田振中 TIAN Zhenzhong

（1. 鄭州升達經貿管理學院 商學院，河南 鄭州451191；2. 鄭州升達經貿管理學院 跨境電商研究中心，河南 鄭州451191）

0 引 言

近年來，現(xiàn)代物流、對外貿易與經濟增長的關系引起了學者們的廣泛關注。如，張漢東、胡朝麟（2012）利用投入產出模型，研究了進口和出口對浙江省經濟的影響[1]；王玲、孫希華、鄭倩云（2017）利用協(xié)整理論與格蘭杰因果檢驗法，研究了我國1978～2014年進出口貿易與經濟增長之間的關系[2]；賴迪輝、吳曉菲（2019）借助VAR 模型研究了天津市2000～2016年對外貿易與經濟增長之間的關系[3]；李致遠、李小玉（2016）利用聯(lián)立方程模型探討了江西省物流業(yè)發(fā)展與區(qū)域經濟增長的互動關系[4]；顧淑紅、周燕蓉（2019）運用灰色關聯(lián)法研究了廣西區(qū)域物流與經濟發(fā)展的關聯(lián)性[5]；梁雯、張勤、袁帥石（2017）利用VAR 模型研究了安徽省現(xiàn)代物流與對外貿易的關系[6]；田昌奇（2018）使用VAR 模型研究了陜西省物流業(yè)與進出口貿易之間的關系[7]，等等。

綜合起來看，現(xiàn)有文獻主要是研究現(xiàn)代物流、對外貿易與經濟增長兩兩之間的關系，而鮮有文獻對三者之間關系同時進行實證研究?，F(xiàn)代物流、對外貿易與經濟增長之間的互動關系非常復雜，因此，有必要對三者間的關系進行綜合分析。基于此，本文根據(jù)1996～2018年中部地區(qū)六省的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，利用協(xié)整檢驗、誤差修正模型和Granger 因果檢驗法研究現(xiàn)代物流、對外貿易與經濟增長的關系，剖析其內在的影響機制，以期為相關部門制定產業(yè)規(guī)劃和政策提供可靠依據(jù)。

1 實證分析

1.1 變量選擇與數(shù)據(jù)來源

研究的樣本區(qū)間為1996～2018年，用中部六省生產總值加總值（GDP）代表整個中部地區(qū)經濟增長水平，用中部六省的貨物周轉量加總值（ZZL）代表地區(qū)物流業(yè)發(fā)展水平，用中部六省的進口總額加總值（IM）和出口總額加總值（EX）表示中部地區(qū)對外貿易發(fā)展狀況。各變量指標數(shù)據(jù)來源于1997～2019年中部地區(qū)各省的統(tǒng)計年鑒。在分析時，進口總額和出口總額根據(jù)相應年份人民幣對美元的平均匯率進行了換算，單位統(tǒng)一為億元。本文數(shù)據(jù)分析使用專業(yè)計量經濟學軟件EViews7.0。

為了消除樣本序列中可能存在的異方差問題，首先對GDP、ZZL、IM、EX 四個變量取對數(shù)處理，可以用LNGDP、LNZZL、LNIM、LNEX 表示。使用EViews7.0 繪制LNGDP、LNZZL、LNIM、LNEX 序列的變化曲線，如圖1 所示。根據(jù)圖1 可以看出，四者的變化趨勢大致相同，且均為非平穩(wěn)序列。

圖1 LNGDP、LNZZL、LNIM、LNEX 的變化趨勢圖

1.2 變量的平穩(wěn)性檢驗

本文采用ADF（Augmented Dickey-fuller）法檢查LNGDP、LNZZL、LNIM、LNEX 序列的平穩(wěn)性，具體如表1 所示。

表1 變量的ADF 單位根檢驗結果

根據(jù)表1 可知，LNGDP、LNZZL、LNIM、LNEX 序列的ADF 值均大于5%的臨界值，這說明四個序列都是非平穩(wěn)的；而進行一階差分后序列的ADF 值都小于5%的臨界值，說明一階差分的序列都是平穩(wěn)的。

1.3 協(xié)整檢驗

本文根據(jù)需要，采用Johansen 協(xié)整檢驗法對LNGDP、LNZZL、LNIM 和LNEX 序列進行協(xié)整檢驗，結果如表2 所示。

表2 Johansen 協(xié)整檢驗結果

由表2 可以看出，在5%的置信水平上，變量LNGDP、LNZZL、LNIM、LNEX 之間存在且只有一個協(xié)整關系。得出以GDP為被解釋變量的協(xié)整方程：

由方程（1）可以看出，貨物周轉量、進口貿易和出口貿易均對中部地區(qū)經濟增長有正向的促進作用，且進口貿易對中部地區(qū)經濟增長的拉動作用比出口貿易要大。

1.4 誤差修正模型

從前文分析可以看出，LNGDP、LNZZL、LNIM、LNEX 四個變量序列之間有協(xié)整關系，本文進一步借助誤差修正模型（ECM）來研究LNGDP 與LNZZL、LNIM、LNEX 之間的短期動態(tài)關系。使用Eviews7.0 軟件，估計的模型為：

模型（2）表明，貨物周轉量（ZZL）、對外貿易（EX 和IM）的短期波動均對地區(qū)生產總值（GDP）有正向影響；誤差修正項系數(shù)是-0.342，說明地區(qū)生產總值的短期波動將以0.342 的力度被反向調整，調整的力度較強。

1.5 Granger 因果檢驗

為進一步判斷中部地區(qū)現(xiàn)代物流、進口貿易、出口貿易與經濟增長之間是否具有因果關系以及因果關系的方向，采用滯后階數(shù)2 對LNZZL、LNIM、LNEX 和LNGDP 序列進行Granger 因果關系檢驗，結果如表3 所示。

表3 Granger 因果關系檢驗結果

從表3 可以看出，在5%的顯著性水平下，滯后2 期時，LNZZL 不是LNGDP 的Granger 原因，而LNGDP 是LNZZL 的Granger 原因，這說明經濟增長對現(xiàn)代物流發(fā)展有顯著的拉動作用，而現(xiàn)代物流對經濟增長的推動作用不顯著，主要原因是物流業(yè)發(fā)展起步較晚，存在設施網絡不健全、效率低下、技術落后、管理體制不順等諸多問題；LNIM 和LNEX 均是LNGDP 的Granger 原因，而LNGDP 不是LNIM 和LNEX 的Granger 原因，說明出口貿易和進口貿易對經濟增長的促進作用顯著；LNIM 和LNEX 均是LNZZL 的Granger 原因，反之則不是，這說明在短期內，出口貿易和進口貿易對物流業(yè)發(fā)展拉動作用顯著，而物流業(yè)對出口貿易和進口貿易的作用不明顯；LNIM 與LNEX 之間存在雙向Granger 因果關系，說明進口貿易與出口貿易之間存在顯著的相互促進作用。從總體上看，中部地區(qū)現(xiàn)代物流、對外貿易與經濟增長還沒有形成良性互動機制，特別是現(xiàn)代物流還不能很好地支持和促進地區(qū)經濟增長和對外貿易發(fā)展的需要。

2 結論與建議

本文借助協(xié)整檢驗、誤差修正模型和Granger 因果關系檢驗等計量方法，對中部六省1996～2018年現(xiàn)代物流、對外貿易與經濟增長之間的關系進行了實證研究，得到如下結論：

（1）根據(jù)協(xié)整檢驗結果可以看出，中部地區(qū)現(xiàn)代物流、出口貿易、進口貿易與經濟增長之間存在長期均衡關系，三者均對經濟增長有正向的促進作用，且進口貿易的經濟增長促進效應大于出口貿易。

（2）根據(jù)誤差修正模型的結果可以看出，ECM 的系數(shù)為-0.342，從短期來看，當?shù)貐^(qū)生產總值總量波動偏離長期均衡時，下一期將以34.2%的力度由非均衡狀態(tài)向均衡狀態(tài)進行調整，調整的力度較強。

（3）根據(jù)Granger 因果檢驗結果可以看出，出口貿易和進口貿易都是中部地區(qū)經濟增長的Granger 原因，現(xiàn)代物流不是中部地區(qū)經濟增長的Granger 原因；中部地區(qū)經濟增長是現(xiàn)代物流發(fā)展的Granger 原因，但中部地區(qū)經濟增長不是進出口貿易和進口貿易的Granger 原因；出口貿易和進口貿易都是現(xiàn)代物流的單向Granger 原因。

基于以上研究結論，在經濟新常態(tài)下為促進中部地區(qū)經濟持續(xù)快速發(fā)展，提出如下政策建議：一方面要加快完善現(xiàn)代物流體系，提高物流服務水平。應當從區(qū)域經濟一體化發(fā)展的高度對區(qū)域物流進行統(tǒng)一規(guī)劃、建立跨區(qū)域的物流合作機制，完善物流服務網絡，推進物流信息化和標準化建設，從而構建便捷高效的現(xiàn)代物流體系，充分發(fā)揮現(xiàn)代物流對對外貿易和區(qū)域經濟增長的促進作用。另一方面要多措并舉，促進中部地區(qū)對外貿易的持續(xù)穩(wěn)定增長。中部地區(qū)區(qū)位優(yōu)勢明顯、交通便利，要進一步加大中部地區(qū)對外開放力度，實施出口、進口雙輪驅動，在進口貿易方面，要強化進口對中部地區(qū)經濟增長促進作用的認識，適度擴大進口規(guī)模，著力優(yōu)化進口結構；在出口貿易方面，積極開拓“一帶一路”沿線國家市場，積極推進出口市場多元化，加強對傳統(tǒng)行業(yè)的技術革新與改造，提高出口商品的技術含量和附加值，助推中部地區(qū)經濟轉型升級和高質量發(fā)展。