桂預風 周冰蕾

內容摘要：本文對30個省域2005-2016年的物流發(fā)展水平進行綜合評價。構造了基于物流的引力模型空間權重矩陣，建立靜態(tài)與動態(tài)空間面板模型對物流發(fā)展水平的時空差異及影響因素進行分析。研究表明：區(qū)域經濟、物流基礎設施、勞動力供給和城鎮(zhèn)化水平對物流發(fā)展水平影響顯著，省域物流業(yè)的發(fā)展存在動態(tài)連續(xù)性，應用動態(tài)空間面板模型能夠更好地揭示物流發(fā)展水平的時空差異。

關鍵詞：物流發(fā)展水平? ?時空差異? ?靜態(tài)空間面板模型? ?動態(tài)空間面板模型

引言

物流業(yè)在推動國民經濟發(fā)展中的作用日益顯著，2017年我國物流業(yè)總收入達到8.8萬億元，同比增長11.5%，物流業(yè)總收入占GDP比重約為11.83%。從其發(fā)展來看，我國物流業(yè)保持較快增長趨勢，基礎設施不斷升級，內部結構持續(xù)優(yōu)化，逐漸形成現(xiàn)代物流產業(yè)體系?！耙粠б宦贰薄ⅰ伴L江經濟帶”和“京津冀協(xié)同發(fā)展”的推進，促使物流發(fā)展的熱點逐步轉向中西部地區(qū)。因此，對省域物流發(fā)展水平進行科學評價，從時空角度對我國物流產業(yè)格局發(fā)展進行研究，發(fā)掘主要驅動因素，衡量各要素的影響程度就顯得十分必要。

在我國物流發(fā)展水平的時空研究方面，景楠等（2015）、鐘昌寶等（2017）使用探索性空間數(shù)據(jù)分析法對東北和長江經濟帶地區(qū)物流發(fā)展的時空變化過程進行探究;陳文新（2016）使用GWR模型分析我國物流發(fā)展的時空差異;冶建輝（2017）從時序和空間角度對物流發(fā)展水平進行評價，這些研究大多從時間截面進行探析，結果并未能準確給出時空差異特征。在研究影響物流發(fā)展的因素方面，吳俊紅（2014）從勞動力供給、物流基礎設施、物流需求、區(qū)域經濟、產業(yè)結構等多個因素入手進行探討;陳恒等（2015）利用LMDI指數(shù)法研究影響物流業(yè)發(fā)展的要素;唐建榮等（2017）從科技水平、經濟發(fā)展、基礎建設和對外開放四個方面分析城市物流發(fā)展的驅動因素。研究過程中，從空間計量角度進行的研究較少，且缺乏使用動態(tài)空間計量模型的實證研究。

鑒于此，本文以我國大陸30個省域（西藏地區(qū)部分數(shù)據(jù)缺失）為基本研究單元，測定2005-2016年我國各省物流發(fā)展水平，建立靜態(tài)和動態(tài)空間面板模型對物流發(fā)展水平的驅動因素進行研究。最后針對我國物流發(fā)展水平的時空差異，提出促進省域物流協(xié)調發(fā)展的政策建議。

研究方法

（一）空間權重矩陣

空間權重矩陣作為空間模型的重要載體，體現(xiàn)區(qū)域間的關聯(lián)性。物流發(fā)展水平的區(qū)域關聯(lián)性是資源流動等形成的空間相互作用，要素流動模型的測算常采用物理學中的引力模型。一般地區(qū)間的物流業(yè)影響規(guī)模與兩地之間距離呈現(xiàn)負相關，因此將引力模型引入到區(qū)域間物流發(fā)展水平的空間關聯(lián)效應中，提出一種針對物流業(yè)的引力模型空間權重矩陣，具體形式如下：

其中，為地區(qū)i和j之間的經濟距離，xi和xj 分別表示2005-2016年地區(qū)i和j的人均GDP的平均值;mi和mj分別表示地區(qū)i和j的物流業(yè)吸引力，本文選取地區(qū)的貨物進出口總額表示該地區(qū)的物流產業(yè)吸引力;dij代表地區(qū)i和j之間的距離，考慮到省域物流之間的各項聯(lián)系往往是基于交通網(wǎng)發(fā)生，本文dij為地區(qū)間的鐵路距離。

（二）靜態(tài)空間面板模型

Anselin等給出了空間計量分析中模型的通用形式，主要包括空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）。

SLM的基本形式如公式（2）所示：

式中W為空間權重矩陣，ρ是空間自回歸系數(shù)，xit是解釋變量矩陣，α是常數(shù)項，β是解釋變量系數(shù)，μi代表空間效應，λt代表時間效應，εit是獨立同分布誤差項。

SEM的基本形式如公式（3）所示：

（三）動態(tài)空間面板模型

動態(tài)空間面板模型是將被解釋變量的滯后項引入到靜態(tài)空間面板模型中。埃爾霍斯特認為在動態(tài)空間面板模型中，空間個體在不同時間點的觀測值之間存在序列相依，每個時間點在不同的空間又存在空間依賴，動態(tài)空間模型可用于估計不可預測的特定時間和空間的效應，其模型形式為：

式中yi，t-1、Wyit分別是因變量在時間與空間上的滯后值;Wyi，t-1是因變量在時間和空間上的滯后值。當δ=0時是動態(tài)空間滯后面板模型，當ρ=η=0時是動態(tài)空間誤差面板模型。

實證分析

（一）物流發(fā)展水平指標體系

依據(jù)物流發(fā)展水平的內涵，考慮到指標的代表性及數(shù)據(jù)可獲取性，本文選取經濟水平、物流規(guī)模、基礎設施和產業(yè)結構4項一級指標和8項具體的二級指標對物流發(fā)展水平進行測度。采用熵值法確定物流發(fā)展水平各指標的權重，如表1所示。

對各省域物流業(yè)發(fā)展水平進行測度，可知物流高水平地區(qū)主要集聚在上海、北京、浙江等東部沿海地區(qū)，青海、新疆、貴州、甘肅等西部地區(qū)處于低水平階段，但隨著時間的推移，物流發(fā)展熱點不斷向中部和西南部地區(qū)轉移。

（二）解釋變量的選取

在前人研究的基礎上，為深入分析影響物流發(fā)展水平的驅動因素，本文將從區(qū)域經濟水平、物流基礎設施、勞動力供給、城鎮(zhèn)化水平、科技水平和市場開放度六個方面進行研究，解釋變量如表2所示。

（三）數(shù)據(jù)來源及處理

本文數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，數(shù)據(jù)不包括港澳臺地區(qū)，西藏地區(qū)部分數(shù)據(jù)缺失，所以數(shù)據(jù)也不包括西藏地區(qū)。物流引力空間權重矩陣中使用的鐵路路網(wǎng)數(shù)據(jù)來源于國家地理信息測繪局提供的全國1：400萬基礎地理信息數(shù)據(jù)。

（四）結果分析

1.空間相關性檢驗。常用的空間相關性檢驗有Morans I指數(shù)，其定義為：

空間相關性檢驗結果如表3所示，各年份的Morans I值都較大且通過了顯著性檢驗，基于物流引力空間權重矩陣得到的Morans I值普遍高于基于地理鄰接空間權重矩陣的結果，說明本文構造的空間權重矩陣更加充分體現(xiàn)出我國物流發(fā)展水平的空間聚集效應。

2.空間計量模型檢驗。根據(jù)我國2005-2016年的省域物流發(fā)展水平情況，進行空間面板模型的空間自相關檢驗、LM檢驗及Hausman檢驗。

把空間權重矩陣進行矩陣分塊處理擴充到面板形式，可以得到面板數(shù)據(jù)的Morans I值為0.4331，空間聚集效應依然顯著。利用Hausman檢驗判斷模型選擇固定效應還是隨機效應，Hausman檢驗值為51.7（P<0.01），表明空間計量模型中使用固定效應模型較合適;其次采用LMlag、LMerror檢驗及Robust LM-lag、Robust LM-error檢驗確定SLM還是SEM模型。LM檢驗中，LMlag、LMerr和R-LMerr統(tǒng)計量的P值均未通過顯著性檢驗，而R-LMlag統(tǒng)計量通過顯著性檢驗。因此，本文靜態(tài)和動態(tài)空間模型都選擇固定效應的SLM模型來進行檢驗。

3.靜態(tài)空間模型結果分析?；谝陨戏治?，表4給出了靜態(tài)空間滯后模型的估計結果，通過比較模型擬合優(yōu)度，選擇時空雙固定模型來進行分析。

表4的估計結果顯示，空間滯后系數(shù)的估計值為0.2342，通過了顯著性檢驗，說明省域間物流發(fā)展水平存在空間外溢效應。人均GDP的系數(shù)為正，通過了1%的顯著性水平檢驗，表明區(qū)域經濟對物流業(yè)的發(fā)展影響十分顯著。交通網(wǎng)絡密度和物流業(yè)固定投資的系數(shù)為正，且均通過了顯著性檢驗。物流業(yè)從業(yè)人員的系數(shù)顯著為正，說明增加物流業(yè)勞動供給量有利于提高物流業(yè)發(fā)展水平。城鎮(zhèn)化水平的系數(shù)顯著為正，表明城鎮(zhèn)化發(fā)展對物流業(yè)水平有正向促進作用?？萍妓脚c市場開放度在三個模型中系數(shù)有正有負，并未全部通過顯著性檢驗。

4.動態(tài)空間模型結果分析。上述靜態(tài)空間面板模型雖表明社會進程中區(qū)域經濟、物流基礎設施和勞動力供給等解釋變量對物流業(yè)發(fā)展的影響，但可能忽略了一些如政府干預度和物流政策等潛在因素對物流業(yè)的影響，故可使用被解釋變量的一階滯后項作為解釋變量，建立動態(tài)空間面板計量模型。

表5給出動態(tài)空間滯后模型的估計結果。三種動態(tài)空間固定效應模型中，通過比較R2和Log-L，且時空雙固定效應模型中自變量系數(shù)的整體顯著性效果也要優(yōu)于其他模型，故本文采用時空雙固定模型。動態(tài)空間滯后時空雙固定效應模型的R2和Log-L均高于靜態(tài)空間滯后模型估計結果，說明加入被解釋變量滯后項的動態(tài)空間面板模型估計結果更為準確。

模型中空間滯后項系數(shù)為0.3585，通過了顯著性檢驗，說明省域物流發(fā)展水平的空間效應明顯，相鄰地區(qū)物流業(yè)發(fā)展水平的提高會刺激本地區(qū)的物流業(yè)發(fā)展。

被解釋變量在時間上的滯后系數(shù)為0.5375，且通過了1%水平下的顯著性檢驗，證實了物流發(fā)展慣性的存在。此結果一方面說明區(qū)域物流發(fā)展水平具有動態(tài)連續(xù)性，即當期物流業(yè)發(fā)展程度的提高會促進未來一期物流業(yè)發(fā)展水平程度，形成良性循環(huán);另一方面，也說明其他隱性因素如政府干預度和物流政策會對物流業(yè)的發(fā)展產生影響。

模型中被解釋變量的時空滯后效應系數(shù)顯著為負，說明本省的物流業(yè)發(fā)展水平會抑制未來一期鄰省的物流發(fā)展水平?？赡茉蚴潜臼∥锪鳂I(yè)發(fā)展水平的提高，隨著時間的推移還會帶動其相關產業(yè)在本省的擴張壯大，這給本省帶來的競爭性及運輸便利性，會在一定程度上削減下一期鄰省物流業(yè)的發(fā)展勢頭。

動態(tài)空間面板模型中，人均GDP的系數(shù)為正，通過了1%水平下的顯著性檢驗，說明我國經濟水平仍是促進物流業(yè)蓬勃發(fā)展的主動力。交通網(wǎng)絡密度和物流業(yè)固定投資的系數(shù)顯著為正，可見物流基礎設施的投入與物流業(yè)的發(fā)展有顯著的同向變化關系，物流基礎設施越健全，物流業(yè)發(fā)展水平越高。勞動力供給系數(shù)顯著為正，說明物流業(yè)的發(fā)展離不開專業(yè)人才的支持和推動。城鎮(zhèn)化水平系數(shù)為正，通過了顯著性檢驗，城鎮(zhèn)化水平較高的地區(qū)對擁有不同需求的人力和企業(yè)都具備較大的吸引力，為物流的發(fā)展創(chuàng)造了良好的制度和文化環(huán)境?？萍妓较禂?shù)顯著為正，表明科學技術的進步能夠促進物流業(yè)的發(fā)展，只有將先進技術應用到物流業(yè)的各項環(huán)節(jié)才能最大程度提高物流效率，進而加強區(qū)域物流競爭力。市場開放度的系數(shù)為負，在三個模型中系數(shù)有正有負且未全部通過顯著性檢驗，說明市場開放度對物流業(yè)的影響不明顯，可能原因是隨著我國加入世界貿易組織，市場開放程度逐步趨于收斂，從而導致其對物流業(yè)發(fā)展的決定作用日趨降低。

結論

本文對我國30個省域2005-2016年物流發(fā)展水平進行了評價，利用靜態(tài)和動態(tài)空間面板模型對物流業(yè)發(fā)展水平的時空差異及其影響因素進行分析。結果表明，包含被解釋變量時空滯后的動態(tài)空間面板模型更適合解釋影響物流業(yè)發(fā)展的驅動因子，根據(jù)模型得到以下結論：

在推動我國物流業(yè)發(fā)展的道路上，要以發(fā)展區(qū)域經濟為主要動力;加大物流基礎設施的投入量，引入新型運輸方式，優(yōu)化物流運輸路線，降低物流業(yè)成本，構建更加現(xiàn)代化的物流業(yè)管理信息體系;增加勞動力供給，引進物流人才，提高物流業(yè)核心競爭力;城鎮(zhèn)化水平為區(qū)域物流營造了良好的發(fā)展氛圍，在一定程度上也會加強對物流服務類別和層次的要求，進而對其他物流企業(yè)產生更大吸引力;提高科技進步，引進物流業(yè)高新技術，充分發(fā)揮技術優(yōu)勢，推進物流業(yè)與科學技術一體化發(fā)展;物流制定策略和政府對物流業(yè)的把控也會在一定程度影響物流業(yè)的發(fā)展。

我國物流發(fā)展水平存在顯著的時空差異性，上一期物流的發(fā)展水平會影響該省當期物流的發(fā)展水平，地區(qū)物流業(yè)進程的加快會促進周邊地區(qū)物流業(yè)的發(fā)展，各省物流業(yè)處于動態(tài)連續(xù)性發(fā)展。我國物流發(fā)展水平整體呈現(xiàn)不斷增長趨勢，隨著時間的推移，物流發(fā)展熱點不斷向中部和西南部地區(qū)轉移。因此，不能忽視時空差異對物流業(yè)的影響，需充分考慮省域物流發(fā)展的關聯(lián)性和協(xié)調性。

物流發(fā)展的區(qū)域性特征表明提升物流產業(yè)水平，需考慮周邊地區(qū)的溢出效應，須突破地域的限制，將不同地區(qū)的資源和能量調動起來，推進物流業(yè)的發(fā)展由局部向區(qū)域一體化方向轉變。同時，還要推動省域物流的協(xié)同發(fā)展，對于長三角、珠三角和京津冀等地區(qū)，要充分利用已有的經濟實力等優(yōu)勢，通過省域之間的輻射帶動作用促進鄰邊省份的物流業(yè)聯(lián)合發(fā)展。東部和內陸地區(qū)要借助區(qū)域特性，加強東中西部地區(qū)的物流主干道建設，使其在發(fā)揮現(xiàn)有優(yōu)勢的同時起到拉動作用，以高帶低，提高物流向東北地區(qū)和西部地區(qū)的擴散效率，在保障物流業(yè)可持續(xù)發(fā)展的前提下對區(qū)域進行聯(lián)合發(fā)展。各省域共享物流信息，形成我國物流發(fā)展的長效均衡穩(wěn)步增長機制，加速物流業(yè)在不同省域間的動態(tài)流動性，努力形成東中西部地區(qū)整體協(xié)調發(fā)展的大格局。

參考文獻：

1.李春曉，徐玲玲，高紅.物流能力與區(qū)域經濟發(fā)展關系研究[J].價格月刊，2016（3）

2.李國旗，金鳳君，陳娛等.基于物流熱度的中國物流業(yè)空間格局[J].地理科學進展，2015（5）

3.景楠，顏波.東北區(qū)域物流與經濟的空間自相關和空間聚類分析[J].東北師大學報（哲學社會科學版），2015（1）

4.鐘昌寶，錢康.長江經濟帶物流產業(yè)集聚及其影響因素研究——基于空間杜賓模型的實證分析[J].華東經濟管理，2017（5）

5.陳文新，劉冬，孫善祥.我國區(qū)域物流發(fā)展時空差異及收斂性研究——基于地理加權空間計量模型的實證分析[J].工業(yè)技術經濟，2016（2）

6.冶建輝.中國區(qū)域物流發(fā)展水平評價及時空演變研究[D].西南大學，2017

7.吳俊紅.中國區(qū)域物流發(fā)展差異及其影響因素研究[D].西南交通大學，2014

8.陳恒，魏修建，杜勤.“一帶一路”物流業(yè)發(fā)展驅動因素的動態(tài)軌跡演變——基于勞動力投入的視角[J].上海財經大學學報，2015（2）

9.唐建榮，張鑫和.物流業(yè)發(fā)展的時空演化、驅動因素及溢出效應研究——基于中國省域面板數(shù)據(jù)的空間計量分析[J].財貿研究，2017（5）

10.張可云，王裕瑾，王婧.空間權重矩陣的設定方法研究[J].區(qū)域經濟評論，2017（1）

11.朱慧，周根貴.基于引力模型的內陸型區(qū)域物流空間聯(lián)系研究——以浙江金衢麗地區(qū)為例[J].地域研究與開發(fā)，2015（1）

12.Anselin L. Spatial Econometrics： Methods and Models[M]. Springer Netherlands， 2013

13.戈冬梅，柏玲，姜磊.基于空間計量模型的金融支持區(qū)域創(chuàng)新研究[J].金融教育研究， 2013（1）

14.白羽.空間面板模型的識別、估計與應用研究[D].華中科技大學，2016