降，但下降的幅度較小，影響輕微。長期乘數(shù)1.1046大于零，表明了浙江省PCT對TCT的提高作用明顯，港口物流在浙江物流業(yè)中占據(jù)著無與倫比的地位。

3.4格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗(yàn)。協(xié)整分析結(jié)果表明浙江省GDP與PCT、TCT三者之間存在長期的均衡關(guān)系，但是否存在因果關(guān)系還有待進(jìn)一步檢驗(yàn)。根據(jù)貝葉斯信息準(zhǔn)則（SIC）確定各變量的滯后階數(shù)為1，對各變量的Granger因果關(guān)系作進(jìn)一步檢驗(yàn)。如表3所示。

表3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

由表3可以看出，GDP、PCT與TCT之間存在較強(qiáng)的相關(guān)性，從長期來看，三者之間存在著單向的因果關(guān)系。LTCT與LPCT均為引起LGDP增長的Granger成因，而LGDP不是LTCT、LPCT增長的Granger成因。表明浙江省區(qū)域物流發(fā)展水平的提高，特別是PCT的增長給臨港產(chǎn)業(yè)帶來了更多的業(yè)務(wù)資源，由此給區(qū)域經(jīng)濟(jì)注入了新的活力，因此對GDP有拉動作用，但GDP的增長難以拉動物流發(fā)展水平的提高，這是因?yàn)槲锪骰A(chǔ)設(shè)施的建設(shè)與政府的規(guī)劃息息相關(guān)，而浙江省在以現(xiàn)代物流業(yè)為代表的第三產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中的地位相對較低，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長對物流發(fā)展的拉動作用不夠顯著。LPCT是引起LTCT增加的Granger成因，而LTCT不是引起LPCT增加的Granger成因，表明PCT會伴隨著TCT的增加而增加，這也表明浙江省的港口優(yōu)勢資源對TCT的推動作用明顯。

4 結(jié)論與建議

基于ADL模型及Granger因果檢驗(yàn)的浙江省區(qū)域物流與經(jīng)濟(jì)增長的計量經(jīng)濟(jì)分析結(jié)果表明：從長期來看，浙江省GDP、TCT及PCT三者之間存在著單向的因果關(guān)系。TCT和PCT的增加均會引起GDP的增長，反之則不成立。TCT平均每增長1%，帶動浙江省GDP增長0.8672%；PCT平均每增長1%，帶動浙江省GDP增長0.9903%，相比而言，PCT促進(jìn)GDP的增長的拉動作用更明顯。浙江省PCT是引起TCT增加的Granger成因，反之則不成立。因此，為了促進(jìn)浙江省國民經(jīng)濟(jì)更好更快的發(fā)展，統(tǒng)籌協(xié)調(diào)區(qū)域物流與GDP之間的關(guān)系，提出以下建議：

（1）依托優(yōu)勢，加強(qiáng)大港口建設(shè)，增強(qiáng)國際競爭力。構(gòu)建結(jié)構(gòu)合理、功能完善、水陸配套、江海聯(lián)運(yùn)的沿海港口體系。使浙江省港航發(fā)展綜合水平進(jìn)入全國前列。利用寧波—舟山港域的區(qū)位優(yōu)勢，順應(yīng)浙江省外向型經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的民營經(jīng)濟(jì)活力，充分發(fā)揮浙江省沿海深水岸線豐富的資源優(yōu)勢。

（2）因勢利導(dǎo)，注重臨港工業(yè)的結(jié)構(gòu)調(diào)整和產(chǎn)業(yè)升級。港口吞吐量的發(fā)展受地區(qū)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整、產(chǎn)業(yè)發(fā)展布局及重大建設(shè)項目的直接影響。浙江省應(yīng)調(diào)整區(qū)域經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)發(fā)展布局，優(yōu)化投資結(jié)構(gòu)。應(yīng)引導(dǎo)電機(jī)電器、模具塑料、文具皮具等傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)進(jìn)行產(chǎn)業(yè)升級，引導(dǎo)其向規(guī)模化、集團(tuán)化和園區(qū)化方向發(fā)展，延伸產(chǎn)業(yè)鏈，提高產(chǎn)業(yè)綜合競爭力。

（3）強(qiáng)化物流的供應(yīng)鏈整合優(yōu)化，提升在國民經(jīng)濟(jì)中的地位。浙江省要加強(qiáng)物流統(tǒng)籌規(guī)劃，加快基礎(chǔ)設(shè)施的配套建設(shè)，引進(jìn)先進(jìn)的信息技術(shù)，提高物流作業(yè)水平，促進(jìn)現(xiàn)代物流產(chǎn)業(yè)的整合集聚和優(yōu)化升級，形成完善的物流咨詢、物流技術(shù)開發(fā)等配套服務(wù)體系，提高浙江省現(xiàn)代物流業(yè)的整體需求水平和供給總量，從而提升物流業(yè)對國民經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)水平。

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