陳 虎 ，楊勇攀 ，2

（1．攀枝花學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，四川 攀枝花 617000；2．西南財(cái)經(jīng)大學(xué) 工商管理學(xué)院，成都 611130）

近十年來，對(duì)于區(qū)域經(jīng)濟(jì)與區(qū)域物流能力的實(shí)證研究很多，并且也取得了不少的研究成果。但這些研究前提假設(shè)都是將研究地作為經(jīng)濟(jì)中心，從宏觀視角獲得結(jié)論：區(qū)域物流能力是區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的原因。但是，應(yīng)該看到，有些地區(qū)并不是區(qū)域中心，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展會(huì)受到所處地區(qū)或其他地區(qū)的顯著影響，其物流能力的發(fā)展程度并不一定是由于當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展而帶動(dòng)的，很可能受到其他因素的影響。所以，本文選擇位于川滇兩省之間的攀枝花市作為研究地，區(qū)位具有普遍性（非區(qū)域中心城市），對(duì)其的研究將豐富對(duì)于區(qū)域物流能力與區(qū)域經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系研究案例，具有較強(qiáng)的理論意義。在分析方法上選擇時(shí)間序列動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系方法，對(duì)攀枝花市可獲得的1995～2008年(該時(shí)間段數(shù)據(jù)完整)區(qū)域物流與GDP增長的有關(guān)數(shù)據(jù)變量進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)與協(xié)整分析，建立誤差修正模型，探討攀枝花市區(qū)域物流與GDP之間是否存在著長期的穩(wěn)定關(guān)系。

1 數(shù)據(jù)整理

1.1 指標(biāo)選擇

本文選擇兩個(gè)指標(biāo)進(jìn)行相關(guān)性分析：第一個(gè)指標(biāo)是區(qū)域物流能力。由于國內(nèi)對(duì)于物流的有關(guān)標(biāo)準(zhǔn)和統(tǒng)計(jì)方法的缺乏，在作物流統(tǒng)計(jì)時(shí)一般都選擇當(dāng)?shù)刎涍\(yùn)量或者貨運(yùn)周轉(zhuǎn)量作為區(qū)域物流能力的映射指標(biāo)，本文選擇貨運(yùn)量（以Logistics作為數(shù)據(jù)代號(hào)）作為分析數(shù)據(jù)。第二個(gè)指標(biāo)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平指標(biāo)。該指標(biāo)以當(dāng)?shù)谿DP數(shù)據(jù)（以GDP作為數(shù)據(jù)代號(hào)）來衡量。

1.2 數(shù)據(jù)處理

分析數(shù)據(jù)取攀枝花市1995～2008年年度數(shù)據(jù)，樣本量為13組，數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫以及攀枝花市年鑒和攀枝花市統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)，對(duì)按當(dāng)年價(jià)格計(jì)算的GDP時(shí)間序列數(shù)據(jù)，以按1978年不變價(jià)格進(jìn)行修正，以消除價(jià)格因素變動(dòng)的影響。貨運(yùn)量不受價(jià)格指數(shù)影響，不作價(jià)格修正。需要指出的是，攀枝花地區(qū)的數(shù)據(jù)樣本量較少，只有13組，對(duì)于下文的數(shù)據(jù)分析的精度有所影響。所以，在下文的數(shù)據(jù)分析時(shí)我們?nèi)?0%的置信區(qū)間以確保分析可靠。

對(duì)兩個(gè)指標(biāo)分別對(duì)時(shí)間作趨勢(shì)分析，發(fā)現(xiàn)二者都有不斷增長的趨勢(shì)，變動(dòng)方向一致，二者之間的相關(guān)關(guān)系應(yīng)該存在。

2 模型建立

2.1 時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了避免出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。運(yùn)用Eviews5.0軟件對(duì)1995～2007年GDP和Logistics數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

表1 單位根檢驗(yàn)表

在單位根檢驗(yàn)過程中，發(fā)現(xiàn)對(duì)GDP和Logistics作單位根檢驗(yàn)，不管是1階差分還是2階差分都不平穩(wěn)，對(duì)這兩組數(shù)據(jù)經(jīng)過對(duì)數(shù)變換后再作單位根檢驗(yàn)則能在2階差分平穩(wěn)。這說明，對(duì)于GDP與貨運(yùn)量之間的關(guān)系如果采用對(duì)數(shù)模型（后文中則以LGDP代表GDP的對(duì)數(shù)，LLOGISTICS代表LOGISTICS的對(duì)數(shù)）更能夠反映真實(shí)關(guān)系。而且，對(duì)于這兩者之間的關(guān)系還需要運(yùn)用協(xié)整理論和誤差修正模型來繼續(xù)研究。

2.2 因果關(guān)系檢驗(yàn)

在模型建立中，還要考慮貨運(yùn)量和國內(nèi)生產(chǎn)總值（LGDP）之間的因果關(guān)系，我們用Grange因果關(guān)系檢驗(yàn)來驗(yàn)證：

表2 LLOGISTICS與LGDP的滯后2期因果關(guān)系檢驗(yàn)

在滯后2期的條件下，原假設(shè)“貨運(yùn)量不是地區(qū)生產(chǎn)總值變化的原因”被接受，原假設(shè)“地區(qū)生產(chǎn)總值不是貨運(yùn)量變化的原因”被拒絕。也即是說，攀枝花地區(qū)生產(chǎn)總值是地區(qū)貨運(yùn)量變化的原因，地區(qū)生產(chǎn)總值在模型中應(yīng)為解釋變量，貨運(yùn)量在模型中應(yīng)為被解釋變量。區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的越快，區(qū)域物流能力就越強(qiáng)。當(dāng)然，還應(yīng)注意到，這樣的因果關(guān)系是在置信度水平為0.9的情況下勉強(qiáng)被接受的，當(dāng)置信度水平為0.95時(shí)則兩者之間的因果關(guān)系不確定。這種情況可能是因?yàn)闃颖玖刻伲挥?3組數(shù)據(jù)，如要獲得更一般的因果關(guān)系還需要數(shù)據(jù)量大一些。

2.3 協(xié)整檢驗(yàn)與誤差修正

協(xié)整檢驗(yàn)的概念是如果一組非平穩(wěn)時(shí)間序列存在一個(gè)平穩(wěn)的線性組合，即該組合不具有隨機(jī)趨勢(shì)，那么該組序列就是協(xié)整的，存在一種長期的均衡關(guān)系。協(xié)整性的檢驗(yàn)分為兩變量檢驗(yàn)和多變量檢驗(yàn)，兩變量檢驗(yàn)一般采用EG（Engle-Granger）兩步法，多變量檢驗(yàn)一般采用 JJ（Johanson-Jusdius）跡統(tǒng)計(jì)量法。由于本文只研究了兩變量之間的關(guān)系，所以采用EG兩步法。而誤差修正模型 （Error Correction Model，ECM）是一種具有特定形式的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，其基本思路是任何一組相互協(xié)整的時(shí)間序列變量都存在誤差校正機(jī)制，反映短期調(diào)節(jié)行為。

將地區(qū)生產(chǎn)總值 （LGDP）作為解釋變量，將區(qū)域物流（LLogistics）作為被解釋變量，對(duì)其進(jìn)行線性回歸，獲得模型如下：

可以看出，該回歸方程可決系數(shù)較高，回歸系數(shù)均顯著。對(duì)樣本量為14，一個(gè)解釋變量的模型，5%的顯著水平，查DW 統(tǒng)計(jì)表可知，dL=1.045，dU=1.350，模型中 dL＜DW＜4-dU，不存在自相關(guān)，該模型擬合較好。但也應(yīng)看到，這兩組數(shù)據(jù)由于是非平穩(wěn)數(shù)據(jù)，可能存在偽回歸，所以還要做協(xié)整檢驗(yàn)。

對(duì)其殘差序列et進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，可得

檢驗(yàn)臨界值為-3.286874，均小于10%和5%顯著性水平下的統(tǒng)計(jì)量值，表明殘差不存在單位根，是平穩(wěn)序列，說明區(qū)域經(jīng)濟(jì)（LGDP）和區(qū)域物流能力（LLogistics）之間存在協(xié)整關(guān)系。

區(qū)域經(jīng)濟(jì)（LGDP）和區(qū)域物流能力（LLogistics）之間有長期均衡關(guān)系，我們把誤差項(xiàng)et看作均衡誤差，設(shè)定誤差修正模型結(jié)構(gòu)如下：

上述的區(qū)域物流能力與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的誤差修正模型消除了非平穩(wěn)現(xiàn)象，兩者之間的協(xié)整關(guān)系也明確的表現(xiàn)出來，修正可決系數(shù)在可接受范圍之內(nèi)，各解釋變量的t檢驗(yàn)也都通過，DW檢驗(yàn)所得值則由于樣本量小于15個(gè)而不太可信。該誤差修正模型擬合較好。對(duì)該修正模型的分析可得，攀枝花地區(qū)區(qū)域物流能力的變化不僅取決于區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的變化，而且還取決于上一期物流能力發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的偏離。誤差項(xiàng)et（-1）估計(jì)的系數(shù)-1.076體現(xiàn)了對(duì)偏離的修正，而且該修正力度較大，短期修正趨勢(shì)明顯。

表3 LLGDP與LLogistics回歸殘差序列的單位根檢驗(yàn)

3 結(jié)論

由上述的分析可知，攀枝花地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展是區(qū)域物流能力的原因。這個(gè)結(jié)論的獲得將使傳統(tǒng)的區(qū)域物流能力和區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系的認(rèn)識(shí)有所改變。正如前文所說，以往的文獻(xiàn)的基本前提都是假設(shè)所分析地區(qū)為區(qū)域中心，經(jīng)濟(jì)發(fā)展增長極，所有的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)都從這里開始，周邊的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)都與之有強(qiáng)烈關(guān)聯(lián)，所以，得出的結(jié)論往往是區(qū)域物流為區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的原因。但并不是所有的地區(qū)都是區(qū)域中心，一些二級(jí)城市在融入經(jīng)濟(jì)區(qū)域時(shí)，就需要充分考慮其在區(qū)域中的地位，以正確指引其經(jīng)濟(jì)運(yùn)行。攀枝花地區(qū)在經(jīng)過上述分析后得出區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展是區(qū)域物流能力的原因正好以一個(gè)實(shí)證來豐富了區(qū)域經(jīng)濟(jì)理論，應(yīng)該說是一個(gè)較好的嘗試。對(duì)全文的總結(jié)可以得出以下結(jié)論：

（1）攀枝花地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展與區(qū)域物流能力之間的因果關(guān)系是單向的。區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展是區(qū)域物流能力發(fā)展的原因。

（2）攀枝花地區(qū)區(qū)域物流發(fā)展受到其他地區(qū)的影響，考慮到攀枝花市所處地理位置，該影響可能來自于昆明和成都，應(yīng)該將攀枝花市物流能力與兩地經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r作一個(gè)比較以進(jìn)行全面的數(shù)據(jù)分析，但本文限于篇幅不在此繼續(xù)研究。

（3）攀枝花地區(qū)區(qū)域物流與GDP之間存在長期的均衡關(guān)系。長期穩(wěn)定關(guān)系以正向1.076的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。而且短期調(diào)整力度較大，也即當(dāng)期物流能力的發(fā)展將會(huì)強(qiáng)烈的受到上一期區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。

[1]譚清美，馮凌云，葛云．物流能力對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)研究[J]．現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)探討，2003，（8）.

[2]閆秀霞，孫林巖．區(qū)域物流能力與區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)同發(fā)展研究[J]．經(jīng)濟(jì)師，2005，（3）.

[3]劉秉鐮．現(xiàn)代物流與區(qū)域競爭力之間的關(guān)聯(lián)機(jī)理[J]．學(xué)習(xí)與探索，2006，（2）.

[4]李希成．區(qū)域物流與區(qū)域經(jīng)濟(jì)的關(guān)系研究與建模[D]．重慶大學(xué)，2006.

[5]劉明菲，李蘭．區(qū)域物流與區(qū)域經(jīng)濟(jì)互動(dòng)作用機(jī)理分析[J]．工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2007,(3).

[6]劉南，李燕．現(xiàn)代物流與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究-基于浙江省的實(shí)證分析[J]．管理工程學(xué)報(bào)，2007，（1）.

[7]劉明菲，柯錦輝．區(qū)域物流與區(qū)域經(jīng)濟(jì)的協(xié)同性分析[J]．理論月刊，2008，（4）.

[8]黃波，孔凡士，劉威．河南省區(qū)域物流與GDP增長的協(xié)整與因果關(guān)系分析[J]．物流科技，2008，（4）.