徐　銳，熊　丹

（湖北大學(xué)　商學(xué)院，湖北　武漢　430062）

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湖北省快遞業(yè)務(wù)量與GDP的關(guān)系研究

徐銳，熊丹

（湖北大學(xué)商學(xué)院，湖北武漢430062）

在對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行綜述的基礎(chǔ)上，選取2001-2015年湖北省快遞業(yè)務(wù)量和GDP為研究樣本，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)等方法，對(duì)湖北省快遞業(yè)務(wù)量與GDP的關(guān)系進(jìn)行了定量分析。研究結(jié)果表明，湖北省LnTGDP與LnKDL之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，LnTGDP是LnKDL的格蘭杰原因，但LnKDL并不是LnTGDP的格蘭杰原因。說(shuō)明從長(zhǎng)期來(lái)看，湖北省GDP并不完全依賴于快遞業(yè)的發(fā)展所發(fā)揮的帶動(dòng)作用，還存在其他諸多因素。

快遞業(yè)務(wù)量；GDP；湖北省

1　引言

根據(jù)2015年湖北省郵政行業(yè)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)，全年快遞服務(wù)企業(yè)業(yè)務(wù)量完成5.08億件，同比增長(zhǎng)53.41%；快遞業(yè)務(wù)收入完成59.56億元，同比增長(zhǎng)43.94%，量收均排名全國(guó)第10位，快遞業(yè)的飛速發(fā)展使其在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的地位越來(lái)越重要。

2　文獻(xiàn)綜述

Morganti et al（2014）研究了電子商務(wù)對(duì)快遞投遞的影響，提出統(tǒng)一的包裹投遞儲(chǔ)物柜和提取點(diǎn)有利于增加快遞企業(yè)首次成功投遞的數(shù)量、優(yōu)化輸送路線、降低運(yùn)營(yíng)成本［1］。Grosso et al（2014）研究了經(jīng)合組織國(guó)家的運(yùn)輸和快遞服務(wù)的服務(wù)貿(mào)易指數(shù)，指出運(yùn)輸和快遞服務(wù)占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和就業(yè)人數(shù)的5%以上，并構(gòu)成20%以上的服務(wù)貿(mào)易［2］。Ross（2015）在全球快遞協(xié)會(huì)進(jìn)行的一項(xiàng)名為“快遞和貿(mào)易對(duì)全球經(jīng)濟(jì)的影響”的研究中發(fā)現(xiàn)，海關(guān)的現(xiàn)代化對(duì)發(fā)達(dá)和發(fā)展中國(guó)家的貿(mào)易有極大的促進(jìn)作用，并且，快遞服務(wù)提供商給小型、中型和大型企業(yè)之間的貿(mào)易帶來(lái)了極大的便利，國(guó)際快遞業(yè)務(wù)量在過(guò)去5年中平均增長(zhǎng)了7%，快遞業(yè)是推動(dòng)全球經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要驅(qū)動(dòng)力［3］。商務(wù)部研究院課題組（2006）通過(guò)研究指出，快遞業(yè)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響在于四個(gè)方面：提升服務(wù)業(yè)，促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整；提高出口部門(mén)競(jìng)爭(zhēng)力，改善高技術(shù)出口產(chǎn)業(yè)投資環(huán)境；擴(kuò)大就業(yè)；推動(dòng)壟斷行業(yè)改革［4］。徐希燕（2009）采用單變量和多變量的分析方法研究快遞業(yè)務(wù)量與若干國(guó)民經(jīng)濟(jì)主要指標(biāo)的關(guān)系，指出快遞產(chǎn)業(yè)的宏觀經(jīng)濟(jì)效益主要體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整；快遞業(yè)的發(fā)展提高企業(yè)效率，降低企業(yè)生產(chǎn)、運(yùn)營(yíng)成本；帶動(dòng)交通運(yùn)輸、航空貨運(yùn)和電子商務(wù)等關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展；優(yōu)化生產(chǎn)力布局和資源配置，推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展［5］。王子敏（2012）利用統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，通過(guò)最小二乘法建立線性回歸方程，檢驗(yàn)快遞業(yè)務(wù)量與互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展以及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，快遞服務(wù)價(jià)格的降低有利于促進(jìn)快遞業(yè)務(wù)量的提高，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)國(guó)內(nèi)異地快遞業(yè)務(wù)量影響顯著，對(duì)同城快遞業(yè)務(wù)量影響不顯著，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)同城和異地快遞業(yè)務(wù)量影響均顯著［6］。吳昊、譚克（2014）從多個(gè)層面分析了快遞業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，認(rèn)為快遞業(yè)服務(wù)民生，是全面建設(shè)小康社會(huì)、轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式等方面的助推器［7］。張文麗（2014）采用1989-2012年的年度數(shù)據(jù)，利用協(xié)整分析和誤差修正模型分析GDP增長(zhǎng)和對(duì)外貿(mào)易出口對(duì)我國(guó)快遞行業(yè)發(fā)展的動(dòng)態(tài)影響，實(shí)證分析結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)（GDP）增長(zhǎng)、外貿(mào)出口（出口總額）和快遞行業(yè)發(fā)展（快遞量）之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系［8］。許良等（2015）研究表明，秦皇島市快遞業(yè)的發(fā)展與本地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展表現(xiàn)出高度的關(guān)聯(lián)性，網(wǎng)購(gòu)量對(duì)快遞需求的影響最大、最直接［9］。

3　實(shí)證分析

3.1變量選擇與數(shù)據(jù)處理

湖北省的快遞業(yè)務(wù)量用KDL（萬(wàn)件）表示。本文選擇的樣本數(shù)據(jù)來(lái)自于2015年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和湖北省郵政局官網(wǎng)的2001-2015年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。由于從統(tǒng)計(jì)年鑒中獲得的GDP數(shù)據(jù)是名義GDP，所以，為了剔除價(jià)格因素的影響，更好的反映湖北省真實(shí)的宏觀經(jīng)濟(jì)變量的變動(dòng)，使用GDP指數(shù)對(duì)湖北省GDP進(jìn)行處理，生成真實(shí)GDP，用TGDP表示，具體做法為T(mén)Yt+1=Y×（y/100），其中，TYt+1表示第二年的GDP的真實(shí)值，Y表示基年的名義GDP，y表示基年的地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)。并且，為了消除異方差、計(jì)量單位及數(shù)據(jù)波動(dòng)過(guò)大等因素的影響，本文在實(shí)證分析部分對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了自然對(duì)數(shù)處理，分別用LnTGDP和LnKDL表示對(duì)數(shù)化后的湖北省真實(shí)GDP和快遞業(yè)務(wù)量，其相應(yīng)的一階差分與二階差分分別用ΔLnTGDP、ΔLnKDL和Δ2LnTGDP、Δ2LnKDL表示。本文采用計(jì)量軟件Eviews7.0進(jìn)行分析。

3.2平穩(wěn)性檢驗(yàn)

湖北省2001-2015年真實(shí)GDP與快遞業(yè)務(wù)量的變動(dòng)關(guān)系如圖1所示，描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，真實(shí)GDP和快遞業(yè)務(wù)量都是隨著時(shí)間不斷向上增長(zhǎng)的趨勢(shì)，因此，可以初步判斷這兩個(gè)時(shí)間序列是非平穩(wěn)的，可能存在單位根，而用非平穩(wěn)的時(shí)間序列做OLS（Ordinary Least Squares）估計(jì)會(huì)產(chǎn)生偽回歸問(wèn)題，使估計(jì)的結(jié)果失去現(xiàn)實(shí)的經(jīng)濟(jì)意義。因此，有必要對(duì)兩個(gè)序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。下面采用ADF（AugmentedDickey-Fuller）方法對(duì)變量LnTGDP和LnKDL進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表1。

圖1　湖北省真實(shí)GDP與快遞業(yè)務(wù)量的時(shí)間序列趨勢(shì)圖

表1　湖北省LnTGDP和LnKDL平穩(wěn)性檢驗(yàn)

從表1可以看出，LnKDL和LnTGDP的一階差分的P值分別為0.071 5和0.996 8，在5%的顯著性水平下是不顯著的，不能拒絕原假設(shè)，因此ΔLnKDL、ΔLnTGDP存在單位根，是非平穩(wěn)序列，所以還需要對(duì)序列ΔLnKDL、ΔLnTGDP做進(jìn)一步的檢驗(yàn)。在同樣的顯著性水平下，取其二階差分時(shí)其P值分別為0.015 6和0.000 1，都小于0.05，因此可以拒絕原假設(shè)，序列Δ2LnKDL、Δ2LnTGDP是平穩(wěn)的，這說(shuō)明這兩個(gè)序列同為二階單整，可以進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

3.3協(xié)整檢驗(yàn)

本文采用EG（Engle-Granger）兩步法對(duì)LnTGDP和LnKDL兩個(gè)序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

第一步，利用OLS估計(jì)法，對(duì)LnTGDP和LnKDL進(jìn)行回歸，雖然序列LnTGDP和LnKDL都有隨時(shí)間不斷上升的趨勢(shì)，但是上升趨勢(shì)不是非常顯著，因此在OLS回歸方程中沒(méi)有考慮趨勢(shì)項(xiàng)t，以LnTGDP為因變量，LnKDL為自變量，估計(jì)出來(lái)的協(xié)整方程為：

得到殘差序列：

在協(xié)整方程中，LnKDL的系數(shù)是0.437 7，在1%的顯著性水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，方程調(diào)整后的可決系數(shù)-R2是0.955 5，說(shuō)明擬合的效果很好。DW值為0.955 5，查閱DW分布表可知，0.946＜DW＜1.543（變量數(shù)為2，樣本數(shù)為15的時(shí)候DW臨界值DL=0.946，DU= 1.543），由此并不能判斷殘差序列et是否存在自相關(guān)。通過(guò)相關(guān)性檢驗(yàn)得到如圖2所示結(jié)果，由此可知，殘差序列不存在自相關(guān)。

圖2　殘差序列et自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果

第二步，使用ADF檢驗(yàn)法對(duì)｛et｝序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，這里選擇無(wú)截距、無(wú)趨勢(shì)項(xiàng)形式的ADF檢驗(yàn)法，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

表2　殘差項(xiàng)序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表2可知，殘差項(xiàng)et的ADF值在5%的顯著性水平上小于臨界值，可以拒絕原假設(shè)，即殘差項(xiàng)都是平穩(wěn)序列，也就是說(shuō)LnTGDP與LnKDL之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

3.4誤差修正模型

上述協(xié)整關(guān)系式只能說(shuō)明各個(gè)解釋變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和趨勢(shì)，而檢驗(yàn)兩個(gè)變量之間短期的波動(dòng)關(guān)系則需要建立誤差修正模型（ECM）來(lái)具體分析，因此，本文建立的誤差修正模型為：

其中，ECMt-1為滯后一期的殘差項(xiàng)，作為長(zhǎng)期非均衡誤差，即誤差修正項(xiàng)來(lái)解釋短期的變動(dòng)關(guān)系。直接利用OLS法對(duì)上述模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表3。

表3　誤差修正模型估計(jì)結(jié)果

則誤差修正模型方程為：

其中，誤差修正項(xiàng)為：

由上述結(jié)果可知，LnTGDPt對(duì)LnKDLt的短期彈性為0.066 66，即在短期內(nèi)，湖北省LnKDL每上升1，LnTGDP將增加0.066 66；誤差修正項(xiàng)在接近5%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)。誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為-0.217 5，說(shuō)明長(zhǎng)期均衡誤差修正項(xiàng)對(duì)湖北省LnTGDP的調(diào)整力度為21.75%。

3.5格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果證明了湖北省LnTGDP與LnKDL之間存在長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系，即它們之間至少存在一個(gè)方向的格蘭杰（Granger）原因；但是二者之間是否具有因果關(guān)系還需要進(jìn)一步的檢驗(yàn)，也就是檢驗(yàn)一個(gè)變量的所有滯后項(xiàng)是否對(duì)另一個(gè)變量的當(dāng)期值有影響；如果有顯著影響，說(shuō)明該變量對(duì)另一個(gè)變量存在格蘭杰因果關(guān)系；如果不存在顯著影響，說(shuō)明該變量對(duì)另一個(gè)變量不存在格蘭杰因果關(guān)系。為了確定這種“先導(dǎo)與滯后”關(guān)系的存在，有必要進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，表4是檢驗(yàn)結(jié)果。

表4　LnTGDP與LnKDL的因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

由表4可以看出，在5%的顯著性水平下，湖北省LnKDL與LnTGDP之間具有明顯的單向Granger因果關(guān)系，LnTGDP是LnKDL的格蘭杰原因，但LnKDL并不是LnTGDP的格蘭杰原因。即湖北省GDP的增長(zhǎng)可以推動(dòng)快遞業(yè)務(wù)量的增加，但湖北省快遞業(yè)務(wù)量的增加不能顯著引起GDP的變化，由此說(shuō)明，湖北省GDP并不完全依賴于快遞業(yè)務(wù)量的增加所發(fā)揮的帶動(dòng)作用。

4　結(jié)論

通過(guò)對(duì)2001-2015年湖北省GDP和快遞業(yè)務(wù)量的定量分析，得出以下主要結(jié)論：

（1）通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)可知，LnTGDP和LnKDL是非平穩(wěn)序列，經(jīng)過(guò)二階差分后平穩(wěn)。通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，湖北省LnTGDP與LnKDL之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

（2）LnTGDPt對(duì)LnKDLt的短期彈性為0.066 66，即在短期內(nèi)，湖北省LnKDL每上升1，LnTGDP將增加0.066 66。雖然這一影響并不顯著，但是從一定程度上反映了湖北省快遞業(yè)務(wù)量的短期波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有一定的刺激作用。另外，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為-0.217 5，說(shuō)明長(zhǎng)期均衡誤差修正項(xiàng)對(duì)湖北省LnTGDP的調(diào)整力度為21.75%。

（3）通過(guò)Granger因果檢驗(yàn)顯示，湖北省LnKDL與LnTGDP并不互為雙向的格蘭杰因果關(guān)系，湖北省LnTGDP是LnKDL的格蘭杰原因，但LnKDL并不是LnTGDP的格蘭杰原因。這說(shuō)明從長(zhǎng)期來(lái)看，湖北省GDP并不完全依賴于快遞業(yè)的發(fā)展所發(fā)揮的帶動(dòng)作用，還存在其他諸多因素。

［1］Morganti E，Seidel S，Blanquart C，et al.The Impact of E-commerce on Final Deliveries：Alternative Parcel Delivery Services in France and Germany［J］.Transportation Research Procedia，2014，（4）：178-190.

［2］Grosso M G，Nordas H K，Ueno A，et al.Services Trade Restrictiveness Index（STRI）：Transport and Courier Services，OECD Trade Policy Papers［Z］.2014.

［3］Ross，K.UPS：New Economic Study Finds the Express Delivery Industry a Major Driver of Trade Growth That Fuels the Global Economy；Improvements in Customs Capabilities Provide Substantial Benefits to Countries［N］.Global Banking News（GBN），2015-01-14.

［4］商務(wù)部研究院課題組.中國(guó)快遞市場(chǎng)發(fā)展研究報(bào)告［J］.經(jīng)濟(jì)研究參考，2006，（34）：2-24.

［5］徐希燕.中國(guó)快遞產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究報(bào)告［M］.北京：中國(guó)社會(huì)科學(xué)出版社，2009.

［6］王子敏.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與快遞業(yè)的關(guān)系研究［J］.北京交通大學(xué)學(xué)報(bào)，2012，11（3）：63-67，73.

［7］吳昊，譚克.快遞業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的作用分析［J］.經(jīng)濟(jì)問(wèn)題探索，2014，（2）：48-51.

［8］張文麗.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和外貿(mào)出口對(duì)我國(guó)快遞行業(yè)發(fā)展的影響及對(duì)策［J］.對(duì)外經(jīng)貿(mào)，2014，（10）：62-65.

［9］許良，呂岳林，張金芳.秦皇島市快遞業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)相互作用模型研究［J］.物流科技，2015，（11）：73-78.

Relationship Between Business Volume of Express Delivery Industry and GDP of Hubei

Xu Rui，Xiong Dan
（School of Business， Hubei University， Wuhan 430062， China）

In this paper， on the basis of a review of relevant literatures， and selecting the express delivery business volume and GDPdata of Hubei for the period from 2001 to 2015 as the research sample， we used the co-integration test， error correction model and Grangercausality check to analyze quantitatively the relationship between the two. Through the analysis， we found that there was a long- termequilibrium between the LnTGDP and LnKDL of the province and that the former was the Granger cause of the latter while the reverse was notestablished. It meant that from a long- term perspective， the GDP of Hubei did not rely on the pulling effect from the development of theexpress delivery industry， but instead there were other factors.

express delivery business volume； GDP； Hubei

F259.27；F252.24

A

1005-152X（2016）07-0062-04

10.3969/j.issn.1005-152X.2016.07.014

2016-06-13

國(guó)家社科基金項(xiàng)目（15BJL205）

徐銳（1964-），男，教授，碩士生導(dǎo)師，研究方向：電子商務(wù)與物流；熊丹（1991-），女，碩士研究生，研究方向：電子商務(wù)與物流。